股權結構與財務績效的相關性研究

(西南科技大學經濟管理學院 四川 綿陽 621000)

國內對股權結構與財務績效的研究始于20世紀90年代，這同中國股市的建立密切相關。而國外早于20世紀30年代便開始涉足，主要基于委托代理理論。

一、股權結構與財務績效概念界定及相關理論

(一)股權結構概述。股權結構是指在公司總股本中，不同屬性、數量的股東持股比例及相互的關系。從不同的角度看股權結構，可將其劃分為兩個方面。一是股權集中度，即第一大或前幾大股東持股比例；二是股權屬性，即股權持有者的身份。

(二)財務績效概述。財務績效是公司經營業績的重要體現。傳統財務績效評價以盈利能力、營運能力、償債能力為主。隨著評價體系不斷完善，進一步加入了發展能力、獲取現金能力。鑒于傳統財務績效指標的固有局限，現代績效評價又引入了一些新興指標和方法，如經濟增加值、市場增加值以及綜合考慮財務信息與非財務信息等。

(三)相關理論基礎。1.產權理論。產權理論是指公司內部產權結構的安排，一定程度上決定了公司的治理結構，但不能簡單視為權利對等的資源配置組織形式。合理、有效的產權制度必須明晰產權主體、保持流動性。2.委托代理理論。委托代理理論以委托人與代理人的目標沖突為假設，在公司治理中即體現為兩類問題，一是經營者對所有者的內部人控制，二是大股東對小股東的隧道挖掘。

二、股權結構與財務績效文獻評述

對股權屬性、股權集中度與財務績效的相關文獻進行梳理發現，學術界尚未達成共識。股權屬性方面：一些學者認為國有股比例越大，公司越能利用政治手段獲取稀缺資源、享受政策優惠，因而有利于提高財務績效。而另一些學者則認為國有股存在內部人控制、所有者缺位的固有局限，會對財務績效產生負面效應。法人股的結論差異在于機構投資者所處的發展階段、是否剔除國有法人股等。社會公眾股比例高，一方面代表公司股權融資能力強、有充裕的資金來源，另一方面表明公司股權過度分散，因而對財務績效產生不同作用。股權集中度方面：第一大股東對績效的影響隨著屬性、行業的不同而變化。譬如在公共事業、國防安全等領域，國有控股比例越大，越有利于統籌安排。而在競爭性行業，國有股與財務績效負相關，法人股與財務績效正相關。為此，本文通過更新數據、優化指標，對股權結構與財務績效的關系作進一步研究。

三、股權結構與財務績效研究假設

(一)研究假設。國有股以國有資產管理部門為代理人，在缺乏有效監督和信息不對等的情形下，掌握實際控制權的代理人往往會謀取私利、背離股東利益，從而降低財務績效。但是，國有股比例越高，公司能夠享受到更多的稀缺資源、政策扶持和優惠，更好地順應經濟形勢、掌握政策動向。

H1：國有股比例與財務績效顯著正相關。法人股主體明確、權屬清晰，持股相對集中。同時相比散戶，法人股秉承價值投資理念，會積極參與公司治理和監督，擁有更專業的人才和更科學的管理。

H2：法人股比例與財務績效顯著正相關。社會公眾股是指上市公司采用募集設立方式向社會公眾募集的股份。其持股動機往往是短線交易、買賣價差，換手率高且投機性強。社會公眾股通常僅關心股價漲跌，加上持股比例低和搭便車心理，沒有足夠的動力去參與公司治理。

H3：社會公眾股比例與財務績效顯著負相關。代理問題會增加成本，從而降低財務績效。而當公司有多個相對控股股東時，會形成一定的權力制衡、相互約束，既不會過度分散形成內部人控制，也不會過度集中出現隧道挖掘現象。H4：股權集中度與財務績效呈倒U型關系。H4具體結論需進行曲線估計，本文僅通過多元回歸對部分變量作簡要分析。

(二)樣本選擇

本文以滬、深兩市A股主板上市公司為研究對象，從每個地區獨立、隨機抽取樣本。樣本期間為2016年至2018年，剔除缺失值以及ST、*ST、金融類公司后，最終得到1221個樣本觀測值、共計407家上市公司。

(三)變量定義。1.被解釋變量。凈資產收益率是常用指標，但由于證監會對該指標在上市公司配股、增發、發行可轉債等方面有硬性要求，所以上市公司為了保住配股、增發的資格以及滿足發債條件等，可能進行盈余管理。故本文采用扣除非經常性損益后攤薄的凈資產收益率(ROEcut)作為衡量財務績效的指標。2.解釋變量。本文以國有股比例(SSP)、法人股比例(LSP)和社會公眾股比例(CSP)衡量股權屬性，以第一大股東持股比例(CR1)、前五大股東持股比例(CR5)、赫芬達爾指數(H5)、股權制衡度(Z)衡量股權集中度。3.控制變量。財務績效不僅會受到股權結構的影響，還會受到公司規模、財務杠桿等影響，本文進一步加入公司規模、資產負債率作為控制變量避免干擾。限于篇幅，具體變量定義表省略。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計。本文對所有變量的均值、最大值、最小值和標準差進行描述性統計，從而觀察樣本分布的基本情況。由表1知變量標準差均偏大，說明上市公司股權結構上有較大差異。前五大股東持股比例均值為53.5%，表明持股相對集中。第一大股東持股比例均值為36.2%，說明其具有絕對控制優勢。H5指數均值為0.170，同樣表明控制權歸屬前五大股東。Z指數均值為10.21，可以發現股東間缺乏相互制衡、約束的能力。

表1 描述性統計

(二)回歸分析

1.模型設計。本文以扣除非經常性損益后攤薄的凈資產收益率為因變量，以國有股比例、法人股比例、社會公眾股比例、第一大股東持股比例、前五大股東持股比例、赫芬達爾指數和股權制衡度為自變量，并進一步加入公司規模、資產負債率作為控制變量。構建回歸方程如下：

(其中，β0為常數項，Xi代表解釋變量及控制變量，βi代表其回歸系數，ε為誤差項)

從描述性統計發現，扣除非經常性損失后攤薄的凈資產收益率波動較大，如果直接進行分析會影響研究結果的有效性。因此本文將其化為二分類虛擬變量，即當ROE>0取1，當ROE≤0取0。此時，因變量符合二元logistic回歸分析的前提。

2.回歸結果及分析。表2為變量關聯強度檢驗結果。其中Cox & Snell R方與Nagelkerke R方的值分別是0.105、0.164，說明該二元Logit模型具有一定的統計學意義。

表2 模型匯總

表3為擬合優度檢驗結果。在Hosmer和Lemeshow檢驗中，與其他假設檢驗不同，以P值>0.05為標準，且值越大擬合度越好。由表可知，該模型P值=0.055，表明該二元選擇Logit模型的整體擬合度可接受。

表3 Hosmer和Lemeshow檢驗

表4為回歸估計結果。其中國有股比例回歸系數為0.243，在1%的水平上顯著,故國有股比例與財務績效顯著正相關，故假設1成立。法人股比例回歸系數為0.213，在1%的水平上顯著，故法人股比例與財務績效顯著正相關，故假設2成立。由于同時引入國有股、法人股、社會公眾股比例會產生多重共線性，本文剔除法人股另行回歸。社會公眾股回歸系數為-0.213，在1%的水平上顯著，故假設3成立。

第一大股東、前五大股東比例均不顯著，呈弱正相關。Z指數回歸系數為-0.212，在1%的水平上顯著，說明適度的股權制衡，即擁有相對控股的多個大股東，有助于提升財務績效，故假設4成立。

表4 回歸估計結果

五、結論

通過上述實證分析，本文得出如下結論。股權屬性方面，國有股比例與財務績效顯著正相關，法人股比例與財務績效顯著正相關，社會公眾股比例與財務績效顯著負相關。股權集中度方面，第一大股東、前五大股東比例與財務績效弱正相關，Z指標與財務績效顯著負相關。根據結論，本文對優化上市公司股權結構提出如下建議：(1)完善國有股代理機制，緩解所有者缺位問題，充分發揮國有股正向效應；(2)大力發展機構投資者，從而改善投資者結構、穩定市場和提升公司財務績效；(3)促使第一大股東持股比例保持在合理范圍內，形成制衡、彼此約束的良性互動式股權結構，以期尋找最佳績效點。