股權集中度對公司績效影響研究

摘要：本文以浙江省上市公司為研究對象，首先運用描述性統計方法分析了浙江省上市公司股東持股比例及績效現狀，然后構建了上市公司績效評價模型，運用多元線性回歸的方法，對浙江省上市公司股權集中度與公司績效的關系進行了分析。研究結果表明，浙江省上市公司股權集中度與公司績效呈現顯著的正相關關系。

關鍵詞：股權集中度 公司績效 浙江省上市公司

一、引言

公司績效水平的高低會受到多種因素的影響。自1932年Berle和Means的經典文獻問世以來，股權集中度對公司績效的影響便成為公司治理領域研究的熱點問題。股權集中度是衡量公司股權分布狀態的主要指標，也是衡量公司穩定性強弱的重要指標，一般用公司前n大股東持股比例來進行衡量。公司股權結構雖然不能直接反映公司的經營狀況，但是它代表著投資者在企業中的地位，是公司治理結構的基礎。股權結構可以通過公司治理機制的運作來影響公司績效。根據大股東持股比例由低到高的水平，上市公司股權集中度可以依次劃分為股權高度分散型、股權相對集中型和股權高度集中型三種類型。

不同的研究者因采用的數據、使用的研究方法以及研究的角度不同，股權集中度對公司績效的影響會得出不同的研究結論。本文專門研究了浙江省上市公司股權集中度對公司績效的影響，以期為浙江省上市公司改善公司績效提出建議，也為從理論上深入研究上市公司績效的影響因素提供借鑒和參考。

二、研究設計

（一）研究假設

在其他情況相同的條件下，如果股權高度集中，大股東有更強的動機監督管理者，并在約束管理者方面發揮重要的作用。因為大股東所占股份比例較大，在企業重大決策中具有較大的話語權，因此取得的剩余收益比例也較大。也就是說，大股東具有更大的權力維護他們的自身利益，也有更大的動力去監督管理者，從而使管理者能更好地為股東價值最大化服務。因此，提出假設：

假設1：股權集中度與公司績效呈正相關關系

浙江省上市公司大部分從家族企業發展而來，家族控股的現象非常普遍，家族的意愿決定企業的發展方向，這在全球經濟多元化發展的背景下不利于公司績效的提高。因此，提出假設：

假設2：股權集中度與公司績效呈負相關關系

股權高度分散時，大股東需要獨自承擔監督管理層的成本，但是監督帶來的收益卻由所有股東分享，如果監督成本大于收益，大股東往往會喪失監督的積極性;同時，第一大股東為了謀取私利，會犧牲中小股東的利益作為代價，侵占、轉移公司的資產。因此，公司績效有隨著股權集中度的增加而改善的可能。但是，股權集中度也不是越高越好。股權集中度超過一定程度后，容易形成絕對控股，此時第一大股東往往擁有絕對的權威并盡一切手段來捍衛其控制權，阻礙一切對公司的并購或接管，而這類并購或接管一般有助于提升公司績效。因此，從這個意義上說，股權越集中，公司績效越差。因此，提出假設：

假設3：股權集中度與公司績效呈倒U型關系。

（二）樣本選取與數據來源

根據同花順iFinD數據庫，截至2014年年末，浙江省的上市公司共有284家，剔除信息不全的公司，共取樣本250家。本文所采用的數據來自同花順iFinD數據庫。所有指標的計算均采用2012—2014年年報數據。

（三）變量定義

1.被解釋變量。本文用反映上市公司績效水平的指標作為被解釋變量。在國內外的研究中，反映公司績效的指標主要包括兩大類：第一類是市場價值指標，主要包括市盈率、市凈率和托賓Q值等;第二類是賬面價值指標，主要包括權益凈利率、資產凈利率和每股收益等。因為我國資本市場尚不成熟，如果使用市場價值指標，相關數據會難以獲得或缺乏客觀性，所以市場價值指標不適合用來反映公司績效。在賬面價值指標中，權益凈利率反映公司所有者權益的獲利水平，并沒有體現債務資本的影響，不能反映公司的整體績效水平;而每股收益則沒有考慮資金的時間價值和風險因素，且不同的公司股票價值差異較大，每股收益在不同公司之間不具有太強的可比性。資產凈利率是公司在一定時期內的凈利潤與平均資產總額的比率，反映了公司全部資產的獲利水平，在不同的公司之間具有很強的可比性。因此，本文選用資產凈利率作為衡量公司績效的指標。

2.解釋變量。本文用反映上市公司股權集中度的變量作為解釋變量。反映股權集中度的變量主要有第一大股東持股比例、前五大股東持股比例和前十大股東持股比例。

3.控制變量。影響公司績效的因素有很多，為了控制其他因素的影響，本文選用公司規模、資本結構和公司成長性等比較常見的指標作為控制變量。本文以公司年末總資產的自然對數值作為反映公司規模的指標，以資產負債率指標來衡量資本結構。因為公司績效也會受到公司成長性的影響，所以本文選用營業收入增長率來表示公司成長性。各變量的定義及計算方法如表1所示。

三、實證分析

（一）描述性統計分析

本文利用SPSS 19.0統計軟件對所選取的2012—2014年的250個樣本進行描述性統計分析，結果如表2所示。

從表2可以看出：對比各變量2012—2014年的描述性統計結果，股權集中度呈現不斷下降的趨勢，第一大持股股東所占比例從均值37.35%下降到35.73%，前5大股東持股比例和前10大股東持股比例也呈現減少的趨勢。同時，以ROA表示的上市公司績效有所下降，但幅度并不明顯。在這一過程中，公司的規模有所增加，營業收入增長率增加明顯，上市公司資產負債率小幅增加。

（二）相關性檢驗

本文將第一大股東持股比例、前五大股東持股比例和前十大股東持股比例分開計量，分別構建實證回歸模型，所以在研究實證回歸模型是否存在多重共線性問題時，只需關注各個解釋變量和控制變量之間的相關系數。解釋變量和控制變量相互之間的Pearson相關系數的檢驗結果如表3所示。

通過各變量的相關性檢驗，可以發現除了代表股權集中度的各變量相關性較高外，其余變量間的相關性都較低，基本都通過5%的顯著性檢驗，因而有效避免了多重共線性問題。

（三）回歸分析

以ROA為被解釋變量，股權集中度及其平方項作為解釋變量，控制變量為DAR、GROWTH和SIZE。應用SPSS軟件，采用逐步回歸法，通過最后的實證結果驗證浙江上市公司績效與其股權集中度的關系。

1.將CR1和CR12作為解釋變量。如表4所示，CR1的平方項未通過顯著性檢驗，其被剔除，未在模型中。其余變量都通過了顯著性檢驗，相應的t值的絕對值大于2，且對應的sig值小于5%。根據模型可說明CR1與ROA為正向關系，不存在二次關系，兩者的相關系數為0.12。

如表5所示，模型的R2為0.727，相對較高。DW值為1.928，接近2，說明不存在自相關。

如表6所示，模型的F值為47.307，相應的sig.為0，這說明模型是穩定的。

2.將CR2和CR22作為解釋變量。如表7所示，CR2的平方項未通過顯著性檢驗，其被剔除，未在模型中。其余變量都通過了顯著性檢驗，相應的t值的絕對值大于2，且對應的sig值小于5%。根據模型可說明CR2與ROA為正向關系，不存在二次關系，兩者的相關系數為0.12。

如下頁表8所示，模型的R2為0.726，相對較高。DW值為1.946，接近2，說明不存在自相關。

如下頁表9所示，模型的F值為47.275，相應的sig.為0，這說明模型是穩定的。

3.將CR10和CR102作為解釋變量。如下頁表10所示，CR10的平方項未通過顯著性檢驗，其被剔除，未在模型中。其余變量都通過了顯著性檢驗，相應的t值的絕對值大于2，且對應的sig值小于5%。根據模型可說明CR10與ROA為正向關系，不存在二次關系，兩者的相關系數為0.119。

如下頁表11所示，模型的R2為0.731，相對較高。DW值為1.952，接近2，說明不存在自相關。

如下頁表12所示，模型的F值為48.040，相應的sig.為0，這說明模型是穩定的。

四、結論及建議

（一）研究結論

上市公司的股權治理與績效是上市公司的投資者、管理者以及其他利益相關者共同關注的焦點。本文以解決浙江省上市公司股權治理問題，提高公司績效為目的，以股權集中度與公司績效的關系為核心，通過對2012—2014年250家浙江省上市公司進行數據分析，得出結論：浙江省上市公司股權集中度與公司績效之間呈現顯著的正相關的關系，即浙江省上市公司股權集中度越高，公司績效越好。

（二）相關建議

浙江省是我國中小企業比重最大的省份之一，而中小企業的特點就是其處在企業生命周期的成長期，所有權和控制權兩權分離程度不高，并且股權高度集中，股權集中度與企業績效正相關。結合上文研究結論和浙江省上市公司內外部治理環境的特點，為提高浙江省上市公司的公司績效，使其能更好地適應國際化競爭，提出以下建議：在保持第一大股東持股比例相對集中的基礎上，進一步增加其他大股東的持股比例，從而改變較低的股權制衡度不利于企業良性發展的現狀，通過適當提高股權制衡度提高公司的經營效率，從而提高公司績效。Z

參考文獻：

[1]吳國鼎，葉揚.股權集中度、行業特征與企業績效——基于中國上市公司的實證分析[J].北京工商大學學報（社會科學版），2013，（5）.

[2]馬磊，徐向藝.公司治理若干重大理論問題述評[M].北京：經濟科學出版社，2008.

[3]張宗益，宋增基.中國公司治理理論與實證分析[M]. 北京：北京大學出版社，2011.

[4]張洋，趙佳.機構投資者股權制衡與公司績效關系研究[J].商業會計，2014，（17）.

作者簡介：

張潔，女，上海財經大學浙江學院，講師;研究方向：財務會計與公司治理。