我國村級集體經(jīng)濟(jì)組織股權(quán)結(jié)構(gòu)及其影響的實(shí)證研究 ——基于北京市村級層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

我國村級集體經(jīng)濟(jì)組織股權(quán)結(jié)構(gòu)及其影響的實(shí)證研究
——基于北京市村級層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

楊杰1，于鷙隆2

(1.中國科學(xué)院大學(xué)管理學(xué)院，北京100190)

2.北京市人民政府政策研究室，北京100744)

摘要：我國農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織產(chǎn)權(quán)制度改革既取得了巨大成績，在實(shí)踐中也面臨著許多問題。本文以北京市2013年村級層面的數(shù)據(jù)，對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織股權(quán)結(jié)構(gòu)和農(nóng)民收入、集體經(jīng)濟(jì)效益之間的關(guān)系進(jìn)行了計(jì)量分析。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明：集體經(jīng)濟(jì)組織的股權(quán)結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟(jì)效益有顯著影響，其中，集體股比例產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，集體股比例越高，集體總收入和農(nóng)民收入越低；引入外來投資者對集體凈資產(chǎn)有顯著為正的影響；而股權(quán)分散程度則沒有顯著影響。

關(guān)鍵詞：集體經(jīng)濟(jì)組織;集體股;股權(quán)結(jié)構(gòu)

收稿日期：2014-10-16修回日期：2015-03-16

基金項(xiàng)目：北京市政府專項(xiàng)研究課題：“十三五時(shí)期首都城鄉(xiāng)發(fā)展一體化研究”

作者簡介：楊杰(1976-)，男，河北保定人，中國科學(xué)院大學(xué)管理學(xué)院博士生，主要研究方向：農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。

中圖分類號：F30

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)03-0127-08

Abstract:The reform of property right system of collective economic organization in rural areas of China has made enormous achievements in recent years, while faced with lots of problems in practice at the same time. Based on the village-level data of Beijing in the year of 2013, we empirically explore the relationship between the ownership structure of collective economic organization in village, the income of farmers and the benefits of collective economy. The result indicates that the ownership structure of collective economic organization has significant influence on the income of farmers as well as on the benefits of collective economics. More specifically, on one hand, the percentage of collective equity has a negative effect on others variants, which means that the higher percentage taken up by collective shares, the lower total income and farmer’s income are. On the other hand, introducing foreign investors has a strong positive influence on collective net asset, yet the degree of equity dispersion has no significant influence.

Keywords:collective economic organization;percentage of collective equity;ownership structure

Empirical Study on the Ownership Structure of Collective Economic Organization

Based on the Practice in Suberban Beijing

YANG Jie1, YU Zhi-long2

(1.SchoolofManagement,UniversityofChineseAcademyofSciences,Beijing100190,China;

2.PolicyResearchOfficeofthePeople’sGovernmentofBeijingMunicipality,Beijing100744,China)

一、引言

自改革開放以來，我國農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織不斷探索產(chǎn)權(quán)制度改革，創(chuàng)新了農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的運(yùn)營機(jī)制和分配機(jī)制，促進(jìn)了農(nóng)民增收、農(nóng)村社會的和諧穩(wěn)定及農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。其中，股份合作制的改革方向是應(yīng)用最廣泛的一種改革模式，是我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制的一項(xiàng)重大制度創(chuàng)新，是繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包制后，又一次新的農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)權(quán)制度變遷。這一改革模式也獲得了中央的充分肯定，2014年9月中央深改組第五次會議就明確指出要發(fā)展農(nóng)民股份合作賦予集體資產(chǎn)股份權(quán)能，探索集體所有制有效實(shí)現(xiàn)形式。股份合作制必將成為我國農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織產(chǎn)權(quán)制度改革的主流模式。

股份合作制是我國特有的一種組織形式，是在村集體經(jīng)濟(jì)組織的基礎(chǔ)上，按照股份制和合作制的基本原則，將村級集體凈資產(chǎn)的部分或全部，按人口和勞動(dòng)貢獻(xiàn)折股量化，使原村集體經(jīng)濟(jì)組織的全體成員享有明晰的集體資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)，并按股份進(jìn)行收益分配，形成適應(yīng)現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展要求的自主經(jīng)營、民主管理、資源共享、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的新型合作經(jīng)濟(jì)組織與運(yùn)作機(jī)制[1]。

目前，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織實(shí)施股份制改革有利于促進(jìn)農(nóng)民增收和調(diào)整收入結(jié)構(gòu)[2-5]，有利于提高農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)經(jīng)營管理水平，實(shí)現(xiàn)集體資產(chǎn)的保值增值[6]，有利于集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)揮社會職能，確保農(nóng)村穩(wěn)定[7-8]。相關(guān)研究也指出，實(shí)施產(chǎn)權(quán)制度改革并不能長期確保農(nóng)民收入的持續(xù)增加，能否把農(nóng)業(yè)內(nèi)部增收與外部增收動(dòng)力相結(jié)合，是否擁有完善合理的利益分配機(jī)制，是否能夠?qū)⑥r(nóng)民自己的命運(yùn)與農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)系到了一起以及地方政府對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的介入程度，是產(chǎn)權(quán)制度改革最終是否成功的關(guān)鍵因素[9-12]。

上述研究的視角基于整體股份合作制改革的效果。然而在實(shí)踐中，各地的具體做法差別較大。比如對于集體股，在股份合作制產(chǎn)生的早期一般都設(shè)置集體股，但各地集體股比例不同。不僅如此，量化多少集體資產(chǎn)、如何界定集體資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)、如何在村民中分配股權(quán)等問題，在各地的股份合作制改革中的做法都不相同，這些不同的做法對股份合作制改革的效果必然存在影響。因此，僅僅基于股份合作制改革的整體效果，不考慮改革后集體經(jīng)濟(jì)組織的股權(quán)結(jié)構(gòu)，還不足以全面評價(jià)改革的效果。基于上述考慮，本文從集體經(jīng)濟(jì)組織股權(quán)結(jié)構(gòu)入手，具體考慮集體股比例、股權(quán)分散程度和是否引入外來投資者，對農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟(jì)效益的影響。

二、數(shù)據(jù)及其描述

本文所使用的數(shù)據(jù)主要基于北京市2012年全市3786個(gè)行政村的橫截面數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)由作者通過各區(qū)縣收集。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。其中，村集體經(jīng)濟(jì)組織的經(jīng)濟(jì)情況主要包括其集體凈資產(chǎn)、總負(fù)債和總收入；農(nóng)民年人均收入指該年度村農(nóng)民總收入，這包括了集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)給農(nóng)民的分紅；管理層教育水平指該行政村領(lǐng)導(dǎo)班子中具有大專及以上學(xué)歷的人數(shù)。集體股比例指在該行政村中，集體經(jīng)濟(jì)組織產(chǎn)權(quán)制度改革之后，集體股在總股本中所占的比例。我們使用的數(shù)據(jù)中，集體股比例有700多個(gè)缺失值，因此樣本數(shù)僅有3135個(gè)，所有樣本均值為0.304，即集體股占比30.4%。

表1　主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2是主要變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)表。總體上說，變量之間相關(guān)系數(shù)大多在0.1以下，僅總收入和凈資產(chǎn)之間相關(guān)系數(shù)較高(0.53)。在后文的回歸分析中，多重共線性(Multi-collinearity)都在可以接受的范圍之內(nèi)。

表2　村級橫截面數(shù)據(jù)的相關(guān)系數(shù)表

三、計(jì)量分析

基于數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)特點(diǎn)和本文研究的問題，本節(jié)計(jì)量分析關(guān)注的是集體經(jīng)濟(jì)組織實(shí)施產(chǎn)權(quán)制度改革之后，其股權(quán)結(jié)構(gòu)(集體股所占比例、股權(quán)分散程度和是否引入外來投資者)對集體經(jīng)濟(jì)效益和農(nóng)民收入的影響。

(一)模型說明

本文用以下的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)股權(quán)結(jié)構(gòu)對集體經(jīng)濟(jì)效益和農(nóng)民收入的效應(yīng)：

yi=a+βSi+θXi+εi

其中，yi是被解釋變量，在各個(gè)回歸中分別代表各行政村2013年的集體經(jīng)濟(jì)效益和農(nóng)民收入。Si是本文關(guān)心的核心變量，在下文中分別為集體股所占比例、股權(quán)分散程度和是否引入外來投資者。Xi代表了一組控制變量，主要包括行政村的各種特征和集體經(jīng)濟(jì)組織的主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，分別為地理位置、管理層教育程度、管理層評級、經(jīng)濟(jì)組織個(gè)數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債比、收入資產(chǎn)比，以及主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。

(二)集體股比例

股權(quán)結(jié)構(gòu)是股權(quán)管理的基礎(chǔ)，股權(quán)結(jié)構(gòu)包括股份類型構(gòu)成及各種股份的比例構(gòu)成。股份合作經(jīng)濟(jì)組織的股份類型一般包括個(gè)人股(就股份合作企業(yè)而言指的是職工個(gè)人股)、集體股、法人股和社會個(gè)人股，而集體股的比例無疑是股權(quán)結(jié)構(gòu)的焦點(diǎn)問題之一。考慮到處置遺留問題、可能需要補(bǔ)繳的費(fèi)用、集體經(jīng)濟(jì)組織成員社會保障支出和一些必要的社會性支出等因素，北京市農(nóng)村在進(jìn)行社區(qū)股份合作制改革時(shí)都保留了較高比例的集體股。從產(chǎn)權(quán)界定的角度來說，集體股“所有者虛位”，產(chǎn)權(quán)不清晰。有學(xué)者就認(rèn)為，共有財(cái)產(chǎn)界定的模糊性會助長投機(jī)取巧現(xiàn)象的滋生和蔓延，可能導(dǎo)致資源浪費(fèi)[13]。另外，農(nóng)民享有的股權(quán)除了享有收益權(quán)外并不允許買賣與外部轉(zhuǎn)讓，帶有天然的封閉性，進(jìn)而限制了股權(quán)功能的進(jìn)一步發(fā)揮，不完整的虛化股權(quán)收益受農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織利益分配機(jī)制的影響，從而在某種程度上限制農(nóng)民收入的持續(xù)增長[13]。因此，本文首先對集體股所占比例對農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟(jì)效益的影響進(jìn)行實(shí)證研究。

表3是集體股所占比例的分布圖。根據(jù)北京市相關(guān)文件的規(guī)定，集體股占比為30%，在本文的數(shù)據(jù)中，集體股比例均為30%的村有1304個(gè)，占比41.59%，集體股比例在30%以下的村有819個(gè)，占比26.12%，集體股比例在30%以上的村有1012個(gè)，占比32.29%。

表3　集體股所占比例的分布

下面進(jìn)行回歸分析。在該計(jì)量模型中，被解釋變量是農(nóng)民人均收入，核心解釋變量是集體股比例。控制變量包括地理位置虛擬變量、管理層教育程度、管理層評級、經(jīng)濟(jì)組織個(gè)數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債比、收入資產(chǎn)比和主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的虛擬變量。其中，我們對行政村所在位置(平原、城鄉(xiāng)結(jié)合部、山區(qū))進(jìn)行重新編碼，位于山區(qū)的行政村作為基準(zhǔn)，“地理位置虛擬變量1”=1為城鄉(xiāng)結(jié)合部，“地理位置虛擬變量2”=1代表平原地區(qū)；將行政村主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)(一產(chǎn)、二產(chǎn)、三產(chǎn))進(jìn)行重新變量，把一產(chǎn)作為基準(zhǔn)，“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)虛擬變量1”=1為二產(chǎn)，“主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)虛擬變量2”=1代表三產(chǎn)。最小二乘法的回歸結(jié)果如表4所示。

表4　集體股比例和農(nóng)民人均收入

從表4可以看到：第一，集體股比例和農(nóng)民人均收入之間呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.37，t值-5.6，在0.01統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明集體股比例越高，農(nóng)民人均收入越低。第二，兩個(gè)地理位置虛擬變量均高度顯著，t值分別為9.76和3.7，均在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著正相關(guān)。這表示與位于山區(qū)的行政村相比較，平原地區(qū)和城鄉(xiāng)結(jié)合部地區(qū)的農(nóng)民人均收入更高。第三，管理層特征對農(nóng)民人均收入有顯著為正的影響，管理層教育程度越高(即管理層學(xué)歷水平越高)、管理層評級越高，其農(nóng)民人均收入越高(t值分別為3.7和4.66，均在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著)。第四，集體經(jīng)濟(jì)組織的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)和農(nóng)民人均收入之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系，資產(chǎn)負(fù)債比的t值僅為0.17，收入資產(chǎn)比的t值為-0.24。第五，不同主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民人均收入存在顯著差異，與主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為第一產(chǎn)業(yè)的行政村相比較，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的行政村農(nóng)民人均收入更高，t值分別為4.99和4.2，均在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

下面考察集體股比例和集體收入之間的實(shí)證關(guān)系。在該計(jì)量模型中，被解釋變量是集體收入(對數(shù)形式)，核心解釋變量同樣是集體股比例。控制變量包括地理位置虛擬變量、管理層教育程度、管理層評級、經(jīng)濟(jì)組織個(gè)數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債比和主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的虛擬變量。

表5　集體股比例和集體收入的回歸結(jié)果

從表5可以看到：第一，集體股比例和集體收入之間呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)-0.799，t值-2.23，在0.05統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明集體股比例越高，集體收入越低。第二，兩個(gè)地理位置虛擬變量均高度顯著，t值分別為7.62和3.26，均在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著正相關(guān)。這表示與位于山區(qū)的行政村相比較，平原地區(qū)和城鄉(xiāng)結(jié)合部地區(qū)的集體經(jīng)濟(jì)收入更高。第三，管理層特征同樣對集體收入有顯著為正的影響，管理層教育程度越高(即管理層學(xué)歷水平越高)、管理層評級越高，其集體收入越高(t值分別為4.03和3.03，均在0.01統(tǒng)計(jì)水平上顯著)。第四，資產(chǎn)負(fù)債比和集體收入之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系，t值僅為0.43。第五，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)對集體收入產(chǎn)生的差異僅在二產(chǎn)和一產(chǎn)之間存在(t值為3.4，在0.01統(tǒng)計(jì)水平上顯著)，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為三產(chǎn)的行政村和一產(chǎn)相比較，不存在顯著差異(t值為1.38，在0. 1統(tǒng)計(jì)水平上不顯著)。

(三)人均持股比例

股權(quán)分散程度和企業(yè)績效之間的關(guān)系學(xué)者們并沒有得到一致結(jié)論。國外文獻(xiàn)方面，Berle等(1932)[14]提出股權(quán)分散程度與公司績效呈反向相關(guān)關(guān)系，即股權(quán)越分散，公司績效越難以達(dá)到最優(yōu)。而Demsetz和Lehn(1985)[15]則認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)是股東們尋求股東權(quán)益最大化的內(nèi)生約束，他們利用1980年美國511家公司的數(shù)據(jù)分析，得出了股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效間不存在顯著相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。Holderness和Sheehan(1988)[16]通過對擁有絕對控股股東的上市公司與股權(quán)非常分散的上市公司(最大股東持股比例小于20%)業(yè)績的比較，同樣發(fā)現(xiàn)公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效之間無相關(guān)關(guān)系。另外一些學(xué)者則得出股權(quán)集中度與公司績效的正相關(guān)關(guān)系。比如Levy(1983)等人對美國公司股價(jià)和股權(quán)集中度的研究，Claessens(1997)對捷克上市公司股權(quán)集中度和公司盈利能力、股價(jià)表現(xiàn)的研究，以及Perderson和Thomsen(1999)對歐洲大公司公司股權(quán)集中度與公司凈資產(chǎn)收益率的研究，均得出了兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論[17-19]。國內(nèi)文獻(xiàn)方面，許小年(1997)使用1993-1995年滬深上市公司的分析表明：股權(quán)集中度與公司績效正相關(guān)，個(gè)人股比例對公司績效無顯著影響[20]。周業(yè)安(1999)使用1997年上市公司的分析則認(rèn)為，國有股、法人股、A股均對凈資產(chǎn)收益率有顯著的正面影響[21]。

股權(quán)結(jié)構(gòu)為什么影響企業(yè)業(yè)績？從公司治理角度，股權(quán)集中或大股東的存在在一定程度上有利于經(jīng)營激勵(lì)，特別是在大股東擁有絕對控股權(quán)的情況下。如果董事長或總經(jīng)理是控股股東的直接代表或控股股東本人，這些經(jīng)營者的利益與股東的利益就越一致[22]。對于股權(quán)極度分散的公司，經(jīng)營者的利益則很難與股東的利益相一致，年薪制與股票期權(quán)的激勵(lì)作用畢竟有限。

為了考察股權(quán)分散程度對集體經(jīng)濟(jì)效益和農(nóng)民人均收入的影響，我們利用各行政村個(gè)人股股東人數(shù)和持股總額來構(gòu)造人均持股比例這一變量。在我們使用的數(shù)據(jù)中，股東人數(shù)最少僅為10數(shù)人，最多高達(dá)6884人。人均持股比例均值0.1%，最高值為6.7%。由于各村股東人數(shù)規(guī)模差異很大，考慮到很多村在進(jìn)行集體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)權(quán)制度改革時(shí)，基本按照集體股占30%的比例，那么，由于各行政村人口的差異很大，人均持股比例的大小反映的其實(shí)只是村人口規(guī)模的大小。因此，為了消除村人口規(guī)模對人均持股比例的這一影響，我們利用人口變量的中位數(shù)(886人)構(gòu)造村人口規(guī)模的虛擬變量，如果該村的人口規(guī)模大于886人，則為大村，如果該村的人口規(guī)模小于等于886人，則為小村。該虛擬變量作為控制變量進(jìn)入回歸方程。

我們首先考察人均持股比例對農(nóng)民人均收入的影響，回歸結(jié)果如表6中(1)、(2)列所示。在這兩個(gè)回歸中，核心解釋變量都是人均持股比例，其中回歸(1)沒有控制村人口規(guī)模，回歸(2)控制了村人口規(guī)模，其他控制變量包括地理位置虛擬變量、管理層教育程度、管理層評級、經(jīng)濟(jì)組織個(gè)數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債比、收入資產(chǎn)比和主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的虛擬變量。從表中可以看到：人均持股比例和農(nóng)民人均收入之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系，其余控制變量和4.2.3.2中的結(jié)果類似，需要說明的是，村人口規(guī)模的系數(shù)高度顯著。

其次考察人均持股比例對集體經(jīng)濟(jì)效益的影響，回歸結(jié)果如表6中(3)、(4)列所示。在這兩個(gè)回歸中，核心解釋變量都是人均持股比例，其中回歸(1)沒有控制村人口規(guī)模，回歸(2)控制了村人口規(guī)模，其他控制變量同上。被解釋變量是資產(chǎn)收益率，即集體總收入和總資產(chǎn)之比。從上表可以看到：人均持股比例和資產(chǎn)收益率之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系；村人口規(guī)模對資產(chǎn)收益率沒有顯著影響。

(四)外來投資者

北京市集體經(jīng)濟(jì)組織進(jìn)行產(chǎn)權(quán)制度改革時(shí)，有部分行政村引入了外來投資者作為非成員個(gè)人股股東。在我們的樣本中，2677個(gè)行政村沒有非成員個(gè)人股，占比67.89%。擁有非成員個(gè)人股的行政村共457個(gè)，平均持股比例為占個(gè)人股(包括成員個(gè)人股和非成員個(gè)人股)的22.3%。

從公司治理的角度看，集體經(jīng)濟(jì)組織引入外來投資，和國有企業(yè)引入戰(zhàn)略投資者有許多相似之處。對于國有企業(yè)而言，引進(jìn)戰(zhàn)略投資者能夠從根本上改變產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，比如國有獨(dú)資的單一性，實(shí)現(xiàn)股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化，從而有助于解決制約我國國有企業(yè)發(fā)展的體制問題和機(jī)制問題。對于集體經(jīng)濟(jì)組織而言，引入外來投資不僅意味著股權(quán)結(jié)構(gòu)的多元化，還意味著外來投資者所帶來的資金、商業(yè)機(jī)會和外部監(jiān)督，外來資本和民間金融有助

表6　人均持股比例的回歸結(jié)果

注: 系數(shù)值下面括號中值為雙尾檢驗(yàn)的t 值，*、**、***分別表示10%、5 %和1 %的顯著水平。

于改善農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[23]。那么，引入外來投資者是否有利于提高農(nóng)民收入和改進(jìn)集體經(jīng)濟(jì)效益呢？

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，我們沒有看到有相關(guān)學(xué)術(shù)研究探討引入外來投資者對集體經(jīng)濟(jì)效益的影響。從戰(zhàn)略投資者的相關(guān)文獻(xiàn)看，大多數(shù)研究認(rèn)為引入戰(zhàn)略投資者有利于提高公司業(yè)績[24]。

為了考察引入外來投資者對農(nóng)民集體經(jīng)濟(jì)組織效益的影響，我們利用調(diào)查的數(shù)據(jù)構(gòu)造一個(gè)虛擬變量：如果該行政村的股權(quán)中有外來投資者，則虛擬變量取值為1；否則取值為0。把該虛擬變量放入回歸方程中，控制變量包括其他影響集體經(jīng)濟(jì)組織效益的因素。回歸結(jié)果如下表所知。

在上表中，模型(1)、模型(2)、模型(3)、模型(4)的被解釋變量分別為農(nóng)民人均收入、集體經(jīng)濟(jì)組織的凈資產(chǎn)、總負(fù)債和總收入。我們關(guān)心的是是否引入外來投資者這一虛擬變量的顯著性和符號。從表中可以看出，引入外來投資者對于農(nóng)民人均收入和集體經(jīng)濟(jì)總收入的影響為正，但不顯著；對于集體經(jīng)濟(jì)凈資產(chǎn)有顯著為正的影響，對總負(fù)債有顯著為負(fù)的影響。

四、研究結(jié)論

目前我國農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織股份合作制改革還處于探索階段，改革模式、股權(quán)結(jié)構(gòu)等問題還需要進(jìn)一步研究和完善。現(xiàn)有學(xué)術(shù)文獻(xiàn)主要關(guān)注整體改革效果，尚未深入到股權(quán)結(jié)構(gòu)對改革效果的影響。本文基于北京市所有行政村的橫截面數(shù)據(jù)，對股權(quán)結(jié)構(gòu)中的三個(gè)關(guān)鍵問題：集體股比例、股權(quán)分散程度、外來投資者與農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟(jì)效益的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)集體股比例和農(nóng)民收入、集體經(jīng)濟(jì)收入之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，集體股比例越高，集體經(jīng)濟(jì)組織

表7　引入外來投資者的回歸結(jié)果

注: 系數(shù)值下面括號中值為雙尾檢驗(yàn)的t 值，*、**、***分別表示10%、5 %和1 %的顯著水平。

的收入越低，農(nóng)民收入也越低，集體股比例所帶來的“所有者缺失”產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響；(2)以人均持股比例衡量的股權(quán)分散程度對集體經(jīng)濟(jì)收入和農(nóng)民收入統(tǒng)計(jì)上沒有顯著影響；(3)引入外來投資者對農(nóng)民收入的影響為正，但不顯著，對集體經(jīng)濟(jì)組織的凈資產(chǎn)有顯著為正的影響，對減少負(fù)債有顯著為正的影響，說明集體經(jīng)濟(jì)組織引入外來投資者有助于改善財(cái)務(wù)指標(biāo)。因此，從總體上看，集體經(jīng)濟(jì)組織的股權(quán)結(jié)構(gòu)確實(shí)會對農(nóng)民收入和企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響，這個(gè)影響主要體現(xiàn)在集體股比例和是否引入外來投資者。

農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)權(quán)制度改革是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要內(nèi)容，是解決三農(nóng)問題的關(guān)鍵步驟，也是新型城鎮(zhèn)化的必經(jīng)途徑。本文的研究表明，農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)權(quán)制度改革還必須考慮進(jìn)一步優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，集體股的存在有一定的必要性，但其對農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟(jì)效益的負(fù)面效應(yīng)也不能忽視。在未來中應(yīng)該進(jìn)一步對集體股作進(jìn)一步的改革，既發(fā)揮其積極的作用，又能消除其負(fù)面效應(yīng)。另一方面，引入外來投資者顯然有助于改善集體經(jīng)濟(jì)組織的公司治理結(jié)構(gòu)，在未來實(shí)踐中應(yīng)該大力推廣。

參考文獻(xiàn)：

[1]平明德.無錫村級集體經(jīng)濟(jì)股份合作制改革的實(shí)踐與對策建議[J].上海農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2004(6):36-39.

[2]賈春梅,葛楊. 農(nóng)地股份合作制的農(nóng)民增收效應(yīng)研究——基于1992—2009年佛山四市(區(qū))的實(shí)證分析[J]. 南京師大學(xué)報(bào)：社會科學(xué)版, 2012(1):58-65.

[3]桑靜山. 建立農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收益分配新機(jī)制——關(guān)于村級集體經(jīng)濟(jì)組織產(chǎn)權(quán)制度改革之我見[J]. 上海農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2011(6):42-43.

[4]蔣占峰. 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度變革與農(nóng)民增收[J]. 理論學(xué)刊, 2004(9):55-58.

[5]潘長勝. 江蘇農(nóng)村社區(qū)股份合作制的實(shí)踐與思考[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2004(11):43-46.

[6]羅葉. 論中國特色農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度——兼論農(nóng)民土地承包經(jīng)營權(quán)從物權(quán)化向資本化的轉(zhuǎn)移[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究, 2009(6):39-43.

[7]孔有利、劉華周. 農(nóng)村社區(qū)股份經(jīng)濟(jì)合作社產(chǎn)權(quán)分析——以江蘇省村級集體經(jīng)濟(jì)組織股份合作化為例[J]. 中國農(nóng)學(xué)通報(bào), 2010(23): 420-426.

[8]蔣占峰. 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度創(chuàng)新與中國農(nóng)村城鎮(zhèn)化[J]. 江漢論壇, 2005(11):60-62.

[9]尹成杰. 農(nóng)民持續(xù)增收動(dòng)力:內(nèi)部動(dòng)力與外部動(dòng)力相結(jié)合[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2006(1):4-10.

[10]許義富. 推進(jìn)股份合作，發(fā)展高效農(nóng)業(yè)[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2007(4):20.

[11]陳淼峰、陳龍乾、周天建. 農(nóng)地股份經(jīng)營的優(yōu)勢及其實(shí)現(xiàn)途徑[J]. 長春工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會科學(xué)版, 2005(3):36-37.

[12]曹勝. 政績壓力與利益謀取——對農(nóng)地征用中地方政府行為的理論分析[J]. 科學(xué)決策, 2010(8):28-37.

[13]馬迅. 農(nóng)村土地股份合作社法律問題初探[J]. 法制與社會, 2012(10):215-216.

[14]Berle Adolf,Means Gardiner. The modern corporation and private property[B],MacMillan, 1932.

[15]Demsetz H,Lehn K.The structure of corporate ownership: Causes and consequences[J].Journal of Political Economy,1985,93.

[16]Holderness C, Sheehan D. The role of majority shareholders in publicly held corporation: An exploratory anaylsis[J]. Journal of Financial Economics,1988(20):317-346.

[17]Levy J.The effect of shareholding dispersion on the degree of control [J]. Economic Journal, 1983, 93(2):351-369.

[18]Claessens S.Ownership and corporate governance: Evidence from the czech republic [R].Working Paper of the World Bank,1997.

[19]Pederson Thomsen.The causal relationship between insider ownership,owner Identity and market valuation among the largest European companies[R].Working Paper Series, 1999.

[20]許小年. 以法人機(jī)構(gòu)為主體建立公司治理機(jī)制和資本市場[J]. 改革, 1997 (5):28-34.

[21]周業(yè)安. 金融抑制對中國企業(yè)融資能力影響的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 1999 (2):13-20.

[22]Jensen M.Meckling W. Theory of the firm: Managerial￣behavior, agencycostsandcapitalstructure [J].Journal of Finan￣cial Economics, 1976(3): 305-360.

[23]寧德斌，王瓊. 農(nóng)村民間金融對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的作用:基于農(nóng)戶問卷調(diào)查[J]. 科學(xué)決策, 2010(12):19-24.

[24]羅棟梁. 我國機(jī)構(gòu)投資者與上市公司治理的實(shí)證研究[D]. 重慶：西南財(cái)經(jīng)大學(xué).

(本文責(zé)編：海洋)