股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度對(duì)公司績(jī)效影響的分析

麻敏敏 周云鶯

摘要：文章以2009～2011年中小板上市公司數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)公司績(jī)效與股權(quán)集中度之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，而股權(quán)制衡度與公司績(jī)效之間的關(guān)系不顯著。主要是因?yàn)榻鹑谖C(jī)后，企業(yè)面臨著更大的經(jīng)營(yíng)不確定性，為了在競(jìng)爭(zhēng)中獲勝，企業(yè)必須要能夠快速地對(duì)市場(chǎng)上的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)作出反應(yīng)，才能夠抓住良機(jī)，轉(zhuǎn)危為安。

關(guān)鍵詞：中小板上市公司；股權(quán)集中與制衡；公司績(jī)效

Berle和Means（1933）最早提出上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效之間存在著不容忽視的關(guān)系，而最早對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行研究的則是Meckling和Jensen，兩者在1976年在委托代理理論的基礎(chǔ)上分析了股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司治理和企業(yè)績(jī)效三者之間的關(guān)系，研究了公司實(shí)際管理者與外部分散的股東之間存在的矛盾。在這基礎(chǔ)上，更多的學(xué)者對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效存在的關(guān)系進(jìn)項(xiàng)了研究。蔣位、唐宗明（2002）在他們的研究中指出，目前我國(guó)上市公司大股東掏空現(xiàn)象十分普遍，嚴(yán)重?fù)p害了小股東的利益。這與我國(guó)較為分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)分不開(kāi)，就為分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)意味著中小股東實(shí)施他們權(quán)利的機(jī)會(huì)更小，中小股東就更容易產(chǎn)生搭便車(chē)的心理。所以股權(quán)集中度，以及股權(quán)集中度體現(xiàn)出來(lái)的制衡度，這些都會(huì)對(duì)企業(yè)的績(jī)效產(chǎn)生十分重要的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）股權(quán)集中度與公司績(jī)效關(guān)系的文獻(xiàn)綜述

目前學(xué)者研究得出的有關(guān)股權(quán)集中度與公司與公司績(jī)效兩者之間的關(guān)系，主要分為以下幾種：1.企業(yè)股權(quán)越集中，則公司的績(jī)效越好Jensen和Meekiing（2000） 、許小年（1997）；2.認(rèn)為股權(quán)集中度與公司績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系Fama和 Jensen（1983）、張良，王平，毛道維（2010）、何文修，勞水琴（2010）；3.認(rèn)為股權(quán)集中度與公司績(jī)效不存在相關(guān)關(guān)系Lehn（1992）、陳曉，江東（2000）；4.認(rèn)為二者之間存在曲線(xiàn)關(guān)系Morck（1988） 、Schleifer和Vishny（1988）、 McC0nnel和Servaes（1990）、白重恩（2005）、陳德萍，陳永圣（2011）。

（二）股權(quán)制衡度對(duì)公司績(jī)效的影響

關(guān)于股權(quán)制衡對(duì)公司績(jī)效的影響，雖然目前學(xué)術(shù)界爭(zhēng)議還比較大：陳永圣，陳德萍（2011）認(rèn)為股權(quán)制衡程度的增加可以幫助企業(yè)改善業(yè)績(jī)。Wo1fenzon和Belmedsen （2000）在研究過(guò)程中也認(rèn)為引入更多的股東，增大股權(quán)制衡度，可以在一定程度上抑制大股東侵害小股東利益的現(xiàn)象出現(xiàn)。朱紅軍、汪輝（2004）通過(guò)案例方式得出股權(quán)制衡并不比一股獨(dú)大更有效率的結(jié)論。勵(lì)以寧（2001）研究得出分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠形成分散的股權(quán)制衡，可以顯著提高企業(yè)的治理效果，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)業(yè)績(jī)的提高。總體上來(lái)說(shuō)，目前的結(jié)論也是分為正相關(guān)、負(fù)相關(guān)、不相關(guān)和曲線(xiàn)相關(guān)等四類(lèi)。

二、研究假設(shè)

本文基于已有的研究成果，在衡量股權(quán)集中度時(shí)使用的分別是上市公司第一大股東持股比例及其平方、上市公司前三名的大股東持股比例的和及其平方、上市公司前五名的大股東持股比例的和及其平方分別成立三大模型來(lái)解釋股權(quán)集中度和公司績(jī)效的關(guān)系。并提出以下假設(shè)。

H1：第一大股東持股比例與公司績(jī)效之間呈現(xiàn)的是顯著的正相關(guān)關(guān)系。

H2：前三大股東持股比例之和與公司績(jī)效之間呈現(xiàn)的是顯著的正相關(guān)關(guān)系。

H3：前五大股東持股比例之和與公司績(jī)效之間呈現(xiàn)的是顯著的正相關(guān)關(guān)系。

在衡量企業(yè)的股權(quán)制衡度時(shí)，選取的指標(biāo)分別是第二大股東持股比例除以第一大股東持股比例得到的比值、第二到第十大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例得到的比值，用這兩個(gè)指標(biāo)類(lèi)分別建立模型。并且提出了下面兩個(gè)假設(shè)：

H4：用第二大股東持股比例除以第一大股東持股比例得到的比值衡量企業(yè)股權(quán)制衡度時(shí)，股權(quán)制衡度與公司績(jī)效之間呈現(xiàn)的是顯著的正相關(guān)關(guān)系。

H5：用第二到第十大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例得到的比值衡量企業(yè)股權(quán)制衡度時(shí)，股權(quán)制衡度與公司績(jī)效之間呈現(xiàn)的是顯著的正相關(guān)關(guān)系。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)的來(lái)源及樣本的選擇

本文研究所用數(shù)據(jù)均來(lái)自于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。將研究對(duì)象限定在2009～2011年這3年之內(nèi)在深證證券交易所上市的中小企業(yè)，在樣本篩選過(guò)程中，剔除了符合以下條件的樣本公司年：1.相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的。2.凈利潤(rùn)為負(fù)數(shù)或者為零的。3.凈資產(chǎn)為負(fù)數(shù)的。最后一共得到了1469個(gè)樣本，其中2009年316家，2010年521家、2011年633家。研究所用的統(tǒng)計(jì)軟件是SPASS13.0版本。

（二）變量的定義與計(jì)量

在企業(yè)績(jī)效的衡量上，國(guó)內(nèi)學(xué)者一般選用的指標(biāo)是凈資產(chǎn)收益率（ROE）和企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值指標(biāo)（Tobin_Q值）本文選取ROE為公司績(jī)效衡量指標(biāo)。原因是使用Tobins Q可能會(huì)高估部分上市公司績(jī)效，并且我國(guó)股市目前不完全具備應(yīng)用TobinSQ的前提條件。

（三）多元回歸模型

股權(quán)集中度模型：

ROE=β10+β11CR1+β12CR12+β13SIZE+β14LEV+β15GROWTH+ε（1）

ROE=β20+β21CR3+β22CR32+β23SIZE+β14LEV+β15GROWTH+ε（2）

ROE=β30+β31CR5+β32CR52+β33SIZE+β34LEV+β35GROWTH+ε（3）

股權(quán)制衡模型：

ROE=β40+β41Z+β42SIZE+β43LEV+β44GROWTH+ε（4）

ROE=β50+β51S+β52SIZE+β53LEV+β54GROWTH+ε（5）

四、實(shí)證分析

從表2中可以看出：在ROE方面極小值為0，極大值為40.68%。說(shuō)明中小板的上市公司之間的公司績(jī)效差別比較大。在持股比例當(dāng)面，第一大股東持股比例平均10%，前三大股東持股比例平均為15.77%，前五大股東持股比例為17.83%。Z指數(shù)的平均數(shù)為1.5，也就是總體上說(shuō)，第二大股東持股比例是第一大股東持股比例的1.5倍。S指數(shù)的均值為0.55，也就是說(shuō)，中小板整體上來(lái)說(shuō)，第二大到第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例相當(dāng)。

五、回歸結(jié)果分析與結(jié)論

從表3模型（1）的回歸結(jié)果可以看出，CR12的t值為2.007，相伴概率為0.045，通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。但是CR1的t值為0.6668，相伴概率為0.504，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，不能得到陳德萍，陳永圣（2011）關(guān)于2007～2009中小板實(shí)證的U型關(guān)系，但是，CR12通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，所以，H1成立，第一大股東持股比例與公司績(jī)效正相關(guān)。調(diào)整后的R2為0.125、F值為42.831，說(shuō)明整個(gè)模型是顯著的。

從表4的模型（2）的回歸結(jié)果可以看出，CR32的t值為2.246，相伴概率為0.025，通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。但是CR3的相伴概率為0.894，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，調(diào)整后的R2為0.117、F值為39.816，整個(gè)模型顯著。同理，H2成立。

從表5的模型（3）的回歸結(jié)果可以看出，CR52的t值為2.484，相伴概率為0.013，通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。但是CR5的相伴概率為0.983，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，調(diào)整后的R2為0.121、F值為41.455，整個(gè)模型顯著。同理，H3成立。

從表6的模型（4）的回歸結(jié)果可以看出，Z的t值為0.027，相伴概率為0.979，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明H4不成立。從表7的模型（5）的回歸結(jié)果，可以看出，S的t值為-0.345，相伴概率為0.730，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明H5不成立。

六、結(jié)論

通過(guò)以上股權(quán)集中度的三個(gè)模型可以看出，股權(quán)集中度與公司績(jī)效正相關(guān)。與前人的正相關(guān)研究結(jié)論吻合。也就是股權(quán)越是集中，公司績(jī)效越高，這是因?yàn)楣蓹?quán)越集中，所有者會(huì)十分關(guān)注公司的一舉一動(dòng)，更愿意為公司的成長(zhǎng)傾注動(dòng)力，不僅減少錯(cuò)誤的決策的可能性，也激勵(lì)了管理者積極主動(dòng)，審慎地為公司績(jī)效的提高做出貢獻(xiàn)。

在股權(quán)制衡度相關(guān)的模型中，模型四和模型五都沒(méi)有驗(yàn)證假設(shè)，回歸結(jié)果表明，上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)情況的改善，即股權(quán)制衡度的增強(qiáng)并不能夠有效地改善公司的績(jī)效，在此之間有學(xué)者對(duì)2007～2009年見(jiàn)的數(shù)據(jù)做了同樣的檢驗(yàn)，結(jié)果是顯著的，可見(jiàn)不同的數(shù)據(jù)樣本最后得出的結(jié)果是不一樣的。在理論層面上，大股東確實(shí)可能憑借其對(duì)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性控制權(quán)來(lái)對(duì)其他的外部股東或者中小股東等造成侵害，但是中小股東并不處于完全被動(dòng)的地位，他們可以通過(guò)股權(quán)制衡的方式，來(lái)增加對(duì)企業(yè)大股東行為的監(jiān)督，可以利用“用腳投票”的方式來(lái)支持自己想要的企業(yè)。但是受經(jīng)融危機(jī)影響后，市場(chǎng)已經(jīng)發(fā)生較大的改變，出于審慎性考慮，由于企業(yè)正在面臨著越來(lái)越大的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，為了在瞬息萬(wàn)變的市場(chǎng)上充分地作出反應(yīng)，更加需要企業(yè)實(shí)施股權(quán)制衡來(lái)對(duì)企業(yè)大股東的決策作出良好的監(jiān)督與制衡，以免企業(yè)大股東單方面地作出不利于企業(yè)發(fā)展的決策。所以中小板上市公司中，股權(quán)制衡通過(guò)干涉股東的決策與行為，來(lái)間接地對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)產(chǎn)生有利影響。

研究結(jié)果顯示，對(duì)于我國(guó)的中小板上市公司而言，提高公司治理效率的關(guān)鍵在于是否有一個(gè)完善的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，使得中小股東也能夠充分地對(duì)企業(yè)的決策起到應(yīng)有的影響作用，能夠通過(guò)一定途徑來(lái)有效地監(jiān)管企業(yè)的行為。所以，可見(jiàn)對(duì)于中小板上市公司而言，在保持良好的股權(quán)集中度背景下，借助于我國(guó)市場(chǎng)環(huán)境的不斷優(yōu)化，有助于解決目前我國(guó)上市公司的治理問(wèn)題。

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（作者單位：浙江省麗水市水利局）