賀蒙?李宛駿

本文以房地產(chǎn)行業(yè)110家上市公司作為研究對象，以2006年到2016年為觀測期間，對股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司績效的影響進(jìn)行實(shí)證研究。用主成分分析法將反映企業(yè)盈利能力、增長能力、營運(yùn)能力、償債能力的17個(gè)指標(biāo)計(jì)算得到一個(gè)衡量企業(yè)綜合能力的指標(biāo)，用這個(gè)指標(biāo)作為被解釋變量，以衡量股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度、股權(quán)性質(zhì)的指標(biāo)作為解釋變量建立模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：股權(quán)集中度與公司業(yè)績正向相關(guān);股權(quán)制衡度與公司業(yè)績關(guān)系不顯著;法人股比例與公司業(yè)績正向相關(guān)，國有股比例與流通股比例對公司績效的影響均不顯著。本文據(jù)此提出應(yīng)適當(dāng)增大股權(quán)集中度、法人股比例的建議。

一、引言

2005年我國公司治理領(lǐng)域發(fā)生重大變革—實(shí)行股權(quán)分置改革，此次改革引起的波瀾延續(xù)至今。其目的是增強(qiáng)上市公司股份的流通性，降低國有股比例，從而引進(jìn)市場化的激勵(lì)和約束機(jī)制，完善公司的治理結(jié)構(gòu)。目前，我國公司股權(quán)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀基本符合最初改革時(shí)的設(shè)想，即二級市場股份流通性大大提高，國有股比例也已降至極低的水平。股權(quán)結(jié)構(gòu)于公司業(yè)績、國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的意義也可從這次改革的實(shí)施力度及時(shí)間跨度中一窺端倪。全世界范圍來看，我國房地產(chǎn)市場形成時(shí)間較晚，至今僅有二三十年的時(shí)間，但作為后起之秀，其發(fā)展日新月異，市場活躍度及影響力逼近發(fā)達(dá)國家水平。2012年至2016年期間，我國房地產(chǎn)行業(yè)生產(chǎn)總值占GDP的比重一度保持在5%以上，且連年上升，至2016年已高達(dá)6.5%的水平。就房地產(chǎn)行業(yè)本身而言，資本密集度高，周期長，風(fēng)險(xiǎn)較高;就與其他行業(yè)的關(guān)系而言，房地產(chǎn)行業(yè)在一個(gè)國家的所有產(chǎn)業(yè)中可謂牽一發(fā)而動(dòng)全身，尤其對金融行業(yè)的影響十分復(fù)雜。但是，在高度發(fā)展的盛況之下以及頗具影響力的背后，房地產(chǎn)行業(yè)卻廣受詬病。如房價(jià)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過房子本身的價(jià)值，供給與需求嚴(yán)重不匹配，不同城市間市場發(fā)展嚴(yán)重失衡。房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司業(yè)績也不盡如人意，絕對值水平不算高，波動(dòng)幅度太大。要想從根本上消除房地產(chǎn)行業(yè)對社會造成的不良效應(yīng)以及避免對國民經(jīng)濟(jì)帶來的損失，僅僅依靠政府出臺相關(guān)政策大多時(shí)候治標(biāo)不治本，終究無濟(jì)于事，各個(gè)公司應(yīng)主動(dòng)采取措施改善公司業(yè)績。本文聚焦房地產(chǎn)市場中的上市企業(yè)，然后著重探討股權(quán)結(jié)構(gòu)（股權(quán)集中度、制衡度、性質(zhì)）與綜合能力的關(guān)系十分必要。

二、文獻(xiàn)綜述

研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效影響的文獻(xiàn)數(shù)不勝數(shù)，但是由于變量選擇、樣本數(shù)據(jù)選擇、模型設(shè)定等的差異性，前人研究的結(jié)論多種多樣。關(guān)于股權(quán)集中度與公司績效的研究：國外學(xué)者如Demsetz和Lehn（1985）搜集了500多家美國企業(yè)1980年的截面數(shù)據(jù)，以會計(jì)利潤率量化企業(yè)綜合能力，最后證明了兩者之間相關(guān)性并不是很強(qiáng)。國內(nèi)學(xué)者得到類似結(jié)論的有任麗霞（2003）等。但Shleifer和Vishny（1986）研究得到以下結(jié)論：股權(quán)越集中，越能夠減少“搭便車”現(xiàn)象出現(xiàn)的可能性，公司表現(xiàn)越好。而國外學(xué)者M(jìn)orck等（1988）研究了全球五百強(qiáng)企業(yè)，指出經(jīng)營者持有股份數(shù)量與經(jīng)營績效之間為非線性關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者孫永祥和黃祖輝（1999）考察我國上市的約500家企業(yè)，發(fā)現(xiàn)兩者為倒U型關(guān)系。關(guān)于股權(quán)制衡度與公司績效：陳德萍和陳永圣（2011）指出如果大股東之間形成抗衡，可以很好地監(jiān)督彼此，有助于提升企業(yè)的綜合能力。關(guān)于股權(quán)性質(zhì)與公司績效，Xu和Wang（1999）研究發(fā)現(xiàn)：法人股、國家股、流通股比例與公司績效的關(guān)系分別為正相關(guān)、負(fù)相關(guān)、不相關(guān)。嚴(yán)若森（2009）對中國信息技術(shù)行業(yè)進(jìn)行研究，以ROE與市凈率作為被解釋變量，研究結(jié)果表明，國有股比重對公司績效有反向作用，流通A股比重對CP不產(chǎn)生顯著影響。

三、研究假設(shè)

股權(quán)集中度對于企業(yè)績效的影響機(jī)制比較復(fù)雜。本文著重探討Top1（第一大股東持股比例，下同）對經(jīng)營業(yè)績的影響。Top1較高時(shí)，對企業(yè)表現(xiàn)有正向的促進(jìn)作用：第一，大股東利益與公司業(yè)績息息相關(guān)，迫使大股東對公司盡職盡責(zé)監(jiān)督管理者盡全力將公司運(yùn)營好。第二，在做出重大決策時(shí)可以提高效率，降低決策成本，使得公司反應(yīng)更加迅速。第三，在股權(quán)分散的情況下，各股東可能因經(jīng)營理念、戰(zhàn)略目標(biāo)等的不同而造成公司在經(jīng)營管理過程中搖擺不定，從而在市場上占據(jù)不了穩(wěn)定的位置。Top1較高也可能對公司業(yè)績有負(fù)向的抑制作用：第一，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|絕對控股時(shí)，公司經(jīng)營者一般是其本身或與其有著密切聯(lián)系的人，這樣即使存在外部經(jīng)理市場，其被罷免的幾率也很小，也就沒有足夠的壓力好好管理公司。第二，第一大股東可能在職權(quán)之便的誘導(dǎo)下，為了自身受益更大而完全無視小股東本該享受的權(quán)利。這兩種作用效果究竟哪種更強(qiáng)還有待考量，但比較國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果之后，本文初步假設(shè)H1：

Top1與公司業(yè)績正向相關(guān)。

國內(nèi)外學(xué)者對股權(quán)制衡度對企業(yè)表現(xiàn)的影響的觀點(diǎn)較為一致，即正向相關(guān)。當(dāng)股權(quán)制衡度較高時(shí)，第一，降低大股東為了謀取私利而損害其他股東利益的現(xiàn)象發(fā)生的可能性。第二，不會因一股獨(dú)大而造成公司經(jīng)營決策全憑一人意志決定。由股東集體智慧共同決策，思慮更加周全。本文假設(shè)：

H2： Z指數(shù)與公司業(yè)績負(fù)向相關(guān)。

國有股對企業(yè)績效有兩方面的影響效果。一是負(fù)向的抑制作用：第一，國有股的所有者應(yīng)是全體人民，而政府才是代理人，在所有者缺位的情況下，不存在有效的機(jī)制促使政府積極有效地經(jīng)營管理公司。第二，含國有股的公司行政色彩濃重，公司經(jīng)營目標(biāo)有可能不是企業(yè)價(jià)值最大化，而是服務(wù)于國家政策的實(shí)施。二是正向的促進(jìn)作用：第一，含國有股的公司往往可以有效獲取和解讀國家政策等相關(guān)信息，可享受到低稅率的優(yōu)惠政策。第二，含國有股的公司有政府信用作支撐，在市場交易過程中更易與其他企業(yè)建立良好的合作關(guān)系，也更易于開發(fā)新的項(xiàng)目。這兩種作用孰強(qiáng)孰弱不能一概而論。由于房地產(chǎn)行業(yè)通常一個(gè)項(xiàng)目的完成就能為企業(yè)帶來很大效益，而一般公司更愿意選擇信用高的企業(yè)來完成房地產(chǎn)的開發(fā)、經(jīng)營與管理。因此，本文假設(shè)：

H3：國有股比例與企業(yè)績效正相關(guān)。

法人股對企業(yè)綜合表現(xiàn)有著明顯的正向促進(jìn)作用。原因如下：第一，法人股所有者一般期望取得長期投資收益而不是投機(jī)收益，因此，除了關(guān)注股票價(jià)格漲跌外，還更關(guān)注著企業(yè)的經(jīng)營管理情況，即企業(yè)的長期盈利能力。第二，法人股所有者在做出經(jīng)營決策時(shí)是以企業(yè)價(jià)值最大化為目標(biāo)的，而不必像國有股所有者那樣顧忌社會效益。第三，法人股所有者相對個(gè)人而言往往具有更加專業(yè)的管理方法，能幫助企業(yè)更良好地運(yùn)營。所以，本文假設(shè)：

H4：法人股比例與企業(yè)績效正相關(guān)

隨著股權(quán)分置改革的貫徹實(shí)施，基本所有類型的股份均可以自由流通轉(zhuǎn)讓。一方面，股份的自由流通轉(zhuǎn)讓意味著在市場機(jī)制下，資源能夠得到有效配置，迫使企業(yè)提高自身經(jīng)營效率。另一方面，國有股與法人股對經(jīng)營業(yè)績有著一定的促進(jìn)作用，那么國有股與法人股在流通轉(zhuǎn)讓后可能轉(zhuǎn)化為社會公眾股，削弱了這種促進(jìn)作用。這兩者作用效果的強(qiáng)弱關(guān)系可能因行業(yè)特征而不同。本文初步假設(shè)：

H5：流通股與公司業(yè)績負(fù)相關(guān)。

四、研究設(shè)計(jì)

本文共選擇110家企業(yè)作為研究對象。在選擇樣本時(shí)，遵循以下原則：觀測期間：2006—2016年。本文所獲取數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫。本文運(yùn)用主成分分析法將代表企業(yè)盈利能力、成長能力、營運(yùn)能力、償債能力的17項(xiàng)會計(jì)類指標(biāo)轉(zhuǎn)化為一個(gè)關(guān)于企業(yè)績效的綜合指標(biāo)，并用這個(gè)指標(biāo)作為被解釋變量。解釋變量包括：第一大股東持股比例（T1）及其平方（H1）、代表股權(quán)制衡度的Z指數(shù)（Z）、股權(quán)性質(zhì)（國有股比例SSP、法人股比例LPSP、流通股比例TSP）?？刂谱兞堪ǎ嘿Y產(chǎn)負(fù)債率DAR、凈利潤增長率NIGR、總資產(chǎn)的對數(shù)LnTA。模型設(shè)計(jì)如下：

五、實(shí)證結(jié)果與分析

在進(jìn)行正式的主成分分析之前，先要進(jìn)行可行性檢驗(yàn)—KMO檢驗(yàn)及Bartlett球型檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量之間是否具有足夠強(qiáng)的相關(guān)性而適合采用主成分分析法。經(jīng)檢驗(yàn)，KMO值為0.58，接近0.6。 Bartlett球型檢驗(yàn)中，P值為0，拒絕H0：不同變量間的相關(guān)系數(shù)均為0，故說明這17個(gè)變量可以實(shí)施因子分析。在通過SPSS進(jìn)行構(gòu)造因子變量、旋轉(zhuǎn)因子載荷矩陣等步驟之后，根據(jù)因子方差貢獻(xiàn)表，以每個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)占累計(jì)方差貢獻(xiàn)的比例作為權(quán)重計(jì)算綜合業(yè)績Y。在進(jìn)行正式的回歸之前，需進(jìn)行比較，以確定應(yīng)該選用哪種模型?？晒┻x擇的模型有：固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型、混合OLS，通過F檢驗(yàn)、BP檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)，模型1-3應(yīng)選用FEM，而模型4應(yīng)選用REM。

在模型1中，T1的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著。這表明，T1與企業(yè)綜合業(yè)績Y為正相關(guān)關(guān)系。為了進(jìn)一步驗(yàn)證T1與經(jīng)營業(yè)績是否為曲線關(guān)系，在模型2中引入T1的二次方項(xiàng)H1，發(fā)現(xiàn)連同T1的系數(shù)也一起變得不顯著，兩者之間疑似存在多重共線性。于是用T1對H1進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)R2達(dá)到了95%，印證了猜想。為了解決多重共線性問題，對T1進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，即令sdT1 =（T1-T1的均值）/T1的標(biāo)準(zhǔn)差，以sdT1、sdT12作為新的解釋變量再次進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)sdT1的系數(shù)為正且顯著，sdT12的系數(shù)雖為負(fù)，但不顯著。于是，否定股權(quán)集中度與企業(yè)綜合能力之間為倒U型關(guān)系的猜想。模型1、模型2的回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H1。在模型3中，Z的系數(shù)為負(fù)，但并不顯著。雖然經(jīng)濟(jì)意義上與假設(shè)H2相同，即股權(quán)制衡度與企業(yè)綜合能力正向相關(guān)，但是統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著。筆者猜想可能有以下原因：第一，變量之間關(guān)系本身不顯著。股權(quán)制衡度與企業(yè)績效確實(shí)正向相關(guān)，只是這種關(guān)系并不顯著。尤其本文選用的是一個(gè)十分綜合的指標(biāo)作為被解釋變量，反映了公司各方面的能力。即可能股權(quán)制衡度對企業(yè)某方面的能力有促進(jìn)作用，但單獨(dú)改變股權(quán)制衡度這一項(xiàng)指標(biāo)，無法使公司綜合能力得到顯著提升。第二，指標(biāo)選擇的問題。Z指數(shù)僅代表第一大股東與第二大股東之間的制衡關(guān)系，而實(shí)際中可能多為第一大股東與剩余幾位大股東之間相互制約。第三，樣本選擇問題。國內(nèi)外學(xué)者在研究股權(quán)制衡度與公司業(yè)績之間的關(guān)系時(shí)，大多選用多個(gè)行業(yè)，樣本數(shù)據(jù)較為龐大。而一般而言，樣本容量越大，估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤越小，該系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性就越高。本文可能因?yàn)闃颖緮?shù)據(jù)不夠多，使得統(tǒng)計(jì)顯著性不高。在模型4中，SSP、LSP、TSP的系數(shù)分為為正、正、負(fù)，但只有LSP的系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著性高，即法人股比例與企業(yè)綜合能力正向相關(guān)，驗(yàn)證了假設(shè)H4。雖然，SSP、TSP的統(tǒng)計(jì)顯著性不高，但也與猜想相同，國有股比例、流通股比例對公司業(yè)績的影響本就有兩方面相反的作用，這兩種作用的強(qiáng)弱關(guān)系在房地產(chǎn)行業(yè)沒有明顯差異。為了進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以模型1-3，以及以SSP、LPSP、TSP為解釋變量的固定效應(yīng)為基準(zhǔn)，加入時(shí)間固定效應(yīng)，進(jìn)行雙向固定效應(yīng)模型，估計(jì)結(jié)果如下表所示，變量系數(shù)的正負(fù)號、顯著性水平全部沒有改變。由于篇幅限制，不再展示控制變量及穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果。

六、結(jié)論與建議

本文考察了房地產(chǎn)行業(yè)110家公司2006—2016年的觀測數(shù)據(jù)，用主成分分析法得到的關(guān)于業(yè)績綜合指標(biāo)作為被解釋變量，得到以下適用于房地產(chǎn)行業(yè)的結(jié)論與建議：（1）第一大股東持股比例與企業(yè)綜合能力正向相關(guān)。我國房地產(chǎn)行業(yè)上市企業(yè)仍應(yīng)適度增大這一比例以提升企業(yè)績效。但是，提高的幅度不能過大，雖然引入了第一大股東持股比例的二次方項(xiàng)后，平方項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)可是不顯著，可能是由于樣本數(shù)量過小，也有可能是由于將變量標(biāo)準(zhǔn)化并未完全解決多重共線性問題，所以當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例上漲到一定水平后企業(yè)綜合能力會降低這一事件發(fā)生的概率也不一定為零。因此，本文建議適度提高第一大股東持股比例。（2）股權(quán)制衡度與企業(yè)綜合能力正向相關(guān)但統(tǒng)計(jì)顯著性不高。股東之間能較好制衡的企業(yè)有以下優(yōu)勢：第一，群體決策思慮更加周全。第二，縮小大股東侵害其他股東利益事件發(fā)生的概率。所以，理論上，股權(quán)制衡度確實(shí)能幫助企業(yè)提升綜合能力。但是實(shí)證結(jié)果表明，股權(quán)制衡度雖然與企業(yè)綜合能力之間經(jīng)濟(jì)意義上與假設(shè)相同，但是統(tǒng)計(jì)顯著性不高。因此建議可以將加大股權(quán)制衡度作為提升企業(yè)綜合能力的手段，但不能作為主要手段。（3）股權(quán)性質(zhì)與企業(yè)綜合能力的關(guān)系錯(cuò)綜復(fù)雜。其中，法人股比例與企業(yè)綜合能力有著明顯的正向相關(guān)關(guān)系。國有股比例、流通股比例對公司業(yè)績有兩方面相反的作用，在房地產(chǎn)行業(yè)這兩種作用強(qiáng)弱大小差異不大。因此，本文建議適度增大法人股比例來提升企業(yè)綜合能力。是否應(yīng)提升國有股比例不能一概而論，要結(jié)合實(shí)際情況綜合考量各種因素。（作者單位：對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)）