雷光勇 邱保印 姜彭

(對外經(jīng)濟貿易大學國際商學院，北京 100029)

引言

公司治理機制在很大程度上內生于企業(yè)所處的制度環(huán)境，探究制度環(huán)境如何影響治理結構依然是當代公司治理研究的基石(Shleifer and Vishny，1997；La Porta et al.，1998；陳信元、汪輝，2004；夏立軍、方軼強，2005；夏立軍、陳信元，2007；鄭志剛等，2011)[21][33][41][55][54][63]。Stulz and Williamson(2003)[35]提出的制度分析框架認為，公司治理結構及其經(jīng)濟后果應分別置于第1層次的非正式制度(如規(guī)范、習俗、傳統(tǒng)及宗教)和第2層次正式制度(如規(guī)章、法律和產(chǎn)權)下進行分析。股權結構一直以來作為公司治理研究的核心，受到諸如文化、道德、關系等非正式制度的影響，也會受到諸如法律、政治、媒體等正式制度的影響。社會信任不僅是一國文化傳統(tǒng)的產(chǎn)物，而且代表著傳統(tǒng)的信仰和價值觀，作為非正式制度通過民族、宗教和社會群體逐代衍傳(Guiso et al.，2006，2008；Sapienza et al.，2014)[14][15][32]。本文將非正式制度的落腳點歸結為社會信任，由此考察其對股權制衡機制及其后果的影響。我們認為，股權制衡的本質在于代理問題的產(chǎn)生，而代理問題的本質在于契約參與者之間的信任程度。股權集中仍然是當下中國企業(yè)股權結構的主要特征。股權相對集中時，股權契約沖突的主導模式是大股東掏空效應(Shleifer and Vishny，1997； La Porta et al.，2000；陳信元、黃俊，2007)[21][22][40]，并由此產(chǎn)生第二類代理問題。社會信任通過促進陌生參與者之間的有效合作，成為契約關系建立與履行的重要保障。簽訂契約時，由于參與者的未來認知有限，且對事后對方的不當行為的懲罰能力有限，契約參與者彼此之間的互信，就顯得尤為重要。基于信任的履約作用，我們認為，在不同信任度的社會環(huán)境中，外部投資者對企業(yè)控股股東不僅可以直接產(chǎn)生不同程度的信任，而且也可以緩解彼此之間的代理問題，從而其對股權制衡產(chǎn)生不同需求。研究社會信任對股權制衡的直接效應及其經(jīng)濟后果，在社會信任普遍缺失的當下中國，更具現(xiàn)實意義。

本文主要考察股權制衡是否受企業(yè)所在地區(qū)社會信任特征的影響。社會信任不僅是一國文化傳統(tǒng)的產(chǎn)物，也是社會資本的重要組成因素(Putnam，1993；Fukuyama，1995；Guiso et al.，2006，2010)[31][11][14][18]，社會信任由此成為界定經(jīng)濟交換的基礎(Williamson，1993)[37]。研究顯示，社會信任可以促進經(jīng)濟增長與社會效率(La Porta et al.，1997；Knack and Keefer，1997；Zak and Knack，2001)[23][20][38]、國際貿易與投資(Guiso et al.，2009；趙家章等，2014)[17][60]、金融市場發(fā)展(Guiso et al.，2004，2008)[13][16]，及公司融資與并購(Bottazi et al.，2011；Duarte et al.，2012)[2][7]，并提升企業(yè)信息透明度及其市場反應(Mikhail et al.，2013；Klodiana and Anamaria，2013)[26][6]。然而，社會信任通過緩解企業(yè)控股股東與外部中小股東之間的代理問題，進而對企業(yè)股權制衡產(chǎn)生影響的文獻尚未發(fā)現(xiàn)。中國企業(yè)的公司治理雖經(jīng)歷“三權四會”改革，但大股東侵害其他中小股東的現(xiàn)象依然存在(李增泉等，2005；姜國華等，2005)[47][46]。所有權結構作為一種重要的治理機制，對股東行為有重要影響。在實際情境中，大股東為何愿意分散股權給可能抗衡自己的其他股東，而非分散的投資者？其他股東為何愿意購買該公司股票而不是其他？社會信任可抑制契約不能完全情況下參與者對方的道德風險(Williamson，1993；Guiso et al.，2008；Carlin et al.，2009)[37][16][3]。社會信任作為信譽保障機制可以削弱控股股東對其他股東的欺詐程度，找到解決企業(yè)代理問題的途徑。在低信任度的社會中，控股股東有可能利用其權利和信息優(yōu)勢對其他股東形成侵占和欺詐。社會信任通常界定為交易一方被對方欺騙的主觀概率(Guiso et al.，2008)[16]，一個地區(qū)的社會信任度對該地區(qū)人們行為產(chǎn)生的基礎性作用，必然影響到大股東對其他股東的侵占行為，從而使其他股東是否信任大股東、是否需要制衡，就成為外部投資者現(xiàn)實的判斷與選擇問題。

中國社會轉型過程中，正式制度仍然不健全(Peng and Zhou，2005)[30]，社會信任普遍缺失，商業(yè)交易基于熟人原則。盡管中國有統(tǒng)一的法律制度執(zhí)行體系，但地區(qū)間的市場化進程和法律執(zhí)行力度并不一致(樊綱等，2011)[42]，法律執(zhí)行效果存在巨大差異。市場化進程和法律執(zhí)行效率，不僅從正式制度角度構成公司治理的外部環(huán)境，而且法律通過投資者保護而影響到企業(yè)具體行為，這成為解決代理爭端的基礎性手段。一種法律公正實施的法治環(huán)境，可為陌生人提供互相合作和解決爭端的參照背景，使社會信任緩解控股股東與其他股東之間的代理問題，依賴于法律制度的執(zhí)行效率。另一方面，作為非正式制度的社會信任能在法律執(zhí)行缺失的情況下發(fā)揮作用，減少環(huán)境不確定性為組織提供穩(wěn)定的制度環(huán)境。那么，法律執(zhí)行是彌補社會信任普遍缺失帶來的股權制衡效果弱化，還是強化社會信任具有的股權制衡效果？是一個需要實證的問題。

本文貢獻表現(xiàn)在：第一，以往研究更多關注法律制度、投資者保護對股權結構的影響(La Porta et al.，1998，2000)[33][22]，較少關注非正式制度對股權制衡的影響，本文從社會信任角度展開股權制衡機制及其效果的探討，便是其有益補充；第二，本文通過考察企業(yè)股權結構的內生決定機制，揭開股權制衡背后的黑箱，可有效推進和豐富公司治理的研究領域。具體而言，本文從外部治理視角發(fā)現(xiàn)社會信任對股權制衡具有直接效應，認為其對股權制衡的機理在于，信任通過緩解控股股東與其他中小股東之間的第二類代理問題而發(fā)揮作用；第三，本文結合法律執(zhí)行力度，發(fā)現(xiàn)社會信任對股權的制衡，依賴于企業(yè)所在地區(qū)的法律執(zhí)行效率，正式制度與非正式制度的結合對企業(yè)股權制衡效果的影響更大。第四，本文進一步揭示了外部治理機制社會信任對微觀企業(yè)的促進作用，并且與公司內部治理機制股權制衡共同決定企業(yè)經(jīng)濟后果。

理論分析與研究假說

一國法律制度安排對中小股東有重要保護作用，并成為金融市場發(fā)展的基礎(La Porta et al.，1998；Faccio et al.，2002)[33][9]，但非正式制度安排是否對一個國家或地區(qū)的中小股東保護產(chǎn)生影響及如何產(chǎn)生影響，則仍然不清楚。Guisoet al.(2006)[14]認為，一國文化傳統(tǒng)代表的信仰、價值觀等意識形態(tài)，往往通過民族、宗教和群體一代一代傳下去。社會信任文化作為非正式制度安排的主要體現(xiàn)，因其具有的潛在經(jīng)濟交易價值，受到經(jīng)濟學和金融學的廣泛關注。社會信任可以促進投資、貿易、經(jīng)濟增長、地區(qū)金融發(fā)展、股票市場參與度、風險資本投資、企業(yè)融資及并購等(Knack and Keefer，1997；Zak and Knack，2001；Guiso et al.，2004，2008；Bottazi et al.，2011；Duarte et al.，2012；Mikhail et al.，2013, Klodiana and Anamaria，2013)[20][38][13][16][2][7][26][6]。此類研究的共通之處在于，將社會信任視為建立契約關系的一種重要保障機制，尤其是在簽訂契約時人們對未來認知有限、對事后不當行為的懲罰能力有限時。從股權結構及其制衡角度看，關系性契約使得控制股東和中小股東的資本成為企業(yè)組成部分，但企業(yè)經(jīng)營是個動態(tài)過程，具有很大程度的不確定性，中小股東和控股股東之間不可能在契約里就所有的可能事件，事先做出完備的明確規(guī)定，因此，那種無法明確的隱性契約中，往往包含各股東在得失和隱性懲罰方面的默契。隱性契約中建立的默契構成簽約者之間的相互信任。即使如此，明確的和隱含的契約建立起來的只是一定程度的可預見性，并不包含就意外事件訴諸普適的、非特定方式的所有條款。不間斷的關系及不確定性在很大程度上，取決于各種使協(xié)議雙方產(chǎn)生所處環(huán)境的普遍信任。基于此，除股東之間明確及隱性契約所形成得失和懲罰方面的默契之外，在高信任度的社會中，中小股東對企業(yè)實際控制人可產(chǎn)生一種內在的、基于社會文化傳統(tǒng)判斷的高度信任感，進而判斷出實際控制人不會對其欺詐，從而在高信任環(huán)境中不會產(chǎn)生對控股股東監(jiān)督與制衡的內生需求。理論上，社會信任表現(xiàn)為一方自愿依賴另一方的行動預期，預判另一方有良好行為存在，不需要外生性監(jiān)督(Coleman，1990；Mayers，1984)[5][27]。尤其是，社會信任被視為風險狀況下對合作伙伴的一種天生信賴(Inkpen and Currall，2004)[19]，由此可認為，在信任度較低的社會中，中小股東由于擔憂控股股東侵占自身利益，其理性選擇表現(xiàn)為，要么放棄對該企業(yè)的資本投入，從而使金融市場發(fā)展受阻；要么通過幾個大股東分享控制權形成互相監(jiān)督之態(tài)勢，達到對控股股東的制衡目的。基于上述分析，提出假設1：

假設1：在其它條件不變的情況下，企業(yè)所在地區(qū)社會信任度越高，外部投資者對股權制衡的內生性需求越低。

在一個社會信任高的地區(qū)，中小股東對控股股東具有較高的固有信任，可能不會產(chǎn)生股權制衡的內生需求。這僅僅是社會信任的直接效應，我們需要進一步分析制衡控股股東的深層原因。后者源于控股股東和中小股東之間存在的代理沖突。所有權結構作為一種重要的治理機制，對股東行為有重要影響。在英美法系的發(fā)達國家外，大股東侵占中小股東是最普遍和嚴重的代理問題(La Porta et al.，2002)[24]，這源于控制權和現(xiàn)金流權間的偏離，使控股股東以較小的現(xiàn)金流權獲得較大控制權。這意味著大股東控制的資本遠大于自身資本投入，控股股東有動機攫取中小股東和利益相關者的利益。這種兩權分離引起的第二類代理問題及其引致的大股東制衡是中國公司治理的關鍵所在(唐躍軍等，2012)[50]。在此問題上，中小股東由于缺乏必要信息、或由于控股股東向其傳遞錯誤的信息而做出無效決定。社會信任作為社會經(jīng)濟交易與社會交往的基礎已是不爭事實，并能進一步促進市場機制作用的發(fā)揮。社會信任產(chǎn)生的源起，恰好是緩解控股股東和中小股東代理沖突的潤滑劑。因此，控股股東與中小股東之間的相互信任不僅減少控股股東的欺詐概率，而且使信息這種經(jīng)濟和便捷的手段成為兩者間的橋梁。在此過程中，社會信任既可間接地減少談判和簽約成本，也可直接地減少對控股股東的監(jiān)督成本，從而有效促進中小股東與控股股東之間的合作。綜上分析，信任為各合作參與者提供了基礎性的道德底線判據(jù)，隱含著信任程度高的人與信任程度低的人相比，前者更愿意合作(Gambetta，1988)[12]，從而道德風險發(fā)生概率較低。其次，為獲取正確信息進行監(jiān)督，懲罰成本有可能是高昂的，此時中小股東與控股股東之間的信任作為一種約束機制，可以緩解契約參與者雙方之間的代理沖突。換言之，代理問題越嚴重的企業(yè)，社會信任對股權制衡可能會發(fā)揮越重要的作用?；谏鲜龇治?，提出假設2：

假設2：在其它條件不變的情況下，代理問題越嚴重的企業(yè)，社會信任對股權制衡的影響更大。

社會信任作為一個社會的非正式制度安排，已成為影響企業(yè)股權結構的重要因素，但不能就此認為社會信任決定著企業(yè)股權結構，作為正式制度的法律制度執(zhí)行也可能潛在影響社會信任與股權結構之間的關系。研究表明，法律執(zhí)行通過投資者保護影響到企業(yè)行為(La Porta et al.，1998，2002；Dyck and Zingales，2004；Chen et al.，2009；王鵬，2008；肖作平，2012)[21][24][8][4][51][56]。充分的產(chǎn)權保護和高效的合同執(zhí)行對“法院”提出較高要求。法院執(zhí)法質量不僅影響到人們對司法公正的整體信心，進而對人們預期產(chǎn)生重要影響，而且對社會成員的精神面貌、經(jīng)濟行為產(chǎn)生重要作用，助長好的或壞的社會風氣(馮旭南等，2011)[43]。因此，法律執(zhí)行就社會信任與股權制衡效應的影響，可能產(chǎn)生兩種截然不同的結果。

首先，在健全的法制環(huán)境下，契約參與者失信代價較大，很可能迫使其對他人產(chǎn)生必要的信任感，并借助法律強制彌補信任缺失可能產(chǎn)生的損失。而且公正實施的法律制度，可為陌生參與者提供合作和解決爭端的基礎與底線判斷，從而擴大社會信任發(fā)揮作用的范圍。同時，社會信任隱含著共同的意識形態(tài)資本和價值觀，確保陌生人之間形成合作(Guiso et al.，2008)[16]。更進一步，隨著現(xiàn)代社會程序化和制度化的推進，以工具理性為基礎的、非人格的、超越具體情境的程序或制度，構成社會運行的基本性框架。在這種情況下，社會成員作為這些抽象的程序或制度具有的系統(tǒng)性人，對社會系統(tǒng)的良性運行與協(xié)調發(fā)展至關重要。一個通過規(guī)則和法律運行的社會，當試圖使其他人做相同事情時，將更具可信性。人格信任是對某具體任務的信任，系統(tǒng)信任則是對匿名者組成的制度系統(tǒng)的信任(鄭也夫，2003)[62]。由此可以得出，當其他股東因信任控股東而放松對股權的制衡時，控股股東若對其他股東侵占和欺詐時，可以依據(jù)高效執(zhí)行的法律給予替代保障，即社會信任會在有效的法制環(huán)境下對企業(yè)股權制衡的影響更大。

其次，盡管產(chǎn)權和其他現(xiàn)代經(jīng)濟制度是建立股份公司必不可少的條件，但不足以構成企業(yè)良好運行的充分條件，還必須與其他規(guī)范和習俗結合。這些規(guī)范和習俗若起到正面作用，契約就可實現(xiàn)無信任基礎的陌生人之間的信任，這種信任情境必然影響到企業(yè)經(jīng)營決策的過程及結果。當擁有資本的投資人信任經(jīng)營者將資本投入企業(yè)時，這種合作不僅依賴于未來的投資回報預期，也涉及到各種不完備契約。非正式制度的社會信任和正式制度的法律執(zhí)行，是影響契約參與者的未來應對行動和契約執(zhí)行的重要因素，最終也影響到股權制衡問題。North(1990)[28]將制度定義為約束組織行為及其相互關系的規(guī)則，由正式制度、非正式制度和制度實施共同構成，并且認為制度環(huán)境是導致經(jīng)濟組織效率差異的決定因素。非正式制度會在正式制度缺失的情況下發(fā)揮約束作用，以減少不確定性并為組織提供穩(wěn)定的制度環(huán)境。正式制度與非正式制度在變遷方式和速度上的差異以及二者的互動機制，決定了制度環(huán)境的穩(wěn)定性和有效性(Pejovich，2006)[29]。在中國，作為非正式制度安排主要表現(xiàn)的社會信任，其重要性很大程度上超過正式社會組織提供的保障與激勵作用。合同雖以法律形式確認，但卻依靠建立在信任基礎上的參與者執(zhí)行(Fukuyama，2001)[44]。同時，法治的實效建立在社會成員對法律體系的信任基礎上。社會公正和公平更需要社會普遍的信任支撐。因此在民主、法治、公正的社會環(huán)境中，社會成員離不開信任，信任政治、法律、規(guī)則的公平性，信任信息的可靠性、真實性，信任社會關系的穩(wěn)定性(楊明等，2014)[57]。并且，當作為正式制度安排的法律執(zhí)行效率較低時，法律執(zhí)行者和企業(yè)實際控制人有可能合謀剝削其他股東權益。正式制度的執(zhí)行者則從企業(yè)獲取個人私利，如挪用企業(yè)資源、牟取賄賂資本，賄賂上級部門以實現(xiàn)自身的政治升遷(Shleifer and Vishny，1994；FryeandShleifer，1997)[34][10]?？毓晒蓶|在侵占、掠奪其他股東時則可豁免法律懲戒。此時，其他股東和控股股東之間的信任被視為建立契約關系的重要保障，社會信任可彌補法律執(zhí)行不足，最終影響到企業(yè)股權制衡效果。基于上述分析，提出假設競爭性假設3：

假設3a：其它條件不變的情況下，企業(yè)所在地區(qū)的法律執(zhí)行效率越高，社會信任對股權制衡的影響效果就越低。

假設3b：其它條件不變的情況下，企業(yè)所在地區(qū)的法律執(zhí)行效率越低，社會信任對股權制衡的影響效果就越低。

本文起點是將社會信任視為建立契約關系時的一種保障機制，尤其是在簽訂契約時人們對未來的認知有限、對事后不當行為的懲罰能力有限時。契約的無法完備性及未來的不確定性，使得信任和契約緊密聯(lián)系在一起。當契約簽訂者不能完全控制未來事件時，只要那些事件是人為的，信任就可成為契約簽訂者的憑借。更普遍的情況是，從獨資企業(yè)到股份制企業(yè)，企業(yè)獲得了充裕的發(fā)展資本和人力資本，企業(yè)所有者也由一人變成多人，同時也擴大了企業(yè)與政府、產(chǎn)業(yè)內和產(chǎn)業(yè)外的企業(yè)，及其他經(jīng)濟實體的聯(lián)系，以此增強了獲取和調用稀缺資源的能力。這些聯(lián)系和資源在一定程度上影響到公司利潤和價值。在此過程中，信任促進了企業(yè)與各種聯(lián)系中的合作，每個企業(yè)的成功依賴于其他合作者采取的行動，參與者數(shù)量眾多，而這些參與者中的每個都是自由的和不可預測的行動者，導致不確定性和風險成倍增加。此時信任顯得尤為重要，由此成為合作中不確定性和風險的擔保機制，以及合作者對未來預期的底線保證。具體就社會信任通過股權制衡這個中介變量，對企業(yè)經(jīng)濟后果的影響來看，中國企業(yè)股權結構集中，并以控制人親自或委派親信經(jīng)營為主要特點。股東與經(jīng)理層之間的第一類代理問題并不嚴重，相反股權集中擁有的控制權，及直接或間接擁有的經(jīng)營權，產(chǎn)生了更嚴重的第二類代理問題。第二類代理問題中，大股東有更強烈動機最大化自身利益，尤其中國股市特點使大股東在股票升值中獲得的收益并不容易實現(xiàn)，大股東為公司提供有效融資等增加企業(yè)價值的行為就值得懷疑。大股東通過對公司資源占用、盤剝等實現(xiàn)自身利益最大化，在中國成為常態(tài)，這自然損害上市公司的經(jīng)營狀況，進而影響到企業(yè)績效。相對中小投資只能“用腳投票”方式履行對控股股東的監(jiān)督而言，通過少數(shù)大股東分享控制權，形成監(jiān)督的態(tài)勢，更易達到制衡控股股東濫用權利的目的，以此約束大股東對中小股東利益的掠奪，從而緩解大股東與中小股東之間的代理問題。Faccioet al.(2002)[9]對西歐各國的研究發(fā)現(xiàn)，第二大股東的持股比例與公司股利分配率呈顯著正向關系；Maury和Pajuste(2005)[25]發(fā)現(xiàn)，通過眾多股東制衡控股股東的公司與企業(yè)價值顯著正相關。王躍堂等(2008)[53]發(fā)現(xiàn)，股權制衡可顯著提高會計信息質量。毛世平(2009)[49]發(fā)現(xiàn)，股權制衡正面治理效應的發(fā)揮有條件限制。綜合以上分析，各地區(qū)社會信任度的不同是公司外部治理機制面臨的外部環(huán)境，所處地區(qū)的社會信任環(huán)境越好，在一定程度上更好地制衡控股股東的利益侵占行為，緩解第二類代理沖突，使控股股東將更多資源和精力投入企業(yè)經(jīng)營中，進而提高企業(yè)績效和價值?；谏鲜龇治?，提出假設4：

假設4：在其它條件不變的情況下，社會信任對股權制衡的影響越大，企業(yè)績效提升就越大。

研究設計

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2003～2012年中國A股公司研究。初始樣本作如下篩選：(1)剔除金融類公司，這類上市公司財務狀況與其他類公司存在較大差異；(2)剔除當年被ST、ST*和PT的公司，這些公司的財務數(shù)據(jù)異常，若將這些公司納入樣本中將影響結果；(3)剔除數(shù)據(jù)不全的樣本；(4)為消除極端值影響，對本文使用到的主要連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理，最終有效樣本數(shù)為15186個；相關財務和公司治理數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計分析采用STATA12.0。

二、主要變量定義

1.股權制衡的度量

本文使用兩個股權制衡指標，其中Z1=第二至第十大股東持股比例之和/終極控股股東控制權(SH2-10/CONTROL)；Z2=第二至第五大股東持股比例之和/終極控股股東控制權( SH2-5/CONTROL) 。王奇波、宋常(2006)[52]將股權制衡定義為控制權由幾個大股東分享，通過內部牽制使得任何一個大股東都無法單獨控制企業(yè)的決策；以及趙景文等(2005)[61]提出，股權制衡是指在公司中至少有兩個大股東共享控制權的股權結構模式。

2.社會信任的度量

根據(jù)以往社會信任的研究，社會信任在一個地區(qū)經(jīng)過世代相傳而不容易變化，Putnam(1993)[31]認為，社會信任是一種在幾個世紀的歷史中形成的人們之間在商業(yè)和市民活動中“水平聯(lián)系網(wǎng)絡”的習慣。Guisoet al.(2006，2008)[14][16]和Sapienza et al.(2014)[32]認為，社會信任不僅是一國文化傳統(tǒng)的產(chǎn)物，而且代表傳統(tǒng)的信仰和價值觀，作為非正式制度通過民族、宗教和群體逐代衍傳。因此本文選取兩個社會信任的衡量指標：(1)社會信任(Trust1)，來自中國企業(yè)家調查系統(tǒng)2000年的全國問卷調查。該調查向15000家企業(yè)發(fā)出問卷，回收有效問卷5000多份。調查涉及全國31個省、自治區(qū)和直轄市，調查對象主要是一些企業(yè)和企業(yè)領導人，有關信任的問題設計是：根據(jù)您的經(jīng)驗，您認為哪五個地區(qū)的企業(yè)比較守信用？本研究主要參考張維迎和柯榮住(2002)[59]分別計算一個地區(qū)被認為最守信用和依次排位的次數(shù)，及占所有回答者的比例。劉鳳委等(2009)[48]、張敦力等(2012)[58]、Wu et al.(2014)[36]用同樣指標進行相關研究。(2)社會信任(Trust2)，采用2005～2008年平均非政府組織在每百萬省人口數(shù)值作為社會信任替代指標。在一定社會中，越是積極參與各種社團組織的居民，越能從與他人的交往中認識到互助、合作、友善、共識、公益等人際關系處理方式在協(xié)調彼此關系、增進社會福利過程中的重要性，它們構成社會信任的核心特征(Bellah et al.，1985)[1]。Wu et al.(2014)[36]也采用相同指標進行了研究。

3.代理成本的度量

本文將代理成本定義為控股股東控制權和現(xiàn)金流權偏離程度(D＝控制權/現(xiàn)金流權)衡量第二類代理問題的嚴重程度。同時，根據(jù)D中位數(shù)，生成高代理成本變量HighD，大于D的中位數(shù)為1，否則為0。La Porta et al.(2002)[24]指出，控制權和現(xiàn)金流權的偏離使終極控股股東，可以較小的現(xiàn)金流權獲得較大控制權，導致了控股股東和中小股東之間的代理問題。

4.法律執(zhí)行效率

本文將樊綱等(2011)[42]提供的地區(qū)法律制度環(huán)境得分，作為本文法律執(zhí)行效率的替代指標。由于各地區(qū)法治水平在不同年度間有一定變動，且法律等制度對企業(yè)行為的影響往往具有一定滯后性，企業(yè)股權特征往往是一個逐漸形成的過程，因此，我們采用樊綱等(2011)報告2000～2009年度數(shù)據(jù)予以平均，用均值作為最終法律執(zhí)行效率指數(shù)。

三、檢驗模型的設定

1.為檢驗假設1，我們設定如下模型：

模型(1)中，股權制衡Z受非正式制度社會信任的影響，我們預期社會信任高的地區(qū)，由于中小股東對大股東固有的信任，股權制衡需求較低，因此在此模型中預計 ɑ1系數(shù)為負數(shù)。

2.為檢驗假設2，我們設定如下模型：

模型(2)中，HighD表示大于代理成本D中位數(shù)時取1，否則為0。此模型用來檢驗社會信任對股權制衡影響的原因，股權制衡是由于控股股東與中小股東之間存在代理，而社會信任具有緩解代理作用，那么在代理成本越高的企業(yè)中，社會信任應對緩解股權制衡表現(xiàn)得更重要。我們預計 ɑ3為負數(shù)。

表1 主要變量名稱及其定義

3.為檢驗假設3，我們設定如下模型：

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

表3 全樣本主要因變量和自變量Spearman相關性統(tǒng)計結果

模型(3)中，LowLawmean和HighLawmean分別表示法制化指數(shù)低于中位數(shù)和高于中位數(shù)?；谇拔姆治稣街贫鹊姆尚士赡軙撛诘挠绊懼鐣湃闻c股權結構的關系。因此，在此模型中我們不能確定ɑ3的系數(shù)。

4.為檢驗假設4，我們設定如下模型：

模型(4)中，我們將檢驗社會信任所影響的股權制衡所導致的經(jīng)濟后果，較好的股權制衡通過可以抑制大股東對中小股東的掏空行為，從而使控股股東把精力投入到企業(yè)的經(jīng)營中，進而導致更好的經(jīng)營績效，因此我們預計 ɑ3為正數(shù)。同時，也將TobinQ作為另外一個企業(yè)經(jīng)濟后果變量，替換ROA進行實證檢驗。

實證檢驗與結果分析

一、描述性統(tǒng)計與分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，Panel A是因變量描述性結果。股權制衡度Z1均值為1.73，標準差是0.68，Z2均值為1.59，標準差是0.56，表明企業(yè)平均前二到前十股東和前二到前五股東所持股權對控股股東具有一定制衡作用，且不同企業(yè)間的制衡存在差異。資產(chǎn)收益率ROA均值為0.04，與以往研究一致，標準差為0.06，企業(yè)間存在一定差異，但差異不大。托賓Q值TobinQ均值為1.72，標準差為1.07，表明企業(yè)間存在較大差異。

Panel B是自變量描述性結果。社會信任指標Trust1均值為3.78，標準差為1.15，Trust2均值為3.15，標準差為1.02，表明中國地區(qū)間采用兩個社會信任指標都存在差異。企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)值SIZE均值21.55，標準差為1.18，表明企業(yè)規(guī)模存在較大差異。企業(yè)資產(chǎn)負債率LEV均值為0.47，標準差為0.21，與以往研究一致。總資產(chǎn)周轉率AT均值為0.23，標準差為0.57，企業(yè)間存在一定差異。高管持股GH均值為0.05，標準差為014，企業(yè)間差異較小。代理成本D均值為1.47，標準差為1.43，表明不同企業(yè)間存在不同程度的代理問題。法律執(zhí)行效率指數(shù)Lawmean均值為7.12，標準差為3.08，說明我國各地區(qū)間法律執(zhí)行效率指數(shù)存在巨大差異。

二、相關性分析

表3報告了主要因變量和自變量的Spearman相關系數(shù)結果。從相關性結果看出，首先，股權制衡的兩個變量，兩個股權制衡指標顯著正相關關系，表明選擇股權制衡兩個指標沒有矛盾，具有同向作用；其次，選擇的兩個社會信任直接也都是顯著的正向相關關系，其中Trust1與Trust2相關系數(shù)為0.56，表明不同社會信任的間接衡量指標，在衡量社會信任時具有一致性；第三，相關系數(shù)初步顯示，股權制衡、社會信任與兩個經(jīng)濟結果的變量之間呈顯著正向關系。

三、社會信任與股權制衡的檢驗結果

表4 社會信任對股權制衡直接影響及機制影響

表4通過兩種通道檢驗了社會信任與股權制衡的OLS回歸結果。首先，檢驗了社會信任對股權制衡的直接影響，結果發(fā)現(xiàn)，社會信任(Trust1)控制其他因素后，與股權制衡指標(Z1)顯著負相關，顯著水平為0.01。也即驗證了假設1，在一個高度信任的社會中，其他股東由于對企業(yè)控制人產(chǎn)生一種內在的、固有的高度信任，判斷企業(yè)控制人不會欺詐，自然這種情況下不需要對控股股東的監(jiān)督制衡；也間接驗證了La Porta et al.(1997)[23]認為，信任確保在陌生人或不經(jīng)常見面的人之間形成合作，其他股東信任控股東將資本委托給大股東經(jīng)營，最終促進大機構的形成。其次，我們進一步檢驗社會信任為何緩解投資者對股權制衡的需求，在加入社會信任與高代理成本的交互項(stdTrust1_HighD)后發(fā)現(xiàn)，社會信任(Trust1)及交互項(stdTrust1_HighD)都顯著為負，顯著性為0.01。也即驗證了假設2，代理問題越嚴重的公司，社會信任度對股權制衡的負面作用更強，與Inkpen and Currall(2004)[19]將信任定義為一方確信另一方不會利用自身弱點來獲利行為定義相一致。這也進一步驗證Coleman(1990)[5]構建的信任理論模型，從委托代理角度得出兩個行動者直至涉及多個行動者的信任關系，可減少監(jiān)督和懲罰成本?？刂谱兞恐校Y產(chǎn)規(guī)模(SIZE)、上市年數(shù)(AGE)、總資產(chǎn)周轉率(AT)、高管持股比例(GH)、及年度變量和行業(yè)變量等，都得到與前人研究一致或類似的結論。

表5 在不同法律執(zhí)行效率背景下社會信任對股權制衡的檢驗

四、不同法律執(zhí)行效率下社會信任與股權制衡的檢驗結果

表5是對不同法律執(zhí)行效率背景下社會信任對股權制衡效果的檢驗。將法律執(zhí)行效率根據(jù)中位數(shù)分為高效法律環(huán)境(HighLawmean)和低效法律環(huán)境(LowLawmean)，并與社會信任形成交互項(stdTrust1_LowLawmean)和(stdTrust1_HighLawmean)。結果發(fā)現(xiàn)，在高執(zhí)行效率的法律環(huán)境中，交互項(stdTrust1_HighLawmean)與股權制衡負相關，顯著性為0.01。驗證了假設3a，社會信任對股權制衡負作用依賴于所在地區(qū)法律的執(zhí)行效率。在健全的法律制度環(huán)境下，人們失信代價較大，這樣人們就很可能認為對他人產(chǎn)生必要的信任感是理性選擇。而且，一種公正實施的法治，給不相關的陌生人提供了互相合作和解決爭端的基礎，可以擴大信任半徑。也驗證了郭慧云、叢杭青等(2012)[45]對信任的理論分析，信用涉及承諾與踐約的倫理和法律關系、道德意識和行為的品質以及由此獲得的置信度；它是信任的一種具體表現(xiàn)形式，信用是市場和制度的基礎和稟性，現(xiàn)代社會的信任體系很大程度上就是借助市場和制度建立起來的。也與陳德球等(2013)[39]得出的法律制度發(fā)展和法律實施機制的有效性，能提高公眾責任、抑制腐敗、鼓勵地區(qū)家族企業(yè)的發(fā)展相符合。這進一步說明，在較弱的制度環(huán)境地區(qū)，缺乏有效的法律和市場約束機制，中小股東更有可能面臨著不公平的待遇和不完全的產(chǎn)權保護。大股東控制更容易侵占外部投資者利益(DyckandZingales，2004)[8]，此種情況下，社會信任也難以發(fā)揮作用對企業(yè)形成有效的股權結構。

進一步分析

表6進一步檢驗了由社會信任所影響的股權制衡的經(jīng)濟后果。經(jīng)濟后果分別用總資產(chǎn)收益率(ROA)和托賓Q值(TobinQ)來衡量，采用這兩個指標不僅反映了企業(yè)的經(jīng)營狀況，同時也反映了股東對企業(yè)的價值預期。檢驗結果為，回歸(1)和(3)中發(fā)現(xiàn)社會信任(Trust1)與兩個經(jīng)濟后果變量(ROA)和(TobinQ)顯著正相關，顯著水平分別為0.05和0.01，表明社會信任成為企業(yè)內部和外部聯(lián)系合作中不確定性和風險的擔保機制，以及合作者對未來預期的基本底線保證，從而促進了企業(yè)的經(jīng)濟繁榮。在回歸(2)和(4)中，加入股權制衡指標(Z1)與社會信任指標(Trust1)交互項(stdTrust1_Z1)，交互項分別與企業(yè)的經(jīng)濟后果(ROA)和(TobinQ)在0.1水平上顯著正相關。也即驗證了假設4，在其它條件不變的情況下，社會信任所影響的股權制衡可以促進企業(yè)績效、增進企業(yè)的價值。企業(yè)所在地區(qū)的社會信任環(huán)境越好，在一定程度上減弱控股股東的利益侵占行為，緩解控股股東與中小股東的代理沖突，使得控股股東將更多資源和精力投入到企業(yè)經(jīng)營中，進而提高企業(yè)績效。

穩(wěn)健性檢驗

為使上述檢驗結果更加穩(wěn)健，我們分別用其他社會信任指標、其他股權制衡指標對上述結果進行了重新檢驗，檢驗結果如下。

表6 社會信任所影響的股權制衡的經(jīng)濟后果檢驗

一、替換社會信任指標進行檢驗

表7我們用社會信任(Trust2)替代(Trust1)對股權制衡的影響進行重新檢驗。檢驗結果如下，首先，在回歸(1)中，社會信任(Trust2)與股權制衡(Z1)顯著負相關，顯著性為0.01。進一步驗證了前述結果，即社會信任可以緩解企業(yè)股權制衡的需求；其次，在回歸(2)中，社會信任(Trust2)與高代理成本的交互項(stdTrust2_HighD)與股權制衡負的顯著相關，顯著性為0.01，也進一步驗證了社會信任對股權制衡的原因通道，即在高代理成本的企業(yè)，社會信任對股權制衡的負作用更強；最后，在(3)和(4)的回歸中，進一步驗證在不同法律效率背景下社會信任對股權制衡的檢驗，同樣得出，社會信任度對股權制衡負作用依賴于所在地區(qū)法律執(zhí)行的高效率。在低執(zhí)行效率法律環(huán)境中，未得到相關證據(jù)，甚至得到了相反結論。因此，通過社會信任(Trust2)代替(Trust1)的檢驗，進一步驗證了假設1、假設2和假設3。

表7 用Trust2替換Trust1重新對股權制衡進行檢驗

二、替換股權制衡指標進行檢驗

表8我們用股權制衡指標(Z2)替代(Z1)對社會信任與股權制衡進行重新檢驗。結果顯示，在對社會信任(Trust1)對股權制衡(Z2)的直接檢驗，結果顯著負相關，顯著性為0.1和0.01。同樣，在分析其原因檢驗中，交互項(stdTrust1_HighD)系數(shù)為負，也在0.01水平上顯著，這也穩(wěn)健地驗證了在代理成本較高的企業(yè)中，社會信任對股權制衡的負面作用更強。同樣，在(3)和(4)回歸中，得到在高效的法律環(huán)境中，社會信任對股權制衡的負面作用更強。綜上，也進一步穩(wěn)健地檢驗了假設1、假設2和假設3。

表8 用Z2代替Z1重新對社會信任與股權制衡進行檢驗

三、用Trust2替換Trust1對社會信任所影響的股權制衡的經(jīng)濟后果檢驗

表9用社會信任(Trust2)替換(Trust1)對社會信任通過股權制衡中介效益的經(jīng)濟后果檢驗。檢驗結果顯示，不僅在(1)和(3)的回歸中，Trust2對經(jīng)濟后果(ROA)在0.01水平上顯著正相關，對經(jīng)濟后果(TobinQ)在0.05水平上顯著正相關。交互項(stdTrust2_Z1)在0.1水平上與經(jīng)濟后果(ROA)顯著正相關，在0.01水平上與經(jīng)濟后果(TobinQ)顯著正相關。進一步驗證了假設4，在社會信任度高的社會中，通過少數(shù)大股東分享控制權，形成互相監(jiān)督的態(tài)勢，更易達到制衡控股股東濫用其權利的目的，以此約束和抑制大股東對中小股東利益的掠奪，緩解終極控制人與中小股東之間的代理問題，促進企業(yè)績效提升。

表9 用Trust2替換Trust1對社會信任所影響的股權制衡的經(jīng)濟后果檢驗

四、變化樣本區(qū)間對法律執(zhí)行指標的適應性檢驗

上文數(shù)據(jù)分析中采用樊綱等(2011)[42]報告2000～2009年度地區(qū)法律制度環(huán)境得分的平均值作為本文法律執(zhí)行效率的指標進行了研究。為檢驗因數(shù)據(jù)平均所帶來的適應性問題，我們又重新構造樣本進行檢驗。根據(jù)樊綱等(2011)原數(shù)據(jù)最新年份為2009年，股權制衡指標及一些控制變量可取得數(shù)據(jù)起始年份為2003年，本文重新構建2003～2009年的樣本對其適應性進行檢驗。新的樣本中，采用樊綱等(2011)報告的不同地區(qū)每年的得分作為法律執(zhí)行效率指標，根據(jù)中位數(shù)分別形成高和低的法律執(zhí)行指標(Highlaw)和(Lowlaw)。檢驗結果未改變原有結論，因此，采用平均的法律執(zhí)行數(shù)據(jù)是可行的。

表10 采用2003～2009年間樣本對法律執(zhí)行指標適應性檢驗

研究結論

本文以2003～2012年中國滬深A股公司為樣本，試圖從作為非正式制度安排主要體現(xiàn)的社會信任角度，考察其對企業(yè)股權制衡的影響機理及后果。社會信任作為非正式制度安排的主要體現(xiàn)，是影響股權結構的重要因素，但不能就此認為社會信任決定著公司股權結構，作為正式制度安排的法律執(zhí)行，也可能潛在影響社會信任與股權結構之間的關系。因此，我們也檢驗了在不同法律執(zhí)行環(huán)境下，社會信任對股權制衡的影響效果差異，進一步檢驗了社會信任影響的股權制衡對企業(yè)經(jīng)濟后果的影響。主要結論如下：

首先，我們采用不同的社會信任與股權制衡指標，檢驗了社會信任與股權制衡之間關系的直接通道，結果發(fā)現(xiàn)，在高信任度地區(qū)，投資者行為受到人與人之間的固有高程度信任的影響，中小股東通常會信任公司控股股東，不會產(chǎn)生監(jiān)督與制衡控股股東的需求。即社會信任程度越高，股權制衡的內生性需要越小。

其次，在對社會信任與股權制衡的直接通道檢驗的基礎上，我們考察了社會信任對股權制衡有負面效應的原因。在中國，企業(yè)股權不僅呈現(xiàn)出相對集中的現(xiàn)象，而且大股東侵占中小股東利益的現(xiàn)象也很普遍，這主要源于控制權與現(xiàn)金流權差異產(chǎn)生的第二類代理問題，而社會信任可以降低代理人之間的道德風險，有效緩解代理問題。本文的實證結果支持了這一結論，即在代理問題越嚴重的公司，社會信任越是可以強化其對股權制衡的負面效應。

第三，盡管社會信任作為非正式制度安排對股權結構有重要影響，但作為正式制度的法律執(zhí)行同樣不可忽視，因此我們檢驗了在不同法律執(zhí)行背景下社會信任對股權制衡效應的影響。結果發(fā)現(xiàn)，在高效法律執(zhí)行環(huán)境中，社會信任可強化其對股權制衡的負面影響，但在低效法律執(zhí)行環(huán)境中，我們沒有發(fā)現(xiàn)此類證據(jù)。即在有效的法律執(zhí)行下，失信者代價較大，由此人們很可能對他人產(chǎn)生基本的信任感，有效的法律執(zhí)行為陌生人之間的合作提供基礎，從而擴大社會信任作用的范圍。

最后，我們進一步檢驗了社會信任影響的股權制衡產(chǎn)生的經(jīng)濟后果。結果發(fā)現(xiàn)，社會信任對股權制衡的影響可以促進企業(yè)績效提升、公司價值增加。一個地區(qū)的社會信任度越高，一定程度上更能削弱控股股東的利益侵占程度，緩解第二類代理沖突，使大股東將更多資源和精力投入到企業(yè)經(jīng)營過程中，進而提高企業(yè)績效。同時，在高信任度的地區(qū)，社會信任成為其他股東對企業(yè)未來預期的底線保證，也可提升增加公司價值。