張亞蕾　張健維

摘要：以2011—2013年度深市創(chuàng)業(yè)板上市公司財務數(shù)據為樣本，將投資增長率與資產負債率作為控制變量，研究股權集中度與公司績效的關系，發(fā)現(xiàn)隨著公司投資增長率的增大，會削弱股權集中度對公司績效的影響，而且公司的資產負債率越大，股權集中度對公司績效的相關性越強。本文的研究結論對指導創(chuàng)業(yè)板上市公司科學配置股權結構具有指導和借鑒意義。

關鍵詞：創(chuàng)業(yè)板 股權集中度 公司績效

一、引言

自2009年10月30日首批28家創(chuàng)業(yè)板公司集中在深圳證券交易所掛牌上市以來，中小企業(yè)、新興高科技行業(yè)尤其是具有高成長性的科技企業(yè)有了更廣闊的融資渠道，吸引了大量投資者，與此同時創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權結構也在逐漸發(fā)生著變化。對于公司內部股權結構所發(fā)生的變化，其對于公司績效的影響是否有利是所有者與經營者共同關注的問題。

在學術界，很多學者針對股權結構與公司績效的關系進行過深入研究，如Bake認為，管理層持股比例越高，公司績效就越好[1]；張維迎（1999）認為，剩余索取權與控制權的不匹配是導致高管人員與股東的效用存在差異的根本原因[2]；李增泉（2000）認為經理人員持股有利于使經理人員的利益與外部股東的利益保持一致，緩解兩者之間的利益沖突，迫使經理人員為實現(xiàn)股東財富最大化而努力工作[3]；劉亞莉、張竹和石蕾（2011）以2006—2008年在滬、深交易所的上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)管理層持股與企業(yè)價值之間表現(xiàn)為倒“U”型關系[4]；楊梅（2004）以2003年滬、深交易所的上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)雖然高管持股與企業(yè)價值呈非單調關系，但其結果并不顯著[5]。

綜上所述，盡管理論界普遍認為股權集中度與公司績效的相互影響關系，但股權集中度與公司績效的關系并不統(tǒng)一。因此，本文以創(chuàng)業(yè)板為例研究股權結構對公司績效的影響，并且以公司的投資行為作為中介變量，研究在一定的投資行為下股權集中度如何影響公司績效。

二、理論模型

（一）理論假設

關于公司績效，常見的衡量指標有托賓Q值、每股收益率、總資產收益率、凈資產收益率等，本文采用加權平均凈資產收益率（ROE）作為衡量公司業(yè)績的指標，以觀察公司的長期績效。對于股權集中度，本文主要提取了創(chuàng)業(yè)板上市公司主要大股東持股數(shù)占公司總股數(shù)的百分比；關于公司的投資行為，本文主要選取固定資產增加百分比這一指標，并進行如下假設：

H1：上市公司績效與第一大股東持股程度有顯著相關關系。

H2：隨著公司投資增長率的增大，會削弱股權集中度對公司績效的影響。

H3：排除公司規(guī)模的影響，公司的資產負債率越大，股權集中度對公司績效的相關性越強。

（二）變量選取

如表1，被解釋變量：本文選取凈資產收益率即ROE作為被解釋變量衡量公司績效。

解釋變量：選取第一大股東持股比例X1來衡量股權集中度，前五大股東持股比例之和X2來衡量大股東之間的相互制衡程度；前十大股東持股比例X3來衡量公司的股權分布狀態(tài)。其中：

X1>50%，第一大股東屬于絕對控股；

30%

X1<30%，該股權結構屬于分散性股權結構。

控制變量：資產負債率（Dar）衡量公司負債水平，固定資產投資增長率衡量公司的固定資產投資的增長水平。

（三）模型建立

根據理論假設，本文可以提出以下三個線性模型，以進行實證分析：

ROE=α0+α1X1+α2X2+α3X3+ζ

ROE=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ζ1

ROE=γ0+γ1X1+γ2X2+γ3X3+γ4Dar+ζ2

三、實證分析

本文選取截至2011—2013年深市創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究樣本，剔除凈資產收益率為負或者數(shù)據披露不全的公司，共篩選出符合條件的公司523家。數(shù)據來源于巨潮資訊網及國泰安數(shù)據庫，使用Excel及SPSS19.0進行數(shù)據處理。

（一）描述性分析

對原始數(shù)據進行Z-score標準化處理，剔除標準化后不符合規(guī)定的數(shù)據，得到511個樣本。通過計算可以發(fā)現(xiàn)，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司第一大股東持股情況差距懸殊，樣本中第一大股東最低持股比例為8.98%，而最高持股比例達到81.09%，差距較大，第一大股東持股比例在50%以上的公司有49家，說明我國創(chuàng)業(yè)板上市公司還存在一股獨大現(xiàn)象。本年比上年投資行為增加比例大于1的公司有21家，占總樣本的4.1%，說明有部分公司投資增長較大。

（二）相關性分析

以總資產凈利率（ROE）為被解釋變量， 第一大股東持股比例（X1）、前五大股東持股之和所占比例（X2）、前十大股東持股比例（X3）為解釋變量，資產負債率（Dar）和固定資產投資增長率（Y）為控制變量，進一步對股權結構和公司績效的相關性進行分析，結果發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與加權平均凈資產收益率相關性不大，前十大股東持股比例和投資增長率與加權平均凈資產收益率在0.01水平上顯著相關，前五大股東持股比例和資產負債率與加權平均凈資產收益率在0.05水平上顯著相關，而第一大股東持股比例與加權平均凈資產收益率正相關，但并不顯著，拒絕假設H1。

（三）回歸分析

對樣本數(shù)據進行描述性統(tǒng)計和相關性檢驗后，再進行相關性回歸分析，以加權平均凈資產凈利率為被解釋變量，第一大股東持股比例、前五大股東持股比例之和、前十大股東持股比例之和為解釋變量，并考慮資產負債率、投資增長率為控制變量，采用最小二乘法并通過參數(shù)檢驗，發(fā)現(xiàn)調整的R2為0.868，說明模型擬合度較好，多元線性回歸模型的Sig.值為0，說明該模型統(tǒng)計意義顯著。從回歸方程系數(shù)來看前五大股東持股比例、前五大股東持股比例、本年末比上年資產增減百分比和資產負債率的Sig.值分別為0.000、0.001、0.040，說明這三個變量的系數(shù)非常顯著，第一大股東持股比例Sig.>0.05，說明顯著性表現(xiàn)不足。因此，否定假設H1。

在否定假設H1的基礎上進行調整，構建如下模型：

ROE=β0+β1X2+β2X3+β3Y+ζ1

ROE=γ0+γ1X2+γ2X3+γ3Dar+ζ2

根據上述模型，將控制變量Y和Dar分別設定取值范圍，做出回歸，結果顯示，在Y≤0.5時，前五大股東持股比例與前十大股東持股比例Sig.值為0，而在Y>0.5時，Sig.值明顯增加，說明顯著性隨著減弱，支持H2。同樣，在Dar≤0.5時，前五大股東持股比例與前十大股東持股比例的Sig.值遠大于0.5，表明顯著性降低，而在Dar>0.5時，Sig.值小于0.5，說明顯著性增強，支持H3。

四、結論

本文通過對2011—2013年度深市創(chuàng)業(yè)板上市公司財務報告進行指標提取和數(shù)據分析，提出了三個假設并且驗證，得出我國目前股權高度集中于前五大股東，并且有部分公司存在一股獨大現(xiàn)象；經過相關性驗證，否定了第一大股東持股比例與公司績效有顯著性相關關系，而前五大股東持股之和、前十大股東持股之和與公司績效有顯著的相關性，進而進行回歸分析，得出其顯著相關。在顯著相關的前提下，改變控制變量，分別將投資增長率與資產負債率作為控制變量進行控制，來觀測股權集中度對公司績效的影響，發(fā)現(xiàn)隨著公司投資增長率的增大，會削弱股權集中度對公司績效的影響以及排除公司規(guī)模的影響，而且公司的資產負債率越大，股權集中度對公司績效的相關性越強。

參考文獻：

[1] Baker.M.， J.C.Stein， and J.Wurgler. When dose the Market Matter Stock prices and Investment of equity dependent firm [J]. The Quarterly Journal of Economics. 2003，118

[2]張維迎.企業(yè)理論與中國企業(yè)改革[M].北京：北京大學出版，1999

[3]李增泉.激勵機制與企業(yè)績效—一項基于上市公司的實證研究[J].會計研究，2000（1）

[4]劉亞莉，張竹，石蕾.外部審計、管理層持股與企業(yè)價值[J].會計之友，2011，1（下）

[5]楊梅.我國上市公司管理層持股和企業(yè)價值關系的實證研究[J].首都經濟貿易大學學報，2004（6）

（張亞蕾，1969年生，陜西西安人，解放軍第四五一醫(yī)院會計師。研究方向：績效評價與管理。張健維，1988年生，陜西西安人，西安建筑科技大學碩士研究生。研究方向：績效評價與管理）