摘要：本文構建了股權結構、市場結構和企業(yè)價值模型，分析十年橫截面數(shù)據(jù)，證實了我國壟斷和競爭兩極并存、國有企業(yè)向資源產(chǎn)業(yè)集中的市場結構特征；得出資源產(chǎn)業(yè)的企業(yè)價值十年來迅速增加，并超過消費產(chǎn)業(yè)；發(fā)現(xiàn)股權和企業(yè)價值存在理論上的倒U型曲線，但資源產(chǎn)業(yè)的股權結構超過理論上的最優(yōu)企業(yè)價值股權區(qū)間，而消費產(chǎn)業(yè)的股權結構低于最優(yōu)企業(yè)價值區(qū)間，市場結構對企業(yè)價值存在負影響。本文政策建議是：政府降低對資源產(chǎn)業(yè)的壟斷程度同時引入競爭機制、加強對消費產(chǎn)業(yè)的監(jiān)管時增加集中度，促使我國的市場結構由壟斷與競爭兩極并存格局向壟斷競爭市場結構轉化，為技術創(chuàng)新提供最佳的產(chǎn)業(yè)組織形式。

關鍵詞：企業(yè)價值；壟斷資源產(chǎn)業(yè)；競爭消費產(chǎn)業(yè)；產(chǎn)權結構；市場結構

中圖分類號：F062.9

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2008（05）-0009-06

一、 研究背景與問題提出

隨著我國經(jīng)濟的高速發(fā)展，計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉變的逐漸深入，一些深層次的矛盾也凸顯出來了，例如：產(chǎn)業(yè)組織分化、產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡和產(chǎn)業(yè)結構的不合理。這些問題集中體現(xiàn)為資源產(chǎn)業(yè)和消費產(chǎn)業(yè)代表的上游和下游產(chǎn)業(yè)的巨大差異，即企業(yè)價值的差異。

對企業(yè)價值研究較早的是1952年戴維-杜蘭特的“企業(yè)負債及權益資金成本、趨勢和計量問題”一文，他從公司的融資組合的角度分析企業(yè)整體價值。1976年，EnsenMecking從企業(yè)的資本結構的角度研究其對企業(yè)價值的的影響^［1］ 。ShleiferVishny認為公司價值取決于內部股東所占公司股份的比例，還發(fā)現(xiàn)企業(yè)的價值與股權結構具有正相關性; MM理論是對企業(yè)價值理論作出了顯著貢獻，論文從沒有所得稅，考慮所得稅和考慮個人

所得稅的情況下資本結構對企業(yè)價值的影響^［2］。

在國內，朱武祥、宋勇以家電行業(yè)20家上市公司為樣本，分析股權結構與企業(yè)價值的相關性。結果表明，在競爭比較激烈的家電行業(yè)，股權結構與企業(yè)價值并無顯著相關關系^［3］ 。孫永祥、黃祖輝采用國內上市公司數(shù)據(jù)，研究國內上市公司的股權結構和企業(yè)績效發(fā)現(xiàn)，隨著公司第一大股東股權比例的上升，Tobin’Q值先是上升，當?shù)谝淮蠊蓶|的股權比例超過50%以后Tobin’Q值開始下降^［4］ 。陳曉、單鑫從資本結構的角度研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司價值和企業(yè)的資本結構是正相關的^［5］ 。程惠芳、幸勇以中國科技型上市公司為樣本，對1994-2001年期間中國科技型上市公司資本結構、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)成長性的關系進行回歸分析，表明中國科技型上市公司規(guī)模變化與企業(yè)成長性之間存在著顯著的正相關關系，中國科技型上市公司資本結構和企業(yè)成長性之間也存在著較顯著的正相關關系^［6］ 。徐向藝等以深滬兩市101家上市公司為樣本，分行業(yè)競爭環(huán)境強弱進行研究，發(fā)現(xiàn):行業(yè)競爭環(huán)境強的上市公司其治理績效與法人股比例呈三次函數(shù)關系，與流通股比例無顯著的相關關系;行業(yè)競爭環(huán)境弱的上市公司其治理績效與國有股、法人股比例呈三次函數(shù)關系，與流通股比例無顯著相關關系^［7］ 。

本文對企業(yè)價值研究試圖采用一種新的視角：首先，根據(jù)中國從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉軌過程中形成的兩極并存的產(chǎn)業(yè)組織結構：一極是壟斷程度很高的國有企業(yè)，主要壟斷上游資源產(chǎn)業(yè)；一極是過渡競爭的下游消費品產(chǎn)業(yè)，民營企業(yè)云集。論文對這兩類產(chǎn)業(yè)的企業(yè)產(chǎn)權結構，市場結構與企業(yè)價值作了比較，進而研究1997～2006年兩類產(chǎn)業(yè)產(chǎn)權結構變動對企業(yè)價值提升的影響；其二，由于我國資本市場成立時間不長，投機風氣較濃，股票價格并不能完全反映企業(yè)價值的變化，造成了資本市場的有效性不足，故本文沒有采用托賓值，而選用綜合指標回歸企業(yè)價值，這更能如實反映企業(yè)的真實業(yè)績。

二、 理論借鑒與假設提出

約瑟夫—熊彼特在《經(jīng)濟發(fā)展理論》一書中提出創(chuàng)新是經(jīng)濟增長和發(fā)展的“主發(fā)動機”，他在研究創(chuàng)新的制度條件時發(fā)現(xiàn)馬歇爾均衡價格理論的兩大局限：其一，經(jīng)濟達到馬歇爾理想的均衡狀態(tài)時，市場價格與平均成本的最低點相切，企業(yè)沒有超額利潤；其二：經(jīng)濟達于均衡時，企業(yè)沒有剩余價值的積累，只能維持簡單再生產(chǎn)，也就沒有發(fā)展。這亮點決定了企業(yè)沒有能力進行創(chuàng)新活動。熊彼特發(fā)現(xiàn)壟斷與競爭并存是企業(yè)創(chuàng)新的最佳制度條件。原因有三：1.壟斷利潤成為創(chuàng)新的乳汁。創(chuàng)新者獲得超額利潤實際上是社會給革新者的獎金，要是不能給大企業(yè)帶來利潤，創(chuàng)新行為就不會出現(xiàn)，大規(guī)模生產(chǎn)也無法形成，即壟斷利潤是一種刺激創(chuàng)新的功能型報酬。2.壟斷成為創(chuàng)新的保護神。3.壟斷與創(chuàng)新并存使企業(yè)具有創(chuàng)新的動力和壓力。完全競爭的市場中，企業(yè)處于簡單再生產(chǎn)的狀態(tài)，缺乏新設備投入和新產(chǎn)品的試制資金，而完全壟斷雖然具有創(chuàng)新的條件，卻缺乏創(chuàng)新的壓力。只有二者并存，才會出現(xiàn)技術創(chuàng)新的高速發(fā)展^［8］ 。

改革開放三十年，我國逐漸從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉變。企業(yè)也從計劃經(jīng)濟中的高度壟斷逐漸接近市場化。但是，并不是所有的產(chǎn)業(yè)同步向市場化轉變。現(xiàn)在，我國資源型產(chǎn)業(yè)仍由國家壟斷，盡管實行了股權分置改革，但國家仍然處于絕對控股地位；相反，我國政策一直推進下游產(chǎn)業(yè)市場化，經(jīng)過三十年的改革開放，下游產(chǎn)業(yè)商家林立，競爭充分，基本處于完全競爭狀態(tài)。因此，本文給出了兩個經(jīng)驗性假設：

假設1：中國具有壟斷和競爭兩極并存的市場結構特征

假設2：國有企業(yè)向資源產(chǎn)業(yè)集中。

企業(yè)價值就是企業(yè)總的資產(chǎn)的價值，對其的衡量，有兩種不同然而非?；镜亩攘糠椒ǎ阂环N是會計上度量的賬面價值，一種是金融/財務上度量的市場價值。會計上的賬面價值是度量企業(yè)過去的資產(chǎn)價值，一般不作為研究；另外一種是金融/財務上度量的市場價值，大部分研究者選用托賓Q值去度量它。但是，由于我國資本市場成立時間不長，投機風氣極濃，因而資產(chǎn)價格并不能真實反映企業(yè)價值的變化，所以，本文采用統(tǒng)計學上的綜合指標來度量企業(yè)價值，剔除資產(chǎn)價格的虛假變動。

MM理論研究資本結構和企業(yè)價值之間的關系，得出三個重要理論：1．資本結構與資本成本和企業(yè)價值無關。2.資本結構與企業(yè)價值無關。3.如果籌資決策與投資決策分離，那么公司的股利政策與企業(yè)價值無關。MM理論認為，企業(yè)價值完全由公司資產(chǎn)的獲利能力或投資組合決定^［2］。

根據(jù)MM理論對企業(yè)價值由資產(chǎn)的獲利能力決定，由于我國上游資源產(chǎn)業(yè)中企業(yè)數(shù)量少并且都是國有企業(yè)，國家控股高，壟斷程度比較高，企業(yè)借由其壟斷地位獲取高額壟斷利潤；而我國下游產(chǎn)業(yè)，企業(yè)數(shù)量多，國家控股少，競爭比較充分，企業(yè)獲利少；因此，本文給出：

假設3：國有壟斷性資源產(chǎn)業(yè)的企業(yè)價值要高于競爭性消費產(chǎn)業(yè)的企業(yè)價值。

McConnell和Servaes認為公司價值是公司股權結構的函數(shù)，即Q值與公司內部股東所擁有的股權之間具有曲線關系。當內部股東所擁有的股權從0開始增加時，曲線向上傾斜，至這一股權比例達到40%-50%之間時，曲線開始向下傾斜^［9］。根據(jù)理論，本文給出：

理論假設4：股權結構與企業(yè)價值也存在倒U型的曲線關系。

對于以上4個經(jīng)驗性假設，有待作進一步的實證檢驗。

三、分析思路和實證模型

（一）指標說明

本文運用的壟斷產(chǎn)業(yè)和競爭產(chǎn)業(yè)是根據(jù)產(chǎn)業(yè)內的競爭程度和企業(yè)數(shù)量來劃分的。資源的定義是根據(jù)中國經(jīng)濟改革研究基金會，中國經(jīng)濟體制改革研究會聯(lián)合專家組的規(guī)定選取的。由于電力的價格是國家定價，所以剔除電力行業(yè)，選取煤炭石油、供水供氣、有色金屬和鋼鐵共四個行業(yè)代表國有壟斷性上游資源產(chǎn)業(yè)。下游消費產(chǎn)業(yè)主要選取了與我們生活息息相關的計算機，電子信息，電器，紡織和機械五個行業(yè)。

（二）實證分析：

假設1：中國存在壟斷和競爭兩極并存的市場結構

本文采用國際上通行的衡量產(chǎn)業(yè)組織壟斷程度的經(jīng)濟指標CR4和HHI，其公式為：

CR4=∑4[]i=1Xi/∑N[]i=1Xi（1）

CR4代表某個行業(yè)規(guī)模最大的前4家企業(yè)的市場集中度，Xi代表該產(chǎn)業(yè)規(guī)模最大的第i位企業(yè)的銷售額，∑4[]i=1Xi代表產(chǎn)業(yè)內規(guī)模最大的前n家企業(yè)的銷售額，n代表X產(chǎn)業(yè)內企業(yè)數(shù)，∑n[]i=1代表該產(chǎn)業(yè)的全部銷售額。

HHI=∑n[]i=1(Xi[]X×100)2（2）

HHI指標是反映市場集中的綜合指標，n是行業(yè)內的企業(yè)的數(shù)目，Xi是i企業(yè)的規(guī)模，X是市場的總規(guī)模。

本文搜集9個行業(yè)十年的數(shù)據(jù)，利用主營業(yè)收入來計算CR4和HHI，結果如表1：

從表1中得出：供水供氣行業(yè)的CR4分別為0.71，0.66，0.7，而其HHI十年來一直在1800以上，根據(jù)貝恩對產(chǎn)業(yè)集中度的分類，供水供氣行業(yè)處于高度集中寡占市場，且十年來維持在此市場集中；鋼鐵，煤炭石油和有色金屬三個行業(yè)的CR4都在0.4以上，HHI指標在1000左右，略有下降，說明這三個行業(yè)一直在中上集中寡占型市場結構和中下集中寡占型市場結構中波動，且更多向中上集中寡占型市場結構靠近。紡織、電子信息、電器、機械和計算機五個消費行業(yè)則出現(xiàn)了不同的發(fā)展趨勢。紡織行業(yè)的CR4分別為0.17，0.3和0.23，HHI從1997年的536降至2006年的357，說明其是完全競爭的市場，而競爭程度不斷加大；電子信息的CR4分別為0.43，0.38和0.3，HHI從1997年的719降至2006年的413，說明其已從中下集中寡占市場發(fā)展為低集中寡占型市場；電器的CR4分別為0.65，0.60和0.52， HHI從1997年的1636降至2006年的831，說明其一直處于中上集中寡占市場，但其集中程度卻在不斷下降，已接近于中下集中市場；機械的CR4分別為0.37，0.32和0.34，HHI保持500左右，說明其處于低集中寡占市場；計算機的CR4分別為0.46，0.53和0.5，HHI保持500左右，說明其處于中上集中寡占市場。以上實證分析證明

假設2：國有企業(yè)向資源行業(yè)集中

新中國成立以來，我國一直處于高度集中的計劃經(jīng)濟中，工業(yè)由國有企業(yè)壟斷，幾乎不存在私人企業(yè)。但是，伴隨我國經(jīng)濟逐步向市場經(jīng)濟轉變，出現(xiàn)了各種企業(yè)組織形式。在這個轉變的過程中，國有企業(yè)退出，改組等，逐步放松對行業(yè)的壟斷。本文搜集上市公司9個板塊中的企業(yè)控股股東的變化，分析國有企業(yè)的變化以及集中，如下表：

從表2可以得出：資源產(chǎn)業(yè)-鋼鐵、煤炭石油、供水供氣和有色金屬，十年來，國有企業(yè)占同類上市企業(yè)數(shù)目的百分比在83%～100%區(qū)間波動，這說明國有企業(yè)對資源產(chǎn)業(yè)的控制并沒有放開，基本格局還是由國有企業(yè)控制；消費產(chǎn)業(yè)-紡織、電子信息、電器、機械和計算機的國有企業(yè)/企業(yè)數(shù)目比例在34%～74%區(qū)間波動，紡織，電器和計算機三個行業(yè)的國有企業(yè)/企業(yè)數(shù)目比例在44%以下，說明在這三個行業(yè)中，國有企業(yè)已經(jīng)不占主導位置；電子信息和機械的比例為67%和74%，說明國有企業(yè)在這兩個行業(yè)和企業(yè)形式幾乎達到平衡，由于電子信息行業(yè)是新興行業(yè)，對促進國家科技經(jīng)濟的發(fā)展有很大的幫助，所以國家在電子信息行業(yè)給與很大的支持，由于我國處于重工業(yè)化階段，機械行業(yè)的發(fā)展是重工業(yè)化的主要方面之一，國家給與了一定支持，但是十年來比例下降很快，說明國家逐步放松對這兩個行業(yè)的扶持。表2 國有企業(yè)數(shù)目的變化 []1997[]2000[]2006[]企業(yè)個數(shù)[]國有企業(yè)[]國有/企業(yè)（%） 年份[]鋼鐵[]供水供氣[]煤炭石油[]有色金屬[]紡織[]電子信息[]電器[]機械[]計算機[]1997[]65.59[]57.21[]55.13[]45.15[]44.64[]44.25[]48.57[]49.75[]41.28[]2006[]65.29[]50.39[]53.24[]52.35[]20.48[]28.21[]24.23[]30.65[]28.24[]

從表3得出：資源產(chǎn)業(yè)的國有股權十年來變化幅度較小，國有股完全控制了資源產(chǎn)業(yè)；競爭消費產(chǎn)業(yè)的國有股權十年來大幅度降低，國有股逐漸退出競爭消費行業(yè)。以上結論證明了我們提出的假設2成立。

假設3：國有壟斷性資源產(chǎn)業(yè)的企業(yè)價值要高于競爭性消費產(chǎn)業(yè)的企業(yè)價值。

1.財務指標選取

根據(jù)上市公司公布的年度財務報表，本文選取了代表企業(yè)盈利能力，償債能力，資產(chǎn)周轉能力，成長能力和每股財務指標五個方面共14個指標^{［10，11］}

(1)盈利能力：X1每股收益，X8經(jīng)營毛利率、X9資產(chǎn)利潤率、X10凈資產(chǎn)收益率，

(2)償債能力：X3速動比率 、X4股東權益、X5流動負債比率，X14資產(chǎn)負債率

(3)總資產(chǎn)周轉能力：X6應收帳款周轉率、X7總資產(chǎn)周轉率

(4)成長能力：X11主營收入增長率、X12總資產(chǎn)增長率、X13股東權益增長

(5)股票利潤：X2每股凈資產(chǎn)

2.數(shù)據(jù)選取和處理

本文選取1997年和2006年兩個年度截面數(shù)據(jù)，來源于新浪財經(jīng)，國泰君安。在數(shù)據(jù)處理過程中，剔除掉ST ，PT的公司，數(shù)據(jù)不全的公司和數(shù)據(jù)異常的公司，剩下248家，數(shù)據(jù)處理采用SPSS12.0。

3.采用因子分析方法獲取上市公司企業(yè)的價值排名

首先對數(shù)據(jù)進行標準化處理，消除數(shù)據(jù)的量綱化。然后對截面數(shù)據(jù)進行了KMO and Bartlett’s Test 檢驗，1997年和2006年數(shù)據(jù)KMO≥0.6，Bartlett's檢驗拒絕原假設，說明數(shù)據(jù)適合做因子分析。按照累計貢獻率大于75%、特征值大于1的標準提取公因子，計算因子得分，按照旋轉后的方差系數(shù)為權重和公因子得分計算每個公司的綜合得分。

1997年前十名中6家國有壟斷性資源產(chǎn)業(yè)企業(yè)上升到2006年前十名中的10家，而1997年中4家競爭性消費產(chǎn)業(yè)的企業(yè)下降到2006年前十名的0家；1997年后十名中3家國有壟斷性資源產(chǎn)業(yè)的企業(yè)下降到2006年的1家，而1997年后十名中7家競爭性消費產(chǎn)業(yè)的企業(yè)上升到2006年的9家。得出結論：壟斷性資源產(chǎn)業(yè)的企業(yè)價值要高于競爭性消費產(chǎn)業(yè)，并且其發(fā)展速度要快于競爭性消費產(chǎn)業(yè)。以上結論證實了理論假設3。

[]0.751964[]0.380128[]1.978190[]0.0502加權統(tǒng)計擬合度[]0.950850[]獨立變量期望[]0.288265調整的擬合度[]0.948802[]獨立變量方差[]2.013831回歸標準差[]0.455668[]AIC準則[]1.312342殘差平方和[]24.91596[]Schwarz準則[]1.447403對數(shù)似然值[]-76.67753[]F檢驗[]19.60068DW檢驗[]1.735385[]概率[]0.000000

假設4：時間序列段中，股權結構和企業(yè)價值之間存在倒U型曲線關系。

本文選取第一股東持股比例代表股權結構，選取實證三中的因子分析計算結果為企業(yè)價值，另外，在模型中加入市場結構因素，選取CR4代表市場結構，構造模型^［12］。

利用Eviews5.0對其進行了檢驗，由于樣本來自9個板塊，存在異方差性，選取W=1/X2為權數(shù)，用加權最小二乘法對其做了回歸，結果如下：

（1） 1997年

Y=6.12-8.21X+14.79X2（4）

（2）2000年

Y=-0.1+2.38X-2.78X2-0.21CR41-

0.13CR42-0.15CR43（5）

從方程（4）回歸結果得出：產(chǎn)業(yè)集中度對企業(yè)價值的影響不顯著，應該予以剔除， 對企業(yè)價值的影響顯著，通過了t-檢驗；方程的擬合度比較好，且F-檢驗也通過了，這說明，第一股東的持股比例對企業(yè)價值是顯著正方向的影響，是U型曲線。

從方程（5）回歸結果得出：由于CR44沒有通過t-檢驗，將其剔除。因為此模型是二次曲線，擬合優(yōu)度為0.55符合要求，其他變量對Y的影響顯著，F(xiàn)-檢驗結果顯著，說明這個模型比較適合樣本數(shù)據(jù)的。檢驗結果顯示，X和Y的關系符合McConnell和Servaes提出的倒U型曲線，且關于X=0.4281對稱，這與理論上的最優(yōu)股權區(qū)間40％－50％相符合。但是，根據(jù)表3的數(shù)據(jù)顯示：鋼鐵，供水供氣，煤炭石油和有色金屬的加權股權分別為65.29%，57.39%，53.24%，52.35%，說明國有壟斷資源產(chǎn)業(yè)的股權比例全部超過理論上的最優(yōu)企業(yè)價值區(qū)間；而紡織，電子信息，電器，機械和計算機的股權分別為20.48%，28.21%，24.23%，30.65%和28.24%，均落在最優(yōu)股權區(qū)間之外；回歸結果顯示CR4對Y是負影響，說明市場結構對企業(yè)價值存在負影響。

以上分析得出：2000年的回歸實證分析符合假設4，但1997年的回歸分析不符合假設4，這可能是因為在1997年，建國以來第一次出現(xiàn)的生產(chǎn)過剩對企業(yè)價值產(chǎn)生負面影響。

三、 結論與建議

實證分析證明了文章提出的4個假設：改革開放以來我國形成了國有壟斷產(chǎn)業(yè)和競爭消費產(chǎn)業(yè)兩極并存的市場結構特征，且國有壟斷產(chǎn)業(yè)的企業(yè)價值增長迅速，并遠遠超過競爭消費產(chǎn)業(yè)。國有企業(yè)在“有進有退”戰(zhàn)略指導下，逐漸從下游消費產(chǎn)業(yè)撤出，向上游資源產(chǎn)業(yè)集聚，資源行業(yè)80%以上為國有企業(yè)壟斷，不利于產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，政府應降低對資源產(chǎn)業(yè)的壟斷，增加其競爭程度；同時，下游消費產(chǎn)業(yè)存在過度競爭，且第一股東的持股比例遠低于最優(yōu)企業(yè)價值的股權區(qū)間，政府應加強對下游產(chǎn)業(yè)的監(jiān)管和指導，避免惡劣競爭，扶持盈利能力強，發(fā)展前景好的企業(yè)發(fā)展，使其向壟斷競爭性企業(yè)組織發(fā)展，為技術創(chuàng)新提供最佳的產(chǎn)業(yè)組織形式。

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