葉 彬

（四川大學(xué) 工商管理學(xué)院，成都 610031）

1 文獻回顧與研究假設(shè)

有關(guān)股權(quán)結(jié)構(gòu)與績效關(guān)系的文獻，主要從股東直接持股比例和最終所有者擁有的所有權(quán)、控制權(quán)與企業(yè)財務(wù)績效的關(guān)系來進行研究。

Jensen和Meckling認(rèn)為，現(xiàn)代企業(yè)由于所有權(quán)和控制權(quán)分離，委托人和代理人雙方效用最大化的目標(biāo)不一致，會導(dǎo)致委托人的福利損失而產(chǎn)生代理成本；通過股權(quán)向內(nèi)部管理者集中，并輔以外部監(jiān)督，比如通過審計、預(yù)算約束、激勵薪酬等措施，可以減少代理成本，提高企業(yè)績效[1]。另一方面，股權(quán)向外部大股東集中，外部大股東會在股價上升、財富增加的激勵下，產(chǎn)生利益趨同效應(yīng)，積極收集信息和監(jiān)督管理層，克服股權(quán)分散情況下的小股東的“搭便車”問題、以及外部股東和內(nèi)部管理者之間的“信息不對稱”問題，促進績效提高[2]。

La Porta等追溯公司最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)（也稱現(xiàn)金流權(quán)），認(rèn)為控股股東和外部小股東存在利益沖突，控股股東會為了獲取控制權(quán)私有收益而實施 “掏空”行為，導(dǎo)致企業(yè)價值降低，而且控股股東通常采取企業(yè)集團的組織形式，利用金字塔控股結(jié)構(gòu)等方式偏離“一股一票”制，以較少的現(xiàn)金流權(quán)獲得對企業(yè)的控制[3]。Pagano和Roell通過對代理成本與監(jiān)督成本的權(quán)衡，認(rèn)為在股權(quán)制衡情況下，股東之間的相互監(jiān)督可以降低控制權(quán)私有收益，同時，大股東的多元化也能夠?qū)?jīng)理形成有效的監(jiān)督，有利于企業(yè)績效提高[4]。

Demsetz則認(rèn)為公司股權(quán)結(jié)構(gòu)是股東之間以利潤最大化為目標(biāo)而博弈的結(jié)果，是一個內(nèi)生變量，股權(quán)結(jié)構(gòu)無論集中還是分散，都應(yīng)該與股東的利潤最大化利益相一致，即股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效無關(guān)[5]。

實證研究方面，以財務(wù)會計指標(biāo)（Tobin Q、凈資產(chǎn)收益率ROE、公司價值等）衡量企業(yè)績效，Jain&Kini等發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與績效正相關(guān)[6]，LaPorta等發(fā)現(xiàn)公司價值隨控股股東現(xiàn)金流權(quán)的增加而增加[2]，McConnell和Servaes等發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與績效成曲線關(guān)系[7]，Demsetz和Lehn等發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與績效不存在相關(guān)關(guān)系[8]。基于對于財務(wù)指標(biāo)容易受到人為操縱、Tobin Q與ROE對企業(yè)績效評價的時間視角不同等原因的考慮，孫兆斌采用技術(shù)效率指標(biāo)研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與技術(shù)效率、技術(shù)效率的提高顯著正相關(guān)，股權(quán)制衡度與技術(shù)效率顯著負(fù)相關(guān)，而與技術(shù)效率水平的提高沒有相關(guān)關(guān)系[10]。

因此，無論是股權(quán)集中還是股權(quán)制衡，對公司績效的影響都有利有弊，實證研究尚未獲得一致的結(jié)論。從我國的現(xiàn)實出發(fā)，本文需要回答：股權(quán)制衡與股權(quán)集中何者更有利于提高公司的生產(chǎn)率？企業(yè)集團背景下，最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)、控制權(quán)比例高低對企業(yè)生產(chǎn)率存在什么影響？根據(jù)已有研究，考慮到股權(quán)的過度分散不利于形成大股東監(jiān)督機制和發(fā)揮利益趨同效應(yīng)的作用，導(dǎo)致 “內(nèi)部人控制”，股權(quán)的過度集中又容易產(chǎn)生大股東的“掏空”行為，只有適度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)才最有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提高。同時，企業(yè)集團背景下的上市公司，其最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)越高，意味著最終所有者投入的資金越多，越有動力利用其控制權(quán)改善公司資金的使用效率。因此，提出如下假設(shè)：

H1：股權(quán)制衡度與全要素生產(chǎn)率存在正相關(guān)關(guān)系；

H2：股權(quán)集中度與全要素生產(chǎn)率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；

H3：最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)與全要素生產(chǎn)率存在正相關(guān)關(guān)系；

H4：最終所有者擁有上市公司的控制權(quán)與全要素生產(chǎn)率存在正相關(guān)關(guān)系。

2 實證研究思路

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007年滬深A(yù)股主板全部1324家上市公司中，最終所有者為企業(yè)集團的公司作為股權(quán)結(jié)構(gòu)分析樣本，數(shù)據(jù)來源為國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，使用SPSS13.0軟件進行統(tǒng)計分析。

目前我國學(xué)術(shù)界雖未形成統(tǒng)一的關(guān)于企業(yè)集團的定義，但都強調(diào)集團的成員企業(yè)通過股權(quán)投資關(guān)系、共同的目標(biāo)、相同的企業(yè)文化等各種紐帶聯(lián)系在一起，且集團內(nèi)企業(yè)之間的經(jīng)營活動存在一定合作的特點。因此，凡控股股東或最終所有者的中文名稱中帶有“集團”、“控股”、“投資公司”或類似字眼、以及各級國資委下屬的資產(chǎn)經(jīng)營管理公司均認(rèn)為具有企業(yè)集團背景；對于部分名稱中沒有明顯表明其企業(yè)集團身份的控股股東，根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中的公司背景，結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)查詢結(jié)果判斷。

為保持財務(wù)數(shù)據(jù)的一致性和穩(wěn)健性，剔除所有金融類公司，發(fā)行有B股或H股的公司，ST、*ST類公司、未完成股改的S類公司，上市未滿三年以及2005-2007年間曾經(jīng)出現(xiàn)虧損的公司，最終樣本數(shù)量473家。

2.2 上市公司生產(chǎn)率的變化的測度

本文利用全要素生產(chǎn)率（TFP）來衡量上市公司生產(chǎn)率的變化。

按照Fare等的定義，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)：

(1)式中，假設(shè)規(guī)模報酬不變，m0表示全要素生產(chǎn)率和分別表示以示以t時期技術(shù)為基準(zhǔn)的t+1時期和t時期的距離函數(shù)，(xt+1，yt+1)和(xt,yt)分別表示決策單元在 t+1和t期的投入和產(chǎn)出向量。當(dāng)m0＞1表示決策單元的全要素生產(chǎn)率從第t期至第t+1期有所提高，m=1表示生產(chǎn)率水平不變，m＜1表示生產(chǎn)率水平下降。

將(1)式分解，有

(2)式中，Tech為技術(shù)變動指數(shù)，表示決策單元從t期到t+1期的技術(shù)水平變化程度，又稱作 “前沿面移動效應(yīng)”。Tech＞1表示技術(shù)進步，Tech=1表示技術(shù)不變，Tech＜1表示技術(shù)倒退。Tech的變化，主要是采用了先進技術(shù)等的原因。

Effch是技術(shù)效率變動指數(shù)，反映決策單元從t期到t+1期的資源配置效率變化程度，又稱作“追趕效應(yīng)”。Effch＞1表示技術(shù)效率提高；Effch=1表示技術(shù)效率不變，Effch＜1表示技術(shù)效率下降。Effch的改變，主要由管理水平提高、充分利用現(xiàn)有技術(shù)、發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)等因素引起。

2.3 變量定義

本文研究的變量包括因變量、解釋變量和控制變量3類，對變量的詳細(xì)定義見表1。

表1 變量定義

根據(jù)Malmquist指數(shù)計算得出的全要素生產(chǎn)率（TFP）作為被解釋變量。由于進行Malmquist指數(shù)分析需要起碼兩期數(shù)據(jù)，考慮計算需要和數(shù)據(jù)的可獲得性，分析過程中投入指標(biāo)為2006、2007年的固定資產(chǎn)總額和主營業(yè)務(wù)成本，產(chǎn)出指標(biāo)為對應(yīng)年份的主營業(yè)務(wù)收入和凈利潤，數(shù)據(jù)用Coelli（1996）的DEA2.1軟件包進行處理。

表3 股權(quán)結(jié)構(gòu)與全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果

根據(jù)已有研究成果，本文利用股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度來刻畫上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，以明確特定的股權(quán)結(jié)構(gòu)對上市公司全要素生產(chǎn)率提高的影響。

其中，股權(quán)制衡度指標(biāo)包括R251和Z2。R251是前2、3、4、5大股東股權(quán)比例之和與第一大股東股權(quán)比例的比值，R251越大，股權(quán)制衡度越高。Z2是第一大與第二大股東持股比例之比值，Z2越小，股權(quán)制衡度越高。

股權(quán)集中度指標(biāo)包括第一大股東持股比例、前三大股東的Herfindahl指數(shù)（簡稱H 指數(shù)）、最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)和控制權(quán)比例。其中，H指數(shù)用前幾位大股東持股比例的平方和來表示股權(quán)集中度的指標(biāo)，公式為：Hn=其中shi指第i大股東、n指前n大股東。由于股東持股比例總小于1，所以shi在平方之后會呈現(xiàn)“馬太效應(yīng)”，即大的愈大，小的愈小，凸顯股東之間持股比例的差距。

最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)比例計算采用La Porta等的方法[2]，將最終所有者與上市公司股權(quán)關(guān)系鏈每層持有比例相乘或最終所有者與上市公司每條股權(quán)關(guān)系鏈每層持有比例相乘之總和作為所有權(quán)比例；而最終所有者擁有上市公司的控制權(quán)計算為最終所有者與上市公司股權(quán)關(guān)系鏈或若干股權(quán)關(guān)系鏈中最弱的一層或最弱的一層的總和。

同時，已有的研究文獻表明，上市公司的規(guī)模、財務(wù)結(jié)構(gòu)、上市年限和所屬行業(yè)等都可能會對公司業(yè)績產(chǎn)生影響，本文將這些變量作為控制變量。行業(yè)分類按照證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》（2001），剔除金融業(yè)之后，共有12個大類；由于473個樣本中，制造業(yè)上市公司共有261家，占總樣本55.18%，比例較高，為避免樣本行業(yè)分布不均勻可能帶來的影響，本文制造業(yè)按單字母加兩位數(shù)字的大類分類，其它行業(yè)按單個字母的門類分類，共計11個行業(yè)門類、27個制造業(yè)大類。

3 實證檢驗與分析

3.1 描述性統(tǒng)計及初步分析

樣本公司各變量統(tǒng)計性描述如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

從表2可以看出：

（1）在2006～2007年間，樣本公司的全要素生產(chǎn)率均值為1.1447，TFP大于1，總體上呈現(xiàn)技術(shù)進步的態(tài)勢。（2）樣本公司的股權(quán)集中度較高而股權(quán)制衡度較低：第一大股東在樣本期間的均值 （中位數(shù)）持股比例為0.3803（0.3720），已經(jīng)可以實現(xiàn)相對控股，同時，第一大股東持股比例超出第二大股東較多，均值為21.6718倍，最高達343.6111，由于股權(quán)比例差距懸殊，第二大股東較難發(fā)揮制衡第一大股東的作用；從第二至第五大股東對第一大股東的股權(quán)制衡度來看，比例也不高，其持股合計數(shù)只有第一大股東的一半左右（均值為0.4775，中位數(shù)僅為0.2715）。（3）作為上市公司的最終所有者，企業(yè)集團母公司通過金字塔式持股、交叉持股等方式獲得的所有權(quán)和控制權(quán)也比較大，經(jīng)過層層控股鏈條后，所有權(quán)和控制權(quán)比例均值仍達0.3166和0.3825。

3.2 模型設(shè)計及回歸分析

為了進一步考察股權(quán)特征對公司全要素生產(chǎn)率的影響，本文構(gòu)建如下基本回歸模型：

其中，被解釋變量y為全要素生產(chǎn)率TFP，代表常數(shù)項，β1到β41代表回歸系數(shù)，ε為誤差項。為避免解釋變量之間多重共線性的影響，解釋變量STRU分別以R指數(shù)R251、Z指數(shù)Z2、H指數(shù)H3、控股股東直接持股比例DRTH、最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)比例OWNR、最終所有者擁有上市公司的控制權(quán)比例CTRR代入，采用以下組合進行假設(shè)檢驗，回歸分析結(jié)果見表3。

限于篇幅，在表3中省略行業(yè)變量的回歸估計系數(shù)，也不詳細(xì)說明各控制變量的回歸結(jié)果，而著重關(guān)注解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系。從表3可以發(fā)現(xiàn)：在控制了行業(yè)差別、上市時間及企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率等的影響后，R251與TFP在5%的顯著性水平下正相關(guān)，Z2與TFP在10%的顯著性水平下負(fù)相關(guān)；H3、第一大股東直接持股比例DRTH都在1%的顯著性水平下與全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān)；最終所有者的所有權(quán)與TFP在5%的顯著性水平下負(fù)相關(guān)，最終所有者的控制權(quán)與TFP在1%的顯著性水平下負(fù)相關(guān)。

因此，上述回歸分析結(jié)果表明，股權(quán)制衡度與全要素生產(chǎn)率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，股權(quán)集中度與全要素生產(chǎn)率存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1和H2得到驗證。但是，最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)、控制權(quán)均與全要素生產(chǎn)率顯著負(fù)相關(guān)，與國外主流觀點不符，表明我國企業(yè)集團對下屬上市公司存在較嚴(yán)重的“掏空”行為。其原因可能是，較高的現(xiàn)金流權(quán)導(dǎo)致了較高的控制權(quán)，但我國市場監(jiān)管體系尚不完善、違規(guī)成本較低，使最終所有者及其代表操控董事會更多地實施侵占中小股東利益的行為，導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率下降。不過，這種“掏空”行為也能夠通過股權(quán)制衡加以抑制。

4 結(jié)論

本文在對公司最終所有者是否為企業(yè)集團進行追溯的基礎(chǔ)上，利用我國上市公司2006～2007年的數(shù)據(jù)，研究了公司股權(quán)集中度及股權(quán)制衡度與公司全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在控制行業(yè)差別、企業(yè)規(guī)模、財務(wù)結(jié)構(gòu)、上市年限等因素的影響之后，股權(quán)制衡度與全要素生產(chǎn)率正相關(guān)，股權(quán)集中度、最終所有者擁有上市公司的所有權(quán)、控制權(quán)均與全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān)。

我國目前的中小股東保護法律制度尚不夠完善，需要保持一定程度的股權(quán)制衡來促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。而較高的全要素生產(chǎn)率，意味著企業(yè)能夠取得技術(shù)進步、改善管理水平和充分利用規(guī)模經(jīng)濟，這正是企業(yè)培育核心能力、獲取長期競爭優(yōu)勢的有效途徑。股權(quán)結(jié)構(gòu)通過影響全要素生產(chǎn)率，間接影響了企業(yè)績效。

需要指出，保持股權(quán)結(jié)構(gòu)的制衡，并不意味著可以構(gòu)建一個適合所有企業(yè)的“最優(yōu)”股權(quán)結(jié)構(gòu)。實際上，股權(quán)結(jié)構(gòu)的制衡主要是為了抑制過度的內(nèi)部人控制和大股東控制，而引入其他利益相關(guān)者。

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