内容摘要：公司治理机制的失效是导致 企业 风险的根源所在。本文研究股权结构与企业风险之间的关系，从股权集中程度、控股股东性质和股东活跃程度三个方面描述股权结构，同时采用z指数和净资产收益率的波动作为企业风险的度量指标。研究结果表明股权结构确实能影响企业风险，股权集中程度越高企业风险越低，国有上市公司的企业风险显著低于非国有上市公司，股东活跃程度越高企业风险越低。
　　关键词：公司治理 股权结构 企业风险 z指数
　　
　　近年来，许多国内外知名的企业突然倒闭，轰动性的公司丑闻接连不断。尽管对此有诸多解释，但经营 发展 中对风险的忽略无疑是重要原因之一。而公司治理机制的失效正是导致企业风险的根源所在。
　　股权结构作为公司治理中内部治理的主要组成部分，必然会影响企业的风险。大量的研究表明股权结构会影响企业的价值（shleifer and vishny，1986；johson，2000；李增泉，2004），但是研究结论不一。利用 中国 上市公司的研究数据发现，我国控股股东控制现象较为突出，利用关联交易、资金担保等方式“掏空”上市公司，“掏空”的结果是上市公司丧失了大量的现金资源同时由于为其他企业担保增加了潜在的清偿风险 （李增泉，2004）。基于此，本文研究股权结构与企业风险之间的关系。
　　本文的研究意义表现在两方面：一方面从理论上看，关于股权结构与企业风险之间的关系的研究完善和发展了已有的企业风险管理理论，为深入检视企业财务风险的产生根源提供了理论基础；另一方面，从实践上看，研究公司股权结构与企业风险的关系有助于投资者正确评估企业状况，减少投资损失，有助于银行等 金融 机构合理选择放款对象，有效评估客户企业风险，减少呆坏帐，有助于监管机构加强企业风险的事前监管，提高监管效率，有助于上市公司合理选择治理结构，有效降低风险。
　　
　　 文献 回顾与研究假设
　　
　　（一）股权集中度与企业风险
　　近年来学者们关注到世界上许多国家的所有权结构不是分散而是相对集中的，由此产生了对berle-means定理的质疑并引发了公司治理研究新的热潮。集中股权结构的研究改变了整个公司治理研究的重心、主题和方向。在股权集中的情况下，控股股东掌握了公司的控制权，保证了其能够依据自我意愿调控上市公司的经营决策，从而也引发了另一类代理问题的出现，即控股股东与中小股东的代理冲突。由于控股股东与中小股东的目标函数不完全一致，控股股东更多地倾向于谋求自我独享的控制权私有收益，而非可与中小股东共享的其他利益。特别是，控股股东对中小股东的利益侵占在 法律 和公司治理机制对中小股东的保护措施不足或低效在新兴市场国家表现的尤为突出（la porta et al.，1999）。johnson et al.列出了控股股东侵占中小股东利益的几种方式。la porta et al.（2002）认为，高集中度的股权会降低对中小股东的侵占。江伟和沈艺峰（2005）认为，第一大股东持股比例的增高意味着大股东在上市公司中的利益取向更倾向于“协同效应”。因此，本文认为在控股股东持股比例较高时，上市公司的企业风险较小，此时是利益的趋同效应；相反当控股股东持股比例较低时，控股股东掏空上市公司的动机比较强烈，上市公司的企业风险较高。本文提出如下研究假设1：
　　h1：在其他条件相同的情况下，上市公司的股权集中度与企业风险成反比。
　　（二）控股股东性质与企业风险
　　在既有研究中，对控股股东一是直接分为国有控制人与民营控制人（刘芍佳，2003），另一种是进一步细分为中央控制、地方控制与民营控制人的上市公司（曾庆生，2004），且研究结论认为这三类控制人对上市公司的影响是不一致的。我国的民营企业由于制度原因导致融资约束问题比较严重，其融资困境源于国有金融体制对国有企业的金融支持和国有企业对这种支持的刚性依赖（张杰，2001）。结合民营企业面临的融资约束问题，本文认为相对国有企业，民营企业的风险更高，因此本文提出研究假设2：
　　h2：在其他条件相同的情况下，民营上市公司的风险显著高于地方政府控制的上市公司。
　　（三）股东活跃程度与企业风险
　　张芸（2008）利用中国上市公司的数据发现，一年内股东大会召开的次数与独立董事的比例正相关，即随着独立董事比例的提高，股东大会召开的次数增加，更多的中小股东可以通过股东大会加入关于公司经营管理状况的讨论。本文认为在我国控股股东和终极控制人控制的背景下，更多地召开股东大会对于解决控股股东与中小股东之间的代理成本有着积极的意义。因此本文提出假设3：
　　h3：在其他条件相同的情况下，股东活跃程度与企业风险显著负相关。
　　

     

    
　　样本选择与研究设计
　　
　　（一）样本选择
　　本文以1999-2006年为研究区间，以沪市a股的上市公司为研究样本，在研究时剔除了st、*st公司以及金融企业。最后，本章共得到4292个观测样本。所有数据来自北京色诺芬信息服务有限公司提供的ccer

　　3.回归模型的构建。本文采用的基本回归模型如式（3）：
　　risk=α0+α1os+∑αcontrolling variables+∑ind+∑year+ε (3)
　　其中os表示股权结构变量，分别用第一大股东持股比例(vote)、控股股东性质（holder）和股东活跃程度（gdmeet）表示。
　　
　　实证分析
　　
　　（一）描述性统计
　　各变量描述性统计结果如下：risk1、risk2、vote、holder、gdmeet的均值分别为：3.323、0.067、0.440、0.767、8.707；中位数分别为：2.540、0.046、0.433、1.000、0.641；最大值分别为：20.520、0.520、0.886、1.000、71.040；最小值分别为：-2.790、0.004、0.066、0.000、0.260；标准差分别为：2.948、0.069、0.170、0.422、19.395。
　　先看 企业 风险变量，riks1的均值为 3.323，而risk2的均值为0.067，值得注意的是riks1越大表示风险越小，而相反的是riks2越大则表示风险越大。再来看解释变量，先看第一大股东持股比例（vote），该变量均值为0.44，说明我国上市公司中第一大股东的持股比例较高，平均达到了44%，接近50%的绝对控股比例。如此高的持股比例也使得第一大股东有足够的控制权“掏空”上市公司。股东活跃程度（gdmeet）的均值为8.7，但是中位数仅为0.64，最大值为71，最小值为0.26，标准差达到19.39。描述性统计的结果表明在我国大部分企业的股东活跃程度不高，但是个别企业股东活跃程度非常高，最高达到了一年召开70次股东大会，不同企业之间的股东活跃程度存在较高差异。控股股东性质的均值为0.77，超过50%，同时中位数也为1，说明样本公司