转型经济治理环境下的大宗股权交易价格分析

一、所有权结构和大宗股权交易价格

Grossman和Hart（1988）指出，集中的股份可以给其持有者带来控制权收益，这种控制权收益可以分成两部分：一部分是股份持有者按其持股比例享有的现金流权，即控制权的共享利益；另一部分是其他小股东不能按持股比例分享得到的私人收益，即控制权私有收益。控制权私有收益的存在是控股股东与小股东之间产生利益冲突的根源，如果不存在控制权私有收益，那么所有股东之间的利益将是一致的。尽管控制权私有收益的存在不一定导致企业价值的降低，但是在很多种情况下却导致了无效率的结果。因此，尽管大股东的存在或集中的股权可以缓解管理者过度的自由裁量权所导致的代理成本，但是也因此成为另外一种代理成本的来源，即大股东可能会侵占小股东的利益。而且，即使公司存在多个大股东，控制权私有收益也是可以获取的（Zwiebel，1995）。

与要约收购相比，控制权协议转让不受小股东“搭便车”问题的困扰，并且协议转让的出售方也没有要约收购的压力。因此，控制权协议转让过程中之所以出现效率问题是因为这种行为会对小股东产生外部效应（Bebchuk，1994）。正是因为这种外部性的作用，可能导致无效率的控制权交易发生[1]，也可能使有效率的控制权转移无法成交。Burkart等人（2000）对协议转让和要约收购两种控制权转移方式进行比较，他们认为通过大宗股权协议交易而不是要约收购方式来增加股权规模，可能意味着无效率的控制权交易。其原因是通过大宗股权协议交易方式转移控制权降低了公司所有权集中度，相应地，所有权集中度的降低使控制性股东获得私有收益变得更为容易（Bennedsen and Wolfenzon，2000）。

控制权私有收益的存在是大股东与小股东之间代理问题产生的根源。大量的实证研究证实了控制权私有收益的存在，但是关于控制权私有收益的来源，大部分文献并不是十分明确。[2]在控制权私有收益的一些来源中，比如管理层或董事稀释公司资源以获得私有收益，通过并购获得的协同收益，控制一个企业带来的好处，接触到内幕信息、在职消费以及直接来源于控制或权利的效用等，这些来源带来的好处实际上是可以在少数几个人之间共享的。

如果控制权收益实际上是可分的话，那么大宗股权能够为其持有者带来的控制能力取决于该部分集中股权在形成公司控制权联盟中的战略重要性（Zwiebel，1995；Nicodano，1999）。很容易理解，如果公司存在一个具有控制性地位的股东，那么在这个公司中只拥有适度集中股权的股东能够获得的控制权收益几乎非常有限；相反，如果公司其余股份被许多分散的投资者持有的话，那么同样的适度集中的股权却能够给其持有者带来相当程度的控制权。

根据Zwiebel（1995）的这一思想做一简化的分析，假设持股比例为α的大宗股权在公司“控制联合体”中的权利指数为φ，总的控制租金为C，那么比例为α的大宗股权能够攫取的私有收益为φC。如果用大宗股权在“控制联合体”中的夏普利值（sharpley value）来衡量其权利指数（或控制能力），则权利指数可以表示如下：

为了分析简便，这里S表示构成“控制权联合体”的持股比例。假设构成控制联合体的持股比例为60%，那么比例为20%的大宗股权在控制集团中的权利指数为1／3。根据式（4－1），比例为α的大宗股权能够攫取的私有收益可以表示为：

假设企业的价值用V表示，那么比例为α的大宗股权具有的控制权利益则可以表示为：

大宗股权带来的控制权利益越大，购买方愿意支付的价格也就越高。用P表示购买方愿意支付的价格，则：

根据公式（4－3）和（4－4）可以得出：

公式（4－5）和（4－6）分别表明，大宗股权比例越大，其在控制权联合体中的控制能力就越强，能够带来的控制权收益就越大，进而购买方愿意支付的价格也就越高；控制权联合体的持股比例越高（也即所有权集中度越高），大宗股权在控制集团中的权利指数和控制能力就越小，其能够实现的控制权利益也就越少，进而购买方愿意支付的价格也就越低。

对于控股股东攫取私有收益的行为，其他大股东既可以采取“用脚投票”的自保措施，也可以对控股股东的行为进行监督。从理论上讲，其他大股东的所有权比例既提供了监督控股股东的动力，同时也为其提供了与控股股东合谋的基础。但是，由于监督会提高控股股东代理行为被发现的概率，而合谋则需要在控制权联盟内部达成统一协调，所以无论是监督还是合谋，都会提高控股股东获取私有收益的成本。例如，Bloch和Hege（2001）的模型表明，当公司存在多个大股东时，各个大股东为了获得其他股东的支持会作出更有效地使用公司控制权的承诺，即各个大股东之间的竞争抑制了控股股东攫取私有收益的行为。当购买方通过股权交易成为控股股东时，其实际控制能力主要受到其他非控股大股东的制约。用S1、S－1分别表示控股股东的持股比例和控制权联合体中非控股大股东的持股比例，即S＝S1＋S－1。同公式（4－6）相同，我们可以得到

从公式（4－7）可以看出，当购买方成为控股股东时，如果控制权联合体内非控股大股东的持股比例越高（对控股股东的股权制衡程度越高），购买方愿意支付的价格就越低。

基于以上分析，我们提出以下关于所有权结构和大宗股权交易价格之间关系的假设。

假设1a：股权交易比例越大，购买方在企业所有权结构中的控制能力越强，进而获得私有收益的能力就越强，购买方愿意支付的价格越高。

假设1b：所有权集中度越高，购买方在企业所有权结构中的控制能力越弱，进而获得私有收益的能力越弱，购买方愿意支付的价格就越低。

假设1c：购买方成为控股股东时，股权制衡程度越高，控股股东获取私有收益的能力越弱，进而愿意支付的价格就越低。

二、治理环境和大宗股权的交易价格

（一）弱产权保护制度、所有权结构特点和控股股东的代理行为

Coase（1960）提出，在零交易成本的世界里，何种状态的初始产权分配都可以通过无成本的讨价还价最终达成有效率的解决方案，因此并不影响资源配置的效率。借鉴到组织领域内的相应主张是，如果一种组织形式的优势能够被另外一种组织形式零成本的复制，治理结构的选择无关紧要。在交易成本总为正的现实世界中，治理结构的选择无疑是很重要的，在现有制度环境下降低交易成本是某种治理形式存在的理由，换言之，治理结构形式内生于制度环境（克劳奈维根，2002）。

Eggertsson（1990）在现代公司制度的研究中指出，当国家和法律制度不能有效地保护和执行产权时，对产权的私人执行就显得非常重要，集中的所有权为所有者提供了一种自我保护机制，是对弱法律制度的一种自适应和权衡结果，因此，我们观察到不同法制环境的国家所有权结构存在差异，且法律制度环境越差的国家，公司所有权集中度越高。但是集中的所有权结构或大股东治理模式，可能导致大股东侵占其他小股东的利益，从而引致新的代理成本，并且在产权没有得到很好界定，或者司法制度对产权保护较差的国家，大股东控制产生的代理成本就会比较高（Shleifer and Vishny，1997）。

正处于转轨经济过程的中国上市公司中，控股股东的代理问题表现得更为严重和普遍（叶康涛，2003；施东辉，2003）。虽然我国对产权的法律保护制度仍然比较薄弱，然而，我国上市公司表现出来的高度集中的所有权结构却不是对弱法律制度的自适应，而是内生于我国转型经济中特殊的制度背景。股票市场成立之初的功能定位就是融资，即解决国有企业的资金困难，而在企业发行股票上市的过程中又实行审批制（额度管理和指标管理），政府控制了企业上市的资格。在这种背景下，导致能够发行股票上市的大多为国有企业。为了保持公有资本在经济中占控制性地位，以及当时股票的供不应求状况，所以上市公司在上市之时就把股票人为地分成非流通股和流通股两部分，即股权分置，非流通的国有股或法人股部分在上市公司所有权结构中占据控制性地位，并且不能在二级市场上自由交易，只能通过市场之外进行私下协议交易。产权理论指出，产权是一束权利的组合，包括资产的使用权、收益权和自由交易权，其中自由交易权是产权权利束的核心内容。而对非流通股自由交易权的限制则导致了非流通股股东产权的不完整，自由交易权的缺失造成中国上市公司控股股东的激励扭曲，是大股东所有代理行为产生的根源。因为所持股票无法在股票市场进行交易，控股股东无法直接享受企业价值或股票提升的好处，因此导致控股股东更倾向于通过攫取私有收益的方式实现其控制权利益，而不是对企业进行监督以提升企业价值。也就是说，控股股东控制模式使控股股东存在侵占小股东利益的代理行为（Shleifer and Vishny，1997），而股权分置制度对其产权自由交易的限制又进一步加重了控股股东的激励扭曲行为或代理行为。

中国的改革开放是以计划经济为起点、以政府的行政控制为基础、由政府主导的自上而下的渐进过程。在经济转型过程中，中国既不存在健全的、可操作的法律规则，也没有一个可靠成熟的法律体系和法制环境。政府的经济和金融政策变革通常是走在法律制度改革的前面，先于法律制度的存在。因此，在向市场经济转轨的过程中，我国宏观上的法律制度是比较薄弱的，各种法律机制不完善，在分级行政等级制度下的执法效率较差。由于国家治理制度的缺失和司法系统执法能力的薄弱，而权力配置又延续计划经济体制下的权利配置，因此，我国在转型经济过程中出现了“强管制”和“弱监管”的现象。这种不完善的法律制度环境，监管和执法的松弛，在总体上也助长了控股股东通过各种隐蔽甚至是违规方式来获取控制权私有收益的行为，中国股票市场上屡禁不止的各种违规行为和“掏空”上市公司的行为正说明了我国执法环境的薄弱。

综合以上分析，可以推测，在股权高度集中且股权分置、产权保护水平较弱的制度背景下，控股股东的代理行为更为严重，控股股东更倾向于通过攫取控制权私有收益而不是共享收益的方式来实现其控制权利益。

（二）治理环境和控股股东的代理行为

中国在向市场经济转型过程中，各地区之间的市场化进程并不平衡。中国经历了政治集权背景下的经济分权，经济分权充分调动了地方政府发展当地经济的积极性。同时，在政治集权背景下，地方官员的任免和晋升由上一级政府决定，而上级政府对地方政府的政绩考核是基于GDP指标。在经济分权体制下，地方政府之间的竞争进而导致地方之间经济发展存在不平衡（详细见第三章第二节的分析）。从计划经济向市场过度的体制改革，不是简单的一项规则制度的变化，而是一系列经济、社会、法律以及政治体制的变革。樊纲和王小鲁（2003）从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度，以及市场中介组织发育和法律制度环境这五个方面，对中国各省区的市场化相对程度进行评价和测度，他们对市场化进程的测度表明，我国当前的经济发展和社会发展存在严重的地区不平衡。虽然我国各地区大体环境相同、各地区适用的法律也是统一的，但是各地区市场化程度不同、政府对市场经济的干预程度不同、投资环境也不同，这导致了各地区执法有效性的差异（辛宇、徐莉萍，2007）。在实践中，执法的有效性是我国法治建设的关键所在。基于产权理论的分析认为，在对私有产权进行有效保护时，法律的有效执行比法律准则的制定更为重要，La Porta等（1998）也指出，一个国家或地区的治理环境的一个重要组成部分就是法律的执行情况。因此，我国在改革开放过程中形成的地区发展不平衡导致了各地区的上市公司面临的外部治理环境存在较大的差异。

股权集中时的代理问题主要体现为大股东获取控制权私有收益的行为，而较好的外部治理环境不利于私有利益的获得，换言之，较好的治理环境可以降低股权集中所带来的代理问题。好的治理环境通过两种方式来约束控股股东攫取私有收益的行为：一是市场约束，二是法律约束。在治理环境较好的地方，通常意味着公司所处地区的市场经济发展相对完善，来自产品市场、要素市场、劳动力市场和资本市场的竞争程度也更激烈。Fama （1980）指出，完善的竞争市场是一种有效的外部公司治理机制，能够有效地约束所有权与控制权分离所引起的管理者代理行为，同样，对大股东获取私有收益的行为也能够起到有效的约束作用，如果大股东置企业价值和小股东利益于不顾而过分追求私有收益，那么竞争的结果可能使企业面临被市场淘汰或者被其他企业接管的风险，企业也可能失去在资本市场上再融资的能力。治理环境较好也意味着公司所在地区的各种市场中介组织发育较好、法律制度环境和法律的执行较为有效。严格的法律环境和法律执行增加了上市公司控股股东获取私有收益的成本，控股股东获取控制权私有收益的行为会变得更为困难，也更容易受到监督和约束。

综合以上的分析，当控股股东主要倾向于获得私有收益时，较好的治理环境可以降低控股股东获取的私有收益，进而降低控股股东对控制权的价格支付意愿。这种分析也适合在位的控股股东，治理环境越好时，其能够获得的控制权私有收益越少，在放弃控制权时索要的损失支付也较低。因此，本节提出以下假设。

假设2a：在获得控股地位的大宗股权交易中，治理环境越好时，控股股东能够获取的私有收益就越少，进而购买方愿意支付的价格就越低。

以上分析是针对控股股东的行为进行的。当然，在上市公司所有权结构中，除了控股股东外，还存在其他非控股大股东及非控股大股东的股权交易行为，然而把控股股东和非控股大股东区分开来还是很有必要的。虽然我们的分析表明，控股股东获取私有收益的行为很普遍和严重，但是这种分析对非控股大股东却并不完全适合。在上市公司所有权结构中，大股东往往“一股独大”，对上市公司具有压倒性的控制能力，而非控股大股东在“控制权联合体”中的控制能力相对于控股股东来说非常弱小。根据公式（4－2）和（4－3）的分析，非控股大股东能够得到的控制权私有收益也非常少，因此，对这部分大宗股权持有者来说，其控制权利益的构成中私有收益不再像控股股东那样占有重要部分，共享收益在其利益构成中的比重相对上升。

较好的治理环境虽然不利于私有收益的获得，但是有利于获得共享收益，因为外部治理环境越好时，企业价值越高（La Porta et al．，2002；夏立军、方轶强，2005），非控股大股东从中得到的收益和回报越大。治理环境对控制权的共享收益和私有收益具有截然不同的作用，进而对购买者的支付价格有不同方向的影响。这两种相反的力量可能相互抵消，使治理环境与大宗股权支付价格之间不具有关系：一种可能是在非控股大股东的利益构成中私有收益占主要部分，因此治理环境与大宗股权支付价格之间具有负相关关系；另一种可能是在非控股股东的利益构成中共享收益占据主要部分，因此治理环境与股权支付价格之间呈正相关关系。我们没有充分的理由区分，究竟哪一种利益形式构成非控股大股东利益的主导部分，基于此，对非控股大股东的股权交易价格，我们做出如下的假设。

假设2b：在没有获得控股地位的大宗股权交易中，治理环境与大宗股权交易价格之间不具有相关关系。

三、政府控制和大宗股权的交易价格

中国股票市场的特点之一是政府控制了大部分上市公司（详细分析见本书第三章中对中国股票市场成立的制度背景、国有企业改革背景以及股票发行制度的分析）。对以法制为基础的发达经济体来说，政府同其他私人产权主体一样，二者的行为都面临着相同的市场环境以及法律约束。但是对处于转型经济中的中国上市公司来说则不然，政府犹如一道天然屏障，与非政府控制的企业相比，政府控制下的企业在目标、行为以及所处的经营环境乃至受到的约束都存在较大的差异。因此，研究我国上市公司各种财务行为和公司治理问题，离不开对上市公司背后的各种政府动机和行为的研究。

产权经济学强调，公共治理和公司治理之间具有替代性，当外部法律制度不能有效地保护和执行产权时，对产权的私人执行就显得非常重要，其中，声誉机制就是一种重要的私人履约机制。在渐进式的制度变迁过程中，企业经营所面临的外部不确定性更高，各种资源禀赋和投资机会并不能按市场规则自由流通和获得，此时声誉对企业来说就是具有价值的一项资产。在转轨经济中，“政府关系”是一种重要的声誉机制（孙铮等，2005）。拥有政府背景的企业可以更容易地得到一些资源、受到政府的救济、政府的优惠补助或银行贷款等（林毅夫等，2004；La Porta等，2002；李增泉，2005）。因此，相对于没有“政府关系”这种声誉保证的私人企业或民营企业来说，“政府关系”带来的价值会在企业产权转让价格中得以表现，具有“政治关系”的企业产权转让价格要高于没有政治关系的企业产权。

从获取控制权利益的角度来说，具有政府背景的企业通过侵占小股东利益的方式获取私有收益的动机和能力都更强。原因是，没有“政治关系”的企业行为更容易受到法律的监管和约束，其获取私利的违规行为遭受法律责罚的几率更大，拥有“政治关系”的企业或控股股东也会利用其拥有的政治资源为其行为寻求庇护。综上分析，我们提出假设3a。

假设3a：其他条件相同时，政府控制的企业的大宗股权交易价格高于非政府控制的企业。

中国股票市场成立之初肩负着为国有企业融资的功能，这一功能定位使得上市的标准几乎是针对国有大中型企业量身定做的，大量优秀的民营企业被排斥在股票市场之外。因此，相对于国有企业来说，民营企业在上市之初便经历了激烈的竞争考验，而国有企业则更多的处于垄断性地位和保护性行业，受到较多的制度性保护。同时，政府控制的影响也体现在企业目标和行为之中。政府控制的上市公司承担了较多的社会功能和政策性负担，政府或大股东“掏空”上市公司的行为具有一定的必然性和普遍性；而非政府控制的企业主要以盈利为核心，较少的承担社会功能和政策性负担，经营目标较为单一，企业行为更多的遵循市场竞争原则。因此，从治理环境对控股股东攫取私有收益行为的市场约束途径来看，非政府控制的企业本身就是在相对公平的市场竞争环境下经营和生存的，因此治理环境的区域差异对控制权私有收益、进而对控制权交易定价的约束作用对非政府控制的企业来说很有限，或者相对于政府控制的企业来说并不明显。在政治集权背景下的GDP考核体制下，地方政府对其控制的企业可能会给予过多的保护，甚至是对其违规行为予以庇护，即法律制度对政府控制的企业的约束作用相对有限。尤其是在治理环境较差的地方，政府更倾向于对其直接或间接控制的企业实施掠夺以维持政府庞大的开支，或中饱私囊。较好的治理环境可以缓解政府的“掠夺之手”的效应。因此，从治理环境对控股股东获取私有收益行为的法律约束途径来看，治理环境的改善对控股股东获取私有收益行为的约束作用在政府控制的企业中效果更明显。基于以上分析，提出如下假设：

假设3b：和非政府控制的企业相比，在政府控制的企业中，治理环境对控股股东获取私有收益行为的抑制作用更有效，进而治理环境对控制权交易价格的负向作用更为显著。

一、数据来源

上市公司大宗股权交易样本和股权交易的相关数据（股权交易比例、股权交易价格，以及股权交易时控制权是否发生变更）来自于国泰安CSMAR系列研究数据库的“中国上市公司治理结构”之“股权转让文件”子库（网络版）（www．gtarsc．com）。股权交易日对应的流通市场价格根据“CSMAR中国股票市场交易数据库”提供的个股日交易额除以日个股交易量得到。

上市公司的实际控制人是通过对上市公司年度报告中提供的“股本变动和股东情况”一栏进行逐一整理得到。上市公司年度报告来自于中国证监会指定的信息披露网站——巨潮咨询网（www．cninfo．com），以及WIND金融研究数据库提供的上市公司历年年度报告。股权集中度指标（前十大股东持股比例之和）和股权制衡程度指标（第二大股东至第十大股东持股比例之和）是根据WIND金融研究数据库整理得到。

外部治理环境数据（市场化程度、法治化水平和政府对市场经济的干预程度）来自于樊纲和王小鲁（2003）提供的相关数据。其他公司特征和公司财务指标（公司规模、公司财务杠杆、公司业绩和公司年龄）来自于国泰安CSMAR系列研究数据库（网络版）（www．gtarsc．com）。

二、样本选择和样本描述

在搜集样本的过程中，我们首先对自1995～2006年上市公司发生的大宗股权协议转让事件进行了较为详细的整理和统计，以便于我们对历年发生的大宗股权交易概况有所了解，详细情况参见第一章表1－2对上市公司股权交易状况的统计。对大宗股权交易样本的具体搜集过程如下：

（1）首先从国泰安CSMAR系列研究数据库的“中国上市公司治理结构”之“股权转让”子库中搜集了上市公司自1994 年1月1日～2006年12月31日发生的全部股权转让事件。从数据库中最初得到的股权转让样本共有3925个。因为我们需要股权协议转让的具体交易日期，所以对没有披露具体交易日期（以签订股权转让的具体日期为准）的样本首先予以剔除，没有披露具体交易日期的样本共有1539个，剔除后的样本共有2386个。

（2）剔除股权交易未成功、交易未完成或者无法确定交易结果的样本。在签订股权交易协议到股权过户和登记之间通常存在一个时滞，中间甚至还有可能出现各种意外因素导致股权协议签订之后不能成功过户，最后双方解除最初的股权交易协议。因此，我们对已经披露的股权交易是否成功过户进行核实和确定，对截止到2007年6月31日前仍未成功完成过户、或者过户失败解除股权交易协议的样本予以剔除，无法确定交易结果的样本视为交易未完成，也被剔除掉。共有48个样本交易未成功、263个样本交易未完成或无法确定交易结果，剔除这311个样本后，还得到2075个样本。

（3）剔除交易方式不是股权协议转让的样本。经过步骤（1）和（2）筛选后得到的2075个股权转让样本，就交易方式而言涵盖了股权协议转让、拍卖、司法执行和抵债、无偿划拨、委托管理或授权经营、以股权出资方式进行股权置换，合并重组或间接变更等方式。因为拍卖、司法执行和抵债等股权交易方式通常都是发生在股权持有者因为陷入经济纠纷或者经济困境时，以其所持有的上市公司股权作为个人财产被法院强制执行抵债，或者由法院指定专门的拍卖公司拍卖后以拍卖价款来偿还债务，与股权协议转让相比，股权拍卖、司法执行和抵债方式通常带有“被动”或“强迫”交易的性质，股权交易的转让方受经济纠纷拖累，财务状况较为复杂。交易方式为拍卖和司法执行或抵债的样本分别有169和83个，本书将这类方式的股权交易从样本中予以剔除。有145个样本属于政府部门无偿划拨方式的交易，这类股权交易完全是在政府干预的情况之下进行的，本书将之从样本中予以剔除。此外，17个样本是由于上市公司持股主体进行委托管理或者授权经营而产生的，40个样本是以股权出资进行股权置换或合并重组，7个样本是上市公司持股主体间接变更导致的股权交易，这类股权转让背景通常比较复杂，本书将其从样本中予以剔除。另外有80个样本未披露或无法确定交易方式，这些样本也予以剔除。以上除股权协议转让外以其他方式交易的样本共有541个，剔除后总样本还剩余1534个。

（4）剔除没有披露交易价格和转让价格为零的样本。在经过以上的筛选过程以后，仍然有3个样本转让价格为零，有205个样本没有披露股权协议转让的价格，对这208个样本做进一步剔除之后，得到1995～2006年披露完整的股权交易本共有1326个（这部分股权交易的详细情况参见第一章）。

（5）剔除掉股权交易发生时间位于2001～2004年之外的样本。我们在研究中需要搜集上市公司发生股权交易前公司控股股东和实际控制人的相关资料，而上市公司从2001年才开始披露公司实际控制人的资料，因此剔除掉2001年之前发生的股权交易样本。2005年4月29日，中国证监会发布《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》，正式启动上市公司股权分置改革试点工作，在股权分置改革期间上市公司在流通市场上有暂时停牌，为了避免股权分置改革中更多因素的影响，剔除掉了2004年以后的股权交易样本。对中国这样一个新兴且正处于转型阶段的经济体来说，研究样本时间跨度太大的话，可能会使样本间的系统差别很大，界定在2001～2004年这样一个较短的样本时间段，可以从一定程度上降低系统差别造成的影响。剔除后，发生在2001年1月1日～2004年12月31日的样本数量为584个。

（6）剔除掉单次股权交易比例不足3%的样本。同一股权受让方在同一个交易日同时受让多家转让方股票，受让之和占公司总股本比例在3%以上的股权协议转让也被包含进样本之中。单次交易股权数量不到公司总股本3%的样本共有36个，剔除后剩余548个样本。

（7）剔除掉位于金融、保险行业的样本和公司注册地位于西藏自治区的样本。金融行业由于其特殊性，因此位于这类行业的样本（共有4个）也被剔除掉。由于樊纲和王小鲁（2003）在编制各地区市场化进程时未提供西藏地区的数据，所以剔除掉上市公司位于西藏地区的样本（共9个）。

（8）剔除掉股权交易日（以签订股权转让协议为准）当天无法得到流通价格的样本。由于需要用到上市公司发生大宗股权交易当天公司在流通市场上的股票价格，有15个样本由于重大事件公告停牌或者其他原因而在交易日当天无法得到流通市场价格而被剔除[3]，剔除后得到的样本数量为519个。

经过以上八个剔除程序后得到的519笔大宗股权交易，作为本章对大宗股权交易价格实证研究的最终样本，其中2001年、2002年、2003年、2004年的样本数量分别为129个、148个、144个和98个。这519笔大宗股权交易共涉及279家上市公司，大宗股权交易支付的价格平均为每股2．60元，单笔股权交易发生的金额（交易价格和交易数量的乘积）平均为7655．92万元，平均股权交易比例为12．85%。2001～2004年大宗股权交易的具体情况如表4－1所示。

表4－1　2001～2004年大宗股权交易的分布情况

续表

资料来源：根据国泰安CSMAR系列研究数据库（网络版）整理而来。

股权交易样本的行业分布情况见表4－2。发生大宗股权交易的上市公司大部分属于制造行业，还有相当部分属于综合产业和信息技术行业。在519笔大宗股权交易中，有245笔交易（占总样本的47．21%）发生于制造行业，84笔交易（占总样本数的16．18%）发生于综合产业，55笔交易（占总样本的10．60%）发生于信息技术产业，房地产行业和公用事业行业发生的大宗股权交易分别占总样本的7．32%（共38笔）和3．47%（共18笔）。从表4－2股权交易样本的行业分布可以看出，股权协议转让主要发生在竞争相对比较激烈的制造性行业，而在相对垄断和保护性较强的行业，比如交通和公用事业等，发生股权协议转让的比例不多。

由于上市公司绝大多数是国有企业经过改制而来，国家持股往往在上市公司股权结构中占有绝对控股地位，形成国有股“一股独大”的局面。1999年中共十五届四次会议明确提出了“国有股减持”的概念以后，国有股协议转让成为国有资本退出上市公司的一种方式。在这种背景下，对大宗股权交易是否属于国有股减持行为进行统计，发现在519笔大宗股权交易中有77笔交易（占总样本的14．84%）属于国有股减持行为，具体在各个行业的表现参见表4－2。相应地，通过股权协议转让的方式使国有资本退出上市公司主要也发生在竞争性较强的制造行业，而在竞争程度较低的公用事业和交通行业国有资本退出的比例相对较低。

表4－2　大宗股权交易的行业分布情况

资料来源：根据国泰安CSMAR系列研究数据库和WIND金融研究数据库整理得来。表中行业分类是根据中国证监会对上市公司的行业分类指引。

中国上市公司特殊的所有权安排决定了在我国控制权转移方式主要是大宗股权协议转让，而不是要约收购。因此，获得上市公司控制权便成为大宗股权交易的目的之一。在519笔大宗股权交易样本中，共有175笔交易使上市公司的大股东发生变更，变更比例占总样本数的33．7%。其中，建筑业、交通运输业和房地产业的上市公司股权交易使大股东发生变更的比例较大，大股东变更比例分别为86%、62%和55%。

从表4－2可以看出，仅仅从大宗股权交易支付的绝对价格来看，农、林、牧、渔行业以及制造业和公用事业行业中的股权转让价格都高于平均转让价格，其中公用事业行业的交易价格最高，为每股3．44元。其他行业的股权交易价格均低于平均交易价格，其中，建筑行业和传播、文化产业的交易价格最低，分别为每股1．92元和1．97元。

三、模型设计和变量定义

为了对前述的理论假设进行检验，本章构建的基本回归模型为：

模型（4－8）是用来对总体样本的大宗股权交易价格及其影响因素进行检验，模型（4－9）是用来对控制权发生变更的子样本的大宗股权交易价格及其影响因素进行检验。其中，β0是常数项，β1～β10是各变量的系数，ε代表未被纳入回归模型的其他潜在的影响因素。模型中各变量的定义和描述如下：

1．因变量

由于各个公司之间存在较大的差异，直接使用大宗股权交易时的绝对交易价格并不具有可比性，因此采用相对交易价格（RelatP），即大宗股权交易价格与股票市场上的流通价格之比作为因变量。这个指标很直观地表明了股权交易价格相对于流通价格的情况，该指标大于1，表明股权交易价格相对于流通价格存在溢价；反之，则存在折价。（Ptrade－Pliquid）／Pliquid是大宗股权交易价格与股票市场流通价格差额与流通价格之比，这个指标描述的是股权交易价格相对于流通价格的折价或者溢价，如果该指标大于0，表明股权交易价格相对于流通价格存在溢价，该指标小于0，则表明股权交易价格存在折价。

2．解释变量

根据假设1至假设3，我们要检验的代理变量主要有三类：所有权结构、治理环境和产权控制类型。

所有权结构方面的代理变量主要有股权交易比例（Tradperct）、股权交易是否使控制权发生变更（Contrchg）、股权集中度（Herfindal）和股权制衡程度（Shrperct2－10）。股权交易（Tradperct）比例在一定程度上反映了交易使购买方获得控制权的可能性大小。该指标取值越大，交易规模也越大，则购买方取得上市公司控制权，进而获得控制权收益的可能性也越大（徐信忠等，2006），股权购买方为获得控制权愿意支付的价格也越高。根据假设1a的分析，我们预期β1＞0。

大宗股权交易可以分为两种情况下的交易。一是在不涉及控股股东变化的情况下，其他大宗股权持有者进行股权买卖行为；二是股权购买方通过股权交易获得控股股东地位，取得上市公司控制权，而原来的控股股东在股权交易中被动或者主动地退出了公司控制权[4]。获得控股地位的购买方获取收益的能力要高于那些没有获取控制权地位的购买者，因此对大宗股权支付价格前者高于后者。因此设置虚拟变量Contrchg表示大宗股权交易是否使控股股东发生变更。当Contrchg取值为1表示股权交易使控股股东发生变更，Contrchg取值为0表明股权交易并没有涉及公司控股股东变更，根据理论分析，我们预期其回归系数应该为正。股权交易比例越大，控制权发生变更的可能性越大，这两个代理变量表述的内容在很大程度上是相似的，因此两个代理变量不同时出现在一个模型中。

股权集中度（Herfindal）是股权协议转让发生之前上市公司前十大股东持股比例之和。该指标数值越大，说明股权集中度越高；进一步，股权集中度越高，购买方所购买的股权在企业所有权结构中具有的控制能力越低，其所愿意支付的价格越低。根据对假设1b的分析，我们预期β2＜0。

股权制衡程度（Shrperct2－10）是公司第二大股东至第十大股东持股比例之和，该指标用在控制权发生变更的子样本中，衡量对控股股东的股权制衡程度。其数值越大，表明对控股股东控制权的制衡程度越高，削弱控股股东的控制能力，这会降低控股股东从控制权中获得的预期收益，或者说控股股东获得控制权利益的成本会增加，因此，购买方愿意支付的交易价格降低。根据对假设1c的分析，我们预期在控制权变更的子样本中，系数β2＜0。

上市公司实际控制人可以划分为3类：非政府控制、地方政府控制和中央政府控制。若上市公司实际控制人可以确定为自然人、职工持股会、民营企业、村办集体企业、街道集体企业、乡镇集体企业、乡镇级政府部门和外资企业，则认定上市公司为非政府控制。[5]若上市公司实际控制人为中央国家机关、国务院国资委或教育部直属院校，则视上市公司为中央政府控制。若上市公司实际控制人为县级或县级以上、中央政府以下的各级政府的有关政府机构，则视其为地方政府控制。表4－3是样本公司的实际控制人特征。从表4－3可以看出，在全部大宗股权交易样本中，有56．3%的样本受到中央和地方等各级政府的控制，其中地方政府控制的样本比例为47．2%，中央政府控制的样本比例为9．1%。个人、民营企业、乡镇企业和外资等非政府控制的样本占全部样本的43．7%。在全部股权交易样本中，由中央政府控制的样本数量比较少，因此，把中央政府控制和地方政府控制的样本都归为政府控制类型，二者之间不再进行细分。相应地，实际控制人类型（Contrtype）只赋予两个值，Contrtype取值为1时表示上市公司由私人或非政府控制，取值为0时则表示上市公司由政府控制（包括中央政府和地方政府）。根据对假设3a的分析，我们预期β3＜0。

表4－3　上市公司实际控制人类型

续表

资料来源：根据WIND金融研究数据库以及巨潮咨询网提供的上市公司2001～2004年年报整理得来。

治理环境变量主要包括政府干预程度指数（Govdex）、法治水平指数（Legaldex）和市场化指数（Marketdex）。樊纲、王小鲁（2003）在《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告》中提供了中国各地区的市场化指数（西藏自治区除外），这一指数包含五个方面，分别为“政府与市场的关系”、“非国有经济的发展”、“产品市场的发育”、“要素市场的发育”以及“市场中介组织和法律制度环境”。以上每一个方面的指数分别反映市场化进程的一个特定方面，根据研究需要，我们选择“政府与市场的关系”、“市场中介组织和法律制度环境”以及以上五个方面的综合得分分别作为政府干预程度指数（Govdex）、法治水平指数（Legaldex）和市场化指数（Marketdex），用这三个指数分别作为外部治理环境的替代变量[6]。根据假设2的分析，在控制权变更的子样本中，β4＜0；在控制权未变更子样本中，β4＝0。

樊纲、王小鲁（2003）提供了各地区2000～2002年3个年度的市场化指数，由于各地区的这些指标在各年间的排名相对稳定，本书以他们提供的2001年的年度数据为依据。根据上市公司注册地所属的省、自治区或直辖市进行划分，各地区治理环境指标见表4－4。

表4－4　股权交易样本的地区分布及地区治理环境指标

续表

注：Marketdex、Legaldex分别代表各地区的市场化指数和法治水平指数，这两个指数越大，分别表明企业所处的地区市场化进程越快和法律制度环境越好；Govdex是各地区的政府与市场关系的得分，该指数是一个反向指标，指数越大，表明政府对市场经济的干预程度越低。

从表4－4可以看出，各个地区的经济发展和外部制度环境在总体上存在明显差别。就市场化进程总体得分（Marketdex）来看，广东省在全国居于领先地位，得分最高，为8．41，发生在广东省的股权转让次数也最多；除了西藏自治区没有被编制数据外，新疆维吾尔自治区的市场化进程总体得分为3．15，其得分不到广东地区的一半，是全国市场化进程最慢的地方，青海省次之。在法律制度环境方面（Legaldex），北京得分为7．97，为全国法治水平最好的地方；湖南省的法治则处于全国最低水平，得分仅为2．62，就法治水平指数来看，北京地区是湖南的三倍。从政府对市场经济的干预程度（Govdex）来看，浙江省是政府对市场经济干预最少的地方（得分最高，为8．37），青海省是政府对市场经济干预程度最高的地方（得分最低，为3．04）。

以上指标分别从不同侧面描述了各地区的制度环境，尽管各地区在法律制度环境、政府干预程度以及市场化相对进程方面的排序并不是严格一一对应的，但是从总体上来说，在法律制度环境和市场化进程越好的地区，政府对市场经济的干预程度一般越低，外部治理环境就越好。

3．控制变量

我们在回归分析中还引入了公司规模、公司财务杠杆、公司业绩、公司年龄控制变量，以控制企业自身特征以及财务特征，这些因素有可能对股权交易价格产生影响（徐信忠等，2006；陈志武、熊鹏，2001）。

公司规模（Lgsize）是股权交易时企业总市值的自然对数，用以控制企业规模的影响。一方面，公司规模越大，大股东能够控制的资源往往也越多，可以获取的私有收益越多，进而公司规模与大宗股权交易价格之间具有正向关系；另一方面，公司规模越大，越容易受到更多的关注和监督，因此不利于私有收益的获得，导致规模与股权交易价格之间具有负相关关系。因此，规模与交易价格之间的关系具有不确定性。

公司财务杠杆（Leverage）是企业上一年的债务与总资产比例，用以控制公司债务水平的影响。公司负债水平越高，受到债务契约的影响和约束越大，能够获得的私有收益水平降低，因此，预期债务水平与股权交易价格之间具有负相关关系。

公司业绩（Roa）是企业上一年的总资产收益率，用以控制公司绩效的影响。公司经营业绩越好，大股东可供利用的资源就越多，能够获得的私有收益也越多，因此预期公司经营业绩与股权交易价格之间具有正相关关系。(www.xing528.com)

公司年龄（Lgage）是截止到股权交易当年公司上市年限（单位：年）的自然对数，用以控制公司的成长阶段。年龄越大的公司，经营和内部控制比较稳定，因此不利于购买方对其实施控制和获取私有收益，比较年轻的公司更有利于购买方实施控制和获取私有收益。因此，预期公司年龄与大宗股权交易价格之间具有负相关关系。

此外，由于股权交易发生在不同年度内，具有跨时期的特点，而不同年份内样本所处的经济环境及宏观环境有可能发生系统变化。如本书第三章表3－3对上市公司市盈率的比较可以看出，在2001年沪市市盈率为39．8，在2004年则为24．6，在样本期间上市公司市盈率出现较大的波动。为了消除与时间有关的潜在系统因素的影响，我们引入时间虚拟变量（Dyear）。不同行业之间也存在较大差异，因此引入行业虚拟变量（Dindusty），以控制行业差异对分析结果的影响。行业分类依据中国证监会对上市公司的行业分类指引为参照。表4－5是对上述因变量和自变量的定义汇总。

表4－5　变量定义和描述

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一、描述性统计结果和分析

（一）大宗股权交易的价格折价及其原因分析

表4－6是对大宗股权交易价格以及主要变量的描述性统计结果。大宗股权交易价格是本章关注的核心问题，因此，首先来看大宗股权交易价格的相关情况。从表4－6中可以看到，大宗股权的平均交易价格为每股2．60元，大宗股权交易价格平均来说只相当于流通股价格的25．96%，即相对于流通价格存在74．04%的折价。股权交易的最高价格是流通股价格的2．6倍，而交易的最低价格仅有流通股价格的1．3%，即折价最高甚至达到98．7%。

表4－6　主要变量的描述性统计结果

注：Ptrade是大宗股权的交易价格（单位：元／每股）；RelatP是股权交易价格与股票市场上流通价格之比；（Ptrade－Pliquid）／Pliquid是股权交易价格相对于流通价格的折价（或溢价）；Tradperct是股权交易比例；Herfindal是前十大股东持股比例之和；Marketdex、Legaldex和Govdex分别是企业所在地区的市场化进程指数、法治水平指数和政府干预指数；Roa是总资产收益率；Lgage是公司上市至发生股权交易间的年限（单位：年）；Leverage是总债务与总资产比例。

中国上市公司大宗股权协议交易高折价的现象与国外研究结论截然相反。国外的研究发现，大宗股权由于具有控制权价值，其交易价格相对于股票市场上的流通价格通常存在不同程度的溢价（Barclay and Holderness，1989；Trojanowski，2003），但是他们的研究结论是在股票市场不存在股权分置、大宗股权具有流通权的背景下得到的。结合我国的制度背景，我们认为导致我国上市公司大宗股权交易价格高折价的原因主要有以下几个方面：

第一，自由交易权的缺失。在我国股权分置的背景下，进行交易的大宗股权是不能够在股票市场上自由流通的国家股或法人股，虽然集中的股份能够带来一定的控制权，但是由于在交易上所受到的限制，使其只能在股票市场外进行协议交易且交易成本非常大。产权理论认为，产权是一组权利的组合，包括对资产的使用权、收益权和转让权，其中因为任何一项权利的缺失而导致产权不完整，将会降低该项资产对其所有者的价值（盛洪，2003）。假定流通市场上的股票价格是对完整产权的定价的话[7]，那么由于人为的股权分置而导致的权利束的不完整，可以部分解释我国大宗股权交易价格为什么存在折价。

第二，二级市场上股票市场价格的非理性。产权不完整虽然可以解释国家股和法人股的价格折价现象，但是为什么折价如此之高，产权理论似乎并不能做出进一步的说明。我国股票市场的制度背景以及市场规则等或许是非流通股高折价背后的另一重要因素。首先，在股票市场成立初期，能够发行上市的公司数量较少，并且上市公司所有权结构中有2／3左右的国有股和法人股不能在二级市场上流通，股票供应数量有限，而市场上投资者数量较多，导致股票供不应求，二级市场上股票价格过高；其次，在整个股票市场上，监管不力、缺少稳定的长期投资者、舆论误导等因素，导致股市上出现过度投机现象，有些股价严重背离其价值、被高估，上市公司可以在股票市场上自由流通的数量较少，这使得流通股极易受需求的影响或者受市场操纵而抬高价格（陈志武、熊鹏，2001）。在上述背景下，中国股票市场的市盈率与国外成熟市场相比普遍较高，即我国上市公司流通股价格要高于国外相同盈利水平资产的价格。从第三章表3－3对中外股票市场市盈率的比较可以看出，沪深股市的市盈率均值超过了35倍，不仅高于美国、伦敦等成熟市场，也高于韩国、中国台湾等新兴市场。这说明，中国的投资者购买上市公司股票所付出的代价相对于其他国家的投资者来说是高昂的。较高的市盈率也是导致中国上市公司大宗股权交易价格出现较高折价的一个原因。

第三，非流通股股东较低的初始持股成本。在股票市场成立之初，政府为了不失去对国有企业的控制地位，把股权结构人为地设计为非流通股和流通股两部分，原国有企业或国有资产管理机构协同其他法人单位认购非流通的国有股和法人股，其余股份向社会公众出售。在发行上市的过程中，非流通的国有股或法人股的认购价格非常低，与流通股股东的持股成本有巨大差异，在公司上市以后经过历年的配股和分红，有些非流通股股东的持股成本甚至达到零。

以用友软件为例，王文京等人以1．17元一股出资8775万元，拥有了该公司75%的法人股，成了非流通股股东；公众投资者以36．68元一股，出资9．174亿，只拥有该公司2500万股，成了流通股股东。公司组成后，每股净资产从1．17元上升到10．05元［（1．17×7500＋36．68×2500万股）／1亿股］，王文京等人立即在A股市场中圈得了6．6亿元。此后不久又以现金分红分得6000万中的4500万，两年收回投资，流通股股东则要62年才能收回投资。再比如清华同方，该公司自1997年发行上市以来，一共向流通股东圈了三次钱（1997年首发4200万股，8．28元／股；1999年按10配3配股共配得1890万股，20元／股；2000年增发2000万股，46元／股）。截止到2005年流通股东一共出资16．4576亿元，获得2．7303亿股，每股成本为6．03元；非流通股东只是在公司发起时按评估资产9670元出资，目前拥有3．0159亿股，每股成本为0．32元，流通股东的每股成本是非流通股东的18．84倍。

从上述分析可以看出，非流通股股东极低甚至为零的持股成本以及中国股票市场上较高的市盈率，导致了上市公司非流通股的转让价格相对于流通价格存在较高的折价。在极低的持股成本条件下，对大宗股权协议转让的支付价格主要反映了大宗股权带来的控制权利益。

由于产权的不完整而导致大宗股权以折价交易，这一问题应该随着股权分置改革而有所缓解。图4－1是大宗股权交易价格与流通价格比以及大宗股权交易价格相对于流通价格的折价在样本期间内变化的直观表示[8]。从图4－1可以看出，距离股权分置改革的时间越近，大宗股权交易的折价幅度越小。股权交易价格占流通价格的比例在2001年为16．5%（折价为83．52%），到2004年该比例已经上升到37．4%（折价降为62．58%），是2001年的2倍多，上升幅度（折价下降）较为明显。股权分置改革的预期可能是导致折价下降的原因之一，但是我们也不能排除另外一种引起折价下降的原因：宏观经济环境变化导致的股票市场产生的系统性变化，2001年之后深交所和上交所股价指数的持续下跌也会导致股权交易折价的上升。为了尽量消除这些不可测的宏观因素的影响，在后面的回归分析中引入时间虚拟变量就显得非常必要。

第四，上市公司较为集中的所有权结构。从表4－6中还可以看出，上市公司大宗股权平均交易比例为12．9%。但是公司的股权集中度也比较高，交易后公司前十大股东平均持股比例为59．41%，股权集中度最高甚至达到89．36%。由此可以看出，我国的大宗股权交易是在企业所有权比较集中的情况下发生的，这与国外的研究环境也存在较大差异，这种差异对我国大宗股权交易折价现象也提供了另外一种可能的解释。

图4－1　2001～2004年大宗股权交易价格的变化

国外学者的研究认为，大宗股权交易存在溢价是由于大宗股权具有集中的控制权，交易溢价是控制权价值的体现，但是他们的研究是在所有权相对分散的背景下进行的。大宗股权所具有的控制能力不仅与其比例大小有关，还与企业所有权的集中度密切相关。同样的股权比例，在所有权结构分散时所具有的控制能力要大于其在所有权高度集中时的控制能力。做一个简单的数字假设可以更清楚地理解上述观点。假设前十大股东构成公司的“控制权联合体”[9]，A公司和B公司以前十大股东持股比例衡量的股权集中度分别为60%和30%，又假设股权交易比例相同为12%，那么其在A公司的“控制权联合体”中以夏普利值衡量的控制能力为1／5，在B公司中则为2／5。可以看出，相同的股权比例，在股权集中度越高的企业中其控制能力越小。在所有权结构比较分散的西方国家，大宗股权所具有的控制能力是比较大的，这导致其交易价格相对于流通价格存在明显的溢价。但是，在“所有权高度集中，国有股一股独大”的中国证券市场，大宗股权所具有的控制能力和西方国家相比较而言降低了，因此，其控制权价值的体现也不如英、美等西方国家那么明显。控制权价值的下降也可能促使大宗股权定价的下降。

综上所述，股权分置、中国股票市场上较高的市盈率、非流通股股东极低的持股成本以及上市公司较为集中的所有权结构等因素，最终导致大宗股权以相对于流通股较高的折价进行交易。

（二）大宗股权交易价格的分类统计分析

对正处于转轨经济中的国家来说，政府的影响和作用是不可忽视的。我国大部分上市公司又是国有企业经过改制而来，直接或间接受政府控制。那么，控制人性质的差别在股权交易定价中应该会产生不同的效果。表4－7是按照上市公司实际控制人性质和交易股权本身属性（属于国家股或是法人股）对交易价格进行的分类统计，初步考察不同控制人类型以及交易股权属性对大宗股权交易定价的影响在统计意义上的差别。从表4－7中可以看出，由政府控制（包括中央政府和地方各级政府）的上市公司，其大宗股权交易价格占流通价格比例将近30%；非政府或私人控制的公司，股权交易价格占流通价格比例为21%，且二者之间的差距在1%的检验水平上显著成立。这表明，由政府控制的企业，其大宗股权交易价格占流通价格比显著高于非政府控制的企业；或者说是，政府控制的企业，其股权折价要显著低于非政府控制的企业。根据交易股份属性进行分组检验的结论表明，当交易股份属于国有股时，其交易价格与流通价格之比显著高于法人股；或者说国有股的折价显著低于法人股。

表4－7　根据控制人性质和交易股权性质对股权交易价格的分组检验

注：RelatP是股权交易价格与流通价格之比；（Ptrade－Pliquid）／Pliquid是股权交易价格相对于流通价格的折价（或溢价）；T－统计值是对股权交易价格的以上两个测量指标进行均值差异检验的结果；＊、＊＊和＊＊＊分别表示双尾检验的显著性水平为1%、5%和10%。

表4－7分组检验的结果基本上表明，当企业具有一定的政府背景或者交易股份代表国家持有时，对交易股权的定价也较高（或折价较低），这说明在法律保护尚不健全的转轨经济中，政府控制能够降低股权交易的折价。按照控制人类型对大宗股权交易价格进行分组检验的结果初步证明了假设3a。

我们还对不同行业的大宗股权交易价格占流通价格比例进行了统计分析，图4－2是按照行业进行分类统计的直观图示（详细统计结果见附录2）。

图4－2　股权交易价格的行业分布情况

从图4－2可以看出，大宗股权交易与流通价格之比在传播与文化产业、信息技术行业最低，分别为14．03%和18．79%；制造业、房地产业和公用事业行业的股权交易价格占流通价格之比则较高，分别为28．63%、30%和33．49%。换句话说，发生在公用事业行业的大宗股权交易价格折价比例最低，为66．51%，而传播与文化产业股权交易价格的折价最高，达到85．97%。这表明，股权交易的定价在行业之间存在较大幅度的差异，因此，在回归分析中引入行业虚拟变量，以控制行业差异的影响。

在进行回归分析之前，我们对主要变量之间的Pearson相关系数进行统计，以判断主要变量之间是否存在严重的多重共线性问题。各变量之间的Pearson相关系数统计见表4－8。从表4－8可以看出，市场化进程指数（Marketdex）与政府干预指数（Govdex）、法治环境指数（Legaldex）之间存在较大的共线性问题，Pearson相关系数分别为0．83和0．75。除此之外，其他变量之间并不存在严重的共线性问题。

表4－8　主要变量间的Pearson相关系数

续表

注：RelatP是股权交易价格与股票市场上流通价格之比；（Ptrade－Pliquid）／Pliquid是股权交易价格相对于流通价格的折价（或溢价）；Tradperct是股权交易比例；Herfindal是前十大股东持股比例之和；Marketdex、Legaldex和Govdex分别是企业所在地区的市场化进程指数、法治水平指数和政府干预指数；Roa是总资产收益率；Lgage是公司上市至发生股权交易间的年限的自然对数；Lgsize是企业总市值的自然对数；Leverage是总债务与总资产比例；表中数字是各变量之间的Pearson相关系数。

二、回归结果和分析

（一）对全部样本的回归结果和分析

在不考虑治理环境的作用下，首先考察所有权结构和控制人类型对大宗股权交易价格的影响，回归结果见表4－9。

表4－9　所有权结构、政府控制与大宗股权的交易价格

续表

注：Constant是模型的常数项；交易变量包括交易比例（Tradperct）和控制权是否发生变更（Contrchg）；所有权结构变量包括上市公司实际控制人类型（Contrtype）和股权集中度（Herfindal）；控制变量包括债务比例（Leverage）、总资产收益率（Roa）、企业规模（Lgsize）和年龄（Lgage）以及时间虚拟变量（Dyear）和行业虚拟变量（Dindustry）。因变量为交易价格与流通价格之比（RelatP），当用（Ptrade－Pliquid）／Pliquid作为因变量时，只有常数项不同，其他变量系数均不发生改变。括号内是对回归系数t－检验的p值（或显著性水平）；＊、＊＊和＊＊＊分别表示在10%、5%和1%的置信水平上检验显著。

从表4－9的模型1中可以看出，股权交易比例（Tradperct）对因变量有显著的解释能力，回归系数为0．0014，且在5%的检验水平上显著。在模型3中引入了控制权是否发生变更变量（Contrchg）后，股权交易比例的回归系数只发生微小改变，在10%的置信水平上仍然显著，显著性程度有所降低[10]。模型2的结果表明，控制权是否发生变更的回归系数为0．0186，但是其在统计上的可置信水平为17%。

由于股权交易比例越大，购买方在企业所有权结构中具有的控制能力就越强、购买方获得控制权的机会就越大，因此购买方愿意支付的价格也就越高。股权交易使购买方获得控制权的话，购买者也愿意为此多支付0．0186的相对价格。因此，从股权交易比例（Tradperct）以及控制权是否变更（Contrchg）的回归结果可以判断，股权交易价格基本上体现了对控制权的定价，越能增强购买方控制能力的股权交易，购买方对其定价也越高。在对全部样本的回归分析中，假设1a得到支持。

在表4－9的三个模型中，股权集中度（Herfindal）的回归系数始终为负，大约在－0．003左右，且在三个模型中都通过1%的显著性检验。这表明股权集中度越高，股权交易价格越低，或股权交易价格相对于流通价格的折价就越高。进一步说，当企业的股权集中度每提高10%，股权交易价格相对于流通价格的折价就要上升0．03%。股权集中度越高，同样的股权比例，购买方的控制权能力越低，这会进一步反映在购买方对股权的交易价格上，即降低对控制权交易价格的定价。因此，在全部样本的回归分析中，假设1b也得到验证。

表4－9的回归结果还表明，企业实际控制人类型（Contrtype）对股权交易价格也有显著的影响。在模型1到模型3中，实际控制人类型（Contrtype）的回归系数均为负，大约在－0．08左右，且均在1%的检验水平上显著。这说明，当企业由政府控制时（Contrtype取值为0），其股权交易价格与流通价格比（或股权交易价格相对于流通价格的折价）显著高于（低于）非政府控制的企业。由此，假设3a在全部样本回归分析中也得到验证。

在控制变量中，企业的负债水平（Leverage）对股权交易价格也有显著的影响。负债比例的回归系数为负，且均在1%的检验水平上显著，这表明较高的负债水平能够降低股权交易价格。此结论支持了债务在公司治理中的作用。但是，企业绩效（Roa）、企业规模（Lgsize）和企业年龄（Lgage）的回归系数均不显著。

表4－9的三个模型中，常数项均非常显著，模型经过校正的R2达到25%左右，F检验值也均在1%的置信水平上显著，这说明以上模型的拟合效果较好，模型中的变量对因变量具有显著的解释力度：对大宗股权的交易价格显著地受到企业所有权结构特征（股权集中度、股权交易比例和控制权是否变更）的影响，股权购买方对企业的控制能力不仅与其购买的股权比例有关，也与企业本身的所有权的集中度有关，股权交易价格基本上反映了购买方对其获得的控制权的定价；政府控制的企业的股权交易价格（或股权折价）显著高于（或低于）非政府控制的企业。

表4－10　治理环境与大宗股权交易价格

续表

注：Constant是常数项；Tradperct是股权交易比例；所有权结构变量包括上市公司实际控制人类型（Contrtype）和股权集中度（Herfindal）；治理环境变量分别用三个指标来衡量：地区市场化进程（Marketdex）、地区法律制度环境水平（Legaldex），以及政府干预程度变量（Govdex）；控制变量包括债务比例（Leverage）、总资产收益率（Roa）、企业规模（Lgsize）和年龄（Lgage），以及时间虚拟变量（Dyear）和行业虚拟变量（Dindustry）。因变量为交易价格与流通价格之比（RelatP），当用
（Ptrade－Pliquid）／Pliquid作为因变量时，只有常数项不同，其他变量系数均不发生改变。括号内是对回归系数t－检验的p值（或显著性水平）；＊、＊＊和＊＊＊分别表示在10%、5%和1%的置信水平上检验显著。

外部治理环境对大宗股权交易价格会产生什么样的影响呢？在所有权结构、控制人类型的基础上，进一步引入外部治理环境因素进行回归分析，以考察外部治理环境因素对股权交易价格的影响，回归结果见表4－10。从表4－10中可以看出，在引入了治理环境变量之后，股权交易交易比例（Tradperct）、股权集中度指标（Herfindal）和实际控制人性质（Contrtype）的回归系数大小及其显著性程度与表4－9相比并没有发生较大改变，这表明我们前面对假设1a，假设1b和假设3a的分析结论依然成立。如同表4－9的结果，企业的负债水平（Leverage）依然在1%的检验水平上显著为负。但是，我们用以衡量企业外部治理环境的三个替代变量：市场化进程指数（Marketdex）、法律制度环境指数（Legaldex）以及政府干预指数（Govdex）的回归系数都不显著。

基于表4－9和表4－10的回归结果我们可以看出，在全部的股权交易样本中，对大宗股权的交易价格显著地受到控制人类型和企业所有权结构特征的影响，外部治理环境对股权交易价格并没有显著的影响。

（二）分组样本的回归分析结果

当购买方能否通过股权交易获得控制地位，对股权价值的判断以及定价依据可能存在较大差异。而仅对全部样本进行回归分析并据此得出结论，可能会掩盖两种不同情况下的一些重要差异。因此，我们把全部股权交易样本按控制权是否发生变更进行分组，对两组样本分别进行回归分析，表4－11是对分组样本的回归分析结果。

表4－11　分组样本的回归分析结果

续表

注：Constant是常数项；Tradperct是股权交易比例；所有权结构变量包括实际控制人类型（Contrtype）、股权制衡程度（Shrperct2－10）和股权集中度（Herfindal）；治理环境变量包括地区市场化进程（Marketdex）、地区法治水平（Legaldex），以及政府干预程度变量（Govdex）；控制变量包括债务比例（Leverage）、资产收益率（Roa）、企业规模（Lgsize）和年龄（Lgage），以及时间虚拟变量（Dyear）和行业虚拟变量（Dindustry）。因变量为交易价格与流通价格之比（RelatP），当用（Ptrade－Pliquid）／Pliquid作为因变量时，只有常数项不同，其他变量系数均不发生改变。括号内是对回归系数t－检验的p值（或显著性水平）；＊、＊＊和＊＊＊分别表示在10%、5%和1%的置信水平上检验显著。控制权变更组的样本数量为175个，控制权未变更组的样本数量为354个。

首先看控制权发生变更样本的回归结果。从表4－11的组一栏目中可以看出，当股权购买方获得控制地位时，股权交易比例（Tradperct）的回归系数不再显著，系数的p检验值在0．8左右。这表明，当购买方成为企业的控股股东时，交易比例对相对交易价格（或折价）不再有显著的影响。股权交易比例越高，购买方获得控制权地位的机会就越大，控制权变更和股权交易比例在理论上具有一定的共线性问题，控制权变更已部分地涵盖了交易比例的信息，因此，我们认为在控制权变更样本中，交易比例不再显著在很大程度上是由此引起的。

第二大股东至第十大股东持股比例之和（Shrperct2－10）的回归系数为－0．003，均在1%的检验水平上高度显著。这表明，对大股东的股权制衡程度越高时，购买方对企业的控制能力就相对降低了，购买方为获得控制地位愿意支付的价格也就越低。其他重要股东的持股比例每提高十个百分点时，股权购买方为获得控股地位愿意支付的价格就降低0．03%，或者是股权交易价格相对于流通价格的折价就上升0．03%。该回归结果支持了假设1c的分析。

表4－11中的组一结果还显示，实际控制人类型（Contrtype）的回归系数在－0．04左右，在8%～9%的检验水平上显著。这表明，在控制权发生变更的样本中，企业实际控制人性质对股权交易价格（或折价）依然有显著影响，但是与全部样本相比，其影响程度降低了（在表4－10全部样本的回归分析中，Contrtype的回归系数在－0．08左右，均在1%的置信水平上显著）。因此，在控制权发生变更的子样本中，假设3a依然成立。

治理环境的三个替代变量市场化进程指数（Marketdex）、法治水平指数（Legaldex）和政府干预指数（Govdex）的回归系数均为负，并且Legaldex的系数在5%的检验水平上显著为负。这表明控制权发生变更时，股权交易价格显著受到外部治理环境的影响。治理环境越差，尤其是外部法治水平越差时，购买方为获得控制权愿意支付的价格越高，也即股权交易价格相对于流通价格的折价越低（在表4－10全部样本的分析中，治理环境变量的回归系数均不显著）。因此，假设2a得以验证。

在表4－11的组一中，企业债务水平（Leverage）的回归系数在－0．27左右，且在1%的检验水平上显著为负。这表明，在控制权变更样本中，较高的债务水平能够显著降低购买方对控制权的支付价格（在表4－10对全部样本的回归分析中，Leverage的回归系数在－0．10左右，在1%的检验水平上显著）。企业规模（Lgsize）和企业年龄（Lgage）的回归系数均为负，且分别通过5%和1%的显著性检验，因此，在控制权变更样本中，企业规模和企业年龄对股权交易价格有显著影响。企业规模越大、企业年龄越大，购买方为获得控制权愿意支付的价格越低，股权交易价格相对于流通价格的折价越高（在表4－10全部样本分析中，Lgsize和Lgage的回归系数均不显著）。企业绩效指标（Roa）对股权交易价格不再具有显著的影响，也就是说当购买方获得控制权时，企业经营绩效并不影响其为获得控制权所支付的价格。

在表4－11的组一中，常数项均在1%的检验水平上显著，F检验值也在1%的检验水平上显著，且模型经过校正的R2达到36%～37%，与表4－10相比，模型的拟合优度提高许多（表4－10中，校正的R2在24%左右）。因此，我们可以说，在控制权变更样本中，治理环境、所有权结构变量对股权交易价格（或折价）的解释能力要优于全部样本。

表4－11中的组二是对控制权未变更样本的回归分析结果。从组二可以看出，股权交易比例（Tradperct）的回归系数为0．004左右，且均在2%的检验水平上显著为正。与全部样本的回归结果相比（表4－10），在控制权未变更样本中，交易比例对相对股权定价的影响程度更大、解释力更强（在表4－10中，交易比例的回归系数约为0．0014，显著性水平为5%）。实际控制人类型（Contrtype）的回归系数在－0．09左右，且在1%的置信水平上显著（在表4－10中，Contrtype的回归系数约为－0．08，在1%的检验水平上显著）。股权集中度指标（Herfindal）的回归系数为－0．003，在1%的置信水平上显著。因此，在控制权未变更的子样本中，假设1a、假设1b、假设3a依然成立。

外部治理环境变量（Marketdex、Legaldex、Govdex）的回归系数为正，但是显著性程度不高，其中市场化指数和法治水平指数的检验概率在20%左右，政府干预指数的检验概率为90%，极不显著。因此，在控制权未变更样本中，治理环境对股权定价具有正向影响的趋势，这表明股权购买方未获得控制权地位时，其利益主要是来自于共享利益即企业价值的提升，而不是私有收益。但是这种影响不具备统计上的显著性。假设2b成立。

表4－11的组二回归结果还显示，在控制变量中，企业债务水平（Leverage）的回归系数仍为负，但是没有通过显著性检验（在表4－10全部样本分析中，负债水平在1%的置信水平上显著为负）。企业绩效指标总资产收益率（Roa）对股权交易价格有较强的解释力，回归系数在0．18～0．20之间，且在10%的检验水平上通过显著性检验（在表4－10中，Roa的回归系数为正但不显著）。这说明，在控制权未变更样本中，股权交易定价受到上市公司经营业绩的影响，绩效越高的公司，股权交易的相对价格越高，或者说股权的折价越低。企业规模（Lgsize）和企业年龄（Lgage）对股权交易价格不具有显著影响。

综上对表4－11组二的分析，我们可以看到，在控制权未变更子样本中，对大宗股权的定价受企业所有权结构和公司经营业绩的影响：购买方所购买的股权在企业中的控制能力越强（交易比例越高、企业所有权集中度越低），其愿意支付的价格越高，股权交易的折价就越低；经营业绩越好的公司，股权交易价格越高；由政府控制的企业，股权交易价格高于非政府控制的企业。

（三）关于治理环境、政府控制作用的进一步分析

前述的分析结果表明，股东在企业所有权结构中所处控制地位不同导致其可能产生的行为不同，进而治理环境对股东的影响作用也不同，在购买方获得控制地位的股权交易中，治理环境对大宗股权的定价有显著的负向影响。在转轨经济过程中，政府行为及其对经济的影响是更为深层次的问题，因为政府行为对市场功能的发挥和企业的发展都有正面或负面的影响（见本书第三章的分析）。

在以法治为基础的发达市场经济中，政府同其他私人产权主体一样，其行为都面临着相同的市场环境和法律约束，但是在转轨经济中的情况却不尽相同。相对于由政府控制的企业来说，由私人控制的非国有企业主要是以盈利为核心，较少地承担维持社会稳定的功能，政策性负担也较轻，面临的预算约束也较硬，经营目标较为单一；同时，从中国证券市场成立的背景可以知道，私人控制的民营企业从成立之日起便面临着更为激烈的市场竞争环境和法治约束，更早地接受了市场洗礼。因此，由非政府控制的企业本身就是在公平竞争、较为法治化的环境下经营和生存的，竞争约束、治理环境等市场力量对私人企业的边际影响就相对有限。

如果上述分析成立，那么治理环境对政府控制企业的影响则更为显著。为验证这一推断，我们将控制权发生变更的样本按控制人类型进一步分组回归，表4－12是分组回归的结果。从表4－12的结果中可以看出，在政府控制的样本组中，治理环境的三个替代变量市场化指数（Marketdex）、法治水平指数（Legaldex）和政府干预指数（Govdex）与控制权交易之间具有高度显著的负相关关系，而在非政府控制的样本组中，二者之间并不存在相关关系。这意味着不同产权背景的企业所处的竞争环境存在差异，因此治理环境对控股股东的引导和约束作用也不尽相同，治理环境对控股股东获取私有收益行为的约束作用在政府控制的企业中更为有效和显著，而对非政府控制的企业影响甚微。这也从另一方面说明我国从宏观方面进行的市场化改革确实对改善和提高国有企业的效率起到了积极的作用，同我们的假设3b也是相符合的。

表4－12　治理环境与控制权定价：政府控制与非政府控制企业

续表

注：Constant是常数项；Shrperct2－10是股权制衡程度；治理环境变量包括地区市场化进程（Marketdex）、地区法治水平（Legaldex），以及政府干预程度变量（Govdex）；控制变量包括债务比例（Leverage）、资产收益率（Roa）、企业规模（Lgsize）和年龄（Lgage），以及时间虚拟变量（Dyear）。因变量为交易价格与流通价格之比（RelatP），当用（Ptrade－Pliquid）／Pliquid作为因变量时，只有常数项不同，其他变量系数均不发生改变。括号内是对回归系数t－检验的p值（或显著性水平）；＊、＊＊和＊＊＊分别表示在10%、5%和1%的置信水平上检验显著。

集中的控制权能够给所有者带来控制权利益，大股东可以选择以共享收益或私有收益的方式实现其控制权利益。股东在企业所有权结构中的控制能力、所处的控制地位和治理环境对大股东实现控制权利益的方式选择以及利益实现程度都有重要影响，这进而反映到对股权交易的定价之中。基于此分析思路，本章从控制能力、所有权结构和治理环境几个角度对大宗股权交易价格的影响因素分别提出了相应的理论假设，并利用中国股票市场2001～2004年的519个大宗股权交易为研究样本进行实证分析。

首先，我们对大宗股权交易价格进行描述性的统计分析（见表4－6），发现我国上市公司大宗股权交易价格的平均折价为74．04%，也即大宗股权交易价格平均来说只相当于流通价格的25．96%。这一结论与国外研究的结论大宗股权交易价格相对于流通价格存在溢价截然相反。针对我国上市公司大宗股权如此高的价格折价，我们提出了以下可能的几种解释：

第一，我国股票市场成立过程中所形成的上市公司国有股和法人股的产权非完整性，即股权分置。完整的产权包括对财产的收益权、使用权和自由转让权，而自由交易权构成产权的核心。与流通股相比，国有股和法人股缺少自由转让权，导致对这一财产权的定价相对于完整产权来说存在折价现象。在金融资产定价理论中，通常用非流通性折价来解释，其根源也是来源于产权理论。第二，中国股票市场的高市盈率现象。在我国股票市场特殊的发展历程下，在股票市场上可以自由流通的股票数量在上市公司所有权结构中所占比例甚少，使得股票价格容易受供需影响和市场操纵的影响而走高，而转型经济过程中各种对投资者法律保护制度的薄弱更助长了中国股票市场上的投机和违规操纵股票价格行为，进而导致我国股票市场的市盈率普遍高于西方成熟市场，较高的市盈率也能解释我国大宗股权交易价格的高折价现象。第三，非流通股股东极低甚至为零的持有成本。由于历史原因造成的非流通股股东的持股成本非常低，公司上市之后通过配股分红，有的非流通股股东甚至把持股成本降低为零。非流通股与流通股之间巨大的持股成本差别，是导致大宗非流通股转让价格相对于流通股价格而言非常低的重要原因。第四，中国上市公司高度集中的所有权结构。上市公司所有权结构越集中，大宗股权在公司所有权结构中的控制能力越低，导致大宗股权持有者可以获取的控制权收益越少，进而影响到大宗股权持有者愿意为其支付的价格。

在描述性统计分析中，我们还按照上市公司实际控制人类型对大宗股权交易价格进行分组统计分析，结果表明，政府控制的上市公司的大宗股权交易价格显著高于非政府控制的上市公司。分组统计分析的结果初步验证了假设3a的分析。

其次，利用519个大宗股权交易样本对大宗股权交易价格的影响因素进行回归分析。通过对全部样本以及分组样本（按照控制权是否发生变更进行分组）的回归分析，我们发现，股权交易比例与大宗股权的交易价格之间存在显著的正相关关系（见表4－9、表4－10和表4－11）；股权集中度与大宗股权的交易价格显著负相关（见表4－9、表4－10和表4－11）；对控股股东的股权制衡程度与大宗股权的交易价格显著负相关（见表4－11）。这些结果表明，大宗股权在所有权结构中的控制能力越强（股权交易比例越大、股权集中度越低、购买方成为控股股东时股权制衡程度越低），购买方能够获得的控制权利益越高，进而愿意支付的价格越高，因此假设1a～假设1c得到证明。在全部样本以及分组样本中，上市公司实际控制人类型的回归系数显著为负（见表4－9、表4－10和表4－11），这表明由政府控制的企业，其产权转让价格要显著高于非政府控制的企业，这与假设3a的分析是一致的。

在控制权变更样本中（见表4－11），治理环境的三个替代变量与大宗股权的交易价格负相关，且法治水平指数的回归系数在5%的水平上显著；在控制权未变更样本中，治理环境与大宗股权的交易价格倾向于有正向关系，但是回归系数显著性不高。这意味着，当购买方获得上市公司控股股东地位时，其利益主要来自于私有收益，较好的外部治理环境会降低控股股东对私有收益的攫取；当购买方未获得控股地位时，其利益主要来源于共享收益即企业价值的提升，而较好的治理环境有助于监督控股股东的利益掠夺行为和提升企业价值，因此，治理环境与大宗股权的交易价格之间具有正向关系，但是这种关系在统计上不具备显著性。这些回归结果与我们的假设2a和假设2b也是相吻合的。

最后，为了进一步验证转轨经济的市场环境和政府控制对企业行为的影响，我们把控制权变更的大宗股权交易样本按实际控制人类型分为政府控制和非政府控制两组分别进行回归分析（见表4－12）。结果发现，在政府控制的样本组中治理环境与控制权的交易价格之间具有高度显著的负相关关系，即较好的治理环境可以有效地约束控股股东获取控制权私有收益的行为；而在非政府控制的样本中，治理环境与控制权交易价格之间则不存在相关关系。进一步的分析结果表明，不同产权性质背景的企业面临的市场竞争环境和法律约束都不相同，与国有企业相比，民营企业面临的市场环境更具竞争性，法律约束也更为严格。较好的治理环境通过提高市场约束和法律约束，可以有效地约束国有上市公司控股股东攫取私有收益的行为，这一结论为支持市场化改革以促进国有企业效率的提高提供了证据。

[1]当控制权购买方是为了获得控制权私有收益而不是出于监督或提高公司价值的动机时，无效率的控制权交易才可能会发生。在这种情况下，控制权交易后公司价值会降低，但是控制权购买者的利益并未受损，其受损部分可以从控制权私有收益中得到补偿。

[2]Jensen和Ruback（1983），Demsetz（1986），Grossman和Hart（1988），Harris和Raviv（1988），Barclay和Holderness（1989），Bergstrom和Rydqvist （1990），Hart和Moore（1990），Dewatripont（1993）等建立模型或讨论了控制权私有收益。Barclay和Holderness讨论了控制权私有收益的可行性和来源。此外，一些实证研究表明控制权是有价值的。Lease，McConnell和Mikkelson（1983），Levy （1983），以及Zingales（1994）发现发行具有不同投票权的企业，具有优先投票权的股份以溢价出售。Barclay和Holderness发现，平均来说，大宗股权以比交易后价格高出20%的溢价进行交易。

[3]对于股权协议交易发生在法定假日期间的样本，我们取其在签订协议日之前最近的一个工作日的股票市场流通价格作为其在股权协议转让签订日的流通市场价格；除了法定假日之外，由于其他原因导致在股权协议转让签订日没有对应的流通市场价格的样本，则予以剔除。

[4]当购买方获得上市公司控股地位时，有两种情况：一种是直接通过受让原控股股东的股权，从而成为新的控股股东；另外一种就是购买方通过购买其他大股东的股权，累计持股比例超过原有第一大股东，从而成为新的控股股东。虽然购买方通过股权交易的方式获得了控制权，相比较而言，第一种情况可以视为原控股股东主动退出控股地位，而后一种情况可以视为原控股股东间接或被动地退出控股地位。

[5]夏立军、方轶强（2005）认为由乡镇的政府部门控制的上市公司实为乡镇集体企业性质，其所受政府干预较少，更类似于民营企业，而不是国有企业，因此，这类上市公司也纳入非政府控制类型。

[6]这三个指标的选择和朱滔、李善民（2007），夏立军等（2005），孙铮等（2005）相同，他们均认为，上市公司所在地的市场化进程、法治化程度等可以大致反映上市公司所处的外部制度环境。

[7]在股权分置状态下，非流通股和流通股在权力束上的区别仅仅在于非流通股缺失了自由转让权，其他权利则是相同的。

[8]2001～2004年股权交易价格与流通价格之比和股权交易价格相对于流通价格的折价（或溢价）的详细数字统计见附录1。

[9]这里根据Zwiebel（1995）的思想做一个简化的分析，假设分散的投资者不会参与公司的控制。

[10]股权交易比例越大，控制权发生变更的可能性也就越大，因此，股权交易比例和控制权是否发生变更在理论上存在共线性问题，当二者纳入同一个回归模型中，共线性问题会导致显著程度有所下降。