錢美琴，黃黎利，王立平

（1.安徽經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 財金系，安徽 合肥230059 ；2.合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥230009）

一、引言

伴隨國企改革，中國股票市場不斷壯大，同時，就是在這樣的背景下也暴露出了一系列問題，其中股權(quán)結(jié)構(gòu)問題尤為突出。股權(quán)結(jié)構(gòu)影響公司經(jīng)營績效的作用機(jī)制在于，股權(quán)結(jié)構(gòu)牽制著公司各利益主體間的利益分配，進(jìn)而影響公司治理機(jī)制的發(fā)揮。

“股權(quán)越集中，公司績效越好”是Berle 和Means（1932）關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司經(jīng)營績效影響的研究結(jié)論。圍繞這一命題，最近30年西方學(xué)術(shù)界展開研究，得到許多研究成果，但還存在較大的分歧。Thomsen 和Pedersen（2000）［1］將研究視角放在了歐洲的上市公司上，通過對435 家歐洲上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)和公司績效數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與托賓Q 值之間存在著非線性關(guān)系。Sami等（2011）［2］在衡量公司績效時綜合選用了ROE，ROA 和托賓Q值，研究發(fā)現(xiàn)，適宜的股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司績效有積極顯著的影響。（2012）［3］發(fā)現(xiàn)在面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型下，股東超過30%的股權(quán)持有，會對公司績效產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。國內(nèi)學(xué)者從各維度對二者的相關(guān)性進(jìn)行了大量的探索。黨曉嵐等（2013）［4］以2010年滬深兩市A股上市的100家公司為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，得出：股權(quán)集中度與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系。懷娜和馬?。?008）［5］同樣通過實(shí)證分析得出零售行業(yè)股權(quán)集中度與公司績效呈顯著倒“U”型非線性相關(guān)關(guān)系。陳超嫻等人（2012）［6］運(yùn)用因子回歸分析法發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。孫萬欣和陳金龍（2013）［7］以2002-2011年傳播與文化產(chǎn)業(yè)上市公司非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)為樣本，得出股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。蔣蕾（2012）［8］以317家中小企業(yè)為樣本，以2008-2010年為窗口數(shù)據(jù)驗(yàn)證股權(quán)制衡度對公司績效的影響，最終發(fā)現(xiàn)二者無相關(guān)關(guān)系。

中國日用品市場潛力巨大，日用品行業(yè)將是未來競爭最激烈的行業(yè)之一。我國與日用品有關(guān)的上市公司大都是由以前的國有企業(yè)經(jīng)過改制或重組而上市的，其公司治理機(jī)制深深地打上了公有制計劃經(jīng)濟(jì)的烙印，探索其公司治理在轉(zhuǎn)型期適應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)的一般規(guī)律，為我國其他國有企業(yè)改制或重組提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，因此進(jìn)行股權(quán)結(jié)構(gòu)尤其是股權(quán)集中度對公司績效影響的研究顯得尤為重要。本文擬采用回歸分析方法，以我國日用品行業(yè)上市公司為樣本，同時引入主成分分析法選取衡量公司績效的綜合指標(biāo)，對2010-2013年混合樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以期探索日用品行業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，為日用品行業(yè)公司內(nèi)部治理機(jī)制改革提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和決策參考。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

研究樣本來自在滬、深兩市上市的日用品上市公司，為了保證研究結(jié)果的可靠性，樣本也作了一些必要的修正：①刪除股權(quán)集中度等變量信息披露不完整和數(shù)據(jù)異常的上市公司；②刪除ST 類公司；③刪除了同時發(fā)行A股以外股票的公司。

本文選取所有樣本公司2010-2013年連續(xù)4年的數(shù)據(jù)，其財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自新浪財經(jīng)、上海證券交易所、深圳證券交易所，所有樣本公司股權(quán)集中度數(shù)據(jù)均來源于金融界。

（二）變量的選取

1.被解釋變量——公司績效綜合值

國外學(xué)者常用托賓Q 值衡量公司經(jīng)營績效，但是在中國卻失去了實(shí)際意義。因?yàn)橹袊淖C券市場法規(guī)并不健全，且投資者普遍存在投機(jī)心理，這就決定著中國的證券市場有效性較低。通過梳理國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)我們發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)學(xué)者大多采用ROA、ROE 等指標(biāo)衡量上市公司盈利能力。但我們認(rèn)為僅以公司的盈利能力評價上市公司績效是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。

本文選取反映公司盈利能力、現(xiàn)金流量、成長能力、營運(yùn)能力四個方面的指標(biāo)，剔除逆向指標(biāo)和適度指標(biāo)。鑒于日用品行業(yè)，我們采用專家法選取了9 項(xiàng)財務(wù)指標(biāo)，并進(jìn)行主成分分析，得出反映公司績效的綜合績效指標(biāo)值。其中，償債能力作為公司績效評價的重要組成部分，本文將在實(shí)證部分引用償債能力中的資產(chǎn)負(fù)債率作為控制變量。各指標(biāo)選取如表1所示。

表1 上市公司綜合評價指標(biāo)體系

（1）指標(biāo)數(shù)據(jù)適用性檢驗(yàn)。指標(biāo)間的相關(guān)性檢驗(yàn)是因子分析的前提。本文使用KMO 檢驗(yàn)和Bartlett 檢驗(yàn)。表2 為KMO 檢驗(yàn)結(jié)果，其中KMO 檢驗(yàn)結(jié)果為0.655，大于0.6，表明在其他變量不變的情況下，兩個變量間的相關(guān)性較小，表明適合做主成分分析；Bartlett檢驗(yàn)顯示P值為0.000，說明指標(biāo)間的相關(guān)性適宜做因子分析。

表2 KMO和Bartlett檢驗(yàn)

（2）確定主成分個數(shù)。降維和排序是主成分分析的原理和目的。通過實(shí)證檢驗(yàn)得出個主成分的特征根和方程貢獻(xiàn)率。本文在抽取主成分時，按特征值大于1可取得3個主成分，但3個主成分特征值的累積貢獻(xiàn)率僅為71.040%，為了盡可能多的反應(yīng)原始變量的信息，我們重新設(shè)定條件，設(shè)定抽取4 個主成分。表3 顯示4 個主成分累積貢獻(xiàn)率接近80%，四個主成分已經(jīng)基本包含了大部分指標(biāo)信息。同時累積貢獻(xiàn)率表用于下文對主成分得分函數(shù)的計算及最后對各主成分權(quán)重（W1、W2、W3、W4）的計算。

表4 為共同度表，它是反應(yīng)所抽主成分反映原始變量信息多少的表，從表中可以看出，抽取的4個主成分反映了X1的66.4%的信息程度，反映了X2的76.9%的信息程度，反映X3的71.7%的信息程度。同樣對其他6 個原始變量信息的反映程度都比較大，說明抽取的4 個主成分基本包含了所有原始變量的信息。

表3 累積貢獻(xiàn)率

（3）公因子的解釋。表5 為原始指標(biāo)在4 個主成分上的因子載荷陣。

表5 因子載荷矩陣

從表5中可以看出，銷售毛利率（X1）、營業(yè)利潤率（X2）、凈資產(chǎn)收益率（X3）、每股收益（X4）、銷售現(xiàn)金比率（X9）在主成分1 上有較高的載荷；存貨周轉(zhuǎn)率（X5）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（X6）、營業(yè)收入增長率（X8）在主成分2 上有較高載荷；凈資產(chǎn)增長率（X7）在主成分3上有較高的載荷，在主成分4上有較高載荷的指標(biāo)較少，但為了使信息反應(yīng)充分，我們引入了主成分4。因此提取4個主成分足以反映4 個方面指標(biāo)的全部信息。通過因子載荷矩陣，采用回歸方法求出因子得分函數(shù)方程。得分系數(shù)矩陣如表6所示。

表6 成分得分系數(shù)矩陣

（4）綜合績效模型的建立。根據(jù)表3，通過設(shè)置權(quán)重計算綜合因子得分函數(shù)（F=W1F1+W2F2+W3F3+W4F4），權(quán)重主要取以各主成分對應(yīng)特征值占所提取主成分總特征值之和的比例，W1=0.449 4、W2=0.334 6、W3=0.153 0、W4=0.169 0、F1、F2、F3、F4為各主成分得分值，由表6得出。同理可得2011年及2010年的公司綜合績效方程，通過綜合績效函數(shù)，三年的綜合績效得分函數(shù)如公式（1）-（4）所示。帶入各公司指標(biāo)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化值便可得公司綜合績效值，即得到被解釋變量值。

2.解釋變量及控制變量

本文選用4 項(xiàng)指標(biāo)來衡量上市公司股權(quán)集中程度，即第一大股東持股比例CR1、前五大股東持股比例CR5、赫芬德爾指數(shù)H5、股權(quán)制衡度Z指數(shù)。

除股權(quán)集中度外，一些容易被忽視且又對公司績效有較大影響的變量會造成回歸結(jié)果的偏差。為避免這種可能性，本文選取公司規(guī)模、財務(wù)杠桿等為控制變量。各變量定義見表7。

表7 變量定義

（三）研究假設(shè)

不同的股權(quán)集中程度會使公司產(chǎn)生不同的治理機(jī)制，產(chǎn)生不同的治理績效。其傳導(dǎo)機(jī)制如圖1所示。

圖1 股權(quán)集中度與公司績效的傳導(dǎo)機(jī)制

股權(quán)高度集中有利于激勵機(jī)制的發(fā)揮，股權(quán)適度集中有利于監(jiān)督機(jī)制的發(fā)揮，也有利于代理權(quán)競爭，股權(quán)高度分散使公司較易發(fā)生收購兼并［9］。某一種股權(quán)治理機(jī)制在某一種股權(quán)結(jié)構(gòu)下有效，而在另一種股權(quán)結(jié)構(gòu)下失效，公司治理理論不能明確說明什么樣的股權(quán)集中度能使公司績效提高［10～11］。所以上市公司應(yīng)根據(jù)自身的行業(yè)屬性、外部環(huán)境及內(nèi)部運(yùn)行條件等來選擇適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中形式?，F(xiàn)代企業(yè)制度下職權(quán)分離所導(dǎo)致企業(yè)績效影響十分復(fù)雜，不存在一個具有廣泛適應(yīng)性的模型及結(jié)論。因此，行業(yè)特殊性應(yīng)成為重點(diǎn)考察范疇，即從日用品行業(yè)所呈現(xiàn)出來的治理現(xiàn)狀來提出相關(guān)假設(shè)。

（1）第一大股東持股比例CR1與公司績效關(guān)系的理論假設(shè)。從上述傳導(dǎo)機(jī)制可知，高度集中的股權(quán)有利于對經(jīng)營者的監(jiān)督管理和經(jīng)營激勵，但股權(quán)高度集中也會使得代理權(quán)競爭發(fā)生的可能性變小，處于絕對控股的股東有機(jī)會為謀求私利而侵占其他股東的利益，從理論整體分析不出二者之間的關(guān)系。從行業(yè)多具有的特征出發(fā)，我們發(fā)現(xiàn)，多而散的小股東持股比例遠(yuǎn)低于大股東持股。這樣的股權(quán)結(jié)構(gòu)中，大股東有相當(dāng)高的幾率可以為所欲為，不利于公司績效的提高。

假設(shè)1：第一大控股股東持股比例CR1與公司績效之間呈倒U型的關(guān)系。

（2）前五大股東持股比例CR5與公司績效關(guān)系的理論假設(shè)。一般認(rèn)為CR5越大，股權(quán)結(jié)構(gòu)越穩(wěn)定。大股東對公司未來前景的預(yù)測容易通過CR5的變化反映出來，即CR5有同比增長趨勢時，說明股權(quán)有集中趨勢，股權(quán)對公司未來前景持看好態(tài)度；反之，股東可能比較擔(dān)心公司的長遠(yuǎn)發(fā)展，從而大量減持，績效有可能如預(yù)期一樣呈下降趨勢。但如果CR5值很大時，說明公司股權(quán)相對較為集中，其他一些小股東基本上沒有話語權(quán)，這樣便會導(dǎo)致一系列大股東侵占小股東利益的行為，對公司績效有很大影響。相反，不穩(wěn)定的股權(quán)結(jié)構(gòu)存在投機(jī)性和流動性的特點(diǎn)會使公司績效持續(xù)下滑。

假設(shè)2：前五大股東持股比例CR5與公司績效之間呈倒U型關(guān)系。

（3）前五大股東持股比率的平方和H5與公司績效關(guān)系的理論假設(shè)。因?yàn)槿沼闷沸袠I(yè)上市公司股東間的持股比率差異性不是很大，通過CR5也許不能很好地反應(yīng)大股東持股與公司績效的關(guān)系，于是引入H5，因?yàn)榍拔宕蠊蓶|持股比例的平方和H5指標(biāo)通過馬太效應(yīng)對指標(biāo)進(jìn)行無剛量化。

假設(shè)3：前五大股東持股比率的平方和H5與公司績效之間呈倒U型關(guān)系。

（4）股權(quán)制衡度Z 指數(shù)與公司績效關(guān)系的理論假設(shè)。日用品類上市公司的共同特征是為數(shù)較多的小股東持股較少，而第一大股東持股比例卻相對較高，為維護(hù)小股東的利益，使得股東間相互制衡約束成為必要。即通過小股東對大股東的制約作用，抑制大股東對小股東的利益剝削，減少“隧道效益”。

假設(shè)4：股權(quán)制衡度Z指數(shù)與公司經(jīng)營績效之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

三、實(shí)證結(jié)果和分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

表8 為各年第一大股東持股比例CR1分組頻數(shù)統(tǒng)計。由表8 可看出日化行業(yè)上市公司中CR1＞50%的公司很少，從這方面看日化行業(yè)上市股權(quán)集中度并不高，而從CR1＜20%看，日用品行業(yè)上市公司股權(quán)相對比較分散的公司也較少。由此可以判斷出，相對控股在我國日用品行業(yè)上市公司中較為普遍。

（二）模型構(gòu)建

本文設(shè)置的模型是將所有變量放在一個模型中，通過變量之間的相關(guān)系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度各指標(biāo)變量間相關(guān)性較大，因此本文在建立模型時，對指標(biāo)分別回歸以避免多重共線性。

模型一：

模型二：

模型三：

模型四：

（三）回歸分析

利用EVIEWS5.0軟件分別對每個解釋變量與被解釋變量間進(jìn)行混合樣本數(shù)據(jù)回歸，并采用標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)）來確定其相關(guān)性及顯著性。在進(jìn)行回歸分析時，為了防止模型存在異方差，通過White 檢驗(yàn)檢驗(yàn)初始回歸的結(jié)果是否存在異方差，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在四個模型的初始回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上做的White 檢驗(yàn)的P值均大于0.05 的顯著性水平，說明不存在異方差問題，即不需要進(jìn)行異方差的修正，如表10所示。

模型一的回歸結(jié)果中，第一大股東持股比例CR1的系數(shù)為3.205 251，CR12的系數(shù)為-2.879 744，說明二者間為倒U 型關(guān)系，且在10%的水平下顯著，支持本文的假設(shè)1。模型二回歸結(jié)果中，前五大股東持股比例CR5的系數(shù)為正，CR52的系數(shù)為負(fù)，它們的參數(shù)檢驗(yàn)值t 值均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，于是拒絕假設(shè)二。引入模型三，是為了能進(jìn)一步研究CR5對公司績效的影響，變量H5的t統(tǒng)計量的值明顯比模型二中CR5的t值大，但仍未通過顯著性檢驗(yàn)，拒絕假設(shè)三。通過模型二及模型三可以得出結(jié)論，前五大股東持股比例對公司績效沒有顯著性的影響。模型四的回歸結(jié)果中，股權(quán)制衡度Z指數(shù)的系數(shù)為-0.217 249，且t統(tǒng)計量的檢驗(yàn)結(jié)果說明股權(quán)制衡度與公司績效存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，拒絕假設(shè)四。可能的原因是我國目前證券市場發(fā)展還不成熟，缺乏有效的制衡條件，不僅達(dá)不到預(yù)期效果，反而會降低公司內(nèi)部治理效率。在日用品行業(yè)上市公司中，這種由于制衡而導(dǎo)致的內(nèi)部治理效率的降低問題可能較為突出，從而得出相反的研究結(jié)論（“掏空效應(yīng)”、“隧道效益”理論［12］）。

表10 股權(quán)集中度變量與公司績效關(guān)系的回歸結(jié)果

四、結(jié)論及對策建議

本文在理論分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)：日用品行業(yè)上市公司第一大股東持股比例與公司績效呈非線性相關(guān)關(guān)系；前五大股東持股比例及前五大股東持股比例的平方（CR52）對公司績效無顯著影響；公司股權(quán)制衡度與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。依據(jù)研究結(jié)論，本文提出三個方面的政策和建議：

（1）構(gòu)造適度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)。第一大股東持股比例與公司績效呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系，說明“一股獨(dú)大”會對公司績效產(chǎn)生消極的影響，同樣說明在目前資本市場尚不發(fā)達(dá)和法制環(huán)境尚不健全的情況下，過度分散化或集中化的股權(quán)結(jié)構(gòu)都是不可取的。說明就日用品行業(yè)內(nèi)一股獨(dú)大的公司而言，對大股東要形成合適的股權(quán)制衡，通過內(nèi)部治理制衡機(jī)制使大股東減持，從而有利于公司績效的提高；同樣，對于股權(quán)結(jié)構(gòu)較為分散的公司，通過建立完善的鼓勵政策吸引小股東增持公司股票，有助于提高公司績效。

（2）建立有效的股權(quán)制衡機(jī)制。從宏觀層面來看，從2005實(shí)行股權(quán)分置改革以來，股權(quán)的全流通決定著建立良好有效的治理機(jī)制成為可能。但盡管有這樣的條件，但中國的股民大多屬于投機(jī)者，他們并不關(guān)心公司績效的好壞，他們只在乎在一個不完善的股票市場通過價格差來賺取短期收益。而持股比例相對較大的股東多數(shù)存在“搭便車”的心里，沒有人會愿意花費(fèi)成本進(jìn)行相互間的監(jiān)督與制衡。因此必須要有一個有效的制衡機(jī)制，促使股民從投機(jī)者轉(zhuǎn)變成投資者，股東有動機(jī)及動力去參與公司決策，形成有效的公司監(jiān)督治理機(jī)制。另外建立有效的股權(quán)制衡機(jī)制可以防止大股東“合謀”現(xiàn)象［14］。

（3）完善公司內(nèi)部獨(dú)立審計制度。審計部門應(yīng)直接受控于董事會以確保審計部門的獨(dú)立性和權(quán)威性。通過對審計流程的監(jiān)督一方面提高經(jīng)營者管理水平，另一方面減少交易成本，從而提高公司績效。對于獨(dú)立性，首先，在隸屬關(guān)系上必須確保內(nèi)部審計機(jī)構(gòu)的獨(dú)立性；其次，確保審計人員的獨(dú)立性，這種獨(dú)立必須是形式與實(shí)質(zhì)并重的；最后，保證內(nèi)部審計業(yè)務(wù)的獨(dú)立性，關(guān)鍵是內(nèi)部審計人員要獨(dú)立于被審計部門。

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