多个大股东影响企业成本粘性吗？

栾甫贵 赵康乐 梁日新 纪亚方

内容提要：股权结构安排对微观企业的成本管控有重要的影响。本文利用2007—2019年沪深A股上市公司数据，探究多个大股东对于企业成本粘性的影响。研究结果表明，多个大股东提高了企业成本粘性；
同时，相对于控股股东而言，其他大股东的持股比例越大，企业成本粘性越高。区分多个大股东类型后，本文排除了多个大股东的合谋假说，进一步验证了多个大股东的冲突假说。此外，本文结论表明多个大股东的冲突效应在家族企业中更显著。影响机制分析结果表明，采用管理费用率和过度投资衡量代理问题时，多个大股东通过加剧管理层代理问题进而增加成本粘性。进一步研究表明，多个大股东对企业成本粘性的增强作用在管理层持股比例较低、信息透明度较差的企业中更为显著；
当企业处于经济环境不确定性较高时期，多个大股东对企业成本粘性的增强作用更显著。本文的研究丰富了多个大股东和成本粘性领域的文献，有助于企业客观理性地认识多个大股东的影响。

成本管理与控制是现代企业经营管理活动的主要环节，代表了企业生产经营决策的效率。在“黑天鹅”事件频发的经济寒冬中，有效提高企业成本管理能力，灵活迅速地调整企业的生产计划以及成本，是企业把握机遇、成功转型升级的关键。然而，由于存在成本粘性，中国企业的营业成本弹性不足，无法随着收入的变化及时进行调整，具体表现是营业收入增加时成本的上涨幅度远大于收入减少时成本的下跌幅度[1]。成本粘性是资源配置的主要表征之一，可以衡量成本管理的效率[2]，高成本粘性意味着企业资源的冗余与错配，使得企业很难适应外部经济环境的变化，这加重了企业生产经营的困境与风险，阻碍了企业的高质量发展[3]。因此，如何提高成本管控效率、降低成本粘性是中国企业亟须应对的重大挑战。

现有研究表明，代理冲突以及由代理冲突诱发的控股股东与管理者的私利行为是提高企业成本粘性的主要内部根源[4]。降低由代理冲突所带来的成本粘性，不仅需要建立高效的内部控制体系，而且合乎企业发展的股权结构也是必不可少的。作为企业发展过程中尤为重要的权益安排，股权结构是现代企业治理结构的逻辑起点，深刻影响着企业的治理效率[5]。常见的股权结构有两种。一种是“一股独大”式高度集中的股权结构，其主要表现为控股股东有效控制着公司的经营活动，监督着管理者的营运决策。这种结构能够遏制管理者的机会主义动机与私利行为，抑制第一类代理冲突。但控股股东对公司强有力的控制，使其有能力通过“隧道挖掘”掏空公司，掠夺属于中小股东的利益，从而激发第二类代理冲突。另一种是公司股权高度分散的结构，其主要表现为中小股东控制着公司运营。这种结构虽然能够避免控股股东掏空公司、摄取私利，但容易出现管理者控制公司、侵占股东权益的第一类代理冲突[6]。为此，学者们一直在探究更多可能形式的股权结构安排，发现多个大股东这一股权结构安排不仅能够对公司治理产生一定的积极影响[7]，而且还会对其产生一些消极的影响[8-10]。

多个大股东即除了控股股东之外，公司还存在一个及以上持股比例超过一定界限(一般为10%)的股东。随着资本市场的发展，多个大股东这一股权结构在世界范围内越来越常见。姜付秀等(2018)发现，中国有四分之一左右的上市公司有着多个大股东[11]。多个大股东会给企业带来怎样的影响呢？就现有的研究来看，主要有三种假说。第一，监督假说。研究发现多个大股东之间的监督制衡有助于缓解企业内外部信息的不对称性[12]，完善公司的内部控制机制[13]，提高公司治理体系的完备性和效率，抑制管理者的私利行为，防止控股股东进行寻租、掏空企业[14]，维护中小股东的公司权益[15-16]。第二，冲突假说。鉴于利益函数以及价值取向方面存在差异，多个大股东并存可能会相互斗争以实现个体意愿，带来“众口难调”的问题，由此引发的大股东间的摩擦和冲突会损害监督治理效率[10]，使得管理层有足够的操纵空间来牟取私利[17]，加剧代理问题的恶化。现有研究提供了管理层利用多个大股东之间内耗来谋取超额薪酬的证据[17]。第三，合谋假说。当合谋收益大于成本时，多个大股东可能会联合控股股东以及管理者组建联盟来控制公司，通过联盟合谋来掏空公司以满足个体私利，共同掠夺中小股东利益，恶化企业的代理问题[18]。总体来看，现有研究多个大股东对公司治理的影响并未达成一致意见，这表明亟需新的经验证据来较全面地认识多个大股东对企业的影响。

成本粘性可以衡量企业资源配置的效率，高成本粘性使得企业无法在收入减少时及时调整企业成本，这意味着企业资源配置失当、经营效率偏低，加剧了企业运营的波动性[19]，降低了企业的经营风险应对能力[20]。叶陈毅等(2020)发现成本粘性衡量了企业冗余的流动性，会显著降低企业的经营绩效[21]。因此，持股份额较高的大股东有充足的能力和动机来影响企业的经营决策。但是多个大股东并存不仅可能通过相互监督制衡来缓解代理问题以降低成本粘性，而且可能通过加剧彼此之间的竞争和冲突，或者构建合谋联盟，恶化企业的代理冲突进而加重成本粘性。因而，还需要进行严谨的实证分析和检验来明确多个大股东对企业成本粘性具体影响的结论。

本文以2007—2019年沪深A股上市企业为样本，探究多个大股东对企业成本粘性的影响。相比于已有文献[22]，本文的边际贡献主要有以下四方面：

第一，已有研究主要侧重于多个大股东的互相监督制衡在公司治理方面发挥的积极影响[11]，较少涉及多个大股东可能的冲突以及合谋行为，也很少将冲突假说和合谋假说置于同一研究框架中，然后对这两种理论假说进行区分验证。究其原因，可能在于冲突假说和合谋假说均是从多个大股东对公司治理的负面影响展开分析，再加上区分冲突假说和合谋假说的实证检验存在着一定的困难，因而已有研究很少同时探讨冲突假说和合谋假说对企业的影响。而本文系统探讨了多个大股东监督假说、冲突假说和合谋假说对企业成本粘性的影响，通过对多个大股东的股权性质划分，不仅为冲突假说和合谋假说的区分验证提供了经验证据，而且为更全面理解多个大股东的合谋效应和冲突效应提供了新的思路。

第二，验证了股东冲突对企业成本粘性的影响。代理问题是企业成本粘性的重要影响因素，与以往研究着重关注多个大股东合谋带来的第二类代理问题的做法不同，本文考虑到多个大股东合谋需要联合管理层粉饰财务报表来掩盖合谋掏空行为，将多个大股东冲突以及合谋带来的第一类代理问题纳入统一分析框架，通过排除多个大股东的合谋假说，进一步验证多个大股东冲突对企业成本粘性的影响。

第三，打开了多个大股东所有权结构的“黑箱”，深化了对多个大股东的股权类型与关系的研究，检验了不同约束条件下多个大股东对企业成本粘性影响的异质性。本文对多个大股东的股权类型进行了细分，进一步探究了不同股权类型的多个大股东对企业成本粘性的影响，这有助于全面认识多个大股东发挥的作用。本文还考虑了企业内部特征(如管理层持股、信息透明度)和外部环境(如经济环境不确定性)对多个大股东提高企业成本粘性的影响，有助于理解多个大股东作用的异质性。

第四，本文研究结论表明多个大股东提高了企业成本粘性，这一结论对推动完善公司治理机制提供了证据支持，对于洞悉中国经济转型升级期间企业股权结构安排提供了理论层面的支持。从实践角度考虑，本文研究分析了股权结构安排多样性潜在的优势和劣势，即多个大股东并存并非绝对有利于企业发展，因而企业在混合所有制改革中应当根据其实际发展状况安排合适的股权结构，推动完善治理机制来降低企业成本粘性。

(一)文献综述

1.多个大股东的经济后果研究

多个大股东并存是现有公司中一种常见的股权结构。因多个大股东利益博弈而形成的复杂局面会对公司产生重要影响。多个大股东之间不仅存在简单的监督制衡，而且还存在合谋和利益竞争的关系。因此，学者们主要从监督假说、冲突假说和合谋假说三个方向展开研究。

部分学者从治理视角出发，探究多个大股东之间的监督制衡对公司治理水平和绩效等方面的影响，发现多个大股东可以发挥监督效应，是一项高效的内部治理机制[11]，其监督效应有助于提升公司内部控制的质量[13]，改善公司的治理机制[23]，降低股东与管理者之间、控股股东与小股东之间的代理冲突与成本[24]。有学者发现，多个大股东不仅能彼此监督，而且还能监督管理层，减少公司管理层的享乐消费[11，25]。还有学者发现，多个大股东有助于提高公司的治理水平，并且随着公司大股东的数量增加，其监督治理效应也在增强[26]。沿着这一假说逻辑，学者们展开了一系列的研究。在第一类代理问题上，学者们发现，得益于监督效应的发挥，多个大股东有助于提高公司财务报告信息及盈余的质量，降低公司财务重述的概率[27]，监督公司管理层行为[28]，有效减少管理层牟取个人私利的行为[29]。在第二类代理问题上，有学者研究发现，多个大股东能够使控股股东受到强有力的监督，抑制其“隧道挖掘”行为来减少关联交易，从而达到保护中小股东利益的目的[30-31]。进一步研究发现，多个大股东能够提高企业社会责任报告的质量[32]，扩大企业的资本性融资[33]，降低企业的避税程度[34]，从而缓解企业的融资约束。综上，相关文献进一步验证了多个大股东能够在公司内发挥监督效应的假说。

虽然多个大股东之间能够相互制衡，但目标与效用函数及激励方面的差异，会引起彼此之间的竞争、摩擦与冲突[35-36]，进而降低公司治理的效率及对管理层的监督力度，从而加剧股东与管理层间的代理问题，即冲突假说[37]。朱冰等(2018)发现多个大股东间的制衡不利于企业创新活动[38]。赵国宇(2019)发现，管理层会利用多个大股东间的监督制衡牟取超额报酬[39]。

有研究认为，公司存在多个大股东不仅不会发挥监督制衡作用，而且还会与管理者联盟，共同侵犯中小股东的权益，加剧代理冲突，进一步恶化委托代理问题[18]，即多个大股东的合谋假说[40]。学者们发现，多个大股东会降低企业信息的透明度，并且其合谋效应会降低公司治理的效果[41-42]。严也舟(2012)发现，由于信息不对称性的存在，管理者和股东有强烈的动机进行合谋，共同盘剥公司的资源[43]。一系列研究也证明了多个大股东的合谋效应，如有些学者发现多个大股东并存会加剧大股东的利益侵占行为，增加企业的无效率投资，提高企业风险承担水平，使得企业不得不支付更多的审计费用[29,44-46]。

2.企业成本粘性的影响因素研究

作为成本性态的主要特征之一，成本粘性在企业内普遍存在[47]。现有研究发现，管理者过度乐观与自信、资源调整成本及代理问题是成本粘性的主要成因[47-48]。学者们基于成本粘性的存在性及机理，为企业内外部相关因素对成本粘性的影响提供了大量的研究成果。从企业内部因素来看，主要有代理成本[4]、管理者能力[20]、管理者过度乐观与自信[49-50]、内部控制质量[51]、机构投资者[52]、盈余管理[53]、业绩波动[54]、政治关联[55]和股权质押[56]等。从企业外部因素来看，主要有产业政策[1]、媒体关注[19]、行业竞争[57]、客户关系[58]、互联网+[59]、政府补贴[60]和养老保险[61]等。

上述文献表明，代理问题是企业成本粘性产生的重要来源，而高效的公司治理机制可以减少代理冲突[4]，缓解由代理问题所带来的成本粘性问题。当企业存在多个大股东时，与中小股东相比，多个大股东持有的股份和拥有的权力使得其有动机和能力来监督控股股东及管理层的私利行为。多个大股东并存的股权结构可以作为一项重要的治理机制来缓解股东与管理者间、控股股东与小股东间的代理冲突；
但同时，多个大股东之间也会产生摩擦与冲突，甚至可能存在合谋行为，会进一步恶化代理问题，使得多个大股东对企业的影响更加复杂多变。因此，需要从监督、冲突和合谋三个维度探究多个大股东对企业成本粘性的影响，为企业构建公司治理机制提供经验和理论层面的支持。

(二)理论分析与研究假设

作为企业管理的重要内容之一，成本管理对企业的可持续发展起着关键性的作用。尽管传统的成本管理观念认为，企业成本和收入之间存在较强的关联性，会随着收入同增同减。但现有研究发现，企业成本和收入之间并非简单的线性关系，成本随收入增加时的涨幅远大于随收入减少时的跌幅，即成本存在粘性现象[48]。成本粘性意味着企业存在资源的冗余与错配，其会降低企业的经营绩效[21]。而代理冲突诱发的控股股东与管理者的私利行为正是提高企业成本粘性的主要内部根源。就第一类代理问题而言，现有研究发现，管理者的利益函数与公司目标之间存在一定的偏差，其会基于机会主义动机与个人利益的考虑[54]，做出与最优化资源配置调整相偏离的决策，从而产生成本粘性[4,62]。具体来讲，管理者在构建“商业帝国”的私心下，更倾向于扩大资源投入和企业规模来提高个人多方面权益的效用[63]，导致企业的资源配置低效，提高了成本粘性。第二类代理问题同样会带来成本粘性问题，控股股东为了掩盖其“掏空”企业的违规关联交易、过度投资及非法侵占资产等行为，会将各种违规费用支出隐含于成本费用中，这些违规支出由于低灵活性而缺乏弹性，难以随企业收入而增减变动，从而增加成本粘性[4]。多个大股东并存意味着企业内部同时存在多位有足够能力来监管企业合理运行的股东，这样的股权结构给企业带来有效监管的同时，也会给其带来更多的冲突和合谋问题，进而导致代理问题更加严重。因此，结合多个大股东的特征及现有研究，本文将从监督、冲突和合谋三个假说出发，探讨多个大股东对于企业成本粘性的影响。

1.多个大股东的监督假说

代理理论与信息不对称理论从根源上阐释了由第一类和第二类代理冲突带来的成本粘性问题，企业信息透明度越差，内外部之间不对称的信息越多，企业的代理问题就越严重。首先，控股股东和管理者作为“内部人”掌控了更多的企业成本信息，更有可能通过内部信息制定成本营运决策来牟取私利[46]，进而带来成本粘性问题。尤其是在公司治理机制处于不健全的状态下，中小股东作为信息的劣势方，难以使用有效手段来加强对控股股东和管理层的监督，使控股股东和管理层有能力通过自身掌控的经营权来影响资源配置决策，导致资源配置效率低下，从而提高了企业的成本粘性。当控股股东或者管理者通过机会主义行为来牟取私利时，会给其他持股比例较高的股东带来很大损失，因而多个大股东有较强的动机来积极监督和抑制控股股东和管理者的自利行为，进而形成相互监督制衡的治理机制[9,30]。其次，较高的持股比例使多个大股东拥有投票权，使其有能力进行公司治理[26]。在中国，持股比例达到10%的股东可以委派董事或高管来参与公司的经营决策与管理[11]，还可以通过股东大会进行表决。这既可以约束控股股东掏空公司的行为，又可以遏制管理者牟取私利的机会主义动机，发挥股东的治理作用[36]。最后，多个大股东能缓解企业的信息不对称[12]，增加企业信息的对称性和透明度，更容易辨别管理层通过私有信息进行的机会主义行为，从而缓解代理冲突、提高监督效率。总而言之，治理机制的优化必然会给企业带来更加科学高效的经营管理，多个大股东的监督效应能缓解代理冲突[11,25]，提高企业资源的配置效率，进而减少企业的成本粘性。

此外，管理者过度乐观与自信是成本粘性的重要成因[49,54]。过度自信使管理者面对未来经济发展不确定性时，对未来预期的业务量和收入更加乐观[54]，在面对收入上升时，会加大资源的投入；
即使面对收入下降，也会当作暂时的收入波动来处理[49]，保持现有的资源投入。因此，管理层会在经济上行期进行一些盲目的扩张行为，增加了资源冗余的可能性，带来收入与成本的不对称变化[64]。但多个大股东并存使得公司拥有具备不同专业技能和知识、背景及行业信息的大股东，掌握更多行业内部及发展前景的信息[65]。同时，大股东们可以凭借自身的信息优势，更有效地监督管理者的成本决策和资源配置行为，避免管理者因盲目乐观情绪导致的决策失当进而带来的资源浪费，提高企业的管理决策水平和资源配置效率，从而降低企业的成本粘性。

2.多个大股东的冲突假说

尽管现有研究证实了多个大股东的监督效应，但不可否认的是，大股东彼此之间存在着竞争、摩擦与冲突[36]，难以就资源分配方案达成统一意见，进而给公司的治理体系带来负面影响[18]，不利于企业成本粘性的降低。这主要源于多个大股东在战略目标与效用函数方面的差异，使得同一公司决策对大股东们的效用激励有所不同[66]，导致其依据自身利益取向与特征做出选择，这提高了多个大股东在成本和治理决策方面达成一致的难度[38]。换而言之，多个大股东加剧了企业这一契约结合体的复杂程度，各契约方之间的利益矛盾提高了达成契约均衡的难度，很难及时对同一资源配置方案达成统一意见、把握住利好的投资机会。

多个大股东间的斗争和牵制还降低了大股东对管理者的监督效应，加剧了股东与管理层之间的代理问题。具体来讲：首先，当控股股东发现管理者的违规私利行为时，会立即采取惩罚措施甚至解雇。但是，当企业存在多个大股东时，任何一个大股东都无法确保自己的提案在股东大会上能够获得足够的投票而通过[37]，使得大股东可能无法惩罚不合格的管理者，导致大股东的监督效果被削弱了。尤其是当管理者利用内部信息优势和大股东间的利益矛盾，恶意勾结、误导甚至欺骗部分大股东而获得另外一部分大股东的支持时，就会大大削弱多个大股东的监督效力，严重破坏公司的治理机制[67]。其次，不同立场和利益取向的大股东很难达成一致，即使多个大股东通过谈判来共同监督管理者，大股东之间的讨价还价也会使得协调和监控成本上升[38]，降低了监督治理的效率[5,17]。因此，多个大股东降低了治理体系对管理者的监督效率，使管理者可能出于私利动机而进行过度投资、构建“商业帝国”以及进行大量的在职消费，从而加剧企业的成本粘性。

3.多个大股东的合谋假说

已有研究发现，多个大股东间并非都是监督与制约的关系，还可能通过与管理者合谋来建立利益联盟，共同侵占中小股东的利益[8,44]，降低公司的治理能力[42]，进一步恶化企业的代理问题[18]。当合谋掏空企业给股东带来的整体收益大于监督企业的收益时，其余大股东会倾向于联合控股股东进行合谋，利用内部信息获取个人私利[9]，投资固定资产等有利于大股东们攫取私利的项目[23]，导致企业投资过度[45]，从而提高了企业的成本粘性。此外，另有文献发现，多个大股东对中小股东权益的盘剥往往离不开与管理者的合谋[43]，因为需要联合管理者粉饰财务报表，进而掩盖合谋掏空行为[5]。而这种特殊的联盟关系将致使企业治理机制付诸形式，无法监督管理者的违规行为，管理者也会因合谋联盟而获得私利[38]，这将无助于降低成本粘性。

结合以上分析，提出本文的竞争性假设H1：

假设H1a：多个大股东并存降低了企业成本粘性；

假设H1b：多个大股东并存提高了企业成本粘性。

(一)样本选择与数据来源

本文选取2007—2019年沪深 A股上市公司为研究样本，为了满足需要，采用以下原则进行筛选：剔除ST与*ST公司等被特别处理的上市公司；
剔除金融、保险行业的公司；
剔除存在缺失值等异常状态的数据样本；
为控制异常值，按照1%和99%分位数对所有连续变量做了缩尾(winsorize)处理。

经过以上的数据筛选与调整，本文共得到20 867个样本观测值。其中，上市公司年报信息通过巨潮资讯网、上交所和深交所获取，本文通过逐家阅读上市公司的年报来确定一致行动人的信息，把一致行动人视为一个股东，其他上市公司数据主要来源于国泰安(CSMAR)数据库和万得(Wind)数据库。

(二)变量定义与模型设计

1.被解释变量

被解释变量为企业成本粘性(Sticky)。本文借鉴韦斯(Weiss，2010)[68]、韩岚岚和李百兴(2021)[69]的研究，使用韦斯(Weiss)模型从微观视角量化计算企业的成本粘性程度。具体回归模型如式(1)：

(1)

其中，i表示样本公司，down和up表示样本公司当年四个季度中接近期末营业总收入下降的季度和营业总收入上升的季度；
Cost表示该季度总营业成本的增减量，其中，总营业成本包括财务报表中的营业成本和期间费用；
Sale表示该季度总营业收入的增减量。为了便于验证多个大股东对企业成本粘性的影响，本文对Sticky取相反数，其值越大，代表企业成本粘性越高。

2.解释变量

解释变量为多个大股东。本文借鉴姜付秀等(2018)[11]的研究，定义大股东为持股比例大于10%的股东。多个大股东的测量：(1)是否存在多个大股东(Multi)：若公司有两个及以上大股东持股比例达到10%，则定义该公司存在“多个大股东”，Multi取值为1；
否则，定义其为“单一大股东”，Multi取值为0；
(2)相对持股比例(OtherTop1)：持股占比达到10%的其他大股东持股比例之和与控股股东持股比例的比值。

3.控制变量

为了检验多个大股东与企业成本粘性之间的关系，本文借鉴以往学者的研究[1,69]，选取公司财务特征层面、公司治理层面的有关变量作为控制变量。同时，本文还控制了年份固定效应与行业固定效应。为保证结果的稳健性，本文对回归系数的标准误进行了稳健(robust)处理。

本文的变量定义见表1。

表1 变量定义

4.模型设计

为检验上市公司多个大股东与成本粘性的关系，本文构建模型(2)：

Stickyi,t=α0+α1Multi_Mi,t+α2ΣControlsi,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(2)

其中，被解释变量为企业成本粘性(Sticky)，Multi_M是考察的解释变量，其代理变量分别是Multi、OtherTop1，模型采用混合回归方法，考察上市公司多个大股东对成本粘性的影响。

(一)描述性统计

表2是主要变量的描述性统计结果。从表2中可以看出，企业成本粘性(Sticky)的均值为0.173，最小值为-2.875，最大值为3.809，标准差为0.992，说明中国上市公司不仅存在成本粘性问题，而且存在较大的差异，这一结果与洪荭等(2021)[1]、韩岚岚和李百兴(2021)[69]的研究基本一致。多个大股东(Multi)的均值为0.372，说明有37.2%的公司样本存在两个以上的大股东。多个大股东(OtherTop1)的均值为0.266，最小值为0，最大值为1.787，标准差为0.413，说明存在两个以上大股东的公司，其股东持股情况也存在较大的差异。控制变量与既有研究基本一致。

化合物 3B07：质谱 ESI／MS（negative mode），m／z 246，［M－H］－。

1H NMR（500 MHz，CDCl3，TMS），δ为7.77～7.80（m，2H），7.28～7.31（m，2H），7.08（t，J＝8.5 Hz，2H），7.01 （t，J＝8.5 Hz，2H），6.59（br.s，1H，NH），4.58（d，J＝6.0 Hz，2H）。

表2 主要变量的描述性统计

(二)单变量检验

表3列示了对样本上市公司成本粘性的单变量检验结果。从表中可以看出，当公司存在多个大股东时，成本粘性的均值(中位数)是0.204(0.059)；
而当公司不存在多个大股东时，成本粘性的均值(中位数)是0.155(0.020)，差异为0.049(0.039)，且均在1%的水平上显著。检验结果表明，当公司存在多个大股东时，其成本粘性比不存在多个大股东的公司更高。表3的单变量分析结果初步表明，公司存在多个大股东提高了其成本粘性，初步验证了假设H1b，为后文回归检验奠定了基础。

表3 单变量检验结果

(三)主检验：多个大股东与企业成本粘性

为了检验多个大股东对企业成本粘性的影响，本文对模型(2)进行回归检验。表4列示了多个大股东与公司成本粘性的回归结果，列(1)和列(2)是仅控制年份固定效应和行业固定效应的回归结果，多个大股东(Multi、OtherTop1)的回归系数在1%的水平上显著正相关；
列(3)和列(4)是加入所有控制变量后的回归结果，多个大股东(Multi)的回归系数在1%的水平上显著正相关，即多个大股东提高了企业的成本粘性，假设H1b得以验证。同时，多个大股东(OtherTop1)的回归系数在1%的水平上显著正相关，这说明相对于控股股东而言，其他大股东的持股比例越大，企业的成本粘性越高。回归结果排除了多个大股东的监督假说，这为全面认识多个大股东对企业的影响提供了新的证据支持，但究竟是合谋效应还是冲突效应起主导作用还需进一步检验。

表4 多个大股东与企业成本粘性

表4(续)

(四)多个大股东与企业成本粘性：排除合谋假说

通过表4的实证结果可知，多个大股东并存提高了企业成本粘性，这与多个大股东的冲突假说和合谋假说预期相符。为了进一步厘清多个大股东提高企业成本粘性符合哪种假说，本文从大股东股权性质视角衡量合谋和冲突的动机。现有研究发现，多个大股东间的合谋动机与股权性质密切相关[25]，当控股股东和非控股大股东的股权性质相同时，其合谋动机更强[45]。尤其是在家族企业中，当控股股东与第二大股东都属于家族成员时，其实施合谋的阻碍更小，更容易形成合谋联盟[39]。基于此，本文借鉴以往学者[70]的研究，依据股东的股权性质构建大股东类型变量，其可以分为四种类型：国有性质股东(State)、家族性质股东(Private)、机构性质股东(Inst)和外资性质股东(Foreign)。

本文借鉴朱冰等(2018)[39]的方法，将有多个大股东并存的公司作为样本，构建家族股东类型虚拟变量(Mul_Private)，当公司大股东均为家族性质股东时，赋值为1；
当存在其他性质股东时，赋值为0。当Mul_Private取值为1时，多个大股东的合谋动机更强，若合谋假说成立，则Mul_Private应与企业成本粘性显著正相关。结果如表5列(1)所示，家族股东类型虚拟变量(Mul_Private)的回归系数为0.041，并不显著，合谋假说未得到验证。吕怀立和李婉丽(2015)发现，当控股股东和非控股大股东的股权性质相同时，其合谋动机更强[45]。因此，本文进一步构建国有股东类型虚拟变量(Mul_State)、机构股东类型虚拟变量(Mul_Inst)以及外资股东类型虚拟变量(Mul_Foreign)，赋值方法与家族股东类型虚拟变量(Mul_Private)相同，若合谋假说成立，则Mul_State、Mul_Inst以及Mul_Foreign应与企业成本粘性显著正相关。结果如表5列(2)—列(4)所示，国有股东类型虚拟变量(Mul_State)与企业成本粘性在5%的水平上显著负相关；
机构股东类型虚拟变量(Mul_Inst)与企业成本粘性负相关，但不显著；
外资股东类型虚拟变量(Mul_Foreign)与企业成本粘性正相关，但不显著。结果均与合谋假说预期不符，因此，合谋假说无法解释多个大股东与企业成本粘性之间的正相关关系。

依据冲突假说，不同类型股东的利益和目的存在差异，如果企业内大股东性质类型越复杂，那么其协调成本越高、冲突效应越明显。因此，本文构建股东类型多样性虚拟变量(Mul_Diversity)，当公司存在不同性质的大股东时，赋值为1；
当公司大股东性质均相同时，赋值为0。结果如表5列(5)所示，股东类型多样性虚拟变量(Mul_Diversity)的回归系数为0.057，在5%的水平上显著，结果符合冲突假说。此外，有学者发现，公司拥有的大股东数量越多，股东之间的协调难度越大，冲突效应越强[18,38]。因此，本文使用上市公司中控股股东之外的其他大股东(持股比例超过10%)的数量(Nlarge)，来进一步验证冲突假说。结果如表5列(6)所示。多个大股东(Nlarge)与企业成本粘性显著正相关，表明随着企业内股东间协调难度的提高，企业的成本粘性也在提升，结果仍与冲突假说预期相符。综上，多个大股东带来的冲突效应导致企业成本粘性的提高。

表5 排除合谋假说与验证冲突假说的回归结果

表5(续)

(五)多个大股东与企业成本粘性：区分股东类型

为进一步厘清多个大股东冲突假说对企业成本粘性的影响，本文进一步细分了股东类型异质性的情况。本文以国有性质股东和家族性质股东为主，探究了其余大股东性质的异质性对企业成本粘性的影响。由表6列(1)—列(3)可知，当控股股东为国有性质股东(Top1=State)，其余股东分别为家族性质股东(Other_Private)、机构性质股东(Other_Inst)和外资性质股东(Other_Foreign)时，股东类型的异质性并未提高企业成本粘性；
由表6列(4)—列(6)可知，当控股股东为家族性质股东(Top1=Private)，其余股东分别为国有性质股东(Other_State)、机构性质股东(Other_Inst)和外资性质股东(Other_Foreign)时，股东类型的多样性却提高了企业成本粘性。这说明多种性质大股东并存带来的冲突效应主要存在于家族企业中，而国有企业并未因顺应混合所有制改革所引进的其他性质股东，而导致成本粘性的提高。

表6 多个大股东与企业成本粘性：区分股东类型

(六)内生性检验

通过基准回归分析可知，多个大股东确实提高了企业成本粘性，然而上述回归结果可能受到一些可能存在但尚未被观测到的因素以及其他内生性问题的影响。因此，本文将采用工具变量法(IV)、倾向得分匹配(PSM)法、赫克曼(Heckman)二阶段回归、解释变量滞后一期及企业固定效应来缓解模型的内生性。

1.工具变量法

本文运用工具变量法来缓解模型的内生性。针对多个大股东可能带来的内生性问题，借鉴牛瑞阳等(2021)[46]的研究，本文采用股票换手率的年度数据(Trading)及其他大股东的持股比例集中度(Concent)作为工具变量进行检验。通常来说，公司的年度股票换手率越高，意味着流通股股东的持股比例越高，越有利于股东减持退出，大股东持股比例达到10%的可能性更小。因而，公司的年度股票换手率越高，越不可能存在多个大股东。另外，本文使用公司持股比例排名第二至第九名股东的持股比例总和除以控股股东持股比例，得到其他大股东股权比例的集中程度(Concent)，集中程度越大，存在持股10%以上的非控股股东的概率越高。同时，这两个工具变量与成本粘性没有必然联系，满足外生性要求。第一阶段，以多个大股东(Multi、OtherTop1)为被解释变量，引入工具变量Trading和Concent，生成Multi、OtherTop1的拟合值，代入第二阶段回归，结果如表7列(1)—列(4)所示。列(2)Multi的回归系数为0.067，在5%的水平上显著；
列(4)OtherTop1的回归系数为0.053，在10%的水平上显著，进一步支持了本文的假设H1b。另外，本文进行了弱工具变量检验、识别不足检验及工具变量过度识别检验，发现不存在这些问题。

此外，考虑到股票指数的构成及权重对于投资者配置资产发挥着重要的影响，当某只股票进入或退出某一股票指数时，不可避免地会影响投资者的资产配置组合，进而影响到该股票的受青睐程度。因此，是否属于股票指数可能会影响企业的多个大股东指标，但不会给企业成本粘性带来直接影响，因为企业成本粘性并非股票指数的选择依据。因而，本文借鉴杜勇等(2021)[71]的研究，采用公司在沪深300指数中的变动(LN300，由中证500指数进入沪深300指数取值为1，否则为0)及中证500指数中的变动(LN500，由非中证500指数进入中证500指数取值为1，否则为0)作为工具变量进行检验，结果如表7列(5)—列(8)所示。在第一阶段中，工具变量LN300、LN500均与多个大股东(Multi、OtherTop1)在1%的水平上显著正相关，说明工具变量与多个大股东高度相关，满足了工具变量相关性方面的要求。同时，弱工具变量检验、识别不足检验以及过度识别检验的结果表明，本文的工具变量是较为有效的。在第二阶段中，Multi、OtherTop1均与企业成本粘性(Sticky)显著正相关，说明在控制互为因果和遗漏变量的可能影响后，多个大股东与成本粘性仍呈显著的正相关关系，结果是稳健的。

表7 工具变量法

2.倾向得分匹配法

本文使用倾向得分匹配方法对样本进行配对来缓解潜在的样本自选择问题。参考牛瑞阳等(2021)[46]的方法，以模型(2)的一系列控制变量作为匹配变量，设定卡尺范围(匹配半径为0.05)进行最近邻匹配，匹配后的回归结果如表8列(1)—列(2)所示。多个大股东(Multi、OtherTop1)与成本粘性均显著正相关。这说明控制相关内生性问题后，结论依然成立。

3.赫克曼二阶段回归

为进一步检验样本是否存在选择性偏差问题，本文对样本使用赫克曼二阶段回归检验，同样使用年度股票换手率(Trading)及其他大股东持股集中度(Concent)作为多个大股东的工具变量。如表8列(3)的回归结果所示，Trading与Concent的系数均在1%的水平上显著，且符号与预期相符。在列(4)中，逆米尔斯比率(Imr)并不显著，说明本文样本选择不存在明显的选择性偏差问题。此外，同样使用公司在沪深300的变动(LN300)及中证500指数的变动(LN500)作为工具变量，如表8中列(5)—列(6)所示，结果仍具有稳健性。

表8 倾向得分匹配和赫克曼二阶段回归的检验结果

4.解释变量滞后一期

为了缓解因反向因果导致的内生性问题的影响，本文对所有解释变量进行滞后一期处理，生成LMulti、LOtherTop1，把滞后一期的解释变量LMulti、LOtherTop1加入模型重新进行检验，回归结果如表9列(1)—列(2)所示。回归结果表明多个大股东仍与企业成本粘性呈正相关关系，与前文结果并未有实质性差异。

5.公司固定效应模型

为缓解遗漏变量对本文研究结论的影响，本文采用公司固定效应模型进行回归。回归结果如表9列(3)—列(4)所示。多个大股东(Multi、OtherTop1)与企业成本粘性的回归结果分别为0.051、0.077，且均在5%的水平上显著。这表明多个大股东并存确实提高了企业成本粘性，与前文回归结果一致。

表9 解释变量滞后一期和固定效应检验

(七)其他稳健性检验

为保证结果稳健可信，本文还选择了被解释变量行业年度调整法及分位数回归检验。

1.被解释变量行业年度调整法

不同行业间的成本粘性存在差异，为了排除不同行业存在的成本粘性差异对研究结果的影响，本文对成本粘性(Sticky)进行行业调整。首先，按照年度和行业计算成本粘性(Sticky)的均值；
其次，用成本粘性(Sticky)的原始值减去按照年度和行业计算的均值，得到经过行业调整的成本粘性(Sticky_adj)；
最终再把经过行业调整的成本粘性(Sticky_adj)代入回归模型(2)中，如表10列(1)和列(2)所示。回归结果表明多个大股东与成本粘性仍呈显著的正相关关系，说明结果是稳健的。

2.分位数回归方法

本文使用分位数回归方法对主假设进行重新检验，结果如表10列(3)—列(8)所示，不论是25%分位数、中位数还是75%分位数检验，多个大股东均与企业成本粘性显著正相关，结果没有实质性差异。

表10 稳健性检验

上述分析表明，多个大股东提高了企业成本粘性，说明大股东并存在成本管理决策方面发挥了冲突效应。多个大股东间效用函数的差异会带来彼此间的摩擦与冲突，降低治理体系对管理者的监督效果，使管理者更容易进行在职消费和大量投资以组建“商业帝国”，增加企业的代理成本。这些都会降低企业的资源配置效率，提高成本粘性。为了进一步检验多个大股东对上市公司成本粘性的影响机制，本文从代理问题视角出发，对过度投资和管理费用率两方面进行检验，构建如下中介效应检验模型：

Mi,t=β0+β1Multi_Mi,t+β2ΣControli,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(3)

Stickyi,t=χ0+χ1Multi_Mi,t+χ2Mi,t+χ3ΣControlsi,t+ΣYear+ΣInd+εi,t

(4)

其中，被解释变量为企业成本粘性(Sticky)，解释变量为多个大股东(Multi_M)，其代理变量分别为是否存在多个大股东(Multi)、相对持股比例(OtherTop1)。M为本文的中介变量——管理层代理问题，采用企业过度投资(Oi_Biddle、Oi_Chen)和管理费用率(AgencyC)来衡量；
Qi_Biddle为依据比德尔等(Biddle et al.,2009)[72]的研究方法计算的企业过度投资指标，Qi_Chen为依据陈等人(Chen et al.,2011)[73]的研究方法计算的企业过度投资指标。

中介效应检验步骤如下：(1)检验多个大股东是否对企业成本粘性产生影响，即考察前文模型(2)中系数α1的显著性；
(2)检验多个大股东对中介变量M的影响，即考察模型(3)中系数β1的显著性；
(3)检验企业代理问题在多个大股东与企业成本粘性关系中的中介效应，即考察模型(4)中系数X1和X2的显著性。若模型(2)与模型(3)中系数α1和β1都显著，并且模型(4)中系数X1和X2也显著，那么说明中介变量发挥了部分中介效应。

(一)代理问题的中介效应检验：企业过度投资

本文参考比德尔等(2009)[72]、陈等人(2011)[73]的研究，使用两种模型来分别计算企业过度投资的程度。

依据比德尔等(2009)[72]的研究计算企业过度投资：首先计算企业正常的资本投资水平，然后将得到的残差作为衡量企业投资水平的代理变量。具体回归模型如下：

Investmenti,t=β0+β1Growthi,t-1+εi,t

(5)

衡量企业新增投资的被解释变量Investment= (购建长期资本的现金支出-出售长期资产的现金收入)/总资产，Growth为营业收入增长率(企业成长机会)。分年度、分行业对模型(5)进行回归，依据得到的残差确定企业的投资过度程度。当εi,t>0时，说明企业投资过度，Oi_Biddle=εi,t；
当εi,t<0时，Oi_Biddle=0。

依据陈等人(2011)[73]的研究计算企业的投资过度指数Oi_Chen，回归模型如下：

Investmenti,t=α0+α1Growthi,t-1+α2NEGi,t-1+α3Growthi,t-1×NEGi,t-1+εi,t

(6)

其中，被解释变量Investment和Growth的计算方法与前文一致。NEG为虚拟变量，当营业收入增长率小于0时，NEG取值为1，否则为0。接着对模型(6)进行回归获得残差εi,t，εi,t>0时，说明企业存在过度投资行为，Oi_Chen=εi,t；
当εi,t<0时，Oi_Chen=0。

表11列示的是当采用企业过度投资作为代理问题的代理变量时，代理问题在多个大股东影响企业成本粘性的过程中发挥的中介效应检验结果。从表中可以看出，多个大股东(Multi、OtherTop1)与过度投资(Oi_Biddle、Oi_Chen)呈正相关关系，且在1%的水平上显著，即多个大股东会增加企业的过度投资；
并且在加入过度投资(Oi_Biddle、Oi_Chen)变量后，多个大股东与企业成本粘性的回归系数依然为正，且在1%的水平上显著。这表明企业代理问题发挥了部分中介效应，多个大股东会恶化企业的代理问题，进而提高企业成本的粘性。

表11 代理问题的中介效应检验结果：企业过度投资

(二)代理问题的中介效应检验：管理费用率

本文参考陈克兢(2019)[24]的研究，管理费用率(AgencyC)采用管理费用/营业收入来度量，管理费用率越高代表公司代理问题越严重。表12列(1)—列(4)是当采用企业管理费用率衡量代理问题时，代理问题在多个大股东影响企业成本粘性的过程中发挥的中介效应检验结果。由列(1)和列(2)可知，多个大股东(Multi、OtherTop1)与管理费用率(AgencyC)显著正相关，即多个大股东会加剧企业的代理问题。在加入管理费用率(AgencyC)变量后，多个大股东、管理费用率与企业成本粘性的回归系数均在1%的水平上显著为正。这表明企业代理问题在多个大股东影响企业成本粘性的过程中发挥了部分中介效应。

表12 代理问题的中介效应检验结果：管理费用率

(一)管理层持股、多个大股东与企业成本粘性

由上述分析可知，管理者与企业目标之间利益函数的差异及信息的不对称带来了第一类代理冲突，使得管理者出于个人利益考虑而做出的决策偏离了企业最优化资源配置调整，加剧了企业成本粘性[4,62]。现有研究发现，管理层持股能有效缓解管理者和企业间利益函数的差异，降低第一类代理冲突和成本。那么，当企业间管理者持股比例有所差异时，多个大股东对企业成本粘性的影响是否会有所不同？鉴于此，为进一步考察管理层持股在多个大股东对企业成本粘性影响过程中的作用，本文以管理层持股数量占公司总股本的比例衡量管理层持股比例，并按照管理层持股比例的同行业年度均值进行分组，高于均值的样本为管理层持股比例较高组(Mshare=1)，反之为管理层持股比例较低组(Mshare=0)，分别进行回归分析。回归结果如表13列(1)—列(4)所示。

从表13列(1)—列(4)可以看出，在管理层持股比例较高组中，多个大股东(Multi、OtherTop1)与企业成本粘性(Sticky)的回归系数分别为-0.065、-0.205，均不显著；
而在管理层持股比例较低组中，多个大股东(Multi、OtherTop1)的回归系数分别为0.078、0.078，均在1%的水平上显著。本文进一步通过自抽样法发现，分组结果均通过了组间系数差异检验，即在管理层持股比例较高的企业中，多位大股东并存对成本粘性的提升效应会减弱，说明管理层持股确实能有效降低管理者与企业间的第一类代理冲突和成本。相对于管理层持股比例较高的企业，管理层持股比例较低加强了多个大股东与企业成本粘性的正相关关系。

(二)经济环境不确定性、多个大股东与企业成本粘性

近年来，频繁发生的重大突发事件加剧了经济环境的不确定性，经济环境不确定性会提高企业的风险水平，影响企业的资源配置方式和渠道。已有文献表明，经济环境的不确定性会对企业的投资决策[75]、管理者行为[74]等产生明显影响。一方面，经济环境不确定性是一种信息的模糊性，使得企业无法预测战略实施的时间、效果和途径[75]。经济环境不确定性增加了企业接收信息的波动性，提高了管理者利用信息和知识进行判断、预测的难度，导致管理者容易出现决策失误，进而提高成本粘性。另一方面，经济环境不确定性使股东和外部监管者无法合理使用公共和私有信息[76]，增加了利益相关方面的信息干扰，难以有效监督管理者的私利行为，这样管理者可以将因追逐私利而给企业带来的问题和损失归结于外部经济环境，进一步加剧企业成本粘性问题。最后，外部经济环境的不确定性又会使大股东持保守态度[77]，谨慎对待管理者的行为，为了降低企业内外部的风险，会尽量避免变更管理者，从而降低管理者违规后受处罚的威慑性。

因此，为了验证经济环境不确定性对多个大股东与企业成本粘性关系的影响，本文借鉴崔秀梅等(2021)[78]的研究，使用企业以往5年的销售收入来计算过去5年的非正常收入。具体的表达式为：

Sale=η0+η1Year+εi,t

(7)

其中，Sale是企业销售收入，Year是年度变量，企业当年的Year变量取值为5，过去的第1年Year变量取值为4。以此类推，过去的第4年Year变量取值为1。首先通过对年度变量Year回归，剔除企业稳定增长所带来的销售收入变化，所得残差即为非正常收入。其次使用过去5年非正常收入的标准差除以过去5年的收入均值，得到经济环境不确定性。最后按照环境不确定性的同行业年度均值进行分组，高于均值的样本为环境不确定性较高组(EU=1)，反之为环境不确定性较低组(EU=0)，并分别进行回归分析。回归结果如表13列(5)—列(8)所示。从表中可以看出，在环境不确定性较高组，多个大股东(Multi、OtherTop1)与企业成本粘性在1%的水平上显著正相关；
而在环境不确定性较低组，多个大股东(Multi、OtherTop1)与企业成本粘性并无显著关系。本文进一步通过自抽样法发现，分组结果均通过了组间系数差异检验，这说明经济环境不确定性加强了多个大股东与企业成本粘性之间的正相关关系。

表13 管理层持股和环境不确定性的调节效应检验

(三)信息透明度、多个大股东与企业成本粘性

企业的信息透明度能有效缓解企业内外部信息的不对称程度，有助于股东更精确地评估公司管理层的个人能力及品质。而企业信息透明度越低，管理者越容易利用内部信息优势谋取个人私利，提高企业的成本粘性。本文参照辛清泉等(2014)[79]的方法，使用应计盈余管理程度、企业信息披露考评得分、分析师跟踪人数、分析师预测精准度及是否由四大会计师事务所审计这5个指标的均值衡量企业信息透明度，并按照信息透明度的同行业年度均值进行分组，高于均值的样本为信息透明度较高组(Trans=1)，反之为信息透明度较低组(Trans=0)，并分别进行回归分析。回归结果如表14列(1)—列(4)所示。在信息透明度较高组，多个大股东(Multi、OtherTop1)与企业成本粘性并无显著关系；
而在信息透明度较低组，多个大股东(Multi、OtherTop1)与企业成本粘性在1%的水平上显著正相关。本文进一步通过自抽样法发现，分组结果均通过了组间系数差异检验。这说明当企业信息透明度较低时，管理层可以利用多个大股东间的冲突效应谋取私利，进而提高了企业成本粘性。

表14 信息透明度

作为资源配置的主要表征之一，成本粘性衡量了企业成本管理的效率。存在成本粘性意味着企业存在冗余资源，难以随外部环境的变化调整企业资源配置方案，因而很难适应中国正处于转型时期的经济环境。现有研究发现，公司治理有助于提高企业资源配置效率，降低企业成本粘性。然而，股权结构作为公司治理体系的重要机制安排，现有研究尚未从股权结构视角认识与理解企业的资源配置行为，缺乏大股东间的相互关系对企业成本粘性可能性影响的研究。在此背景下，探讨多个大股东对企业成本粘性的影响，对提高企业成本管理能力，推动企业转型升级和高质量发展有着重要的理论与现实意义。本文以2007—2019年沪深A股上市企业为样本，从多个大股东并存这一特殊的股权结构视角探讨其对企业成本粘性的影响与作用机理。研究结果表明：多个大股东并存提高了企业成本粘性；
同时，相对于控股股东而言，其他大股东的持股比例越大，企业成本粘性越高。区分多个大股东类型后，本文排除了多个大股东的合谋假说，进一步验证了多个大股东的冲突假说。此外，本文的结论表明多个大股东的冲突效应在家族企业中更显著。影响机制分析结果表明，采用管理费用率和过度投资衡量代理问题时，中介效应结果支持了多个大股东通过管理层代理问题进而增加成本粘性的结论。进一步研究表明，对于管理层持股比例较低、经济环境不确定性较高时期及信息透明度较差的企业而言，多个大股东并存对于成本粘性的增强作用更为显著。

基于上述结论，本文提出如下三点建议：

第一，客观、理性地评价多个大股东并存发挥的实际效果，充分关注大股东间的冲突，树立股东一体化理念，尤其是在家族企业中，应激发大股东将自身经验与能力运用到企业中。多个大股东并非“万能药”，尽管现有研究证明多个大股东在监督方面存在优势，但也不能忽略多个大股东在冲突方面发挥的负面效应。大股东间的竞争和冲突提高了他们监督管理者的难度，对公司的治理效果具有负面影响。在此情形下，公司高管所受的约束会明显降低，进而加剧企业的第一类代理问题。因此，企业应选择合适的股权结构安排，并注意不同性质股东间潜在的冲突，积极化解因目标差异所带来的利益矛盾，通过整体体系设计来提高股东协商效率，调整因内耗而无法发挥效果的治理机制，以推动治理效率的提高来减少成本粘性。

第二，将多个大股东并存作为可能的风险点来加以管控。外部投资者要特别注意企业的股权结构状况，不要盲目相信股权制衡对公司治理的效应，尤其注意大股东间相互制衡和内耗带来的公司治理质量的下降及企业发展方面的风险，客观看待多个大股东并存给企业治理带来的实际影响，进而优化投资者自身的决策意向。

第三，加快推进市场化改革，健全企业外部治理机制。政策制定者需要继续推动市场化改革，制定公开透明的市场运行规则以降低经济环境的不确定性，积极引导企业提高信息透明度，切实保护股东的诉讼权、知情权等股东合法权益，为股东相互交流、参与公司治理、资本退出提供必要的制度环境保障，也为外部市场发挥对企业的监督作用创造更好的法律环境，实现资本市场良性发展。