沈陽工程學(xué)院 沈艷麗

股權(quán)集中度、股權(quán)制衡與公司績效①——來自農(nóng)業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

沈陽工程學(xué)院 沈艷麗

摘 要：本文以農(nóng)業(yè)上市公司2008年～2012年財務(wù)數(shù)據(jù)為研究窗口，采用農(nóng)業(yè)上市公司的橫截數(shù)據(jù)，對我國農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度、股權(quán)制衡與公司財務(wù)績效的關(guān)系進(jìn)行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：股權(quán)集中度與農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)績效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。第二大股東對第一大股東的股權(quán)制衡與農(nóng)業(yè)上市公司績效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，且不顯著。研究表明股權(quán)集中度有利于提高農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)績效，但股權(quán)制衡對農(nóng)業(yè)上市公司績效所起的作用尚不明顯。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)上市公司 股權(quán)集中度 股權(quán)制衡度 財務(wù)績效

1 數(shù)據(jù)選取

本文選取了2008年至2012年五年間農(nóng)業(yè)上市公司的財務(wù)資料作為研究樣本，截止2012年底，共有農(nóng)業(yè)上市公司49家。在收集數(shù)據(jù)過程中，剔除了ST公司，考慮到ST公司和數(shù)據(jù)異常公司的財務(wù)資料不具有代表性，故預(yù)于剔除，本文最終選取了37家農(nóng)業(yè)上市公司作為研究對象。數(shù)據(jù)來源：同花順數(shù)據(jù)庫，相關(guān)數(shù)據(jù)的處理及檢驗均采用SPSS15.0統(tǒng)計軟件。

2 農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)實證分析

2.1 假設(shè)提出

我國目前正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期，證券市場監(jiān)管尚不完善，適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中有利于上市公司經(jīng)營績效的增長。上市公司股權(quán)越集中，大股東受到自身利益的驅(qū)使，為增加在公司中的利益，大股東越有動力監(jiān)督公司的管理層，從而可以避免股權(quán)分散而引起的監(jiān)督不力的現(xiàn)象；大股東的直接介入公司經(jīng)營決策，還有利于減少外部股東和公司管理層之間的信息不對稱問題，從而可以大大改善公司的經(jīng)營績效。另一方面，如果有多個大股東同時存在，當(dāng)其他股東的控股比例較高時，其對第一大股東形成的制約就很大，其他股東會利用其手中的股權(quán)以多種形式對公司的經(jīng)營管理進(jìn)行監(jiān)督，有利于提高公司的績效?；谝陨戏治觯Y(jié)合我國農(nóng)業(yè)上市公司的股權(quán)特征及相關(guān)變量的選取，提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度與公司財務(wù)績效正相關(guān)。

假設(shè)2：農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)制衡度與公司績效正相關(guān)。

2.2 研究變量選擇

本研究中的變量主要包括以下幾點(diǎn)。

(1)被解釋變量：被解釋變量采用公司績效水平衡量，本文使用凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為衡量公司績效的指標(biāo)。

(2)解釋變量：解釋變量包括股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度變量，選取如下指標(biāo)：第一大股東持股比例CR1、前五大股東持股比例之和CR5、前十大股東持股比例之和CR10、第二大股東持股比例與第一大股東持股比例的比值Z。

(3)控制變量：影響公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對績效的影響的系統(tǒng)性因素較多，如公司的資產(chǎn)規(guī)模、公司的資本結(jié)構(gòu)情況、公司的成長性等方面，為了更準(zhǔn)確地研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效兩者的相關(guān)關(guān)系，必須對一些系統(tǒng)因素對公司績效的影響進(jìn)行控制，因此引入控制變量，說明如下：公司規(guī)模(SIZE)，本文用總資產(chǎn)的自然對數(shù)來度量公司規(guī)模；公司資本結(jié)構(gòu)(LEVEL)，本文以資產(chǎn)負(fù)債率來衡量，以總負(fù)債與總資產(chǎn)的比例表示；成長性(GROW)，本文以營業(yè)收入增長率來衡量，以(本期營業(yè)收入-上期營業(yè)收入)除以上期營業(yè)收入的比例來衡量。

2.3 實證研究結(jié)果及分析

2.3.1 變量的描述性統(tǒng)計分析

本文首先對被解釋變量、解釋變量及控制變量的主要特征進(jìn)行了一般的描述性統(tǒng)計，見表1。通過統(tǒng)計分析可以看出，2008～2012五年間，農(nóng)業(yè)上市公司凈資產(chǎn)收益率的平均值為18.97%，各個公司間的凈資產(chǎn)收益率標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到7.63%。第一大股東持股比例均值為37.8%，表明第一大股東相對控股；前五大股東持股比例之和平均值為51%，前十大股東持股比例之和平均值達(dá)到54%，表明農(nóng)業(yè)上市公司前五大股東占據(jù)了超過半數(shù)的決策權(quán)，股權(quán)程度較高。而從股權(quán)制衡度指標(biāo)看，Z指數(shù)的均值到達(dá)23.89%，表明農(nóng)業(yè)上市公司第二大股東對第一大股東制衡適中。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析

2.3.2 回歸分析

為驗證農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度和公司績效的相關(guān)性，將各因變量與被解釋變量凈資產(chǎn)收益率(ROE)進(jìn)行相關(guān)性分析。Pearson相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，CR1、CR5、CR10、Z與經(jīng)營績效均呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系，各變量之間相關(guān)關(guān)系不顯著。為了準(zhǔn)確的驗證公司股權(quán)集中度對公司績效的影響，通過多元線性回歸分析方法，對股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與公司績效做如下分析，首先建立模型：

Y=β0+β1CR1+β2CR5+β3CR10+β4Z+β5SIZE+β6LEVEL+β7GROW+ε

表2 股權(quán)集中度對凈資產(chǎn)收益率的線性回歸結(jié)果Coefficients(a)

上式中，Y代表公司績效指標(biāo)，作為因變量進(jìn)入模型。本文以凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為因變量；股權(quán)集中度指標(biāo) CRl、CR5、CR10、Z作為自變量進(jìn)入模型。

多元回歸統(tǒng)計結(jié)果顯示：模型綜合分析表(Model Summary)與方差分析表(ANOVA)(略)(見表2)中擬合優(yōu)度R方等于0.903，自變量90.3%變化可以由因變量來解釋，擬合度較好。F值顯著度0.000，小于0.05水平，因此原假設(shè)成立，可證明自變量和因變量之間的顯著線性關(guān)系。通過多元回歸分析結(jié)果如表2所示，可以得到以下結(jié)論。

第一，模型中的R2和調(diào)整后的R2都大于0.9，說明模型整體擬合程度很好；模型中的F值都很大，說明回歸模型整體較顯著，在99%的置信水平下模型的線性關(guān)系顯著成立。

第二，常數(shù)、自變量CR1、公司規(guī)模、成長能力、資本結(jié)構(gòu)的概率P值小于0.05，顯著度為0.000；而自變量CR5、CR10、Z1的概率P值大于0.05，說明只有自變量C1、常數(shù)、公司規(guī)模、成長能力、資本結(jié)構(gòu)對因變量在總體中存在顯著的線性關(guān)系，CR5、CR10、Z和因變量在總體中不存在顯著的線性關(guān)系，且Z與自變量是負(fù)相關(guān)關(guān)系，得到的線性方程為：Y=-34.419+0.25CR1+0.047CR5+0.066CR10-1.2Z1+1.47SIZE+0.542GROW+0.119LEVEL

從總體上來說，股權(quán)集中度與農(nóng)業(yè)上市公司凈資產(chǎn)收益率正相關(guān)，但是從表3可以看出前五大股東持股比例sig為0.817，前十大股東持股比例sig為0.737，說明有一定的概率拒絕前五大股東持股比例、前十大股東持股比例與公司績效正相關(guān)。從第一大股東持股比例與農(nóng)業(yè)上市公司績效的顯著正相關(guān)可以理解為：在農(nóng)業(yè)上市公司中，股權(quán)集中度越集中，股東獲得的利益就越多，這就促使他們更積極主動的參與公司的監(jiān)督管理工作，從而使企業(yè)發(fā)展得更好。

從股權(quán)的制衡度來看：股權(quán)的制衡度Z指標(biāo)與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。其原因可能是一些農(nóng)業(yè)上市公司的第一大股東利己行為嚴(yán)重。從控制變量來看，公司規(guī)模、凈利潤增長率和資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營績效檢驗的sig值小于0.05，呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，這在一定程度上說明農(nóng)業(yè)上市公司中債務(wù)治理的有效性。

3 結(jié)論與建議

本文的研究表明：農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效與股權(quán)集中度正相關(guān)，從回歸模型能夠得出，股權(quán)集中度與農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)績效的系數(shù)都為正，但只有第一大股東持股比例通過了顯著性檢驗，而前五大股東持股比例、前十大股東持股比例與農(nóng)業(yè)上市公司績效關(guān)系沒有通過顯著性檢驗；這說明股權(quán)集中度作為一個影響因素，對農(nóng)業(yè)上市公司績效有正向的影響；股權(quán)制衡度與農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)績效的系數(shù)都為負(fù)，但沒有通過顯著性檢驗，或者不存在明顯的線性相關(guān)，這說明了農(nóng)業(yè)股股權(quán)相對分散，第二大股東對第一大股東制衡對公司績效的影響不大。而控制變量公司規(guī)模、凈利潤增長率和資產(chǎn)負(fù)債率影響更顯著，都呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

因此為了提高農(nóng)業(yè)上市公司的經(jīng)營績效，需要適度提高股權(quán)集中度，同時需要提高其他大股東的股權(quán)比例，以發(fā)揮除了第二大股東以外的其他大股東對第一大股東的共同制衡作用。

參考文獻(xiàn)

[1] 沈艷麗.上市公司財務(wù)績效評價研究[J].財會通訊, 2012(12).

[2] 魯緒胤.浙江省上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的相關(guān)性研究[J].中國證券期貨,2012(7).

[3] 吉生保等.中國農(nóng)業(yè)上市公司績效評價——基于SORM-BCC超效率模型和Malmquist的DEA-Tobit分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2012(3).

作者簡介：沈艷麗(1969-)，女，沈陽工程學(xué)院副教授，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理、財務(wù)管理方面的研究。

基金項目：①遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金項目“遼寧上市公司資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化和公司價值提升對策研究”(L09D JY103)階段性成果。

中圖分類號：F272.9

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：2096-0298(2015)06(a)-168-03