陳璇雯 何宗輝 閆強明

關鍵字： 股權集中度； 國有股比例； 企業(yè)績效

一、引言

在大力發(fā)展混合所有制的經(jīng)濟背景下，推進企業(yè)股權多元化改革是提升企業(yè)績效的關鍵。股權多元化可以讓更多資本進入，增強企業(yè)內(nèi)部相互制約機制，優(yōu)化公司的治理結構，促進企業(yè)績效提升。但是股份多元化不代表股權越分散越好，恰恰相反，公司治理結構的優(yōu)化需要保持一定的股權集中度，以利于股東對經(jīng)理人進行有效監(jiān)督，從而降低代理成本，提升企業(yè)績效。股權多元化主要考慮股權集中度和國有股比例兩個方面，前者涉及股權結構，后者涉及股權性質(zhì)。

股權集中度在一定程度上決定了企業(yè)控制權的分配，對企業(yè)重大事項的決策、監(jiān)督運營管理起著決定性的作用，因此會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。股權集中度改革的重點在于保持合理的股權結構和集中度。國有股比例的大小會直接影響企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)，產(chǎn)權性質(zhì)的差異將導致企業(yè)內(nèi)部管理方式的不同，也會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。國有資本改革經(jīng)歷了從擴大企業(yè)經(jīng)營自主權、建立現(xiàn)代企業(yè)制度到推動國有資產(chǎn)管理體制改革等歷程，改革的重點在于增強國有資本影響力，最優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部國有股份的比例，增強企業(yè)活力，提高企業(yè)績效。然而，單純的股權分散和縮減國有持股比例不一定有效，將股權集中度和國有持股比例保持在合理區(qū)間內(nèi)的適度水平，才能在最大化企業(yè)的績效的同時，改進公司創(chuàng)新能力與提升國有資本的影響力。

國內(nèi)外與此相關的文獻主要有兩支。其一，討論了股權集中度與企業(yè)績效之間的關系，但尚未得出一致性的結論。Reyna等人通過分析墨西哥90家上市公司的數(shù)據(jù)認為，股權集中能加大股東的監(jiān)督力度，從而有利于提升企業(yè)價值和經(jīng)營績效*① Reyna J M S M，Vázquez R D，Valdés A L, “Corporate Governance, Ownership Structure and Performance in Mexico”，International Business Research，2012，5(11)， p.12.；Jensen & Meckling研究內(nèi)部持股比例和企業(yè)績效之間的關系發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部持股比例與公司價值之間具有明顯的正向相關關系，公司價值隨著內(nèi)部持股比例的增加而增加[注]Jensen M C，Meckling W H， “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”，Journal of Financial Economics，1976，3(4)， pp.305-360.；Shleifer & Vishny認為，保持一定的股權集中度有利于大股東加強對管理層的監(jiān)督，緩解企業(yè)內(nèi)部“搭便車”的問題，從而降低治理成本，提高公司價值[注]Shleifer A，Vishny R W, “Large Shareholders and Corporate Control”，The Journal of Political Economy， 1986，94(3), pp.461-488.；李成和秦旭研究了中國十家上市銀行股權結構與經(jīng)營績效的關系，認為股權集中度與銀行績效之間存在顯著的負相關關系[注]李成、秦旭：《銀行股權集中度與經(jīng)營績效的相關性分析》，《金融理論與實踐》2008年第1期。，吳斌、黃明峰的研究認同該觀點[注]吳斌、黃明峰：《股權集中度與風險投資企業(yè)績效相關性研究——來自深市中小板市場的經(jīng)驗證據(jù)》，《科技進步與對策》2011年第18期。；Demsetz & Lehn比較了1981年美國511家上市公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，股權集中度與經(jīng)營績效沒有明顯的相關關系[注]Demsetz H，Lehn K, “The Structure of Corporate Ownership: Causes and Consequences”，The Journal of Political Economy，1985，93(6), pp.1155-1177.，朱武祥、宋勇也得出了類似的結論[注]朱武祥、宋勇：《企業(yè)股權結構與企業(yè)價值——對家電行業(yè)上市公司實證分析》，《經(jīng)濟研究》2001年第12期。。

其二，探究國有股比例對企業(yè)績效影響，多數(shù)學者認為非國有控股企業(yè)的經(jīng)營績效要優(yōu)于國有控股企業(yè)的經(jīng)營績效。Sun & Tong通過分析中國634家上市國有企業(yè)的數(shù)據(jù)得出，國有控股對企業(yè)績效產(chǎn)生負面的影響[注]Sun Q，Tong W H S, “China Share Issue Privatization: The Extent of Its Success”，Journal of Financial Economics，2003，70(2)， pp.183-222.；徐曉東和陳小悅也發(fā)現(xiàn)，非國有控股企業(yè)的經(jīng)營績效比國有控股企業(yè)更高[注]徐曉東、陳小悅：《第一大股東對公司治理、企業(yè)業(yè)績的影響分析》，《經(jīng)濟研究》2003年第2期。；李善民和周木堂等認為，民營控股上市公司中，公司治理變量及控制變量對企業(yè)績效的解釋力度大于國有控股上市公司[注]李善民、周木堂、余鵬翼等：《最終所有權性質(zhì)、治理機制對企業(yè)績效的影響研究》，《管理科學》2006年第5期。。但是，有學者認為國有股比例與企業(yè)績效之間不存在明顯的相關關系。楊海蘭通過對山東省2005-2010年80家上市公司績效的進行分析和假設檢驗，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)集團和非國有企業(yè)集團的上市公司企業(yè)績效并沒有明顯差別，國有控股不直接影響企業(yè)績效[注]楊海蘭：《企業(yè)集團國有股權與上市公司績效的關系》，《山東社會科學》2014年第5期。。

總而言之，大多學者主要采用線性回歸模型的方法探討了股權集中度、國有股比例與企業(yè)績效的關系。Merck證明股權集中度與公司績效之間存在倒U型關系[注]Merck R，Shleifer A，Vishny R W, “Management Ownership and Market Valuation: An Empirical Analysis”， Journal of Financial Economics，1988，20(88)， pp.293-315.。一般而言，這是通過引入股權集中度的平方項來解決，但是這種處理方法有兩個缺陷：第一，股權集中度與其平方項極有可能存在較強的共線性；第二，這種方法不能找到明確的分組界點，只能大致驗證關系，而本文引入的門限效應分析能夠較好的解決以上問題。門限效應模型提供了一個新的漸進分布理論來分析非線性關系，通過建立待估參數(shù)的置信區(qū)間，并利用bootstrap的方法來估計待檢驗參數(shù)的顯著性，不僅能夠估計出可能存在的拐點值，同時能對多個門限值的情況進行估計，可以更為精確的估計出變量之間的非線性關系。此外，當前鮮有學者探討股權集中度、國有股比重與公司績效之間的非線性關系，國有股權比重、股權集中度的適度區(qū)間，以及在不同的行業(yè)間的異質(zhì)性等問題，因此本文希望對以上問題進行探究。

本文首先梳理了股權集中度、國有股比例與公司績效相關文獻，提出股權集中度、國有股比例與企業(yè)績效的非線性關系的理論機制。選用2010年至2014年主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場2400多家上市公司的面板數(shù)據(jù)作為樣本，基于門限回歸的方法，研究發(fā)現(xiàn)對主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場而言，股權集中度對企業(yè)績效的影響均存在顯著的單一門限效應。對成熟的主板市場企業(yè)而言，由于企業(yè)規(guī)模大、生產(chǎn)相對成熟，股權多元化改革則可以進一步深化，即保持股權集中度在0-0.0170范圍內(nèi)有利于企業(yè)業(yè)績的提升。此外，降低國有股份比例有利于公司績效的提升。對于處于成長起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場企業(yè)，由于企業(yè)規(guī)模小、產(chǎn)品創(chuàng)新性強，股權多元化改革不能操之過急，即股權集中度處于0-0.2123范圍內(nèi)較優(yōu)。處于成長起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場企業(yè)的股權集中度的門限值要高于主板市場。除引言外，本文余下結構是：第二部分是理論機制、研究假說與實證策略；第三部分是數(shù)據(jù)處理、變量選擇與固定效應分析；第四部分是門限回歸實證結果分析；第五部分進一步分析創(chuàng)業(yè)板市場，以探討不同類型企業(yè)的股權集中度的適度區(qū)間；第六部分是本文的結論及政策啟示。

二、理論機制與實證策略

(一)股權集中度與企業(yè)績效非線性關系的理論機制

隨著現(xiàn)代公司制度的建立，公司所有權與經(jīng)營權分離，企業(yè)所有者保留剩余索取權，讓渡經(jīng)營權。和企業(yè)所有者相比，經(jīng)營者直接參與機構管理，往往比所有者掌握有更多關于企業(yè)的信息。在信息非對稱的環(huán)境下，所有權與經(jīng)營權的分離容易催生公司經(jīng)營管理者的道德風險行為。此外，公司所有權與經(jīng)營權分離后，在理性人假設下，公司所有者與經(jīng)營者所追求的目標也不同，公司所有者希望公司價值最大化，而經(jīng)營者所追求的是個人工資、津貼收入最大化，因此經(jīng)營者可能會做出損害公司利益但能提升自己業(yè)績表現(xiàn)的行為，偏離所有者要求的企業(yè)價值最大化的目標。因此保持一定的股權集中度有利于股東對經(jīng)理人實施有效監(jiān)督，從而降低代理成本，提升企業(yè)價值。

但是股權的過度集中也會導致企業(yè)股權結構的失衡，股東之間權力制衡機制乏力，“共治”作用隱而不顯，從而不利于企業(yè)績效的改善。市場經(jīng)驗表明，在保持一定股權集中的情況下，股權制衡程度高的企業(yè)往往能規(guī)避企業(yè)股東侵害公司利益的風險，能夠有效防止大股東損害小股東利益的行為，避免大股東權力的濫用，從而提高企業(yè)績效。因此保持各股東之間股權制衡的良好局面，有利于提升企業(yè)績效。

Mcconnell & Sewaes以美國上市公司作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)股東持股比例與公司績效之間呈現(xiàn)出顯著的門限效應，門限值分別為40%和50%，低于前一個門限值時，公司績效與持股比例正相關，而當持股比例在兩個門限值之間時，公司績效隨著持股比例的增加而下降，二者負相關[注]Mcconnell J J，Servaes H，“Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value”，Journal of Financial Economics，1990，27(2)， pp.595-612.。王雪平等利用2009-2014年的湖北省上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)股權集中度與公司績效之間存在負向門限效應，不同的股權集中度對公司績效的效應有顯著差異，隨著股權集中度的提高，企業(yè)績效逐漸降低，并且股權集中度對于公司績效的抑制作用隨著股權集中度的提高呈現(xiàn)逐漸減弱的趨勢[注]王雪平、王小平：《股權集中度與公司績效之間存在門檻效應嗎？》，《財會通訊》2017年第23期。。馬嵐使用創(chuàng)業(yè)板面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)股權集中度與公司績效之間存在顯著的單一門限效應。在跨越門限前，股權集中度對公司績效的影響顯著為正，但在跨越門限值后，正向作用顯著降低且不再顯著[注]馬嵐：《創(chuàng)業(yè)板股權集中度與公司績效——基于面板數(shù)據(jù)的門檻效應研究》，《浙江金融》2016年第8期。。

綜上所述，可以初步判斷股權集中度與企業(yè)績效之間可能存在顯著的門限效應。當企業(yè)從完全的股權分散(即股權集中度接近于0)向適度的股權集中轉(zhuǎn)變時，由于內(nèi)部監(jiān)管的提升，能夠有效降低代理成本從而提高企業(yè)績效。但是當股權集中度超過適度水平時，過度的股權集中度會破壞企業(yè)股權的制衡結構，提高大股東股權濫用的風險，從而不利于企業(yè)績效的提高。因此，提出如下假說：

假說1：上市公司股權集中度對企業(yè)績效的影響存在門限值，即上市公司股權集中度對企業(yè)績效之間存在非線性關系。

創(chuàng)業(yè)板市場區(qū)別于主板市場的地方在于，在創(chuàng)業(yè)板市場上市的公司多為創(chuàng)業(yè)型企業(yè)、中小企業(yè)和高科技產(chǎn)業(yè)企業(yè)。這些企業(yè)具備一些共同的特質(zhì)：企業(yè)規(guī)模較小并且多處于企業(yè)生命周期中的成長起步階段。對于這類企業(yè)而言，大量的股份往往掌握在核心團隊手中，保持較高的股權集中度有利于充分發(fā)揮核心團隊的領導作用，避免在公司創(chuàng)立初期產(chǎn)生方向性的錯誤，因而也更有利于企業(yè)績效的提高。隨著股權集中度的進一步提高，一旦超過適度規(guī)模，同樣也會因為股權制衡機制的破壞而不利于企業(yè)績效的改善。因此，創(chuàng)業(yè)板上市公司和主板市場上市公司在企業(yè)規(guī)模和發(fā)展階段上具有顯著的差異。創(chuàng)業(yè)板上市公司是處于生命周期成長階段的企業(yè)，創(chuàng)始人在公司成長過程中往往是決策者，許多涉及公司經(jīng)營績效的重大決策的作出都與創(chuàng)始人息息相關，創(chuàng)始人對公司的控制權決定著公司發(fā)展的方向和成長速度。因此，對中小企業(yè)和創(chuàng)業(yè)公司而言，其股權集中度要普遍高于主板市場上的企業(yè)，中小企業(yè)及創(chuàng)業(yè)公司股權集中度對企業(yè)績效的影響可能存在更高的門限值?？梢圆聹y，在股權集中度對企業(yè)績效的影響存在門限的情況下，創(chuàng)業(yè)板上市公司的門限值要高于主板市場上市公司的門限值。因此，提出如下假說：

推論1：創(chuàng)業(yè)板市場股權集中度的門限值要高于主板市場股權集中度門限值。

(二)國有股比例與企業(yè)績效非線性關系的理論機制

國有股比例對企業(yè)績效影響的研究主要圍繞企業(yè)內(nèi)部股權性質(zhì)的問題展開。和其他性質(zhì)的股權相比，國有股權產(chǎn)權不明晰，國有企業(yè)所有者缺位，公司管理者在企業(yè)內(nèi)容擁有極大的話語權，在缺乏監(jiān)督的情況下，權力的擴張容易觸發(fā)管理者的道德風險行為，背離公司價值最大化的目標，對企業(yè)績效產(chǎn)生不良的影響。國有上市公司因股權結構單一，國有股比例一家獨大，公司內(nèi)部股權制衡機制作用不顯，容易出現(xiàn)小股東權益被侵占的情況；在股權過度分散的情況下，小股東參與公司治理的熱情不高，在企業(yè)監(jiān)管治理方面會出現(xiàn)小股東“搭便車”的行為。此外，國有上市公司中常見的行政干預會導致行政目標與所有者目標偏離，不利于企業(yè)績效的提高，導致國有控股企業(yè)經(jīng)營管理效率低下。但也有研究表明，國有股比例與企業(yè)績效之間具備正向相關關系，原因在于，政府對國有企業(yè)在補貼支出和政策支持方面具有更多的傾斜，補貼收入形成企業(yè)正向的現(xiàn)金流，能夠增加會計利潤或者彌補營業(yè)虧損，從而改善經(jīng)營績效，出現(xiàn)國有股比例越高，企業(yè)經(jīng)營績效越好的表象，朱靜、何進日等人的研究也表明國有股與企業(yè)績效正相關[注]朱靜：《公司股權結構與經(jīng)營績效關系的實證研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)》，《貴州財經(jīng)學院學報》2011年第4期。[注]何進日、喻美：《股權結構與公司績效的相關性研究——以我國A股石油類上市公司為例》，《湖南師范大學社會科學學報》2009年第1期。。

綜上所述，可初步判斷國有股比例與企業(yè)績效之間不是簡單的線性相關關系。可能存在一個適度的比例區(qū)間，在該區(qū)間內(nèi)國有股比例對企業(yè)績效具有正向的影響，當超過這個區(qū)間后，國有股對企業(yè)績效的影響可能出現(xiàn)性質(zhì)的翻轉(zhuǎn)或者系數(shù)的變化?；诖耍岢鲆韵虏聹y：

假說2：國有股比例對企業(yè)績效的影響存在門限值，在該區(qū)間內(nèi)國有股比例對企業(yè)績效具有正向的影響，當超過這個區(qū)間后，國有股對企業(yè)績效的影響可能出現(xiàn)負面效果。

(三)門限回歸方法介紹

為了研究股權集中度、國有股比例和企業(yè)績效之間的非線性關系，本文選用1999年Hansen提出的門限面板數(shù)據(jù)模型進行研究[注]Hansen B E, “Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference”，Journal of Econometrics，1999，93(2)， pp.345-368.，根據(jù)門限變量(Threshold variable)自身的特點來決定不同的結構變化點，將樣本劃分為不同的區(qū)間并估計各區(qū)間內(nèi)變量之間的關系。該方法的主要優(yōu)點在于以殘差平方和最小化為條件確定門限值，并通過bootstrap等抽樣方法檢驗門限值的顯著性，克服了主觀設定結構突變點的偏誤，能夠更為準確的估計出樣本非線性的結構變化。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)來源及描述

(一)變量選擇及相關理論依據(jù)

根據(jù)本文研究的內(nèi)容，選取如下指標構建模型：

被解釋變量是企業(yè)績效，選用總資產(chǎn)收益率作為替代變量，以符號“ROA”表示，一般而言公司經(jīng)營績效越好，資產(chǎn)收益率越高。

解釋變量是股權集中度和國有股比例，其中股權集中度用前十大股東持股比例平方和作為替代變量，以符號“Tensquare”表示，前十大股東持股比例平方和越大代表股權集中度越高，選用該指標的原因在于，該指標既解決單位量綱的問題，同時還能考察前十大股東的分布是否均勻。因為在對持股比例取平方后，將會出現(xiàn)馬太效應，即強者越強而弱者越弱，即比例大的平方與比例小的平方之間的差距將拉大，從而突出股東持股比例之間的差距。一般而言，該指數(shù)若小于0.25則說明前10位股東的持股比例相對比較均衡，即股權分散比較明顯。而該指數(shù)越接近1，說明前10位股東的持股比例差距越大，即大股東絕對控股優(yōu)勢越明顯。國有股比例用企業(yè)國有持股比例作為替代變量，以符號“Rstateshare”表示，國有股比例越高表示企業(yè)股權結構中的“國有”性質(zhì)越明顯。除了股權集中度和國有股比例之外，境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負債率和資本積累率等也可能對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，因此在本文研究的模型中對這些變量加以控制，將資產(chǎn)負債率和資本積累率、境內(nèi)法人股比例等作為模型的控制變量納入分析研究，分別以符號“Cumulasset”“Assetloan”和“Rdoshare”表示。

控制變量的選取基于如下依據(jù)，資產(chǎn)負債率是企業(yè)總負債和總資產(chǎn)的比值，一方面，資產(chǎn)負債率高的企業(yè)通過舉債經(jīng)營，逐步擴大生產(chǎn)規(guī)模，開拓市場，增強企業(yè)活力，最終能增加企業(yè)績效；另一方面，資產(chǎn)負債率高的企業(yè)經(jīng)營成本也相對較高，企業(yè)管理者需要花費更多的時間控制企業(yè)財務風險，時間成本的增加會對企業(yè)績效造成負面的影響。資產(chǎn)負債率對企業(yè)績效的影響有正有負，其具體影響的大小需要結合同行業(yè)、同規(guī)模、從事相似經(jīng)營業(yè)務企業(yè)的平均水平來看，但能肯定的是資產(chǎn)負債率與企業(yè)績效之間存在相關性，楊蕙馨等、謝德明等、徐加佳的研究都已經(jīng)證明資產(chǎn)負債率對企業(yè)績效具有顯著的影響[注]楊蕙馨、王胡峰：《國有企業(yè)高層管理人員激勵與企業(yè)績效實證研究》，《南開經(jīng)濟研究》2006年第4期。[注]謝德明、李朝暉、丁煥強等：《金字塔結構下兩權分離損害企業(yè)績效嗎?——基于民營化后上市公司經(jīng)濟效果的實證研究》，《現(xiàn)代管理科學》2010年第12期。[注]徐加佳：《債務融資對我國房地產(chǎn)上市公司的績效影響研究》，《生產(chǎn)力研究》2015年第6期。。資本積累率是企業(yè)所有者權益增長額與上一年所有者權益的比率，資本積累率一定程度上代表了企業(yè)資本的積累能力，是評價企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ闹匾笜?。資本積累率高的企業(yè)資本增長速度快，發(fā)展?jié)摿薮?，可用資本充足，企業(yè)擴大再生產(chǎn)的能力也就越強，因此會對企業(yè)績效產(chǎn)生積極的促進作用。胡鐵軍等的研究也證明了資本積累率與企業(yè)績效之間的相關性[注]胡鐵軍、關明坤、李焱斌等：《股權分置改革后上市公司高管激勵與企業(yè)績效關系的實證研究》，《遼寧石油化工大學學報》2008年第1期。。境內(nèi)法人股是指企業(yè)法人或具有法人資格的事業(yè)單位和社會團體，以其依法可支配的資產(chǎn)，向股份有限公司非上市流通股權部分投資所形成的股份，境內(nèi)法人股比重越高，公司股票流動性越差，也就越不利于企業(yè)投融資活動的開展，進而導致企業(yè)經(jīng)營績效的惡化，這一研究結論也得到了其他學者的證實。例如劉霞等、黃德紅等的研究，均表明境內(nèi)法人股比例與企業(yè)績效之間存在相關關系[注]劉霞、林燕：《股權結構與企業(yè)績效》，《華中科技大學學報(社會科學版)》2003年第5期。[注]黃德紅、李彤：《湖北省上市公司股權結構與企業(yè)績效關系的實證研究》，《湖北大學學報(哲學社會科學版)》2014年第5期。。

(二)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

文章的樣本為2010-2014年上海證券交易所與深圳證券交易所2108家上市公司，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫中的中國上市公司財務指標數(shù)據(jù)庫和中國上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫，見表1。為了避免財務狀況異常樣本可能對研究造成的不利影響，剔除ST、*ST公司及其他交易狀態(tài)為非正常的公司；為了保持樣本的連續(xù)性和可比較性，同時對數(shù)據(jù)進行平衡面板處理。為了對數(shù)據(jù)進行簡單處理和模型估計，采用STATA13.0分析工具來實現(xiàn)。

表1選擇性變量的描述性統(tǒng)計

表1的描述性統(tǒng)計表所使用的每個變量的樣本量為10470，其中，變量股權集中度最高值為0.8，最小值為0.0005，均值為0.171，由此初步得出，我國的股權集中度的均值比較高；另一個關心的變量國有股比例最高值為0.862，最低值為0，均值為0.0551，從平均意義上看，當前我國的國有比例并不高；但是從個別企業(yè)來看，我國的國有股比例還是非常高?？梢?，當前我國的股權多元化改革從股權集中度和國有股比例的兩個維度還有很大改革空間。

四、門限回歸實證結果分析

通過門限回歸的方法檢驗上述理論機制的假說與推論，即分別以股權集中度和國有股比例作為門限變量對樣本數(shù)據(jù)進行實證分析?？紤]到企業(yè)所處發(fā)展階段的影響，對處于成長起步階段的企業(yè)而言，股權多元化改革與企業(yè)績效的關聯(lián)性可能呈現(xiàn)出不同的特點，因此本文分別對全樣本、主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場上市公司的數(shù)據(jù)進行異質(zhì)性的探討。

(一)對股權集中度與企業(yè)績效關系的實證分析

在對數(shù)據(jù)進行門限分析之前，需要進行門限效應檢驗，檢驗門限值是否真實存在。如果F統(tǒng)計量大于對應的臨界值，就拒絕原假設，即存在門限效應，如果F統(tǒng)計量的值小于對應的臨界值，就不能拒絕原假設，即不存在門限效應。但是問題是F統(tǒng)計量的分布是未知的，因此無法求得對應的臨界值，從而難以做出是否拒絕原假設的判斷。為了解決該問題，Hansen提出通過“自體抽樣法”(Bootstrap)來獲得F統(tǒng)計量的一階漸進分布，并計算出經(jīng)驗P值來判斷是否拒絕原假設。

以股權集中度的代理變量(前十大股東持股比例平方和)作為門限變量，以企業(yè)績效的代理變量(資產(chǎn)收益率)作為因變量，以境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負債率、資本積累率和國有股比例等作為控制變量，對全樣本數(shù)據(jù)、主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場分布進行門限效應檢驗，門限效應檢驗結果及置信區(qū)間估計如表2所示。

表2對前十大股東持股比例平方和的門限效應檢驗

注：***表示在1%的顯著性水平下顯著;F統(tǒng)計量和P值分別由300次的Bootstrap自抽樣得到。

從表2門限效應檢驗的結果可知，以前十大股東持股比例平方和作為門限變量時，對于全樣本的上市公司來說，其對資產(chǎn)收益率的影響具有單一門限效應，單一門限檢驗的F統(tǒng)計量值為64.27，對應的P值為0.02，小于5%的置信水平，因此拒絕原假設，可以認為前十大股東持股比例平方和對資產(chǎn)收益率的影響具有顯著的門限效應，也可以反映出股權集中度與企業(yè)績效之間存在著非線性關系的特點。雙重門限檢驗和三重門限檢驗對應的P值分別為1和0.43，即使在0.1的置信水平下，仍然不能拒絕原假設，因此認為前十大股東持股比例平方和與資產(chǎn)收益率之間不存在雙重和三重的門限效應。對于主板上市公司來說，前十大股東持股比例平方和對資產(chǎn)收益率的門限效應是一樣，都在5%的置信水平下存在單一門限效應，而雙重門限檢驗和三重門限檢驗不顯著。對于創(chuàng)業(yè)板市場的上市公司來說，股權集中度與企業(yè)績效之間存在顯著的門限效應，在10%的顯著性水平下，假設檢驗的結果拒絕了“不存在單一門限效應”的原假設，因此股權集中度對企業(yè)績效的影響存在單一門限值，同樣雙重門限和三重門限效應檢驗不能拒絕原假設，所以股權集中度對企業(yè)績效的影響不存在雙重和三重門限效應。

基于上述分析可知股權集中度在全樣本、主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場分別對企業(yè)績效的影響存在單一門限效應，期門限值及95%置信區(qū)間估計如表3所示。

表3單一門限的置信區(qū)間估計

注：***表示在1%的顯著性水平下顯著。

如表3所示，在全樣本中，股權集中度的單一門限的門限值估計值是0.0178，對應的置信區(qū)間估計是[0.0123, 0.0223]，單一門限值將樣本劃分為兩個不同的區(qū)間；在主板市場上，在1%的顯著性水平下，股權集中度對企業(yè)績效的影響也僅存在單一門限效應，對應的單一門限值為0.0170，區(qū)間估計為[0.0117, 0.0217]，所以主板市場的樣本可以劃分為兩個不同的區(qū)間。在創(chuàng)業(yè)板市場，單一門限效應的顯著性雖然沒有全樣本和主板市場的門限效應顯著，但是仍在10%的顯著性水平下是顯著的，且門限值估計是0.2123，對應的95%區(qū)間估計為[0.2052, 0.2146]，可以根據(jù)前十大股東持股比例平方和序列自身的特征，把創(chuàng)業(yè)板上市公司的樣本數(shù)據(jù)劃分為兩個子樣本，第一個子樣本對應的前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0, 0.2123]范圍內(nèi)，第二個子樣本對應的前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0.2123, 1]范圍內(nèi)?；谝陨纤蟹治?，對創(chuàng)業(yè)板上市公司的樣本數(shù)據(jù)同樣建立(1)式所示的單一門限模型。

綜上所述，本文的考慮對全樣本數(shù)據(jù)、主板市場數(shù)據(jù)和創(chuàng)業(yè)板市場數(shù)據(jù)建立單一重門限模型，如式(1)所示：

(1)

其中，yit是被解釋變量，表示公司績效，以資產(chǎn)收益率作為替代變量；xit是解釋變量，表示股權集中度，以前十大股東持股比例平方和作為替代變量；qit是門限變量(前十大股東持股比例平方和)；contr表示控制變量組，包括境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負債率、資本積累率和國有股比例等；εit是隨機誤差項；γ是門限值，根據(jù)門限值估計的結果可知，在全樣本中γ取0.0178，在主板市場中γ取0.0170，在創(chuàng)業(yè)板市場中γ取0.2123；β1和β2是xit的系數(shù)。其中I(·)表示指示函數(shù)，當滿足括號內(nèi)的條件時I(·)取值為1，不滿足時取值為0。通過(1)式的單一門限模型，將擬合數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間分為兩個的區(qū)間，并在不同區(qū)間內(nèi)對所有參數(shù)進行估計，得到不同的估計系數(shù)。

基于以上所有分析，對全樣本、主板市場和創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)同樣建立(1)式所示的單一門限模型。根據(jù)(1)式建立的計量模型，對樣本數(shù)據(jù)進行門限回歸，參數(shù)估計的結果如表4所示。

表4股權集中度對企業(yè)績效影響的門限回歸結果

注：括號的值為標準誤，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

在全樣本數(shù)據(jù)中，根據(jù)門限估計值0.0178，將樣本劃分為兩個區(qū)間，在各自的區(qū)間內(nèi)分別對樣本數(shù)據(jù)進行回歸。因為前十大股東持股比例平方和最小可以接近于0，最大可以為1，所以對應的兩個區(qū)間分別為(0, 0.0178]與(0.0178, 1]。在以上兩個區(qū)間范圍內(nèi)對數(shù)據(jù)進行回歸分析和參數(shù)估計，參數(shù)估計的結果表明，在前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0, 0.0178]內(nèi)時，其對資產(chǎn)收益率的影響最為顯著，即前十大股東持股比例平方和每提高一個百分點，企業(yè)績效(ROA)將會提高83.9311%，企業(yè)績效隨著股權集中度的增加而增加。而當前十大股東持股比例平方和超過0.0178，位于(0.0178, 1]區(qū)間范圍內(nèi)時，其對資產(chǎn)收益率的估計系數(shù)變?yōu)樨撝?，即前十大股東持股比例平方和每提高一個百分點，企業(yè)績效(ROA)將會減少0.5368%，此時股權集中度的提高反而不利于企業(yè)績效的增加。但是，從系數(shù)檢驗的結果來看，在區(qū)間(0, 0.0178]內(nèi)，參數(shù)估計對應的P值為0，在1%的顯著性水平下可以認為參數(shù)估計的結果是顯著的，在區(qū)間(0.0178, 1]內(nèi)，參數(shù)估計對應的P值為0.12，在10%的顯著性水平無差異于零，但是也可以看出股票集中度一旦超過這個臨界值就沒有顯著的正的影響力。因此可以判斷股權集中度對企業(yè)績效的影響呈現(xiàn)出明顯的階段性特點，當前十大股東持股比例平方和(Tensquare)小于(等于)0.0178時，企業(yè)績效隨著股權集中度的提高而提高，當前十大股東持股比例平方和大于0.0178時，企業(yè)績效隨著股權集中度的提高而沒有任何促進作用，即股權集中度對所有上市企業(yè)績效具有非線性的影響。

再分析各控制變量參數(shù)估計的結果，發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國有股比例(Rstateshare)和資產(chǎn)負債率(Assetloan)對企業(yè)績效(ROA)的影響為負，而資本積累率(Cumulasset)對企業(yè)績效的影響為正，所有控制變量參數(shù)估計的結果在10%的顯著性水平下均為顯著，模型擬合效果較好，擬合的模型為：

ROA=0.6031+83.9311×Tensquare×I(Tensquare≤0.0178)-0.5368×Tensquare

×I(Tensquare>0.0178)-0.3848×Rdoshare-1.079×Assetloan

+0.0003×Cumulasset-0.2485×Rstateshare+εit

(2)

在主板市場上，從門限參數(shù)估計的結果可知，當前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0,0.170]內(nèi)時，前十大股東持股比例平方和每提高一個百分點，企業(yè)績效提高101.9264%；當股權集中度(前十大股東持股比例平方和)超過0.0170的門限值后，其對資產(chǎn)收益率的估計系數(shù)變?yōu)樨撝?，前十大股東持股比例平方和每提高一個百分點，即前十大股東持股比例平方和每提高一個百分點，企業(yè)績效(ROA)將會減少0.5249%，此時股權集中度的提高反而不利于企業(yè)績效的增加，但是在10%的顯著性水平無差異于零，盡管如此，股票集中度一旦超過這個臨界值就沒有顯著的正的影響力。此外，從分析各控制變量參數(shù)估計的結果，發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國有股比例(Rstateshare)和資產(chǎn)負債率(Assetloan)對企業(yè)績效(ROA)的影響為負，而資本積累率(Cumulasset)對企業(yè)績效的影響為正，所有控制變量參數(shù)估計的結果在10%的顯著性水平下均為顯著，這一結果與全樣本數(shù)據(jù)回歸結果基本一致。

ROA=0.6242+101.9264×Tensquare×I(Tensquare≤0.0178)-0.5249×Tensquare

×I(Tensquare>0.0178)-0.4124×Rdoshare-1.079×Assetloan

+0.00027×Cumulasset-0.2593×Rstateshare+εit

(3)

在創(chuàng)業(yè)板市場上，從門限參數(shù)估計的結果可知，當前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0, 0.2123]內(nèi)時，前十大股東持股比例平方和每提高一個百分點，企業(yè)績效提高0.381個百分點；當股權集中度(前十大股東持股比例平方和)超過0.2123的門限值后，前十大股東持股比例平方和每提高一個百分點，企業(yè)績效提高0.22個百分點。從參數(shù)估計的假設檢驗結果來看，兩個參數(shù)估計值對應的假設檢驗P值均為0.00，在1%的顯著性水平下顯著。

再分析各控制變量參數(shù)估計的結果，發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國有股比例(Rstateshare)、資產(chǎn)負債率(Assetloan)和資本積累率(Cumulasset)對企業(yè)績效的影響均為正，但只有資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)累計率對應的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著。對創(chuàng)業(yè)板樣本數(shù)據(jù)建立的單一門限擬合模型如下：

ROA=0.0016+0.3818×Tensquare×I(Tensquare≤0.2123)-0.2197×Tensquare

×I(Tensquare>0.2123)-0.0143×Rdoshare+0.0432×Assetloan

+0.0067×Cumulasset-0.0195×Rstateshare+εit

(4)

綜上，不同企業(yè)處于不同的發(fā)展階段，對于主板市場的企業(yè)來說，發(fā)展相對成熟，企業(yè)規(guī)模龐大，正處于企業(yè)生命周期的成熟階段。對于這類企業(yè)而言，股權多元化改革的力度要相對較大，以打破現(xiàn)階段的股權結構，因此能夠使股權多元化改革達到效用最大化的股權集中度水平也相對較低，根據(jù)上述門限分析的結果，對于主板市場上的成熟企業(yè)而言，當股權集中度處于(0, 0.0170]范圍內(nèi)時，股權多元化改革的效用能達到最大。對處于成長起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場企業(yè)來說，股權多元化同樣存在適度水平，即保持股權集中度在(0, 0.2123]范圍內(nèi)時，每提高一單位股權集中度能帶來的單位效用最大，前十大股東持股比例平方和每增加一個百分點，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.381個百分點；當股權集中度超過0.2123時，企業(yè)績效隨著股權集中度的提高而提高，但增加幅度略微減緩，即前十大股東持股比例平方和每增加一個百分點，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.22個百分點。

(二)對國有股比例與企業(yè)績效關系的實證分析

以國有股比例作為門限變量，以企業(yè)績效的代表變量資產(chǎn)收益率作為因變量，以境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負債率、資本積累率和前十大股東持股比例平方和等作為控制變量，對數(shù)據(jù)進行門限效應檢驗，門限效應檢驗結果及置信區(qū)間估計如表5所示。

表5對國有股比例的門限效應檢驗

從表5顯示的數(shù)據(jù)可知，國有股比例對企業(yè)績效的影響不存在門限效應，在各類樣本數(shù)據(jù)不同門限效應檢驗下的P值都要大于10%的顯著性水平，因此不能拒絕原假設，即不存在門限效應?？梢哉J為國有股比例對企業(yè)績效的影響不具有非線性的特點，兩者之間更有可能是簡單的線性關系，因此對樣本數(shù)據(jù)建立固定效應模型，估計隨個體而不隨時間變化的影響。建立固定效應模型對應的參數(shù)估計結果如表6所示。

表6國有股比例對企業(yè)績效影響的固定效應模型

注：括號的值為標準誤，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

從表6可知，國有股比例與企業(yè)績效之間表現(xiàn)為負相關的關系，即國有持股比例(Rstateshare)每提高一個百分點，企業(yè)資產(chǎn)收益率就會減少0.242個百分點，兩者之間呈現(xiàn)出反向變化的趨勢。從參數(shù)檢驗的結果來看，國有股比例對應的參數(shù)檢驗的P值要小于10%的顯著性水平，所以該參數(shù)的估計值是顯著的，國有企業(yè)持股比例的增加反而會導致企業(yè)績效的減少。再觀察其它控制變量，發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人股持股比例(Rdoshare)、資產(chǎn)負債率(Assetloan)、前十大股東持股比例平方和(Tensquare)對企業(yè)績效的影響是為負的，而資本積累率(Cumulasset)對企業(yè)績效的影響為正，但這種正向作用很微弱，當資本積累率提高一個百分點時，企業(yè)績效僅增加0.00028個百分點。對樣本數(shù)據(jù)建立固定效應模型，最終建立的模型方程如下式所示。

ROA=0.662-0.242×Rstateshare-0.757×Tensquare-0.421×Rdoshare
-1.079×Assetloan+0.00028×Cumulasset+εit

(5)

在表6的回歸中，國有持股比例與企業(yè)的資產(chǎn)收益率雖然存在顯著的負相關的關系，但是這種關系不一定穩(wěn)健，因為在樣本中大量的上市企業(yè)其國有持股比例為0，兩者之間的真實關系可能會被掩蓋。為此，將中國有持股比例為0的樣本刪除之后，進一步將樣本分為主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場，同時加入國有持股比例的二次項[注]不采用面板門限模型是因為樣本數(shù)量的限制導致不能估計，因此采用二次項的估計方式。，來探究國有持股比例與企業(yè)資產(chǎn)回報率之間的關系回歸結果如表7所示。

注：括號里為t值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

在上述回歸中，可以觀察到：首先，在主板市場中，國有持股比例與公司的資產(chǎn)回報率相關性并不顯著；在創(chuàng)業(yè)板市場中，國有持股比例對發(fā)展初期的公司存在明顯的先正后負的關系，即對于發(fā)展初期的公司，當國有企業(yè)的持股比例處于較低的水平時，國有持股比例的上升有利于公司業(yè)績的增長。當國有持股比例持續(xù)增長并超過一定限度后，會導致企業(yè)績效下降。公司在發(fā)展初期時，更依賴于融資，國有資產(chǎn)的入股有助于公司獲得貸款以及政策方面的支持，隨著國有持股比例的上升，其帶來的好處可能會因股權多元化程度的降低而抵消，此結論也與第一部分結論相呼應。

五、結論

基于以上分析，得出如下結論：第一，對處于成熟階段的主板市場企業(yè)而言，股權多元化存在一個適度水平，即保持股權集中度在(0, 0.0170]范圍內(nèi)的同時，盡可能減持國有股份比例。從固定效應模型和門限分析的結果來看，主板市場企業(yè)國有股比例與企業(yè)績效之間的關系和企業(yè)所處的發(fā)展階段相關，其對于發(fā)展初期的企業(yè)影響更為顯著。從固定效應模型來看，需要將國有持股比例控制在合理范圍內(nèi)，對于企業(yè)的發(fā)展最為有利。對股權集中度與企業(yè)績效的關系而言，單一門限效應顯著，在區(qū)間(0, 0.0170]內(nèi)前十大股東持股比例平方和每增加一個百分點，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加101.93個百分點，股權集中度對企業(yè)績效的促進作用最明顯，因此要在股權多元化過程中將股權集中度保持在(0, 0.0170]適度范圍內(nèi)。第二，關于處于成長起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場企業(yè)，股權多元化同樣存在適度水平，即保持股權集中度在(0, 0.2123]范圍內(nèi)時，每提高一單位股權集中度能帶來的單位效用最大，前十大股東持股比例平方和每增加一個百分點，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.382個百分點；當股權集中度超過0.2123時，企業(yè)績效隨著股權集中度的提高而提升，但增加幅度略微減緩，即前十大股東持股比例平方和每增加一個百分點，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.22個百分點。第三，對比生命周期不同階段企業(yè)的股權多元化適度區(qū)間來看，可以發(fā)現(xiàn)：(1)處于成長起步階段的企業(yè)股權集中度門限要高于處于成熟階段的企業(yè)股權集中度門限，即創(chuàng)業(yè)板市場上市公司對應的單一門限值要高于主板市場的上市公司(0.2123>0.017)；(2)主板市場上市公司的股權集中度跨過門限值后，前十大股東持股比例平方和對企業(yè)績效的影響由正轉(zhuǎn)負，反觀創(chuàng)業(yè)板市場的上市公司，當股權集中度跨越0.2123的門限值后，股權集中度對企業(yè)績效的影響仍然為正，只是正向促進作用略有減緩。