王旭鑫，蔣 巍

（杭州電子科技大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018）

股權(quán)結(jié)構(gòu)是組成公司治理的一個(gè)不能忽視的重要因素；而股權(quán)集中度，則又是可以進(jìn)一步反映公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的一個(gè)不可忽視的重要因素。由于股權(quán)集中度會(huì)影響公司治理模式，進(jìn)而在一定程度上可以影響代理人的經(jīng)營(yíng)行為，所以股權(quán)集中度可能會(huì)對(duì)公司績(jī)效有直接或者間接的影響。因此學(xué)者們都非常重視與股權(quán)集中度、股權(quán)結(jié)構(gòu)等有關(guān)課題的研究，為了得出這一問(wèn)題的結(jié)論，他們各自從許多不同的角度出發(fā)，基于不同的市場(chǎng)數(shù)據(jù)，對(duì)樣本市場(chǎng)做了大量的分析實(shí)驗(yàn)，但所得到的結(jié)論并不十分統(tǒng)一。

李奕萍（2012）證明，行業(yè)的不同對(duì)股權(quán)集中度和公司績(jī)效之間的關(guān)系存在影響，不同的行業(yè)的內(nèi)外部環(huán)境均可能不同，公司會(huì)根據(jù)變化的內(nèi)外部環(huán)境隨時(shí)進(jìn)行調(diào)整自身的股權(quán)集中度，而總體樣本分析會(huì)掩蓋住行業(yè)之間的差異而由于行業(yè)內(nèi)多因素相似性，股權(quán)集中度差異在行業(yè)內(nèi)對(duì)其績(jī)效的影響可能更顯著。基于上述的原由，下文將針對(duì)某一個(gè)行業(yè)上市公司的股權(quán)集中度和公司績(jī)效的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，以期得出該問(wèn)題的一個(gè)更加明晰、有說(shuō)服力的結(jié)論。

一、文獻(xiàn)回顧

股權(quán)集中度與公司績(jī)效的研究由來(lái)已久，縱觀相關(guān)文獻(xiàn)，尚未得到非常一致的結(jié)論，但結(jié)合近年來(lái)我國(guó)的資本市場(chǎng)發(fā)展的實(shí)際情況及對(duì)已有的文獻(xiàn)進(jìn)行粗略的篩選，可以總結(jié)得出以下結(jié)論：

1.股權(quán)高度集中（CR1＞50%）。公司股權(quán)高度集中時(shí)，第一大股東擁有絕對(duì)控股權(quán)。在這種情況下，推動(dòng)公司經(jīng)理人員與其股東尤其是其控股股東的利益發(fā)生趨同的效應(yīng)，由此使得“委托代理”的問(wèn)題得以在一定程度上得到控制。主要原因如下：一是因?yàn)榇蠊蓶|的利益與公司績(jī)效高度關(guān)聯(lián)，績(jī)效越高，股東按持股比例所享有的收益就越多，這有助于激勵(lì)第一大股東更多的接入經(jīng)營(yíng)管理，以提高公司績(jī)效；二是第一大股東擁有絕對(duì)控股的權(quán)力，使其對(duì)公司管理人員的監(jiān)督和激勵(lì)更容易，能有效的提高公司治理效率及公司績(jī)效。

2.股權(quán)相對(duì)集中（20%＜CR1＜50%）。第一大股東持股比例在20%～50%之間時(shí)，股權(quán)相對(duì)集中，但不存在絕對(duì)控制的情況，第一大股東往往擁有相對(duì)控股權(quán)。當(dāng)前幾大股東持股的比例接近時(shí)，任何一個(gè)大股東都無(wú)法單獨(dú)掌握公司的經(jīng)營(yíng)決策權(quán)，公司的經(jīng)營(yíng)決策需要由前幾大股東共同決定，這樣就可以一定程度上避免控股股東為了自身利益對(duì)中小股東利益的侵占。公司會(huì)采取更有效的經(jīng)營(yíng)措施和監(jiān)督管理，有利于提高公司績(jī)效。另外由于前幾大股東都占有較多的股份，承擔(dān)的公司風(fēng)險(xiǎn)較大，使其更愿意參與公司治理，降低“搭便車”行為，也利于提高公司績(jī)效。

3.股權(quán)高度分散（CR1＜20%）。第一大股東所持有的股份的比例低于20%時(shí)，股權(quán)高度分散。公司大多沒(méi)有相對(duì)控股股東、股東數(shù)量較多并且有相當(dāng)數(shù)量的股東有相似的持股比例，此時(shí)股東個(gè)人的力量對(duì)公司非常有限。由于監(jiān)督公司的經(jīng)營(yíng)管理是要有成本的，當(dāng)各個(gè)股東所獲取的收益不能補(bǔ)償其所付出的成本時(shí)，便會(huì)選擇放棄監(jiān)督公司的經(jīng)營(yíng)管理，委托人對(duì)代理人執(zhí)行監(jiān)督的激勵(lì)就會(huì)越?。ù沓杀靖甙海?，從而可能對(duì)公司業(yè)績(jī)的提高產(chǎn)生不利影響。

二、實(shí)證研究

（一）研究假設(shè)

根據(jù)股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的影響相關(guān)文獻(xiàn)來(lái)看，在一定范圍內(nèi)，股東控股比例越高，其自身利益與公司利益越趨向一致，越能激發(fā)股東自身的積極性，有利于更好地治理和經(jīng)營(yíng)公司，雖然存在一定程度上降低公司股份流動(dòng)性等問(wèn)題，但只要利大于弊，也能給公司績(jī)效帶來(lái)正面作用。

Stijn Claessens 和 Simeon Djankov（1999）發(fā) 現(xiàn)了股權(quán)集中度與盈利能力之間雖然并非直接正相關(guān)的關(guān)系，但是股權(quán)集中度在50%以上的公司相對(duì)股權(quán)集中度低的公司有超過(guò)30%或更高的盈利能力，因變量從60%～70%范圍內(nèi)變動(dòng)，然后下降。據(jù)此，為方便后文研究，本文將大于70%的股權(quán)集中度1定義為股權(quán)過(guò)度集中，由于本文選擇的樣本行業(yè)的CR1大于70%的只有兩家公司，CR5大于70%的有九家公司，超過(guò)80%的只有三家公司。因此，整體看來(lái)，該行業(yè)股權(quán)雖然集中，但股權(quán)過(guò)度集中的情況并不明顯。因此，本文在此基礎(chǔ)上提出以下假設(shè)：在滬、深兩市土木工程建筑業(yè)上市公司中股權(quán)集中度和公司績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）樣本數(shù)據(jù)的選取及來(lái)源

由于行業(yè)之間存在不同的政策，具有不同的經(jīng)營(yíng)規(guī)模，同時(shí)競(jìng)爭(zhēng)程度有很大差異、國(guó)家對(duì)其發(fā)展的支持程度不同等諸多因素的影響，因此行業(yè)之間的行為和績(jī)效有著很大的區(qū)別。根據(jù)近年來(lái)國(guó)外相關(guān)問(wèn)題的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)行業(yè)因素的確是影響股權(quán)集中度的一個(gè)因素。此外，由于我國(guó)曾實(shí)行股權(quán)分置，導(dǎo)致現(xiàn)在各行業(yè)之間的分割仍然比較嚴(yán)重，在行業(yè)之間存在的差異仍然很大，在這種情況下，不分行業(yè)的研究很可能會(huì)掩蓋甚至抵消行業(yè)之間的差異性從而得到錯(cuò)誤的結(jié)論。因此本文選擇了建筑業(yè)的子行業(yè)——土木工程建筑業(yè)作為研究對(duì)象，并以滬深兩市該行業(yè)46家公司的2011年和2012年兩年的92組數(shù)據(jù)作為研究的原始樣本。

（三）指標(biāo)變量選取

本文選修的指標(biāo)變量如表1所示：

說(shuō)明：①CR1的取值不會(huì)低于0也不會(huì)大于1。通常，當(dāng) CR1小于 20%時(shí)，表明該上市公司股權(quán)呈相對(duì)分散的特點(diǎn)；CR1大于20%小于 50%時(shí)，該上市公司股權(quán)呈相對(duì)集中；CR1大于50%，則表明該上市公司的股權(quán)高度集中。②選擇H5指數(shù)作為衡量公司績(jī)效的一個(gè)指標(biāo)的一個(gè)非常重要的原因是馬太效應(yīng)的出現(xiàn)，會(huì)使得股東之間持股比例的差距顯示的更加明顯，從而可以拉大不同集中度之間的差異。③財(cái)務(wù)指標(biāo)可比性強(qiáng)、容易獲取和計(jì)量、所以便于公司績(jī)效的衡量以及企業(yè)間的比較，而ROE以及EPS反應(yīng)獲益能力的綜合性很強(qiáng)，因此本文作為公司績(jī)效的度量指標(biāo)。④考慮到不同公司的公司規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率往往有較大區(qū)別，這可能會(huì)對(duì)本文的相關(guān)性分析產(chǎn)生某些影響，為避免可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的干擾，本文選擇將這二者作為控制變量

（四）模型建立

本文依據(jù)文獻(xiàn)回顧和研究假設(shè)，建立多元線性回歸模型。

股權(quán)集中度與公司績(jī)效的多元線性回歸模型：

其中，c表示的是固定的常數(shù)項(xiàng)；βi（i=1，2，3，4，5，6）是自變量的系數(shù)；CR1、CR5、H5、Z 均為代表企業(yè)股權(quán)集中度的變量，即解釋變量；SIZE和DEBT依次表示的是公司規(guī)模和債務(wù)水平，是控制變量；e為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（五）統(tǒng)計(jì)分析方法

本文首先采用描述性統(tǒng)計(jì)分析對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行初步的、粗略的分析，然后再運(yùn)用多元線性回歸分析法，以此來(lái)研究我國(guó)滬、深兩市的土木工程建筑業(yè)上市公司的股權(quán)集中程度與公司績(jī)效之間存在的的相關(guān)關(guān)系。

三、實(shí)證檢驗(yàn)及實(shí)證結(jié)果的分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2是所選取的滬、深兩市的 46家土木工程建筑業(yè)上市公司在2011—2012兩年數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。分析結(jié)果由統(tǒng)計(jì)分析軟件——SPSS 21.0得出。

表2 土木工程建筑業(yè)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)表2，可以得出以下的結(jié)論：滬、深兩市土木工程建筑業(yè)上市公司的股權(quán)比較集中，但并未達(dá)到過(guò)度集中的水平。具體來(lái)說(shuō)，第一大股東持有股份比例的最大值達(dá)到了73%，均值達(dá)到42.90%，同時(shí)公司前五大股東持有股份比例之和（CR5）的均值為55.99%，這說(shuō)明第二到第五大股東所有的持股比例的均值遠(yuǎn)低于第一大股東，對(duì)第一大股東的約束能力不強(qiáng)；赫芬達(dá)爾指數(shù)均值為22.44%。Z指數(shù)反映的公司前兩大股東持股比例的比值，均值為19.477 9，說(shuō)明樣本公司前兩大股東持股比例存在較大差距，也即股權(quán)集中度高。

通過(guò)對(duì)以上描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果的分析，可以從看到每股收益EPS、凈資產(chǎn)收益率ROE均值分別為0.533 2、12.987 4，這說(shuō)明選取的滬、深兩市土木工程建筑業(yè)樣本上市公司的公司績(jī)效整體較好。

（二）股權(quán)集中度與公司績(jī)效的實(shí)證分析

1.各變量間的相關(guān)分析

為了初步判斷我國(guó)土木工程建筑業(yè)公司的股權(quán)集中程度和公司績(jī)效之間的相關(guān)關(guān)系，本文將采用Pearson相關(guān)系數(shù)（Pearson's r）對(duì)本文的各變量做相關(guān)分析。

表3 各變量間的相關(guān)分析

表3顯示的是SPSS 21.0得出的各變量之間的相關(guān)分析表，結(jié)果顯示：股權(quán)集中度與公司績(jī)效正相關(guān)。該表顯示了模型各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)：CR1、CR5以及 H5指數(shù)分別與 EPS和ROE的 Pearson相關(guān)系數(shù)為 0.234、0.301、0.254和0.233、0.293、0.247，由于對(duì)應(yīng) P 值（P-value）均小于 0.05，因此認(rèn)為 CR1、CR5、H5指數(shù)與 EPS和ROE均具有顯著的相關(guān)性。并且Pearson相關(guān)系數(shù)均為正數(shù)，因此認(rèn)為變量間呈正相關(guān)。而其余指標(biāo)與EPS的相關(guān)性則不顯著（對(duì)應(yīng)的P值均大于0.05）。

本文將使用多元回歸分析方法來(lái)分析CR1、CR5、H5指數(shù)、Z指數(shù)、對(duì)每股收益 EPS、凈資產(chǎn)收益率ROE的影響作用。

2.回歸分析

（1）共線性診斷。當(dāng)變量之間存在多重共線性問(wèn)題時(shí)，會(huì)使得部分預(yù)測(cè)的基本假設(shè)失效，從而會(huì)致使該模型的預(yù)測(cè)功能失去效果，從而使得參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)失去其意義，參數(shù)估計(jì)值不穩(wěn)定，并使得在回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差較小時(shí)一些重要的解釋變量被排除在模型之外等問(wèn)題的出現(xiàn)，這時(shí)它會(huì)使得參數(shù)估計(jì)量的經(jīng)濟(jì)含義變得非常的不合理。因此我們需要做共線性診斷以保證解釋變量之間沒(méi)有共線性問(wèn)題的存在，由于多重共線性問(wèn)題出現(xiàn)時(shí)會(huì)使得回歸系數(shù)的方差變大，因此將采用方差膨脹因子判別法進(jìn)行判別，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)法則如果所有的變量的方差膨脹因子（Variance inflation factor，VIF）都小于 10，即容忍度（Tolerance）都大于 0.1，則可以認(rèn)為各解釋變量之間并不存在多重共線性。樣本數(shù)據(jù)經(jīng)共線性診斷（見表4）后得到：各變量之間不存在多重共線性，因此都予以保留并進(jìn)入多元回歸分析。

（2）每股收益EPS為因變量進(jìn)行多元回歸分析。從表5我們可以看出：回歸模型的相關(guān)系數(shù)（R）是 0.630，其決定系數(shù) R2是 0.385，并且調(diào)整后的R2是0.326，大于0.3，所以我們認(rèn)為本文建立的回歸模型所選取的自變量的解釋度較高。

表5 模型概況（Model Summary）

表6 方差分析（ANOVA）

從表6的方差分析顯示的結(jié)果可以看出：F值是 3.137，并且它的P-value是 0.008，小于0.01，因此在1%的重要性水平上拒絕回歸系數(shù)全部為0的原假設(shè)，認(rèn)為本文建立的回歸方程的擬合效果良好。

表7 回歸分析結(jié)果（Coefficients）

表7是以EPS為因變量，以CR1、CR5、H5指數(shù)、Z指數(shù)為自變量，以公司規(guī)模SIZE、負(fù)債水平DEBT為控制變量進(jìn)行的多元回歸分析結(jié)果。其結(jié)果顯示出：CR1、CR5、H5指數(shù)、公司規(guī)模 SIZE、負(fù)債水平DEBT的P-值都小于0.05，均具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即以上變量均會(huì)對(duì)EPS產(chǎn)生顯著的影響，其中解釋變量CR1、CR5、H5指數(shù)對(duì)EPS為正性影響作用。而Z指數(shù)與常量所對(duì)應(yīng)的P值大于0.05，沒(méi)有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因而認(rèn)為它對(duì)EPS的影響作用并不顯著。

因此根據(jù)以上得出的回歸系數(shù)可以建立以下模型：

（3）以凈資產(chǎn)收益率RO E為因變量進(jìn)行多元回歸分析。從表8我們得到：模型相關(guān)系數(shù)（R）是0.650，R2是 0.423，調(diào)整后的 R2是 0.357，大于0.3，所以我們認(rèn)為本文建立的回歸模型所選取的自變量的解釋度較高。

表8 模型概況（Model Summary）

從表9的方差分析（ANOVA）顯示的結(jié)果可以看出以下的信息：F值為5.589，其p值為0.000，小于0.01，因此在1%的重要性水平上拒絕回歸系數(shù)全為0的原假設(shè)，認(rèn)為所建立的回歸方程的擬合效果良好。

表9 方差分析（ANOVA）

表10 回歸分析結(jié)果（Coefficients）

表 10是以 ROE為因變量，以 CR1、CR5、H5指數(shù)、Z指數(shù)為自變量，以公司規(guī)模SIZE、負(fù)債水平DEBT為控制變量進(jìn)行多元線性回歸分析的結(jié)果。分析結(jié)果顯示：CR1、CR5、H5指數(shù)的 P值均小于0.05，具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此認(rèn)為解釋變量CR1、CR5、H5指數(shù)均會(huì)對(duì) ROE產(chǎn)生顯著的正性影響作用。而Z指數(shù)與常量的P值超過(guò)0.05，認(rèn)為其對(duì)凈資產(chǎn)收益率ROE的影響效果并不顯著。

因此根據(jù)以上得到的回歸系數(shù)建立模型：

四、研究結(jié)論與政策建議

股權(quán)集中度可以在一定程度上表示與企業(yè)決策相關(guān)的權(quán)力集中情況。集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)可以使公司形成控股股東，這種情況下，由于公司績(jī)效與控股股東的利益會(huì)趨于一致，因此，可以有力的激勵(lì)控股股東擔(dān)負(fù)起增加公司績(jī)效的相關(guān)責(zé)任，同時(shí)大股東也會(huì)運(yùn)用自己的優(yōu)勢(shì)及各方面的資源支持企業(yè)的建設(shè)。反之股權(quán)結(jié)構(gòu)分散，前幾大股東持有股份比例很低，則股東會(huì)存在“搭便車”的想法，很難把精力和資源用于增加公司績(jī)效，并且公司中的的經(jīng)營(yíng)決策問(wèn)題可能會(huì)由于群龍無(wú)首，各股東觀點(diǎn)對(duì)立，而不能達(dá)成一致的意見，從而使公司在面對(duì)重大決策問(wèn)題時(shí)不能快速做出反應(yīng)而錯(cuò)失發(fā)展的最佳時(shí)機(jī)，影響公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展和績(jī)效。本文通過(guò)分析滬、深兩市46家土木工程建筑業(yè)上市公司的股權(quán)集中度與公司績(jī)效之間的關(guān)系，并建立多元回歸模型，最終得出以下結(jié)論：在我國(guó)土木工程建筑業(yè)中股權(quán)越集中，公司績(jī)效越高，即股權(quán)集中度與公司績(jī)效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。這表明：在中國(guó)的土木工程建筑業(yè)上市公司中，股權(quán)集中度與公司績(jī)效具有正向的相關(guān)關(guān)系的這一假設(shè)是非常合理的。

基于上述結(jié)論，結(jié)合我國(guó)公司現(xiàn)狀，認(rèn)為適當(dāng)?shù)脑黾庸蓹?quán)集中度有利于提高我國(guó)的土木公司建筑業(yè)公司的績(jī)效水平。具體建議如下：首先，政府應(yīng)在不破壞市場(chǎng)公平、競(jìng)爭(zhēng)的前提下，應(yīng)在市場(chǎng)上充分發(fā)揮作用，推動(dòng)該行業(yè)股權(quán)集中度在一定范圍內(nèi)的增長(zhǎng)；其次，由于當(dāng)企業(yè)的委托人和經(jīng)理人在發(fā)生利益趨同的時(shí)候，會(huì)對(duì)公司績(jī)效的增長(zhǎng)有較為明顯的積極地正向效應(yīng)，并且由于高層次的治理才能具有顯著的稀缺性，所以對(duì)于上市公司本身來(lái)說(shuō)，應(yīng)該不斷的去完善其相應(yīng)的高管激勵(lì)制度，尤其是要不斷完善其與股權(quán)相關(guān)的激勵(lì)制度。激勵(lì)政策可以在一定程度上緩解信息不對(duì)稱造成的以下兩方面諸如逆向選擇、道德風(fēng)險(xiǎn)等問(wèn)題。

雖然股權(quán)集中度高可能會(huì)導(dǎo)致大股東侵占中小股東的利益，但是在一定范圍內(nèi)，利大于弊，仍能增加公司績(jī)效。并且現(xiàn)階段的中國(guó)證券市場(chǎng)正在發(fā)展過(guò)程中，并且正處于不斷轉(zhuǎn)軌的時(shí)期，與發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)歷上百年的發(fā)展史來(lái)說(shuō)我國(guó)證券市場(chǎng)的歷史尚短，同時(shí)我國(guó)的資本市場(chǎng)也剛剛起步，各項(xiàng)政策還在不斷的修正，管理監(jiān)督制度也還在進(jìn)一步的完善當(dāng)中。因此，對(duì)于我國(guó)的上市公司而言，擁有較高的股權(quán)集中度將有助于上市公司發(fā)揮其優(yōu)勢(shì)所在，盡快完成現(xiàn)階段的發(fā)展，同時(shí)提高公司績(jī)效。

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