我國上市公司股權結構與經(jīng)營績效關系實證研究

1、我國上市公司股權結構與經(jīng)營績效關系實證研究 基于信息技術業(yè)公司2003-2005年間的面板數(shù)據(jù)研究內(nèi)容提要：股權結構是公司治理的基礎，公司治理又決定著公司經(jīng)營績效，股權結構、公司治理、經(jīng)營績效三者之間存在著密切的關系，只有股權結構合理才可能形成完善的公司治理結構，進而才能保證公司良好的經(jīng)營績效。本文通過對相關歷史數(shù)據(jù)的研究，提出信息技術行業(yè)上市公司股權結構與公司經(jīng)營績效的假設關系，并進一步分析求證，得出，合理安排上市公司的股權結構、降低國有股比例、發(fā)揮機構投資者的作用是改善公司經(jīng)營績效的努力方向。關鍵詞：股權結構；公司治理；公司績效一、 引言 上市公司股權結構與經(jīng)營績效的研究，一直是理論界和實

2、業(yè)界研究的熱點和難點問題，不同觀點交織碰撞，結論相差甚遠，沒有系統(tǒng)的研究成果。本文以我國信息技術產(chǎn)業(yè)上市公司為研究對象，利用各上市公司對外公布的股權結構與經(jīng)營績效數(shù)據(jù)，旨在探明上市公司股權結構與經(jīng)營績效的關系，建立適合我國的可操作性強的上市公司的股權結構與經(jīng)營績效模型，健全和完善我國上市公司股權結構與經(jīng)營績效的理論。本文以上市公司股權結構是否對經(jīng)營績效有顯著影響為切入點，在對國內(nèi)外相關研究進行文獻回顧的基礎上，分析了我國上市公司股權結構的現(xiàn)狀、成因以及股東行為特征，界定了股權結構的概念，并以代理理論及現(xiàn)金流量財務指標相關理論為理論基礎，進行研究。本文以信息技術業(yè)72家上市公司為總樣本，確定了4

3、個股權結構變量、2個經(jīng)營績效變量，應用spss14.0統(tǒng)計軟件，對我國上市公司的股權結構與經(jīng)營績效進行實證研究。同時對實證研究結果進行了較為深入的分析。 研究方法服從于研究對象和研究目標，本文選擇理論與實證相結合的研究方法。中外學者在公司股權結構方面的研究已經(jīng)積累了非常豐富的材料，本文力圖把對股權結構與經(jīng)營績效關系的分析建立在堅實的理論基礎上。同時，本文沿襲金融研究的實證傳統(tǒng)，以中國上市公司的資料數(shù)據(jù)為基礎，通過數(shù)量化的實證研究來剖析信息技術業(yè)上市公司股權結構與經(jīng)營績效的相關關系。二、文獻回顧關于股權結構與公司績效關系的研究，最早可以追溯到berle和means（1932）。他們指出，沒有股權

4、的公司經(jīng)理人與分散的小股東之間的利益沖突無法使公司的業(yè)績達到最優(yōu)。這一觀點影響極其深遠，也為公司經(jīng)理層持股提供了理論基礎。正式的對股權結構與公司績效關系的研究則始于jensen和meckling（1976）。他們將股東分為兩類，一類是公司內(nèi)部股東，主要指董事會成員及公司高層經(jīng)理人員。另一類是公司外部股東，他們不擁有對公司的控制權只能“用腳投票”。對兩類股東來說，每股股權都取得相同的股利。然而，內(nèi)部股東卻可以通過特權消費來增加這種現(xiàn)金流。因此，經(jīng)理人員存在機會主義行為。根據(jù)jensen和meckling的觀點，背離價值最大化的成本隨經(jīng)理人員持股比例的增加而下降，公司價值隨經(jīng)理人員持股比例的提高而

5、增加。沿著jensen和meckling的思路，對股權結構、集中度以及機構投資者與公司經(jīng)營績效的關系研究，出現(xiàn)了許多不同觀點和文獻，其中shleifer 和vishny（1986）指出，控股股東既有動機又有能力對企業(yè)管理層施加足夠的控制以實現(xiàn)自身利益。因此，股權集中型公司相對于股權分散型公司要具有較高的盈利能力和市場表現(xiàn)。對上市公司股權結構與經(jīng)營績效的實證研究，國內(nèi)研究也積累了許多文獻。例如，孫永祥、黃祖輝（1999）對股權的集中程度進行了考察，他們用托賓q值來衡量公司價值，結果表明隨著公司第一大股東占有公司股權比例的增加，托賓q值先是上升，至該比例50%左右時托賓q值開始下降。施東暉（200

6、0）發(fā)現(xiàn)在法人股東持股比例介于20-60%之間時，公司業(yè)績與持股比例存在負相關關系；而在比例低于20%和高于60%時存在正相關關系。徐曉東、陳小悅（2001，2003）認為在外部投資人利益缺乏保護的情況下，流通股比例與企業(yè)業(yè)績之間存在負相關關系，而第一大股東持股比例與企業(yè)業(yè)績正相關；國有股、法人股比例與企業(yè)業(yè)績之間沒有顯著的相關性。同時，他們還通過對第一大股東性質(zhì)、變更的動態(tài)研究發(fā)現(xiàn)第一大股東為非國家股的上市公司有著更高的企業(yè)價值。白重恩、劉俏、陸洲、宋敏、張俊喜（2005) 發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與公司價值存在負相關關系，而反映股權制衡機制的指標第一、第二至第十大股東持股比例以及外部股東持股

7、比例都與公司價值存在正相關關系。可見國內(nèi)文獻對我國上市公司股權結構對公司經(jīng)營績效影響的研究較為廣泛，主要研究國有股比例、流通股比例、股權集中度以及機構投資者對公司經(jīng)營績效的影響，在眾多的研究中仍存在著較大的分歧，尚未形成較為權威和一致的觀點。本文在歷史文獻的基礎上，根據(jù)信息產(chǎn)業(yè)相關數(shù)據(jù)利用回歸分析和相關分析研究股權結構與公司經(jīng)營績效的關系，期望更具體了解該行業(yè)的股權結構對經(jīng)營績效影響的特點，并在此基礎上提出可操作性建議。三、研究設計1、我國上市公司股權結構現(xiàn)狀。我國上市公司是在二十世紀八十年代中期以來，借助改革開放的政策從計劃經(jīng)濟下的國有企業(yè)轉(zhuǎn)制而來的，帶有典型的經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期的特征。而國有企業(yè)

8、所有權結構最大的特點就是國有股“一股獨大”。我國上市公司股權結構有如下特征：股權結構極其復雜；國家股比重較大；非流通股比重過高；流通股曲折發(fā)展。因此，合理安排上市公司的股權結構、改進公司經(jīng)營績效是改善公司治理結構的首要努力方向。2、研究假設。股權結構是指公司股東的構成狀況。它包括股東的類型及各類股東的持股比例、股權的集中與分散程度、股東的穩(wěn)定性和經(jīng)營者持股比例等。由于股東的種類及持股比例不同，導致不同的股權結構。我們考察股權結構，一是考察股權的性質(zhì)，但由于考慮到國有股、流通股和法人股之間的共線性，此處不考慮法人股，并且把國有行政單位持有的法人股并入國有股中考慮。二是考察各股份持有者的持股比例及

9、其構成狀況，目的是考察集中度。這里我們考察第一大股東的持股狀況及第一、二大股東之間的持股差距。我國上市公司國有股比例過高這一問題一直比較突出。國內(nèi)的學術界基本上都認同國有股比例過高會帶來非流通股比例過大(目前國有股禁止流通)、所有者缺位等問題，這都將嚴重地影響上市公司的經(jīng)營績效。但是我國的經(jīng)濟發(fā)展水平畢竟不同于國外，在經(jīng)濟的轉(zhuǎn)軌階段，國有股不可能一步到位完全退出，只能適當?shù)亟档蛧泄杀壤?，保持一定的水平，將有可能在近期有利于企業(yè)發(fā)展。因此本文提出第三個假設：假設一：國有股比重與公司經(jīng)營績效呈正相關。流通a股是所有股票中在市場上公開交易最為活躍的一只股票，持有者純粹的謀利性，決定了此股票對公司價

10、值較好的反映功能。此外，流通a股的持有者大多是資金有限的散戶或小的機構投資者，他們承擔風險的能力較差，這就決定了他們的“敏銳性”與“投機性”，那就是對股價波動的密切關注，并從這種波動中利用唯一的手段“用腳投票”來投機獲利。這種約束力量對公司代理人產(chǎn)生了一定的制約作用，有利于公司治理。因此，我們假設流通a股與公司業(yè)績呈正相關關系。假設二：流通a股比重與公司業(yè)績呈正相關。根據(jù)前面對國內(nèi)外研究文獻的總結，公司治理結構中股權集中度對經(jīng)營績效會有很大的影響作用。國外和國內(nèi)的學者對這方面的研究并沒有達成一致意見，有人認為二者呈正相關關系，也有人認為二者呈負相關關系，也有人認為二者沒有關系。從我國上市公司的

11、實際出發(fā)，本文提出兩個假設：假設三：第一大股東的持股比例與公司經(jīng)營績效呈正相關。假設四：第一、二股東持股差距與公司經(jīng)營績效呈正相關。3、研究樣本的選擇和數(shù)據(jù)來源。本文對我國信息技術業(yè)上市公司股權結構與經(jīng)營績效的關系進行實證分析?？疾炷甓葹?003、2004、2005年?？倶颖玖繛?16個觀測值。信息來源于國泰安研究服務中心數(shù)據(jù)庫和上海證券交易所，樣本為2003年12月31日以前上市的信息技術業(yè)的公司，總共得到81家公司的數(shù)據(jù)。其中，虧損的以及未披露2003至2005年年度財務報告的公司不計入內(nèi)，最終樣本72家。4、變量定義和處理(1)因變量本文從盈利能力和市場表現(xiàn)兩方面來考察樣本公司的經(jīng)營績效

12、。盈利能力凈資產(chǎn)收益率(roe)在上市公司的財務報表中最能反映公司績效的指標之一就是凈資產(chǎn)收益率。凈資產(chǎn)收益率是凈利潤與平均凈資產(chǎn)的百分比，也叫凈值報酬率或權益報酬率。凈資產(chǎn)收益率(roe)=凈利潤/平均凈資產(chǎn)100%，其中，平均凈資產(chǎn)=（年初凈資產(chǎn)+年末凈資產(chǎn)）/2市場表現(xiàn)市凈率（q）本文將用市凈率q來衡量公司的市場表現(xiàn)。主要是考慮經(jīng)資產(chǎn)收益率和市凈率二者較為常用，同時又各有優(yōu)點和缺陷，需要予以平衡，每股收益可準確描述公司每股股本的盈利能力，但卻不能說明公司凈資產(chǎn)的盈利能力，而凈資產(chǎn)收益率的特點恰恰相反。本文同時運用兩者作為因變量以求較為準確的描述上市公司的經(jīng)營績效。市凈率q(倍數(shù))=每股市

13、價一每股凈資產(chǎn)。其中每股凈資產(chǎn)是年度末凈資產(chǎn)與年度末普通股份總數(shù)的比值，也稱每股賬面價值或每股權益。(2)自變量ns指標，國有股比重，本文的研究中，指在公司的總股本中，國有股及國有法人股所占的比重。a指標，流通a股比重，指在公司的總股本中，流通a股所占比重。cr指標，大股東持股比重，在本文的研究中，選取樣本公司第一大大股東所持股份比重作為分析指標。z指標，指公司第一大股東與第二大股東持股比重的比值。此指標越大，第一大股東與第二大股東的力量差異越大，第一大股東的優(yōu)勢越明顯。5、回歸方程的設計在分析上市公司股權結構與經(jīng)營績效變量時，發(fā)現(xiàn)2003、2004和2005年的數(shù)據(jù)相差不大，因此利用2003

14、至2005年的面板數(shù)據(jù)研究經(jīng)營績效指標與各個自變量之間的多元相關關系，使用spss14. 0統(tǒng)計軟件，并采用參數(shù)檢驗（f-檢驗、t-檢驗）以確定方程及各個變量的相關顯著性。用spss14.0統(tǒng)計軟件對各變量進行相關分析和回歸分析，驗證變量之間的相關性。建立線性回歸方程如下： （1） （e為干擾項） （2） （e為干擾項）其中roe和q為被解釋變量，、為常數(shù)項，其它為解釋變量。四、實證結果與分析1、相關性分析結果討論根據(jù)2003、2004及2005年的面板數(shù)據(jù)分析自變量和因變量的相關關系，利用spss14.0得出變量的相關關系矩陣，結果如表1。表1 變量相關分析結果分析方法sig.(2-tail

15、ed)sig.(2-tailed)sig.(1-tailed)sig.(1-tailed)pearson相關pearson相關因變量roeqroeqroeqns0.03840.4570.1920.2290.0600.051a0.9630.9960.4820.4980.0030.000cr0.3720.4320. 0.1860.2160.061-0.054z0.7250.5700.3620.2850.024-0.039注：ns為國有股比重；a為流通a股比重；cr為第一大股東持股比重；z為第一、二大股東持股比重之比從表1可以看出各股權結構變量與凈資產(chǎn)收益率都成正相關關系，但相關系數(shù)都小于0.1，可

16、以認定信息技術業(yè)上市公司的股權結構與凈資產(chǎn)收益率之間不存在正相關或負相關關系。國有股比重與市凈率存在微弱的正相關關系，說明國家持股對信息產(chǎn)業(yè)上市公司有一定的監(jiān)管、保護作用。第一大股東持股比重以及的一、二大股東持股比重之比都與市凈率呈負相關關系，但相關關系不明顯。其中流通a股與市凈率相關系數(shù)幾乎為零，說明在我國當前不成熟的股票市場中，由于存在股票價格失真、小股東“搭便車”、追求短期差價等因素致使小股東的監(jiān)督功能難以實現(xiàn)，因此，我國信息技術業(yè)上市公司的流通a股比例與經(jīng)營績效之間不存在正相關關系。第一大股東持股比重，第一、二大股東持股比重之比用來衡量股權集中情況，由表1可知，我國信息技術業(yè)上市公司股

17、權集中度與市凈率之間存在微弱的負相關關系。分析結果支持我國信息技術業(yè)上市公司國家持股。另外，第一大股東持股比重，第一、二大股東持股比重之比與凈資產(chǎn)收益率呈微弱正相關關系，但是與市凈率呈微弱負相關關系，我們知道，凈資產(chǎn)收益率描述公司凈資產(chǎn)的盈利能力，而市凈率描述公司每股股本的盈利能力，由表1可知，股權集中有利于提高凈資產(chǎn)的盈利能力，但對公司每股股本的盈利能力起相反的作用。3、面板數(shù)據(jù)回歸結果討論 這一部分，本文將公司股權結構各變量分別與凈資產(chǎn)收益率（roe）和市凈率（q）進行回歸分析，得出回歸方程（1）、（2）為：roe=-0.822+0.624ns+0.009a+0.01cr+0z （1）q

18、=3.396+1.156ns+0.18a-0.18cr-0.01z（2）再將每個自變量和每個因變量單獨進行回歸分析，并結合相關分析的結果得到結果如表2。表2 股權結構變量與經(jīng)營績效變量之間的直線回歸方程及相關系數(shù)指標類別直線回歸方程相關系數(shù)國有股比重與凈資產(chǎn)收益率roe=-0.485+0.840ns0.060國有股比重與市凈率q=2.803+0.745ns0.051流通a股比重與凈資產(chǎn)收益率roe=-0.304+0.006a0.003流通a股比重與市凈率q=2.966+0.001a0.000第一大股東持股比重與凈資產(chǎn)收益率roe=-0.818+0.014cr0.061第一大股東持股比重與市凈率

19、q=3.439-0.013cr-0.054第一、二大股東持股比重之比與凈資產(chǎn)收益率roe=-0.329+0.001z0.024第一、二大股東持股比重之比與市凈率q=3.012-0.002z-0.039注：ns為國有股比重；a為流通a股比重；cr為第一大股東持股比重；z為第一、二大股東持股比重之比根據(jù)表2從可以知道，回歸方程（1）的f檢驗值為0.287，其顯著性0.287a=0.05，這說明回歸方程（1）無法起到足夠的解釋作用。回歸方程（2）的f檢驗值為0.454，其顯著性0.454a=0.05，回歸方程（2）也無法起到足夠的解釋作用。而且各變量系數(shù)的顯著性指標都大于a=0.05。分析造成回歸結

20、果沒有統(tǒng)計意義的原因，可能是樣本數(shù)據(jù)的可靠性問題以及無法避免的統(tǒng)計誤差。五、研究結論、研究局限和建議本文以面板數(shù)據(jù)為主，運用相關分析和回歸分析解釋信息技術業(yè)上市公司公司治理結構同經(jīng)營績效之間的關系，分析結果說明：目前我國上市公司的經(jīng)營績效與公司股權結構的特征指標之間沒有一個顯著性的線性數(shù)量關系。本文在研究在樣本選擇、統(tǒng)計方法和績效指標選取等方面與前人的研究有一定的出入，這些問題可能會對結論的穩(wěn)定性和普遍性產(chǎn)生影響：1、本文所選的研究樣本是2003、2004和2005年我國信息技術業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，由于時間所限和資料集中存在的困難，本文未能得到更為豐富的上市公司幾年來長時間跨度、所有行業(yè)的數(shù)據(jù)信

21、息，因而實證結果的穩(wěn)定性有待進一步檢驗。2、由于本文研究對象僅僅是上市公司，而我國信息技術業(yè)上市公司的樣本數(shù)量偏小，存在著眾多的非上市企業(yè)，特別是中小企業(yè)、民營企業(yè)和私營企業(yè)，可能導致統(tǒng)計分析結果不理想。3、本文在績效指標選取方面盡可能全面和客觀，但這些指標究竟能否真實的反映公司績效仍有待商榷。而績效指標的選取影響到研究結論，因此實證結論對于政策的意義可能也有所局限。4、關于股權集中度和股權構成的研究范圍很廣，也可從不同角度研究，由于受到條件限制，本文的研究結果具有一定的局限性，然而，本文對信息技術業(yè)上市公司股權結構與經(jīng)營績效關系的實證研究仍具有一定的參考價值。實證結果表明，總體上我國信息技術

22、產(chǎn)業(yè)上市公司股權結構與經(jīng)營績效之間基本上不存在正相關或負相關關系，但分析得出：信息技術業(yè)上市公司的國有股比重與公司的營業(yè)績效之間存在正相關關系；流通a股比重與公司的營業(yè)績效之間存在非常微弱的正相關關系，大股東持股比重與公司凈資產(chǎn)收益率之間存在微弱正相關關系，與市凈率之間存在微弱的負相關關系，第一、二大股東持股比例之比與凈資產(chǎn)收益率之間存在微弱正相關關系，與市凈率之間存在微弱負相關關系。根據(jù)這些指標的相關性結論，建議如下：1、優(yōu)化股權結構，保持一定比例的國有股。2、發(fā)展機構投資者隊伍，打造和培育核心大股東。3、規(guī)范股票市場，發(fā)揮小股東的監(jiān)督作用，提升小股東對公司治理的參與程度。1、相關性分析結果

23、討論根據(jù)2003、2004及2005年的面板數(shù)據(jù)分析自變量和因變量的相關關系，利用spss14.0得出變量的相關關系矩陣，結果如表1。表1 變量相關分析結果分析方法sig.(2-tailed)sig.(2-tailed)sig.(1-tailed)sig.(1-tailed)pearson相關pearson相關因變量roeqroeqroeqns0.03840.4570.1920.2290.0600.051a0.9630.9960.4820.4980.0030.000cr0.3720.4320. 0.1860.2160.061-0.054z0.7250.5700.3620.2850.024-0.

24、039注：ns為國有股比重；a為流通a股比重；cr為第一大股東持股比重；z為第一、二大股東持股比重之比從表1可以看出各股權結構變量與凈資產(chǎn)收益率都成正相關關系，但相關系數(shù)都小于0.1，可以認定信息技術業(yè)上市公司的股權結構與凈資產(chǎn)收益率之間不存在正相關或負相關關系。國有股比重與市凈率存在微弱的正相關關系，說明國家持股對信息產(chǎn)業(yè)上市公司有一定的監(jiān)管、保護作用。第一大股東持股比重以及的一、二大股東持股比重之比都與市凈率呈負相關關系，但相關關系不明顯。其中流通a股與市凈率相關系數(shù)幾乎為零，說明在我國當前不成熟的股票市場中，由于存在股票價格失真、小股東“搭便車”、追求短期差價等因素致使小股東的監(jiān)督功能難

25、以實現(xiàn)，因此，我國信息技術業(yè)上市公司的流通a股比例與經(jīng)營績效之間不存在正相關關系。第一大股東持股比重，第一、二大股東持股比重之比用來衡量股權集中情況，由表1可知，我國信息技術業(yè)上市公司股權集中度與市凈率之間存在微弱的負相關關系。分析結果支持我國信息技術業(yè)上市公司國家持股。另外，第一大股東持股比重，第一、二大股東持股比重之比與凈資產(chǎn)收益率呈微弱正相關關系，但是與市凈率呈微弱負相關關系，我們知道，凈資產(chǎn)收益率描述公司凈資產(chǎn)的盈利能力，而市凈率描述公司每股股本的盈利能力，由表1可知，股權集中有利于提高凈資產(chǎn)的盈利能力，但對公司每股股本的盈利能力起相反的作用。3、面板數(shù)據(jù)回歸結果討論 這一部分，本文將

26、公司股權結構各變量分別與凈資產(chǎn)收益率（roe）和市凈率（q）進行回歸分析，得出回歸方程（1）、（2）為：roe=-0.822+0.624ns+0.009a+0.01cr+0z （1）q =3.396+1.156ns+0.18a-0.18cr-0.01z（2）再將每個自變量和每個因變量單獨進行回歸分析，并結合相關分析的結果得到結果如表2。表2 股權結構變量與經(jīng)營績效變量之間的直線回歸方程及相關系數(shù)指標類別直線回歸方程相關系數(shù)國有股比重與凈資產(chǎn)收益率roe=-0.485+0.840ns0.060國有股比重與市凈率q=2.803+0.745ns0.051流通a股比重與凈資產(chǎn)收益率roe=-0.304

27、+0.006a0.003流通a股比重與市凈率q=2.966+0.001a0.000第一大股東持股比重與凈資產(chǎn)收益率roe=-0.818+0.014cr0.061第一大股東持股比重與市凈率q=3.439-0.013cr-0.054第一、二大股東持股比重之比與凈資產(chǎn)收益率roe=-0.329+0.001z0.024第一、二大股東持股比重之比與市凈率q=3.012-0.002z-0.039注：ns為國有股比重；a為流通a股比重；cr為第一大股東持股比重；z為第一、二大股東持股比重之比根據(jù)表2從可以知道，回歸方程（1）的f檢驗值為0.287，其顯著性0.287a=0.05，這說明回歸方程（1）無法起到足夠的解釋作用?；貧w方程（2）的f檢驗值為0.454，其顯著性0.454a=0.05，回歸方程（2）也無法起到足夠的解釋作用。而且各變量系數(shù)的顯著性指標