股權集中度的變動對于公司績效的影響研究

王俊璽

本文旨在通過實證研究創業板股權集中度的變動s公司績效的關系。本文選取2010-2015年在創業板上市的公司2010-2016年數據作為樣本，將消除宏觀影響和行業波動后的財務數據作為使用數據，運用因子分析法得到公司績效指標，繼雨使用面板數據分析得出研究結果。研究結果表明，創業板上市公司的股權集中程度處于不斷減小的過程；創業板上市公司的股權集中度的變動s公司績效變動呈現負相關；創業板上市公司的股權制衡度的變動s公司績效變動無相關性。

創業板上市公司 股權集中度 公司績效

自從Berle與Means提m兩權分離理論以來，圍繞著企業所有權結構的研究長久不衰。在此基礎上，諸多學者圍繞這個問題獲得了卓有成效的研究。無論是Wilson、Grossman和Hart提出的委托代理理論，還是Freeman提出的利益相關者概念，亦或是青木昌彥提出的“內部人控制”理論，其宗旨都是要圍繞股權結構與公司利益的綜合考量，也充分表明股權結構與企業績效之間存在著非常密切的聯系。中國自從股權分置改革以來，股票市場獲得了長足的發展，截至2016年底，滬深兩市共有3029只股票，總市值達到50.62萬億元，已經成為全球股票市場的重要組成部分。但中國股市還存在不少問題亟待解決，最突出的就是股權機構不合理和監管制度缺失。什么樣的股權結構是最能促進公司發展的，以及在此基礎如何進行監管是首要解決的問題。

文獻綜述

在學術界已有的針對我國上市公司股權集中度與公司績效之間關系的研究中，主要結論包括正相關、負相關以及無相關和非線性相關四種情形。

（1）正相關性

主流觀點認為兩者之間呈正向關系。Berle和Mean（ 1932）認為分散的小股東與公司管理層之間存在利益沖突會弱化管理層激勵從而抵消股權分散帶來的好處并最終降低公司價值。Jensen與Meckiing（ 1976）以內部股東才能參與公司的經營管理決策為由，認為內部股東持股比例越高，公司價值越高。Grossman和Hart（ 1980）認為公司股權越分散，股東監督管理層行為的收益成本比越小，“搭便車”現象越嚴重。陳小悅、徐曉東（ 2001）]選擇凈資產收益率和主營業務資產收益率作為衡量標準，結果表明第一大股東的持股比例與企業業績顯著正相關。徐莉萍等人（ 2006）采用主成分分析技術，選取1999-2003年4845個公司年度觀測值，將多個績效指標綜合為單一指標，結果表明經營績效和股權集中度之間呈現出顯著的正向線性關系，且這種線性關系在不同股權性質的控股股東中都是明顯存在的。陳敏涵（ 2012）以EPS和ROA為衡量指標，對中小板公司2007-2010年間的數據樣本進行研究，結論表明機構持股與公司業績之間呈顯著的正相關關系，存在機構持股的公司其業績優于無機構持股的公司，股權制衡能有效平衡機構投資者與第一大股東之間的權力。

（2）負相關性

也有學者認為兩者之間是負相關關系。Thomsen et al（ 2006）發現與美國的公司相比，歐洲的公司股權集中度更高，實證的結果也表明歐洲的股東持股比例與公司價值之間呈現負相關關系。李亞靜等人（ 2006）]以經濟增加值和資本回報率與資本成本率的差額作為被解釋變量，結果表明股權集中度越高，公司價值越低，而國家股比例會在公司價值創造中起負面作用。黃建山，李春米（ 2009）通過研究我國471家制造業上市公司2002-2007年的面板數據，以托賓Q值作為解釋變量，在建立模型之前先進行了自相關、多重共線性等檢驗，實證分析發現股權集中度與公司績效顯著負相關。Mohammad（ 2013）選取德黑蘭證交所的上市公司為研究對象，采用面板數據進行回歸分析，結果發現股權集中度與ROE正相關，與ROA負相關；公司績效與國有持股、家族持股、個人持股呈現負相關，與法人和機構持股成正相關。

（3）無關性

Fama和Eugue（ 1980）提出不同的觀點，他們認為股權集中與否對公司的經營績效沒有實質性的影響，公司的兩權分離將使得股東對于公司經營管理的影響極為有限。Harold（2001）使用Demsetz和Lehn研究中樣本中隨機挑選的包含223家公司的子樣本，用會計利潤率替代托賓Q值，得出股權結構與公司績效之間沒有系統性的關系結論。唐睿明（ 2005）以我國家族上市公司為研究對象，通過實證分析發現股權集中度與公司績效的關系沒有出現預期的倒U型關系。吳格（ 2012）在創業板上市公司中選擇兩個樣本組，研究變量包含了公司績效變量、股權結構變量、虛擬變量和控制變量，并對股權結構與公司績效進行多元線性回歸，發現在創業板上市公司中，股權結構與公司績效兩者之間不存在較顯著的相關關系。

（4）非線性相關

Myeong（ 1998）使用最小二乘回歸分析，選取《Fortune》雜志1993-1995年500家制造業公司進行研究，結果表明內部持股比例以7%和38%位臨界點，出現先增加，后減少，再增長的趨勢。杜瑩、劉立國（ 2002）發現股權集中度與公司績效呈顯著的倒U型曲線關系，并且當前五大股東持股比例之和在53%-55%之間時，公司績效趨于最大化。張純、方平（ 2009）以2004年底前上市的的民營公司2005-2007年間的數據作為研究對象，采用第一大股東持股比例（ CRl），發現CR1與公司績效呈顯著的倒U型關系。陳德平、陳永勝（ 2011）運用回歸分析法，以ROE作為公司績效的度量指標，研究結果表明，與“壕溝防御效應”、“利益協同效應”假說一致，股權集中度與公司績效呈顯著的正U型關系，股權制衡度有助于改善公司績效，并據此得出構建大股東多元化、股權相互制衡的治理機制，有助于解決我國上市公司治理問題的結論。

研究假設

本人認為，由于創業板公司上市時間不長，大股東多為自然人，持股比例較為集中，且中國股票市場仍處于逐漸發展和完善的過程中，金融監管還不健全，創業板自然人大股東的自利行為很可能會對上市公司的經營造成較大影響，因而股權的適度分散有利于增加對大股東的有效制衡，防止大股東憑借其控制權地位侵害小股東利益的“掏空”行為。綜合考慮創業板市場的市場定位、上市公司性質和規模等因素，本文提m以下假設：

假設一：創業板上市公司的股權集中程度處于不斷減小的過程。

假設二：創業板上市公司的股權集中度的變動與公司績效變動呈現負相關。

假設三：創業板上市公司的股權制衡度的變動與公司績效變動呈現正相關。

數據來源和實證模型

鑒于面板分析數據要求，數據樣本不宜過小且時間跨度不能過短，本文選取在2010-2015年間上市的455家公司在

2010-2016年間的相關數據進行分析研究。

本文的解釋變量、被解釋變量及控制變量如表1：

在參考研究了國內外學者在股權集中度與公司績效關系的基礎上，結合本文提出的研究假設，構建出的基本模型如下：

其中，下標t代表2010-2016年的某個年份，下標i代表創業板第i家公司。β1一β4為回歸系數，β0為截距，P_i，t為被解釋變量，是通過因子分析法獲得的代表公司綜合績效的指標。△X_i，t代表股權集中度的變動值，是解釋變量。為了避免股權集中度的各指標之間產生多重共線性影響結果，本文將△CR3等指標逐個帶人進行驗證。DFL_i，t為公司的財務杠桿，0L_i，t為公司的經營杠桿，ESR_i，t為高管持股比例，公司的經營杠桿和財務杠桿明顯會影響公司發展速度，而高管持股比例會影響公司高管在公司管理方面的盡職程度，因此將三者作為控制變量加入模型。ζ_i，t為偏差值。

實證分析

（1）因子分析

為了消除宏觀因素和行業波動的影響，首先通過查詢所有A股上市公司的柏關財務指標，按照所屬行業進行區分，在去除極端值的情況下計算行業算術平均值作為行業平均指標，然后將樣本公司相關財務數據減去相應行業平均指標，得到超額財務數據，將此作為因子分析的原始數據。

以2016年的數據為例，首先，進行KMO測度和球形Bartlett法檢驗以確定11個財務指標是否能夠使用因子分析法。結果是Bartlett的球形度檢驗的統計量為5255.788，相應的概率Sig為0.000，因此可認為相關系數矩陣與單位陣有顯著差異，拒絕原假設。同時，KMO值為0.701，根據Kaiser給出的KMO度量標準可知原有變量適合作因子分析。

從表2中可知，前四個成分的特征值分別為3.407、3.076、1.598和1.453，前四個成分累計貢獻率達到86.673%，第五個成分的特征值為0.426，遠小于1，說明這四個新變量能夠解釋原始數據變量中80%以上的信息，達到了較高水平。

本節選取4個因子代替原有的11個反映公司績效變動的超額財務指標，并用最大方差法對因子負荷矩陣進行旋轉變換，轉軸后的因子系數分化程度更高。旋轉后的成分矩陣見表3：

從表中可以看出超額總資產收益率、超額凈資產收益率、超額每股收益和超額營業利潤率在第一個因子的載荷比較大，這些指標都是反映企業超出行業平均盈利水平的相關指標，因而可以把第一個因子看作超額盈利能力因子。同理，其他三個因子可以看做超額償債能力因子、超額營運能力因子和超額成長能力的因子。

根據因子分析的成分得分系數矩陣可以得到四個因子的線性表達式，分別為：

FACl_1=0.273EPS+0.300ROE+0.304ROA+0.260TTM-0.026CR-0.02 SQR-O.O04CAR

-0.025CAIR-0.034TAIR-0.027RGR-0.062TAGR

FAC2_1--0.030EPS-0.044ROE-O.017ROA+0.027TTM+0.3 60CR+0.3 62QR+O.330CAR

+0.028CAIR+0.078TAIR+O.OOIRGR+0.049TAGR

FAC3_1=-0.016EPS+O.010ROE-O.017ROA-0.063 TTM+0.05 8CR+0.05 6QR+O.024CAR

+0.511CAIR+0.538TAIR-0.007RGR-0.039TAGR

FAC4_1=-0.007EPS-0.039ROE-0.058ROA-0.02 1TTM+O.011CR+0.016QR+O.032CAR

-O.OllCAIR-0.031TAIR+0.546RGR+0.589TAGR

自上述4個因子公式計算出各個公共因子的值，并將各因子旋轉后的貢獻率占4個因子累積貢獻率之和的比重作為權數。各因子旋轉后解釋原始數據總方差的比例分別29.159%、25.460%、17.333%和14.721%，累積貢獻率為86.673%，占比權數分別為33.64%、29.38%、20.00%和16.98%，因此創業板上市公司綜合績效的表達式為：

P=0.3364FACl_1+0.2938FAC2_1+0.2FAC3_1+0.1698FAC4_l

根據上述表達式可以計算出2016年455家樣本公司的綜合公司績效P。同理根據上述計算，可以得到2010-2015年各個樣本公司的綜合績效指標。

（2）面板數據分析

首先對各個指標進行描述性統計，了解指標分布情況，便于后續的面板數據分析。

從表4中可以得知，部分公司的績效指標p為負，這一方面是由于因子分析對財務數據無量綱化帶來的，另一方面也是因為公司績效指標是由公司超出行業平均水平的部分綜合而來的，而且p值體現的是公司績效指標的變動，p小于0說明公司的業績處于下滑狀態，并不代表公司業績為負。從表中可知，△cr3、△cr5、△h3和Ah5均值均為負，說明創業板上市公司的股權集中程度處于不斷減小的過程，驗證了假設一。

在回歸分析前，先對各個變量進行單位根檢驗，以確定是平穩時間序列，保證回歸分析中不存在偽回歸。然后通過Hausman檢驗來找出適合樣本數據的效應模型，進而進行回歸分析。結果均通過了顯著性檢驗。

*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平下通過顯著性檢

從表5中可以看出，△cr3、△cr5、△h3和△h5回歸系數均為負，且△cr3、△h3和△h5均通過了1%的顯著性檢驗，但△h5的回歸系數略小于△h3，△z指數回歸系數絕對值極小，且未通過顯著性檢驗。這說明：一是，當前三大股東持股比例有所下降時，上市公司的績效水平會上升，且實際情況中下降幅度越大，公司績效提升越高；二是，第二和第三大股東話語權的增強，會顯著改善公司業績，提高公司經營效率；三是股權分散于第四、第五大股東所帶來公司績效的提升沒有第二、第三大股東效果好。四是，股權制衡未能發揮預料中的作用。

結合股權結構的相關理論和創業板第一大股東主要為自然人的事實，本人認為，由于創業板公司多數是由自然人創立而來，前幾大股東之間可能存在著較強的關聯性，他們不僅可以通過合謀消除相互間的制衡，還可以通過股權占比高的優勢對經理層施壓，干預公司的經營決策，出現因公謀私的情況，侵害小股東和公司的利益，對公司的經營發展造成負面影響。而第二和第三大股東持股比例的提高，使得他們主動參與公司管理的激勵增強，能夠提高公司管理效率，改善公司經營，同時與第一大股東存在制衡效應。但股權在前五大股東手中過于分散，可能會造成股東層面摩擦成本的提高，影響公司經營，從而降低公司績效。這與本文的假設二是一致的，但否定了假設三。

主要結論分析和啟示

通過描述性統計分析，我們可以發現，△cr3和△cr5等解釋變量的均值均為負值，這說明創業板上市公司的股權結構不斷變化，股權集中度處于不斷下降的狀態，這主要是由于創業板上市公司不斷增資擴股，以及大股東減持造成的。而面板數據回歸分析的結果，說明創業板上市公司的股權集中度的變動與公司績效變動呈現負相關，股權制衡度的變動與公司績效變動之間不存在關聯關系。即在創業板市場，較為集中的股權分布結構并不能成為促進公司業績發展的動因，究其原因，主要在于主板市場由于歷史原因國有持股和法人持股較多，他們的存在有利于公司管理和經營。而創業板上市公司的大股東多為自然人，在信息收集、決策制定、公司治理等方面有較大劣勢，且家族控股情況比較多見，大股東之間存在親屬或朋友等關聯關系。所以，創業板集中的股權結構對公司經營業績的提升助力較弱，加之自然人股東在盜取公司資源謀求私利時更易操作，因此，創業板上市公司的股權集中度越高對公司業績的負面影響越大，股權制衡在創業板市場不能有效地發揮其作用。

本文經驗結論的啟示是政府監管部門應該完善相關法律法規，加強對創業板的監督管理，建立和健全相關的法律法規，促進創業板市場公司治理的規范化，同時促進創業板上市公司股權的分散化，加強對控股股東的制約和監督，有效限制和約束控股股東的權力，以此來維護整個市場的平穩發展。