我國上市公司股權(quán)集中度對非效率投資的影響

周娜　付晨潔

【摘 要】 為了探析我國上市公司股權(quán)集中度對非效率投資的影響，同時探析高管持股對二者關(guān)系是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，文章對此展開了深入研究，并以1 256家上市企業(yè)為研究樣本，對其股權(quán)集中度對非效率投資的影響及高管持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行了實證分析，以期對上市公司的投資決策提供一定的依據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 股權(quán)集中度； 投資效率； 高管持股

中圖分類號：C934 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）04-0067-04

引 言

在MM定理假定的理想資本市場條件下，企業(yè)的投資決策與股權(quán)結(jié)構(gòu)無關(guān)，但在現(xiàn)實資本市場中，由于所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離引起的代理、信息不對稱等問題的存在，促使企業(yè)存在非效率投資。不同的股權(quán)集中度反映不同的治理結(jié)構(gòu)，因此企業(yè)的股權(quán)集中度不僅能反映其利益分配以及風(fēng)險承擔(dān)機制，而且可以影響企業(yè)內(nèi)部治理機制的運行效率，從而影響企業(yè)的投資決策。改革開放迅速發(fā)展的同時帶動著股份制企業(yè)的迅猛發(fā)展，但許多股份制度存在的嚴重問題也隨著企業(yè)改革逐漸暴露出來：我國的上市公司普遍存在融資偏好問題，圈錢行為嚴重，投資效率卻在不斷下降；中國資本市場長期存在著股權(quán)分置問題，產(chǎn)生了一些諸如政企不分、大股東對小股東利益剝奪等影響投資效率的問題。

我國的上市公司普遍存在著股權(quán)集中的現(xiàn)象。適度的股權(quán)集中可以促使大股東有動力和能力監(jiān)管企業(yè)管理者，有效緩解股東和管理者之間的代理成本；但同時股權(quán)的集中降低了股票的流動性和多元性，使大股東得以掠奪小股東利益和轉(zhuǎn)移企業(yè)資源，產(chǎn)生控制權(quán)的私人收益問題，引起大股東和小股東之間的代理問題，最終導(dǎo)致企業(yè)資本成本增加以及公司價值下降。本文結(jié)合我國的制度背景，對上市公司的數(shù)據(jù)進行實證分析，將高管持股作為調(diào)節(jié)變量，以期闡明企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與投資效率之間的關(guān)系。

一、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）股權(quán)集中度對投資效率的影響

委托代理問題分為兩類，第一類由股東和管理者之間的利益沖突而產(chǎn)生，第二類隨大股東和中小股東的利益沖突而產(chǎn)生。已有的研究認為大股東能夠利用企業(yè)的控制權(quán)獲取私有收益，并且兩權(quán)分離會加劇大股東獲取私有收益的動機。La porta et al.（1999）通過研究世界各地的大型企業(yè)發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)中主要的代理問題并非存在于全體股東和管理層或者企業(yè)債權(quán)人和企業(yè)之間，主要是由于大股東掠奪小股東利益而導(dǎo)致的隧道效應(yīng)，大股東通過關(guān)聯(lián)交易、投資資金的濫用等手段來掠奪小股東的利益從而獲取私人收益。石勁磊（2003）通過統(tǒng)計截至2001年12月31日深滬兩市全部的1 027家上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，我國上市公司前五大股東平均持股之和為70.41%，將近60%的上市公司前五大股東持股超過50%，98%以上的上市公司前五大股東持股超過20%。本文通過統(tǒng)計2011年至2013年深滬兩市1 256家上市公司的研究樣本發(fā)現(xiàn)，第一大股東的持股比例最大值為84.43%，最小值為3.62%，平均值為34.1%，說明總體上我國上市企業(yè)的股權(quán)屬于相對集中型?？毓晒蓶|可以通過投資獲取私利，但同時非效率投資所帶來的損失也大部分由控股股東承擔(dān)?？刂菩怨蓶|的持股比例越高，就越有通過派發(fā)大額現(xiàn)金、購銷關(guān)聯(lián)交易的方式掏空公司的傾向，必然會引起企業(yè)資金緊張，進而導(dǎo)致企業(yè)非效率投資。楊興全和曾義（2011）通過研究認為，當(dāng)大股東的持股比例達到一定程度的時候，可能會通過企業(yè)集團內(nèi)部融資、為上市公司的融資提供擔(dān)保等途徑來拓寬其企業(yè)的融資渠道，設(shè)法降低企業(yè)的融資約束。同時，隨著大股東的持股比例增加，大股東的控制地位不斷加強，管理層作為大股東的代理人地位也比較穩(wěn)固，這時管理層主要考慮為大股東負責(zé)，管理層面臨的來自控制權(quán)的壓力大大降低，從而可能降低其工作的努力程度，這時管理層較少考慮非效率投資所帶來的風(fēng)險，導(dǎo)致非效率投資的加劇。綜上所述，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：總體上，我國上市公司股權(quán)集中度與非效率投資正相關(guān)。

（二）高管持股對股權(quán)集中度與非效率投資關(guān)系的影響

如何設(shè)計有效的激勵措施，將管理層的行為引導(dǎo)到與股東利益相一致的方向上來，已成為代理理論的核心問題。對高管的激勵影響著股權(quán)集中度與非效率投資的關(guān)系。對高管進行激勵可以提高管理層對企業(yè)的忠誠度和工作的努力程度。

在所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離的情況下，管理者通常不擁有企業(yè)剩余價值，但卻要為自己的經(jīng)營行為負責(zé)，這種責(zé)任與利益的不對等機制，使其往往不以股東利益最大化為目標，而是出于維護既得利益和自身地位的考慮，更加注重個人的職務(wù)消費和享受。根據(jù)Jensen的理論模型，高管持股與激勵的強度具有線性關(guān)系，當(dāng)管理層擁有企業(yè)的全部股份時，企業(yè)的價值達到最優(yōu)水平。但是，高管持股會出現(xiàn)兩種效應(yīng)——利益趨同效應(yīng)和盤踞固守效應(yīng)，前者認為高管持股可以有效地降低管理層的道德風(fēng)險，可以促使管理層與股東的利益相一致，與剩余控制權(quán)和剩余索取權(quán)相匹配的這一原則相符，有效地緩解剩余控制權(quán)和剩余索取權(quán)不一致的問題，有效降低代理成本；但后者認為，高管持股只能減少但是不能消除與股東之間的利益沖突，高管持股過多會使外界對其的有效約束減弱，使其管理層更有可能追求自身利益最大化，而非股東或者企業(yè)利益最大化。通過本文的統(tǒng)計，我國上市公司高管持股比例的平均值在23.6%左右，屬于高管持股比例較低的范圍，利益趨同效應(yīng)要多于盤踞效應(yīng)。高管持股會更多地關(guān)注企業(yè)的績效和盈利能力，從企業(yè)利益角度出發(fā)，有效減少大股東的利益侵占行為，從而有效降低企業(yè)的非效率投資。綜上所述，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：高管持股比例越高，股權(quán)集中度與非效率投資的正相關(guān)關(guān)系越弱。

二、研究設(shè)計

（一）主要研究變量

1.投資水平的衡量。本研究在確定上市公司投資水平時參考Richardson的方法。企業(yè)的總投資支出分為兩個部分：當(dāng)前企業(yè)的維持型投資支出和項目的新增投資支出。其中，新增投資又可以分為理性投資支出和非效率投資支出（包括過度投資和投資不足），模型的回歸殘差作為非效率投資的代理變量，殘差為正表示投資過度，殘差為負表示投資不足，殘差絕對值的大小表示非效率投資的高低程度，越小表示企業(yè)的非效率投資水平越低。本文將投資水平用Inew表示新增投資，取企業(yè)現(xiàn)金流量表中“構(gòu)建固定資產(chǎn)，無形資產(chǎn)與其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”“取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額”“投資支付的現(xiàn)金”之和減去“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額”與年初資產(chǎn)總額的比值。

為確保研究的準確性，對可能影響企業(yè)投資效率的因素加以控制，在研究了相關(guān)文獻后，在擬合投資水平時選取企業(yè)成長性、規(guī)模、現(xiàn)金持有量以及資產(chǎn)負債率對投資水平作為控制變量，分別用Growth、Size、Cash和Lev表示。本研究采用托賓Q值作為企業(yè)成長性的替代變量，其原因在于其他會計收益指標更容易受到控股股東的操縱，在缺乏其他股東的約束時，控股股東可能會通過賬面處理來提高企業(yè)收益。相對而言，控股股東操縱股價的能力較小，所以采用托賓Q值衡量企業(yè)的成長性。企業(yè)成長性運用滯后一年的數(shù)據(jù)，企業(yè)上年的成長機會越多，本年的投資水平應(yīng)該越大。根據(jù)組織行為理論，企業(yè)規(guī)模越大，用于協(xié)調(diào)組織行為所需的資源越多，因此企業(yè)規(guī)模的大小將影響企業(yè)的投資水平，該變量用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)確定。根據(jù)自由現(xiàn)金流假說，企業(yè)自由現(xiàn)金流為正為企業(yè)的過度投資創(chuàng)造了條件，即企業(yè)持有的現(xiàn)金量越大，越有可能出現(xiàn)過度投資。當(dāng)資產(chǎn)負債率過高時，企業(yè)的資金流將陷入困局，影響企業(yè)的投資支出。用Inew*表示非效率投資。

2.股權(quán)集中度的衡量。股權(quán)集中是股權(quán)結(jié)構(gòu)的重要組成部分，本文選取赫芬達爾指數(shù)和股權(quán)制衡兩個指標來表示股權(quán)集中度。赫芬達爾指數(shù)是表示集中度較好的一個指標，用前五大股東的持股比例的平方和表示，該指數(shù)越接近1說明前五大股東持股比例差距越大，股權(quán)分布越失衡，該指數(shù)越趨近于零時表示前五大股東的持股比例分布均勻，用Her表示；股權(quán)集中度對企業(yè)投資活動的影響還表現(xiàn)在各股東之間的制衡作用，本文選用股權(quán)制衡度作為解釋投資效率的輔助變量，股權(quán)制衡度用第二至第五大股東的持股比例之和與第一大股東持股比例的比值表示，其比值越大說明股權(quán)制衡度越高，用Gqzh表示。

3.高管持股的衡量?，F(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離，股東和管理者之間出現(xiàn)利益沖突，如何設(shè)計有效的激勵措施將管理層的行為引導(dǎo)到與股東利益相一致的方向上來，成為代理理論的核心問題。高管持股將企業(yè)管理層納入企業(yè)所有者的范圍中，使其更加關(guān)心企業(yè)的長遠發(fā)展。因此，本文涉及的調(diào)節(jié)變量為高管持股，用高管持股總股數(shù)與企業(yè)總股本之比確定，用Gcg表示。

根據(jù)上述變量度量的研究，本文將所有變量整理為表1。

（二）模型構(gòu)建

為了達到研究目的，本文擬建立三個模型分別探討股權(quán)集中度與非效率投資的相關(guān)性以及高管持股對二者相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以下進行模型的具體構(gòu)建。

三、實證研究

（一）樣本選取

本文以2011年至2013年三個年度在深滬兩市發(fā)行A股的企業(yè)為研究總體。為保證數(shù)據(jù)的可靠性，在研究時對樣本作了如下處理：（1）鑒于行業(yè)性質(zhì)的特殊性，剔除金融保險行業(yè)的上市公司；（2）因為ST、*ST類企業(yè)數(shù)據(jù)存在異常，不具有代表性，剔除所有ST、*ST類企業(yè)；（3）剔除2011至2013年企業(yè)數(shù)據(jù)提供不全或者異常，無法判別企業(yè)特征的公司，以及信息披露不完全的企業(yè)。

本文運用Excel進行數(shù)據(jù)的處理和篩選，最后得到1 256家上市公司，所有變量數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫及2011年至2013年上市公司年報。

（二）描述性統(tǒng)計

1.股權(quán)集中度描述性統(tǒng)計

第一大股東持股比例用Equ表示，樣本企業(yè)連續(xù)三年現(xiàn)金持有水平情況如表2所示。

從表2可以看出，總體樣本企業(yè)中第一大股東的持股比例2011—2013年的平均值都保持在34.099%的水平上，說明我國上市公司股權(quán)集中度類型為相對集中型，“一股獨大”的特征比較明顯。另外，通過計算得知，上市公司第二大股東持股比例的平均值為5.127%，雖然與第一大股東的持股比例存在明顯差距，但從赫芬達爾指數(shù)平均值在0.15左右來看，前五大股東之間的相互制衡能夠發(fā)揮相應(yīng)的治理效率。

2.各變量的描述性統(tǒng)計

本文選取2013年的數(shù)據(jù)，共計樣本1 256個，各主要變量的初步描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。

從表3中可以得出，各企業(yè)的投資水平有一定的差別；由非效率投資指標可知企業(yè)傾向于過度投資，非效率投資普遍存在；成長性說明各企業(yè)的成長機會差別較大；資產(chǎn)負債率說明總體上來說企業(yè)的舉債經(jīng)營水平比較合適；持有現(xiàn)金指標表明總體上來說現(xiàn)金持有水平較高；企業(yè)規(guī)模表明各企業(yè)的規(guī)模差別很大；股權(quán)制衡說明各企業(yè)的股權(quán)制衡度差別較大；赫芬達爾指數(shù)說明總體上企業(yè)前五大股東的股權(quán)集中度不是很高；高管持股表明高管持股差別較大；管理費用率說明高管薪酬普遍較低。

（三）回歸分析

1.股權(quán)集中度與非效率投資的回歸結(jié)果

本文的模型參數(shù)估計由統(tǒng)計軟件SPSS21.0完成，模型（1）的回歸結(jié)果如表4所示。

從表4可以得出模型（1）的R2為0.517，調(diào)整R2為0.514，Sig.F更改值為0.000，說明模型（1）的擬合度較好。本文用軟件Eviews6.0得出該模型殘差列，將殘差列帶入模型（2）（3）。自變量企業(yè)成長性、資產(chǎn)負債率、年末現(xiàn)金持有量、企業(yè)規(guī)模、上一年的投資支出與企業(yè)投資水平的相關(guān)系數(shù)分別為0.143、-0.177、0.018、-0.027和0.709，并且都通過了5%水平的顯著性檢驗。

模型2的回歸結(jié)果如表5所示。

由表5可以看出，模型（2）的Sig.F更改值為0.000，調(diào)整后放入判定系數(shù)R2為0.185。因此，模型（2）通過了顯著性檢驗，整體模型是有效的，赫芬達爾指數(shù)的回歸系數(shù)為0.213，說明股權(quán)集中度與非效率投資之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得到支持。對模型（2）的回歸結(jié)果具體分析如下：回歸結(jié)果顯示股權(quán)集中度與企業(yè)的非效率投資正相關(guān)，回歸系數(shù)T統(tǒng)計量為-4.232和4.641，并且通過了顯著性為5%的檢驗。

2.高管持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

在模型（2）的基礎(chǔ)上引入高管持股Gcg調(diào)節(jié)變量，以下為調(diào)節(jié)效應(yīng)下的回歸結(jié)果。

表6是加入調(diào)節(jié)變量高管持股后的回歸結(jié)果，模型（3）是在模型（2）的基礎(chǔ)上演變而來的。從表6中可以得知：Sig.F更改為0.004，調(diào)整R2為0.195，說明整個模型的擬合度較好，并且模型（2）與模型（3）調(diào)整R2的差值為0.010>0，說明高管持股對股權(quán)集中度和非效率投資的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由于赫芬達爾指數(shù)和高管持股的交互項的回歸系數(shù)為-0.094，并且在5%水平下顯著，表明高管持股比例越高，股權(quán)集中度與非效率投資的正相關(guān)關(guān)系越弱。因此，假設(shè)2得到支持。

四、結(jié)論與不足

總體上來說，我國上市公司普遍存在非效率投資現(xiàn)象。本文在股權(quán)集中度和非效率投資關(guān)系已有研究的基礎(chǔ)上，將高管激勵作為調(diào)節(jié)變量納入其關(guān)系之中。以2013年深滬兩市1 256家上市公司為研究對象，構(gòu)建了以高管激勵為調(diào)節(jié)變量的股權(quán)集中度與非效率投資關(guān)系的模型，得出股權(quán)集中度與非效率投資存在顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著企業(yè)股權(quán)的不斷集中，企業(yè)的投資效率不斷下降，并且高管持股對二者的正相關(guān)關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，高管持股比例越高，股權(quán)集中度與非投資效率的正相關(guān)關(guān)系越弱。然而由于本文的研究樣本量較小，具有一定的局限性，若能在未來的研究中進行大量的實例驗證，將會進一步加強本研究的說服力。

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