嚴若森

摘 要：本文以國有股比重、流通A股比重、第一大股東持股比重以及第一、第二大股東持股比重之比作為公司股權結構變量，以凈資產(chǎn)收益率與市凈率作為公司經(jīng)營績效變量，以中國信息技術行業(yè)的上市公司為樣本，對其股權結構與經(jīng)營績效關系進行了實證研究。該研究結果表明，國有股比重與上市公司的經(jīng)營績效負相關，流通A股比重及大股東治理與上市公司的經(jīng)營績效均無顯著相關性。本文的實證研究為中國上市公司實行國有股減持、股權結構多元化以及加強中小股東公司治理功能提供經(jīng)驗證據(jù)。

關鍵詞：上市公司；股權結構；經(jīng)營績效；公司治理；經(jīng)驗證據(jù)

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X(2009)06-0080-04

一、引 言

關于上市公司股權結構與經(jīng)營績效的關系這一公司治理主題，相關研究業(yè)已十分豐富。其中，Shleifer，A.& Vishny，R.的研究指出，股權集中型公司較股權分散型公司具有更好的盈利能力與市場表現(xiàn)［1］。Holderness，C.& Sheehan，D.的研究發(fā)現(xiàn)，擁有絕對控股股東的上市公司與股權充分分散的上市公司的業(yè)績并無顯著差異［2］。Mc Connell，J.& Servaes，H.則認為公司價值是公司股權結構的函數(shù)［3］。孫永祥和黃祖輝的研究表明，公司價值與公司第一大股東持股比重之間呈倒U型的曲線關系［4］。施東暉的研究發(fā)現(xiàn)，國有股比重、流通股比重與公司績效之間均無顯著相關性，法人股東在公司治理中的作用根據(jù)其持股水平而定［5］。陳小悅和徐曉東的研究表明，在外部投資者利益缺乏保護的情形下，流通股比重與公司業(yè)績負相關，第一大股東持股比重與公司業(yè)績正相關，國有股比重、法人股比重與公司業(yè)績之間均無顯著相關性［6］。徐曉東和陳小悅的研究進一步表明，第一大股東的所有權性質(zhì)不同，其股權結構與公司績效之間的關系亦不同，第一大股東為非國有股東的公司具有更高的市場價值與更強的盈利能力［7］。白重恩、劉俏、陸洲、宋敏和張俊喜的研究則得出，第一大股東持股比重與公司價值負相關［8］。胡潔、胡穎的研究表明，當國有股在持股比例較高與較低的區(qū)間時，公司業(yè)績較好，而流通股比重與公司業(yè)績之間呈U型的曲線關系，法人股則與公司績效不相關［9］。李善民、葉會的研究得出，股權結構與公司績效密切相關，國家終極控制在不同的產(chǎn)業(yè)對公司績效具有不同的影響［10］，等等。

很顯然，這一由來已久且論述豐富的主題研究至今亦未有達成一致性的結論，何以至此？筆者認為，成因主要在于與研究設計相關的四個方面：其一，研究假設及變量定義的差異直接決定了其研究目標的差異，進而決定了其研究結論導向的差異。其二，研究方法甚至分析工具的差異亦會對研究結論的穩(wěn)定性產(chǎn)生重要影響。其三，時間因素對實證結果具有顯著性影響，采用連續(xù)幾年的平行數(shù)據(jù)較之僅取一年的截面數(shù)據(jù)，前者研究結論的穩(wěn)定性會更高。其四，考察上市公司股權結構與經(jīng)營績效的關系時，即使是諸如經(jīng)濟發(fā)展階段、宏觀經(jīng)濟政策、市場經(jīng)營環(huán)境以及政府監(jiān)管力度等影響因素相同，樣本公司的行業(yè)差異亦會導致不同的研究結論。

有鑒于此，本文擬基于已有相關研究，通過新的研究設計，再析上市公司股權結構與經(jīng)營績效的關系，以期該主題研究的進一步深化。

二、研究設計

（一）研究假設

我們在此考察股權結構，一是考察股權的性質(zhì)，但考慮到國有股、流通股與法人股之間的共線性，此處不考慮法人股，并將國有法人股并入到國有股中加以考慮。二是考察各股東的持股比重及其構成狀況，旨在考察股權集中度。三是考察第一大股東的持股比重以及第一、第二大股東之間的持股差距。

國有股“一股獨大”嚴重影響了中國上市公司的經(jīng)營績效，但在中國漸進式的經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期，國有股完全退出不可能一蹴而就，而且，對中國轉(zhuǎn)制上市公司而言，保持一定比例的國有股，在短期內(nèi)甚至有可能有利于其發(fā)展。為此，我們提出本文的假設1：

假設1 國有股比重與公司經(jīng)營績效正相關。

流通A股是公開市場上十分活躍的一類股票，持有者純粹的謀利性決定了流通A股對公司價值具有相對較好的反映功能。此外，流通A股的持有者大多數(shù)是資金有限的散戶或小型機構投資者，他們承擔風險的能力相對較差，此即決定了其“敏銳性”與“投機性”，亦即，他們對股價波動密切關注，并基于“用腳投票”進行投機獲利，這種市場約束力量對公司代理人無疑具有一定的制約功能，從而有利于改善公司治理。為此我們提出假設2：

假設2 流通A股比重與公司經(jīng)營績效正相關。

在考察股權結構集中度與公司經(jīng)營績效的關系時，關于股權結構集中度的量化指標的選擇是分析問題的關鍵，但就股權結構集中度量化指標的有效性與穩(wěn)定性而言，目前尚缺乏比較權威的討論。基于既有結論不一的相關研究，我們提出本文的另外兩個假設：

假設3 第一大股東的持股比重與公司經(jīng)營績效正相關。

假設4 第一、第二大股東的持股比重之比與公司經(jīng)營績效正相關。

（二）變量定義

1.自變量

（1） NS指標，亦即國有股比重。本文NS指標指國有股及國有法人股在公司總股本中所占的比重。

（2） A指標，亦即流通A股比重。本文A指標指流通A股在公司總股本中所占的比重。

（3）CR指標，亦即第一大股東持股比重。本文選取樣本公司第一大股東所持股份的比重作為CR指標。

（4）Z指標，亦即公司第一大股東與第二大股東持股比重的比值，Z指標值越大，則第一大股東與第二大股東的位勢差異越大，第一大股東的控制權優(yōu)勢亦即越發(fā)明顯。本文選取樣本公司第一大股東與第二大股東持股比重的比值作為Z指標。

2.因變量

（1）凈資產(chǎn)收益率（ROE）。

凈資產(chǎn)收益率（ROE）=凈利潤÷平均凈資產(chǎn)×100%，亦即凈值報酬率或權益報酬率。其中，平均凈資產(chǎn)=（年初凈資產(chǎn)＋年末凈資產(chǎn)）/2。

（2） 市凈率（Q）。

市凈率（Q）=每股市價÷每股凈資產(chǎn)。其中，每股凈資產(chǎn)是年末凈資產(chǎn)與年末普通股份總數(shù)的比值，亦即每股賬面價值或每股權益。

盡管市凈率可以準確地描述上市公司每股股本的盈利能力，但其不能說明上市公司凈資產(chǎn)的盈利能力，而凈資產(chǎn)收益率的特點則恰恰相反。本文同時將二者作為因變量，以期能夠較為準確地反映上市公司的經(jīng)營績效。

（三）回歸方程設計

本文建立線性回歸方程（1）和（2）如下：

ROE=a₀+a₁NS+a₂A+a₃CR+a₄Z+μ_t（1）

Q=a₀+a₁NS+a₂A+a₃CR+a₄Z+μ_t（2）

其中，a₀、a₁、a₂、a₃、a₄為常數(shù)項，μ_t是誤差項或擾動項，t=1，2，…，t0。

（四）樣本選取

以中國信息技術行業(yè)的上市公司為樣本，考察時間為2003年、2004年和2005年連續(xù)3年，數(shù)據(jù)來源于國泰安研究服務中心數(shù)據(jù)庫與上海證券交易所，數(shù)據(jù)截止時間為2005年12月31日。為了消除異常樣本對研究結論的影響，我們按如下順序?qū)颖具M行了逐步篩選：選取2003年12月31日之前上市的80家公司作為總樣本；剔除市凈率年報數(shù)據(jù)不全的公司3家；剔除凈資產(chǎn)收益率年報數(shù)據(jù)不全的公司8家；剔除股權結構或股本結構年報數(shù)據(jù)不全的公司5家；選取股權結構完全保持不變的公司作為有效樣本，剔除2003—2005年股權或股本結構發(fā)生了變動的公司31家；最后，我們得到有效樣本33家，3年總計99個觀測值。

三、實證結果與分析

（一）相關分析結果及討論

根據(jù)2003—2005年的面板數(shù)據(jù)，采用統(tǒng)計分析軟件SPSS13.0，分析了股權結構變量（自變量）與經(jīng)營績效變量（因變量）之間的相關關系，得到的結果如表1所示。

從表1中可以看出：其一，國有股比重與市凈率顯著負相關，而國有股比重與凈資產(chǎn)收益率只是微弱正相關，這表明，從總體上而言，國家持股與上市公司的經(jīng)營績效負相關。其二，雖然流通A股比重與凈資產(chǎn)收益率及市凈率的相關系數(shù)均為正，但相關系數(shù)均近乎為零，這說明上市公司的流通A股比重與其公司經(jīng)營績效之間并不存在明顯的正相關關系，其成因很可能在于，在中國當前不成熟的股票市場中，股票價格失真、中小股東“搭便車”以及中小股東奉行短期差價投機的原則等諸多影響因素的存在，致使中小股東的公司治理功能難以實現(xiàn)或基本喪失。其三，第一大股東持股比重以及第一、第二大股東持股比重之比與凈資產(chǎn)收益率均微弱正相關，而與市凈率則均微弱負相關，這表明，股權集中有利于提高上市公司凈資產(chǎn)的盈利能力，但對上市公司每股股本的盈利能力而言，股權集中卻起到了相反的作用，不過，這兩種相反作用的程度均比較有限。

（二）回歸分析結果及討論

根據(jù)同樣的面板數(shù)據(jù)與同樣的統(tǒng)計分析軟件，我們將股權結構變量分別與其凈資產(chǎn)收益率（ROE）和市凈率（Q）進行了回歸分析，得到表2和表3所示的結果。

基于表2和表3所示的回歸分析結果，我們又進一步分析得出了其股權結構變量與經(jīng)營績效各變量之間的直線回歸方程及F檢驗值，如表4所示。

根據(jù)表3，國有股比重與市凈率的回歸系數(shù)的T檢驗值的絕對值│－2.205│>2，顯著性指標為0.030

根據(jù)表4，股權結構變量與凈資產(chǎn)收益率的回歸方程的F檢驗值為0.422，其顯著性水平為0.793>a=0.05，而股權結構變量與市凈率的回歸方程的F檢驗值為1.841，其顯著性水平為0.127>a=0.05，這說明這兩個回歸方程均無法起到足夠的解釋作用。此外，表2及表3中其它自變量與凈資產(chǎn)收益率或市凈率的回歸系數(shù)的T檢驗值的絕對值均小于2，從而其亦無法起到足夠的解釋作用。

就回歸分析結果沒有統(tǒng)計意義的成因而言，其可能在于樣本數(shù)據(jù)本身的可靠性問題以及無法避免的統(tǒng)計誤差，亦不排除可能存在其它尚未涉及的自變量會對因變量起到解釋與說明作用。

四、結 語

本文以國有股比重、流通股A比重、第一大股東持股比重以及第一、第二大股東持股比重之比作為公司股權結構變量，以凈資產(chǎn)收益率與市凈率作為公司經(jīng)營績效變量，對上市公司股權結構與經(jīng)營績效的關系進行了實證研究。該研究結果表明，國有股比重與上市公司的經(jīng)營績效負相關，流通A股比重以及大股東治理與上市公司的經(jīng)營績效均無顯著相關性。本文的實證研究為中國上市公司實行國有股減持與股權結構多元化以及加強中小股東的公司治理功能提供了經(jīng)驗證據(jù)。

參考文獻：

［1］ Shleifer, A.，Vishny, R.Large Shareholders and Corporate Control［J］.Journal of Political Economy, 1986,（94）:461-488.

［2］ Holderness, C.，Sheehan, D.The Role of Majority Shareholders in Publicly Held Corporations: An Exploratory Analysis［J］.Journal of Financial Economics, 1988,（20）:317-346.

［3］ Me Connell, J.，Servaes, H.Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value［J］.Journal of Financial Economics, 1990,（27）:595-612.

［4］ 孫永祥, 黃祖輝.上市公司的股權結構與績效［J］.經(jīng)濟研究，1999,（12）: 31-40.

［5］ 施東暉.股權結構、公司治理與績效表現(xiàn)［J］.世界經(jīng)濟，2000,（12）: 37-44.

［6］ 陳小悅，徐曉東.股權結構、企業(yè)績效與投資者利益保護［J］.經(jīng)濟研究，2001,（11）: 3-11.

［7］ 徐曉東，陳小悅.第一大股東對公司治理、企業(yè)業(yè)績的影響分析［J］.經(jīng)濟研究，2003,（2）: 64-74.

［8］ 白重恩，劉俏，陸洲，等.中國上市公司治理結構的實證研究［J］.經(jīng)濟研究，2005,（2）: 81-91.

［9］ 胡潔，胡穎.上市公司股權結構與公司績效關系的實證分析［J］.管理世界，2006,（3）: 142-143.

［10］ 李善民，葉會.股權結構與公司績效的差異分析——基于產(chǎn)業(yè)要素密集度的視角［J］.證券市場導報，2007,（4）: 35-43.

（責任編輯：劉 艷）