股權(quán)集中或股權(quán)制衡能否緩解融資約束對企業(yè)績效的束縛？
——基于房地產(chǎn)上市公司數(shù)據(jù)

張力派，于文領(lǐng)，陳玲玲，郭曉華

（1.上海外國語大學 國際工商管理學院，上海201620；2.南京大學 經(jīng)濟學院，南京210093；3.東南大學 經(jīng)濟管理學院，南京211189；4.中國人民銀行 臨汾中心支行，山西 臨汾041000）

一、引言

近20年，房地產(chǎn)業(yè)作為基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是國民經(jīng)濟的重要組成部分，對民生影響重大。隨著國民收入的增加，房地產(chǎn)不僅滿足居民住房需求，本身還有投資屬性。資本通過基礎(chǔ)設施、房地產(chǎn)開發(fā)對城市的生產(chǎn)生活發(fā)揮了根基作用［1］。隨著嚴禁炒房的“國五條”政策實施，房地產(chǎn)業(yè)逐漸降溫——住房項目資金嚴重減少、企業(yè)資金受限。對于房地產(chǎn)業(yè)，多數(shù)銀行在抵押貸款上更為嚴格，較高的利率增加了借貸成本，抑制了更多房地產(chǎn)投資。融資能力與企業(yè)績效和持續(xù)發(fā)展息息相關(guān)。在國家政策和金融業(yè)收縮背景下，房地產(chǎn)企業(yè)融資約束制約了其年度業(yè)績發(fā)展。融資約束成為該行業(yè)普遍難題。采取多種形式雖然可緩解房地產(chǎn)企業(yè)融資約束，如加強對行業(yè)從業(yè)者心理學和行為管理研究、培訓，開發(fā)與房地產(chǎn)市場相結(jié)合的多部門DSGE模式，引入有金融流動性的銀行部門，降低社會融資成本，提升財務柔性［2］等，但這些措施只起到改善作用，“融資難”問題仍存在，且這些措施也未深入到企業(yè)內(nèi)部治理層面，治標不治本。

房地產(chǎn)企業(yè)若能順利融資，不僅能提高企業(yè)投資效率，還會促進市場經(jīng)濟穩(wěn)定運轉(zhuǎn)。因此，探討緩解房地產(chǎn)企業(yè)融資的途徑意義重大。在信息不對稱情況下，外部融資相對困難，通過企業(yè)治理改革以改善融資現(xiàn)狀值得考慮。股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理的重要基礎(chǔ)。其中，股權(quán)集中度和股權(quán)制衡對企業(yè)績效有顯著影響，而房地產(chǎn)企業(yè)股權(quán)集中趨勢也很普遍。股權(quán)結(jié)構(gòu)可能通過一定的路徑影響企業(yè)在市場中的融資能力，改變?nèi)谫Y壓力對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營“束縛”。因此，本文研究股權(quán)結(jié)構(gòu)（股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度）的量化特征改變，是否會引起融資約束的房地產(chǎn)企業(yè)績效有所改善，這對房地產(chǎn)企業(yè)健康發(fā)展有重要現(xiàn)實意義。

本文創(chuàng)新點主要在于研究內(nèi)容。過去文獻探討主要在“融資約束對企業(yè)績效的影響”環(huán)節(jié)，較少考慮股權(quán)集中度、制衡度在此環(huán)節(jié)的作用。而本文以房地產(chǎn)行業(yè)為樣本，驗證了股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度在其中的調(diào)節(jié)作用，并研究其作用機制；從具體股權(quán)狀態(tài)考察三者關(guān)系，根據(jù)不同持股狀態(tài)的回歸結(jié)果，探究股權(quán)集中與制衡須用于何種具體情境才能產(chǎn)生最大化效用。

二、文獻綜述

融資約束會影響企業(yè)生存和成長［3～4］。Fazzari et al.（1987）將融資約束定義為:市場不完全情況下，企業(yè)外部融資成本較高，從而制約實現(xiàn)績效最優(yōu)［5］。研究融資約束，多從國家利率政策照顧、企業(yè)信息披露質(zhì)量提升、內(nèi)部審計優(yōu)化等出發(fā)。王嘉鑫等（2020）認為全面放開利率管制可緩解企業(yè)融資約束，提升企業(yè)信息披露質(zhì)量可提高市場信心，降低融資約束［6］。

目前國內(nèi)外已有大量文獻證明融資約束會惡化企業(yè)投資。探索重點是與“投資-現(xiàn)金流敏感性”有關(guān)的資金資源局限——“現(xiàn)金流動、資金限制和現(xiàn)金敏感性”“現(xiàn)金流動、資金發(fā)展水平、融資約束與企業(yè)績效”等之間的關(guān)系。Dasgupta et al.（2011）認為，公司融資限制一旦減少，“投資-現(xiàn)金流”敏感性就越低［7］；Almeida et al.（2004）指出企業(yè)資金約束會改變現(xiàn)金持有［8］；于蔚等（2012）研究滬深上市的制造類企業(yè)，得出在不對等的融資環(huán)境中，民營企業(yè)“投資-現(xiàn)金流敏感性”比國企大［9］；趙馳等（2012）依據(jù)信息不對稱的信貸市場理論，認為追求短期收益的中小企業(yè)，信貸不足，加劇其融資困境，阻礙規(guī)模擴增［10］。存在融資約束，會降低企業(yè)償債能力，易誘發(fā)現(xiàn)金股利異常低問題。國內(nèi)外從股權(quán)數(shù)量特征研究的文獻很少，而該特征主要體現(xiàn)在股權(quán)集中度和制衡度。

股權(quán)集中度主要探討的內(nèi)容:股權(quán)集中趨勢對第一類代理問題（股東和管理層矛盾）和第二類代理問題（大小股東沖突）效果及股權(quán)集中度對公司績效作用，觀點分為監(jiān)控假說和侵占假說［11］。Leland&Pyle（1977）得出股權(quán)集中度和公司價值成正比［12］。Wruck（1989）發(fā)現(xiàn)，美國私募股權(quán)公告的平均收益率達4.5%，遠高于公開發(fā)行報告中的負均值；定向增發(fā)公告時公司價值與股權(quán)集中度有密切聯(lián)系［13］。股權(quán)集中度對生存能力的影響隨企業(yè)成長階段不同存在差異。成長期時，股權(quán)集中度與其生存能力正相關(guān)；成熟期時，股權(quán)集中度與其生存能力之間存在U型關(guān)系［14］。劉漢民等（2018）從混合所有制企業(yè)改革角度認為降低前五大股東中國有股占比有利于提高企業(yè)績效［15］。李健等（2016）卻從政府補貼角度出發(fā)，得出公司股權(quán)集中會降低政府補貼對創(chuàng)新活動的積極作用［4］。陳小悅等（2001）發(fā)現(xiàn)，在非保護性行業(yè)中，最大股東持股比例提高會強化監(jiān)管，所以企業(yè)績效與最大股東持股比例正相關(guān)［16］。Claessens&Djankov（1999）研究發(fā)現(xiàn)所有權(quán)越集中，公司的利潤率和生產(chǎn)率越高［17］。提高股權(quán)集中度會有效解決“委托—代理問題”，緩解企業(yè)信用約束和財務壓力。

股權(quán)制衡度是指公司控制權(quán)由多個大股東分享、相制衡的股權(quán)模式。Berle et al.（1932）提出“兩權(quán)分離理論”，認為所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離將提升企業(yè)績效［18］。Jensen&Meckling（1976）發(fā)現(xiàn)，受托人專業(yè)化程度與企業(yè)績效呈正比［19］。陳德萍等（2011）以深交所中小上市公司為樣本，得出相似結(jié)論［20］。但反對者中，朱紅軍等（2004）認為股權(quán)制衡并不優(yōu)于“單一支配”模式［21］。張岳等（2019）認為最大股東持股比例、股權(quán)制衡度均與經(jīng)營績效存在倒U型關(guān)系［22］。Edwards et al.（2004）研究德國企業(yè)后證明，所有權(quán)增加對中小股東的有益影響（現(xiàn)金流增加、更大監(jiān)督）不能抵消其有害影響（由加強控制帶來的私人利益）。因此部分學者認為，第二大股東監(jiān)督效果應與其持股比例成正比關(guān)系［23］。

現(xiàn)有文獻中學者主要研究股權(quán)集中度或制衡度對企業(yè)績效不同影響及企業(yè)融資約束機制。理論上講，股權(quán)集中可減少第一類代理問題，即緩解委托人和代理人信息不對稱問題；控股程度也會影響公司治理，進而影響公司融資狀況。三者各有具體的研究，但目前較少文獻研究股權(quán)集中度、股權(quán)制衡和企業(yè)融資約束間關(guān)系，且結(jié)論不一；在“融資約束對企業(yè)績效影響”中，考慮股權(quán)集中度和制衡度在其中調(diào)節(jié)作用的更為匱乏。因此，本文出發(fā)點是針對此類空缺，對公司財務進行實證研究，進一步分析驗證三者關(guān)系，考察其作用機制。

三、理論分析與研究假設

當今市場經(jīng)濟快速發(fā)展，公司股權(quán)制度日益完善。持股變化會影響企業(yè)投融資、經(jīng)營績效表現(xiàn)［11］。依據(jù)Jensen&Meckling于1976年提出的“兩權(quán)分離理論”:現(xiàn)代企業(yè)制度應實行公司制改革，將所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，即公司股東作為所有者，享有所有權(quán)；由管理層主導的董事會是執(zhí)行者，負責具體經(jīng)營，對股東負責［19］。由于信息不對稱，管理層常發(fā)生“股東目標導向下的行為偏離”，如管理層自私行為會產(chǎn)生利益侵占等，使“第一類代理成本”持續(xù)存在［18，24］。如果股權(quán)結(jié)構(gòu)相對集中，股東將有更大話語權(quán)，能在“主人翁意識”推動下更有效發(fā)揮“監(jiān)督作用”，降低此類代理成本。此外，信號傳遞假說闡述公司股東所持份額越多，投資者對公司價值預期越佳［19］。這些理論都從企業(yè)治理角度來探討公司價值和股權(quán)結(jié)構(gòu)關(guān)系，而Fama（1980）補充到，管理權(quán)和控制權(quán)的分離能帶來“專業(yè)化分工”［25］。

根據(jù)兩權(quán)分離理論和信號傳遞假說，能看出股權(quán)集中利于公司治理優(yōu)化，能減少“搭便車”現(xiàn)象，強化大股東責任意識。保持適當?shù)墓蓹?quán)集中度有利于企業(yè)績效的提高。同時，股權(quán)集中度的提高通過降低“第一類代理成本”，使管理者傾向于選擇對公司有利的投資決策，發(fā)揮專業(yè)優(yōu)勢，減少管理層私利行為導致的資源扭曲配置現(xiàn)象，緩解融資約束。因此提出假設1。

H1:股權(quán)集中度與“企業(yè)融資約束對績效表現(xiàn)的約束效應”呈負反比，提高股權(quán)集中度有利于發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，緩解融資約束效應。

與股權(quán)集中相對立，股權(quán)制衡主張控制權(quán)分享、制衡。股權(quán)制衡能緩解融資約束對企業(yè)績效的影響，主要原因有:第一，分享控制權(quán)意味著可出售的股份減少，市場投機減少，可減少短期私人錯誤決策，維護公司整體資金利益。第二，防止大股東侵害中小投資者利益。第三，通過監(jiān)督，抑制股權(quán)集中情況下潛在的“壕溝防御效應”“大股東侵占效應”，防止企業(yè)資源被掏空。股權(quán)制衡度越高，對大股東的約束效果越好。在股東相互約束的條件下，公司決策更為民主、科學，中小股東利益也會受到保護。股權(quán)制衡度能抑制第一大股東對公司利益的侵蝕，從而改善公司的經(jīng)營狀況，有利于公司價值的提升，影響公司在市場上融資的便利性?；诖?，本文提出假設2。

H2:股權(quán)制衡程度與“企業(yè)融資約束對績效表現(xiàn)的約束效應”呈反比。提高股權(quán)制衡度有利于發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，緩解融資約束效應。

本文將對上述假設進行檢驗，揭示不同控股狀態(tài)下，股權(quán)集中度和制衡度對我國房地產(chǎn)企業(yè)融資約束、經(jīng)營績效的調(diào)節(jié)作用機制。

四、研究設計與樣本

（一）樣本選擇

本文選取2011年前在滬深A股上市的房地產(chǎn)企業(yè)。為保證數(shù)據(jù)有效性，樣本選擇遵循以下原則:剔除科技型企業(yè)；剔除相關(guān)財務指標缺失或不連續(xù)的公司；剔除被ST、*ST和PT的企業(yè)；剔除相關(guān)指標異常、資不抵債的企業(yè)；剔除中國境內(nèi)外交叉上市的企業(yè)。最后選取2012—2018年849組樣本數(shù)據(jù)作為研究對象。研究中財務指標數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，股權(quán)特征數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。使用的分析軟件為Stata 16.0。

為了消除變量極值的影響，對所采集的數(shù)據(jù)進行離群Winsor縮尾處理（分別在1%與99%的分位數(shù)前后），使得相應的極值分別等于1%和99%的分位數(shù)。

（二）變量選取與模型構(gòu)建

融資約束度量有阿爾特曼茲值、KZ指數(shù)、股利支付率等，但目前仍沒有統(tǒng)一標準。Fazzari et al.（1988）提出基于信息不對稱理論的融資約束假說，證明融資約束程度與企業(yè)“投資—現(xiàn)金流量敏感性”存在正相關(guān)，該假說此后得到廣泛應用［5］。但該方法因控制變量多，數(shù)據(jù)隨機性較強，會影響其準確性。本文依據(jù)鞠曉生等（2013）的研究選擇SA指數(shù)來衡量企業(yè)融資約束，取值越大代表融資約束越小［26］。SA計算方法如下所示:

SAindex=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age

衡量股權(quán)集中度常見指標有:第一大股東持股比例、CR指數(shù)（公司前n大股東持股比例之和）、赫芬德爾指數(shù)（公司前n大股東持股比例的平方和）、Z指數(shù)（第一大股東與后幾大股東的持股比例之和的比值）。房地產(chǎn)行業(yè)股權(quán)集中度相對高，2012—2018年中國的房地產(chǎn)企業(yè)中56.22%處于相對控股狀態(tài)，27.79%處絕對控股狀態(tài)；與此同時，第一大股東持股比例與后九大股東持股比例之和比率平均為4.5495，從而可見第一大股東在企業(yè)內(nèi)部控制與經(jīng)營中有重要甚至主導地位。由此選取第一大股東持股比例衡量股權(quán)集中度，并用前十大股東持股比例之和作穩(wěn)健性檢驗。

為衡量股權(quán)制衡程度，選擇第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比，即Z指數(shù)，并選取第二至第十大股東持股比例總和與第一大股東持股比例比值，用于穩(wěn)健性檢驗。

控制變量的選擇:現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)公司年限、公司經(jīng)營效率、財務杠桿、成長能力等因素對企業(yè)融資約束效應、績效表現(xiàn)也有很大影響。因此，本文選擇公司成立年限（控制可能的企業(yè)生命周期影響）、杠桿水平（控制償債能力因素）、固定資產(chǎn)比率、現(xiàn)金持有量、經(jīng)營現(xiàn)金流量、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（控制日常經(jīng)營因素）以及托賓Q值（控制成長能力）作為控制變量。

表1 變量定義表

所選取的解釋變量、控制變量組對企業(yè)績效表現(xiàn)的邏輯關(guān)系如下:融資約束SA關(guān)系到投融資能力，一旦存在融資約束，企業(yè)將缺乏存續(xù)的物質(zhì)基礎(chǔ)，對外投資、成長擴張等活動也會受限；股權(quán)集中度CR與制衡度Z關(guān)系到股權(quán)結(jié)構(gòu)合理性，從而影響企業(yè)一系列治理活動，會從企業(yè)管理層面影響績效表現(xiàn)；公司年限Age與企業(yè)生命周期相關(guān)，不同時期有不同融資需求，可為擴大績效提供風險保障；杠桿水平LEV代表資本結(jié)構(gòu)特征，合理的資產(chǎn)負債比率能發(fā)揮杠桿正效應，若不合理則負乘數(shù)效應也會給企業(yè)帶來經(jīng)營損失，拉低績效；總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率TAT反映企業(yè)日常經(jīng)營能力，維持良好的運營水平、保證資產(chǎn)創(chuàng)收能力才能保證持續(xù)穩(wěn)健收益；現(xiàn)金持有量Cash、經(jīng)營現(xiàn)金流量NCF從現(xiàn)金層面描述企業(yè)經(jīng)營物質(zhì)基礎(chǔ)，是企業(yè)一系列活動的必備資源；托賓Q值代表企業(yè)成長性，成長性好的企業(yè)往往能持續(xù)創(chuàng)造收益，而非局限在短期收益；固定資產(chǎn)比率FAR描述了企業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的合理性，若該比例過高則可能意味著企業(yè)流動性弱、資源配置不夠合理，不利于持續(xù)靈活創(chuàng)收。此外，考慮到企業(yè)存在國有和非國有的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異以及時間效應，加入虛擬變量EN和Year。各變量描述見表1。

模型構(gòu)建:以企業(yè)績效表現(xiàn)ROE為被解釋變量，分別將融資約束變量SA和股權(quán)集中度變量CR、股權(quán)制衡度變量Z相乘，構(gòu)建兩個交互項，分別衡量CR、Z調(diào)節(jié)效應，構(gòu)造以下模型進行研究。觀察新解釋變量系數(shù)正負和顯著性。其中，控制變量取滯后一期值，以緩解內(nèi)生性問題。回歸模型采用企業(yè)個體的聚類穩(wěn)健標準誤。

模型1:

模型2:

在模型1中，γ0是一個常數(shù)。γ1為股權(quán)集中度與融資約束交互項系數(shù)，反映企業(yè)強化股權(quán)集中對“融資約束制約績效表現(xiàn)”的調(diào)節(jié)效果:如果γ1＞0，代表提高股權(quán)集中度“削弱”融資約束對企業(yè)績效的制約，祈禱松綁作用；如果γ1＜0，代表提高股權(quán)集中度“強化”融資約束對企業(yè)績效的“束縛”。γ2代表企業(yè)績效對融資約束的敏感性。因為SA越大，代表融資約束越小，所以若γ2＞0且顯著，則證實融資約束對經(jīng)營績效有制約作用。ui，t為殘差。

在模型2中，γ0是常數(shù)。γ1為股權(quán)制衡度與融資約束交互項系數(shù)，反映企業(yè)加強股權(quán)制衡對“融資約束制約績效表現(xiàn)”的調(diào)節(jié)效果:如果γ1＞為0，則企業(yè)加強股權(quán)制衡可通過減輕融資“束縛”來為企業(yè)提高經(jīng)營績效釋放活力；如果γ1＜0，則企業(yè)股權(quán)制衡趨勢會產(chǎn)生“惡化”效果，強化融資約束對經(jīng)營績效的制約。ui，t為殘差。

模型將在以下三類子樣本中回歸分析，觀察不同持股狀態(tài)下解釋變量與被解釋變量的關(guān)系:股權(quán)分散組:該組內(nèi)第一大股東持股比例低于20%，股權(quán)結(jié)構(gòu)分散，股東間制衡效果明顯；股權(quán)相對集中組:該組內(nèi)第一大股東持股比例在20%至50%間，股權(quán)結(jié)構(gòu)相對集中，大股東控制力強；股權(quán)高度集中組:該組內(nèi)，第一大股東處于絕對控股地位，持股在50%以上。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

首先對企業(yè)樣本組中的變量進行描述性分析，如表2所示。

全樣本組中，企業(yè)績效ROE均值為0.092，標準差為0.111，表明我國房地產(chǎn)企業(yè)總體具有正的資產(chǎn)收益率，波動較??；融資約束SA的均值為5.303，標準差為1.912，變異系數(shù)較大；股權(quán)集中度CR波動較小，標準差為0.162，行業(yè)均值為0.392，意味著股權(quán)相對集中。從股權(quán)制衡度來看，最大股東的平均比例是之后四大股東的1.657倍，最大股東控制權(quán)突出。

控制變量組中，房地產(chǎn)企業(yè)普遍有一定的成立年限，其中經(jīng)對數(shù)化處理后最小值為2.895（即16.44年），存在經(jīng)營現(xiàn)金流凈額不足（均值僅為0.01）、負債比例高（均值達0.646）、周轉(zhuǎn)能力不足（均值僅0.268）的問題。但當前成長性指標顯示良好，均值1.671，最高達到11.69，會鼓勵企業(yè)繼續(xù)加大投資支出。

對于樣本組的指標描述，也應該按照股權(quán)集中的情況劃分，即按股權(quán)分散組、股權(quán)相對集中組、股權(quán)高度集中組來比較關(guān)鍵指標間是否存在差異，如表2-1、表2-2、表2-3所示。

表2 總體樣本中的各個變量描述性統(tǒng)計分析

表2-1 股權(quán)分散組描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2-2 股權(quán)相對集中組描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2-3 股權(quán)高度集中組描述性統(tǒng)計結(jié)果

綜合表2-1、2-2、2-3，當企業(yè)股權(quán)相對分散時，平均資產(chǎn)收益率5.8%明顯低于行業(yè)均值，相對于股權(quán)相對集中組、高度集中組分別存在2.7%、6.6%差距；同時，其SA均值最低，即融資約束程度最高；在股權(quán)集中度指數(shù)中，最大股東持有大部分股份，三個樣本組均值呈階梯式，即15.9%、35.1%、59.3%，從而初步認定股權(quán)集中、融資約束和經(jīng)營績效間可能存在積極的關(guān)系。

表3 相關(guān)性分析與檢驗

如表3所示，SA和CR均與ROE密切相關(guān)，相關(guān)性系數(shù)分別為0.301、0.200；同時，反映企業(yè)財務能力的控制變量組也均與ROE顯著相關(guān)，佐證了控制變量指標選取有效性。

CR、Z和與SA之間有很大的關(guān)聯(lián)，說明調(diào)整控股狀態(tài)可能對緩解融資約束產(chǎn)生作用；同時發(fā)現(xiàn)CR變量與Age、LEV、TobinQ等都有顯著相關(guān)性，從而證明了調(diào)整股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)財務間存在意義。

控制變量中，LEV、TobinQ與SA相關(guān)性分別達0.616與-0.503（均在10%概率水平下顯著），說明資本結(jié)構(gòu)與成長性會與融資約束有強相關(guān)性。在所有變量中，兩兩變量間相關(guān)系數(shù)絕對值都不超過0.5，從而緩解了內(nèi)生性問題。

（二）回歸分析

基于模型1對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，結(jié)果如下。

表4回歸結(jié)果能看出，SA系數(shù)為0.026并在1%水平下顯著，表明我國房地產(chǎn)企業(yè)績效與融資約束存在強相關(guān)性，融資約束的減輕能有效釋放企業(yè)活力，促進績效提高。交互項CR×SA系數(shù)顯著為正，說明在融資約束對企業(yè)績效的影響路徑中，股權(quán)集中度發(fā)揮顯著的負向調(diào)節(jié)作用——可有效緩解企業(yè)經(jīng)營中存在的融資束縛，減少財務資金不足“羈絆”。

表4 模型1數(shù)據(jù)回歸分析

股權(quán)集中度的提高能增強大股東“主人翁意識”，加大對公司治理的積極性與監(jiān)督，使管理者在投資決策中減少自私行為，更好發(fā)揮專業(yè)性，從而降低了“委托—代理成本”，緩解融資約束對企業(yè)績效表現(xiàn)的“束縛”。同時，股權(quán)集中度高的企業(yè)里，大股東對公司績效的影響更多是正向激勵，而非負面影響，有較高外部融資需求的公司更能爭取良好績效，緩解自身融資約束。該結(jié)果與施東輝（2000）結(jié)論一致［11］，本文假設1得到驗證。

同時，企業(yè)年限越久，現(xiàn)金持有越充裕，經(jīng)營現(xiàn)金流越大，周轉(zhuǎn)效率越高，則績效表現(xiàn)越好，這些控制變量和績效的正向關(guān)系均顯著。

接著將分組后樣本，即股權(quán)高度集中組、股權(quán)相對集中組與股權(quán)分散組，分別回歸來進行進一步的分析。

從表5分組回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)不論哪種股權(quán)狀況，融資約束指標SA與企業(yè)績效ROE均為正向顯著，財務融資狀況越好，越能提高企業(yè)績效。但在交互項CR×SA中，其回歸系數(shù)在股權(quán)分散組不顯著，提高股權(quán)集中度未能緩解融資約束對經(jīng)營績效制約；若股權(quán)呈集中趨勢，則能顯著緩解融資壓力，釋放經(jīng)營活力，提高企業(yè)績效。

表5 分組樣本回歸分析

股權(quán)分散狀況下，企業(yè)股東相制衡約束，企業(yè)氛圍相對民主，單一股東難以直接影響公司經(jīng)營和投融資決策，但控制力弱，管理層工作效率相對低；股東間牽制、共同控制也會令其滋生“搭便車”心理，缺乏對公司事務的關(guān)注和責任意識，使得公司內(nèi)部存在自私行為隱患。一旦股權(quán)呈現(xiàn)集中趨勢，盡管存在“大股東掏空”風險，但股東控制加大會著力加大對管理層監(jiān)督，減少管理層自私行為，并強化“責任感”和“危機意識”，使得管理層治理效率提高，盡可能維護自身財富最大化的目標，以優(yōu)化財務資金配置。

下面基于模型2對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，結(jié)果見表6。

表6 模型2數(shù)據(jù)回歸分析

表6（續(xù)）

從表6回歸結(jié)果看，融資約束指標SA系數(shù)仍在1%概率下顯著為正。同時，企業(yè)年限越久，現(xiàn)金持有越充裕，經(jīng)營現(xiàn)金流越大，周轉(zhuǎn)效率越高，則績效表現(xiàn)越好。這些控制變量和績效的正向關(guān)系均顯著。

交互項Z×SA系數(shù)為負但不顯著，說明在緩解房地產(chǎn)企業(yè)融資約束對企業(yè)績效的制約路徑中，加強股權(quán)制衡的效果并不顯著。假設2不能得到實證結(jié)果有效支持。

股權(quán)制衡度提高，意味著更透明的治理體系。雖然對控股股東起到監(jiān)督制衡的作用，克服了外部監(jiān)督和內(nèi)部治理的傳統(tǒng)缺陷，但過高的股權(quán)制衡度仍會導致經(jīng)營效率低下，導致“搭便車”現(xiàn)象，從而仍難以緩解企業(yè)財務壓力。

接下來對分組樣本，即股權(quán)高度集中組、相對集中組和分散組分別回歸并進一步分析，見表7。

表7 分組樣本回歸分析

觀察表7分組回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)無論處于哪一種股權(quán)狀態(tài)，Z×SA都與模型2回歸結(jié)果相一致，均不顯著，股權(quán)制衡并不能有效緩解房地產(chǎn)企業(yè)的融資約束。

股權(quán)制衡是由多個大股東組成的制衡體系。過去研究指出，當公司的股權(quán)制衡較好時，首先能保護中小股東利益，某種程度上緩解第一類代理問題，改進公司治理；其次，股權(quán)制衡使得企業(yè)的任何一個大股東都不可能單獨決定企業(yè)經(jīng)營管理。這也能有效地避免公司因任意決策而造成的損失，增進民主決策。但從不顯著的回歸結(jié)果可知，即使這些積極影響客觀存在，也難以抵消經(jīng)營效率下降的“財務業(yè)績損失”，即在股權(quán)制衡強化了“公平”的同時，“效率”沒能得到更好改善，股權(quán)多元化未必優(yōu)于“一股獨大”。

（三）穩(wěn)健性檢驗及分析

為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，分別對模型1和模型2進行穩(wěn)健性測試。對于兩個模型，均將衡量企業(yè)績效的ROE調(diào)整為ROA，績效表現(xiàn)從股東視角擴大到公司整體視角。

對于模型1，用前十大股東持股比例（CR10）代替第一大股東持股比例（CR）來衡量股權(quán)集中度，將和SA生成新的交互項CR10×SA，作為解釋變量對模型進行回歸，驗證結(jié)論是否仍有效；對于模型2，在前十大股東中，選擇“第二到九大股東持股比例和與第一大股東持股比例比值”作為股權(quán)制衡度替代變量，其與SA交乘，生成新的交互項Z10×SA。相關(guān)測試結(jié)果如表8、表9所示。

從表8可看出，整個回歸模型顯著，P值為0.000，F(xiàn)值為61.34。在被解釋變量為ROA情況下，SA回歸系數(shù)值為0.006并在1%概率下高度顯著；而交叉項CR10×SA系數(shù)在1%水平下顯著為正，再次證明股權(quán)集中度對緩解融資約束有顯著調(diào)節(jié)效應。

表9 模型2穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

從表9可看出，整個回歸模型顯著，p值為0.000，F(xiàn)值為9.38。在被解釋變量為ROA情況下，SA回歸系數(shù)值為0.006并在1%概率下高度顯著；而交叉項Z10×SA系數(shù)為正但不顯著，驗證股權(quán)制衡度對緩解融資約束不存在顯著的調(diào)節(jié)效應，與上文結(jié)果一致。

（四）進一步研究:股權(quán)集中度對“融資約束—企業(yè)績效”路徑的作用機制

結(jié)合上文，在緩解融資約束、提升公司業(yè)績中，以最大股東持股為主的股權(quán)集中可從“加強監(jiān)管治理、降低代理成本、提高經(jīng)營效率、提高投資吸引力”入手。

監(jiān)管治理層面，選取Boardsize（企業(yè)董事會人數(shù)）、Analyst-coverage（分析師覆蓋率，即ln（1+企業(yè)分析師數(shù)））、Independent-director rate（獨立董事比例）；代理成本與運營成果方面，選取Agency Cost（代理費用，即管理費用/總成本）、ECF（經(jīng)營現(xiàn)金流凈額/凈利潤）；投資吸引力層面，選EPS（基本每股收益）衡量。

表10 影響機制檢驗結(jié)果

由表10所示，監(jiān)管層面，解釋變量CR可顯著降低董事會人數(shù)（減少“搭便車”現(xiàn)象）、提高分析師覆蓋率（加強對管理層私利行為監(jiān)督），三者分別在1%，5%和10%水平下顯著；經(jīng)營效率層面，可看到CR與ECF成正比、AC成反比，系數(shù)分別為4.112和-0.244；投資吸引力層面，CR系數(shù)顯著為正，達3.267，經(jīng)濟意義顯著。從而證實以上結(jié)論和假設，該部分與陳小悅（2001）結(jié)論一致［16］。

六、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

選取中國房地產(chǎn)企業(yè)2012—2018年數(shù)據(jù)，分析股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度能否緩解融資約束對企業(yè)績效束縛，得出如下結(jié)論。

第一，在中國房地產(chǎn)企業(yè)中，股權(quán)集中度越高，融資約束越小，績效表現(xiàn)越好。在企業(yè)年限、杠桿水平、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)能力、現(xiàn)金持有量等因素控制下，該顯著結(jié)果依然存在。依據(jù)股權(quán)狀態(tài)進行分組回歸，發(fā)現(xiàn)高度集中、相對集中的股權(quán)狀態(tài)可緩解企業(yè)融資約束，而相對分散的股權(quán)狀況則對緩解融資約束壓力無顯著效果。

第二，從控制組來看，股權(quán)制衡度提高對緩解融資約束對績效的壓力無顯著意義，無論是股權(quán)分散組還是集中組，提高企業(yè)的股權(quán)制衡度對融資約束效果均不顯著。

在股權(quán)集中的情況下，股東自身利益與企業(yè)發(fā)展高度一致，這使得股東更加關(guān)注企業(yè)價值提升，主人翁意識使大股東往往根據(jù)企業(yè)利益做出正確經(jīng)營決策，并能適時抓住良好的投資機會，給企業(yè)和個人帶來更多利益。在這種情況下，第一種代理問題得到緩解，“隧道效應”不再明顯。此外，大股東的存在還能更好監(jiān)督管理者，使他們密切關(guān)注企業(yè)發(fā)展，做出有效的管理決策。所有這些都改善了企業(yè)業(yè)績，吸引了更多外部投資者，從而緩解了整個企業(yè)財務制約。

（二）政策建議

目前在我國缺乏嚴格的法律監(jiān)督機制、投資者保護機制情況下，無論是“一股獨大”還是“股權(quán)多元化”趨勢，控股股東都可能對其他股東的利益、企業(yè)經(jīng)營等帶來損害；但是股權(quán)集中狀態(tài)下，對緩解房地產(chǎn)企業(yè)的融資約束這一困境有明顯效果，有利于企業(yè)籌資，減輕物質(zhì)基礎(chǔ)壓力，擴大生產(chǎn)，創(chuàng)造更多收益。

首先，房地產(chǎn)企業(yè)應保持相對高的股權(quán)集中度水平，避免股權(quán)過于分散，以充分發(fā)揮大股東監(jiān)督和激勵作用，并改善“委托—代理”關(guān)系的潛在風險，使管理者行為適應大股東財富最大化目標；同時，適度增加股權(quán)集中度能在一定程度上緩解融資約束。政府幫助企業(yè)建立良好的股權(quán)結(jié)構(gòu)，改善房地產(chǎn)企業(yè)信息不對稱問題，抑制控制權(quán)之爭帶來的管理內(nèi)耗，以更好地應對市場風險，創(chuàng)造持續(xù)可觀的現(xiàn)金流。

在股權(quán)集中上，最大股東比例應控制在“20%至50%”或高于50%，才能對管理層實施有效控制和保證良好經(jīng)營效率，也可提高大股東主人翁意識，使其積極參與公司治理。具體的區(qū)間范圍，應綜合考慮企業(yè)經(jīng)營能力、資金約束、市場政策變化等。若企業(yè)面臨一定融資約束，企業(yè)強化股權(quán)控制，減少股權(quán)分散狀態(tài)下股東間權(quán)力斗爭引起的內(nèi)耗和管理層“過度控制”的隱患，可保障企業(yè)正常業(yè)績和企業(yè)價值。通過加強資金管理與監(jiān)督，克制主要資產(chǎn)被侵占、挪用的誘因和邊際影響，直接或間接地改善該企業(yè)業(yè)績。

其次，政府治理重點是完善相關(guān)法律法規(guī)，指導企業(yè)建立有效股權(quán)監(jiān)督和制衡機制，以規(guī)范大股東行為，抑制“壕溝防御效應”“隧道效應”等，限制侵奪現(xiàn)金股利等非理性行為，實現(xiàn)對中小投資者的權(quán)益保護。房地產(chǎn)企業(yè)要不斷完善公司治理，加強內(nèi)部控制，降低經(jīng)營風險；同時，對外要拓寬融資渠道，吸引更多投資者和資金進入企業(yè)，緩解企業(yè)融資困難；對內(nèi)則優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，建立集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，避免大股東“空心化”。

本文局限于數(shù)據(jù)的可得性，沒有考慮企業(yè)融資約束是否會受到房地產(chǎn)企業(yè)發(fā)展階段（成長型、成熟性）的影響以及是否會受所有權(quán)類型（國有、非國有）的影響。因此，下一步將在區(qū)分所有權(quán)性質(zhì)情況下，將企業(yè)成長階段和企業(yè)類型納入到研究范疇。