農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效影響研究

沈陽(yáng)工程學(xué)院 沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué) 沈艷麗

農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效影響研究

沈陽(yáng)工程學(xué)院 沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué) 沈艷麗

摘 要：本文以農(nóng)業(yè)上市公司2008～2012年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為樣本，首先分析股權(quán)結(jié)構(gòu)及股權(quán)集中度等指標(biāo)，其次分析股權(quán)集中度、股權(quán)制衡等指標(biāo)與績(jī)效的相關(guān)性，結(jié)果表明股權(quán)集中度有利于提高農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績(jī)效，但股權(quán)制衡對(duì)農(nóng)業(yè)上市公司績(jī)效所起的作用尚不明顯。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)上市公司 股權(quán)集中度 股權(quán)制衡度 財(cái)務(wù)績(jī)效

1 樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文對(duì)2008～2012年間我國(guó)A股市場(chǎng)中的農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度、股權(quán)制衡與公司財(cái)務(wù)績(jī)效關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，采用第一大股東持股比例、前五大股東持股比例、前十大股東持股比例、H指數(shù)、Z指數(shù)等反映股權(quán)集中的指標(biāo)體系，根據(jù)假設(shè)，構(gòu)建農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度與財(cái)務(wù)績(jī)效模型，采用SPSS統(tǒng)計(jì)分析中的多元回歸分析法對(duì)農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響進(jìn)行綜合分析、評(píng)價(jià)。

2 農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)描述性統(tǒng)計(jì)

為了反映股權(quán)結(jié)構(gòu)狀況，選取農(nóng)業(yè)上市公司2008～2012年間數(shù)據(jù)作為樣本，剔除了T公司和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不全及極端值指標(biāo)，最終選定52家上市公司樣本進(jìn)行分析研究。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，對(duì)2008～2012年股權(quán)集中度指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，如表1所示。

(1)從2008～2012年，股權(quán)集中度逐年增加。無(wú)論是大股東的平均比例，還持有前五大股東的平均比例，前十大股東持股比例或者前五大股東及持股比例的平均水平，在2012年達(dá)到高峰。

表 1 農(nóng)業(yè)上市公司2010～2014年股權(quán)集中度描述性統(tǒng)計(jì)

(2)鑒于農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度的角度進(jìn)一步分析，可以對(duì)前五大股東之比H5的指標(biāo)和數(shù)據(jù)來(lái)分析，其中2008～2012年H5的價(jià)值也被逐年增加的平方才計(jì)算一年，但其值小于0.18，這表明樣品的股份，較小的前五大股東的股權(quán)相對(duì)分散，上市公司的集體決策的現(xiàn)象可能會(huì)形成，這可能導(dǎo)致追求上市公司的穩(wěn)定收益，是不利于公司治理的。

(3)農(nóng)業(yè)上市公司的比例2008～2011年的第一大股東平均為38%CR1，小于40%的總樣本，三甲股東CR123平均48%的總和的比率，比總樣品51%的低；前五大股東CR5平均比重達(dá)到51%，超過(guò)一定比例的抽查總數(shù)降低54%，顯示出農(nóng)業(yè)的股權(quán)之前，上市公司的五大股東持股比例，盡管前五大股東的公司是小于總樣本，但前五大股東意味著50%以上，基本上控制了上市公司的投票權(quán)。這是根據(jù)前五大股東持有四分五裂模式，那么農(nóng)業(yè)上市公司都取得了絕對(duì)的控制模式。

通過(guò)對(duì)52家農(nóng)業(yè)上市公司于2008～2011年的股權(quán)集中度的描述性統(tǒng)計(jì)分析，前三大股東37.7%股權(quán)的第一大股東的平均持股比例為47.03%，并已對(duì)公司的絕對(duì)控制權(quán)的股權(quán)50.78%，前五大股東，這說(shuō)明農(nóng)業(yè)上市公司的前五大股東擁有上市公司的基本控制，股權(quán)相對(duì)集中。由前五大股東的50%以上，持有的控股型公司股份總數(shù)的事業(yè)部，稱為絕對(duì)控制(高濃度)模式。前十股東持股比例均值為54.57%，農(nóng)業(yè)上市公司的第一大股東對(duì)公司有相對(duì)較高的控制權(quán)。同時(shí)，也可采用Z值，因?yàn)閆值能更好的表達(dá)并界定第一大股東的控制能力。如果第一大股東的持股比倒與其他所有股東的持股比例之和的差值較大，說(shuō)明第一大股東對(duì)公司控制以及股票價(jià)格產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。通常以數(shù)值10為判斷界線。如果Z值大于10，表明第二大股東與第一大股東的權(quán)利差距較大，而所選樣本描述性統(tǒng)計(jì)中的Z值的平均值達(dá)到23.03，說(shuō)明股改后農(nóng)業(yè)上市公司第一大股東仍處于主導(dǎo)地位，存在“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

本文中的變量主要包括以下內(nèi)容。

凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為被解釋變量；CR1、CR5、RC10、Z作為解釋變量；公司規(guī)模(SIZE)， 資產(chǎn)負(fù)債率；營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率作為控制變量。

本文采用SPSS11.5對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行多元回歸分析。先對(duì)自變量做了相關(guān)系數(shù)的Pearson檢驗(yàn)(表略)，變量Z和CR1、CR5變量之間的相關(guān)系數(shù)大于0.6，在1%的水平上顯著相關(guān)；而第一大股東持股比例與前五大股東持股兩變量相關(guān)系數(shù)小于0.4，相關(guān)性不高；而前十大股東持股比例與績(jī)效指標(biāo)相關(guān)系數(shù)為0.57，Sig為0.16，不顯著，沒有通過(guò)相關(guān)性檢驗(yàn)，因此進(jìn)行回歸分析時(shí)，給予剔除，需要分別對(duì)股權(quán)集中度CR1、CR5與股權(quán)集中度變量Z分別進(jìn)行回歸分析，考察如下兩個(gè)回歸模型：

Y=β0+β1CR1+β2CR5+β3SIZE+β4LEVEL+β5GR OW +ε

Y=β0+β1Z+β2SIZE+β3LEVEL+β4GROW +ε

上式中，Y代表公司績(jī)效指標(biāo)，作為因變量進(jìn)入模型。本文以凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為因變量；股權(quán)集中度指標(biāo)CRl、CR5、CR10、Z作為自變量進(jìn)入模型。

通過(guò)多元線性回歸分析方法，對(duì)股權(quán)集中度CR1、CR5與公司績(jī)效ROE多元回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：模型(1)綜合分析表(Model Summary)與方差分析表(ANOVA)(略)(見表1)中擬合優(yōu)度R方為0.917，調(diào)整后R方為0.904，模型1擬合度很好。F值較大，顯著度0.000，小于0.05水平，可證明自變量CR1、CR5和因變量之間的存在顯著線性關(guān)系。模型(2)擬合優(yōu)度R方值等于0.899，模型2擬合度較好。F值較大，顯著度0.000，小于0.05水平，可以證明自變量Z和因變量之間的存在顯著線性關(guān)系。

模型(1)(2)中R方值接近0.9，F(xiàn)值都很大，說(shuō)明回歸模型整體較顯著，在99%的置信水平下模型的線性關(guān)系顯著成立。模型(1)(2)中常數(shù)、自變量CR1、CR5、Z、公司規(guī)模、成長(zhǎng)能力、資本結(jié)構(gòu)的概率P值小于0.05，顯著度為0.000；各自變量與因變量間成線性關(guān)系。

根據(jù)模型( 1 )得到關(guān)于資產(chǎn)收益( Y )與自變量CR1、CR5的線性方程：Y=-37.3+0.581CR1 +0.121CR5+1.769SIZE+0.575GROW-1.11LEVEL

從模型整體來(lái)說(shuō)，股權(quán)集中度與農(nóng)業(yè)上市公司凈資產(chǎn)收益率正相關(guān)，從表1可以看出第一大股東持股數(shù)量、前五大股東持股數(shù)量通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，都與公司績(jī)效正相關(guān)，股權(quán)制衡度指標(biāo)Z與績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)。

表2 股權(quán)集中度對(duì)凈資產(chǎn)收益率的線性回歸結(jié)果

在模型(1)中，變量CR1和CR5的系數(shù)為正，說(shuō)明CR1、CR5兩個(gè)變量與公司績(jī)效顯著正相關(guān)，在0.05水平上顯著相關(guān)，即：第一大股東持股比例較大時(shí)，其掌握更多的上市公司的控制權(quán)，因此，第一大股東持股比例越高越能積極主動(dòng)的參與公司的監(jiān)督、管理工作，進(jìn)而能促進(jìn)上市公司財(cái)務(wù)績(jī)效的提高。前五大股東持股比例與公司績(jī)效正相關(guān)，表明隨著前五大股東持股比例之和的增加，公司績(jī)效也隨之上升。

根據(jù)模型(2)得到關(guān)于資產(chǎn)收益(Y)與自變量Z的線性方程：Y=-54.84-.333+2.858SIZE+0.791GROW-0.159LEVEL

在模型(2)中，變量Z的系數(shù)為正，說(shuō)明變量Z與公司績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)，即第二大股東持股數(shù)量與第一大股東持股數(shù)量比值越大，公司績(jī)效反而越下降。而控制變量SIZE兩個(gè)模型中都顯著為正，說(shuō)明公司規(guī)模越大，公司績(jī)效越高；控制變量LEVEL在兩個(gè)模型中都顯著為負(fù)，表明公司負(fù)債比例提高導(dǎo)致公司績(jī)效顯著降低；而控制變量GROWTH在兩個(gè)模型中，系數(shù)都顯著為正數(shù)，表明公司的成長(zhǎng)能力越強(qiáng)，越能提高公司績(jī)效水平。

4 結(jié)論及建議

本文的研究表明：農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效與第一大股東持股比例、前十大股東持股比例顯著正相關(guān)，這說(shuō)明股權(quán)集中度作為一個(gè)影響因素，第一大股東、前五大股東會(huì)因?yàn)楣餐睦娑訌?qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)上市公司的監(jiān)督管理。而前十大股東共同治理公司的效果沒有顯示出來(lái)。第二大股東對(duì)第一大股東的制衡作用股權(quán)制衡度與農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績(jī)效的負(fù)相關(guān)。第二大股東對(duì)第一大股東制衡反而對(duì)公司的績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面影響，分析其原因可能是第二大股東的力量不足以制衡第一大股東，制衡度越低，反而會(huì)提升公司績(jī)效水平，第一大股東對(duì)公司的影響至關(guān)重要。

參考文獻(xiàn)

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中圖分類號(hào)：F830

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：2096-0298(2015)08(c)-082-03

作者簡(jiǎn)介：沈艷麗(1969-)，女，沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué)博士研究生，沈陽(yáng)工程學(xué)院管理學(xué)院，副教授，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理、財(cái)務(wù)管理方面的研究。