我国企业集团背景上市公司股权结构与全要素生产率实证研究

叶 彬

（四川大学 工商管理学院，成都 610031）

1 文献回顾与研究假设

有关股权结构与绩效关系的文献，主要从股东直接持股比例和最终所有者拥有的所有权、控制权与企业财务绩效的关系来进行研究。

Jensen和Meckling认为，现代企业由于所有权和控制权分离，委托人和代理人双方效用最大化的目标不一致，会导致委托人的福利损失而产生代理成本；通过股权向内部管理者集中，并辅以外部监督，比如通过审计、预算约束、激励薪酬等措施，可以减少代理成本，提高企业绩效[1]。另一方面，股权向外部大股东集中，外部大股东会在股价上升、财富增加的激励下，产生利益趋同效应，积极收集信息和监督管理层，克服股权分散情况下的小股东的“搭便车”问题、以及外部股东和内部管理者之间的“信息不对称”问题，促进绩效提高[2]。

La Porta等追溯公司最终所有者拥有上市公司的所有权（也称现金流权），认为控股股东和外部小股东存在利益冲突，控股股东会为了获取控制权私有收益而实施 “掏空”行为，导致企业价值降低，而且控股股东通常采取企业集团的组织形式，利用金字塔控股结构等方式偏离“一股一票”制，以较少的现金流权获得对企业的控制[3]。Pagano和Roell通过对代理成本与监督成本的权衡，认为在股权制衡情况下，股东之间的相互监督可以降低控制权私有收益，同时，大股东的多元化也能够对经理形成有效的监督，有利于企业绩效提高[4]。

Demsetz则认为公司股权结构是股东之间以利润最大化为目标而博弈的结果，是一个内生变量，股权结构无论集中还是分散，都应该与股东的利润最大化利益相一致，即股权结构与企业绩效无关[5]。

实证研究方面，以财务会计指标（Tobin Q、净资产收益率ROE、公司价值等）衡量企业绩效，Jain&Kini等发现股权集中度与绩效正相关[6]，LaPorta等发现公司价值随控股股东现金流权的增加而增加[2]，McConnell和Servaes等发现股权集中度与绩效成曲线关系[7]，Demsetz和Lehn等发现股权集中度与绩效不存在相关关系[8]。基于对于财务指标容易受到人为操纵、Tobin Q与ROE对企业绩效评价的时间视角不同等原因的考虑，孙兆斌采用技术效率指标研究了股权结构的影响，发现股权集中度与技术效率、技术效率的提高显著正相关，股权制衡度与技术效率显著负相关，而与技术效率水平的提高没有相关关系[10]。

因此，无论是股权集中还是股权制衡，对公司绩效的影响都有利有弊，实证研究尚未获得一致的结论。从我国的现实出发，本文需要回答：股权制衡与股权集中何者更有利于提高公司的生产率？企业集团背景下，最终所有者拥有上市公司的所有权、控制权比例高低对企业生产率存在什么影响？根据已有研究，考虑到股权的过度分散不利于形成大股东监督机制和发挥利益趋同效应的作用，导致 “内部人控制”，股权的过度集中又容易产生大股东的“掏空”行为，只有适度集中的股权结构才最有利于企业生产率的提高。同时，企业集团背景下的上市公司，其最终所有者拥有上市公司的所有权越高，意味着最终所有者投入的资金越多，越有动力利用其控制权改善公司资金的使用效率。因此，提出如下假设：

H1：股权制衡度与全要素生产率存在正相关关系；

H2：股权集中度与全要素生产率存在负相关关系；

H3：最终所有者拥有上市公司的所有权与全要素生产率存在正相关关系；

H4：最终所有者拥有上市公司的控制权与全要素生产率存在正相关关系。

2 实证研究思路

2.1 样本选择与数据来源

本文选择2007年沪深A股主板全部1324家上市公司中，最终所有者为企业集团的公司作为股权结构分析样本，数据来源为国泰安CSMAR数据库，使用SPSS13.0软件进行统计分析。

目前我国学术界虽未形成统一的关于企业集团的定义，但都强调集团的成员企业通过股权投资关系、共同的目标、相同的企业文化等各种纽带联系在一起，且集团内企业之间的经营活动存在一定合作的特点。因此，凡控股股东或最终所有者的中文名称中带有“集团”、“控股”、“投资公司”或类似字眼、以及各级国资委下属的资产经营管理公司均认为具有企业集团背景；对于部分名称中没有明显表明其企业集团身份的控股股东，根据CSMAR数据库中的公司背景，结合互联网查询结果判断。

为保持财务数据的一致性和稳健性，剔除所有金融类公司，发行有B股或H股的公司，ST、*ST类公司、未完成股改的S类公司，上市未满三年以及2005-2007年间曾经出现亏损的公司，最终样本数量473家。

2.2 上市公司生产率的变化的测度

本文利用全要素生产率（TFP）来衡量上市公司生产率的变化。

按照Fare等的定义，Malmquist生产率指数：

(1)式中，假设规模报酬不变，m0表示全要素生产率和分别表示以示以t时期技术为基准的t+1时期和t时期的距离函数，(xt+1，yt+1)和(xt,yt)分别表示决策单元在 t+1和t期的投入和产出向量。当m0＞1表示决策单元的全要素生产率从第t期至第t+1期有所提高，m=1表示生产率水平不变，m＜1表示生产率水平下降。

将(1)式分解，有

(2)式中，Tech为技术变动指数，表示决策单元从t期到t+1期的技术水平变化程度，又称作 “前沿面移动效应”。Tech＞1表示技术进步，Tech=1表示技术不变，Tech＜1表示技术倒退。Tech的变化，主要是采用了先进技术等的原因。

Effch是技术效率变动指数，反映决策单元从t期到t+1期的资源配置效率变化程度，又称作“追赶效应”。Effch＞1表示技术效率提高；Effch=1表示技术效率不变，Effch＜1表示技术效率下降。Effch的改变，主要由管理水平提高、充分利用现有技术、发挥规模经济效应等因素引起。

2.3 变量定义

本文研究的变量包括因变量、解释变量和控制变量3类，对变量的详细定义见表1。

表1 变量定义

根据Malmquist指数计算得出的全要素生产率（TFP）作为被解释变量。由于进行Malmquist指数分析需要起码两期数据，考虑计算需要和数据的可获得性，分析过程中投入指标为2006、2007年的固定资产总额和主营业务成本，产出指标为对应年份的主营业务收入和净利润，数据用Coelli（1996）的DEA2.1软件包进行处理。

表3 股权结构与全要素生产率回归结果

根据已有研究成果，本文利用股权集中度、股权制衡度来刻画上市公司的股权结构，以明确特定的股权结构对上市公司全要素生产率提高的影响。

其中，股权制衡度指标包括R251和Z2。R251是前2、3、4、5大股东股权比例之和与第一大股东股权比例的比值，R251越大，股权制衡度越高。Z2是第一大与第二大股东持股比例之比值，Z2越小，股权制衡度越高。

股权集中度指标包括第一大股东持股比例、前三大股东的Herfindahl指数（简称H 指数）、最终所有者拥有上市公司的所有权和控制权比例。其中，H指数用前几位大股东持股比例的平方和来表示股权集中度的指标，公式为：Hn=其中shi指第i大股东、n指前n大股东。由于股东持股比例总小于1，所以shi在平方之后会呈现“马太效应”，即大的愈大，小的愈小，凸显股东之间持股比例的差距。

最终所有者拥有上市公司的所有权比例计算采用La Porta等的方法[2]，将最终所有者与上市公司股权关系链每层持有比例相乘或最终所有者与上市公司每条股权关系链每层持有比例相乘之总和作为所有权比例；而最终所有者拥有上市公司的控制权计算为最终所有者与上市公司股权关系链或若干股权关系链中最弱的一层或最弱的一层的总和。

同时，已有的研究文献表明，上市公司的规模、财务结构、上市年限和所属行业等都可能会对公司业绩产生影响，本文将这些变量作为控制变量。行业分类按照证监会《上市公司行业分类指引》（2001），剔除金融业之后，共有12个大类；由于473个样本中，制造业上市公司共有261家，占总样本55.18%，比例较高，为避免样本行业分布不均匀可能带来的影响，本文制造业按单字母加两位数字的大类分类，其它行业按单个字母的门类分类，共计11个行业门类、27个制造业大类。

3 实证检验与分析

3.1 描述性统计及初步分析

样本公司各变量统计性描述如表2所示。

表2 变量的描述性统计

从表2可以看出：

（1）在2006～2007年间，样本公司的全要素生产率均值为1.1447，TFP大于1，总体上呈现技术进步的态势。（2）样本公司的股权集中度较高而股权制衡度较低：第一大股东在样本期间的均值 （中位数）持股比例为0.3803（0.3720），已经可以实现相对控股，同时，第一大股东持股比例超出第二大股东较多，均值为21.6718倍，最高达343.6111，由于股权比例差距悬殊，第二大股东较难发挥制衡第一大股东的作用；从第二至第五大股东对第一大股东的股权制衡度来看，比例也不高，其持股合计数只有第一大股东的一半左右（均值为0.4775，中位数仅为0.2715）。（3）作为上市公司的最终所有者，企业集团母公司通过金字塔式持股、交叉持股等方式获得的所有权和控制权也比较大，经过层层控股链条后，所有权和控制权比例均值仍达0.3166和0.3825。

3.2 模型设计及回归分析

为了进一步考察股权特征对公司全要素生产率的影响，本文构建如下基本回归模型：

其中，被解释变量y为全要素生产率TFP，代表常数项，β1到β41代表回归系数，ε为误差项。为避免解释变量之间多重共线性的影响，解释变量STRU分别以R指数R251、Z指数Z2、H指数H3、控股股东直接持股比例DRTH、最终所有者拥有上市公司的所有权比例OWNR、最终所有者拥有上市公司的控制权比例CTRR代入，采用以下组合进行假设检验，回归分析结果见表3。

限于篇幅，在表3中省略行业变量的回归估计系数，也不详细说明各控制变量的回归结果，而着重关注解释变量与被解释变量之间的关系。从表3可以发现：在控制了行业差别、上市时间及企业规模、资产负债率等的影响后，R251与TFP在5%的显著性水平下正相关，Z2与TFP在10%的显著性水平下负相关；H3、第一大股东直接持股比例DRTH都在1%的显著性水平下与全要素生产率负相关；最终所有者的所有权与TFP在5%的显著性水平下负相关，最终所有者的控制权与TFP在1%的显著性水平下负相关。

因此，上述回归分析结果表明，股权制衡度与全要素生产率存在显著的正相关关系，股权集中度与全要素生产率存在显著的负相关关系，假设H1和H2得到验证。但是，最终所有者拥有上市公司的所有权、控制权均与全要素生产率显著负相关，与国外主流观点不符，表明我国企业集团对下属上市公司存在较严重的“掏空”行为。其原因可能是，较高的现金流权导致了较高的控制权，但我国市场监管体系尚不完善、违规成本较低，使最终所有者及其代表操控董事会更多地实施侵占中小股东利益的行为，导致全要素生产率下降。不过，这种“掏空”行为也能够通过股权制衡加以抑制。

4 结论

本文在对公司最终所有者是否为企业集团进行追溯的基础上，利用我国上市公司2006～2007年的数据，研究了公司股权集中度及股权制衡度与公司全要素生产率之间关系，发现在控制行业差别、企业规模、财务结构、上市年限等因素的影响之后，股权制衡度与全要素生产率正相关，股权集中度、最终所有者拥有上市公司的所有权、控制权均与全要素生产率负相关。

我国目前的中小股东保护法律制度尚不够完善，需要保持一定程度的股权制衡来促进企业全要素生产率的提高。而较高的全要素生产率，意味着企业能够取得技术进步、改善管理水平和充分利用规模经济，这正是企业培育核心能力、获取长期竞争优势的有效途径。股权结构通过影响全要素生产率，间接影响了企业绩效。

需要指出，保持股权结构的制衡，并不意味着可以构建一个适合所有企业的“最优”股权结构。实际上，股权结构的制衡主要是为了抑制过度的内部人控制和大股东控制，而引入其他利益相关者。

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