何先敏 魏遙

摘 要：本文以深市制造業(yè)上市公司2016-2018年面板數據為樣本，基于成長性視角，運用SPSS19.0軟件，探析股權結構帶給公司績效方面的影響情況。實證分析明確，股權屬性、成長性以及股權集中度對于公司績效方面的影響顯著，而股權制衡度對于公司績效方面的影響不顯著，并據此給定提升公司績效的對策意見。

關鍵詞：公司績效;股權結構;成長性

中圖分類號：F275;F832.51 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1673-2596（2019）12-0049-05

股權結構與公司績效關系的研究一直是公司治理領域熱點研究之一。國內外學者研究二者關系時，根據不同的研究對象、方法、樣本得出的結論也不近相同，所以本文試圖通過深市主板A股制造業(yè)上市公司2016-2018年年報數據樣本，探究股權結構對公司績效的影響。經由成長性要素的引入，深層次探究成長機會存在差異的情況下，制造業(yè)上市公司相關的股權結構及其公司績效方面的關系表現，據此給定能夠提升公司績效的應對策略。

一、研究假設

（一）股權集中度與公司績效

考慮到股權集中能夠幫助公司決策以及運轉工作高效展開，故而，本文給定下述假設內容：

H1：第一大股東持股比例同其公司績效呈現出顯著的正相關作用

H1a：成長機會持續(xù)加大的情況下，第一大股東持股比例能夠帶給公司績效方面的正向影響效果得以增強

H2：前十大股東持股比例同其公司績效呈現出顯著的正相關作用

H2a：成長機會持續(xù)加大的情況下，前十大股東持股比例能夠帶給公司績效方面的正向影響效果得以增強

（二）股權制衡度與公司績效

本文所研究股權制衡度包括Z指數和S指數?，F有研究表明我國資本市場股權相對集中，控股股東普遍存在，股權集中在少數大股東手中，大股東對公司決策等具有重要話語權?？紤]成長性因素后，本文提出如下假設：

H3：Z指數與公司績效存在反向關系

H3a：成長機會的增加，Z指數對公司績效的反向影響作用加大

H4：S指數與公司績效存在反向關系

H4a：成長機會的增加，S指數對公司績效的反向影響作用加大

（三）股權屬性與公司績效

流通股比例越高，公司股權越分散，不利于集中決策;國有控股常常出現所有者缺位、機會成本等問題;法人利益與公司績效保持高度一致;高管決策往往更偏向于從自身利益出發(fā)。故而，本文給定下述假設內容：

H5：流通股比例同其公司績效呈現出負相關作用

H5a：成長機會持續(xù)加大的情況下，流通股比例能夠帶給公司績效方面的負向影響效果得以加強

H6：國有股比例同其公司績效呈現出負相關作用

H6a：成長機會持續(xù)加大的情況下，國有股比例能夠帶給公司績效方面的負向影響效果得以加強

H7：法人股比例同其公司績效呈現出正相關作用

H7a：成長機會持續(xù)加大的情況下，法人股比例能夠帶給公司績效方面的正向影響效果得以增強

H8：高管持股比例同其公司績效呈現出顯著的負相關作用

H8a：成長機會持續(xù)加大的情況下，高管持股比例能夠帶給公司績效方面的負向影響效果得以減弱

二、變量設計與模型構建

（一）樣本來源

本文以2012年12月31日前經深交所實現上市的主板A股制造業(yè)上市公司相關的2016-2018年時間段內的面板數據充當分析的樣本，剔除金融類公司及ST、*ST的公司。選定的公司數目是168家，樣本觀測值對應是504個。分析所需的數據信息有深交所以及CCER數據庫等得到，少數數據是手工整理后取得，并借助SPSS19.0實現統(tǒng)計匯總處理。

（二）變量設計

本文選定八大財務指標因子對績效情況實現衡量分析，并獲得綜合后的評價值來充當績效變量。鑒于公司所處的成長機會方面有所差別，故而分析期間引入成長性指標，方便探究各種成長性影響下的股權結構帶給其公司績效方面的作用情況，并且對應將股權結構區(qū)分是三類展開研究工作。為保障研究所得具備良好的可比性效果，文中引入公司規(guī)模以及杠桿水平相關的控制變量。見下表1。

（三）模型構建

綜上，本文選定汪旭暉、徐健（2009）構建的成長性交互模型完成分析工作，并且聯系本文給定的相關假設以及變量情況獲得下述比較模型內容：

三、實證分析

根據構建的10個模型，逐一進行回歸分析，實證檢驗結果見下表2。從表2中觀察模型1可知，前十大股東持股比例、高管持股比例、成長性及公司規(guī)模與公司績效之間存在顯著正相關關系。Z、S、CR1同其公司績效表現出反向關系，只是相互間的影響作用不顯著。資產負債率以及國有股比例同其公司績效表現出負相關聯系，并且相互間的影響作用顯著。

比較模型2以及相應的模型1明晰，新增成長性以及第一大股東持股比例乘積相關的交互項后，不能夠明顯增強模型具備的解釋能力。其中，第一大股東持股比例同其公司績效表現出負相關聯系，不會因著成長性的變化而對應呈現出差別情況，假設H1以及假設H1a都不能夠成立。

比較模型3以及相應的模型1明晰，新增成長性以及前十大股東持股比例乘積相關的交互項后，能夠明顯增強模型具備的解釋能力。其中，前十大股東持股比例同其公司績效表現出正相關聯系，會因著成長性的變化而對應呈現出差別情況，假設H2以及假設H2a都能夠成立。

比較模型4和模型1可知，加入成長性與Z指數這一交互項并不能顯著提高模型的解釋能力，其回歸系數不顯著。Z指數同其公司績效表現出反向關系，只是相互間的影響作用不顯著，因此Z指數不會因著成長性的變化而對應呈現出差別情況，假設H3以及假設H3a都不能夠成立。

比較模型5和模型1可知，加入成長性與S指數這一交互項并不能顯著提高模型的解釋能力，其回歸系數不顯著。S指數與公司績效呈負相關且不顯著，隨著成長機會的增加，S指數對公司績效之間的負相關關系并沒有顯著影響。因此，假設H4成立，假設H4a不成立。

比較模型6以及相應的模型1明晰，新增成長性以及流通股比例乘積相關的交互項后，不能夠明顯增強模型具備的解釋能力，只是對應著的回歸系數在0.01的水平下顯著，但模型中并未解釋流通股比例與公司績效相關性水平，隨成長機會的增加，流通股比例對績效的影響作用也增強。故假設H5及假設H5a成立。

比較模型7以及相應的模型1明晰，新增成長性以及國有股持股比例乘積相關的交互項后，不能夠明顯增強模型具備的解釋能力。其中，國有股比例同其公司績效表現出負相關聯系，不會因著成長性的變化而對應呈現出差別情況，假設H6以及假設H6a都不能夠成立。

比較模型8以及相應的模型1明晰，新增成長性以及法人股比例乘積相關的交互項后，能夠明顯增強模型具備的解釋能力，法人股比例與公司績效是負相關關系，法人股對公司績效的負向影響隨成長機會的增加而增強。故假設H7及H7a不成立。

比較模型9以及相應的模型1明晰，新增成長性以及高管持股比乘積相關的交互項后，不能夠明顯增強模型具備的解釋能力。其中，前十大股東持股比例同其公司績效表現出負相關聯系，不會因著成長性的變化而對應呈現出差別情況，假設H8以及假設H8a都不能夠成立。

比較模型10以及相應的模型1明晰，新增成長性以及控股股東性質乘積相關的交互項后，能夠明顯增強模型具備的解釋能力。其中，控股股東性質對公司績效沒有顯著影響，隨著成長機會的增加，控股股東性質對公司績效的作用顯著性增強。因此假設H9成立，假設H9a不成立。

四、結論與建議

參照實證分析明確，當成長機會持續(xù)加大的情況下，法人股比例、前十大股東持股比例以及流通股比例同其公司績效間的正相關聯系顯著提升，而國有股比例、第一大股東持股比例、高管持股比例、Z、S與控股股東性質同其公司績效方面的影響情況不會因著成長機會的轉變而對應呈現出差異現象。

本文提出如下建議：（一）減少第一大股東持股比例，適當提升法人持股比例，并且加大第二到第十大股東持股比例。（二）降低資產負債率，優(yōu)化資本結構，提高財務風險防范能力。（三）國有股適當減持，增加國有股流通入市的渠道。（四）加快股權激勵措施的制定及落實，加強并監(jiān)管高管人員對上市公司持股比重的大小，調動其積極性，發(fā)揮其公司治理水平，進而提高公司績效。

參考文獻：

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（責任編輯 徐陽）