王俊璽

本文旨在通過實(shí)證研究創(chuàng)業(yè)板股權(quán)集中度的變動s公司績效的關(guān)系。本文選取2010-2015年在創(chuàng)業(yè)板上市的公司2010-2016年數(shù)據(jù)作為樣本，將消除宏觀影響和行業(yè)波動后的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為使用數(shù)據(jù)，運(yùn)用因子分析法得到公司績效指標(biāo)，繼雨使用面板數(shù)據(jù)分析得出研究結(jié)果。研究結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中程度處于不斷減小的過程；創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中度的變動s公司績效變動呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)；創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)制衡度的變動s公司績效變動無相關(guān)性。

創(chuàng)業(yè)板上市公司 股權(quán)集中度 公司績效

自從Berle與Means提m兩權(quán)分離理論以來，圍繞著企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)的研究長久不衰。在此基礎(chǔ)上，諸多學(xué)者圍繞這個問題獲得了卓有成效的研究。無論是Wilson、Grossman和Hart提出的委托代理理論，還是Freeman提出的利益相關(guān)者概念，亦或是青木昌彥提出的“內(nèi)部人控制”理論，其宗旨都是要圍繞股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司利益的綜合考量，也充分表明股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間存在著非常密切的聯(lián)系。中國自從股權(quán)分置改革以來，股票市場獲得了長足的發(fā)展，截至2016年底，滬深兩市共有3029只股票，總市值達(dá)到50.62萬億元，已經(jīng)成為全球股票市場的重要組成部分。但中國股市還存在不少問題亟待解決，最突出的就是股權(quán)機(jī)構(gòu)不合理和監(jiān)管制度缺失。什么樣的股權(quán)結(jié)構(gòu)是最能促進(jìn)公司發(fā)展的，以及在此基礎(chǔ)如何進(jìn)行監(jiān)管是首要解決的問題。

文獻(xiàn)綜述

在學(xué)術(shù)界已有的針對我國上市公司股權(quán)集中度與公司績效之間關(guān)系的研究中，主要結(jié)論包括正相關(guān)、負(fù)相關(guān)以及無相關(guān)和非線性相關(guān)四種情形。

（1）正相關(guān)性

主流觀點(diǎn)認(rèn)為兩者之間呈正向關(guān)系。Berle和Mean（ 1932）認(rèn)為分散的小股東與公司管理層之間存在利益沖突會弱化管理層激勵從而抵消股權(quán)分散帶來的好處并最終降低公司價(jià)值。Jensen與Meckiing（ 1976）以內(nèi)部股東才能參與公司的經(jīng)營管理決策為由，認(rèn)為內(nèi)部股東持股比例越高，公司價(jià)值越高。Grossman和Hart（ 1980）認(rèn)為公司股權(quán)越分散，股東監(jiān)督管理層行為的收益成本比越小，“搭便車”現(xiàn)象越嚴(yán)重。陳小悅、徐曉東（ 2001）]選擇凈資產(chǎn)收益率和主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果表明第一大股東的持股比例與企業(yè)業(yè)績顯著正相關(guān)。徐莉萍等人（ 2006）采用主成分分析技術(shù)，選取1999-2003年4845個公司年度觀測值，將多個績效指標(biāo)綜合為單一指標(biāo)，結(jié)果表明經(jīng)營績效和股權(quán)集中度之間呈現(xiàn)出顯著的正向線性關(guān)系，且這種線性關(guān)系在不同股權(quán)性質(zhì)的控股股東中都是明顯存在的。陳敏涵（ 2012）以EPS和ROA為衡量指標(biāo)，對中小板公司2007-2010年間的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行研究，結(jié)論表明機(jī)構(gòu)持股與公司業(yè)績之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，存在機(jī)構(gòu)持股的公司其業(yè)績優(yōu)于無機(jī)構(gòu)持股的公司，股權(quán)制衡能有效平衡機(jī)構(gòu)投資者與第一大股東之間的權(quán)力。

（2）負(fù)相關(guān)性

也有學(xué)者認(rèn)為兩者之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系。Thomsen et al（ 2006）發(fā)現(xiàn)與美國的公司相比，歐洲的公司股權(quán)集中度更高，實(shí)證的結(jié)果也表明歐洲的股東持股比例與公司價(jià)值之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。李亞靜等人（ 2006）]以經(jīng)濟(jì)增加值和資本回報(bào)率與資本成本率的差額作為被解釋變量，結(jié)果表明股權(quán)集中度越高，公司價(jià)值越低，而國家股比例會在公司價(jià)值創(chuàng)造中起負(fù)面作用。黃建山，李春米（ 2009）通過研究我國471家制造業(yè)上市公司2002-2007年的面板數(shù)據(jù)，以托賓Q值作為解釋變量，在建立模型之前先進(jìn)行了自相關(guān)、多重共線性等檢驗(yàn)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績效顯著負(fù)相關(guān)。Mohammad（ 2013）選取德黑蘭證交所的上市公司為研究對象，采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與ROE正相關(guān)，與ROA負(fù)相關(guān)；公司績效與國有持股、家族持股、個人持股呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，與法人和機(jī)構(gòu)持股成正相關(guān)。

（3）無關(guān)性

Fama和Eugue（ 1980）提出不同的觀點(diǎn)，他們認(rèn)為股權(quán)集中與否對公司的經(jīng)營績效沒有實(shí)質(zhì)性的影響，公司的兩權(quán)分離將使得股東對于公司經(jīng)營管理的影響極為有限。Harold（2001）使用Demsetz和Lehn研究中樣本中隨機(jī)挑選的包含223家公司的子樣本，用會計(jì)利潤率替代托賓Q值，得出股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效之間沒有系統(tǒng)性的關(guān)系結(jié)論。唐睿明（ 2005）以我國家族上市公司為研究對象，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績效的關(guān)系沒有出現(xiàn)預(yù)期的倒U型關(guān)系。吳格（ 2012）在創(chuàng)業(yè)板上市公司中選擇兩個樣本組，研究變量包含了公司績效變量、股權(quán)結(jié)構(gòu)變量、虛擬變量和控制變量，并對股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效進(jìn)行多元線性回歸，發(fā)現(xiàn)在創(chuàng)業(yè)板上市公司中，股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效兩者之間不存在較顯著的相關(guān)關(guān)系。

（4）非線性相關(guān)

Myeong（ 1998）使用最小二乘回歸分析，選取《Fortune》雜志1993-1995年500家制造業(yè)公司進(jìn)行研究，結(jié)果表明內(nèi)部持股比例以7%和38%位臨界點(diǎn)，出現(xiàn)先增加，后減少，再增長的趨勢。杜瑩、劉立國（ 2002）發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績效呈顯著的倒U型曲線關(guān)系，并且當(dāng)前五大股東持股比例之和在53%-55%之間時(shí)，公司績效趨于最大化。張純、方平（ 2009）以2004年底前上市的的民營公司2005-2007年間的數(shù)據(jù)作為研究對象，采用第一大股東持股比例（ CRl），發(fā)現(xiàn)CR1與公司績效呈顯著的倒U型關(guān)系。陳德平、陳永勝（ 2011）運(yùn)用回歸分析法，以ROE作為公司績效的度量指標(biāo)，研究結(jié)果表明，與“壕溝防御效應(yīng)”、“利益協(xié)同效應(yīng)”假說一致，股權(quán)集中度與公司績效呈顯著的正U型關(guān)系，股權(quán)制衡度有助于改善公司績效，并據(jù)此得出構(gòu)建大股東多元化、股權(quán)相互制衡的治理機(jī)制，有助于解決我國上市公司治理問題的結(jié)論。

研究假設(shè)

本人認(rèn)為，由于創(chuàng)業(yè)板公司上市時(shí)間不長，大股東多為自然人，持股比例較為集中，且中國股票市場仍處于逐漸發(fā)展和完善的過程中，金融監(jiān)管還不健全，創(chuàng)業(yè)板自然人大股東的自利行為很可能會對上市公司的經(jīng)營造成較大影響，因而股權(quán)的適度分散有利于增加對大股東的有效制衡，防止大股東憑借其控制權(quán)地位侵害小股東利益的“掏空”行為。綜合考慮創(chuàng)業(yè)板市場的市場定位、上市公司性質(zhì)和規(guī)模等因素，本文提m以下假設(shè)：

假設(shè)一：創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中程度處于不斷減小的過程。

假設(shè)二：創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中度的變動與公司績效變動呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。

假設(shè)三：創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)制衡度的變動與公司績效變動呈現(xiàn)正相關(guān)。

數(shù)據(jù)來源和實(shí)證模型

鑒于面板分析數(shù)據(jù)要求，數(shù)據(jù)樣本不宜過小且時(shí)間跨度不能過短，本文選取在2010-2015年間上市的455家公司在

2010-2016年間的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究。

本文的解釋變量、被解釋變量及控制變量如表1：

在參考研究了國內(nèi)外學(xué)者在股權(quán)集中度與公司績效關(guān)系的基礎(chǔ)上，結(jié)合本文提出的研究假設(shè)，構(gòu)建出的基本模型如下：

其中，下標(biāo)t代表2010-2016年的某個年份，下標(biāo)i代表創(chuàng)業(yè)板第i家公司。β1一β4為回歸系數(shù)，β0為截距，P_i，t為被解釋變量，是通過因子分析法獲得的代表公司綜合績效的指標(biāo)?！鱔_i，t代表股權(quán)集中度的變動值，是解釋變量。為了避免股權(quán)集中度的各指標(biāo)之間產(chǎn)生多重共線性影響結(jié)果，本文將△CR3等指標(biāo)逐個帶人進(jìn)行驗(yàn)證。DFL_i，t為公司的財(cái)務(wù)杠桿，0L_i，t為公司的經(jīng)營杠桿，ESR_i，t為高管持股比例，公司的經(jīng)營杠桿和財(cái)務(wù)杠桿明顯會影響公司發(fā)展速度，而高管持股比例會影響公司高管在公司管理方面的盡職程度，因此將三者作為控制變量加入模型。ζ_i，t為偏差值。

實(shí)證分析

（1）因子分析

為了消除宏觀因素和行業(yè)波動的影響，首先通過查詢所有A股上市公司的柏關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)，按照所屬行業(yè)進(jìn)行區(qū)分，在去除極端值的情況下計(jì)算行業(yè)算術(shù)平均值作為行業(yè)平均指標(biāo)，然后將樣本公司相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)減去相應(yīng)行業(yè)平均指標(biāo)，得到超額財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，將此作為因子分析的原始數(shù)據(jù)。

以2016年的數(shù)據(jù)為例，首先，進(jìn)行KMO測度和球形Bartlett法檢驗(yàn)以確定11個財(cái)務(wù)指標(biāo)是否能夠使用因子分析法。結(jié)果是Bartlett的球形度檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為5255.788，相應(yīng)的概率Sig為0.000，因此可認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異，拒絕原假設(shè)。同時(shí)，KMO值為0.701，根據(jù)Kaiser給出的KMO度量標(biāo)準(zhǔn)可知原有變量適合作因子分析。

從表2中可知，前四個成分的特征值分別為3.407、3.076、1.598和1.453，前四個成分累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到86.673%，第五個成分的特征值為0.426，遠(yuǎn)小于1，說明這四個新變量能夠解釋原始數(shù)據(jù)變量中80%以上的信息，達(dá)到了較高水平。

本節(jié)選取4個因子代替原有的11個反映公司績效變動的超額財(cái)務(wù)指標(biāo)，并用最大方差法對因子負(fù)荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)變換，轉(zhuǎn)軸后的因子系數(shù)分化程度更高。旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣見表3：

從表中可以看出超額總資產(chǎn)收益率、超額凈資產(chǎn)收益率、超額每股收益和超額營業(yè)利潤率在第一個因子的載荷比較大，這些指標(biāo)都是反映企業(yè)超出行業(yè)平均盈利水平的相關(guān)指標(biāo)，因而可以把第一個因子看作超額盈利能力因子。同理，其他三個因子可以看做超額償債能力因子、超額營運(yùn)能力因子和超額成長能力的因子。

根據(jù)因子分析的成分得分系數(shù)矩陣可以得到四個因子的線性表達(dá)式，分別為：

FACl_1=0.273EPS+0.300ROE+0.304ROA+0.260TTM-0.026CR-0.02 SQR-O.O04CAR

-0.025CAIR-0.034TAIR-0.027RGR-0.062TAGR

FAC2_1--0.030EPS-0.044ROE-O.017ROA+0.027TTM+0.3 60CR+0.3 62QR+O.330CAR

+0.028CAIR+0.078TAIR+O.OOIRGR+0.049TAGR

FAC3_1=-0.016EPS+O.010ROE-O.017ROA-0.063 TTM+0.05 8CR+0.05 6QR+O.024CAR

+0.511CAIR+0.538TAIR-0.007RGR-0.039TAGR

FAC4_1=-0.007EPS-0.039ROE-0.058ROA-0.02 1TTM+O.011CR+0.016QR+O.032CAR

-O.OllCAIR-0.031TAIR+0.546RGR+0.589TAGR

自上述4個因子公式計(jì)算出各個公共因子的值，并將各因子旋轉(zhuǎn)后的貢獻(xiàn)率占4個因子累積貢獻(xiàn)率之和的比重作為權(quán)數(shù)。各因子旋轉(zhuǎn)后解釋原始數(shù)據(jù)總方差的比例分別29.159%、25.460%、17.333%和14.721%，累積貢獻(xiàn)率為86.673%，占比權(quán)數(shù)分別為33.64%、29.38%、20.00%和16.98%，因此創(chuàng)業(yè)板上市公司綜合績效的表達(dá)式為：

P=0.3364FACl_1+0.2938FAC2_1+0.2FAC3_1+0.1698FAC4_l

根據(jù)上述表達(dá)式可以計(jì)算出2016年455家樣本公司的綜合公司績效P。同理根據(jù)上述計(jì)算，可以得到2010-2015年各個樣本公司的綜合績效指標(biāo)。

（2）面板數(shù)據(jù)分析

首先對各個指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，了解指標(biāo)分布情況，便于后續(xù)的面板數(shù)據(jù)分析。

從表4中可以得知，部分公司的績效指標(biāo)p為負(fù)，這一方面是由于因子分析對財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)無量綱化帶來的，另一方面也是因?yàn)楣究冃е笜?biāo)是由公司超出行業(yè)平均水平的部分綜合而來的，而且p值體現(xiàn)的是公司績效指標(biāo)的變動，p小于0說明公司的業(yè)績處于下滑狀態(tài)，并不代表公司業(yè)績?yōu)樨?fù)。從表中可知，△cr3、△cr5、△h3和Ah5均值均為負(fù)，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中程度處于不斷減小的過程，驗(yàn)證了假設(shè)一。

在回歸分析前，先對各個變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定是平穩(wěn)時(shí)間序列，保證回歸分析中不存在偽回歸。然后通過Hausman檢驗(yàn)來找出適合樣本數(shù)據(jù)的效應(yīng)模型，進(jìn)而進(jìn)行回歸分析。結(jié)果均通過了顯著性檢驗(yàn)。

*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平下通過顯著性檢

從表5中可以看出，△cr3、△cr5、△h3和△h5回歸系數(shù)均為負(fù)，且△cr3、△h3和△h5均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，但△h5的回歸系數(shù)略小于△h3，△z指數(shù)回歸系數(shù)絕對值極小，且未通過顯著性檢驗(yàn)。這說明：一是，當(dāng)前三大股東持股比例有所下降時(shí)，上市公司的績效水平會上升，且實(shí)際情況中下降幅度越大，公司績效提升越高；二是，第二和第三大股東話語權(quán)的增強(qiáng)，會顯著改善公司業(yè)績，提高公司經(jīng)營效率；三是股權(quán)分散于第四、第五大股東所帶來公司績效的提升沒有第二、第三大股東效果好。四是，股權(quán)制衡未能發(fā)揮預(yù)料中的作用。

結(jié)合股權(quán)結(jié)構(gòu)的相關(guān)理論和創(chuàng)業(yè)板第一大股東主要為自然人的事實(shí)，本人認(rèn)為，由于創(chuàng)業(yè)板公司多數(shù)是由自然人創(chuàng)立而來，前幾大股東之間可能存在著較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，他們不僅可以通過合謀消除相互間的制衡，還可以通過股權(quán)占比高的優(yōu)勢對經(jīng)理層施壓，干預(yù)公司的經(jīng)營決策，出現(xiàn)因公謀私的情況，侵害小股東和公司的利益，對公司的經(jīng)營發(fā)展造成負(fù)面影響。而第二和第三大股東持股比例的提高，使得他們主動參與公司管理的激勵增強(qiáng)，能夠提高公司管理效率，改善公司經(jīng)營，同時(shí)與第一大股東存在制衡效應(yīng)。但股權(quán)在前五大股東手中過于分散，可能會造成股東層面摩擦成本的提高，影響公司經(jīng)營，從而降低公司績效。這與本文的假設(shè)二是一致的，但否定了假設(shè)三。

主要結(jié)論分析和啟示

通過描述性統(tǒng)計(jì)分析，我們可以發(fā)現(xiàn)，△cr3和△cr5等解釋變量的均值均為負(fù)值，這說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)不斷變化，股權(quán)集中度處于不斷下降的狀態(tài)，這主要是由于創(chuàng)業(yè)板上市公司不斷增資擴(kuò)股，以及大股東減持造成的。而面板數(shù)據(jù)回歸分析的結(jié)果，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中度的變動與公司績效變動呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，股權(quán)制衡度的變動與公司績效變動之間不存在關(guān)聯(lián)關(guān)系。即在創(chuàng)業(yè)板市場，較為集中的股權(quán)分布結(jié)構(gòu)并不能成為促進(jìn)公司業(yè)績發(fā)展的動因，究其原因，主要在于主板市場由于歷史原因國有持股和法人持股較多，他們的存在有利于公司管理和經(jīng)營。而創(chuàng)業(yè)板上市公司的大股東多為自然人，在信息收集、決策制定、公司治理等方面有較大劣勢，且家族控股情況比較多見，大股東之間存在親屬或朋友等關(guān)聯(lián)關(guān)系。所以，創(chuàng)業(yè)板集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司經(jīng)營業(yè)績的提升助力較弱，加之自然人股東在盜取公司資源謀求私利時(shí)更易操作，因此，創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中度越高對公司業(yè)績的負(fù)面影響越大，股權(quán)制衡在創(chuàng)業(yè)板市場不能有效地發(fā)揮其作用。

本文經(jīng)驗(yàn)結(jié)論的啟示是政府監(jiān)管部門應(yīng)該完善相關(guān)法律法規(guī)，加強(qiáng)對創(chuàng)業(yè)板的監(jiān)督管理，建立和健全相關(guān)的法律法規(guī)，促進(jìn)創(chuàng)業(yè)板市場公司治理的規(guī)范化，同時(shí)促進(jìn)創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)的分散化，加強(qiáng)對控股股東的制約和監(jiān)督，有效限制和約束控股股東的權(quán)力，以此來維護(hù)整個市場的平穩(wěn)發(fā)展。