股權結構對公司績效影響的實證分析

賀蒙?李宛駿

本文以房地產行業110家上市公司作為研究對象，以2006年到2016年為觀測期間，對股權結構對公司績效的影響進行實證研究。用主成分分析法將反映企業盈利能力、增長能力、營運能力、償債能力的17個指標計算得到一個衡量企業綜合能力的指標，用這個指標作為被解釋變量，以衡量股權集中度、股權制衡度、股權性質的指標作為解釋變量建立模型進行面板數據的回歸分析。結果發現：股權集中度與公司業績正向相關;股權制衡度與公司業績關系不顯著;法人股比例與公司業績正向相關，國有股比例與流通股比例對公司績效的影響均不顯著。本文據此提出應適當增大股權集中度、法人股比例的建議。

一、引言

2005年我國公司治理領域發生重大變革—實行股權分置改革，此次改革引起的波瀾延續至今。其目的是增強上市公司股份的流通性，降低國有股比例，從而引進市場化的激勵和約束機制，完善公司的治理結構。目前，我國公司股權結構現狀基本符合最初改革時的設想，即二級市場股份流通性大大提高，國有股比例也已降至極低的水平。股權結構于公司業績、國家經濟發展的意義也可從這次改革的實施力度及時間跨度中一窺端倪。全世界范圍來看，我國房地產市場形成時間較晚，至今僅有二三十年的時間，但作為后起之秀，其發展日新月異，市場活躍度及影響力逼近發達國家水平。2012年至2016年期間，我國房地產行業生產總值占GDP的比重一度保持在5%以上，且連年上升，至2016年已高達6.5%的水平。就房地產行業本身而言，資本密集度高，周期長，風險較高;就與其他行業的關系而言，房地產行業在一個國家的所有產業中可謂牽一發而動全身，尤其對金融行業的影響十分復雜。但是，在高度發展的盛況之下以及頗具影響力的背后，房地產行業卻廣受詬病。如房價遠遠超過房子本身的價值，供給與需求嚴重不匹配，不同城市間市場發展嚴重失衡。房地產行業的上市公司業績也不盡如人意，絕對值水平不算高，波動幅度太大。要想從根本上消除房地產行業對社會造成的不良效應以及避免對國民經濟帶來的損失，僅僅依靠政府出臺相關政策大多時候治標不治本，終究無濟于事，各個公司應主動采取措施改善公司業績。本文聚焦房地產市場中的上市企業，然后著重探討股權結構（股權集中度、制衡度、性質）與綜合能力的關系十分必要。

二、文獻綜述

研究股權結構對企業績效影響的文獻數不勝數，但是由于變量選擇、樣本數據選擇、模型設定等的差異性，前人研究的結論多種多樣。關于股權集中度與公司績效的研究：國外學者如Demsetz和Lehn（1985）搜集了500多家美國企業1980年的截面數據，以會計利潤率量化企業綜合能力，最后證明了兩者之間相關性并不是很強。國內學者得到類似結論的有任麗霞（2003）等。但Shleifer和Vishny（1986）研究得到以下結論：股權越集中，越能夠減少“搭便車”現象出現的可能性，公司表現越好。而國外學者Morck等（1988）研究了全球五百強企業，指出經營者持有股份數量與經營績效之間為非線性關系。國內學者孫永祥和黃祖輝（1999）考察我國上市的約500家企業，發現兩者為倒U型關系。關于股權制衡度與公司績效：陳德萍和陳永圣（2011）指出如果大股東之間形成抗衡，可以很好地監督彼此，有助于提升企業的綜合能力。關于股權性質與公司績效，Xu和Wang（1999）研究發現：法人股、國家股、流通股比例與公司績效的關系分別為正相關、負相關、不相關。嚴若森（2009）對中國信息技術行業進行研究，以ROE與市凈率作為被解釋變量，研究結果表明，國有股比重對公司績效有反向作用，流通A股比重對CP不產生顯著影響。

三、研究假設

股權集中度對于企業績效的影響機制比較復雜。本文著重探討Top1（第一大股東持股比例，下同）對經營業績的影響。Top1較高時，對企業表現有正向的促進作用：第一，大股東利益與公司業績息息相關，迫使大股東對公司盡職盡責監督管理者盡全力將公司運營好。第二，在做出重大決策時可以提高效率，降低決策成本，使得公司反應更加迅速。第三，在股權分散的情況下，各股東可能因經營理念、戰略目標等的不同而造成公司在經營管理過程中搖擺不定，從而在市場上占據不了穩定的位置。Top1較高也可能對公司業績有負向的抑制作用：第一，當第一大股東絕對控股時，公司經營者一般是其本身或與其有著密切聯系的人，這樣即使存在外部經理市場，其被罷免的幾率也很小，也就沒有足夠的壓力好好管理公司。第二，第一大股東可能在職權之便的誘導下，為了自身受益更大而完全無視小股東本該享受的權利。這兩種作用效果究竟哪種更強還有待考量，但比較國內外學者的研究結果之后，本文初步假設H1：

Top1與公司業績正向相關。

國內外學者對股權制衡度對企業表現的影響的觀點較為一致，即正向相關。當股權制衡度較高時，第一，降低大股東為了謀取私利而損害其他股東利益的現象發生的可能性。第二，不會因一股獨大而造成公司經營決策全憑一人意志決定。由股東集體智慧共同決策，思慮更加周全。本文假設：

H2： Z指數與公司業績負向相關。

國有股對企業績效有兩方面的影響效果。一是負向的抑制作用：第一，國有股的所有者應是全體人民，而政府才是代理人，在所有者缺位的情況下，不存在有效的機制促使政府積極有效地經營管理公司。第二，含國有股的公司行政色彩濃重，公司經營目標有可能不是企業價值最大化，而是服務于國家政策的實施。二是正向的促進作用：第一，含國有股的公司往往可以有效獲取和解讀國家政策等相關信息，可享受到低稅率的優惠政策。第二，含國有股的公司有政府信用作支撐，在市場交易過程中更易與其他企業建立良好的合作關系，也更易于開發新的項目。這兩種作用孰強孰弱不能一概而論。由于房地產行業通常一個項目的完成就能為企業帶來很大效益，而一般公司更愿意選擇信用高的企業來完成房地產的開發、經營與管理。因此，本文假設：

H3：國有股比例與企業績效正相關。

法人股對企業綜合表現有著明顯的正向促進作用。原因如下：第一，法人股所有者一般期望取得長期投資收益而不是投機收益，因此，除了關注股票價格漲跌外，還更關注著企業的經營管理情況，即企業的長期盈利能力。第二，法人股所有者在做出經營決策時是以企業價值最大化為目標的，而不必像國有股所有者那樣顧忌社會效益。第三，法人股所有者相對個人而言往往具有更加專業的管理方法，能幫助企業更良好地運營。所以，本文假設：

H4：法人股比例與企業績效正相關

隨著股權分置改革的貫徹實施，基本所有類型的股份均可以自由流通轉讓。一方面，股份的自由流通轉讓意味著在市場機制下，資源能夠得到有效配置，迫使企業提高自身經營效率。另一方面，國有股與法人股對經營業績有著一定的促進作用，那么國有股與法人股在流通轉讓后可能轉化為社會公眾股，削弱了這種促進作用。這兩者作用效果的強弱關系可能因行業特征而不同。本文初步假設：

H5：流通股與公司業績負相關。

四、研究設計

本文共選擇110家企業作為研究對象。在選擇樣本時，遵循以下原則：觀測期間：2006—2016年。本文所獲取數據來源于銳思數據庫。本文運用主成分分析法將代表企業盈利能力、成長能力、營運能力、償債能力的17項會計類指標轉化為一個關于企業績效的綜合指標，并用這個指標作為被解釋變量。解釋變量包括：第一大股東持股比例（T1）及其平方（H1）、代表股權制衡度的Z指數（Z）、股權性質（國有股比例SSP、法人股比例LPSP、流通股比例TSP）。控制變量包括：資產負債率DAR、凈利潤增長率NIGR、總資產的對數LnTA。模型設計如下：

五、實證結果與分析

在進行正式的主成分分析之前，先要進行可行性檢驗—KMO檢驗及Bartlett球型檢驗，檢驗變量之間是否具有足夠強的相關性而適合采用主成分分析法。經檢驗，KMO值為0.58，接近0.6。 Bartlett球型檢驗中，P值為0，拒絕H0：不同變量間的相關系數均為0，故說明這17個變量可以實施因子分析。在通過SPSS進行構造因子變量、旋轉因子載荷矩陣等步驟之后，根據因子方差貢獻表，以每個因子的方差貢獻占累計方差貢獻的比例作為權重計算綜合業績Y。在進行正式的回歸之前，需進行比較，以確定應該選用哪種模型。可供選擇的模型有：固定效應模型、隨機效應模型、混合OLS，通過F檢驗、BP檢驗、Hausman檢驗，經檢驗，模型1-3應選用FEM，而模型4應選用REM。

在模型1中，T1的系數為正，且在5%的水平上顯著。這表明，T1與企業綜合業績Y為正相關關系。為了進一步驗證T1與經營業績是否為曲線關系，在模型2中引入T1的二次方項H1，發現連同T1的系數也一起變得不顯著，兩者之間疑似存在多重共線性。于是用T1對H1進行回歸，發現R2達到了95%，印證了猜想。為了解決多重共線性問題，對T1進行標準化，即令sdT1 =（T1-T1的均值）/T1的標準差，以sdT1、sdT12作為新的解釋變量再次進行回歸，發現sdT1的系數為正且顯著，sdT12的系數雖為負，但不顯著。于是，否定股權集中度與企業綜合能力之間為倒U型關系的猜想。模型1、模型2的回歸結果驗證了假設H1。在模型3中，Z的系數為負，但并不顯著。雖然經濟意義上與假設H2相同，即股權制衡度與企業綜合能力正向相關，但是統計意義上并不顯著。筆者猜想可能有以下原因：第一，變量之間關系本身不顯著。股權制衡度與企業績效確實正向相關，只是這種關系并不顯著。尤其本文選用的是一個十分綜合的指標作為被解釋變量，反映了公司各方面的能力。即可能股權制衡度對企業某方面的能力有促進作用，但單獨改變股權制衡度這一項指標，無法使公司綜合能力得到顯著提升。第二，指標選擇的問題。Z指數僅代表第一大股東與第二大股東之間的制衡關系，而實際中可能多為第一大股東與剩余幾位大股東之間相互制約。第三，樣本選擇問題。國內外學者在研究股權制衡度與公司業績之間的關系時，大多選用多個行業，樣本數據較為龐大。而一般而言，樣本容量越大，估計值的標準誤越小，該系數的統計顯著性就越高。本文可能因為樣本數據不夠多，使得統計顯著性不高。在模型4中，SSP、LSP、TSP的系數分為為正、正、負，但只有LSP的系數統計顯著性高，即法人股比例與企業綜合能力正向相關，驗證了假設H4。雖然，SSP、TSP的統計顯著性不高，但也與猜想相同，國有股比例、流通股比例對公司業績的影響本就有兩方面相反的作用，這兩種作用的強弱關系在房地產行業沒有明顯差異。為了進行穩健性檢驗，以模型1-3，以及以SSP、LPSP、TSP為解釋變量的固定效應為基準，加入時間固定效應，進行雙向固定效應模型，估計結果如下表所示，變量系數的正負號、顯著性水平全部沒有改變。由于篇幅限制，不再展示控制變量及穩健性檢驗的結果。

六、結論與建議

本文考察了房地產行業110家公司2006—2016年的觀測數據，用主成分分析法得到的關于業績綜合指標作為被解釋變量，得到以下適用于房地產行業的結論與建議：（1）第一大股東持股比例與企業綜合能力正向相關。我國房地產行業上市企業仍應適度增大這一比例以提升企業績效。但是，提高的幅度不能過大，雖然引入了第一大股東持股比例的二次方項后，平方項的系數為負可是不顯著，可能是由于樣本數量過小，也有可能是由于將變量標準化并未完全解決多重共線性問題，所以當第一大股東持股比例上漲到一定水平后企業綜合能力會降低這一事件發生的概率也不一定為零。因此，本文建議適度提高第一大股東持股比例。（2）股權制衡度與企業綜合能力正向相關但統計顯著性不高。股東之間能較好制衡的企業有以下優勢：第一，群體決策思慮更加周全。第二，縮小大股東侵害其他股東利益事件發生的概率。所以，理論上，股權制衡度確實能幫助企業提升綜合能力。但是實證結果表明，股權制衡度雖然與企業綜合能力之間經濟意義上與假設相同，但是統計顯著性不高。因此建議可以將加大股權制衡度作為提升企業綜合能力的手段，但不能作為主要手段。（3）股權性質與企業綜合能力的關系錯綜復雜。其中，法人股比例與企業綜合能力有著明顯的正向相關關系。國有股比例、流通股比例對公司業績有兩方面相反的作用，在房地產行業這兩種作用強弱大小差異不大。因此，本文建議適度增大法人股比例來提升企業綜合能力。是否應提升國有股比例不能一概而論，要結合實際情況綜合考量各種因素。（作者單位：對外經濟貿易大學）