中小企業股權結構與公司治理績效研究

[摘要]本文以2006年深市中小企業板102家上市公司為樣本，對股權結構與公司治理績效間的關系進行分析，結果顯示托賓Q與股權結構沒有很明顯的相關關系；EPS和托賓Q則與機構投資者持股比例正相關，即提高機構投資者持股比例將有助于公司績效的提高。同時結合委托代理理論對分析結果進行了評價。

[關鍵詞]中小企業；股權結構；公司治理；機構投資者持股比例

[中圖分類號]F275 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0194(2008)08-0052-04

一、文獻回顧與觀點綜述

作為公司治理機制的一個重要組成部分，所有權結構是公司治理結構的基礎。對于不同的所有權結構有不同的治理結構模式。進而影響公司治理績效。McConnell和Servaes(1990)研究了托賓Q值與內部股權比例之間的關系，當內部股份比例低于4％～50％時，兩者同向變化；當內部持股超過這一比例界限后。兩者之間呈反向關系。Thomsen和Pedersen(2000)發現，435家歐洲最大的公司的所有權集中度與公司治理績效之間的關系是非線性的，當所有權集中度超出某一點后對公司治理績效有相反的影響；Kic Han與David Y Suk(1998)以長期收益為公司治理績效指標，以內部持股比例為所有權結構指標，通過分析發現。內部持股比例越高，內外部股東的利益越容易趨于一致；但當內部持股比例高于一定界限后結果會剛好相反。同時，他們認為機構投資者比例越高，公司績效越好。近些年來，國內許多學者也針對上述問題對我國的上市公司進行研究，得出一些結論。孫永祥、黃祖輝(1999)以1998年我國503家A股上市公司為樣本。對所有權結構與公司治理績效(托賓p值)進行分析，得出結論：隨著公司第一大股東占公司股份比例的增加，托賓Q值先是上升，當公司第一大股東持股比例達到50％左右后，托賓Q值下降。許小年、王燕(2000)以國有股比例為解釋變量，資產回報率ROA、股權回報率ROE以及市值與賬面價值之比MBR為被解釋變量進行研究，認為國有股比重與公司業績有負相關關系，且在ROA、ROE回歸中顯著。上述的研究結果大體相似，但朱武祥、宋勇(2001)卻通過對我國家電行業上市公司(1994-2001年，共21家公司)的實證分析得出了不同的結論，公司價值與公司所有權的集中度無顯著相關關系，與公司所有權的構成也無關。即國家股、法人股或外部公眾股東對上市公司治理和管理行為及其經營業績都缺乏影響力。

綜合國內外研究成果可以發現：雖然通過實證研究得出了所有權結構與公司治理績效的一般關系，但沒有運用委托代理理論進一步解釋產生這種結果的原因：而且我國實證研究的對象主要集中于滬深主板的上市公司，這些公司大多通過國有企業改制而來，因此這些研究主要討論國有股、法人股的比例與公司績效的關系：由于當時的企業普遍存在股權分置的情況。在股權分置條件下和在全流通條件下分別衡量上市公司的股權價值存在顯著差異。因此揭示的這種關系還可能存在誤差。目前。隨著我國民營經濟_的蓬勃發展，中小企業作為一種新的經濟發展形式，在國民經濟的發展中已成為不可忽視的重要力量。中小企業具有股權集中度較高、股權結構呈現一定的親緣性、企業的所有權與經營權相統一等特點，因此研究中小企業的股權結構與公司績效關系具有一定的現實意義。在深圳中小企業板上市的公司已于2005年底全部完成股改。2005年后新上市的公司一上市就是全流通，所以本文以深圳中小企業板上市的公司為研究對象。排除了股權分置因素的干擾，并從委托代理理論的角度分析所有權結構與公司治理績效間的關系。

二、理論基礎與研究假設

現代企業的一個重要特征就是所有權和經營權的分離。故而產生了委托代理關系，即所有者將其在企業產權中的經營權委托給經營者代理行使。由此導致了公司治理問題的產生。這是由于委托人與代理人效用函數的不一致及信息的不對稱性，形成了代理人利用自己的信息優勢，采取旨在謀求自身效用最大化卻可能損害委托人利益的機會主義行為，產生了代理成本。而這些成本就是由于公司治理機制的各種弊端所導致的公司治理績效的缺失。代理成本主要包括3部分：委托人的監督成本、代理人的抵押擔保成本和剩余損失。

在中小企業中，由于家族式經營模式的影響，企業所有權與經營權間的委托代理關系可能并不十分明顯，取而代之的是大股東與中小股東間的委托代理關系。由于中小企業股權結構集中。企業的經營決策權主要掌握在大股東(兼經營者)的手中，這在一定程度上就可能產生大股東為了自己的利益而不惜損害中小股東利益的委托代理行為，進而產生代理成本問題。基于此，本文通過研究中小企業股權結構與公司治理績效間的關系，進一步分析股東間的代理關系以及由此產生的代理成本問題。

股權結構具體可從以下3個方面考慮。一是最大股東的持股比例。用這個變量來衡量最大股東在企業的利益，也可以看出其在董事會中的權利大小，同時該變量一定程度上也反映了股東間的代理程度。根據前人的研究成果，股權集中度與公司績效間呈倒“U”型關系，即適中的股權集中度為最優。但以上所指的股權集中度是指前幾大股東所持股份占公司總股份比例之和，其中包括幾大股東所持股份平均的情況，而并非一股獨大，因此本文提出假設1：最大股東的持股比例與公司績效呈倒“U”型關系。或者在限定為線性關系時則為負相關。二是機構投資者的持股比例。該變量可以在一定程度上衡量公司股東間的制衡機制，因為大的機構投資者可以通過影響董事會的選聘來影響董事會的構成。Gilson(1990)研究發現，當企業業績滑坡時，外部董事的比例隨著機構投資者持股比例的增大而有所增加。Shleifer與Vishny(1986)Jensen(1993)等曾指出大的機構投資者有監督公司管理者的動因。形成控制機制之一，因此本文提出假設2：機構投資者持股比例與公司績效正相關。三是上市公司是否存在母公司。該變量也可以看作是股權結構中的一個延伸，目前我國之所以強調股東間代理問題，很大程度上是由于集團企業中母公司通過“隧道效應”將上市公司作為圈錢工具的現象普遍，因為在這種情況下存在有比個人投資者更多的轉移資金的渠道，如各種關聯方交易等；但另一方面，存在母公司的上市公司，由于母公司和集團其他企業的財力支持。又會存在公司績效反而提高的可能，因此上市公司是否存在母公司與公司績效間的關系需要通過實證來分析。由此本文提出假設3：上市公司存在母公司與公司績效存在相關性。

三、假設檢驗及回歸結果

(一)計量模型

為對我國上市公司基于股東間代理關系的公司治理與公司績效進行分析，這里采用的基本計量模型為：R=a+bX+u

其中R為公司績效，X為基于股東間代理關系的公司治理機制解釋變量，a、b為解釋變量的待估系數，u為隨機項。這一計量模型意味著本文所考察的是基于股東間代理關系的公司治理機制對公司績效的影響。

(二)樣本數據

本文研究的主要對象是我國的中小企業，具體以目前上市的中小企業為樣本來分析股東間的代理關系和公司治理績效間的關系。截至2006年12月31日，我國深市中小企業板共有上市公司102家，利用其2006年12月31日的財務數據以及市場表現數據作為研究的樣本數據，其年報數據從中國證監會、證券之星等的網站下載。

(三)研究變量

1、被解釋變量

托賓Q=(股票權益的市值+負債)/公司總資產。選擇托賓Q值作為基本模型中的被解釋變量，有以下原因：一是市場價值在一定程度上不僅反映了企業當前的狀況，還能對未來作出反映，可以更好地反映公司績效；二是本文所考察的是基于股東間代理關系的公司治理績效，由于“委托代理”和“搭便車”等機會主義行為的存在，作為中小股東。其對公司治理機制的滿意程度主要體現為是否“用腳投票”。

EPS(Earning Per Share，每股收益)=凈利潤/普通股股數。反映企業一定期間的盈利情況。該變量是從企業內部反映公司治理績效，相對于托賓Q來說，受股票市場投機性的影響小，但其受企業內部“盈余管理”的影響較大。因此，本文同時選取兩個指標進行分析。

2、解釋變量

股東的持股比例很大程度上決定了公司的控制權分配，同時也形成了股東間的委托代理關系。根據以上分析，該模型中主要取以下3個變量：最大股東的持股比例(LP)、機構投資者的持股比例(IP)和上市公司是否存在母公司(P)。

3、控制變量

對于內部的公司治理機制來說，除去股權結構之外，另一個重要方面就是董事會的結構設置，因為董事會是股東利益實現的重要場所，尤其對于中小股東來說，其利益的受保護程度在一定程度上要看董事會結構。據此主要取兩個變量：獨立董事的比例(ID)和董事會成員人數(BS)，其中BS為對董事會成員人數取自然對數的結果，即BS=In(董事會成員人數)。

(四)回歸結果

在以上基本模型的基礎上，結合上述分析，建立如下回歸分析模型：

托賓Q(EPS)=a₀+a₁LP+a₂IP+a₃P+a₄ID+a₀sBS+u

首先進行變量的描述性統計，見表1。

最大股東持股比例的平均值為3429％。而機構投資者持股比例的平均值為6，66％，因此相比較而言。股權較為集中；對于公司是否存在母公司這個變量，為了方便研究，對該變量采用賦值的方式，其平均值為0，36，說明中小企業上市公司存在母公司的現象不是很普遍，這也與中小企業股權結構的一些特點有關。

然后進行Pearson相關系數分析，結果見表2。

從上述結果可以看出，托賓Q和每股收益分別與最大股東持股比例和上市公司是否存在母公司這兩個變量間沒有顯著的相關關系。因此假設1和3不能有效得到驗證；而托賓Q和每股收益則與機構投資者持股比例呈現顯著的正相關，即假設2成立，機構投資者持股比例越多。公司績效越好，機構投資者參與公司治理對公司績效的提高是有積極意義的。

最后是回歸結果分析，由于通過以上的相關分析可以知道托賓Q與各自變量的相關關系不顯著，因此以下只分別對EPS和托賓Q與自變量進行回歸分析。

托賓Q與變量間的回歸：方差分析見表3，回歸系數分析見表4。

EPS與變量間的回歸：方差分析見表5。回歸系數分析見表6。

得到回歸方程：

托賓Q=2.8290+0.6799LP+7.2983IP-0.0687P+2.0320ID-8.192BS

EPS=0.2777+0.1056LP+1.5277IP-0.0129P+2.0768ID-0.3310BS

從表中數據看出，回歸方程F檢驗值分別為3.3576和8.5162，顯著性則分別為0.0077和1.055E-06，均小于0.05，說明該回歸模型具有統計學意義，但從回歸方程的系數來看，只有自變量IP表現出顯著性，其他都沒有足夠的顯著性。

四、研究結果分析

綜合以上分析結果，托賓Q與反映股權結構的幾個自變量都沒有顯著相關關系，可能是由于目前我國資本市場的發展還很不完善。市場對企業價值的評估還有缺陷；同時也可能正如部分學者所認為的，最大股東持股比例與公司績效存在倒“U”型關系，因此也就沒有顯著的相關關系；而托賓Q和EPS則與機構投資者持股比例均呈顯著正相關關系，即機構投資者持股比例越高，公司的每股收益越高。但是，從以上對樣本的描述統計中可以發現，我國機構投資者持股比例普遍很低，導致其參與公司治理的作用是有限的，而且現實的情況可能往往是機構投資者根據公司往年的經營業績和公司治理情況來預測未來的發展，以此來決定對公司的持股比例，即機構投資者是被動地參與公司治理。但正如研究結果所表明的。機構投資者持股比例與ROE呈正相關關系，進一步表明了機構投資者對完善公司治理是有積極意義的。結合目前中小企業的現狀分析，由于中小企業中的委托代理關系主要體現在股東間的代理，同時從以上對大股東和機構投資者的持股比例的描述統計中也可以看出，持股比例較為懸殊，即中小股東參與公司治理很有限；從代理成本的角度進一步分析，由于中小股東被動地參與公司治理，所以代理成本中的委托人監督成本和代理人的抵押擔保成本都較小，代理成本主要是剩余損失，即委托人因代理人代行決策而產生的一種價值損失；從代理成本大小的角度看，由于監督成本和抵押擔保成本較小。使得對剩余損失的制約小。即公司治理績效的不佳更多是由于大量的剩余損失導致。綜合以上分析結果。筆者認為我國應該大力發展機構投資者，使中小企業的股權結構相對分散化。形成股東之間的相互制衡作用，使機構投資者變被動參與公司治理為主動參與，加強對大股東的監督力度，完善股東間的代理關系，進而降低公司治理中由于委托代理關系所形成的代理成本，提高公司治理績效。