股权集中度、代理成本与企业绩效

2018-01-18教授教授

财会月刊 2018年2期

（教授），，（教授）

一、引言

现代公司所有权与经营权的分离产生了委托代理关系，但是公司股东与高层管理团队的效用函数往往是不一致的，而且不确定性和信息不对称的存在削弱了股东对公司管理层的监督和约束，使得公司管理者更可能产生道德风险和逆向选择（Berle、Means，1932），从而产生第一类代理问题。我国大部分上市公司股权高度集中，小股东缺乏有效的监督。根据“理性经济人假设”，公司大股东或控股股东会以小股东利益为代价，直接或者间接地干扰公司决策，使得“内部人”受益，导致了大股东与小股东的利益矛盾，从而产生第二类代理问题。Jensen、Meckling（1976）首先对代理成本进行了研究，并将代理成本划分为三部分：公司股东监督管理层成本；管理层自我制约成本；管理层执行决策产生的剩余损失，如在职消费、偷懒行为等。公司的股权集中度不同，代理问题的严重程度也不同，其对企业绩效的影响也会因公司而异。如何设计合理的股权集中度，促使代理人与委托人的利益目标趋于一致，同时保障小股东利益不受恶意侵占，这是公司治理的核心问题（Jesen、Mecking，1976）。根据现代企业代理理论，股权集中度能降低管理层的道德风险，缓解股东与管理层之间的利益冲突，降低第一类代理成本。但是股权集中度是否有助于抑制大股东对小股东利益的恶意侵占，减少管理层决策产生的剩余损失，降低第二类代理成本？目前，学术界对于该类问题的研究尚不够充分。

学者们主要考察了股权集中度与代理成本、股权集中度与企业绩效的影响因素及其相互关系，鲜有文献从双重委托代理视角，将三者纳入统一框架进行研究，且忽略了三者之间的传导机制和作用机理。因此，本文以中小板上市公司为研究对象，将股权集中度、代理成本、企业绩效纳入统一体系，探讨两类代理成本对股权集中度与企业绩效的中介效应，以及三者之间的内在传导机制和作用路径，从而为改善公司治理、提高公司运营效率提供决策参考。

二、文献回顾与研究假设

1.股权集中度与企业绩效。很多文献对股权集中度与企业绩效的关系进行了探讨，但是并没有得到一致结论。Morck等（1988）发现，董事会持股比例与企业绩效存在非单调的、牢固的关系。董事会持股比例在（0，5%）内，两者存在显著的正向关系；在（5%，25%）内，两者存在显著的负向关系；持股比例超过25%时，企业绩效会以缓慢的速度上升。Pagano、Roell（1998）认为在存在多个大股东的公司中，大股东对公司的监管会产生搭便车行为，但是这种行为相当于给予了管理者更多的管理自主权，能减少大股东掏空行为，有利于提升企业绩效。因此，拥有多个大股东与单个大股东相比，相当于多了一种监督机制。Gomes、Novaes（2005）认为公司中大股东数量的增加会产生“讨价还价效应”和“分歧效应”。当大股东数量较少时，“讨价还价效应”占主导地位，此时不同股东为了获得公司控制权会竞争公司战略决策权和监督管理权，相互制衡，从而控制大股东效应，减少大股东对小股东的剥削行为；当大股东数量较多时，“分歧效应”占主导地位，此时公司项目批准需要获得所有大股东的同意，由于大股东存在分歧，会导致决策缓慢，降低企业绩效。熊风华、黄俊（2016）以单一大股东控制公司为样本，研究发现股权集中度能够对企业绩效产生正向积极影响，两者之间呈左低右高、开口向上的抛物线关系。当大股东持有较高比例股权时，他们会关注企业的经营绩效，努力追求公司的长远利益，产生利益趋同效应，促进企业的可持续健康发展。根据上述分析，提出以下假设：

H1：股权集中度对企业绩效存在显著的正向影响，两者呈倒U型关系。

2.股权集中度与两类代理成本。股权集中度是反映股权结构特征的主要指标。代理成本理论认为，股权分散的公司中众多股东的存在加剧了第一类代理问题，而股权集中能够产生“监督效应”，有效约束管理者的短视行为和投机行为。股权集中度越高，大股东与公司的利益越趋于一致，为了防止管理者因追求自身目标而损害股东利益，大股东有很强的动机和能力监督管理者的行为，并直接参与公司日常经营管理，有效缓解股东与管理者之间的信息不对称问题，从而降低第一类代理成本。但是当大股东持有大部分股份时，他们为了扩大自身利益，会通过关联交易转移公司财富，恶意侵占其他投资者的利益，导致管理成本上升，从而提高第二类代理成本（杨蓉，2009）。当管理层与股东的目标不一致时，就会出现道德风险和逆向选择问题，导致代理成本上升。管理层通过持股参与公司剩余索取权的分配，能更好地协调与股东的利益冲突，从而降低第一类代理成本（Jensen、Murphy，1990）。

Admati等（1994）认为股权集中能够促进大股东对管理者的监督，但是同时存在风险分担不足的问题。肖作平、陈德胜（2006）发现高管持股与代理成本不存在显著相关关系；第一大股东持股比例和股东数量能显著提高代理成本；少数股东联盟能显著降低代理成本。Davidson等（2006）发现：以资产周转率计量代理成本，CEO持股比例越高，代理成本越低；以管理费用率计量代理成本，则在IPO之前，CEO持股与代理成本存在显著负向关系。王振山等（2014）认为当期股权集中度、当期董事会独立性和当期管理层持股比例都与当期代理成本存在显著负向关系，“监督效应”和“利益趋同效应”都能降低代理成本，同时股权集中度与董事会独立性存在替代效应，董事会独立性与管理层持股存在替代效应，即“监督效应”和“利益趋同效应”在降低代理成本问题时都存在替代效应。Wang、Xiao（2011）认为大股东往往通过与管理者合谋的方式侵占小股东利益，掏空公司价值。杨倩（2015）发现，股权集中有利于促进现金股利的分配，大股东通过控制现金股利的分配力度来剥削其他投资者的利益。派发现金股利能降低代理成本，有利于提升企业价值，同时股权集中度的中介效应强化了现金股利与企业价值的关联关系（臧秀清、崔志霞，2016）。据此，提出以下假设：

H2a：股权集中度对第一类代理成本能产生显著负向影响。

H2b：股权集中度对第二类代理成本能产生显著正向影响。

3.股权集中度、代理成本与企业绩效。代理理论认为，通过合理的途径监督管理层和大股东，从而实现科学决策和有效管理、降低代理成本、改善公司经营业绩，是完善公司治理机制的关键问题。Bebchuk、Hamdani（2009）认为公司治理机制中股权结构是有效控制代理成本的关键因素。徐宁、任天龙（2014）认为现代公司中股东与管理者的委托代理问题推动了股权激励机制的出现，只有代理问题得到抑制，公司绩效才能得到改善。周建、袁德利（2013）运用随机效应模型和系统GMM模型，检验了两类代理成本对公司治理机制与企业绩效的中介效应，研究发现：股权集中度和高管薪酬能够降低第一类股权代理成本，董事会规模和董事会独立性与第一类股权代理成本显著正相关；聘请外部审计师、提高第一大股东持股比例和高管薪酬能够在一定程度上抑制第二类股权代理成本；第二类股权代理成本对股权集中度与企业绩效的关系起部分中介传导作用。罗付岩、沈中华（2013）研究发现：股权集中度能够影响股权激励效应，在股权分散时，应该提高股权激励效应，在股权集中时，应该减弱股权激励效应；国有上市公司代理成本的中介效应不显著，非国有企业的代理成本能够对股权激励与企业投资效率的关系起到中介传导作用。Singh等（2003）研究发现，股权集中度和高管持股能够有效抑制第一类股权代理成本，而独立董事对第一类股权代理成本没有影响。陈德萍、陈永圣（2011）研究发现，股权集中度与企业绩效呈U型关系，说明适度的股权集中度能够促进内部和外部公司治理机制发挥作用，提升公司治理效率。因此，本文提出以下假设：

H3a：第一类代理成本能对股权结构与企业绩效的关系起到显著的中介作用。

H3b：第二类代理成本能对股权结构与企业绩效的关系起到显著的中介作用。

三、研究设计

1.数据来源。我国2006年完成了股权分置改革，为保证数据的可靠性，选择2013～2015年深交所中小板上市公司为研究对象。数据按以下规则筛选：①剔除存在极端值的ST、PT、∗ST类公司；②剔除金融证券类公司；③剔除数据不全和异常的公司；④剔除总资产小于总负债的公司。最终获得402家公司，其中，国有企业195家，非国有企业207家。本文初始数据来源于国泰安数据库、巨潮资讯网和深交所官网，并利用Excel 2016对数据进行初步筛选和计算，使用SPSS 19.0对数据样本进行多元回归分析。

2.变量定义。

（1）企业绩效。目前国内外对企业绩效的度量指标主要有总资产收益率（净利润/平均资产总额，ROA）、净资产收益率（公司税后利润/净资产，ROE）、Tobin's Q值（公司市场价值/资产重置成本）。国外学者普遍采用Tobin's Q值计量企业价值指标，但是国内资本市场还不成熟，市场价值和资产重置成本单纯由股票价格进行计量可靠性低。净资产收益率（ROE）又称股东权益报酬率，能够反映股东投资收益水平，不能反映企业生产经营产生的收益，因此选取总资产收益率（ROA）作为衡量企业绩效的指标，度量企业的整体获利能力。

（2）股权集中度。根据熊风华、黄俊（2016）和肖作平、陈德胜（2006）等的研究，选取排名前十位公司股东的持股比例之和衡量股权集中度（ShareC）。

（3）代理成本。目前，大部分学者采用管理费用率、总资产周转率测量第一类代理成本。①第一类代理成本主要包括代理人的机会主义行为引起的非效率投资和执行决策过程中的剩余损失，这些成本加总在一起很难具体量化，但是本文认为经理人权力支配下的资源占比就可以衡量第一类代理成本（陈文强、贾生华，2015）。总资产周转率容易受到公司规模、行业特征等的影响，而管理费用是高管权力支配下的产物，属于企业日常开支，可以反映在职消费等经营费用，可能更适合计量第一类代理成本（任海云，2011）。参考徐宁和任天龙（2014）、肖作平和陈德胜（2006）、张建平等（2016）的研究，本文采用管理费用率衡量第一类代理成本。②第二类代理成本反映的是控股股东或者大股东以直接或间接的方式恶意侵占小股东和公司的利益。其他应收款一般被大股东挪用，不能增加企业绩效，更能直接反映大股东的掏空行为（陈文强、贾生华，2015）。因此，本文选取其他应收款与总资产的比例计量第二类代理成本。

（4）控制变量。根据张建平等（2016）和熊风华、黄俊（2016）等的研究，本文选取的控制变量为高管持股比例（ShareP）、高管薪酬激励（CashP）、企业规模（Size）、企业年龄（Age）、两职合一（Duality）、资产负债率（Debt）、营业收入增长率（Grow）、公司性质（Own）、会计年度（Year）、行业（Indu）、地区（Region）。具体变量定义与描述，如表1所示。

3.模型构建。本文采用温忠麟等（2005）推荐的中介效应检验程序建立模型，考察两类代理成本对股权集中度与企业绩效关系的中介传导路径。第一步，对股权集中度与企业绩效的关系进行检验，建立模型1。如果两者关系显著，则进行下一步；如果不显著，则停止检验。第二步，对股权集中度与两类代理成本的关系进行检验，建立模型2。如果关系显著，则继续检验，否则停止检验。第三步，将代理成本放入模型1。如果股权集中度与企业绩效的关系不显著，则说明存在完全的中介效应；如果不显著且系数下降，则说明存在部分中介效应。

表1 变量说明

上式中，ShareC2为高管集中度的平方项，用以检验股权集中度与企业绩效的非线性关系。

四、实证分析

1.描述性统计。表2给出了主要变量的描述性统计。可以看出，中小板企业绩效（ROA）的波动较大，最小值和最大值与均值的差距较大，但是均值大于0，说明中小板企业资产总体上实现了增长，资产收益率有一定保障。股权集中度（ShareC）的均值为58.1701%，说明我国中小板企业股权集中度较高，应适当减弱股权激励效应（罗付岩、沈中华，2013），降低高管持股比例。第一类代理成本（AC1）最大值与最小值的差距很大，说明部分公司管理费用支出过高，第一类代理成本较高，特别是在国有企业中，这种现象比较突出。第二类代理成本（AC2）在不同中小板企业中差距相对较大，说明中小板企业第二类代理问题仍需要进一步改善。高管持股比例（ShareP）的最大值为61.7333%，均值为5.6827%，说明我国中小板企业普遍存在高管持股的现象，部分企业高管持股比例较高，并拥有企业的绝对控制权。

表2 描述性统计

2.相关性分析。本文对模型中涉及的主要变量进行了Pearson相关性分析，具体如表3所示。由表3可知，企业绩效与股权集中度在1%的水平上显著正相关，初步验证了假设1，两者是否存在倒U型关系需要进一步验证。股权集中度与第一类代理成本在1%的水平上显著负相关，与假设2a一致；股权集中度与第二类代理成本呈负向关系，但不显著，与假设2b不符，需要进一步验证两者关系。两类代理成本与企业绩效负相关，但不显著，与前文假设不符，也需要运用回归模型进一步检验。表3中所有变量的相关系数值都小于0.5，初步证明本文构建的多元回归模型不存在多重共线性。

3.多元回归分析。根据中介效应检验程序，分别对股权集中度与企业绩效、股权集中度与代理成本、股权集中度与代理成本对企业绩效的影响进行回归，检验结果见表4和表5。

从模型1a的回归结果可以看出，股权集中度（ShareC）的系数显著为正（∂1=0.04，p＜0.05），说明股权集中度对企业绩效有非常显著的正向影响，增加公司的大股东数量即提高股权集中度有利于企业绩效的增长。回归方程的整体性F检验值为15.051，在1%的水平上显著；方程整体调整R2值为0.240，拟合优度较好；模型各变量的方差膨胀因子VIF均接近2，远小于10，故回归方程不存在多重共线性；D-W检验值为2.34，稍微大于2，可以判断回归方程不存在自序列相关。同理可知其他5个模型均通过了整体性F显著性检验，拟合优度较好，不存在自序列相关和多重共线问题。模型1b列示了股权集中度的平方项（ShareC2）与企业绩效的检验结果，ShareC2的回归系数显著为正（l1=2.919，p＜0.05），说明股权集中度与企业绩效呈开口向下的抛物线关系，即两者存在倒U型关系，假设1得到验证。因此，适度的股权集中度能促进公司治理机制发挥作用，提高企业管理效率，提升企业价值。

模型2a列示了股权集中度（ShareC）与第一类代理成本（AC1）的回归结果。股权集中度（ShareC）与第一类代理成本（AC1）在1%的水平上显著负相关（β1=-0.134.，p＜0.01），说明股权集中度（ShareC）能抑制第一类代理成本，股权越集中，股东越有意愿参与企业日常经营管理，对管理者的监督力度越大，越有利于改善企业绩效，假设2a成立。为了检验第一类代理成本对股权集中度与企业绩效的中介作用，将AC1放入模型1a，建立模型3a，重新进行回归，结果如表4所示。第一类代理成本的回归系数显著为负（γ1=-0.141，p＜0.01），而且股权集中度的回归系数不显著（γ2=0.021），说明第一类代理成本对股权集中度与企业绩效能起到完全的中介效应。因此，股权集中度对企业绩效的促进作用是通过降低第一类代理成本的中介传导机制实现的。另外，高管薪酬激励（CashP）与第一类代理成本和企业绩效均显著正相关，说明高管薪酬虽然会导致第一类代理成本上升，但是在更大程度上促进了企业绩效的提升。

为了检验股权集中度是否能够抑制第二类代理成本（AC2），并在股权集中度影响企业绩效的过程中起到中介传导作用，本文建立了模型2b和模型3b。从表5可以看出，股权集中度的回归系数为负（λ1=-0.002），但不显著（t=-0.230），说明股权集中度并不能降低第二类代理成本，即不能有效抑制大股东对小股东利益的恶意侵占，故假设2b不成立。由模型3b的回归结果可知，第二类代理成本的回归系数值（η1=0.088，t=0.804）仍然不显著，说明第二类代理成本并不能对股权集中度与企业绩效的关系起到中介传导作用，假设3b不成立。

表3 Pearson相关性分析

4.代理成本对股权集中度与企业绩效关系的中介效应检验。为了进一步检验代理成本对股权集中度与企业绩效是否有中介效应，采用Freedman（1992）差异检验公式进行验证。统计量的计算方法为：

公式中，N-2表示自由度，分别表示模型1a自变量的弹性系数（∂1）、模型3a或模型3b自变量的弹性系数（γ2或η2），SC、SC'分别表示相应的标准误差，rxm为自变量与中介变量的相关系数。由于数据量纲不同，所以采用标准化系数，如表6所示。

对于第一类代理成本，将∂1、γ2、S∂1、Sγ2、β1的标准系数代入上式，计算可得t400=2.083，查t检验临界值表可知p＜0.05，表明第一类代理成本能够对股权集中度与企业绩效关系起到中介传导作用；按同样的计算方法可得第二类代理成本的检验值t400=0，p＞0.1，表明第二类代理成本对股权集中度与企业绩效的关系不存在中介效应。

五、研究结论与启示

本文针对我国中小板上市公司存在的现实问题，从双重委托代理视角出发，将股权集中度、代理成本与企业绩效纳入统一分析框架，建立“股权集中度—代理成本—企业绩效”中介效应模型，检验了三者的相互关系以及两类代理成本的中介效应。研究发现：适度的股权集中度有助于改善企业绩效，有效降低第一类代理成本，缓解股东与公司管理者的矛盾，提高公司治理效率，但是股权集中度对第二类代理成本的治理效应并不显著；资产负债率与第二类代理成本显著负相关，说明企业负债能够有效抑制第二类代理成本；第一类代理成本对股权集中度与企业绩效的关系起着显著的中介作用，即股权集中度是通过降低第一类代理成本的途径改善企业绩效的，但是第二类代理成本的中介作用并不显著。

表4 模型1a、模型1b、模型2a、模型3a的回归结果

本文在探讨两类代理成本对股权集中度与企业绩效关系的中介作用的基础上，进一步揭示了股权集中度对企业绩效影响的传导黑箱和内部传导机制，一定程度上弥补了这方面研究的不足，也为中小板公司控制代理成本、改善经营绩效提供了参考。基于此，提出以下建议：①增加公司大股东数量，提高股权集中度，降低管理层持股比例，加大股东对公司经营的监督力度。②提升高层管理者的薪资水平，加大奖励力度，完善公司激励与约束机制。③适当提高企业负债水平，促使大股东更多地考虑公司和其他投资者的利益，改善资产负债结构，提高公司治理效率。④引进多元化投资主体，培养发展机构投资者，如养老基金、保险基金、境外投资机构等。