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內(nèi)容摘要：公司治理機(jī)制的失效是導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的根源所在。本文研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系，從股權(quán)集中程度、控股股東性質(zhì)和股東活躍程度三個(gè)方面描述股權(quán)結(jié)構(gòu)，同時(shí)采用Z指數(shù)和凈資產(chǎn)收益率的波動(dòng)作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的度量指標(biāo)。研究結(jié)果表明股權(quán)結(jié)構(gòu)確實(shí)能影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，股權(quán)集中程度越高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低，國(guó)有上市公司的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)顯著低于非國(guó)有上市公司，股東活躍程度越高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低。

關(guān)鍵詞：公司治理股權(quán)結(jié)構(gòu)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)Z指數(shù)

近年來(lái)，許多國(guó)內(nèi)外知名的企業(yè)突然倒閉，轟動(dòng)性的公司丑聞接連不斷。盡管對(duì)此有諸多解釋?zhuān)?jīng)營(yíng)發(fā)展中對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的忽略無(wú)疑是重要原因之一。而公司治理機(jī)制的失效正是導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的根源所在。

股權(quán)結(jié)構(gòu)作為公司治理中內(nèi)部治理的主要組成部分，必然會(huì)影響企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)。大量的研究表明股權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)影響企業(yè)的價(jià)值（ShleiferandVishny，1986；Johson，2000；李增泉，2004），但是研究結(jié)論不一。利用中國(guó)上市公司的研究數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)控股股東控制現(xiàn)象較為突出，利用關(guān)聯(lián)交易、資金擔(dān)保等方式“掏空”上市公司，“掏空”的結(jié)果是上市公司喪失了大量的現(xiàn)金資源同時(shí)由于為其他企業(yè)擔(dān)保增加了潛在的清償風(fēng)險(xiǎn)（李增泉，2004）?；诖?，本文研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。

本文的研究意義表現(xiàn)在兩方面：一方面從理論上看，關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系的研究完善和發(fā)展了已有的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理理論，為深入檢視企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生根源提供了理論基礎(chǔ)；另一方面，從實(shí)踐上看，研究公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系有助于投資者正確評(píng)估企業(yè)狀況，減少投資損失，有助于銀行等金融機(jī)構(gòu)合理選擇放款對(duì)象，有效評(píng)估客戶企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，減少呆壞帳，有助于監(jiān)管機(jī)構(gòu)加強(qiáng)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的事前監(jiān)管，提高監(jiān)管效率，有助于上市公司合理選擇治理結(jié)構(gòu)，有效降低風(fēng)險(xiǎn)。

文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）股權(quán)集中度與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

近年來(lái)學(xué)者們關(guān)注到世界上許多國(guó)家的所有權(quán)結(jié)構(gòu)不是分散而是相對(duì)集中的，由此產(chǎn)生了對(duì)Berle-Means定理的質(zhì)疑并引發(fā)了公司治理研究新的熱潮。集中股權(quán)結(jié)構(gòu)的研究改變了整個(gè)公司治理研究的重心、主題和方向。在股權(quán)集中的情況下，控股股東掌握了公司的控制權(quán)，保證了其能夠依據(jù)自我意愿調(diào)控上市公司的經(jīng)營(yíng)決策，從而也引發(fā)了另一類(lèi)問(wèn)題的出現(xiàn)，即控股股東與中小股東的沖突。由于控股股東與中小股東的目標(biāo)函數(shù)不完全一致，控股股東更多地傾向于謀求自我獨(dú)享的控制權(quán)私有收益，而非可與中小股東共享的其他利益。特別是，控股股東對(duì)中小股東的利益侵占在法律和公司治理機(jī)制對(duì)中小股東的保護(hù)措施不足或低效在新興市場(chǎng)國(guó)家表現(xiàn)的尤為突出（LaPortaetal.，1999）。Johnsonetal.列出了控股股東侵占中小股東利益的幾種方式。LaPortaetal.（2002）認(rèn)為，高集中度的股權(quán)會(huì)降低對(duì)中小股東的侵占。江偉和沈藝峰（2005）認(rèn)為，第一大股東持股比例的增高意味著大股東在上市公司中的利益取向更傾向于“協(xié)同效應(yīng)”。因此，本文認(rèn)為在控股股東持股比例較高時(shí)，上市公司的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)較小，此時(shí)是利益的趨同效應(yīng)；相反當(dāng)控股股東持股比例較低時(shí)，控股股東掏空上市公司的動(dòng)機(jī)比較強(qiáng)烈，上市公司的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)較高。本文提出如下研究假設(shè)1：

H1：在其他條件相同的情況下，上市公司的股權(quán)集中度與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)成反比。

（二）控股股東性質(zhì)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

在既有研究中，對(duì)控股股東一是直接分為國(guó)有控制人與民營(yíng)控制人（劉芍佳，2003），另一種是進(jìn)一步細(xì)分為中央控制、地方控制與民營(yíng)控制人的上市公司（曾慶生，2004），且研究結(jié)論認(rèn)為這三類(lèi)控制人對(duì)上市公司的影響是不一致的。我國(guó)的民營(yíng)企業(yè)由于制度原因?qū)е氯谫Y約束問(wèn)題比較嚴(yán)重，其融資困境源于國(guó)有金融體制對(duì)國(guó)有企業(yè)的金融支持和國(guó)有企業(yè)對(duì)這種支持的剛性依賴（張杰，2001）。結(jié)合民營(yíng)企業(yè)面臨的融資約束問(wèn)題，本文認(rèn)為相對(duì)國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)更高，因此本文提出研究假設(shè)2：

H2：在其他條件相同的情況下，民營(yíng)上市公司的風(fēng)險(xiǎn)顯著高于地方政府控制的上市公司。

（三）股東活躍程度與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

張蕓（2008）利用中國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，一年內(nèi)股東大會(huì)召開(kāi)的次數(shù)與獨(dú)立董事的比例正相關(guān)，即隨著獨(dú)立董事比例的提高，股東大會(huì)召開(kāi)的次數(shù)增加，更多的中小股東可以通過(guò)股東大會(huì)加入關(guān)于公司經(jīng)營(yíng)管理狀況的討論。本文認(rèn)為在我國(guó)控股股東和終極控制人控制的背景下，更多地召開(kāi)股東大會(huì)對(duì)于解決控股股東與中小股東之間的成本有著積極的意義。因此本文提出假設(shè)3：

H3：在其他條件相同的情況下，股東活躍程度與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)。

樣本選擇與研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇

本文以1999-2006年為研究區(qū)間，以滬市A股的上市公司為研究樣本，在研究時(shí)剔除了ST、*ST公司以及金融企業(yè)。最后，本章共得到4292個(gè)觀測(cè)樣本。所有數(shù)據(jù)來(lái)自北京色諾芬信息服務(wù)有限公司提供的CCER中國(guó)證券市場(chǎng)上市公司一般財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)CSMAR。所有的數(shù)據(jù)采用Stata10軟件處理。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的度量。國(guó)內(nèi)外關(guān)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的研究主要分為三個(gè)方面：以財(cái)務(wù)指標(biāo)的波動(dòng)作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的度量；構(gòu)建財(cái)務(wù)預(yù)警模型；市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)測(cè)度方法（VaR）。國(guó)內(nèi)學(xué)者多利用第2種方法構(gòu)建財(cái)務(wù)預(yù)警模型來(lái)測(cè)度企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)（陳靜，1999；吳世農(nóng)、盧賢義，2001；楊淑娥，2003）。本文分別采用Altman（1968）的Z指數(shù)和凈資產(chǎn)收益率的波動(dòng)兩種方法度量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，分別表示為Risk1和Risk2，具體的計(jì)算公式分別見(jiàn)式（1）和式（2）：

Riks1=0.012×營(yíng)運(yùn)資金×100/總資產(chǎn)+0.014×留存收益×100/總資產(chǎn)+0.033×息稅前利潤(rùn)×100/總資產(chǎn)+0.006×股票總市值×100/負(fù)債賬面價(jià)值+0.999×銷(xiāo)售收入×100/總資產(chǎn)（1）

（2）

2.變量的選擇。本文的解釋變量主要有三個(gè)，一是股權(quán)集中度，本文用第一大股東持股比例（Vote）來(lái)表示股權(quán)集中度；二是控股股東的性質(zhì)，本文設(shè)置啞變量Holder，如果控股股東是國(guó)有的則為1，否則為0；三是股東活躍程度（Gdmeet），本文以一年內(nèi)召開(kāi)股東大會(huì)的次數(shù)表示股東的活躍程度。參照國(guó)內(nèi)外的研究，本文選擇了如下的控制變量：總資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）：凈利潤(rùn)/平均資產(chǎn)總額。該指標(biāo)反映企業(yè)的盈利能力狀況。數(shù)值越高，意味著企業(yè)利用資產(chǎn)獲取盈利的能力越強(qiáng)，亦說(shuō)明其遭受風(fēng)險(xiǎn)的可能性越低。因此，本文預(yù)測(cè)總資產(chǎn)回報(bào)率與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。市帳比（MB）：資產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值/資產(chǎn)賬面價(jià)值。市帳比反映企業(yè)未來(lái)的發(fā)展能力。該指標(biāo)數(shù)值越高，意味企業(yè)未來(lái)的成長(zhǎng)可能性越大。因此，本文預(yù)測(cè)市帳比與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)成正相關(guān)關(guān)系。企業(yè)規(guī)模（SIZE）。企業(yè)規(guī)模越大，越容易受到外部投資者的關(guān)注，其信息的不對(duì)稱(chēng)水平也越低，它們的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低。因此，本文預(yù)測(cè)企業(yè)規(guī)模與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)成負(fù)相關(guān)關(guān)系，并采用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)計(jì)算企業(yè)規(guī)模。資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）。資產(chǎn)負(fù)債率反映了企業(yè)的負(fù)債比例，債務(wù)比例越高則企業(yè)的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越高，因此本文選擇總負(fù)債占總資產(chǎn)的比例作為控制變量之一。成長(zhǎng)性（Growth）。公司成長(zhǎng)的越快，由于受到內(nèi)部管理、外部融資等方面的限制，公司的陷入風(fēng)險(xiǎn)的機(jī)會(huì)就越大，因此公司的成長(zhǎng)性同樣是影響公司風(fēng)險(xiǎn)的重要因素之一。本文采用公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的增長(zhǎng)率來(lái)表示公司的成長(zhǎng)性。年度控制變量（Year）：?jiǎn)∽兞俊Ｐ袠I(yè)控制變量（Ind）：?jiǎn)∽兞俊?/p>

3.回歸模型的構(gòu)建。本文采用的基本回歸模型如式（3）：

RISK=α0+α1OS+∑αControllingVariables+∑IND+∑YEAR+ε(3)

其中OS表示股權(quán)結(jié)構(gòu)變量，分別用第一大股東持股比例(Vote)、控股股東性質(zhì)（Holder）和股東活躍程度（Gdmeet）表示。

實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下：Risk1、Risk2、Vote、Holder、Gdmeet的均值分別為：3.323、0.067、0.440、0.767、8.707；中位數(shù)分別為：2.540、0.046、0.433、1.000、0.641；最大值分別為：20.520、0.520、0.886、1.000、71.040；最小值分別為：-2.790、0.004、0.066、0.000、0.260；標(biāo)準(zhǔn)差分別為：2.948、0.069、0.170、0.422、19.395。

先看企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)變量，Riks1的均值為3.323，而Risk2的均值為0.067，值得注意的是Riks1越大表示風(fēng)險(xiǎn)越小，而相反的是Riks2越大則表示風(fēng)險(xiǎn)越大。再來(lái)看解釋變量，先看第一大股東持股比例（Vote），該變量均值為0.44，說(shuō)明我國(guó)上市公司中第一大股東的持股比例較高，平均達(dá)到了44%，接近50%的絕對(duì)控股比例。如此高的持股比例也使得第一大股東有足夠的控制權(quán)“掏空”上市公司。股東活躍程度（gdmeet）的均值為8.7，但是中位數(shù)僅為0.64，最大值為71，最小值為0.26，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到19.39。描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果表明在我國(guó)大部分企業(yè)的股東活躍程度不高，但是個(gè)別企業(yè)股東活躍程度非常高，最高達(dá)到了一年召開(kāi)70次股東大會(huì)，不同企業(yè)之間的股東活躍程度存在較高差異?？毓晒蓶|性質(zhì)的均值為0.77，超過(guò)50%，同時(shí)中位數(shù)也為1，說(shuō)明樣本公司中國(guó)有企業(yè)的比例要高于非國(guó)有企業(yè)。

（二）相關(guān)系數(shù)分析

從表1可以看出，Risk1和Risk2之間顯著負(fù)相關(guān)，即兩種度量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的變量之間變動(dòng)方向是相反的；Riks1與第一大股東持股比例之間的相關(guān)系數(shù)為0.067，說(shuō)明第一大股東持股比例越高則企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低，Risk2與第一大股東持股比例之間的相關(guān)系數(shù)為-0.1055，說(shuō)明第一大股東持股比例越高則企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低；Riks1與控股股東性質(zhì)之間的相關(guān)系數(shù)為0.04，說(shuō)明國(guó)有上市公司的風(fēng)險(xiǎn)較低，Risk2與控股股東性質(zhì)之間的相關(guān)系數(shù)為-0.0965，說(shuō)明國(guó)有上市公司的風(fēng)險(xiǎn)較低；Riks1與股東活躍程度之間的相關(guān)系數(shù)為0.0921，說(shuō)明股東越活躍則企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低，Risk2與控股股東性質(zhì)之間的相關(guān)系數(shù)為-0.0751，說(shuō)明股東越活躍則企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低。

（三）回歸結(jié)果

1.因變量為Risk1的回歸結(jié)果。因變量為Risk1的回歸先將第一大股東持股比例、控股股東性質(zhì)和股東活躍程度變量分別代入回歸模型，最后再將這三個(gè)股權(quán)結(jié)構(gòu)變量一起代入，即分四個(gè)模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表2。從表2中可以看出，四個(gè)模型的F值均在10以上，說(shuō)明四個(gè)模型整體上而言是顯著的，同時(shí)調(diào)整的R平方均在0.25以上，說(shuō)明模型的總體擬合程度較高。具體到解釋變量，在模型1中，第一大股東持股比例Vote的回歸系數(shù)為0.334，且在10%顯著性水平下顯著，假設(shè)1成立；控股股東性質(zhì)Holder的回歸系數(shù)為0.19，且在1%顯著性水平下顯著，即國(guó)有上市公司的風(fēng)險(xiǎn)要顯著低于非國(guó)有上市公司，假設(shè)2成立；股東活躍程度Gdmeet的回歸系數(shù)為0.03，且在10%顯著性水平下顯著，即股東活躍程度越高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低，假設(shè)3成立；最后看模型4的回歸結(jié)果，第一大股東持股比例Vote的回歸系數(shù)為0.24，且在5%顯著性水平下顯著，假設(shè)1成立，控股股東性質(zhì)Holder的回歸系數(shù)為0.16，且在5%顯著性水平下顯著，假設(shè)2成立，股東活躍程度Gdmeet的回歸系數(shù)為0.02，且在10%顯著性水平下顯著，假設(shè)3成立。

2.因變量為Risk2的回歸結(jié)果。回歸方式同上文Risk1的回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。從表3中可以看出，四個(gè)模型的F值均在9以上，說(shuō)明四個(gè)模型整體上而言是顯著的，同時(shí)調(diào)整的R平方均在0.20以上，說(shuō)明模型的總體擬合程度較高。具體到解釋變量，在模型1中，第一大股東持股比例Vote的回歸系數(shù)為-0.011，且在10%顯著性水平下顯著，假設(shè)1成立；控股股東性質(zhì)Holder的回歸系數(shù)為-0.007，且在1%顯著性水平下顯著，即國(guó)有上市公司的風(fēng)險(xiǎn)要顯著低于非國(guó)有上市公司，假設(shè)2成立；股東活躍程度Gdmeet的回歸系數(shù)為-0.003，且在1%顯著性水平下顯著，即股東活躍程度越高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低，假設(shè)3成立；最后看模型4的回歸結(jié)果，第一大股東持股比例Vote的回歸系數(shù)為-0.01，且在10%顯著性水平下顯著，假設(shè)1成立，控股股東性質(zhì)Holder的回歸系數(shù)為-0.006，且在1%顯著性水平下顯著，假設(shè)2成立，股東活躍程度Gdmeet的回歸系數(shù)為-0.002，且在1%顯著性水平下顯著，假設(shè)3成立。

結(jié)論

本文從股權(quán)集中程度、控股股東性質(zhì)和股東活躍程度三個(gè)角度來(lái)度量企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，并研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系，并得出了如下的結(jié)論：

（一）股權(quán)集中度越高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低

本文以控股股東持股比例作為股權(quán)集中度的替代變量，發(fā)現(xiàn)其與Z指數(shù)顯著正相關(guān)，與凈資產(chǎn)波動(dòng)程度顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明控股股東持股比例越高則企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越低，本文的研究結(jié)論印證了江偉和沈藝峰（2005）的觀點(diǎn)，即第一大股東持股比例的增高意味著大股東在上市公司中的利益取向更傾向于“協(xié)同效應(yīng)”從而有效的降低了控股股東“掏空”行為。

（二）控股股東性質(zhì)會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

本文的研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有上市公司的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)要顯著低于非國(guó)有上市公司。一方面由于國(guó)有企業(yè)與政府關(guān)系密切，因而能夠較容易獲得銀行貸款；此外，民營(yíng)控制人的自我盈利要求較高，因而相對(duì)國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)上市公司面臨著較高的外部融資約束和自我盈利要求，因而民營(yíng)上市公司的風(fēng)險(xiǎn)較高。

（三）股東活躍程度會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

本文以一年中股東大會(huì)的召開(kāi)次數(shù)作為股東活躍程度的替代變量，研究發(fā)現(xiàn)股東活躍程度越高則企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)越低。在我國(guó)的上市公司中，增加股東大會(huì)的召開(kāi)次數(shù)，提高中小股東參與公司經(jīng)營(yíng)決策的機(jī)會(huì)與積極性可以很好的抑制控股股東的“掏空”行為，從而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

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