大股東製衡機製

第二節大股東製衡、信息不對稱與外部監管約束

　　為了探討大股東製衡機製與外部監管約束之間的關係，在此有必要充分考慮中國市場特殊的監管與治理環境，在Albrecht，WernzandWilliams（1995），Beasley（1996，1998），BellandCarcello（2000），陳國進等（2005b），ZhangandMang（2005），薑秀華、孫錚（2001），薑國華、王漢生（2004）等研究的基礎上，進一步研究大股東持股比例以及以此為基礎的大股東製衡機製對上市公司違規行為、審計意見和外部審計約束以及上市公司ST政策的作用機理目前，尚未檢索到相關研究文獻係統且令人信服的考察大股東持股比例對上市公司違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見以及上市公司被ST的可能性的影響；亦沒有見到關注大股東製衡機製（基於大股東持比例）和上市公司違規行為、審計意見以及ST政策之間關係的研究。

　　4.2.1理論分析與研究假設

　　在內外部治理機製薄弱、信息不對稱和外部監管者能力有限的情況下，上市公司的外部監管者並非有動機、有能力對所有問題作出適當的反應；同時，第一大股東既有“天使”的一麵JensenandMeckling（1976），ShleiferandVishny（1986，1997）等人為代表的學者認為大股東有足夠的動力和信息去監督管理層，從而可以很好地解決委托代理問題。又有“魔鬼”的一麵Zingales（1995）等人認為，如果大股東可以對公司進行強有力的控製，解決委托代理問題，那麽他們同樣可以利用這種優勢“掏空”上市公司。在一個保護小股東的法律軟弱無力的資本市場上，控股股東將會濫用其擁有的控製權優勢損害外部股東的利益進而獲取私利（LaPortaetal。，1998a，1998b，1999）。我們所做的博弈分析支持這一結論。中國上市公司第一大股東（多為控股股東）往往具有絕對的信息優勢並使得信息嚴重不對稱，不僅有動機也有能力掩蓋實際存在的問題，堂而皇之地謀取私利，卷入所謂的“隧道效應”。因此，我們假設：

　　假設1：同等條件下，第一大股東持股比例和上市公司違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見、被ST的可能性負相關。

　　和第一大股東不同的是，由於目標函數的差異，其他大股東（本書指第二至第五大股東）可能並不熱衷於或者根本無法獲得卷入“隧道效應”帶來的私人收益，而是扮演監督和製衡的角色。正如ShleiferandVishny（1986）通過理論建模所證明的那樣，公司其他大股東（以第二大股東為代表）對第一大股東的製衡是保護外部投資者利益的一種重要機製。實際上，在ShleiferandVishny（1986）之後，Zwiebel（1995）較早對公司同時存在多個大股東時的情形進行了分析，PaganoandRoel（1998），BennedsenandWolfenzon（2000），CronqvistandNilsson（2001），GomesandNovaes（2001），EdwardsandWeichenrieder（2004），Maury（2005）則更是進一步發現多個大股東的存在可以起到互相監督、製衡的作用，其他大股東對控製性股東攫取私利的侵害行為（比如資產掏空等）存在抑製作用眾多學者從多個角度肯定了其他大股東對控股股東合理有效的製衡與監督。我們所做的博弈分析也證實了這一點。對中國上市公司而言，其他大股東作為和公司利益緊密關聯的內部人，同樣具有一定的與其持股比例和控製權相應的信息優勢，這可能有助於製衡第一大股東減少上市公司實際存在的問題，但是另一方麵，在自身製衡能力相對較弱，公司內部治理機製又相當不完善的情況下，通過內部治理機製進行製衡的可行性較低且製衡成本較高（CI＜CE，PI＜PE，所以YPI-CI＜YPE-CE），因此其他大股東很有可能求助於外部治理機製，利用自身的信息優勢與外部監管者合作，通過顯性或者隱性的渠道傳遞信息，降低信息的不對稱，配合外部監管者監管控股股東，從而保護自身以及其他股東的正當權益上市公司違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見、被ST對市場而言是一個壞消息，可能會促使股價下跌，但是統計顯示，中國上市公司前五大股東（特別是前三大股東）所持股票以非流通股為主，股價波動造成的直接影響較小，因而不會顯著地增加其他大股東的製衡成本。基於此，可以假設：

　　假設2：在同等條件下，第二至第五大股東的持股比例越高，上市公司違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見、被ST的可能性越大。

　　假設3：在同等條件下，第二至第五大股東的製衡度（或聯合製衡度）越高，上市公司違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見、被ST的可能性越大。

　　假設4：在同等條件下，第二至第五大股東的持股相對較少的個體（如第四、第五大股東統計顯示，部分上市公司的第四、五大股東為流通股股東，股價下跌的影響往往直接而且顯著，從而導致較高的製衡成本，因而更傾向於選擇沉默和妥協。）傾向於附和或者被迫容忍控股股東，在一定程度內，其持股比例越高，上市公司違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見、被ST的可能性越小。

　　4.2.2研究數據、研究變量與模型設計

　　4.2.2.1研究數據

　　本書選用2001-2004年在深交所和上交所上市的可以找到數據的所有上市公司作為研究樣本。樣本總計4785個，其中，2001年為1097個，2002年為1160個，2003年為1191個，2004年為1337個。本書的研究數據來源於：(1)CCERTM中國資本市場數據庫；(2)財華金融數據庫（FC-CSIDR）。我們對數據進行了抽樣核對，以保證數據的可靠性。

　　4.2.2.2研究變量與研究模型

　　（一）大股東製衡與公司違規行為

　　1.研究模型設計

　　本書構建如下Logistic回歸模型相對於一般多元回歸分析，Logistic回歸分析在一定程度上克服了線性假設的缺點，並且不要求變量服從正態分布。在被解釋變量為兩分類或多分類變量時，Logistic回歸分析方法往往是較好的選擇（吳世農、盧賢義，2001）。驗證4個研究假設，具體探討前五大股東持股比例以及以此為基礎的大股東製衡機製本研究沒有具體區分上市公司大股東的性質類型，是本研究的不足之一。不過，宋敏等（2004）指出，對於股權的刻畫，應該將重點放在股東的大小上，因為各個股東對上市公司不同的影響，歸根到底，首先在於他們持股比例不同和由此產生的投票權差異。按照不同的股份性質分類，把本不相關的個體歸為一類，把股份性質作為股東行為依據的股權結構劃分方法，未免有舍本逐末之嫌。同時，我們在預分析中曾嚐試引入啞變量Typej（j=1，2，3，4，5），分別表示國家控股、國有法人控股、集體控股、民營控股、外資控股、其他控股類型六種不同控股股東類型對上市公司違規行為被監管部門查處、年報被出具非標準審計意見、被ST的可能性的影響，但是其間的作用甚微，而且啞變量Typej和其他解釋變量之間存在較為嚴重的多重共線性問題，故此，我們沒有在模型中列入啞變量Typej，留待後續的研究進一步考察。對於上市公司違規行為被監管部門查處的可能性的影響應當說明，本書旨在研究大股東製衡機製與外部監管有效性之間的關係，並非追求準確預測上市公司違規行為被監管部門查處、年報被出具非標準審計意見、被ST的可能性，畢竟其中的影響因素相當繁多而且複雜，大股東製衡機製和被包括在模型中的控製變量的影響是有限的。

　　P（DIB）=ez/（1+ez），其中：

　　1.Z=B0+B1SH1+B2SH2+B3SH3+B4SH4+B5SH5+B6∑Indusi+B7Year+B8DTA+B9ST+B10LNTA+ε

　　2.Z=B0+B1SH2/1+B2SH23/1+B3SH3/12+B4SH2t5/1+B5SH345/12+B6∑Indusi+B7Year+B8DTA+B9ST+B10LNTA+ε

　　2.研究變量及其說明

　　第一部分的實驗變量主要考察單個大股東持股比例與上市公司違規行為被查處的可能性之間的關係，意在驗證假設1、假設2以及假設4.實驗變量的第二部稱為大股東製衡度，主要針對假設3，重點考察第二至第五大股東的製衡度（或聯合製衡度）大股東製衡度主要是指第二至第五大股東中的部分或全部持股比例之和相對於第一大股東持股比例的比值，不過其中也有相對於前兩大股東的情形。前兩大股東之所以存在勾結的可能性，是因為他們的利益關聯可能更加緊密，結盟所獲得的收益也可能更為顯著。對於上市公司違規行為被查處的可能性的作用。

　　對控製變量的選擇基於現有的相關研究並考慮了中國股市的實際情況。第一，行業差異有時是需要給予關注的，因此我們以Indusi表示行業歸屬（按證監會的行業分類標準，分為13個行業，包括12個啞變量）。第二，設置變量Year衡量上市公司的上市時間，因為中國很多上市公司隨著上市年限的增長，可能越來越多地卷入違法違規行為Chenetal。（2001）研究表明在中國股市上市公司的上市年限和它被出具非標準審計意見的頻率成正相關，因為一個公司上市時間越久，可能越難以達到規定所要求的盈利目標，所以更易於卷入盈餘管理甚至利潤操作，從而導致被出具非標準審計意見。第三，DTA是上市公司財務杠杆，即資產負債率，我們以此考察公司的資本結構對上市公司違規行為被查處的可能性的影響。第四，注意到1998年4月22日，中國股市開始實行ST製度，意即“特別處理”。ST針對的對象是出現財務狀況或其他狀況異常的上市公司，為此我們設置啞變量ST加以衡量。此外，我們以上市公司總資產的自然對數（LNTA）控製公司的規模差異。

　　1.研究模型設計

　　在審計意見模型中，Logistic回歸經常被用到，借以估計審計者出具某一類型審計意見的可能性（Hopwoodetal。，1989；BellandTabor，1991；MonroeandTeh，1993；DeFondetal。，1999；Chenetal。，2001）。因此，我們構建如下Logistic回歸模型驗證4個研究假設，具體探討前五大股東持股比例以及以此為基礎的大股東製衡機製對於上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性以及外部審計約束有效性的影響。

　　P（MAO）=ez/（1+ez），其中：

　　1.Z=B0+B1SH1+B2SH2+B3SH3+B4SH4+B5SH5+B6∑Indusi+B7Year+B8DTA+B10DIB+B11UE+B12LNTA+ε

　　11.Z=B0+B1SH2/1+B2SH23/1+B3SH3/12+B4SH2t5/1+B5SH345/12+B6∑Indusi+B7Year+B8DTA+B10DIB+B11UE+B12LNTA+ε

　　2.研究變量及其說明

　　第一部分實驗變量主要考察單個大股東持股比例與上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性之間的關係，主要意在驗證假設1、假設2以及假設4.實驗變量的第二部稱為大股東製衡度，主要針對假設3，重點考察第二至第五大股東的製衡度（或聯合製衡度）對於上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性的作用。

　　在控製變量的選擇中，第一，我們關注了行業差異，以Indusi表示行業歸屬（按證監會的行業分類標準，分為13個行業，包括12個啞變量）。第二，設置變量Year衡量上市公司的上市時間，我國很多上市公司隨著上市年限的增長，年報越有可能被出具非標準審計意見。第三，DTA是上市公司財務杠杆，即資產負債率，我們以此考察公司的資本結構對上市公司被出具非標準審計意見的可能性的影響研究證明，財務杠杆高的企業更可能被出具非標準審計意見，而現金流狀況好的企業被出具非標準審計意見可能性小（Levitanandknoblett，1985；Mutchler，1985；MonroeandTeh，1993；DeFondetal。，1999）。

　　變量所屬行業Indusi啞變量，1表示隸屬該行業的上市公司，0表示其它上市時間Year上市公司上市時間，以年為單位資本結構DTA財務杠杆，即資產負債率（負債/總資產）違規行為DIB違規行為，啞變量，1表示違規行為被監管部門查處的上市公司，0表示其它未預期盈利UE未預期盈利，參考張華、張俊喜（2004）的計算方法公司規模LNTA總資產的自然對數被解釋變量MAO啞變量，上市公司年報審計意見類型，1表示非標準審計意見，0表示標準無保留審計意見注：其中i=1，2……12.

　　主的定期財務報告，另一方麵，注冊會計師往往會對違法違規行為被查處的上市公司年報給予特別關注，因此，違法違規行為被查處的上市公司年報更有可能被出具非標準審計意見。第五，Hawetal。（2003）發現審計意見和未預期盈利（UnexpectedEarnings：UE）之間存在顯著的相互作用，有鑒於此，參考張華、張俊喜（2004）的方法張華、張俊喜（2004）計算未預期盈利的公式為：UEit=EPSit-EPSit-1，其中EPSit（EPSit-1）代表公司i第t年（第t-1年）的每股收益。計算未預期盈利，考察其對上市公司被出具非標準審計意見的可能性的影響。此外，以上市公司總資產的自然對數（LNTA）控製公司的規模差異。

　　（三）大股東製衡與ST政策

　　1.研究模型設計

　　本書構建如下Logistic回歸模型驗證4個研究假設，具體探索前五大股東持股比例以及以此為基礎的大股東製衡機製對於上市公司被ST的可能性以及外部監管約束有效性的影響。

　　P（DST）=ez/（1+ez），其中：

　　I：Z=B0+B1SH1+B2SH2+B3SH3+B4SH4+B5SH5+B6∑Indusi+B7Year+B8DTA+B10DIB+B11LNTA+ε

　　II：Z=B0+B1SH2/1+B2SH23/1+B3SH3/12+B4SH2t5/1+B5SH345/12+B6∑Indusi+B7Year+B8DTA+B10DIB+B11LNTA+ε

　　2.研究變量及其說明

　　第一部分的實驗變量主要考察單個大股東持股比例與上市公司被ST的可能性之間的關係，主要意在驗證假設1、假設2以及假設4.實驗變量的第二部分稱為大股東製衡度，主要針對假設3，重點考察第二至第五大股東的製衡度（或聯合製衡度）對於上市公司被ST的可能性的作用。

　　同樣，在控製變量的選擇中，第一，我們關注了行業差異，以Indusi表示行業歸屬（按證監會的行業分類標準，分為13個行業，包括12個啞變量）。第二，設置變量Year衡量公司的上市時間，我國很多上市公司上市年限越長，越有可能被ST。第三，DTA是上市公司財務杠杆，眾多研究證明，財務杠杆高的企業更可能被ST。第四，注意到，一方麵，上市公司的違法違規行為有可能導致財務狀況或其他狀況異常，另一方麵，外部監管者往往會對違法違規行為被查處的上市公司年報給予特別關注，因此，違法違規行為被查處的上市公司年報更有可能被ST。此外，我們以上市公司總資產的自然對數（LNTA）控製公司的規模差異。

　　（一）大股東製衡與公司違規行為

　　在實證分析的過程中，我們嚴格控製了變量之間多重共線性的不良影響考慮到代表大股東持股比例、大股東製衡度的解釋變量之間存在較為嚴重的多重共線性問題，我們分別建立了四個Logistic回歸模型，同時在實際的回歸分析中讓實驗變量逐一進入模型。這樣，模型中各解釋變量之間的多重共線性問題可望基本得到控製，VIF值均在1.5以下，計量結果的可信度較高。主要實證分析結果為了對實證分析結果提供一個穩健性測試，我們還嚐試對解釋變量在原來基礎上再作滯後一期（第t-2年）的處理，回歸結果依然支持文中的主要研究結論，同時，這也進一步顯示市場監管部門對違規行為的查處存在顯著的滯後性。

　　對控製變量的回歸顯示對行業控製變量的回歸顯示，屬於農林牧漁業的上市公司違規行為被查處的可能性較高，屬於運輸倉儲、社會服務業上市公司違規行為被查處的可能性較低。上市時間越短回歸結果出乎意料可能是因為：a。雖然我國上市公司隨著上市年限的增長，可能越來越多地卷入違法違規行為，但是它們應對外部監管約束的經驗也越來越豐富，增加了市場監管者發現並查處其違法違規行為的難度；b。上市年限較長的上市公司，公司基本的內部控製和公司治理機製較為完善，不像新上市公司那樣易於卷入低級、常規的違規行為。被ST從可能導致ST的幾種情況來看，被ST的上市公司往往已經到了相當糟糕的地步，不僅實際存在的違規行為可能較多，而且也更易於引起外部監管者的關注。的上市公司違規行為被查處的可能性越大；財務杠杆以及公司規模和上市公司違規行為被查處的可能性之間關係不顯著。

　　（二）大股東製衡與年報審計意見

　　在實證分析的過程中，我們嚴格控製了變量之間多重共線性的不良影響考慮到代表大股東持股比例、大股東製衡度的解釋變量之間存在較為嚴重的多重共線性問題，我們分別建立了四個Logistic回歸模型，同時在實際的回歸分析中讓實驗變量逐一進入模型。這樣，模型中各解釋變量之間的多重共線性問題可望基本得到控製，VIF值均在1.5以下，計量結果的可信度較高。主要實證分析結果為了對實證分析結果提供一個穩健性測試，我們還對分年度的研究樣本進行回歸分析，結果支持文中的主要研究結論。在10%的顯著性水平上，對單個大股東持股比例的回歸結果支持假設1、假設2.據此可以認為，在同等條件下，第一大股東持股比例越低，第二、五大股東持股比例越高，上市公司年報越有可能被出具非標準審計意見。此外，第三、四大股東持股比例對上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性沒有顯著影響，不支持假設2.

　　對控製變量的回歸顯示對行業控製變量的回歸顯示，屬於農林牧漁、建築業、運輸倉儲、綜合類的上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性大；而屬於金融保險業的上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性小。上市時間越長這和Dopuchetal。（1987）基於美國市場的研究相反，中國股市上市公司的上市年限越久，不僅越有可能卷入財務粉飾和造假行為（Chenetal。，2001），而且隨著時間的推移，其他大股東對第一大股東的製衡能力日漸增強，因而將越來越傾向於發揮製衡作用，減少信息不對稱，提高外部審計約束的有效性，使得注冊會計師更易於察覺上市公司的財務粉飾和造假行為。財務杠杆越高這支持先前的研究（Levitanandknoblett，1985；Mutchler，1985；MonroeandTeh，1993；DeFondetal。，1999），財務杠杆高的企業更可能被出具非標準審計意見。其中原因可能是，一方麵，負債越多的上市公司更有可能在債權人的壓力之下卷入財務粉飾和造假行為；另一方麵，較為強勢的債權人和其他大股東一樣對第一大股東存在製衡作用，債權人所提供的配合有助於注冊會計師對上市公司年報進行更為有效的審計。違規行為被查處違法違規行為被查處對注冊會計師而言是一個強烈而且有效的信號顯示。因為一方麵，上市公司的違法違規行為往往關聯到以年度財務報告為主的定期財務報告；另一方麵，注冊會計師往往會對違法違規行為被查處的上市公司年報給予特別關注。未預期盈利越低正如ChowandRice（1982b）認為先於財務報告發出的收益公告提高了市場對審計意見類型的預測能力那樣，審計意見和未預期的每股收益不是獨立的，盈利能力較低的公司往往更有可能卷入諸如盈餘管理甚至利潤操縱等財務粉飾和造假行為，同時也更可能引起外部審計者的注意。公司規模越大學者們（Mckeownetal。，1991；Mutchleretal。，1997）一般認為，審計者向規模大的公司出具持續關注的非標準審計意見的可能性相比而言更小。但是，這一結論可能並不適合中國上市公司。從相關性分析來看，規模較大的中國上市公司一般上市年限較長，負債水平較高，其他大股東的製衡能力也比較強，因而更有可能卷入財務粉飾和造假行為，也更有可能受到外部審計的約束。上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性越大。

　　（三）大股東製衡與ST政策

　　在實證分析的過程中，我們嚴格控製了變量之間多重共線性的不良影響考慮到代表大股東持股比例、大股東製衡度的解釋變量之間存在較為嚴重的多重共線性問題，我們分別建立了四個Logistic回歸模型，同時在實際的回歸分析中讓實驗變量逐一進入模型。這樣，模型中各解釋變量之間的多重共線性問題可望基本得到控製，VIF值均在1.5以下，計量結果的可信度較高。主要實證分析結果為了對實證分析結果提供一個穩健性測試，我們還以分年度的研究樣本進行回歸分析，結果支持文中的主要研究結論。

　　示，在10%的顯著性水平上，對單個大股東持股比例的回歸結果支持假設1、假設2.據此可以認為，在同等條件下，第一大股東持股比例越低，第二、三、四、五大股東持股比例越高，上市公司越有可能被ST。

　　在10%的顯著性水平上，對大股東製衡度的回歸結果支持假設3.據此可以認為，在同等條件下，第二大股東對第一大股東、第二和第三大股東對第一大股東、第三大股東對前兩大股東、第二至第五大股東對第一大股東、第三至第五大股東對前兩大股東的製衡度越高，上市公司被ST的可能性越大。

　　對控製變量的回歸顯示對行業控製變量的回歸顯示，屬於水電煤氣、信息技術、批發零售、金融保險、房地產業的上市公司被ST的可能性小。上市時間越長在中國上市公司的上市年限越久，越難以達到規定所要求的盈利目標，因而更易於卷入盈餘管理甚至利潤操作（Chenetal。，2001），同時隨著時間的推移，其他大股東對第一大股東的製衡能力日漸增強，因而將越來越傾向於發揮製衡作用，減少信息不對稱，提高外部監管約束的有效性，使得外部監管者更易於察覺上市公司實際存在的財務狀況或其他狀況異常。財務杠杆越高一方麵，負債越多往往意味著財務風險較高，負債多的上市公司更有可能在債權人的壓力之下卷入財務危機或財務困境、財務粉飾或財務欺詐以及嚴重違法違規行為；另一方麵，在內部治理機製薄弱的情況下，較為強勢的債權人和其他大股東一樣對第一大股東存在類似的製衡作用，債權人所提供的配合有助於外部監管者對上市公司進行更為有效的監管。違規行為被查處違法違規行為被查處對外部監管者而言是一個強烈而且有效的信號顯示。因為一方麵，上市公司嚴重的違法違規行為是導致上市公司財務狀況或其他狀況異常的重要原因之一；另一方麵，外部監管者往往會對違法違規行為被查處的上市公司年報給予特別關注，從而更有可能發現實際存在的問題。公司規模越小這可能是因為規模小的上市公司相對而言具有更高的財務風險，公司盈虧的穩定性較差，更易於卷入財務危機或財務困境、財務粉飾或財務欺詐以及嚴重的違法違規行為。上市公司被ST的可能性越大。

　　4.2.4實證研究結論

　　目前，中國上市公司的內部治理機製尚待完善，公司第一大股東（多為控股股東）往往具有絕對的信息優勢並使得信息嚴重不對稱，不僅有動機也有能力掩蓋實際上存在的問題，如此，再加上外部市場監管能力有限，中國市場監管者不可能發現並處罰上市公司所有的“隧道行為”。有鑒於此，本研究從公司治理的角度，構建Logistic回歸模型，具體探討前五大股東持股比例以及在此基礎上大股東之間的製衡與監督對於上市公司違規行為被監管部門查處、年報被出具非標準審計意見、被ST的可能性的影響，主要探索大股東製衡機製對違規行為、外部審計約束、ST政策的內在作用，從而探索大股東製衡機製如何影響外部監管約束的有效性。具體地，實證研究表明：

　　（1）在內部治理機製亟待完善、外部市場監管乏力的情況下，具有絕對信息優勢的第一大股東集中持股（基本為非流通股）並非有利於約束，而是有利於掩蓋上市公司日趨頻繁的隧道行為；而此時，其他大股東很有可能選擇不通過內部治理機製實施對第一大股東的製衡，而是更多地求助於外部治理機製，利用自身的信息優勢與外部監管者合作，降低信息的不對稱，配合監管部門監管控股股東的行為。因此，(1)第一大股東持股比例越低，第二、三、四大股東持股比例越高，第二大股東對第一大股東、第二和第三大股東對第一大股東、第三大股東對前兩大股東、第二至第五大股東對第一大股東的製衡度越高，上市公司違規行為被查處的可能性越大；(2)第一大股東持股比例越低，第二、五大股東持股比例越高，第二大股東對第一大股東、第二和第三大股東對第一大股東、第二至第五大股東對第一大股東的製衡度越高，上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性越大；(3)第一大股東持股比例越低，第二、三、四、五大股東持股比例越高，第二大股東對第一大股東、第二和第三大股東對第一大股東、第三大股東對前兩大股東、第二至第五大股東對第一大股東、第三至第五大股東對前兩大股東的製衡度越高，上市公司被ST的可能性越大。

　　（2）第二至第五大股東（特別是持股較少的第四、第五大股東）可能認為，附和或容忍第一大股東帶來的好處（比如關聯交易等）大於製衡第一大股東帶來的收益；或者較高的製衡成本使得配合外部監管部門監管第一大股東的“隧道行為”帶來的損失更大，那麽他們中的一部分甚至全部可能選擇忍受或者附和控股股東。因此，(1)第四、五大股東持股比例，第三至第五大股東對前兩大股東的製衡度對上市公司違規行為被查處的可能性沒有顯著影響。(2)第三、四大股東持股比例，第三大股東對前兩大股東、第三至第五大股東對前兩大股東的製衡度對上市公司年報被出具非標準審計意見的可能性沒有顯著影響。

　　總之，本書的研究認為大股東製衡機製和外部監管約束之間的關係可能表現為：一方麵，具備一定製衡能力的其他大股東有助於減少上市公司實際發生的“隧道行為”；不過另一方麵在自身製衡能力相對較弱，公司內部治理機製又相當不完善的情況下，通過內部治理機製進行製衡的可行性較低且製衡成本較高，因此其他大股東很有可能選擇不通過內部治理機製實施對第一大股東的製衡，而是更多地求助於外部治理機製，利用自身的信息優勢與外部監管者合作，降低信息的不對稱，配合監管部門約束控股股東的行為。因此，在中國目前的情況下，其他大股東對第一大股東的製衡越強，上市公司違規行為被監管部門查處、年報被出具非標準審計意見、被ST的可能性越大，這提高了外部監管約束的有效性可以預期，隨著內部治理機製的相對完善和有效（CI＜CE，PI＜PE，所以YPI-CI＜YPE-CE），其他大股東將轉而更多的依靠內部治理機製的作用對第一大股東實施製衡，減少上市公司實際發生的隧道行為，從而使得被外部監管者查處的問題逐漸減少。可見，基於中國市場經驗證據的實證研究結論完全支持我們依據簡單靜態博弈模型所作的分析。