股權(quán)多元化對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的門限效應(yīng)分析

陳璇雯 何宗輝 閆強(qiáng)明

關(guān)鍵字： 股權(quán)集中度； 國(guó)有股比例； 企業(yè)績(jī)效

一、引言

在大力發(fā)展混合所有制的經(jīng)濟(jì)背景下，推進(jìn)企業(yè)股權(quán)多元化改革是提升企業(yè)績(jī)效的關(guān)鍵。股權(quán)多元化可以讓更多資本進(jìn)入，增強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部相互制約機(jī)制，優(yōu)化公司的治理結(jié)構(gòu)，促進(jìn)企業(yè)績(jī)效提升。但是股份多元化不代表股權(quán)越分散越好，恰恰相反，公司治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化需要保持一定的股權(quán)集中度，以利于股東對(duì)經(jīng)理人進(jìn)行有效監(jiān)督，從而降低代理成本，提升企業(yè)績(jī)效。股權(quán)多元化主要考慮股權(quán)集中度和國(guó)有股比例兩個(gè)方面，前者涉及股權(quán)結(jié)構(gòu)，后者涉及股權(quán)性質(zhì)。

股權(quán)集中度在一定程度上決定了企業(yè)控制權(quán)的分配，對(duì)企業(yè)重大事項(xiàng)的決策、監(jiān)督運(yùn)營(yíng)管理起著決定性的作用，因此會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。股權(quán)集中度改革的重點(diǎn)在于保持合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)和集中度。國(guó)有股比例的大小會(huì)直接影響企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異將導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部管理方式的不同，也會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。國(guó)有資本改革經(jīng)歷了從擴(kuò)大企業(yè)經(jīng)營(yíng)自主權(quán)、建立現(xiàn)代企業(yè)制度到推動(dòng)國(guó)有資產(chǎn)管理體制改革等歷程，改革的重點(diǎn)在于增強(qiáng)國(guó)有資本影響力，最優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部國(guó)有股份的比例，增強(qiáng)企業(yè)活力，提高企業(yè)績(jī)效。然而，單純的股權(quán)分散和縮減國(guó)有持股比例不一定有效，將股權(quán)集中度和國(guó)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(jī)效的同時(shí)，改進(jìn)公司創(chuàng)新能力與提升國(guó)有資本的影響力。

國(guó)內(nèi)外與此相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩支。其一，討論了股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系，但尚未得出一致性的結(jié)論。Reyna等人通過(guò)分析墨西哥90家上市公司的數(shù)據(jù)認(rèn)為，股權(quán)集中能加大股東的監(jiān)督力度，從而有利于提升企業(yè)價(jià)值和經(jīng)營(yíng)績(jī)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?jī)?nèi)部持股比例和企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部持股比例與公司價(jià)值之間具有明顯的正向相關(guān)關(guān)系，公司價(jià)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(rèn)為，保持一定的股權(quán)集中度有利于大股東加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督，緩解企業(yè)內(nèi)部“搭便車”的問(wèn)題，從而降低治理成本，提高公司價(jià)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(guó)十家上市銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系，認(rèn)為股權(quán)集中度與銀行績(jī)效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[注]李成、秦旭：《銀行股權(quán)集中度與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的相關(guān)性分析》，《金融理論與實(shí)踐》2008年第1期。，吳斌、黃明峰的研究認(rèn)同該觀點(diǎn)[注]吳斌、黃明峰：《股權(quán)集中度與風(fēng)險(xiǎn)投資企業(yè)績(jī)效相關(guān)性研究——來(lái)自深市中小板市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《科技進(jìn)步與對(duì)策》2011年第18期。；Demsetz & Lehn比較了1981年美國(guó)511家上市公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度與經(jīng)營(yíng)績(jī)效沒有明顯的相關(guān)關(guān)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(jié)論[注]朱武祥、宋勇：《企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值——對(duì)家電行業(yè)上市公司實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2001年第12期。。

其二，探究國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效影響，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為非國(guó)有控股企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效要優(yōu)于國(guó)有控股企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。Sun & Tong通過(guò)分析中國(guó)634家上市國(guó)有企業(yè)的數(shù)據(jù)得出，國(guó)有控股對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)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(guó)有控股企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效比國(guó)有控股企業(yè)更高[注]徐曉東、陳小悅：《第一大股東對(duì)公司治理、企業(yè)業(yè)績(jī)的影響分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2003年第2期。；李善民和周木堂等認(rèn)為，民營(yíng)控股上市公司中，公司治理變量及控制變量對(duì)企業(yè)績(jī)效的解釋力度大于國(guó)有控股上市公司[注]李善民、周木堂、余鵬翼等：《最終所有權(quán)性質(zhì)、治理機(jī)制對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響研究》，《管理科學(xué)》2006年第5期。。但是，有學(xué)者認(rèn)為國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系。楊海蘭通過(guò)對(duì)山東省2005-2010年80家上市公司績(jī)效的進(jìn)行分析和假設(shè)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)集團(tuán)和非國(guó)有企業(yè)集團(tuán)的上市公司企業(yè)績(jī)效并沒有明顯差別，國(guó)有控股不直接影響企業(yè)績(jī)效[注]楊海蘭：《企業(yè)集團(tuán)國(guó)有股權(quán)與上市公司績(jī)效的關(guān)系》，《山東社會(huì)科學(xué)》2014年第5期。。

總而言之，大多學(xué)者主要采用線性回歸模型的方法探討了股權(quán)集中度、國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系。Merck證明股權(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在倒U型關(guān)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(guò)引入股權(quán)集中度的平方項(xiàng)來(lái)解決，但是這種處理方法有兩個(gè)缺陷：第一，股權(quán)集中度與其平方項(xiàng)極有可能存在較強(qiáng)的共線性；第二，這種方法不能找到明確的分組界點(diǎn)，只能大致驗(yàn)證關(guān)系，而本文引入的門限效應(yīng)分析能夠較好的解決以上問(wèn)題。門限效應(yīng)模型提供了一個(gè)新的漸進(jìn)分布理論來(lái)分析非線性關(guān)系，通過(guò)建立待估參數(shù)的置信區(qū)間，并利用bootstrap的方法來(lái)估計(jì)待檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性，不僅能夠估計(jì)出可能存在的拐點(diǎn)值，同時(shí)能對(duì)多個(gè)門限值的情況進(jìn)行估計(jì)，可以更為精確的估計(jì)出變量之間的非線性關(guān)系。此外，當(dāng)前鮮有學(xué)者探討股權(quán)集中度、國(guó)有股比重與公司績(jī)效之間的非線性關(guān)系，國(guó)有股權(quán)比重、股權(quán)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(wèn)題，因此本文希望對(duì)以上問(wèn)題進(jìn)行探究。

本文首先梳理了股權(quán)集中度、國(guó)有股比例與公司績(jī)效相關(guān)文獻(xiàn)，提出股權(quán)集中度、國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效的非線性關(guān)系的理論機(jī)制。選用2010年至2014年主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)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(duì)主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)而言，股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響均存在顯著的單一門限效應(yīng)。對(duì)成熟的主板市場(chǎng)企業(yè)而言，由于企業(yè)規(guī)模大、生產(chǎn)相對(duì)成熟，股權(quán)多元化改革則可以進(jìn)一步深化，即保持股權(quán)集中度在0-0.0170范圍內(nèi)有利于企業(yè)業(yè)績(jī)的提升。此外，降低國(guó)有股份比例有利于公司績(jī)效的提升。對(duì)于處于成長(zhǎng)起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)企業(yè)，由于企業(yè)規(guī)模小、產(chǎn)品創(chuàng)新性強(qiáng)，股權(quán)多元化改革不能操之過(guò)急，即股權(quán)集中度處于0-0.2123范圍內(nèi)較優(yōu)。處于成長(zhǎng)起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)企業(yè)的股權(quán)集中度的門限值要高于主板市場(chǎng)。除引言外，本文余下結(jié)構(gòu)是：第二部分是理論機(jī)制、研究假說(shuō)與實(shí)證策略；第三部分是數(shù)據(jù)處理、變量選擇與固定效應(yīng)分析；第四部分是門限回歸實(shí)證結(jié)果分析；第五部分進(jìn)一步分析創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)，以探討不同類型企業(yè)的股權(quán)集中度的適度區(qū)間；第六部分是本文的結(jié)論及政策啟示。

二、理論機(jī)制與實(shí)證策略

(一)股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效非線性關(guān)系的理論機(jī)制

隨著現(xiàn)代公司制度的建立，公司所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離，企業(yè)所有者保留剩余索取權(quán)，讓渡經(jīng)營(yíng)權(quán)。和企業(yè)所有者相比，經(jīng)營(yíng)者直接參與機(jī)構(gòu)管理，往往比所有者掌握有更多關(guān)于企業(yè)的信息。在信息非對(duì)稱的環(huán)境下，所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離容易催生公司經(jīng)營(yíng)管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)行為。此外，公司所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離后，在理性人假設(shè)下，公司所有者與經(jīng)營(yíng)者所追求的目標(biāo)也不同，公司所有者希望公司價(jià)值最大化，而經(jīng)營(yíng)者所追求的是個(gè)人工資、津貼收入最大化，因此經(jīng)營(yíng)者可能會(huì)做出損害公司利益但能提升自己業(yè)績(jī)表現(xiàn)的行為，偏離所有者要求的企業(yè)價(jià)值最大化的目標(biāo)。因此保持一定的股權(quán)集中度有利于股東對(duì)經(jīng)理人實(shí)施有效監(jiān)督，從而降低代理成本，提升企業(yè)價(jià)值。

但是股權(quán)的過(guò)度集中也會(huì)導(dǎo)致企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的失衡，股東之間權(quán)力制衡機(jī)制乏力，“共治”作用隱而不顯，從而不利于企業(yè)績(jī)效的改善。市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)表明，在保持一定股權(quán)集中的情況下，股權(quán)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(fēng)險(xiǎn)，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(quán)力的濫用，從而提高企業(yè)績(jī)效。因此保持各股東之間股權(quán)制衡的良好局面，有利于提升企業(yè)績(jī)效。

Mcconnell & Sewaes以美國(guó)上市公司作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)股東持股比例與公司績(jī)效之間呈現(xiàn)出顯著的門限效應(yīng)，門限值分別為40%和50%，低于前一個(gè)門限值時(shí)，公司績(jī)效與持股比例正相關(guān)，而當(dāng)持股比例在兩個(gè)門限值之間時(shí)，公司績(jī)效隨著持股比例的增加而下降，二者負(fù)相關(guān)[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(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在負(fù)向門限效應(yīng)，不同的股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的效應(yīng)有顯著差異，隨著股權(quán)集中度的提高，企業(yè)績(jī)效逐漸降低，并且股權(quán)集中度對(duì)于公司績(jī)效的抑制作用隨著股權(quán)集中度的提高呈現(xiàn)逐漸減弱的趨勢(shì)[注]王雪平、王小平：《股權(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在門檻效應(yīng)嗎？》，《財(cái)會(huì)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(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在顯著的單一門限效應(yīng)。在跨越門限前，股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)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(quán)集中度與公司績(jī)效——基于面板數(shù)據(jù)的門檻效應(yīng)研究》，《浙江金融》2016年第8期。。

綜上所述，可以初步判斷股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間可能存在顯著的門限效應(yīng)。當(dāng)企業(yè)從完全的股權(quán)分散(即股權(quán)集中度接近于0)向適度的股權(quán)集中轉(zhuǎn)變時(shí)，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(jī)效。但是當(dāng)股權(quán)集中度超過(guò)適度水平時(shí)，過(guò)度的股權(quán)集中度會(huì)破壞企業(yè)股權(quán)的制衡結(jié)構(gòu)，提高大股東股權(quán)濫用的風(fēng)險(xiǎn)，從而不利于企業(yè)績(jī)效的提高。因此，提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：上市公司股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限值，即上市公司股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效之間存在非線性關(guān)系。

創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)區(qū)別于主板市場(chǎng)的地方在于，在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)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(zhǎng)起步階段。對(duì)于這類企業(yè)而言，大量的股份往往掌握在核心團(tuán)隊(duì)手中，保持較高的股權(quán)集中度有利于充分發(fā)揮核心團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)作用，避免在公司創(chuàng)立初期產(chǎn)生方向性的錯(cuò)誤，因而也更有利于企業(yè)績(jī)效的提高。隨著股權(quán)集中度的進(jìn)一步提高，一旦超過(guò)適度規(guī)模，同樣也會(huì)因?yàn)楣蓹?quán)制衡機(jī)制的破壞而不利于企業(yè)績(jī)效的改善。因此，創(chuàng)業(yè)板上市公司和主板市場(chǎng)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(zhǎng)階段的企業(yè)，創(chuàng)始人在公司成長(zhǎng)過(guò)程中往往是決策者，許多涉及公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的重大決策的作出都與創(chuàng)始人息息相關(guān)，創(chuàng)始人對(duì)公司的控制權(quán)決定著公司發(fā)展的方向和成長(zhǎng)速度。因此，對(duì)中小企業(yè)和創(chuàng)業(yè)公司而言，其股權(quán)集中度要普遍高于主板市場(chǎng)上的企業(yè)，中小企業(yè)及創(chuàng)業(yè)公司股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能存在更高的門限值?？梢圆聹y(cè)，在股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)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(chǎng)上市公司的門限值。因此，提出如下假說(shuō)：

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

(二)國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效非線性關(guān)系的理論機(jī)制

國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的研究主要圍繞企業(yè)內(nèi)部股權(quán)性質(zhì)的問(wèn)題展開。和其他性質(zhì)的股權(quán)相比，國(guó)有股權(quán)產(chǎn)權(quán)不明晰，國(guó)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(yǔ)權(quán)，在缺乏監(jiān)督的情況下，權(quán)力的擴(kuò)張容易觸發(fā)管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)行為，背離公司價(jià)值最大化的目標(biāo)，對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不良的影響。國(guó)有上市公司因股權(quán)結(jié)構(gòu)單一，國(guó)有股比例一家獨(dú)大，公司內(nèi)部股權(quán)制衡機(jī)制作用不顯，容易出現(xiàn)小股東權(quán)益被侵占的情況；在股權(quán)過(guò)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(huì)出現(xiàn)小股東“搭便車”的行為。此外，國(guó)有上市公司中常見的行政干預(yù)會(huì)導(dǎo)致行政目標(biāo)與所有者目標(biāo)偏離，不利于企業(yè)績(jī)效的提高，導(dǎo)致國(guó)有控股企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理效率低下。但也有研究表明，國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間具備正向相關(guān)關(guān)系，原因在于，政府對(duì)國(guó)有企業(yè)在補(bǔ)貼支出和政策支持方面具有更多的傾斜，補(bǔ)貼收入形成企業(yè)正向的現(xiàn)金流，能夠增加會(huì)計(jì)利潤(rùn)或者彌補(bǔ)營(yíng)業(yè)虧損，從而改善經(jīng)營(yíng)績(jī)效，出現(xiàn)國(guó)有股比例越高，企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效越好的表象，朱靜、何進(jìn)日等人的研究也表明國(guó)有股與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)[注]朱靜：《公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《貴州財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)》2011年第4期。[注]何進(jìn)日、喻美：《股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的相關(guān)性研究——以我國(guó)A股石油類上市公司為例》，《湖南師范大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)》2009年第1期。。

綜上所述，可初步判斷國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間不是簡(jiǎn)單的線性相關(guān)關(guān)系?？赡艽嬖谝粋€(gè)適度的比例區(qū)間，在該區(qū)間內(nèi)國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向的影響，當(dāng)超過(guò)這個(gè)區(qū)間后，國(guó)有股對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能出現(xiàn)性質(zhì)的翻轉(zhuǎn)或者系數(shù)的變化。基于此，提出以下猜測(cè)：

假說(shuō)2：國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限值，在該區(qū)間內(nèi)國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向的影響，當(dāng)超過(guò)這個(gè)區(qū)間后，國(guó)有股對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能出現(xiàn)負(fù)面效果。

(三)門限回歸方法介紹

為了研究股權(quán)集中度、國(guó)有股比例和企業(yè)績(jī)效之間的非線性關(guān)系，本文選用1999年Hansen提出的門限面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)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(diǎn)來(lái)決定不同的結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，將樣本劃分為不同的區(qū)間并估計(jì)各區(qū)間內(nèi)變量之間的關(guān)系。該方法的主要優(yōu)點(diǎn)在于以殘差平方和最小化為條件確定門限值，并通過(guò)bootstrap等抽樣方法檢驗(yàn)門限值的顯著性，克服了主觀設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的偏誤，能夠更為準(zhǔn)確的估計(jì)出樣本非線性的結(jié)構(gòu)變化。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源及描述

(一)變量選擇及相關(guān)理論依據(jù)

根據(jù)本文研究的內(nèi)容，選取如下指標(biāo)構(gòu)建模型：

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

解釋變量是股權(quán)集中度和國(guó)有股比例，其中股權(quán)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(hào)“Tensquare”表示，前十大股東持股比例平方和越大代表股權(quán)集中度越高，選用該指標(biāo)的原因在于，該指標(biāo)既解決單位量綱的問(wèn)題，同時(shí)還能考察前十大股東的分布是否均勻。因?yàn)樵趯?duì)持股比例取平方后，將會(huì)出現(xiàn)馬太效應(yīng)，即強(qiáng)者越強(qiáng)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(shuō)明前10位股東的持股比例相對(duì)比較均衡，即股權(quán)分散比較明顯。而該指數(shù)越接近1，說(shuō)明前10位股東的持股比例差距越大，即大股東絕對(duì)控股優(yōu)勢(shì)越明顯。國(guó)有股比例用企業(yè)國(guó)有持股比例作為替代變量，以符號(hào)“Rstateshare”表示，國(guó)有股比例越高表示企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)中的“國(guó)有”性質(zhì)越明顯。除了股權(quán)集中度和國(guó)有股比例之外，境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負(fù)債率和資本積累率等也可能對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響，因此在本文研究的模型中對(duì)這些變量加以控制，將資產(chǎn)負(fù)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(hào)“Cumulasset”“Assetloan”和“Rdoshare”表示。

控制變量的選取基于如下依據(jù)，資產(chǎn)負(fù)債率是企業(yè)總負(fù)債和總資產(chǎn)的比值，一方面，資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)通過(guò)舉債經(jīng)營(yíng)，逐步擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，開拓市場(chǎng)，增強(qiáng)企業(yè)活力，最終能增加企業(yè)績(jī)效；另一方面，資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本也相對(duì)較高，企業(yè)管理者需要花費(fèi)更多的時(shí)間控制企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，時(shí)間成本的增加會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效造成負(fù)面的影響。資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響有正有負(fù)，其具體影響的大小需要結(jié)合同行業(yè)、同規(guī)模、從事相似經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)企業(yè)的平均水平來(lái)看，但能肯定的是資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績(jī)效之間存在相關(guān)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(fù)債率對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的影響[注]楊蕙馨、王胡峰：《國(guó)有企業(yè)高層管理人員激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效實(shí)證研究》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》2006年第4期。[注]謝德明、李朝暉、丁煥強(qiáng)等：《金字塔結(jié)構(gòu)下兩權(quán)分離損害企業(yè)績(jī)效嗎?——基于民營(yíng)化后上市公司經(jīng)濟(jì)效果的實(shí)證研究》，《現(xiàn)代管理科學(xué)》2010年第12期。[注]徐加佳：《債務(wù)融資對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)上市公司的績(jī)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(quán)益增長(zhǎng)額與上一年所有者權(quán)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(píng)價(jià)企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ闹匾笜?biāo)。資本積累率高的企業(yè)資本增長(zhǎng)速度快，發(fā)展?jié)摿薮?，可用資本充足，企業(yè)擴(kuò)大再生產(chǎn)的能力也就越強(qiáng)，因此會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。胡鐵軍等的研究也證明了資本積累率與企業(yè)績(jī)效之間的相關(guān)性[注]胡鐵軍、關(guān)明坤、李焱斌等：《股權(quán)分置改革后上市公司高管激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究》，《遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報(bào)》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(huì)團(tuán)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(quán)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(dòng)性越差，也就越不利于企業(yè)投融資活動(dòng)的開展，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的惡化，這一研究結(jié)論也得到了其他學(xué)者的證實(shí)。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(jī)效之間存在相關(guān)關(guān)系[注]劉霞、林燕：《股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效》，《華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2003年第5期。[注]黃德紅、李彤：《湖北省上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究》，《湖北大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)》2014年第5期。。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

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(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中的中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫(kù)，見表1。為了避免財(cái)務(wù)狀況異常樣本可能對(duì)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(shí)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平衡面板處理。為了對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單處理和模型估計(jì)，采用STATA13.0分析工具來(lái)實(shí)現(xiàn)。

表1選擇性變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1的描述性統(tǒng)計(jì)表所使用的每個(gè)變量的樣本量為10470，其中，變量股權(quán)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(guó)的股權(quán)集中度的均值比較高；另一個(gè)關(guān)心的變量國(guó)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(dāng)前我國(guó)的國(guó)有比例并不高；但是從個(gè)別企業(yè)來(lái)看，我國(guó)的國(guó)有股比例還是非常高?？梢?，當(dāng)前我國(guó)的股權(quán)多元化改革從股權(quán)集中度和國(guó)有股比例的兩個(gè)維度還有很大改革空間。

四、門限回歸實(shí)證結(jié)果分析

通過(guò)門限回歸的方法檢驗(yàn)上述理論機(jī)制的假說(shuō)與推論，即分別以股權(quán)集中度和國(guó)有股比例作為門限變量對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析?？紤]到企業(yè)所處發(fā)展階段的影響，對(duì)處于成長(zhǎng)起步階段的企業(yè)而言，股權(quán)多元化改革與企業(yè)績(jī)效的關(guān)聯(lián)性可能呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn)，因此本文分別對(duì)全樣本、主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行異質(zhì)性的探討。

(一)對(duì)股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證分析

在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行門限分析之前，需要進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)門限值是否真實(shí)存在。如果F統(tǒng)計(jì)量大于對(duì)應(yīng)的臨界值，就拒絕原假設(shè)，即存在門限效應(yīng)，如果F統(tǒng)計(jì)量的值小于對(duì)應(yīng)的臨界值，就不能拒絕原假設(shè)，即不存在門限效應(yīng)。但是問(wèn)題是F統(tǒng)計(jì)量的分布是未知的，因此無(wú)法求得對(duì)應(yīng)的臨界值，從而難以做出是否拒絕原假設(shè)的判斷。為了解決該問(wèn)題，Hansen提出通過(guò)“自體抽樣法”(Bootstrap)來(lái)獲得F統(tǒng)計(jì)量的一階漸進(jìn)分布，并計(jì)算出經(jīng)驗(yàn)P值來(lái)判斷是否拒絕原假設(shè)。

以股權(quán)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(jī)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(fù)債率、資本積累率和國(guó)有股比例等作為控制變量，對(duì)全樣本數(shù)據(jù)、主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)分布進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果及置信區(qū)間估計(jì)如表2所示。

表2對(duì)前十大股東持股比例平方和的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

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

從表2門限效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果可知，以前十大股東持股比例平方和作為門限變量時(shí)，對(duì)于全樣本的上市公司來(lái)說(shuō)，其對(duì)資產(chǎn)收益率的影響具有單一門限效應(yīng)，單一門限檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量值為64.27，對(duì)應(yīng)的P值為0.02，小于5%的置信水平，因此拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為前十大股東持股比例平方和對(duì)資產(chǎn)收益率的影響具有顯著的門限效應(yīng)，也可以反映出股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間存在著非線性關(guān)系的特點(diǎn)。雙重門限檢驗(yàn)和三重門限檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)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(shè)，因此認(rèn)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(yīng)。對(duì)于主板上市公司來(lái)說(shuō)，前十大股東持股比例平方和對(duì)資產(chǎn)收益率的門限效應(yīng)是一樣，都在5%的置信水平下存在單一門限效應(yīng)，而雙重門限檢驗(yàn)和三重門限檢驗(yàn)不顯著。對(duì)于創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的上市公司來(lái)說(shuō)，股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間存在顯著的門限效應(yīng)，在10%的顯著性水平下，假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕了“不存在單一門限效應(yīng)”的原假設(shè)，因此股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在單一門限值，同樣雙重門限和三重門限效應(yīng)檢驗(yàn)不能拒絕原假設(shè)，所以股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不存在雙重和三重門限效應(yīng)。

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

表3單一門限的置信區(qū)間估計(jì)

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(quán)集中度的單一門限的門限值估計(jì)值是0.0178，對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間估計(jì)是[0.0123, 0.0223]，單一門限值將樣本劃分為兩個(gè)不同的區(qū)間；在主板市場(chǎng)上，在1%的顯著性水平下，股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響也僅存在單一門限效應(yīng)，對(duì)應(yīng)的單一門限值為0.0170，區(qū)間估計(jì)為[0.0117, 0.0217]，所以主板市場(chǎng)的樣本可以劃分為兩個(gè)不同的區(qū)間。在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)，單一門限效應(yīng)的顯著性雖然沒有全樣本和主板市場(chǎng)的門限效應(yīng)顯著，但是仍在10%的顯著性水平下是顯著的，且門限值估計(jì)是0.2123，對(duì)應(yīng)的95%區(qū)間估計(jì)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(gè)子樣本，第一個(gè)子樣本對(duì)應(yīng)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(gè)子樣本對(duì)應(yīng)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蟹治觯瑢?duì)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(duì)全樣本數(shù)據(jù)、主板市場(chǎng)數(shù)據(jù)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)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(jī)效，以資產(chǎn)收益率作為替代變量；xit是解釋變量，表示股權(quán)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(fù)債率、資本積累率和國(guó)有股比例等；εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)；γ是門限值，根據(jù)門限值估計(jì)的結(jié)果可知，在全樣本中γ取0.0178，在主板市場(chǎng)中γ取0.0170，在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)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(dāng)滿足括號(hào)內(nèi)的條件時(shí)I(·)取值為1，不滿足時(shí)取值為0。通過(guò)(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(gè)的區(qū)間，并在不同區(qū)間內(nèi)對(duì)所有參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到不同的估計(jì)系數(shù)。

基于以上所有分析，對(duì)全樣本、主板市場(chǎng)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(jì)量模型，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行門限回歸，參數(shù)估計(jì)的結(jié)果如表4所示。

表4股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的門限回歸結(jié)果

注：括號(hào)的值為標(biāo)準(zhǔn)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(jì)值0.0178，將樣本劃分為兩個(gè)區(qū)間，在各自的區(qū)間內(nèi)分別對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。因?yàn)榍笆蠊蓶|持股比例平方和最小可以接近于0，最大可以為1，所以對(duì)應(yīng)的兩個(gè)區(qū)間分別為(0, 0.0178]與(0.0178, 1]。在以上兩個(gè)區(qū)間范圍內(nèi)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析和參數(shù)估計(jì)，參數(shù)估計(jì)的結(jié)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(shí)，其對(duì)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(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)績(jī)效(ROA)將會(huì)提高83.9311%，企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)集中度的增加而增加。而當(dāng)前十大股東持股比例平方和超過(guò)0.0178，位于(0.0178, 1]區(qū)間范圍內(nèi)時(shí)，其對(duì)資產(chǎn)收益率的估計(jì)系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，即前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)績(jī)效(ROA)將會(huì)減少0.5368%，此時(shí)股權(quán)集中度的提高反而不利于企業(yè)績(jī)效的增加。但是，從系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，在區(qū)間(0, 0.0178]內(nèi)，參數(shù)估計(jì)對(duì)應(yīng)的P值為0，在1%的顯著性水平下可以認(rèn)為參數(shù)估計(jì)的結(jié)果是顯著的，在區(qū)間(0.0178, 1]內(nèi)，參數(shù)估計(jì)對(duì)應(yīng)的P值為0.12，在10%的顯著性水平無(wú)差異于零，但是也可以看出股票集中度一旦超過(guò)這個(gè)臨界值就沒有顯著的正的影響力。因此可以判斷股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響呈現(xiàn)出明顯的階段性特點(diǎn)，當(dāng)前十大股東持股比例平方和(Tensquare)小于(等于)0.0178時(shí)，企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)集中度的提高而提高，當(dāng)前十大股東持股比例平方和大于0.0178時(shí)，企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)集中度的提高而沒有任何促進(jìn)作用，即股權(quán)集中度對(duì)所有上市企業(yè)績(jī)效具有非線性的影響。

再分析各控制變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國(guó)有股比例(Rstateshare)和資產(chǎn)負(fù)債率(Assetloan)對(duì)企業(yè)績(jī)效(ROA)的影響為負(fù)，而資本積累率(Cumulasset)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響為正，所有控制變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)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(chǎng)上，從門限參數(shù)估計(jì)的結(jié)果可知，當(dāng)前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0,0.170]內(nèi)時(shí)，前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)績(jī)效提高101.9264%；當(dāng)股權(quán)集中度(前十大股東持股比例平方和)超過(guò)0.0170的門限值后，其對(duì)資產(chǎn)收益率的估計(jì)系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn)，即前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)績(jī)效(ROA)將會(huì)減少0.5249%，此時(shí)股權(quán)集中度的提高反而不利于企業(yè)績(jī)效的增加，但是在10%的顯著性水平無(wú)差異于零，盡管如此，股票集中度一旦超過(guò)這個(gè)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(jì)的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國(guó)有股比例(Rstateshare)和資產(chǎn)負(fù)債率(Assetloan)對(duì)企業(yè)績(jī)效(ROA)的影響為負(fù)，而資本積累率(Cumulasset)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響為正，所有控制變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)果在10%的顯著性水平下均為顯著，這一結(jié)果與全樣本數(shù)據(jù)回歸結(jié)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(chǎng)上，從門限參數(shù)估計(jì)的結(jié)果可知，當(dāng)前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0, 0.2123]內(nèi)時(shí)，前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)績(jī)效提高0.381個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)股權(quán)集中度(前十大股東持股比例平方和)超過(guò)0.2123的門限值后，前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)績(jī)效提高0.22個(gè)百分點(diǎn)。從參數(shù)估計(jì)的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，兩個(gè)參數(shù)估計(jì)值對(duì)應(yīng)的假設(shè)檢驗(yàn)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(jì)的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國(guó)有股比例(Rstateshare)、資產(chǎn)負(fù)債率(Assetloan)和資本積累率(Cumulasset)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響均為正，但只有資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)累計(jì)率對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著。對(duì)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(duì)于主板市場(chǎng)的企業(yè)來(lái)說(shuō)，發(fā)展相對(duì)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(duì)于這類企業(yè)而言，股權(quán)多元化改革的力度要相對(duì)較大，以打破現(xiàn)階段的股權(quán)結(jié)構(gòu)，因此能夠使股權(quán)多元化改革達(dá)到效用最大化的股權(quán)集中度水平也相對(duì)較低，根據(jù)上述門限分析的結(jié)果，對(duì)于主板市場(chǎng)上的成熟企業(yè)而言，當(dāng)股權(quán)集中度處于(0, 0.0170]范圍內(nèi)時(shí)，股權(quán)多元化改革的效用能達(dá)到最大。對(duì)處于成長(zhǎng)起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)企業(yè)來(lái)說(shuō)，股權(quán)多元化同樣存在適度水平，即保持股權(quán)集中度在(0, 0.2123]范圍內(nèi)時(shí)，每提高一單位股權(quán)集中度能帶來(lái)的單位效用最大，前十大股東持股比例平方和每增加一個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.381個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)股權(quán)集中度超過(guò)0.2123時(shí)，企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)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(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.22個(gè)百分點(diǎn)。

(二)對(duì)國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證分析

以國(guó)有股比例作為門限變量，以企業(yè)績(jī)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(fù)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果及置信區(qū)間估計(jì)如表5所示。

表5對(duì)國(guó)有股比例的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

從表5顯示的數(shù)據(jù)可知，國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不存在門限效應(yīng)，在各類樣本數(shù)據(jù)不同門限效應(yīng)檢驗(yàn)下的P值都要大于10%的顯著性水平，因此不能拒絕原假設(shè)，即不存在門限效應(yīng)。可以認(rèn)為國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不具有非線性的特點(diǎn)，兩者之間更有可能是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，因此對(duì)樣本數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)模型，估計(jì)隨個(gè)體而不隨時(shí)間變化的影響。建立固定效應(yīng)模型對(duì)應(yīng)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的固定效應(yīng)模型

注：括號(hào)的值為標(biāo)準(zhǔn)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(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)的關(guān)系，即國(guó)有持股比例(Rstateshare)每提高一個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)資產(chǎn)收益率就會(huì)減少0.242個(gè)百分點(diǎn)，兩者之間呈現(xiàn)出反向變化的趨勢(shì)。從參數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，國(guó)有股比例對(duì)應(yīng)的參數(shù)檢驗(yàn)的P值要小于10%的顯著性水平，所以該參數(shù)的估計(jì)值是顯著的，國(guó)有企業(yè)持股比例的增加反而會(huì)導(dǎo)致企業(yè)績(jī)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(fù)債率(Assetloan)、前十大股東持股比例平方和(Tensquare)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是為負(fù)的，而資本積累率(Cumulasset)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響為正，但這種正向作用很微弱，當(dāng)資本積累率提高一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，企業(yè)績(jī)效僅增加0.00028個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)樣本數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)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(guó)有持股比例與企業(yè)的資產(chǎn)收益率雖然存在顯著的負(fù)相關(guān)的關(guān)系，但是這種關(guān)系不一定穩(wěn)健，因?yàn)樵跇颖局写罅康纳鲜衅髽I(yè)其國(guó)有持股比例為0，兩者之間的真實(shí)關(guān)系可能會(huì)被掩蓋。為此，將中國(guó)有持股比例為0的樣本刪除之后，進(jìn)一步將樣本分為主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)，同時(shí)加入國(guó)有持股比例的二次項(xiàng)[注]不采用面板門限模型是因?yàn)闃颖緮?shù)量的限制導(dǎo)致不能估計(jì)，因此采用二次項(xiàng)的估計(jì)方式。，來(lái)探究國(guó)有持股比例與企業(yè)資產(chǎn)回報(bào)率之間的關(guān)系回歸結(jié)果如表7所示。

注：括號(hào)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(chǎng)中，國(guó)有持股比例與公司的資產(chǎn)回報(bào)率相關(guān)性并不顯著；在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)中，國(guó)有持股比例對(duì)發(fā)展初期的公司存在明顯的先正后負(fù)的關(guān)系，即對(duì)于發(fā)展初期的公司，當(dāng)國(guó)有企業(yè)的持股比例處于較低的水平時(shí)，國(guó)有持股比例的上升有利于公司業(yè)績(jī)的增長(zhǎng)。當(dāng)國(guó)有持股比例持續(xù)增長(zhǎng)并超過(guò)一定限度后，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效下降。公司在發(fā)展初期時(shí)，更依賴于融資，國(guó)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(guó)有持股比例的上升，其帶來(lái)的好處可能會(huì)因股權(quán)多元化程度的降低而抵消，此結(jié)論也與第一部分結(jié)論相呼應(yīng)。

五、結(jié)論

基于以上分析，得出如下結(jié)論：第一，對(duì)處于成熟階段的主板市場(chǎng)企業(yè)而言，股權(quán)多元化存在一個(gè)適度水平，即保持股權(quán)集中度在(0, 0.0170]范圍內(nèi)的同時(shí)，盡可能減持國(guó)有股份比例。從固定效應(yīng)模型和門限分析的結(jié)果來(lái)看，主板市場(chǎng)企業(yè)國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系和企業(yè)所處的發(fā)展階段相關(guān)，其對(duì)于發(fā)展初期的企業(yè)影響更為顯著。從固定效應(yīng)模型來(lái)看，需要將國(guó)有持股比例控制在合理范圍內(nèi)，對(duì)于企業(yè)的發(fā)展最為有利。對(duì)股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系而言，單一門限效應(yīng)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(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加101.93個(gè)百分點(diǎn)，股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用最明顯，因此要在股權(quán)多元化過(guò)程中將股權(quán)集中度保持在(0, 0.0170]適度范圍內(nèi)。第二，關(guān)于處于成長(zhǎng)起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)企業(yè)，股權(quán)多元化同樣存在適度水平，即保持股權(quán)集中度在(0, 0.2123]范圍內(nèi)時(shí)，每提高一單位股權(quán)集中度能帶來(lái)的單位效用最大，前十大股東持股比例平方和每增加一個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.382個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)股權(quán)集中度超過(guò)0.2123時(shí)，企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)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(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.22個(gè)百分點(diǎn)。第三，對(duì)比生命周期不同階段企業(yè)的股權(quán)多元化適度區(qū)間來(lái)看，可以發(fā)現(xiàn)：(1)處于成長(zhǎng)起步階段的企業(yè)股權(quán)集中度門限要高于處于成熟階段的企業(yè)股權(quán)集中度門限，即創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上市公司對(duì)應(yīng)的單一門限值要高于主板市場(chǎng)的上市公司(0.2123>0.017)；(2)主板市場(chǎng)上市公司的股權(quán)集中度跨過(guò)門限值后，前十大股東持股比例平方和對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響由正轉(zhuǎn)負(fù)，反觀創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的上市公司，當(dāng)股權(quán)集中度跨越0.2123的門限值后，股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響仍然為正，只是正向促進(jìn)作用略有減緩。