創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)集中度與公司績(jī)效的關(guān)系研究

張亞蕾　張健維

摘要：以2011—2013年度深市創(chuàng)業(yè)板上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為樣本，將投資增長(zhǎng)率與資產(chǎn)負(fù)債率作為控制變量，研究股權(quán)集中度與公司績(jī)效的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)隨著公司投資增長(zhǎng)率的增大，會(huì)削弱股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的影響，而且公司的資產(chǎn)負(fù)債率越大，股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的相關(guān)性越強(qiáng)。本文的研究結(jié)論對(duì)指導(dǎo)創(chuàng)業(yè)板上市公司科學(xué)配置股權(quán)結(jié)構(gòu)具有指導(dǎo)和借鑒意義。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)板 股權(quán)集中度 公司績(jī)效

一、引言

自2009年10月30日首批28家創(chuàng)業(yè)板公司集中在深圳證券交易所掛牌上市以來(lái)，中小企業(yè)、新興高科技行業(yè)尤其是具有高成長(zhǎng)性的科技企業(yè)有了更廣闊的融資渠道，吸引了大量投資者，與此同時(shí)創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)也在逐漸發(fā)生著變化。對(duì)于公司內(nèi)部股權(quán)結(jié)構(gòu)所發(fā)生的變化，其對(duì)于公司績(jī)效的影響是否有利是所有者與經(jīng)營(yíng)者共同關(guān)注的問(wèn)題。

在學(xué)術(shù)界，很多學(xué)者針對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行過(guò)深入研究，如Bake認(rèn)為，管理層持股比例越高，公司績(jī)效就越好[1]；張維迎（1999）認(rèn)為，剩余索取權(quán)與控制權(quán)的不匹配是導(dǎo)致高管人員與股東的效用存在差異的根本原因[2]；李增泉（2000）認(rèn)為經(jīng)理人員持股有利于使經(jīng)理人員的利益與外部股東的利益保持一致，緩解兩者之間的利益沖突，迫使經(jīng)理人員為實(shí)現(xiàn)股東財(cái)富最大化而努力工作[3]；劉亞莉、張竹和石蕾（2011）以2006—2008年在滬、深交易所的上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)管理層持股與企業(yè)價(jià)值之間表現(xiàn)為倒“U”型關(guān)系[4]；楊梅（2004）以2003年滬、深交易所的上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)雖然高管持股與企業(yè)價(jià)值呈非單調(diào)關(guān)系，但其結(jié)果并不顯著[5]。

綜上所述，盡管理論界普遍認(rèn)為股權(quán)集中度與公司績(jī)效的相互影響關(guān)系，但股權(quán)集中度與公司績(jī)效的關(guān)系并不統(tǒng)一。因此，本文以創(chuàng)業(yè)板為例研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響，并且以公司的投資行為作為中介變量，研究在一定的投資行為下股權(quán)集中度如何影響公司績(jī)效。

二、理論模型

（一）理論假設(shè)

關(guān)于公司績(jī)效，常見(jiàn)的衡量指標(biāo)有托賓Q值、每股收益率、總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率等，本文采用加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為衡量公司業(yè)績(jī)的指標(biāo)，以觀察公司的長(zhǎng)期績(jī)效。對(duì)于股權(quán)集中度，本文主要提取了創(chuàng)業(yè)板上市公司主要大股東持股數(shù)占公司總股數(shù)的百分比；關(guān)于公司的投資行為，本文主要選取固定資產(chǎn)增加百分比這一指標(biāo)，并進(jìn)行如下假設(shè)：

H1：上市公司績(jī)效與第一大股東持股程度有顯著相關(guān)關(guān)系。

H2：隨著公司投資增長(zhǎng)率的增大，會(huì)削弱股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的影響。

H3：排除公司規(guī)模的影響，公司的資產(chǎn)負(fù)債率越大，股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的相關(guān)性越強(qiáng)。

（二）變量選取

如表1，被解釋變量：本文選取凈資產(chǎn)收益率即ROE作為被解釋變量衡量公司績(jī)效。

解釋變量：選取第一大股東持股比例X1來(lái)衡量股權(quán)集中度，前五大股東持股比例之和X2來(lái)衡量大股東之間的相互制衡程度；前十大股東持股比例X3來(lái)衡量公司的股權(quán)分布狀態(tài)。其中：

X1>50%，第一大股東屬于絕對(duì)控股；

30%

X1<30%，該股權(quán)結(jié)構(gòu)屬于分散性股權(quán)結(jié)構(gòu)。

控制變量：資產(chǎn)負(fù)債率（Dar）衡量公司負(fù)債水平，固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率衡量公司的固定資產(chǎn)投資的增長(zhǎng)水平。

（三）模型建立

根據(jù)理論假設(shè)，本文可以提出以下三個(gè)線(xiàn)性模型，以進(jìn)行實(shí)證分析：

ROE=α0+α1X1+α2X2+α3X3+ζ

ROE=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ζ1

ROE=γ0+γ1X1+γ2X2+γ3X3+γ4Dar+ζ2

三、實(shí)證分析

本文選取截至2011—2013年深市創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究樣本，剔除凈資產(chǎn)收益率為負(fù)或者數(shù)據(jù)披露不全的公司，共篩選出符合條件的公司523家。數(shù)據(jù)來(lái)源于巨潮資訊網(wǎng)及國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，使用Excel及SPSS19.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

（一）描述性分析

對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行Z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理，剔除標(biāo)準(zhǔn)化后不符合規(guī)定的數(shù)據(jù)，得到511個(gè)樣本。通過(guò)計(jì)算可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司第一大股東持股情況差距懸殊，樣本中第一大股東最低持股比例為8.98%，而最高持股比例達(dá)到81.09%，差距較大，第一大股東持股比例在50%以上的公司有49家，說(shuō)明我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司還存在一股獨(dú)大現(xiàn)象。本年比上年投資行為增加比例大于1的公司有21家，占總樣本的4.1%，說(shuō)明有部分公司投資增長(zhǎng)較大。

（二）相關(guān)性分析

以總資產(chǎn)凈利率（ROE）為被解釋變量， 第一大股東持股比例（X1）、前五大股東持股之和所占比例（X2）、前十大股東持股比例（X3）為解釋變量，資產(chǎn)負(fù)債率（Dar）和固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率（Y）為控制變量，進(jìn)一步對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司績(jī)效的相關(guān)性進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率相關(guān)性不大，前十大股東持股比例和投資增長(zhǎng)率與加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率在0.01水平上顯著相關(guān)，前五大股東持股比例和資產(chǎn)負(fù)債率與加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率在0.05水平上顯著相關(guān)，而第一大股東持股比例與加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率正相關(guān)，但并不顯著，拒絕假設(shè)H1。

（三）回歸分析

對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性檢驗(yàn)后，再進(jìn)行相關(guān)性回歸分析，以加權(quán)平均凈資產(chǎn)凈利率為被解釋變量，第一大股東持股比例、前五大股東持股比例之和、前十大股東持股比例之和為解釋變量，并考慮資產(chǎn)負(fù)債率、投資增長(zhǎng)率為控制變量，采用最小二乘法并通過(guò)參數(shù)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)調(diào)整的R2為0.868，說(shuō)明模型擬合度較好，多元線(xiàn)性回歸模型的Sig.值為0，說(shuō)明該模型統(tǒng)計(jì)意義顯著。從回歸方程系數(shù)來(lái)看前五大股東持股比例、前五大股東持股比例、本年末比上年資產(chǎn)增減百分比和資產(chǎn)負(fù)債率的Sig.值分別為0.000、0.001、0.040，說(shuō)明這三個(gè)變量的系數(shù)非常顯著，第一大股東持股比例Sig.>0.05，說(shuō)明顯著性表現(xiàn)不足。因此，否定假設(shè)H1。

在否定假設(shè)H1的基礎(chǔ)上進(jìn)行調(diào)整，構(gòu)建如下模型：

ROE=β0+β1X2+β2X3+β3Y+ζ1

ROE=γ0+γ1X2+γ2X3+γ3Dar+ζ2

根據(jù)上述模型，將控制變量Y和Dar分別設(shè)定取值范圍，做出回歸，結(jié)果顯示，在Y≤0.5時(shí)，前五大股東持股比例與前十大股東持股比例Sig.值為0，而在Y>0.5時(shí)，Sig.值明顯增加，說(shuō)明顯著性隨著減弱，支持H2。同樣，在Dar≤0.5時(shí)，前五大股東持股比例與前十大股東持股比例的Sig.值遠(yuǎn)大于0.5，表明顯著性降低，而在Dar>0.5時(shí)，Sig.值小于0.5，說(shuō)明顯著性增強(qiáng)，支持H3。

四、結(jié)論

本文通過(guò)對(duì)2011—2013年度深市創(chuàng)業(yè)板上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行指標(biāo)提取和數(shù)據(jù)分析，提出了三個(gè)假設(shè)并且驗(yàn)證，得出我國(guó)目前股權(quán)高度集中于前五大股東，并且有部分公司存在一股獨(dú)大現(xiàn)象；經(jīng)過(guò)相關(guān)性驗(yàn)證，否定了第一大股東持股比例與公司績(jī)效有顯著性相關(guān)關(guān)系，而前五大股東持股之和、前十大股東持股之和與公司績(jī)效有顯著的相關(guān)性，進(jìn)而進(jìn)行回歸分析，得出其顯著相關(guān)。在顯著相關(guān)的前提下，改變控制變量，分別將投資增長(zhǎng)率與資產(chǎn)負(fù)債率作為控制變量進(jìn)行控制，來(lái)觀測(cè)股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的影響，發(fā)現(xiàn)隨著公司投資增長(zhǎng)率的增大，會(huì)削弱股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的影響以及排除公司規(guī)模的影響，而且公司的資產(chǎn)負(fù)債率越大，股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的相關(guān)性越強(qiáng)。

參考文獻(xiàn)：

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（張亞蕾，1969年生，陜西西安人，解放軍第四五一醫(yī)院會(huì)計(jì)師。研究方向：績(jī)效評(píng)價(jià)與管理。張健維，1988年生，陜西西安人，西安建筑科技大學(xué)碩士研究生。研究方向：績(jī)效評(píng)價(jià)與管理）