制造業上市公司股權特征對公司績效影響實證研究*

安 燁，鐘廷勇，朱欣悅

(1.東北師范大學 商學院，吉林 長春 130117;2.東北師范大學 經濟學院，吉林 長春 130117;3.吉林大學 文學院，吉林 長春 130012)

股權結構與公司績效的關系是最近50年研究公司治理方面的一個熱點話題，而最早開始對此問題展開研究要追溯到Berle和Means在1932年合著的奠基之作—— 《現代公司和私有產權》，在書中他們分析了美國公司都存在股權分散化的現象并認為股權的分散有利于公司績效的提升。隨后許多學者在此基礎上展開了一系列的研究，研究的主要內容是基于標準委托代理理論研究公司內部決策者與外部股東的利益沖突。自Jensen和Meckling后絕大多數文獻主要集中在美國上市公司和少數發達國家的公司股權結構與公司績效關系研究。

當股東不參與經營管理公司時，所有者(委托人)與管理者 (代理人)之間的利益沖突就產生了。由此關于股權集中和管理人員持有公司股份的制度安排的所有權關系被提上日程，因為良好的公司治理機制能夠有效地減緩代理沖突。這種制度的前提假設認為管理層/大股東持股比例與公司績效之間的關系是一種正相關關系。但是迄今為止對公司股權結構與公司績效相關關系的實證研究依然沒有達成一致的結論，其實證結論往往相互沖突，難以統一。

當公司股東決定將集中的股權結構轉變為較為分散的股權結構時，其轉換成本將會把由于股權分散而獲得的較低資本成本率或者是由于股權分散使其他利潤方面得到提高的優勢予以抵消。沿著Demsetz和Lehn的研究思路，其他研究者也沒有找到公司利潤率與大股東持股 (比如公司前5和前20大股東)的股權結構相關關系的證據。但是關于公司內部股東 (這里指董事會成員持股)與公司績效的相關性還是得到了學者的承認，比如Morck等對內部股東持股比例與公司績效的相關性研究發現了二者呈現一種非線性的函數關系［1］，關于這方面的進一步研究主要見于Weisbach，Loderer和Martin，Cho等以及Villalonga 和 Amit。

最近10年關于新興國家股權結構與公司績效關系的研究逐漸熱門起來。La Porta認為新興國家公司代理問題更加嚴峻，原因是這些國家缺乏強有力的保護投資者的法律制度和完善的公司治理機制［2］。

基于獨特的股權結構下的我國上市公司的經營管理以及公司治理機制使其顯著地區別于西方成熟資本市場下的公司。我國公司股權結構的顯著特點是國有股 (無論是國家股還是國有法人股)不能上市流通和交易 (盡管自2005年6月開始已對這些股份的流動性進行了改革)。這個特征主要是我國近年來對國有企業和其他企業進行股份制改革或者國有股減持所形成的結果。因此，我國上市公司發行股票的一個標志性的特征就是一般具有五種股權性質:①國有股;②法人股;③員工股;④公眾股;⑤外資股 (這里外資股主要是指B股，H股，S股，N股，L股等)。

盡管我國上市公司在過去的20多年中取得了飛速發展，但是上市公司經營業績的下滑，這使得人們增加了關于我國上市公司經營的持續性和融資壓力的擔憂。一些研究表明國家持有上市公司的股份對公司績效產生負面影響，但是這些研究均沒有有效區分和識別各種所有者類型。特別是前期研究都以股票類型來代替所有者類型，這種做法的假設是不穩定的，因此可能得出錯誤的結論。

對于如何提高上市公司經營績效，國內外學者進行了廣泛而深入的研究，對于如何構建適合一個公司戰略的公司治理結構是目前研究的一個熱點。上市公司代理問題是股份制公司產生后出現的，但是股份公司本身并不會產生代理問題，只有當股份公司出現所有權和經營權相分離后才會產生代理問題，進而對公司治理產生影響［3］。股權結構可能對公司投資產生影響，進而對公司經營績效產生影響。當前的眾多研究表明，公司治理的效力在很大程度上影響著企業的業績。國內理論和實務界也逐漸認識到，公司治理機制的不合理是我國上市公司績效低下的主要根源之一，而決定公司治理機制的核心即是股權結構，因此本文選擇在交易所占有較大比重，且從改革開放以來在我國國民經濟中占有較大比重，國有股比例較高而且競爭性較強的制造業上市公司作為研究對象，以股權結構為研究視角對上市公司經營績效的影響因素進行深入研究。

一、理論分析與研究假說

(一)國有股與公司績效

我國上市公司的大股東一般都是國有股東或者法人股東，特別是由國有企業改制上市的公司，之前都是為國家完全持有，當其上市后，依據公司之前的歸屬，其股權一般有國有資產管理公司或者地方財政廳控制。正如我們所看到的，當一個上市公司擁有這樣一個監督和控制系統時，將會將上市之前存在的代理問題遺留給上市公司。首先，地方國有資產管理公司或者財政廳沒有足夠大的動力去密切監督上市公司的管理行為和決策行為，原因是他們的利益并沒有與國有控股上市公司密切關聯。其次，多數地方國有資產管理機構和財政廳往往人員不充足，并且對于現代公司金融和投資方面的理論和實踐都并不是很精通，結果讓其對上市公司管理層所做的決策行為是否會增加或減少國有股股東價值進行評價是一件非常困難的事情。最后，雖然從理論上來說，國有資產管理機構的官員有權利任命上市公司董事會成員，同時也能夠及時否決他們做出的融資和投資方案，但是現實情況是，所有主要決策都必須與地方政府一致，因為他們并不是將公司盈利性放在首位。事實上，當國有公司上市后，公司原來的管理層依然保持不變。總而言之，國有公司公開上市后并沒有顯著提升其對國有股東對公司管理層的監督和控制效率，因此，我們提出第一個假設:

H1:國有股權對上市公司的績效具有負面影響。

(二)法人股與公司績效

如果我國制造業上市公司的控制權掌握在法人手中時，那么就和發達國家上市公司治理形式和管理方式存在諸多相似之處。雖然法人企業公開上市也需要得到國家的批準，但是他們能夠自己推選董事會成員，從而對公司管理層進行獨立的重組。結果董事會成員會來自不同的機構，從而使他們具有不同的專業背景，這有利于更好地促進公司績效的發展以及維護他們所代表股東的合法權益。與國有控股上市公司相比，法人股東的代言人 (及上市公司董事會成員)具有更強的動力去監督和控制管理層的決策行為和投融資行為。由于法人股持股比例一般都會比較高，因此他們具有足夠強的動力去監督管理層，但是這樣做會導致其他中小股東產生搭便車行為。同時我們也看到，隨著我國資本市場的發展，以及各種公司金融人才的大量產生，一般董事會都會配備各種投資顧問和咨詢專家，從而能夠幫助他們獲得公司運作的信息，同時與高層管理之間面對面接觸，隨時可以提議召開緊急股東會議，這對于有效降低信息不對稱問題具有十分顯著的作用。可以認為，法人股東能夠提高對管理層的監督制約作用，從而對公司治理機制產生良好的作用，因此，我們得到第二個假設:

H2:法人股與公司績效之間存在正相關關系。

(三)流通股與公司績效

我國上市公司的流通股股東都是中小投資者，與國有股和法人股持股比例來看，他們持有公司較小比例的股份。較小比例的股權使得流通股股東缺乏動力去監督和制衡管理層的決策行為和投資方案。另外在我國資本市場上，小股東很難參與到公司治理過程中來。最為重要的是，從我國A股市場平均換手率來看，平均每年超過200%，這說明我國個人投資者持有公司股份是一個短期的投機以獲取股票價差的行為，而非長期的投資以獲取股息分紅的行為。這種短期的投機行為使個人投資者缺乏意愿和能力去監督管理層，同時前人研究表明小股東存在搭便車行為。因此，我們認為個人投資者對于公司治理的提高作用甚微，從而對于提高公司績效的能力也是有限的，由此得到第三個假設:

H3:流通股與公司績效存在負相關關系。

(四)國有股與法人股對公司績效的聯合效應

國有股與法人股既存在區別也存在相似之處，所有的法人股和國有股一般都被政府持有不同比例的股份。但是他們也存在很多差異，主要體現在他們對公司最本質的利益以及對公司管理層的監管動機和能力上。一般認為，法人股東具有更強的動力和較好的機制去監督公司管理層。他們的利益比國有股東利益更多的與公司業績最大化相關聯，而國有股東對公司的監督更多的是出于政治動機，他們希望公司在政府的監督下良好運轉，增加稅收，解決就業，實現政府的社會目標。

Wei等應用我國上市公司數據研究了上市公司國有股和法人股對公司績效的影響，結果發現他們之和對公司績效具有顯著的負面影響，特別是當績效指標以托賓Q值表示的時候［4］。因此，根據以上分析得出第四個假設:

H4:國有股與法人股之和對公司績效具有顯著的負向作用。

二、研究設計

(一)變量選擇

1.被解釋變量選擇

(1)托賓Q值 (Q)。托賓Q值是前人在實證研究中普遍使用的作為度量公司績效的一個指標。它被定義為公司在外發行的股票市場價值和總債務之和與公司總資產的重置成本的比例。由于我國上市公司很少發行債務資產，故很難度量上市公司債務的市場價值。因此，我們仿照Chen的處理方法［5］，計算公式如下:

(2)凈資產收益率 (ROE)。是指公司稅后利潤除以公司年末股東權益，該指標反映了企業所有者所獲投資報酬的大小，也是在股東財富最大化作為公司經營目標情況下的合理指標。

2.解釋變量選擇

(1)國有股比例。國家政府，直接或間接持有的股份除以發行股票的總數。

(2)法人股比例。由企業法人持有的股票數量除以發行股票的總數。

(3)流通股比例。主要指我國上海證券交易所和深圳證券交易所上市流通股票的數量除以發行股票的總數，流通股一般被個人投資者或者機構投資者所持有，可以自由流通，是衡量一個股票市場發展程度的重要指標。流通股分為A股和B股，前者供國內投資者買賣，后者供國外投資買賣，本文主要研究A股的流通。

3.控制變量選擇

(1)公司規模 (SIZE)。主要指公司資產規模，為了消除方程的異方差性，一般用公司年末總資產的自然對數來表示。

(2)財務杠桿 (LEVERAGE)。一般用公司資產負債率表示，它是指公司年末負債總額與資產總額的比例，一般用來表示一個公司總資產中負債的比重，衡量一個公司負債水平的綜合指標，同時也能反映公司利用債權人資金進行經營活動的能力。

(3)成長性 (GROWTH)。體現了公司發展的潛力，本文用總資產同比增長率來表示。

(二)描述性統計

本文數據樣本包含373家制造業上市公司2001—2009年50 355個數據，數據主要從國泰安數據庫 (CSMAR)和銳思數據庫 (RESSET)中收集。樣本剔除了期間重要數據 (股權數據、績效數據)不全的公司以及ST、PT的公司和資產負債率小于0的公司。本數據樣本代表了我國制造業上市公司大部分公司，樣本包含制造業公司9個行業分類，其中機械、設備、儀表上市公司106家 ，占整個樣本的28.42%;石油、化學、塑膠、塑料上市公司76家，占整個樣本的20.38%;金屬、非金屬上市公司52家，占整個樣本的13.94%;醫藥、生物制品上市公司34家，占整個樣本的13.45%;另外還包括食品、飲料行業 (34家，占比9.12%);紡織、服裝、皮毛行業 (24家，占比6.43%);電子行業(15家，占比4.02%);造紙、印刷行業 (10家，占比 2.68%);其他制造業 (6家，占比1.61%)。

表1報告了本文主要變量的描述性統計量。從表1可以看出373家公司托賓Q值的均值是2.23，這個數據與Wei等在其文章中研究1991—2001年期間公司所報告的托賓Q值 (2.92)較為相近，但是比Demsetz和Villalonga(2001)在研究1976—1980年期間公司時所報告的托賓Q值 (1.13)大得多。這至少反映了三點事實:第一，較高的公司成長性增加了中國制造業上市公司的價值;第二，中國上市公司的高成長性反映了中國經濟的高速增長和中國股票市場的快速發展;第三，中美兩國上市公司存在差異。

表1 股權結構描述性統計

三、實證結果與分析

(一)股權結構與公司績效的相關性

為了研究制造業上市公司股權結構與公司績效的相關關系，我們需要估計以下面板數據回歸模型，這些模型在前人的研究中具有普遍性。

其中，Pit表示第i個公司第t年的公司績效;FSTit表示國有股持股比例;FLPit表示法人股持股比例，FINit表示流通股比例;SIZEit表示公司規模，為了避免方程的異方差性一般取公司總資產的自然對數，LEVERAGEit表示公司資產負債率。

在上述模型的自變量中，我們引入了公司規模、資產負債率兩個控制變量，之所以包含這兩個控制變量原因是在前人的研究中，這兩個指標對公司績效都具有顯著的影響，特別是當績效指標是以托賓Q值表示的時候，公司規模對公司績效有顯著的負面作用等［1］。另外，Morck等認為公司的資產負債率能夠為公司提供“稅盾效應” (Corporate Tax Shields)，即公司債務利息在稅前支付能夠促使公司產生更高的公司績效。美國在1987年引入了稅收抵免估算機制，通過稅收抵免，能夠使公司股東獲得的紅利避免雙重征稅，從而提高了股東的價值。除此之外資產負債率水平在解決代理問題時，能阻止管理者將公司資金大量投入到有損股東利益的項目上，確保公司資金的正確使用，進而提升了公司績效［1］。

經過計算，國有股與法人股、流通股之間呈現負相關，其相關系數分別為－0.67和－0.28，另外，法人股與流通股也是負相關的，其相關系數為－0.28。

另外，在模型 (3)中我們引入了國有股和法人股之和作為一個單獨的解釋變量，是出于以下兩個目的:①考察這兩大股權屬性對公司績效的聯合效應，原因是法人股和國有股存在相似性，主要表現在很多企業法人實體整體或部分被國有企業所控制［4］;②避免同時將這兩個變量引入一個方程中而導致的多重共線性。由于國有股和法人股之間存在較強的的相關性，因為國有股與法人股的相關系數達到－0.67。

最后，很多理論和實證研究結果都證實股權結構與公司績效之間存在非線性的關系。參照Loderer和Martin［6］，我們構建了國有股和法人股及其之和的平方項三個解釋變量，來捕獲他們對公司績效的非線性關系。

基于股權屬性對公司績效的面板數據的混合估計結果見表2所示。表2顯示了當被解釋變量以托賓Q值表示的時候，三種股權屬性的解釋變量 (FST、FLP、FST+FLP)的回歸系數分別是－1.99、－1.18和－3.29都在1%的顯著性水平拒絕原假設，都顯著為負，而流通股 (FIN)的系數隨模型的不同發生變化，但是系數都顯著為正。首先，這個結果與Gunasekarage結果相似，這說明，當以托賓Q值作為績效指標時，國有股和法人股對公司績效都有顯著的負向影響，而流通股對公司績效有顯著的正向影響。另外，從混合面板數據回歸結果顯示國有股對績效的負面影響要高于法人股，但小于國有股與法人股對績效的聯合效應。這個發現與我們預期的結果相符合，同時也能夠在一定程度上解釋他們帶來的不利代理問題。

表2 股權屬性對公司績效 (托賓Q)的影響

其次，流通股系數在三個模型中在1%水平下顯著為正，表明外部監督的正向影響。值得注意的是他們的平方項的系數都顯著為正，當在非線性估計方程中一次項具有非得系數，二次項具有正的系數時，這表明隨著股權國有股和法人股持股水平增加時，其對績效的影響作用將會放緩，這個發現基本與Wei等的結論相一致。

最后，我們發現公司規模 (SIZE)對公司績效 (托賓 Q)有顯著的負面影響 (－0.56、－0.52和－0.57)，其平均影響為－0.55，這意味著假設公司初始績效托賓Q值為2.23(上面托賓Q值的均值為2.23)，當資產擴大一倍時，托賓Q值將下降到1.68，使公司整體績效下降了32%。

從表2回歸結果來看，國有股和法人股對公司績效的負面影響的結論與Xu和Wang(1999)與Wei等所研究的結論基本相符，但與Sun和Tong(2003)研究結論相反。

整體說來，模型的F統計量都在1%水平下顯著，解釋變量 (股權屬性變量)和控制變量(公司規模和資產負債率)對被解釋變量托賓Q和ROE的解釋程度分別達到了16%—19%。

(二)股權結構與公司績效的非線性關系

在前面的實證部分我們找到了股權屬性(國有股、法人股及其之和)與公司績效之間存在非線性關系的證據，及其他們對公司績效的影響方向和程度，同時我們看到國有股和法人股之和的平方項系數是顯著為正的。但是當國有股和法人股持股比例發生變化時，他們對公司績效的影響又是怎么樣的呢?為了進一步考察這兩種股東持股水平對公司績效的影響，筆者嘗試構造一個持股水平的分段函數來研究這個問題。

早在1988年，Morck等就應用1980年《財富》500強中的371家公司樣本數據，以董事會成員持股比例來描述內部人股權特征，以托賓Q值來反映公司價值，同時將樣本以董事會持股比例5%和25%為界限，分為三部分采用了分段估計方法進行了計量研究。回歸結構顯示，董事會持股比例在0—5%之間時公司業績與股權結構正相關;在5%—25%之間時公司業績與股權結構存在負相關;當持股比例超過25%時，公司業績與股權結構再度存在正相關。

跟隨Morck等 (1988)的思路，筆者擬將國有股和法人股持股水平 (FST+FLP)劃分為三段:①股權水平低于5%;②股權水平在5%—36%之間;③持股水平高于36%。各分段函數臨界點的選擇依據是基于以下考慮的:①當管理層持股水平在0—5%之間時，管理層持股與公司績效之間存在正相關;②Wei等找到了我國國有股對公司績效的影響水平的平均轉折點是35.7%，特建立如下模型:

STLPSMALLit是模型引入的一個虛變量，表示如果國有股和法人股持股比例在 ［0，5%)區間內則等于1，之外則為0;STLPSMEDit表示如果國有股和法人股持股比例在 ［5%，36%)區間內則等于1，之外則為0;STLPSLARGEit表示如果國有股和法人股持股比例在 ［5%，36%)區間內則等于1，之外則為0。為了研究流通股單獨對績效的影響，筆者將STLPZEROit變量引入到模型 (4)中，它表示國有股和法人股持股比例之和為 0。其中 IDMACit、IDPETit、IDMETit、IDMEDit、IDEEit、IDFOODit、IDPAPERit分 別 表 示機械、設備、儀表;石油、化學、塑膠、塑料;金屬、非金屬;醫藥、生物制品、食品、飲料;紡織、服裝、皮毛;電子;造紙、印刷和其他制造業。之所以在上面模型中引入行業變量，是因為存在大量文獻都支持行業屬性會對公司績效產生影響，比如Schmalensee(1985)發現商業企業的會計資產回報率受到公司所在行業的強烈影響，同樣地，Wernerfelt和 Montgomery(1988)發現行業效應對公司績效 (托賓Q值)的解釋的絕大部分。引入行業變量的目的是為了控制行業效應。根據上面公司行業分布情況，我們在模型 (4)中引入了9個行業虛變量以此來考察我國制造業上市公司的行業分類對公司績效的影響程度。

基于模型 (4)的估計結果見表3所示。表3顯示了國有股與法人股對公司績效的聯合效應，當被解釋為托賓Q值和ROE時，國有股持股比例較小 (低于5%)時，對公司績效的影響并不顯著 (其t值分別為0.19和－1.19)。但是當國有股持股比例逐漸增大時 (在5%—36%之間時)，我們發現只有對托賓Q值有顯著的負面影響，而ROE都不顯著 (其回歸系數分別是－0.29和0.00)，當國有股持股比例進一步增大時，其對兩個被解釋變量的回歸系數都很顯著。而且我們發現當國有股持股比例超過36%時，其對公司績效 (托賓Q值)的負面影響顯著增強，這個發現與Wei等 (2005)的研究結論存在差異，他們認為當國有股持股水平超過35.7%時，對公司價值的影響會發生正向影響，但是這個結論是否可靠呢?答案是肯定的，當績效指標改為F值或者ROE時，高比例的國有股水平對公司績效存在顯著的正相關關系 (其回歸系數分別是0.03和0.01，在5%的水平下顯著)。這背后的原因是什么呢?Wei等認為當國有股持股比例顯著增強時，能夠帶來代理成本的下降，能夠對管理層的監督和決策行為產生重大影響，從而能夠提高公司績效。綜合看來國有股在較低水平時，與公司績效負相關。其根源在于國有上市公司控制權與所有權的分離。國有企業一般忽視公司的營利性，而將關注點放在政治目標的實現上，因此，導致其管理層缺乏專業的方法去管理工人，缺乏動力去改革創新。

表3 股權屬性對公司績效影響的回歸結果 (模型4)

為了考察每個行業對公司績效影響的程度和差異性，我們引入了9個行業虛變量，當被解釋變量為托賓Q值，9行業虛變量的系數都在1%的顯著性水平下為負值，當績效指標為ROE時，只有電子元器件制造業對績效的影響在5%的顯著性水平下為負。這表明當用托賓Q值作為績效變量時，對行業的控制能夠避免由于行業效應帶來的股權結構與公司績效之間虛假的相關關系。

四、主要結論

本文主要對制造業上市公司股權性質特點與公司經營績效的關系進行了研究，通過建立理論模型詳細論證了股權性質對公司績效的作用機制。通過對滬深兩市A股制造業373家上市公司9年數據的收集，應用混合面板數據模型估計參數，得到了如下幾個結論:

第一，當把股權屬性劃分為國有股、法人股和流通股時，我們發現國有股、法人股與公司績效之間存在非線性關系。

第二，即使在控制公司規模、資產負債率和行業效益時，國有股對公司績效存在顯著的負面影響，這與Wei等 (2005)得到的結論一致。原因是國有股權與私有股權相比在激勵機制、監督動機、降低成本和提高產品質量方面不具有顯著優勢，另外就是國有股的低效率產生于他們對政治目標的追求 (比如就業、宏觀調控和社會穩定)而忽視了企業對追求股東價值最大化的目標。當國有股持股比例增大時 (達到36%以上)國有股對公司績效有正面效益，我們將產生這樣的結果歸功于政府資源的充分利用。當國有股比例高時，這為公司提供了更多機會去融資、兼并等，從而有利于績效的提升。

第三，法人股比例的提高不利于公司績效的提高。從我們的回歸結果中沒有找到關于法人股與公司績效存在顯著正相關的證據，這與很多其他研究得出的結論不一樣。

［1］Morck，R.，Shleifer，A.，Vishny，R.Management Ownershipand MarketValuation:An Empirical Analysis［J］.Journal of Financial Economics，1988，20(1－3):293－315.

［2］Rafael La Porta，Florencio Lopez－ de － Silane，Andrei Shleifer.Corporate Ownership around the World［J］.Journal of Finance，1999，54(2):471 －517.

［3］Cho，M －H.Ownership Structure，Investment and the Corporate Value:An Empirical Analysis［J］.Journal of Financial Economics，1998，47(1):103 －21.

［4］Wei，Z.B.，Xie，F.X.，Zhang，S.R.Ownership Structure and Firm Value in China's Privatized Firms:1991—2001［J］.The Journal of Financial and Quantitative Analysis，2005，40(1):81 －104.

［5］Chen，J.Ownership Structure as Corporate Governance Mechanism:Evidence from Chinese Listed Companies［J］.Economics of Planning，2001，34(1 －2).

［6］Loderer，C.F.，Martin，K.Executive Stock Ownership and Performance:Tracking Faint Traces［J］.Journal of Financial Economics，1997，45(2):223 －255.