股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與公司績效關(guān)系研究——讀書心得

1、股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與公司績效關(guān)系研究 學(xué)習(xí)心得一、文章來源股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與公司績效關(guān)系研究20072009年中小企業(yè)板塊的實證研究，作者：陳德萍，陳永圣。文章來源于2011年1月期會計研究。二、 選題意義自berle與means的經(jīng)典論著現(xiàn)代公司與私有產(chǎn)權(quán)于1932年問世以來，企業(yè)的所有權(quán)結(jié)構(gòu)在公司治理中的效率問題就成為公司財務(wù)研究領(lǐng)域長盛不衰的焦點問題之一。大量學(xué)者圍繞這一問題展開了富有成效的研究。近幾年的研究表明：在股權(quán)高度分散的英美國家，公司治理的主要問題來自于經(jīng)理人與股東之間的代理沖突，而股權(quán)高度集中的東南亞和西歐國家，大股東具有足夠的能力控制公司。因此公司治理問題的實質(zhì)演

2、變?yōu)榇蠊蓶|與小股東之間的利益沖突，具體表現(xiàn)為大股東憑借其控股權(quán)地位進(jìn)行侵害小股東利益的“掏空行為”。在我國證券市場上，這種現(xiàn)象尤其突出，大股東有足夠的動因和能力掠奪小股東。唐宗明、蔣位（2002）根據(jù)19992001年我國上市公司發(fā)生的90項大宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓事件的樣本，對我國上市公司大股東對小股東的侵害問題進(jìn)行了研究，其結(jié)果表明我國上市公司大股東侵害小股東的程度遠(yuǎn)高于英美國家。李增泉等（2005）認(rèn)為，由于在我國上市公司中還沒有形成對控股股東有效的約束機(jī)制，給控制性大股東侵蝕財富提供了可乘之機(jī)，有的大股東甚至把上市公司當(dāng)成“提款機(jī)”，想方設(shè)法“掏空”上市公司資產(chǎn)，損害公司價值。為此，通過研究股權(quán)集

3、中度、股權(quán)制衡度與公司績效的關(guān)系，來研究如何有效抑制大股東掠奪行為的公司治理模式成為當(dāng)前我國理論界和實務(wù)界目前研究的重點。與此同時關(guān)于我國中小企業(yè)股權(quán)特征是否具有獨特的規(guī)律，國內(nèi)外的研究結(jié)論能否適用于中小企業(yè)，還需要進(jìn)一步的驗證。本文試圖從中小企業(yè)上市公司出發(fā)，考察中小企業(yè)板上市公司股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度對公司績效的影響因素。三、 技術(shù)路線、研究方法及研究對象結(jié)論及建議模型的檢驗效果分析理論研究文獻(xiàn)綜述提出研究假設(shè)、建立模型研究方法基礎(chǔ)理論確認(rèn)研究的內(nèi)容提出研究背景、目的和意義文獻(xiàn)搜集（一）技術(shù)路線（二）研究方法本文采用實證研究方法。（三）研究對象本文的研究對象是在深圳證券交易所上市的中小企業(yè)

4、板塊公司的公司績效、股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度等指標(biāo)。關(guān)于變量的符號、名稱與指標(biāo)的選取見表1。表1 變量定義與指標(biāo)選取變量變量名稱和計量變量符號因變量公司績效（凈利潤/股東權(quán)益）roe自變量股權(quán)集中度第1大股東持股比例pfirs前5大股東持股比例pfives前10大股東持股比例ptens股權(quán)制衡度第2到第5大股東持股比例之和第1大股東持股比例z第2到第10大股東持股比例之和第1大股東持股比例s控制變量資本結(jié)構(gòu)（杠桿）dar公司規(guī)模（取對數(shù)）size四、 邏輯思路國內(nèi)外很多學(xué)者的研究結(jié)果均表明控股股東的持股比例在很高和很低兩種情況下的行為是不相同的，由此產(chǎn)生了兩種效應(yīng)。當(dāng)在較低的持股水平上，第一大股

5、東侵占中小股東利益的動機(jī)隨著持股比例的提高而增大，從而對中小股東的侵占程度也隨之提高，產(chǎn)生了“壕溝防御效應(yīng)”;但當(dāng)持股比例達(dá)到一定程度后，大股東在上市公司中的利益比例達(dá)到一定程度后，大股東在上市公司中占的利益很大，通過對中小股東侵占所獲得的比例降低，這時第一大股東的侵占行為就會減弱，形成“利益協(xié)調(diào)效應(yīng)”。本文試圖用實證的方法研究在中國這種特殊的國情下,大股東的“壕溝防御效應(yīng)”和“利益協(xié)同效應(yīng)”是否也普遍存在于中小企業(yè)上市公司中。（一）提出了兩個假設(shè)1. 股權(quán)集中度與公司績效關(guān)系的假設(shè)：在中下企業(yè)上市公司中股權(quán)集中度與公司績效呈正u型關(guān)系。在控股股東持股比例比較小時，公司績效負(fù)相關(guān)；在控股股東比

6、較高時，與公司績效正相關(guān)。2. 股權(quán)制衡度與公司績效關(guān)系的假設(shè)：股權(quán)制衡度與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系。（二）數(shù)據(jù)樣本的選取研究樣本來自深圳證券交易所上市的中小企業(yè)板塊公司，在樣本的選擇上采取了一些篩選方法，將一些不合適的樣本剔除。剔除的條件包括樣本公司上市時間的選擇2006年12月31日之前，其主要目的是為了保證數(shù)據(jù)樣本的完整性；股東權(quán)益小于零的上市公司和凈利潤小于零的公司，其目的是剔除異常數(shù)據(jù)，保證回歸準(zhǔn)確；金融公司，因為這種公司的資產(chǎn)負(fù)債率比較高，屬于異常數(shù)據(jù)，影響回歸效果。最終選擇了358家中小板塊上市公司的832個觀測值。數(shù)據(jù)的查詢途徑為國泰安csmar數(shù)據(jù)庫。使用的軟件為eviews5.

7、0版。（三）根據(jù)研究假設(shè)，建立多元回歸模型：1.股權(quán)集中度模型：roe=10+11pfirs+12pfirs2+13dar+14size+.(1)roe=20+21pfives+22pfives2+23dar+24size+.(2)roe=30+31ptens+32ptens2+33dar+34size+.(3)2.股權(quán)制衡度模型roe=40+41z+42dar+43size+.(4)roe=50+51z+52dar+53size+.(5)模型（1）用于描述在控制dar和size兩個指標(biāo)不影響總體效果分析效果的情況下，會計利潤率與第1大股東持股比例之間的關(guān)系。之所以選擇pfirs2 具有平方的

8、解釋變量，是為下一步與（2）和（3）式進(jìn)行比較，驗證我國中小企業(yè)上市公司是否存在“壕溝防御效應(yīng)”和“利益協(xié)調(diào)效應(yīng)”，即是否存在正u型關(guān)系。模型（2）和模型（3）與模型（1）想解釋的問題大體相同，在這里我就不作贅述了。模型（4）與模型（5）用于描述在控制dar和size兩個指標(biāo)不影響總體效果的情況下，會計利潤率與公司制衡度之間的關(guān)系。本文之所以將資本結(jié)構(gòu)和公司規(guī)模兩個指標(biāo)選擇為控制變量，是因為這兩個變量與公司績效關(guān)系密切，但又不是本文的研究范圍。（四）描述性統(tǒng)計表2 20072009年中小板上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的描述性統(tǒng)計年份統(tǒng)計指標(biāo)pfirspfivesptenszs2007樣本數(shù)（217）均值0

9、.3838900.6476510.7040420.2637610.320152中位數(shù)0.3592000.6559000.7238000.2731000.320200最小值0.1080000.2280000.3202000.0260000.034600最大值0.9235001.0000001.0000000.5398000.803400標(biāo)準(zhǔn)差0.1534510.1403600.1275570.1189140.1321892008樣本數(shù)（264）均值0.3838800.6339120.6872000.2500320.303319中位數(shù)0.3744000.6552000.7238500.246050

10、0.300700最小值0.0812000.2464000.2638000.0178000.026100最大值0.8060000.9142000.9315000.5622000.635500方差0.1442400.1238510.1138790.1133210.1245702009樣本數(shù)（351）均值0.3967410.6386750.6886740.2429340.292933中位數(shù)0.3840000.6511000.7092000.2295000.288000最小值0.0812000.2987000.3479000.0207000.025500最大值0.9000001.0000001.000

11、0000.6127000.695700方差0.1516490.1429920.1330310.1174010.12604320072009樣本數(shù)（832）均值0.3888860.6395050.6922140.2506180.303328中位數(shù)0.3774500.6529500.7142500.2440000.300050最小值0.0812000.2280000.2638000.0178000.025500最大值0.9235001.0000001.0000000.6127000.803400標(biāo)準(zhǔn)差0.1497520.1364360.1258460.1166830.127530通過對200720

12、09年中小板上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的描述性統(tǒng)計得出，這三年前五大股東持股平均比例為0.639505，前十大股東持股比例為0.692214，已經(jīng)實際控制了公司，非常符合本文假設(shè)中的“壕溝防御效應(yīng)”和“利益協(xié)同效應(yīng)”的條件。（五）回歸結(jié)果分析、得出結(jié)論表3 公司績效（roe）對股權(quán)結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果變量/方程（1）（2）（3）（4）（5）pfirs-0.354719*（0.0000）pfirs20.485296*（0.0000）pfives-0.778363*（0.0000）pfives20.738133*（0.0000）ptens-0.855611*（0.0000）ptens20.790982*（0.00

13、00）z0.120674*（0.0000）s0.136311*（0.0000）size0.003393（0.3763）0.009503*（0.0093）0.010507*（0.0033）0.007558*（0.0496）0.007151*（0.0603）dar-0.010316（0.5395）-0.028380*（0.803）-0.034851*（0.0294）-0.003965（0.8144）-0.003196（0.8487）股權(quán)結(jié)構(gòu)的極值點0.3654670.5272510.540854股權(quán)結(jié)構(gòu)平均值0.3374500.6529500.714250r2/調(diào)整r20.042944/0.038

14、3150.131124/0.1269220.174847/0.1708560.032802/0.0292970.048967/0.045521d-w檢驗1.6746231.8795411.9256511.6252581.622556f檢驗p值0.0000000.0000000.0000000.0000040.000000括號內(nèi)數(shù)字表示t檢驗的p值。*、*、*分別表示系數(shù)在1%、5%、10%水平上顯著。通過回歸分析可以看出下面幾個變量之間的關(guān)系（結(jié)論）1.控制變量與公司績效之間的關(guān)系由表3可以看出公司績效與公司規(guī)模呈現(xiàn)非常顯著的正相關(guān)關(guān)系，與資本結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)非常顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。說明公司規(guī)模和資本結(jié)構(gòu)中股權(quán)比例的提高對抑制控股股東的私利行為發(fā)揮了積極的正向作用。2.股權(quán)集中度與公司績效呈顯著的u型關(guān)系，假設(shè)1得到了驗證。3.股權(quán)制衡度與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2得到了驗證。五、結(jié)論及評價本文的研究表明：我國公司治理的關(guān)鍵并不在于集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，而在于缺乏相應(yīng)的制約機(jī)制；其他股東需要能夠?qū)毓晒蓶|起到監(jiān)督作用。本文認(rèn)為在中國目前的指導(dǎo)背景下，保持一定程度的股權(quán)集中，同時構(gòu)建大股東多元化、股權(quán)相互制衡的治理機(jī)制，有助于解決目前我國上市公司的治理問題。