股權集中度與上市公司業績關系的實證研究

[摘 要] 本文采用實證方法研究了中國上市公司股權集中度和股權制衡對公司業績的影響#65377;研究發現:股權集中度#65380;股權制衡與公司業績之間存在顯著正相關關系，而不存在顯著的非線性關系#65377;

[關鍵詞] 股權集中度;業績;實證研究

[中圖分類號]F275;F421.36[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0194(2008)11-0042-05

一#65380;引 言

中國上市公司的股權結構及其對公司績效的影響，是近幾年來國內外學術界研究的熱點問題之一#65377;基于代理理論的模型證明:因為股權結構反映公司風險承擔和利益分配機制，影響對管理層的監控#65380;公司成長機會選擇#65380;自由現金流投資等價值創造和分配行為，所以會對公司業績產生不同的影響#65377;在股權結構分散條件下，單個股東缺乏監督公司經營管理#65380;積極參與公司治理和驅動公司價值增長的激勵，因為他們從中得到的收益遠小于他們監督公司的成本#65377;在股權適度集中的情況下，大股東具有限制管理層犧牲股東利益#65380;謀取自身利益行為的經濟激勵及能力，可以更有效地監督經理層的行為，有助于增強接管市場運行的有效性，降低經理層代理成本#65377;但如果股權高度集中，大股東可能利用其在公司中的控股地位從事損害中小股東以及公司利益的行為，這會對公司的業績造成不利影響#65377;本文擬從股權集中度與股權制衡的角度研究股權結構對公司業績的影響#65377;

二#65380;國內相關研究綜述

國內學者對我國上市公司的股權結構與經營業績之間的關系進行了大量實證研究，但沒有得到一致結論#65377;孫永祥#65380;黃祖輝(1999)以在滬#65380;深上市的503家發行A股的公司為樣本，研究發現股權集中度與以托賓Q值衡量的公司業績存在著微弱的“倒U型”關系[1]#65377;張紅軍(2000)以1997年12月31日以前在滬#65380;深上市的385家發行A股的公司為樣本，得出了托賓Q值與用前五大股東持股比例之和衡量的股權集中度之間呈顯著的正線性相關關系的結論[2]#65377;朱武祥#65380;宋勇(2001)以家電行業20家上市公司為樣本，分析股權結構與企業價值的相關性#65377;結果表明，在競爭比較激烈的家電行業，股權結構與企業價值并無顯著相關性[3]#65377;陳小悅#65380;徐曉東(2001)考察第一大股東持股比例與ROE和CROA(主營業務收益率)關系后認為，在非保護性行業，第一大股東持股比例與企業業績正相關[4]#65377;杜瑩#65380;劉立國(2002)研究發現，股權集中度與公司績效呈顯著的倒U型相關[5]#65377;蘇武康(2003)通過實證研究認為，中國上市公司股權結構中控股股東的存在有助于公司績效的改善，股權集中度與公司績效正相關關系[6]#65377;苑德軍#65380;郭春麗(2005)以深#65380;滬兩市發行A股的上市公司為樣本空間，以2003年為數據窗口，并綜合考慮股權的所有者屬性和集中程度，發現僅在法人為第一大股東的上市公司中，股權集中度與公司價值之間存在倒U型曲線關系[7]#65377;徐莉萍#65380;辛宇和陳工孟(2006)研究發現股權集中度和經營績效之間有著顯著的正向線性關系，而且這種關系在不同性質的控股股東中都是存在的[8]#65377;佘鏡懷和胡潔(2007)運用統計和回歸分析方法驗證了股權結構對公司績效的作用效果，結果表明中國公司股權結構對公司績效的作用不顯著[9]#65377;

三#65380;實證研究

(一)樣本選取

本文所選擇的樣本為2006年滬深300成分股，根據相關研究慣例剔除金融類和數據不全的13家公司，將余下的287家公司作為研究樣本，運用2006年相關數據分析股權集中度與公司業績之間的關系#65377;本研究中使用的樣本數據來自證券之星和上海證券交易所網站#65377;

(二)研究變量說明

1. 被解釋變量

本文選取公司業績作為被解釋變量#65377;衡量上市公司業績的指標有很多，股東權益報酬率ROE和托賓Q值是最常用的兩個指標#65377;但在我國，由于ROE是證監會對上市公司進行首次發行#65380;配股和特別處理的考核對象，企業對這一指標進行盈余管理的現象也比較嚴重，這導致ROE并不能準確代表上市公司績效#65377;另外，由于上市公司存在大量非流通股，股票價格并不能完全代表公司價值，而且公司資產的重置價值也難以準確估算，因此用托賓Q值來衡量中國上市公司的業績并不合適#65377;所以本文選用不易被操縱的主營業務利潤率和總資產利潤率作為衡量公司業績的指標#65377;

主營業務利潤率=主營業務利潤/主營業務收入;

總資產利潤率=利潤總額/年初年末總資產平均值#65377;

2. 解釋變量

本文分別選取股權集中度與股權制衡度作為解釋變量#65377;

(1)股權集中度采用以下3類變量衡量#65377;前n大股東持股比例之和CRn，本文選用CR1#65380;CR3#65380;CR5#65380;CR10共4個指標，分別代表公司第一大股東#65380;前三大股東#65380;前五大股東和前十大股東持股數占公司總股份的比重#65377;

赫芬達爾指數，簡稱H指數，指公司前n位大股東持股比例的平方和#65377;與CRn相比較，赫芬達爾指數的效用在于對持股比例取平方后，會出現馬太效應，從而突出股東持股比例之間的差距#65377;公司的股權越集中，則前面n位大股東的持股平方和也越大;股權越分散，則赫芬達爾指數越小#65377;本文選用前五位股東持股比例的平方和H5進行研究#65377;

Z指數，即第一大股東與第二大股東持股比例的比值#65377;Z指數越大，第一大股東的權力越大，主導公司經營管理的控制權也越大#65377;Z指數表示為Z1/2，Z1/2=第一大股東持股比例/第二大股東持股比例#65377;

(2)股權制衡度的衡量#65377;股權制衡，是指由少數幾個大股東分享控制權，通過內部牽制使得任何一個大股東都無法單獨控制企業的決策，達到互相監督#65380;抑制內部人掠奪的股權安排模式#65377;本文采用第二至第五大股東中的部分或者全部持股比例之和相對于第一大股東持股比例的比值來衡量股權制衡度#65377;具體包含以下3個變量:

RSH2/1=第二大股東持股比例/第一大股東持股比例

RSH23/1=第二#65380;三大股東持股比例之和/第一大股東持股比例;

RSH2345/1=第二#65380;三#65380;四#65380;五大股東持股比例之和/第一大股東持股比例#65377;

3. 控制變量

本文選擇公司規模和資本結構作為控制變量#65377;公司規模指標S用總資產的自然對數表示，資本結構指標采用資產負債率D表示，

S= ln asset(asset為公司總資產);

D=年末負債總額/年末總資產#65377;

(三)模型設定

本文采用統計分析和回歸分析方法來檢驗中國上市公司股權集中度與公司業績之間的關系#65377;回歸分析方法以公司業績指標作為被解釋變量，以股權集中度和股權制衡度指標作為解釋變量，在不考慮行業因素影響下，采用回歸分析方法中的多元線性回歸和多元非線性回歸方法來系統研究股權集中度與公司業績之間的關系#65377;數據處理采用SPSS 12.0軟件，用最小二乘法進行回歸分析，構造如下兩個模型:

模型1:Yi = b0 +b1S+b2D+b3Xi+ e

模型2:Yi = b0 +b1S+b2D+b3Xi+

b4 Xi2+ e

在模型1中，被解釋變量Yi代表公司業績指標，采用主營業務利潤率和總資產利潤率來衡量;S代表公司總資產的自然對數，D代表資產負債率，X為股權集中度和股權制衡度指標，分別采用CR1#65380;CR3#65380;CR5#65380;CR10#65380;H5#65380;Z1/2和RSH2/1#65380;RSH23/1#65380;RSH2345/1來衡量，考慮到它們屬于同一類指標，具有高度相關性，為避免產生共線性，分別進行回歸#65377;

模型2用來檢驗股權集中度#65380;股權制衡度與公司績效之間是否存在二次非線性關系，變量解釋同模型1#65377;

(四)實證研究結果

1. 描述性統計

對樣本公司的描述性統計分析顯示，樣本公司第一大股東處于絕對控股地位(持股比例超過50%)的上市公司數量約占39.72%，第一大股東持股比例均值為43.42%，而前三大#65380;前五大和前十大股東持股比例之和的平均值分別為53.88%#65380;57.09%和61.20%#65377;這說明樣本公司存在一股獨大#65380;股權高度集中的特點，股權高度集中于前三大股東，而第四大股東到第十大股東持股比例總和僅為7.32%#65377;

2. 多元回歸結果

模型1的回歸結果見表1#65380;表2和表3;模型2的回歸結果見表4和表5#65377;

從表1可以看出第一大股東持股比例CR1與主營業務利潤率呈不顯著的負相關關系;前3大股東持股比例之和CR3與主營業務利潤率呈不顯著的正相關關系;前五大和前十大股東持股比例之和CR5和CR10與主營業務利潤率均呈顯著的正相關關系;H指數與主營業務利潤率關系不顯著;Z指數即第一大股東與第二大股東持股比例的比值與主營業務利潤率呈顯著的負相關關系#65377;以上實證結果顯示第一大股東持股比例高不利于主營業務利潤率的提高，而股權適度集中于前五和前十大股東有利于公司主營業績的提高#65377;

從表2可以看出第一大股東持股比例CR1與總資產利潤率呈正向關系，但缺乏顯著性;前三#65380;前五和前十大股東持股比例之和CR3#65380;CR5和CR10與總資產利潤率均呈顯著的正向關系;H指數與總資產利潤率呈顯著的正向關系;Z指數與總資產利潤率呈顯著的負向關系#65377;以上實證結果顯示股權適度集中于前三#65380;前五和前十大股東均有利于總資產利潤率的提高#65377;但在第一大股東持股比例相對于第二大股東有更大優勢的情況下，將會對總資產利潤率產生負向影響#65377;

從表3可以看出各項股權制衡度指標與主營業務利潤率均存在顯著的正相關關系，說明第二#65380;三#65380;四#65380;五大股東對第一大股東的制衡作用有利于公司主營業務業績的提高#65377;不過各項股權制衡度指標與總資產利潤率均成正向關系，但不顯著，說明第二#65380;三#65380;四#65380;五大股東對第一大股東的制衡作用對總資產利潤率的正向影響不明顯#65377;

從表4和表5可以看出，本文所選的股權集中度指標和股權制衡度指標無論與主營業務利潤率還是總資產利潤率均不存在顯著的二次關系#65377;

四#65380;主要結論與建議

本文從股權集中和股權制衡的角度研究了股權結構與上市公司業績的關系#65377;根據實證分析結果，得到以下結論:

(1)股權集中度與公司業績之間存在顯著的正向關系#65377;這可能是因為對于正處于轉軌經濟中的中國證券市場來說，法律對于外部投資者的利益保護不夠，中小投資者普遍存在“搭便車”行為，相對集中的股權使得大股東有足夠的激勵與能力去監督代理人，從而降低代理成本#65377;

(2)“一股獨大”不利于公司經營業績的增長#65377;實證研究顯示，Z指數即第一大股東與第二大股東持股比例的比值與公司業績存在顯著的負向關系#65377;這可能是因為上市公司第一大股東持股比例過高，同時上市公司第一大股東所持股份多為國家股#65380;法人股等非流通股，流通股比例相對較小#65377;在這種特殊的股權結構下，所有作為外部公司治理機制的資本市場#65380;經理人市場和控制權市場都難以發揮作用，大股東不怕股價下跌而被收購和兼并，他們往往會利用其控股地位損害廣大中小股東的利益#65377;同時往往采用不正當的關聯交易#65380;長期占用上市公司的巨額資金等方式嚴重損害上市公司的利益#65377;

(3)股權制衡作用對公司經營業績有促進作用#65377;本文的實證研究表明股權制衡度與主營業務利潤率存在顯著的正向關系#65377;說明第二#65380;三#65380;四#65380;五大股東能夠在一定程度上發揮其對第一大股東的監督和約束作用#65377;

(4)股權集中度#65380;股權制衡度與公司績效之間均不存在顯著的二次關系#65377;

根據以上研究結論，本文提出如下建議:適當降低上市公司第一大股東的持股比例#65380;提高第二大至第十大股東的持股比例，通過形成前幾大股東持股相當的格局以提高股權制衡的程度，制約第一大股東做出損害上市公司發展的行為，促進上市公司績效的提升#65377;由于第一大股東往往是國家股，因此應積極引入法人股#65380;外資股，增加社會公眾股，降低國家持股比例，改善股權結構#65377;

主要參考文獻

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