大股东制衡机制

第二节大股东制衡、信息不对称与外部监管约束

　　为了探讨大股东制衡机制与外部监管约束之间的关系，在此有必要充分考虑中国市场特殊的监管与治理环境，在Albrecht，WernzandWilliams（1995），Beasley（1996，1998），BellandCarcello（2000），陈国进等（2005b），ZhangandMang（2005），姜秀华、孙铮（2001），姜国华、王汉生（2004）等研究的基础上，进一步研究大股东持股比例以及以此为基础的大股东制衡机制对上市公司违规行为、审计意见和外部审计约束以及上市公司ST政策的作用机理目前，尚未检索到相关研究文献系统且令人信服的考察大股东持股比例对上市公司违规行为被查处、年报被出具非标准审计意见以及上市公司被ST的可能性的影响；亦没有见到关注大股东制衡机制（基于大股东持比例）和上市公司违规行为、审计意见以及ST政策之间关系的研究。

　　4.2.1理论分析与研究假设

　　在内外部治理机制薄弱、信息不对称和外部监管者能力有限的情况下，上市公司的外部监管者并非有动机、有能力对所有问题作出适当的反应；同时，第一大股东既有“天使”的一面JensenandMeckling（1976），ShleiferandVishny（1986，1997）等人为代表的学者认为大股东有足够的动力和信息去监督管理层，从而可以很好地解决委托代理问题。又有“魔鬼”的一面Zingales（1995）等人认为，如果大股东可以对公司进行强有力的控制，解决委托代理问题，那么他们同样可以利用这种优势“掏空”上市公司。在一个保护小股东的法律软弱无力的资本市场上，控股股东将会滥用其拥有的控制权优势损害外部股东的利益进而获取私利（LaPortaetal。，1998a，1998b，1999）。我们所做的博弈分析支持这一结论。中国上市公司第一大股东（多为控股股东）往往具有绝对的信息优势并使得信息严重不对称，不仅有动机也有能力掩盖实际存在的问题，堂而皇之地谋取私利，卷入所谓的“隧道效应”。因此，我们假设：

　　假设1：同等条件下，第一大股东持股比例和上市公司违规行为被查处、年报被出具非标准审计意见、被ST的可能性负相关。

　　和第一大股东不同的是，由于目标函数的差异，其他大股东（本书指第二至第五大股东）可能并不热衷于或者根本无法获得卷入“隧道效应”带来的私人收益，而是扮演监督和制衡的角色。正如ShleiferandVishny（1986）通过理论建模所证明的那样，公司其他大股东（以第二大股东为代表）对第一大股东的制衡是保护外部投资者利益的一种重要机制。实际上，在ShleiferandVishny（1986）之后，Zwiebel（1995）较早对公司同时存在多个大股东时的情形进行了分析，PaganoandRoel（1998），BennedsenandWolfenzon（2000），CronqvistandNilsson（2001），GomesandNovaes（2001），EdwardsandWeichenrieder（2004），Maury（2005）则更是进一步发现多个大股东的存在可以起到互相监督、制衡的作用，其他大股东对控制性股东攫取私利的侵害行为（比如资产掏空等）存在抑制作用众多学者从多个角度肯定了其他大股东对控股股东合理有效的制衡与监督。我们所做的博弈分析也证实了这一点。对中国上市公司而言，其他大股东作为和公司利益紧密关联的内部人，同样具有一定的与其持股比例和控制权相应的信息优势，这可能有助于制衡第一大股东减少上市公司实际存在的问题，但是另一方面，在自身制衡能力相对较弱，公司内部治理机制又相当不完善的情况下，通过内部治理机制进行制衡的可行性较低且制衡成本较高（CI＜CE，PI＜PE，所以YPI-CI＜YPE-CE），因此其他大股东很有可能求助于外部治理机制，利用自身的信息优势与外部监管者合作，通过显性或者隐性的渠道传递信息，降低信息的不对称，配合外部监管者监管控股股东，从而保护自身以及其他股东的正当权益上市公司违规行为被查处、年报被出具非标准审计意见、被ST对市场而言是一个坏消息，可能会促使股价下跌，但是统计显示，中国上市公司前五大股东（特别是前三大股东）所持股票以非流通股为主，股价波动造成的直接影响较小，因而不会显著地增加其他大股东的制衡成本。基于此，可以假设：

　　假设2：在同等条件下，第二至第五大股东的持股比例越高，上市公司违规行为被查处、年报被出具非标准审计意见、被ST的可能性越大。

　　假设3：在同等条件下，第二至第五大股东的制衡度（或联合制衡度）越高，上市公司违规行为被查处、年报被出具非标准审计意见、被ST的可能性越大。

　　假设4：在同等条件下，第二至第五大股东的持股相对较少的个体（如第四、第五大股东统计显示，部分上市公司的第四、五大股东为流通股股东，股价下跌的影响往往直接而且显著，从而导致较高的制衡成本，因而更倾向于选择沉默和妥协。）倾向于附和或者被迫容忍控股股东，在一定程度内，其持股比例越高，上市公司违规行为被查处、年报被出具非标准审计意见、被ST的可能性越小。

　　4.2.2研究数据、研究变量与模型设计

　　4.2.2.1研究数据

　　本书选用2001-2004年在深交所和上交所上市的可以找到数据的所有上市公司作为研究样本。样本总计4785个，其中，2001年为1097个，2002年为1160个，2003年为1191个，2004年为1337个。本书的研究数据来源于：(1)CCERTM中国资本市场数据库；(2)财华金融数据库（FC-CSIDR）。我们对数据进行了抽样核对，以保证数据的可靠性。

　　4.2.2.2研究变量与研究模型

　　（一）大股东制衡与公司违规行为

　　1.研究模型设计

　　本书构建如下Logistic回归模型相对于一般多元回归分析，Logistic回归分析在一定程度上克服了线性假设的缺点，并且不要求变量服从正态分布。在被解释变量为两分类或多分类变量时，Logistic回归分析方法往往是较好的选择（吴世农、卢贤义，2001）。验证4个研究假设，具体探讨前五大股东持股比例以及以此为基础的大股东制衡机制本研究没有具体区分上市公司大股东的性质类型，是本研究的不足之一。不过，宋敏等（2004）指出，对于股权的刻画，应该将重点放在股东的大小上，因为各个股东对上市公司不同的影响，归根到底，首先在于他们持股比例不同和由此产生的投票权差异。按照不同的股份性质分类，把本不相关的个体归为一类，把股份性质作为股东行为依据的股权结构划分方法，未免有舍本逐末之嫌。同时，我们在预分析中曾尝试引入哑变量Typej（j=1，2，3，4，5），分别表示国家控股、国有法人控股、集体控股、民营控股、外资控股、其他控股类型六种不同控股股东类型对上市公司违规行为被监管部门查处、年报被出具非标准审计意见、被ST的可能性的影响，但是其间的作用甚微，而且哑变量Typej和其他解释变量之间存在较为严重的多重共线性问题，故此，我们没有在模型中列入哑变量Typej，留待后续的研究进一步考察。对于上市公司违规行为被监管部门查处的可能性的影响应当说明，本书旨在研究大股东制衡机制与外部监管有效性之间的关系，并非追求准确预测上市公司违规行为被监管部门查处、年报被出具非标准审计意见、被ST的可能性，毕竟其中的影响因素相当繁多而且复杂，大股东制衡机制和被包括在模型中的控制变量的影响是有限的。

　　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.研究变量及其说明

　　第一部分的实验变量主要考察单个大股东持股比例与上市公司违规行为被查处的可能性之间的关系，意在验证假设1、假设2以及假设4.实验变量的第二部称为大股东制衡度，主要针对假设3，重点考察第二至第五大股东的制衡度（或联合制衡度）大股东制衡度主要是指第二至第五大股东中的部分或全部持股比例之和相对于第一大股东持股比例的比值，不过其中也有相对于前两大股东的情形。前两大股东之所以存在勾结的可能性，是因为他们的利益关联可能更加紧密，结盟所获得的收益也可能更为显著。对于上市公司违规行为被查处的可能性的作用。

　　对控制变量的选择基于现有的相关研究并考虑了中国股市的实际情况。第一，行业差异有时是需要给予关注的，因此我们以Indusi表示行业归属（按证监会的行业分类标准，分为13个行业，包括12个哑变量）。第二，设置变量Year衡量上市公司的上市时间，因为中国很多上市公司随着上市年限的增长，可能越来越多地卷入违法违规行为Chenetal。（2001）研究表明在中国股市上市公司的上市年限和它被出具非标准审计意见的频率成正相关，因为一个公司上市时间越久，可能越难以达到规定所要求的盈利目标，所以更易于卷入盈余管理甚至利润操作，从而导致被出具非标准审计意见。第三，DTA是上市公司财务杠杆，即资产负债率，我们以此考察公司的资本结构对上市公司违规行为被查处的可能性的影响。第四，注意到1998年4月22日，中国股市开始实行ST制度，意即“特别处理”。ST针对的对象是出现财务状况或其他状况异常的上市公司，为此我们设置哑变量ST加以衡量。此外，我们以上市公司总资产的自然对数（LNTA）控制公司的规模差异。

　　1.研究模型设计

　　在审计意见模型中，Logistic回归经常被用到，借以估计审计者出具某一类型审计意见的可能性（Hopwoodetal。，1989；BellandTabor，1991；MonroeandTeh，1993；DeFondetal。，1999；Chenetal。，2001）。因此，我们构建如下Logistic回归模型验证4个研究假设，具体探讨前五大股东持股比例以及以此为基础的大股东制衡机制对于上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性以及外部审计约束有效性的影响。

　　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.研究变量及其说明

　　第一部分实验变量主要考察单个大股东持股比例与上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性之间的关系，主要意在验证假设1、假设2以及假设4.实验变量的第二部称为大股东制衡度，主要针对假设3，重点考察第二至第五大股东的制衡度（或联合制衡度）对于上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性的作用。

　　在控制变量的选择中，第一，我们关注了行业差异，以Indusi表示行业归属（按证监会的行业分类标准，分为13个行业，包括12个哑变量）。第二，设置变量Year衡量上市公司的上市时间，我国很多上市公司随着上市年限的增长，年报越有可能被出具非标准审计意见。第三，DTA是上市公司财务杠杆，即资产负债率，我们以此考察公司的资本结构对上市公司被出具非标准审计意见的可能性的影响研究证明，财务杠杆高的企业更可能被出具非标准审计意见，而现金流状况好的企业被出具非标准审计意见可能性小（Levitanandknoblett，1985；Mutchler，1985；MonroeandTeh，1993；DeFondetal。，1999）。

　　变量所属行业Indusi哑变量，1表示隶属该行业的上市公司，0表示其它上市时间Year上市公司上市时间，以年为单位资本结构DTA财务杠杆，即资产负债率（负债/总资产）违规行为DIB违规行为，哑变量，1表示违规行为被监管部门查处的上市公司，0表示其它未预期盈利UE未预期盈利，参考张华、张俊喜（2004）的计算方法公司规模LNTA总资产的自然对数被解释变量MAO哑变量，上市公司年报审计意见类型，1表示非标准审计意见，0表示标准无保留审计意见注：其中i=1，2……12.

　　主的定期财务报告，另一方面，注册会计师往往会对违法违规行为被查处的上市公司年报给予特别关注，因此，违法违规行为被查处的上市公司年报更有可能被出具非标准审计意见。第五，Hawetal。（2003）发现审计意见和未预期盈利（UnexpectedEarnings：UE）之间存在显著的相互作用，有鉴于此，参考张华、张俊喜（2004）的方法张华、张俊喜（2004）计算未预期盈利的公式为：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。计算未预期盈利，考察其对上市公司被出具非标准审计意见的可能性的影响。此外，以上市公司总资产的自然对数（LNTA）控制公司的规模差异。

　　（三）大股东制衡与ST政策

　　1.研究模型设计

　　本书构建如下Logistic回归模型验证4个研究假设，具体探索前五大股东持股比例以及以此为基础的大股东制衡机制对于上市公司被ST的可能性以及外部监管约束有效性的影响。

　　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.研究变量及其说明

　　第一部分的实验变量主要考察单个大股东持股比例与上市公司被ST的可能性之间的关系，主要意在验证假设1、假设2以及假设4.实验变量的第二部分称为大股东制衡度，主要针对假设3，重点考察第二至第五大股东的制衡度（或联合制衡度）对于上市公司被ST的可能性的作用。

　　同样，在控制变量的选择中，第一，我们关注了行业差异，以Indusi表示行业归属（按证监会的行业分类标准，分为13个行业，包括12个哑变量）。第二，设置变量Year衡量公司的上市时间，我国很多上市公司上市年限越长，越有可能被ST。第三，DTA是上市公司财务杠杆，众多研究证明，财务杠杆高的企业更可能被ST。第四，注意到，一方面，上市公司的违法违规行为有可能导致财务状况或其他状况异常，另一方面，外部监管者往往会对违法违规行为被查处的上市公司年报给予特别关注，因此，违法违规行为被查处的上市公司年报更有可能被ST。此外，我们以上市公司总资产的自然对数（LNTA）控制公司的规模差异。

　　（一）大股东制衡与公司违规行为

　　在实证分析的过程中，我们严格控制了变量之间多重共线性的不良影响考虑到代表大股东持股比例、大股东制衡度的解释变量之间存在较为严重的多重共线性问题，我们分别建立了四个Logistic回归模型，同时在实际的回归分析中让实验变量逐一进入模型。这样，模型中各解释变量之间的多重共线性问题可望基本得到控制，VIF值均在1.5以下，计量结果的可信度较高。主要实证分析结果为了对实证分析结果提供一个稳健性测试，我们还尝试对解释变量在原来基础上再作滞后一期（第t-2年）的处理，回归结果依然支持文中的主要研究结论，同时，这也进一步显示市场监管部门对违规行为的查处存在显著的滞后性。

　　对控制变量的回归显示对行业控制变量的回归显示，属于农林牧渔业的上市公司违规行为被查处的可能性较高，属于运输仓储、社会服务业上市公司违规行为被查处的可能性较低。上市时间越短回归结果出乎意料可能是因为：a。虽然我国上市公司随着上市年限的增长，可能越来越多地卷入违法违规行为，但是它们应对外部监管约束的经验也越来越丰富，增加了市场监管者发现并查处其违法违规行为的难度；b。上市年限较长的上市公司，公司基本的内部控制和公司治理机制较为完善，不像新上市公司那样易于卷入低级、常规的违规行为。被ST从可能导致ST的几种情况来看，被ST的上市公司往往已经到了相当糟糕的地步，不仅实际存在的违规行为可能较多，而且也更易于引起外部监管者的关注。的上市公司违规行为被查处的可能性越大；财务杠杆以及公司规模和上市公司违规行为被查处的可能性之间关系不显著。

　　（二）大股东制衡与年报审计意见

　　在实证分析的过程中，我们严格控制了变量之间多重共线性的不良影响考虑到代表大股东持股比例、大股东制衡度的解释变量之间存在较为严重的多重共线性问题，我们分别建立了四个Logistic回归模型，同时在实际的回归分析中让实验变量逐一进入模型。这样，模型中各解释变量之间的多重共线性问题可望基本得到控制，VIF值均在1.5以下，计量结果的可信度较高。主要实证分析结果为了对实证分析结果提供一个稳健性测试，我们还对分年度的研究样本进行回归分析，结果支持文中的主要研究结论。在10%的显著性水平上，对单个大股东持股比例的回归结果支持假设1、假设2.据此可以认为，在同等条件下，第一大股东持股比例越低，第二、五大股东持股比例越高，上市公司年报越有可能被出具非标准审计意见。此外，第三、四大股东持股比例对上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性没有显著影响，不支持假设2.

　　对控制变量的回归显示对行业控制变量的回归显示，属于农林牧渔、建筑业、运输仓储、综合类的上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性大；而属于金融保险业的上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性小。上市时间越长这和Dopuchetal。（1987）基于美国市场的研究相反，中国股市上市公司的上市年限越久，不仅越有可能卷入财务粉饰和造假行为（Chenetal。，2001），而且随着时间的推移，其他大股东对第一大股东的制衡能力日渐增强，因而将越来越倾向于发挥制衡作用，减少信息不对称，提高外部审计约束的有效性，使得注册会计师更易于察觉上市公司的财务粉饰和造假行为。财务杠杆越高这支持先前的研究（Levitanandknoblett，1985；Mutchler，1985；MonroeandTeh，1993；DeFondetal。，1999），财务杠杆高的企业更可能被出具非标准审计意见。其中原因可能是，一方面，负债越多的上市公司更有可能在债权人的压力之下卷入财务粉饰和造假行为；另一方面，较为强势的债权人和其他大股东一样对第一大股东存在制衡作用，债权人所提供的配合有助于注册会计师对上市公司年报进行更为有效的审计。违规行为被查处违法违规行为被查处对注册会计师而言是一个强烈而且有效的信号显示。因为一方面，上市公司的违法违规行为往往关联到以年度财务报告为主的定期财务报告；另一方面，注册会计师往往会对违法违规行为被查处的上市公司年报给予特别关注。未预期盈利越低正如ChowandRice（1982b）认为先于财务报告发出的收益公告提高了市场对审计意见类型的预测能力那样，审计意见和未预期的每股收益不是独立的，盈利能力较低的公司往往更有可能卷入诸如盈余管理甚至利润操纵等财务粉饰和造假行为，同时也更可能引起外部审计者的注意。公司规模越大学者们（Mckeownetal。，1991；Mutchleretal。，1997）一般认为，审计者向规模大的公司出具持续关注的非标准审计意见的可能性相比而言更小。但是，这一结论可能并不适合中国上市公司。从相关性分析来看，规模较大的中国上市公司一般上市年限较长，负债水平较高，其他大股东的制衡能力也比较强，因而更有可能卷入财务粉饰和造假行为，也更有可能受到外部审计的约束。上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性越大。

　　（三）大股东制衡与ST政策

　　在实证分析的过程中，我们严格控制了变量之间多重共线性的不良影响考虑到代表大股东持股比例、大股东制衡度的解释变量之间存在较为严重的多重共线性问题，我们分别建立了四个Logistic回归模型，同时在实际的回归分析中让实验变量逐一进入模型。这样，模型中各解释变量之间的多重共线性问题可望基本得到控制，VIF值均在1.5以下，计量结果的可信度较高。主要实证分析结果为了对实证分析结果提供一个稳健性测试，我们还以分年度的研究样本进行回归分析，结果支持文中的主要研究结论。

　　示，在10%的显著性水平上，对单个大股东持股比例的回归结果支持假设1、假设2.据此可以认为，在同等条件下，第一大股东持股比例越低，第二、三、四、五大股东持股比例越高，上市公司越有可能被ST。

　　在10%的显著性水平上，对大股东制衡度的回归结果支持假设3.据此可以认为，在同等条件下，第二大股东对第一大股东、第二和第三大股东对第一大股东、第三大股东对前两大股东、第二至第五大股东对第一大股东、第三至第五大股东对前两大股东的制衡度越高，上市公司被ST的可能性越大。

　　对控制变量的回归显示对行业控制变量的回归显示，属于水电煤气、信息技术、批发零售、金融保险、房地产业的上市公司被ST的可能性小。上市时间越长在中国上市公司的上市年限越久，越难以达到规定所要求的盈利目标，因而更易于卷入盈余管理甚至利润操作（Chenetal。，2001），同时随着时间的推移，其他大股东对第一大股东的制衡能力日渐增强，因而将越来越倾向于发挥制衡作用，减少信息不对称，提高外部监管约束的有效性，使得外部监管者更易于察觉上市公司实际存在的财务状况或其他状况异常。财务杠杆越高一方面，负债越多往往意味着财务风险较高，负债多的上市公司更有可能在债权人的压力之下卷入财务危机或财务困境、财务粉饰或财务欺诈以及严重违法违规行为；另一方面，在内部治理机制薄弱的情况下，较为强势的债权人和其他大股东一样对第一大股东存在类似的制衡作用，债权人所提供的配合有助于外部监管者对上市公司进行更为有效的监管。违规行为被查处违法违规行为被查处对外部监管者而言是一个强烈而且有效的信号显示。因为一方面，上市公司严重的违法违规行为是导致上市公司财务状况或其他状况异常的重要原因之一；另一方面，外部监管者往往会对违法违规行为被查处的上市公司年报给予特别关注，从而更有可能发现实际存在的问题。公司规模越小这可能是因为规模小的上市公司相对而言具有更高的财务风险，公司盈亏的稳定性较差，更易于卷入财务危机或财务困境、财务粉饰或财务欺诈以及严重的违法违规行为。上市公司被ST的可能性越大。

　　4.2.4实证研究结论

　　目前，中国上市公司的内部治理机制尚待完善，公司第一大股东（多为控股股东）往往具有绝对的信息优势并使得信息严重不对称，不仅有动机也有能力掩盖实际上存在的问题，如此，再加上外部市场监管能力有限，中国市场监管者不可能发现并处罚上市公司所有的“隧道行为”。有鉴于此，本研究从公司治理的角度，构建Logistic回归模型，具体探讨前五大股东持股比例以及在此基础上大股东之间的制衡与监督对于上市公司违规行为被监管部门查处、年报被出具非标准审计意见、被ST的可能性的影响，主要探索大股东制衡机制对违规行为、外部审计约束、ST政策的内在作用，从而探索大股东制衡机制如何影响外部监管约束的有效性。具体地，实证研究表明：

　　（1）在内部治理机制亟待完善、外部市场监管乏力的情况下，具有绝对信息优势的第一大股东集中持股（基本为非流通股）并非有利于约束，而是有利于掩盖上市公司日趋频繁的隧道行为；而此时，其他大股东很有可能选择不通过内部治理机制实施对第一大股东的制衡，而是更多地求助于外部治理机制，利用自身的信息优势与外部监管者合作，降低信息的不对称，配合监管部门监管控股股东的行为。因此，(1)第一大股东持股比例越低，第二、三、四大股东持股比例越高，第二大股东对第一大股东、第二和第三大股东对第一大股东、第三大股东对前两大股东、第二至第五大股东对第一大股东的制衡度越高，上市公司违规行为被查处的可能性越大；(2)第一大股东持股比例越低，第二、五大股东持股比例越高，第二大股东对第一大股东、第二和第三大股东对第一大股东、第二至第五大股东对第一大股东的制衡度越高，上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性越大；(3)第一大股东持股比例越低，第二、三、四、五大股东持股比例越高，第二大股东对第一大股东、第二和第三大股东对第一大股东、第三大股东对前两大股东、第二至第五大股东对第一大股东、第三至第五大股东对前两大股东的制衡度越高，上市公司被ST的可能性越大。

　　（2）第二至第五大股东（特别是持股较少的第四、第五大股东）可能认为，附和或容忍第一大股东带来的好处（比如关联交易等）大于制衡第一大股东带来的收益；或者较高的制衡成本使得配合外部监管部门监管第一大股东的“隧道行为”带来的损失更大，那么他们中的一部分甚至全部可能选择忍受或者附和控股股东。因此，(1)第四、五大股东持股比例，第三至第五大股东对前两大股东的制衡度对上市公司违规行为被查处的可能性没有显著影响。(2)第三、四大股东持股比例，第三大股东对前两大股东、第三至第五大股东对前两大股东的制衡度对上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性没有显著影响。

　　总之，本书的研究认为大股东制衡机制和外部监管约束之间的关系可能表现为：一方面，具备一定制衡能力的其他大股东有助于减少上市公司实际发生的“隧道行为”；不过另一方面在自身制衡能力相对较弱，公司内部治理机制又相当不完善的情况下，通过内部治理机制进行制衡的可行性较低且制衡成本较高，因此其他大股东很有可能选择不通过内部治理机制实施对第一大股东的制衡，而是更多地求助于外部治理机制，利用自身的信息优势与外部监管者合作，降低信息的不对称，配合监管部门约束控股股东的行为。因此，在中国目前的情况下，其他大股东对第一大股东的制衡越强，上市公司违规行为被监管部门查处、年报被出具非标准审计意见、被ST的可能性越大，这提高了外部监管约束的有效性可以预期，随着内部治理机制的相对完善和有效（CI＜CE，PI＜PE，所以YPI-CI＜YPE-CE），其他大股东将转而更多的依靠内部治理机制的作用对第一大股东实施制衡，减少上市公司实际发生的隧道行为，从而使得被外部监管者查处的问题逐渐减少。可见，基于中国市场经验证据的实证研究结论完全支持我们依据简单静态博弈模型所作的分析。