《控制權(quán)爭(zhēng)奪對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的實(shí)證探析》4200字

控制權(quán)爭(zhēng)奪對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的實(shí)證分析綜述目錄TOC\o"1-2"\h\u24790控制權(quán)爭(zhēng)奪對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的實(shí)證分析綜述 1314841.1研究假設(shè) 164191.2數(shù)據(jù)選取與定義變量 221859（1）因變量：企業(yè)績(jī)效 42089（2）自變量：控制權(quán)穩(wěn)定指數(shù) 430315（1）控制變量 478941.3實(shí)證分析 5305151.3.1描述性統(tǒng)計(jì) 5142611.3.2控制權(quán)爭(zhēng)奪對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的相關(guān)性檢驗(yàn)與分析 676971.3.3控制權(quán)爭(zhēng)奪對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的實(shí)證結(jié)論 81.1研究假設(shè)控制權(quán)爭(zhēng)奪事件及控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件的發(fā)生在資本市場(chǎng)中已經(jīng)不算新鮮事，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)其也有諸多深入詳細(xì)的研究。不論是內(nèi)部治理機(jī)制、高管薪酬水平及變更還是企業(yè)資本來(lái)源的角度，研究層次的深入都達(dá)到了比較完善的理論水平。舉例來(lái)說(shuō)，早在上個(gè)世紀(jì)九十年代，McConnell等學(xué)者就通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，托賓Q值與內(nèi)部股東所擁有的股權(quán)之間具有倒U型曲線關(guān)系[47]；至于我國(guó)上市公司股權(quán)多元化進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)法人股和流通股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效有正面影響，在競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)國(guó)有股比例對(duì)績(jī)效有負(fù)面影響（陳曉，2000）[48];張紅軍（2000）對(duì)我國(guó)上市公司數(shù)據(jù)的實(shí)證研究顯示，中國(guó)社會(huì)公眾股東比例對(duì)公司績(jī)效不存在顯著影響，股權(quán)集中度、法人股東持股比例與公司績(jī)效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[49]。白云霞、吳聯(lián)生（2004）對(duì)國(guó)有控制權(quán)轉(zhuǎn)移總體是否改善公司業(yè)績(jī)的相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行研究，研究顯示，國(guó)有企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移不但不會(huì)刺激業(yè)績(jī)提升，還有可能會(huì)導(dǎo)致長(zhǎng)期業(yè)績(jī)的下滑[50]。她的看法是終極控制人變更的確可以改善國(guó)有控制權(quán)轉(zhuǎn)移的績(jī)效;此外控制權(quán)轉(zhuǎn)移之后收購(gòu)的資產(chǎn)在短期內(nèi)提高了公司業(yè)績(jī)，但沒(méi)有發(fā)現(xiàn)這種正向作用在終極控制人是否變更兩類公司之間存在顯著差異。姚德權(quán)與文丹煜（2020）從股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)這一視角出發(fā)，她們的研究樣本來(lái)源于我國(guó)房地產(chǎn)公司截至2019年共五年的數(shù)據(jù)，利用Finkelstein的權(quán)力模型分析，以此明確了企業(yè)的結(jié)構(gòu)權(quán)力與企業(yè)績(jī)效之間呈顯著正相關(guān)影響，而股權(quán)集中度卻在一定程度上削弱了這一關(guān)系[51]。楊孝安、程振等人（2019）注意到了一個(gè)全新的研究角度，即政治關(guān)聯(lián)、股權(quán)集中度和企業(yè)績(jī)效三者間的關(guān)系[52]。她們綜合運(yùn)用了多元線性回歸和2SLS的實(shí)證方法分析這一問(wèn)題，明確了中國(guó)民營(yíng)房地產(chǎn)A股上市公司董事長(zhǎng)，其政治關(guān)聯(lián)的上升可以幫助自己所帶領(lǐng)的企業(yè)績(jī)效的進(jìn)步?？墒牵康禺a(chǎn)企業(yè)的股權(quán)集中度一旦呈上揚(yáng)趨勢(shì)，那么績(jī)效的促進(jìn)作用會(huì)被影響。但學(xué)術(shù)界關(guān)于類似金科地產(chǎn)這種類型控制權(quán)爭(zhēng)奪事件的影響卻不多，因?yàn)榻鹂婆c融創(chuàng)控制權(quán)爭(zhēng)奪持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)，斗爭(zhēng)手段多，且最終結(jié)果是終極控制權(quán)人沒(méi)有變更。眾所周知，房地產(chǎn)行業(yè)中并購(gòu)事件時(shí)有發(fā)生，企業(yè)的控制權(quán)爭(zhēng)奪戰(zhàn)往往伴隨企業(yè)績(jī)效的起伏變化。過(guò)去的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為控制權(quán)轉(zhuǎn)移會(huì)給其他帶來(lái)正向的績(jī)效變化，國(guó)外許多研究表明，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后，企業(yè)的績(jī)效表現(xiàn)會(huì)逐漸向好。而國(guó)內(nèi)也有部分學(xué)者提出了自己的觀點(diǎn)——控制權(quán)轉(zhuǎn)移并不會(huì)提升企業(yè)的盈利能力。對(duì)于房地產(chǎn)行業(yè)中的控制權(quán)爭(zhēng)奪事件，大部分學(xué)者是將目光聚集到了動(dòng)因分析層面，學(xué)術(shù)界目前并沒(méi)有過(guò)多的深入探討控制權(quán)穩(wěn)定程度與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系。一旦一個(gè)企業(yè)較為輕易的就陷入控制權(quán)爭(zhēng)奪戰(zhàn)，那么就表明該企業(yè)的控制權(quán)并不穩(wěn)定。而一個(gè)實(shí)際控制權(quán)隨時(shí)會(huì)搖擺的企業(yè)，它的績(jī)效表現(xiàn)會(huì)如何？基于此，本文提出以下假設(shè)：H1：房地產(chǎn)企業(yè)控制權(quán)的穩(wěn)定程度與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。眾所周知，財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)是衡量企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的重要指標(biāo)。但是，光是依靠財(cái)務(wù)指標(biāo)就作出判斷是不全面的，因此有必要在分析中加入其他維度的指標(biāo)作為參考。在此基礎(chǔ)上作出以下假設(shè)：H2：房地產(chǎn)企業(yè)控制權(quán)的穩(wěn)定程度和企業(yè)市場(chǎng)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。1.2數(shù)據(jù)選取與定義變量本文從CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中，選取了2015年~2019年內(nèi)，所有房地產(chǎn)企業(yè)作為總體待選樣本，剔除了窗口內(nèi)ST類以及*ST類樣本，并根據(jù)樣財(cái)報(bào)數(shù)據(jù)、數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)進(jìn)行一一比對(duì)，剔除了缺少數(shù)據(jù)的樣本，最終，本文選取了101家有效樣本公司，共收集到了503個(gè)樣本數(shù)據(jù)。股東代碼和公司名稱如表4-1所示：表4-1樣本公司列表序號(hào)代碼名稱序號(hào)代碼名稱1000002萬(wàn)科A53600158中體產(chǎn)業(yè)2000011深物業(yè)A54600159大龍地產(chǎn)3000014沙河股份55600173臥龍地產(chǎn)4000036華聯(lián)控股56600185格力地產(chǎn)5000043中航善達(dá)57600208新湖中寶6000069華僑城A58600223魯商發(fā)展7000402金融街59600240退市華業(yè)8000502綠景控股60600246萬(wàn)通發(fā)展9000514渝開(kāi)發(fā)61600266城建發(fā)展10000517榮安地產(chǎn)62600322天房發(fā)展11000537廣宇發(fā)展63600325華發(fā)股份12000608陽(yáng)光股份64600340華夏幸福13000615京漢股份65600376首開(kāi)股份14000616海航投資66600383金地集團(tuán)15000620新華聯(lián)67600393粵泰股份16000631順發(fā)恒業(yè)68600466藍(lán)光發(fā)展17000656金科股份69600503華麗家族18000667美好置業(yè)70600510黑牡丹19000668榮豐控股71600515海航基礎(chǔ)20000671陽(yáng)光城72600533棲霞建設(shè)21000718蘇寧環(huán)球73600565迪馬股份22000720新能泰山74600604市北高新23000732泰禾集團(tuán)75600606綠地控股24000736中交地產(chǎn)76600622光大嘉寶25000797中國(guó)武夷77600638新黃浦26000838財(cái)信發(fā)展78600639浦東金橋27000863三湘印象79600641萬(wàn)業(yè)企業(yè)28000886海南高速80600657信達(dá)地產(chǎn)29000897津?yàn)I發(fā)展81600658電子城30000909數(shù)源科技82600663陸家嘴31000918嘉凱城83600665天地源32000926福星股份84600675中華企業(yè)33000961中南建設(shè)85600683京投發(fā)展34000965天?；?6600684珠江實(shí)業(yè)35000979中弘退87600692亞通股份36001979招商蛇口88600708光明地產(chǎn)37002016世榮兆業(yè)89600716鳳凰股份38002133廣宇集團(tuán)90600736蘇州高新39002146榮盛發(fā)展91600743華遠(yuǎn)地產(chǎn)40002208合肥城建92600748上市發(fā)展41002244濱江集團(tuán)93600773西藏城投42002285世聯(lián)行94600791京能置業(yè)43002305南國(guó)置業(yè)95600823世茂股份44002314南山控股96600848上海臨港45002968新大正97600895張江高科46600007中國(guó)國(guó)貿(mào)98601155新城控股47600048保利地產(chǎn)99601512中新集團(tuán)48600064南京高科100601588北辰實(shí)業(yè)49600067冠城大通101900957凌云B股50600077宋都股份51600082海泰發(fā)展52600094大名城數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（1）因變量：企業(yè)績(jī)效為了深入研究控制權(quán)爭(zhēng)奪事件對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，本文將企業(yè)績(jī)效分為財(cái)務(wù)績(jī)效與市場(chǎng)績(jī)效兩大類指標(biāo)。通過(guò)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)并利用Excel軟件處理數(shù)據(jù)，整理了樣本公司出現(xiàn)控制權(quán)爭(zhēng)奪事件前后主要的財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)——ROA、EPS以及代表市場(chǎng)績(jī)效的指標(biāo)——托賓Q值。（2）自變量：控制權(quán)穩(wěn)定指數(shù)對(duì)于衡量控制權(quán)穩(wěn)定程度的指標(biāo)，本文選取了股權(quán)集中指標(biāo)和赫芬達(dá)爾指數(shù)（H指數(shù)）來(lái)衡量，股權(quán)集中指標(biāo)越高，代表第一大股東持有該企業(yè)的股份越多，控制權(quán)穩(wěn)定程度越高；H指數(shù)代表的是前幾位大股東持股比例的平方和，本文選取的是前10位的指標(biāo)，該指數(shù)越接近0，表明企業(yè)股份越分散?？刂谱兞勘疚倪x取了企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率作為控制變量。下表為具體變量的相關(guān)定義：表4-2變量的相關(guān)定義變量符號(hào)定義H指數(shù)Shehfd10前10位大股東持股比例的平方和企業(yè)規(guī)模sizeLn(資產(chǎn)總額)資產(chǎn)負(fù)債率zcfzl負(fù)債合計(jì)/總資產(chǎn)每股收益EPS凈利潤(rùn)/總股本總資產(chǎn)收益率ROA凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)托賓Q值TQ樣本公司年末市值/總資產(chǎn)因?yàn)樽兞恐笜?biāo)中股權(quán)集中指標(biāo)與H指數(shù)本質(zhì)上都是解釋樣本公司的股權(quán)集中程度，因此在后文的相關(guān)性分析中只取H指數(shù)作為自變量。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)列出回歸模型如下：Roa=βEps=1.3實(shí)證分析1.3.1描述性統(tǒng)計(jì)對(duì)樣本公司總體特征及重要指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)分析如下表所示。表4-3樣本總體特征的描述性統(tǒng)計(jì)分析(1)(2)(3)(4)(5)VARIABLES樣本量平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值shrcr150338.8515.197.11680.65shrhfd105030.1910.1200.008440.653zcfzl5030.6680.1620.1390.984size50323.881.49019.3228.18roa5030.02620.0369-0.3920.205eps5030.5970.830-1.5415.907tq5031.3520.8660.71711.84數(shù)據(jù)來(lái)源：作者整理可以看到，503個(gè)樣本數(shù)據(jù)中，股權(quán)集中指標(biāo)最大值為80.65%，最小值為7.116%，該指標(biāo)平均水平在38.85%.我國(guó)房地產(chǎn)大股東的集中指數(shù)處于一個(gè)相對(duì)合理的水平。H指數(shù)的最大值為0.653，最小值為0.00844，平均值為0.191，較為接近0，說(shuō)明大部分房地產(chǎn)企業(yè)的股份是較為分散的。其次是資產(chǎn)負(fù)債率，最大值為0.984，最小值為0.139，平均在0.668，由這個(gè)數(shù)據(jù)看來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率水平略微偏高，但因?yàn)樾袠I(yè)的特殊性，0.668尚處于合理范圍，但最大值0.984是明顯不合理的，需要企業(yè)重視。企業(yè)規(guī)模是對(duì)樣本公司的總資產(chǎn)取對(duì)數(shù)，最大值為28.18，最小值19.32，平均值23.88。ROA指標(biāo)最大值0.205，最小值-0.392，這表明我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)中個(gè)體單位的盈利能力相差大，實(shí)力懸殊。接下來(lái)是每股收益（eps），最大值為5.907，最小值為-0.541，平均0.597，這說(shuō)明房地產(chǎn)企業(yè)的每股收益指標(biāo)并沒(méi)有特別好。最后是可以衡量市場(chǎng)績(jī)效的指標(biāo)之一——托賓q值，最大值為11.84，最小值0.717，平均值為1.352，我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)的市場(chǎng)認(rèn)可度相差較大，也可以理解為企業(yè)規(guī)模差距大。1.3.2控制權(quán)爭(zhēng)奪對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的相關(guān)性檢驗(yàn)與分析（1）相關(guān)性分析根據(jù)前文提出的研究假設(shè)，為了排除其他因素的干擾，對(duì)上述各個(gè)研究變量進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)，其結(jié)果如下表所示，控制權(quán)的穩(wěn)定程度與企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)在1%的水平上顯著正相關(guān)，穩(wěn)定程度與企業(yè)的市場(chǎng)績(jī)效，即托賓q值呈顯著的負(fù)相關(guān)。另外，本次回歸分析中的變量已經(jīng)通過(guò)了VIF檢驗(yàn)，該回歸模型中不存在嚴(yán)重的多重共線性。初步來(lái)看，股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效有著明顯的促進(jìn)作用，而對(duì)于市場(chǎng)績(jī)效的卻有著相反的效果，這也許是因?yàn)楫?dāng)?shù)谝淮蠊蓶|擁有絕對(duì)話語(yǔ)權(quán)時(shí)，市場(chǎng)對(duì)于企業(yè)的評(píng)價(jià)反而會(huì)下降。表4-4相關(guān)性分析shrhfd10zcfzlsizeroaepstqshrhfd101zcfzl0.097**1size0.176***0.597***1roa0.150***-0.274***0.02901eps0.166***0.224***0.595***0.477***1tq-0.117***-0.283***-0.475***-0.082*-0.192***1注：表中***，**，*分別表示在1%，5%，10%統(tǒng)計(jì)意義上顯著?；貧w分析表4-5回歸結(jié)果VARIABLESroaepstqshrhfd100.058*-0.9751.472**(1.72)(-1.47)(2.26)zcfzl-0.103***-1.077***0.046(-1.90)(-3.97)(0.19)size0.007***0.400***-0.281***(3.61)(10.67)(-1.71)Constant-0.072*-8.494***8.301***(-1.88)(-10.36)(5.81)Observations503503503R-squared0.1540.3870.231Ftest5.35e-0702.34e-09r2_a0.1470.3830.225F8.96732.9012.05Robustt-statisticsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1對(duì)前文提出的模型進(jìn)行回歸分析后得到回歸結(jié)果如表4-5所示，F(xiàn)值分別為8.967、32.90、12.05，這表明結(jié)果通過(guò)了顯著性檢測(cè)，充分說(shuō)明了模型與數(shù)據(jù)之前有較好的擬合優(yōu)度。第一列中，H指數(shù)與企業(yè)roa之間的回歸系數(shù)是0.058，通過(guò)10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明兩者存在著正相關(guān)關(guān)系，前文提出的假設(shè)1在本次回歸分析中得到進(jìn)一步驗(yàn)證與支持。控制變量方面，資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模與roa之間分別存在著負(fù)相關(guān)與正相關(guān)關(guān)系。而第一大股東持股比例對(duì)于roa指標(biāo)而言，并不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的相關(guān)意義。第二列中，股權(quán)集中指標(biāo)與eps之間存在正相關(guān)關(guān)系，控制變量方面也和第一列的關(guān)系基本保持一致。第三列是對(duì)托賓q值的回歸結(jié)果統(tǒng)計(jì)，根據(jù)表4-5可以看到，股權(quán)集中指標(biāo)和托賓q值之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而H指數(shù)和托賓q值存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，而控制變量中資產(chǎn)負(fù)債率與其并沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的相關(guān)性。穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了確保前文提出的研究假設(shè)結(jié)果是可靠的，本文選用了替代性變量法，以101家企業(yè)的roe指標(biāo)代替了roa，對(duì)研究假設(shè)再次進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯