我國村級集體經(jīng)濟組織股權結構及其影響的實證研究
——基于北京市村級層面的經(jīng)驗證據(jù)

楊杰1，于鷙隆2

(1.中國科學院大學管理學院，北京100190)

2.北京市人民政府政策研究室，北京100744)

摘要：我國農(nóng)村集體經(jīng)濟組織產(chǎn)權制度改革既取得了巨大成績，在實踐中也面臨著許多問題。本文以北京市2013年村級層面的數(shù)據(jù)，對農(nóng)村集體經(jīng)濟組織股權結構和農(nóng)民收入、集體經(jīng)濟效益之間的關系進行了計量分析。數(shù)據(jù)分析結果表明：集體經(jīng)濟組織的股權結構對農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟效益有顯著影響，其中，集體股比例產(chǎn)生負面效應，集體股比例越高，集體總收入和農(nóng)民收入越低；引入外來投資者對集體凈資產(chǎn)有顯著為正的影響；而股權分散程度則沒有顯著影響。

關鍵詞：集體經(jīng)濟組織;集體股;股權結構

收稿日期：2014-10-16修回日期：2015-03-16

基金項目：北京市政府專項研究課題：“十三五時期首都城鄉(xiāng)發(fā)展一體化研究”

作者簡介：楊杰(1976-)，男，河北保定人，中國科學院大學管理學院博士生，主要研究方向：農(nóng)村經(jīng)濟。

中圖分類號：F30

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)03-0127-08

Abstract:The reform of property right system of collective economic organization in rural areas of China has made enormous achievements in recent years, while faced with lots of problems in practice at the same time. Based on the village-level data of Beijing in the year of 2013, we empirically explore the relationship between the ownership structure of collective economic organization in village, the income of farmers and the benefits of collective economy. The result indicates that the ownership structure of collective economic organization has significant influence on the income of farmers as well as on the benefits of collective economics. More specifically, on one hand, the percentage of collective equity has a negative effect on others variants, which means that the higher percentage taken up by collective shares, the lower total income and farmer’s income are. On the other hand, introducing foreign investors has a strong positive influence on collective net asset, yet the degree of equity dispersion has no significant influence.

Keywords:collective economic organization;percentage of collective equity;ownership structure

Empirical Study on the Ownership Structure of Collective Economic Organization

Based on the Practice in Suberban Beijing

YANG Jie1, YU Zhi-long2

(1.SchoolofManagement,UniversityofChineseAcademyofSciences,Beijing100190,China;

2.PolicyResearchOfficeofthePeople’sGovernmentofBeijingMunicipality,Beijing100744,China)

一、引言

自改革開放以來，我國農(nóng)村集體經(jīng)濟組織不斷探索產(chǎn)權制度改革，創(chuàng)新了農(nóng)村集體經(jīng)濟組織的運營機制和分配機制，促進了農(nóng)民增收、農(nóng)村社會的和諧穩(wěn)定及農(nóng)村集體經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。其中，股份合作制的改革方向是應用最廣泛的一種改革模式，是我國農(nóng)村經(jīng)濟體制的一項重大制度創(chuàng)新，是繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包制后，又一次新的農(nóng)村集體經(jīng)濟產(chǎn)權制度變遷。這一改革模式也獲得了中央的充分肯定，2014年9月中央深改組第五次會議就明確指出要發(fā)展農(nóng)民股份合作賦予集體資產(chǎn)股份權能，探索集體所有制有效實現(xiàn)形式。股份合作制必將成為我國農(nóng)村集體經(jīng)濟組織產(chǎn)權制度改革的主流模式。

股份合作制是我國特有的一種組織形式，是在村集體經(jīng)濟組織的基礎上，按照股份制和合作制的基本原則，將村級集體凈資產(chǎn)的部分或全部，按人口和勞動貢獻折股量化，使原村集體經(jīng)濟組織的全體成員享有明晰的集體資產(chǎn)產(chǎn)權，并按股份進行收益分配，形成適應現(xiàn)代市場經(jīng)濟發(fā)展要求的自主經(jīng)營、民主管理、資源共享、風險共擔的新型合作經(jīng)濟組織與運作機制[1]。

目前，多數(shù)學者認為農(nóng)村集體經(jīng)濟組織實施股份制改革有利于促進農(nóng)民增收和調整收入結構[2-5]，有利于提高農(nóng)村集體經(jīng)濟經(jīng)營管理水平，實現(xiàn)集體資產(chǎn)的保值增值[6]，有利于集體經(jīng)濟組織發(fā)揮社會職能，確保農(nóng)村穩(wěn)定[7-8]。相關研究也指出，實施產(chǎn)權制度改革并不能長期確保農(nóng)民收入的持續(xù)增加，能否把農(nóng)業(yè)內(nèi)部增收與外部增收動力相結合，是否擁有完善合理的利益分配機制，是否能夠將農(nóng)民自己的命運與農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展聯(lián)系到了一起以及地方政府對農(nóng)村經(jīng)濟的介入程度，是產(chǎn)權制度改革最終是否成功的關鍵因素[9-12]。

上述研究的視角基于整體股份合作制改革的效果。然而在實踐中，各地的具體做法差別較大。比如對于集體股，在股份合作制產(chǎn)生的早期一般都設置集體股，但各地集體股比例不同。不僅如此，量化多少集體資產(chǎn)、如何界定集體資產(chǎn)產(chǎn)權、如何在村民中分配股權等問題，在各地的股份合作制改革中的做法都不相同，這些不同的做法對股份合作制改革的效果必然存在影響。因此，僅僅基于股份合作制改革的整體效果，不考慮改革后集體經(jīng)濟組織的股權結構，還不足以全面評價改革的效果?；谏鲜隹紤]，本文從集體經(jīng)濟組織股權結構入手，具體考慮集體股比例、股權分散程度和是否引入外來投資者，對農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟效益的影響。

二、數(shù)據(jù)及其描述

本文所使用的數(shù)據(jù)主要基于北京市2012年全市3786個行政村的橫截面數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)由作者通過各區(qū)縣收集。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計特征。其中，村集體經(jīng)濟組織的經(jīng)濟情況主要包括其集體凈資產(chǎn)、總負債和總收入；農(nóng)民年人均收入指該年度村農(nóng)民總收入，這包括了集體經(jīng)濟組織發(fā)給農(nóng)民的分紅；管理層教育水平指該行政村領導班子中具有大專及以上學歷的人數(shù)。集體股比例指在該行政村中，集體經(jīng)濟組織產(chǎn)權制度改革之后，集體股在總股本中所占的比例。我們使用的數(shù)據(jù)中，集體股比例有700多個缺失值，因此樣本數(shù)僅有3135個，所有樣本均值為0.304，即集體股占比30.4%。

表1　主要變量描述性統(tǒng)計

表2是主要變量之間的簡單相關系數(shù)表?？傮w上說，變量之間相關系數(shù)大多在0.1以下，僅總收入和凈資產(chǎn)之間相關系數(shù)較高(0.53)。在后文的回歸分析中，多重共線性(Multi-collinearity)都在可以接受的范圍之內(nèi)。

表2　村級橫截面數(shù)據(jù)的相關系數(shù)表

三、計量分析

基于數(shù)據(jù)的結構特點和本文研究的問題，本節(jié)計量分析關注的是集體經(jīng)濟組織實施產(chǎn)權制度改革之后，其股權結構(集體股所占比例、股權分散程度和是否引入外來投資者)對集體經(jīng)濟效益和農(nóng)民收入的影響。

(一)模型說明

本文用以下的計量經(jīng)濟模型估計股權結構對集體經(jīng)濟效益和農(nóng)民收入的效應：

yi=a+βSi+θXi+εi

其中，yi是被解釋變量，在各個回歸中分別代表各行政村2013年的集體經(jīng)濟效益和農(nóng)民收入。Si是本文關心的核心變量，在下文中分別為集體股所占比例、股權分散程度和是否引入外來投資者。Xi代表了一組控制變量，主要包括行政村的各種特征和集體經(jīng)濟組織的主要經(jīng)濟指標，分別為地理位置、管理層教育程度、管理層評級、經(jīng)濟組織個數(shù)、資產(chǎn)負債比、收入資產(chǎn)比，以及主導產(chǎn)業(yè)。

(二)集體股比例

股權結構是股權管理的基礎，股權結構包括股份類型構成及各種股份的比例構成。股份合作經(jīng)濟組織的股份類型一般包括個人股(就股份合作企業(yè)而言指的是職工個人股)、集體股、法人股和社會個人股，而集體股的比例無疑是股權結構的焦點問題之一?？紤]到處置遺留問題、可能需要補繳的費用、集體經(jīng)濟組織成員社會保障支出和一些必要的社會性支出等因素，北京市農(nóng)村在進行社區(qū)股份合作制改革時都保留了較高比例的集體股。從產(chǎn)權界定的角度來說，集體股“所有者虛位”，產(chǎn)權不清晰。有學者就認為，共有財產(chǎn)界定的模糊性會助長投機取巧現(xiàn)象的滋生和蔓延，可能導致資源浪費[13]。另外，農(nóng)民享有的股權除了享有收益權外并不允許買賣與外部轉讓，帶有天然的封閉性，進而限制了股權功能的進一步發(fā)揮，不完整的虛化股權收益受農(nóng)村集體經(jīng)濟組織利益分配機制的影響，從而在某種程度上限制農(nóng)民收入的持續(xù)增長[13]。因此，本文首先對集體股所占比例對農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟效益的影響進行實證研究。

表3是集體股所占比例的分布圖。根據(jù)北京市相關文件的規(guī)定，集體股占比為30%，在本文的數(shù)據(jù)中，集體股比例均為30%的村有1304個，占比41.59%，集體股比例在30%以下的村有819個，占比26.12%，集體股比例在30%以上的村有1012個，占比32.29%。

表3　集體股所占比例的分布

下面進行回歸分析。在該計量模型中，被解釋變量是農(nóng)民人均收入，核心解釋變量是集體股比例?？刂谱兞堪ǖ乩砦恢锰摂M變量、管理層教育程度、管理層評級、經(jīng)濟組織個數(shù)、資產(chǎn)負債比、收入資產(chǎn)比和主導產(chǎn)業(yè)的虛擬變量。其中，我們對行政村所在位置(平原、城鄉(xiāng)結合部、山區(qū))進行重新編碼，位于山區(qū)的行政村作為基準，“地理位置虛擬變量1”=1為城鄉(xiāng)結合部，“地理位置虛擬變量2”=1代表平原地區(qū)；將行政村主導產(chǎn)業(yè)(一產(chǎn)、二產(chǎn)、三產(chǎn))進行重新變量，把一產(chǎn)作為基準，“主導產(chǎn)業(yè)虛擬變量1”=1為二產(chǎn)，“主導產(chǎn)業(yè)虛擬變量2”=1代表三產(chǎn)。最小二乘法的回歸結果如表4所示。

表4　集體股比例和農(nóng)民人均收入

從表4可以看到：第一，集體股比例和農(nóng)民人均收入之間呈現(xiàn)出顯著負相關關系，系數(shù)為0.37，t值-5.6，在0.01統(tǒng)計水平上顯著。這說明集體股比例越高，農(nóng)民人均收入越低。第二，兩個地理位置虛擬變量均高度顯著，t值分別為9.76和3.7，均在0.001統(tǒng)計水平上顯著正相關。這表示與位于山區(qū)的行政村相比較，平原地區(qū)和城鄉(xiāng)結合部地區(qū)的農(nóng)民人均收入更高。第三，管理層特征對農(nóng)民人均收入有顯著為正的影響，管理層教育程度越高(即管理層學歷水平越高)、管理層評級越高，其農(nóng)民人均收入越高(t值分別為3.7和4.66，均在0.001統(tǒng)計水平上顯著)。第四，集體經(jīng)濟組織的經(jīng)濟指標和農(nóng)民人均收入之間不存在顯著相關關系，資產(chǎn)負債比的t值僅為0.17，收入資產(chǎn)比的t值為-0.24。第五，不同主導產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民人均收入存在顯著差異，與主導產(chǎn)業(yè)為第一產(chǎn)業(yè)的行政村相比較，主導產(chǎn)業(yè)為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的行政村農(nóng)民人均收入更高，t值分別為4.99和4.2，均在0.001統(tǒng)計水平上顯著。

下面考察集體股比例和集體收入之間的實證關系。在該計量模型中，被解釋變量是集體收入(對數(shù)形式)，核心解釋變量同樣是集體股比例。控制變量包括地理位置虛擬變量、管理層教育程度、管理層評級、經(jīng)濟組織個數(shù)、資產(chǎn)負債比和主導產(chǎn)業(yè)的虛擬變量。

表5　集體股比例和集體收入的回歸結果

從表5可以看到：第一，集體股比例和集體收入之間呈現(xiàn)出顯著負相關關系，系數(shù)-0.799，t值-2.23，在0.05統(tǒng)計水平上顯著。這說明集體股比例越高，集體收入越低。第二，兩個地理位置虛擬變量均高度顯著，t值分別為7.62和3.26，均在0.001統(tǒng)計水平上顯著正相關。這表示與位于山區(qū)的行政村相比較，平原地區(qū)和城鄉(xiāng)結合部地區(qū)的集體經(jīng)濟收入更高。第三，管理層特征同樣對集體收入有顯著為正的影響，管理層教育程度越高(即管理層學歷水平越高)、管理層評級越高，其集體收入越高(t值分別為4.03和3.03，均在0.01統(tǒng)計水平上顯著)。第四，資產(chǎn)負債比和集體收入之間不存在顯著相關關系，t值僅為0.43。第五，主導產(chǎn)業(yè)對集體收入產(chǎn)生的差異僅在二產(chǎn)和一產(chǎn)之間存在(t值為3.4，在0.01統(tǒng)計水平上顯著)，主導產(chǎn)業(yè)為三產(chǎn)的行政村和一產(chǎn)相比較，不存在顯著差異(t值為1.38，在0. 1統(tǒng)計水平上不顯著)。

(三)人均持股比例

股權分散程度和企業(yè)績效之間的關系學者們并沒有得到一致結論。國外文獻方面，Berle等(1932)[14]提出股權分散程度與公司績效呈反向相關關系，即股權越分散，公司績效越難以達到最優(yōu)。而Demsetz和Lehn(1985)[15]則認為股權結構是股東們尋求股東權益最大化的內(nèi)生約束，他們利用1980年美國511家公司的數(shù)據(jù)分析，得出了股權結構與公司績效間不存在顯著相關關系的結論。Holderness和Sheehan(1988)[16]通過對擁有絕對控股股東的上市公司與股權非常分散的上市公司(最大股東持股比例小于20%)業(yè)績的比較，同樣發(fā)現(xiàn)公司的股權結構與公司績效之間無相關關系。另外一些學者則得出股權集中度與公司績效的正相關關系。比如Levy(1983)等人對美國公司股價和股權集中度的研究，Claessens(1997)對捷克上市公司股權集中度和公司盈利能力、股價表現(xiàn)的研究，以及Perderson和Thomsen(1999)對歐洲大公司公司股權集中度與公司凈資產(chǎn)收益率的研究，均得出了兩者之間存在正相關關系的結論[17-19]。國內(nèi)文獻方面，許小年(1997)使用1993-1995年滬深上市公司的分析表明：股權集中度與公司績效正相關，個人股比例對公司績效無顯著影響[20]。周業(yè)安(1999)使用1997年上市公司的分析則認為，國有股、法人股、A股均對凈資產(chǎn)收益率有顯著的正面影響[21]。

股權結構為什么影響企業(yè)業(yè)績？從公司治理角度，股權集中或大股東的存在在一定程度上有利于經(jīng)營激勵，特別是在大股東擁有絕對控股權的情況下。如果董事長或總經(jīng)理是控股股東的直接代表或控股股東本人，這些經(jīng)營者的利益與股東的利益就越一致[22]。對于股權極度分散的公司，經(jīng)營者的利益則很難與股東的利益相一致，年薪制與股票期權的激勵作用畢竟有限。

為了考察股權分散程度對集體經(jīng)濟效益和農(nóng)民人均收入的影響，我們利用各行政村個人股股東人數(shù)和持股總額來構造人均持股比例這一變量。在我們使用的數(shù)據(jù)中，股東人數(shù)最少僅為10數(shù)人，最多高達6884人。人均持股比例均值0.1%，最高值為6.7%。由于各村股東人數(shù)規(guī)模差異很大，考慮到很多村在進行集體經(jīng)濟產(chǎn)權制度改革時，基本按照集體股占30%的比例，那么，由于各行政村人口的差異很大，人均持股比例的大小反映的其實只是村人口規(guī)模的大小。因此，為了消除村人口規(guī)模對人均持股比例的這一影響，我們利用人口變量的中位數(shù)(886人)構造村人口規(guī)模的虛擬變量，如果該村的人口規(guī)模大于886人，則為大村，如果該村的人口規(guī)模小于等于886人，則為小村。該虛擬變量作為控制變量進入回歸方程。

我們首先考察人均持股比例對農(nóng)民人均收入的影響，回歸結果如表6中(1)、(2)列所示。在這兩個回歸中，核心解釋變量都是人均持股比例，其中回歸(1)沒有控制村人口規(guī)模，回歸(2)控制了村人口規(guī)模，其他控制變量包括地理位置虛擬變量、管理層教育程度、管理層評級、經(jīng)濟組織個數(shù)、資產(chǎn)負債比、收入資產(chǎn)比和主導產(chǎn)業(yè)的虛擬變量。從表中可以看到：人均持股比例和農(nóng)民人均收入之間不存在顯著相關關系，其余控制變量和4.2.3.2中的結果類似，需要說明的是，村人口規(guī)模的系數(shù)高度顯著。

其次考察人均持股比例對集體經(jīng)濟效益的影響，回歸結果如表6中(3)、(4)列所示。在這兩個回歸中，核心解釋變量都是人均持股比例，其中回歸(1)沒有控制村人口規(guī)模，回歸(2)控制了村人口規(guī)模，其他控制變量同上。被解釋變量是資產(chǎn)收益率，即集體總收入和總資產(chǎn)之比。從上表可以看到：人均持股比例和資產(chǎn)收益率之間不存在顯著相關關系；村人口規(guī)模對資產(chǎn)收益率沒有顯著影響。

(四)外來投資者

北京市集體經(jīng)濟組織進行產(chǎn)權制度改革時，有部分行政村引入了外來投資者作為非成員個人股股東。在我們的樣本中，2677個行政村沒有非成員個人股，占比67.89%。擁有非成員個人股的行政村共457個，平均持股比例為占個人股(包括成員個人股和非成員個人股)的22.3%。

從公司治理的角度看，集體經(jīng)濟組織引入外來投資，和國有企業(yè)引入戰(zhàn)略投資者有許多相似之處。對于國有企業(yè)而言，引進戰(zhàn)略投資者能夠從根本上改變產(chǎn)權結構，比如國有獨資的單一性，實現(xiàn)股權結構多元化，從而有助于解決制約我國國有企業(yè)發(fā)展的體制問題和機制問題。對于集體經(jīng)濟組織而言，引入外來投資不僅意味著股權結構的多元化，還意味著外來投資者所帶來的資金、商業(yè)機會和外部監(jiān)督，外來資本和民間金融有助

表6　人均持股比例的回歸結果

注: 系數(shù)值下面括號中值為雙尾檢驗的t 值，*、**、***分別表示10%、5 %和1 %的顯著水平。

于改善農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構[23]。那么，引入外來投資者是否有利于提高農(nóng)民收入和改進集體經(jīng)濟效益呢？

從現(xiàn)有文獻看，我們沒有看到有相關學術研究探討引入外來投資者對集體經(jīng)濟效益的影響。從戰(zhàn)略投資者的相關文獻看，大多數(shù)研究認為引入戰(zhàn)略投資者有利于提高公司業(yè)績[24]。

為了考察引入外來投資者對農(nóng)民集體經(jīng)濟組織效益的影響，我們利用調查的數(shù)據(jù)構造一個虛擬變量：如果該行政村的股權中有外來投資者，則虛擬變量取值為1；否則取值為0。把該虛擬變量放入回歸方程中，控制變量包括其他影響集體經(jīng)濟組織效益的因素?；貧w結果如下表所知。

在上表中，模型(1)、模型(2)、模型(3)、模型(4)的被解釋變量分別為農(nóng)民人均收入、集體經(jīng)濟組織的凈資產(chǎn)、總負債和總收入。我們關心的是是否引入外來投資者這一虛擬變量的顯著性和符號。從表中可以看出，引入外來投資者對于農(nóng)民人均收入和集體經(jīng)濟總收入的影響為正，但不顯著；對于集體經(jīng)濟凈資產(chǎn)有顯著為正的影響，對總負債有顯著為負的影響。

四、研究結論

目前我國農(nóng)村集體經(jīng)濟組織股份合作制改革還處于探索階段，改革模式、股權結構等問題還需要進一步研究和完善?，F(xiàn)有學術文獻主要關注整體改革效果，尚未深入到股權結構對改革效果的影響。本文基于北京市所有行政村的橫截面數(shù)據(jù)，對股權結構中的三個關鍵問題：集體股比例、股權分散程度、外來投資者與農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟效益的關系進行了實證分析，結果發(fā)現(xiàn)：(1)集體股比例和農(nóng)民收入、集體經(jīng)濟收入之間存在顯著的負相關關系，集體股比例越高，集體經(jīng)濟組織

表7　引入外來投資者的回歸結果

注: 系數(shù)值下面括號中值為雙尾檢驗的t 值，*、**、***分別表示10%、5 %和1 %的顯著水平。

的收入越低，農(nóng)民收入也越低，集體股比例所帶來的“所有者缺失”產(chǎn)生了顯著的負面影響；(2)以人均持股比例衡量的股權分散程度對集體經(jīng)濟收入和農(nóng)民收入統(tǒng)計上沒有顯著影響；(3)引入外來投資者對農(nóng)民收入的影響為正，但不顯著，對集體經(jīng)濟組織的凈資產(chǎn)有顯著為正的影響，對減少負債有顯著為正的影響，說明集體經(jīng)濟組織引入外來投資者有助于改善財務指標。因此，從總體上看，集體經(jīng)濟組織的股權結構確實會對農(nóng)民收入和企業(yè)經(jīng)濟效益產(chǎn)生顯著影響，這個影響主要體現(xiàn)在集體股比例和是否引入外來投資者。

農(nóng)村集體經(jīng)濟產(chǎn)權制度改革是我國經(jīng)濟體制改革的重要內(nèi)容，是解決三農(nóng)問題的關鍵步驟，也是新型城鎮(zhèn)化的必經(jīng)途徑。本文的研究表明，農(nóng)村集體經(jīng)濟產(chǎn)權制度改革還必須考慮進一步優(yōu)化股權結構，集體股的存在有一定的必要性，但其對農(nóng)民收入和集體經(jīng)濟效益的負面效應也不能忽視。在未來中應該進一步對集體股作進一步的改革，既發(fā)揮其積極的作用，又能消除其負面效應。另一方面，引入外來投資者顯然有助于改善集體經(jīng)濟組織的公司治理結構，在未來實踐中應該大力推廣。

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(本文責編：海洋)