我國企業(yè)集團背景上市公司股權結構與全要素生產率實證研究

葉 彬

（四川大學 工商管理學院，成都 610031）

1 文獻回顧與研究假設

有關股權結構與績效關系的文獻，主要從股東直接持股比例和最終所有者擁有的所有權、控制權與企業(yè)財務績效的關系來進行研究。

Jensen和Meckling認為，現代企業(yè)由于所有權和控制權分離，委托人和代理人雙方效用最大化的目標不一致，會導致委托人的福利損失而產生代理成本；通過股權向內部管理者集中，并輔以外部監(jiān)督，比如通過審計、預算約束、激勵薪酬等措施，可以減少代理成本，提高企業(yè)績效[1]。另一方面，股權向外部大股東集中，外部大股東會在股價上升、財富增加的激勵下，產生利益趨同效應，積極收集信息和監(jiān)督管理層，克服股權分散情況下的小股東的“搭便車”問題、以及外部股東和內部管理者之間的“信息不對稱”問題，促進績效提高[2]。

La Porta等追溯公司最終所有者擁有上市公司的所有權（也稱現金流權），認為控股股東和外部小股東存在利益沖突，控股股東會為了獲取控制權私有收益而實施 “掏空”行為，導致企業(yè)價值降低，而且控股股東通常采取企業(yè)集團的組織形式，利用金字塔控股結構等方式偏離“一股一票”制，以較少的現金流權獲得對企業(yè)的控制[3]。Pagano和Roell通過對代理成本與監(jiān)督成本的權衡，認為在股權制衡情況下，股東之間的相互監(jiān)督可以降低控制權私有收益，同時，大股東的多元化也能夠對經理形成有效的監(jiān)督，有利于企業(yè)績效提高[4]。

Demsetz則認為公司股權結構是股東之間以利潤最大化為目標而博弈的結果，是一個內生變量，股權結構無論集中還是分散，都應該與股東的利潤最大化利益相一致，即股權結構與企業(yè)績效無關[5]。

實證研究方面，以財務會計指標（Tobin Q、凈資產收益率ROE、公司價值等）衡量企業(yè)績效，Jain&Kini等發(fā)現股權集中度與績效正相關[6]，LaPorta等發(fā)現公司價值隨控股股東現金流權的增加而增加[2]，McConnell和Servaes等發(fā)現股權集中度與績效成曲線關系[7]，Demsetz和Lehn等發(fā)現股權集中度與績效不存在相關關系[8]。基于對于財務指標容易受到人為操縱、Tobin Q與ROE對企業(yè)績效評價的時間視角不同等原因的考慮，孫兆斌采用技術效率指標研究了股權結構的影響，發(fā)現股權集中度與技術效率、技術效率的提高顯著正相關，股權制衡度與技術效率顯著負相關，而與技術效率水平的提高沒有相關關系[10]。

因此，無論是股權集中還是股權制衡，對公司績效的影響都有利有弊，實證研究尚未獲得一致的結論。從我國的現實出發(fā)，本文需要回答：股權制衡與股權集中何者更有利于提高公司的生產率？企業(yè)集團背景下，最終所有者擁有上市公司的所有權、控制權比例高低對企業(yè)生產率存在什么影響？根據已有研究，考慮到股權的過度分散不利于形成大股東監(jiān)督機制和發(fā)揮利益趨同效應的作用，導致 “內部人控制”，股權的過度集中又容易產生大股東的“掏空”行為，只有適度集中的股權結構才最有利于企業(yè)生產率的提高。同時，企業(yè)集團背景下的上市公司，其最終所有者擁有上市公司的所有權越高，意味著最終所有者投入的資金越多，越有動力利用其控制權改善公司資金的使用效率。因此，提出如下假設：

H1：股權制衡度與全要素生產率存在正相關關系；

H2：股權集中度與全要素生產率存在負相關關系；

H3：最終所有者擁有上市公司的所有權與全要素生產率存在正相關關系；

H4：最終所有者擁有上市公司的控制權與全要素生產率存在正相關關系。

2 實證研究思路

2.1 樣本選擇與數據來源

本文選擇2007年滬深A股主板全部1324家上市公司中，最終所有者為企業(yè)集團的公司作為股權結構分析樣本，數據來源為國泰安CSMAR數據庫，使用SPSS13.0軟件進行統(tǒng)計分析。

目前我國學術界雖未形成統(tǒng)一的關于企業(yè)集團的定義，但都強調集團的成員企業(yè)通過股權投資關系、共同的目標、相同的企業(yè)文化等各種紐帶聯系在一起，且集團內企業(yè)之間的經營活動存在一定合作的特點。因此，凡控股股東或最終所有者的中文名稱中帶有“集團”、“控股”、“投資公司”或類似字眼、以及各級國資委下屬的資產經營管理公司均認為具有企業(yè)集團背景；對于部分名稱中沒有明顯表明其企業(yè)集團身份的控股股東，根據CSMAR數據庫中的公司背景，結合互聯網查詢結果判斷。

為保持財務數據的一致性和穩(wěn)健性，剔除所有金融類公司，發(fā)行有B股或H股的公司，ST、*ST類公司、未完成股改的S類公司，上市未滿三年以及2005-2007年間曾經出現虧損的公司，最終樣本數量473家。

2.2 上市公司生產率的變化的測度

本文利用全要素生產率（TFP）來衡量上市公司生產率的變化。

按照Fare等的定義，Malmquist生產率指數：

(1)式中，假設規(guī)模報酬不變，m0表示全要素生產率和分別表示以示以t時期技術為基準的t+1時期和t時期的距離函數，(xt+1，yt+1)和(xt,yt)分別表示決策單元在 t+1和t期的投入和產出向量。當m0＞1表示決策單元的全要素生產率從第t期至第t+1期有所提高，m=1表示生產率水平不變，m＜1表示生產率水平下降。

將(1)式分解，有

(2)式中，Tech為技術變動指數，表示決策單元從t期到t+1期的技術水平變化程度，又稱作 “前沿面移動效應”。Tech＞1表示技術進步，Tech=1表示技術不變，Tech＜1表示技術倒退。Tech的變化，主要是采用了先進技術等的原因。

Effch是技術效率變動指數，反映決策單元從t期到t+1期的資源配置效率變化程度，又稱作“追趕效應”。Effch＞1表示技術效率提高；Effch=1表示技術效率不變，Effch＜1表示技術效率下降。Effch的改變，主要由管理水平提高、充分利用現有技術、發(fā)揮規(guī)模經濟效應等因素引起。

2.3 變量定義

本文研究的變量包括因變量、解釋變量和控制變量3類，對變量的詳細定義見表1。

表1 變量定義

根據Malmquist指數計算得出的全要素生產率（TFP）作為被解釋變量。由于進行Malmquist指數分析需要起碼兩期數據，考慮計算需要和數據的可獲得性，分析過程中投入指標為2006、2007年的固定資產總額和主營業(yè)務成本，產出指標為對應年份的主營業(yè)務收入和凈利潤，數據用Coelli（1996）的DEA2.1軟件包進行處理。

表3 股權結構與全要素生產率回歸結果

根據已有研究成果，本文利用股權集中度、股權制衡度來刻畫上市公司的股權結構，以明確特定的股權結構對上市公司全要素生產率提高的影響。

其中，股權制衡度指標包括R251和Z2。R251是前2、3、4、5大股東股權比例之和與第一大股東股權比例的比值，R251越大，股權制衡度越高。Z2是第一大與第二大股東持股比例之比值，Z2越小，股權制衡度越高。

股權集中度指標包括第一大股東持股比例、前三大股東的Herfindahl指數（簡稱H 指數）、最終所有者擁有上市公司的所有權和控制權比例。其中，H指數用前幾位大股東持股比例的平方和來表示股權集中度的指標，公式為：Hn=其中shi指第i大股東、n指前n大股東。由于股東持股比例總小于1，所以shi在平方之后會呈現“馬太效應”，即大的愈大，小的愈小，凸顯股東之間持股比例的差距。

最終所有者擁有上市公司的所有權比例計算采用La Porta等的方法[2]，將最終所有者與上市公司股權關系鏈每層持有比例相乘或最終所有者與上市公司每條股權關系鏈每層持有比例相乘之總和作為所有權比例；而最終所有者擁有上市公司的控制權計算為最終所有者與上市公司股權關系鏈或若干股權關系鏈中最弱的一層或最弱的一層的總和。

同時，已有的研究文獻表明，上市公司的規(guī)模、財務結構、上市年限和所屬行業(yè)等都可能會對公司業(yè)績產生影響，本文將這些變量作為控制變量。行業(yè)分類按照證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》（2001），剔除金融業(yè)之后，共有12個大類；由于473個樣本中，制造業(yè)上市公司共有261家，占總樣本55.18%，比例較高，為避免樣本行業(yè)分布不均勻可能帶來的影響，本文制造業(yè)按單字母加兩位數字的大類分類，其它行業(yè)按單個字母的門類分類，共計11個行業(yè)門類、27個制造業(yè)大類。

3 實證檢驗與分析

3.1 描述性統(tǒng)計及初步分析

樣本公司各變量統(tǒng)計性描述如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

從表2可以看出：

（1）在2006～2007年間，樣本公司的全要素生產率均值為1.1447，TFP大于1，總體上呈現技術進步的態(tài)勢。（2）樣本公司的股權集中度較高而股權制衡度較低：第一大股東在樣本期間的均值 （中位數）持股比例為0.3803（0.3720），已經可以實現相對控股，同時，第一大股東持股比例超出第二大股東較多，均值為21.6718倍，最高達343.6111，由于股權比例差距懸殊，第二大股東較難發(fā)揮制衡第一大股東的作用；從第二至第五大股東對第一大股東的股權制衡度來看，比例也不高，其持股合計數只有第一大股東的一半左右（均值為0.4775，中位數僅為0.2715）。（3）作為上市公司的最終所有者，企業(yè)集團母公司通過金字塔式持股、交叉持股等方式獲得的所有權和控制權也比較大，經過層層控股鏈條后，所有權和控制權比例均值仍達0.3166和0.3825。

3.2 模型設計及回歸分析

為了進一步考察股權特征對公司全要素生產率的影響，本文構建如下基本回歸模型：

其中，被解釋變量y為全要素生產率TFP，代表常數項，β1到β41代表回歸系數，ε為誤差項。為避免解釋變量之間多重共線性的影響，解釋變量STRU分別以R指數R251、Z指數Z2、H指數H3、控股股東直接持股比例DRTH、最終所有者擁有上市公司的所有權比例OWNR、最終所有者擁有上市公司的控制權比例CTRR代入，采用以下組合進行假設檢驗，回歸分析結果見表3。

限于篇幅，在表3中省略行業(yè)變量的回歸估計系數，也不詳細說明各控制變量的回歸結果，而著重關注解釋變量與被解釋變量之間的關系。從表3可以發(fā)現：在控制了行業(yè)差別、上市時間及企業(yè)規(guī)模、資產負債率等的影響后，R251與TFP在5%的顯著性水平下正相關，Z2與TFP在10%的顯著性水平下負相關；H3、第一大股東直接持股比例DRTH都在1%的顯著性水平下與全要素生產率負相關；最終所有者的所有權與TFP在5%的顯著性水平下負相關，最終所有者的控制權與TFP在1%的顯著性水平下負相關。

因此，上述回歸分析結果表明，股權制衡度與全要素生產率存在顯著的正相關關系，股權集中度與全要素生產率存在顯著的負相關關系，假設H1和H2得到驗證。但是，最終所有者擁有上市公司的所有權、控制權均與全要素生產率顯著負相關，與國外主流觀點不符，表明我國企業(yè)集團對下屬上市公司存在較嚴重的“掏空”行為。其原因可能是，較高的現金流權導致了較高的控制權，但我國市場監(jiān)管體系尚不完善、違規(guī)成本較低，使最終所有者及其代表操控董事會更多地實施侵占中小股東利益的行為，導致全要素生產率下降。不過，這種“掏空”行為也能夠通過股權制衡加以抑制。

4 結論

本文在對公司最終所有者是否為企業(yè)集團進行追溯的基礎上，利用我國上市公司2006～2007年的數據，研究了公司股權集中度及股權制衡度與公司全要素生產率之間關系，發(fā)現在控制行業(yè)差別、企業(yè)規(guī)模、財務結構、上市年限等因素的影響之后，股權制衡度與全要素生產率正相關，股權集中度、最終所有者擁有上市公司的所有權、控制權均與全要素生產率負相關。

我國目前的中小股東保護法律制度尚不夠完善，需要保持一定程度的股權制衡來促進企業(yè)全要素生產率的提高。而較高的全要素生產率，意味著企業(yè)能夠取得技術進步、改善管理水平和充分利用規(guī)模經濟，這正是企業(yè)培育核心能力、獲取長期競爭優(yōu)勢的有效途徑。股權結構通過影響全要素生產率，間接影響了企業(yè)績效。

需要指出，保持股權結構的制衡，并不意味著可以構建一個適合所有企業(yè)的“最優(yōu)”股權結構。實際上，股權結構的制衡主要是為了抑制過度的內部人控制和大股東控制，而引入其他利益相關者。

[1]任佩瑜,范集湘,黃璐,張蓓.中國新型公司治理結構模式及其績效評價——以中國水電集團為例的研究[J].中國工業(yè)經濟,2005,(7).

[2]Jensen,Michael C.,Meckling,William H.Theory of the Firm:Managerial Behavior,Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics,1976,(3).

[3]A.Shleifer,R.Vishny.Large Shareholders and Corporate Control[J].Journal of Political Economy,1986,94(3).

[4]La Porta,R.,F.Lopez-de-Silanes,A.Shleifer,R.W.Vishny.Investor Protection and Corporate Valuation[J].Journal of Finance,2002,42(3).

[5]Pagano,M.,A.Roell.The Choice of Stock Ownership Structure:Agency Costs,Monitoring,and the Decision to Go Public[J].Quarterly Journal of Economics,1998,113.

[6]H.Demsetz.The Structure of Ownership and the Theory of the Firm[J].Journal of Law and Economics,1983,26.

[7]Jain,B.A.,O.Kini.The Post-issue Operating Performance of IPO Firms[J].Journal of Finance,1994,12.

[8]John McConnell，Henri Servaes.Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value[J].Journal of Financial Economics,1990,10.

[9]Demsetz,Kenneth，Kenneth Lehn.The Structure of Corporate Ownership:Causes and Consequences[J].Journal of Political Economy,1983,93.

[10]孫兆斌.股權集中、股權制衡與上市公司的技術效率[J].管理世界,2006,7.

[11]Fire Rolf,Grosskoff Shawna,Lindgren Bjorn,et al.Productivity changes in Swedish Pharmacies 1980-1989:a Non—parametric Malmquist Approach[J].Journal of Productivity Analysis,1992,(3).