日本上市公司大股東持股比率與公司治理效率關系研究

（東北大學工商管理博士后流動站遼寧沈陽110003沈陽大學工商管理學院 遼寧沈陽110044）

本文以日本東京證券交易所上市公司為研究對象，對前三大股東與公司治理效率之間的關系進行研究，從而找到一些第一大股東與第二大股東、第三大股東之間的博弈與制衡的證據。我們認為，日本作為在地理距離上、文化上與我國最為相似的發(fā)達國家，其股權制衡經驗必然能夠為我國目前正在進行的股權結構改革提供有益幫助。

一、日本上市公司的傳統(tǒng)治理模式

“交叉持股”曾是日本公司治理模式的重要特征。蘇（2010）曾指出，日本企業(yè)的交叉持股習慣使企業(yè)之間形成了共進退的利益同盟，有效的增強了企業(yè)的競爭力和抗風險能力。同時，從邏輯關系上看企業(yè)的經營者也成為了本企業(yè)大股東的大股東（代理人），形成了大股東之間的相互制衡關系。交叉持股實際上可以被看做是一種早期的股權制衡體制。由于這種制衡體制的存在，一家企業(yè)的經營者實際上成為了另一家企業(yè)的支配者，企業(yè)之間形成了理論上相互支配、實際上各自管理的穩(wěn)定關系，經營者能夠獲得充足的任期實行自己的經營政策，針對員工的終身雇用制度也得以形成，促成日本企業(yè)文化得到了最大的發(fā)揮和有效的傳承。但是交叉持股的弊端也顯而易見，由于交叉持股股東之間的相互制約，作為其代理人的經營者對企業(yè)的支配權達到了最大化；企業(yè)的經營監(jiān)督機能被弱化，經營者對企業(yè)其他利害關系人的責任感漸漸的被淡化；在利益分配上，經營者侵犯小股東利益的現象時有發(fā)生。

20世紀90年代，伴隨著泡沫經濟時代的結束，資本市場中交叉持股比率開始大幅下降，經營者的任期也出現了短縮的趨勢。可以想象，日本式公司治理模式也必然會隨之發(fā)生變化，一股獨大的局面是否會繼續(xù)維持，其他股東能否改變原有的“陪太子讀書”的地位，形成對大股東的有效約束都是目前有意義的研究課題。

二、實證分析指標

為了驗證上市公司中的大股東之間的股權博弈與均衡的形式，本文采用固定效果模型（The Fix Effect Model）對日本東京證券交易所一部上市的620家企業(yè)3年間的面板數據（共計1 860個樣本）進行時間效果固定的線性回歸分析。由于各大股東的持股比率與公司治理效率之間并沒有直接的聯(lián)系，因此如果我們通過驗證發(fā)現它們之間存在著相關關系，就可以證明是由于投資者對公司經營政策產生了影響，從而間接地改變了公司治理效率。

（一）固定效果模型。為了更為直接的反映公司治理效率，以及表明實證結果的正確性，我們在這里同時選用托賓q（Q）與資產收益率（ROA）作為公司治理效率的代理變量，在模型中做因變量。自變量分別為第一大股東持股比率（Z1），第二大股東持股比率（Z2）以及第三大股東持股比率（Z3）。此外，為了保證自變量的準確性，我們還在模型中加入控制變量（Control variables），讓其與說明變量一起參與回歸。綜上，我們的固定效果模型為：

Qit=Intercept+Control variablesit+β1Z1it+β2Z2it+β3Z3it+uit

uit=λt+eit

i=1，2，…，N；t=1，2，…，T

ROAit=Intercept+Control variablesit+γ1Z1it+γ2Z2it+γ3Z3it+εit

εit=θt+ωit

i=1，2，…，N；t=1，2，…，T

注：Intercept為模型的常數項；uit、εit是含有固定（時間）效果的誤差，λt、θt代表被固定的t年的時間效果，我們假定每一個企業(yè)都擁有這個時間效果。eit、ωit是模型的誤差，eit～i.i.d N（0，σ2）、ωit～i.i.d N（0，σ2）。

（二）托賓q。我們選用托賓q（Q）作為模型的因變量，是因為Q不僅僅能夠體現股東的獲利情況，還能夠更多的反映市場預期，是一個能夠綜合反映企業(yè)經營狀況的指標。理論上認為Q應等于企業(yè)的市場價值與企業(yè)資產重置價值之比。但是在Q的實際衡量中還是存在著諸多問題，Lindenberg&Ross（1981）利用股票期末市價總額與結合累計折舊、利息變動等因素進行調整后的長期負債總額來代表其企業(yè)市場價值進行測量，雖然方法精密、復雜，但是后人難以模仿。Perfect&Wiles（1994）則將企業(yè)的市場價值簡單定義為企業(yè)股票市價總額與有利息負債之和，再算出企業(yè)市場價值與企業(yè)賬面資產價值比值作為Q值。Perfect et.將這樣求出的Q定義為“簡單q”（simple q），經進一步驗證表明，“簡單 q”與 Lindenberg&Ross（1981）中算出的 Q 值的相關系數達到93%。這個結果說明，在因為取值困難而無法模仿Lindenberg et.的方法進行推定時，“簡單q”不失為一種很好的代替方法。本文將采用“簡單q”的推測方法來推斷日本上市公司的Q值。綜上所述，我們的托賓q推測模型為：

Q=（Vs+Di） /（An+Di）

注：Vs：股票市價總額；Di：有利息負債賬面價格總額；An：凈資產賬面總額。

此外，為了證明驗證結果的客觀性，增強驗證結果的解釋力度，本文按照國際研究的常用方法，還選取了總資產收益率（ROA）作為模型的因變量一同參與回歸。利用ROA與托賓q的關聯(lián)性，觀察自變量對兩個因變量的影響是否一致。若結果不一致，則表明股東對企業(yè)價值與企業(yè)收益的態(tài)度不一致，存在投機性投資的可能。我們的ROA推測模型為：

ROA=Pn/A

注：Pn：稅后凈利潤；A：賬面資產總額。

（三）自變量的說明。作為本文的自變量，我們采用了第一大股東持股比率（TOP1）、第二大股東持股比率（TOP2）以及第三大股東持股比率（TOP3）。大股東持股比率來源于日本金融廳數據系統(tǒng)（EDINET）。經驗表明，前三位的大股東持股比率對于企業(yè)的經營政策以及經營效率都應有著重要的影響。

此外，我們還可以預想到，在實際情況下除了股東的持股比率外，影響治理效率的因素還有很多，如果不把這些因素考慮進來，很有可能使我們的驗證結果偏離正確值。為了保證驗證結果的正確性，我們在模型中還加入了控制變量（Control variables）來控制自變量與因變量的關系，使其不發(fā)生偏離?？刂谱兞浚–ontrol variables）是由資產負債率（D/A）、股票市價總額的常用對數（log10V）、賬面資產總額的常用對數（log10A）以及無形資產總額的常用對數（log10IA）組成的。當因變量為Q時我們將使用股票市價總額的常用對數（log10V）作為控制變量之一，而當ROA為因變量時使用賬面資產總額的常用對數（log10A）作為控制變量，我們的目的是防止自變量與因變量產生相關，進而影響驗證結果的客觀性。

三、實證分析結果及結果的分析

（一）回歸結果。為驗證日本上市公司大股東持股比率對公司治理效率的影響，本文選取了2006至2009年連續(xù)上市的日本東京證券交易所一部上市公司的財務數據。財務數據來源于NEEDS（日經上市公司財務數據庫），大股東持股比率來源于日本金融廳網絡數據系統(tǒng)（EDINET）?？鄢鹑跇I(yè)、公共事業(yè)以及一部分數據不全的企業(yè)，我們共采集到620家企業(yè)三年間的數據，共計1 860個樣本。表1為統(tǒng)計數據基本情況。

表1 樣本統(tǒng)計描述

小澤、金崎（2006）通過對1997年和2001年兩年的東證一部上市公司財務數據進行計算后，推測日本上市公司的平均Q為1.03左右。手嶋（2000）利用簡單的q計算法則推算1998年東證一部上市公司平均Q值為0.89。本文采用數據的時間為2007至2009年，考慮到日本宏觀因素的變化，本文的推測結果應該在0.89至1.03之間。因此，本文樣本的3年平均Q為0.948應為合理結果。另外，從小澤、金崎（2006）推算ROA的均值為4.38%來看，本研究總的ROA為4.1%也是合理的結果。利用固定效果模型我們對以上面板數據進行了最小二乘法回歸分析，表2與表3分別為以Q和ROA為因變量驗證的結果：

表2 托賓q（Q）與大股東持股比率的關系

表3 總資產收益率（ROA）與大股東持股比率的關系

注：表2、3中*代表1%信心區(qū)間顯著。數據來源為日經上市公司財務數據庫（NEEDS）以及日本金融廳網絡數據系統(tǒng)（EDINET）。

從表2中所反映的以不同變量構建的回歸模型的回歸結果看，所有的控制變量（Control variables）的解釋力度均達到了1%以上顯著水平，說明控制變量對Q及ROA均具有很好的解釋力度。企業(yè)的賬面價值（log10A）與Q之間存在著正關系；投資者總是傾向于獲利能力較強的企業(yè)，規(guī)模大的企業(yè)容易形成壟斷優(yōu)勢，這種優(yōu)勢會幫助企業(yè)阻隔其他企業(yè)的行業(yè)參入，從而增強本企業(yè)的獲利能力。股票市價總額（log10V）與ROA之間存在著正關系；這說明投資者總是傾向于獲利能力較強的企業(yè)，促使股價提高；同時股價較高的公司，由于其資金較為充足，相對機會成本較低，也使企業(yè)能夠獲得較高的凈收益。資產負債率（D/A）與Q及ROA之間存在著負關系；這說明當企業(yè)的資金出現不足時，為了彌補資金不足的缺口，經營者首先考慮到的是通過負債來籌集資金。這個結果與美國經濟學家Mayer的啄食順序理論的論述是相吻合的。無形資產總額（log10A）與Q及ROA之間存在顯著的正關系說明，由企業(yè)的研發(fā)能力、宣傳力度等形成的非實物性資產能夠很好的改善企業(yè)獲利能力，有效提升企業(yè)的收益水平。

從持股比率與企業(yè)價值的關系方面來看，第一大股東與第二大股東持股比率對Q存在著顯著的正影響。而第三大股東卻對Q存在不顯著的負影響。這說明，無論是第一大股東還是第二大股東，其持股比率的增加都將會促使企業(yè)價值的下降。而第三大股東持股比率的增加則可能導致企業(yè)價值的下降。而從總資產收益率與持股比率的關系來看，第一大股東與第三大股東持股比率與ROA存在著顯著的負關系。而第二大股東卻與總資產ROA間存在著顯著的正關系。這說明，無論是第一大股東還是第三大股東，其持股比率的增加都將會導致企業(yè)收益率的下降。而第二大股東持股比率的增加則會改善企業(yè)的收益狀況。

（二）實證結果的分析。從企業(yè)價值方面來看，雖然交叉持股比率在日本上市公司中的股權結構中顯著下降，但其仍然是公司的最主要持股力量，代表著多數的穩(wěn)定持股股東。從投資心理角度分析，穩(wěn)定持股比率的增加有助于中小股東建立投資信心。因此，中小股東的集中投資能夠有力的帶動股票價格的上升，從而提高了企業(yè)價值。然而，蘇（2010）認為，由于交叉持股的實質是各經營者間相互制約，所以交叉持股股東對經營者的實際監(jiān)督力度形同虛設，因此交叉持股比率的增長會促使企業(yè)代理成本的上升從而導致企業(yè)收益率的下降。所以，以交叉持股股東為代表的第一大股東的持股比率的增加導致了企業(yè)的收益率的下降。與第一大股東相比較，第二大股東持股比率的增加在提升了企業(yè)價值的同時，也明顯的改善了企業(yè)的收益狀況。這說明第二大股東可以對第一大股東形成制衡力量，從而使企業(yè)經營更加透明，降低代理成本。這也與Lehman&Weigand（2000）關于第二大股東可以提高企業(yè)業(yè)績的結論相符。同時，該結果還證明了在企業(yè)中建立合理股權制衡關系有助于企業(yè)發(fā)展的推斷。第三大股東持股比率對Q和ROA均呈現負影響，且對Q沒有顯著的說明力度；從表1的樣本統(tǒng)計描述中可以看出，第三大股東的平均持股比率的中位數僅為4.8%，這一數值甚至低于一般意義上大股東持股比率應超過5%的習慣認識，也就是說，日本上市公司中的大部分第三大股東還不能被稱之為真正意義上的大股東。因此我們可以推測，很多第三大股東可能還存在著極強的投機投資動機。這種投機心理會導致投資者的投資期間短，套利動機明顯，這種投資行為也容易造成企業(yè)經營政策的短期化和非系統(tǒng)化，無法有效的改善公司的治理效率。