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    股權(quán)多元化對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的門限效應(yīng)分析

    2018-11-29 00:51:10陳璇雯何宗輝閆強(qiáng)明
    關(guān)鍵詞:國(guó)有股平方和集中度

    陳璇雯 何宗輝 閆強(qiáng)明

    關(guān)鍵字: 股權(quán)集中度; 國(guó)有股比例; 企業(yè)績(jī)效

    一、引言

    在大力發(fā)展混合所有制的經(jīng)濟(jì)背景下,推進(jìn)企業(yè)股權(quán)多元化改革是提升企業(yè)績(jī)效的關(guān)鍵。股權(quán)多元化可以讓更多資本進(jìn)入,增強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部相互制約機(jī)制,優(yōu)化公司的治理結(jié)構(gòu),促進(jìn)企業(yè)績(jī)效提升。但是股份多元化不代表股權(quán)越分散越好,恰恰相反,公司治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化需要保持一定的股權(quán)集中度,以利于股東對(duì)經(jīng)理人進(jìn)行有效監(jiān)督,從而降低代理成本,提升企業(yè)績(jī)效。股權(quán)多元化主要考慮股權(quán)集中度和國(guó)有股比例兩個(gè)方面,前者涉及股權(quán)結(jié)構(gòu),后者涉及股權(quán)性質(zhì)。

    股權(quán)集中度在一定程度上決定了企業(yè)控制權(quán)的分配,對(duì)企業(yè)重大事項(xiàng)的決策、監(jiān)督運(yùn)營(yíng)管理起著決定性的作用,因此會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。股權(quán)集中度改革的重點(diǎn)在于保持合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)和集中度。國(guó)有股比例的大小會(huì)直接影響企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì),產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異將導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部管理方式的不同,也會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。國(guó)有資本改革經(jīng)歷了從擴(kuò)大企業(yè)經(jīng)營(yíng)自主權(quán)、建立現(xiàn)代企業(yè)制度到推動(dòng)國(guó)有資產(chǎn)管理體制改革等歷程,改革的重點(diǎn)在于增強(qiáng)國(guó)有資本影響力,最優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部國(guó)有股份的比例,增強(qiáng)企業(yè)活力,提高企業(yè)績(jī)效。然而,單純的股權(quán)分散和縮減國(guó)有持股比例不一定有效,將股權(quán)集中度和國(guó)有持股比例保持在合理區(qū)間內(nèi)的適度水平,才能在最大化企業(yè)的績(jī)效的同時(shí),改進(jìn)公司創(chuàng)新能力與提升國(guó)有資本的影響力。

    國(guó)內(nèi)外與此相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩支。其一,討論了股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系,但尚未得出一致性的結(jié)論。Reyna等人通過(guò)分析墨西哥90家上市公司的數(shù)據(jù)認(rèn)為,股權(quán)集中能加大股東的監(jiān)督力度,從而有利于提升企業(yè)價(jià)值和經(jīng)營(yíng)績(jī)效*① Reyna J M S M,Vázquez R D,Valdés A L, “Corporate Governance, Ownership Structure and Performance in Mexico”,International Business Research,2012,5(11), p.12.;Jensen & Meckling研究?jī)?nèi)部持股比例和企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn),內(nèi)部持股比例與公司價(jià)值之間具有明顯的正向相關(guān)關(guān)系,公司價(jià)值隨著內(nèi)部持股比例的增加而增加[注]Jensen M C,Meckling W H, “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”,Journal of Financial Economics,1976,3(4), pp.305-360.;Shleifer & Vishny認(rèn)為,保持一定的股權(quán)集中度有利于大股東加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督,緩解企業(yè)內(nèi)部“搭便車”的問(wèn)題,從而降低治理成本,提高公司價(jià)值[注]Shleifer A,Vishny R W, “Large Shareholders and Corporate Control”,The Journal of Political Economy, 1986,94(3), pp.461-488.;李成和秦旭研究了中國(guó)十家上市銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系,認(rèn)為股權(quán)集中度與銀行績(jī)效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[注]李成、秦旭:《銀行股權(quán)集中度與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的相關(guān)性分析》,《金融理論與實(shí)踐》2008年第1期。,吳斌、黃明峰的研究認(rèn)同該觀點(diǎn)[注]吳斌、黃明峰:《股權(quán)集中度與風(fēng)險(xiǎn)投資企業(yè)績(jī)效相關(guān)性研究——來(lái)自深市中小板市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》,《科技進(jìn)步與對(duì)策》2011年第18期。;Demsetz & Lehn比較了1981年美國(guó)511家上市公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),股權(quán)集中度與經(jīng)營(yíng)績(jī)效沒有明顯的相關(guān)關(guān)系[注]Demsetz H,Lehn K, “The Structure of Corporate Ownership: Causes and Consequences”,The Journal of Political Economy,1985,93(6), pp.1155-1177.,朱武祥、宋勇也得出了類似的結(jié)論[注]朱武祥、宋勇:《企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值——對(duì)家電行業(yè)上市公司實(shí)證分析》,《經(jīng)濟(jì)研究》2001年第12期。。

    其二,探究國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效影響,多數(shù)學(xué)者認(rèn)為非國(guó)有控股企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效要優(yōu)于國(guó)有控股企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。Sun & Tong通過(guò)分析中國(guó)634家上市國(guó)有企業(yè)的數(shù)據(jù)得出,國(guó)有控股對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面的影響[注]Sun Q,Tong W H S, “China Share Issue Privatization: The Extent of Its Success”,Journal of Financial Economics,2003,70(2), pp.183-222.;徐曉東和陳小悅也發(fā)現(xiàn),非國(guó)有控股企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效比國(guó)有控股企業(yè)更高[注]徐曉東、陳小悅:《第一大股東對(duì)公司治理、企業(yè)業(yè)績(jī)的影響分析》,《經(jīng)濟(jì)研究》2003年第2期。;李善民和周木堂等認(rèn)為,民營(yíng)控股上市公司中,公司治理變量及控制變量對(duì)企業(yè)績(jī)效的解釋力度大于國(guó)有控股上市公司[注]李善民、周木堂、余鵬翼等:《最終所有權(quán)性質(zhì)、治理機(jī)制對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響研究》,《管理科學(xué)》2006年第5期。。但是,有學(xué)者認(rèn)為國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系。楊海蘭通過(guò)對(duì)山東省2005-2010年80家上市公司績(jī)效的進(jìn)行分析和假設(shè)檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)集團(tuán)和非國(guó)有企業(yè)集團(tuán)的上市公司企業(yè)績(jī)效并沒有明顯差別,國(guó)有控股不直接影響企業(yè)績(jī)效[注]楊海蘭:《企業(yè)集團(tuán)國(guó)有股權(quán)與上市公司績(jī)效的關(guān)系》,《山東社會(huì)科學(xué)》2014年第5期。。

    總而言之,大多學(xué)者主要采用線性回歸模型的方法探討了股權(quán)集中度、國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系。Merck證明股權(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在倒U型關(guān)系[注]Merck R,Shleifer A,Vishny R W, “Management Ownership and Market Valuation: An Empirical Analysis”, Journal of Financial Economics,1988,20(88), pp.293-315.。一般而言,這是通過(guò)引入股權(quán)集中度的平方項(xiàng)來(lái)解決,但是這種處理方法有兩個(gè)缺陷:第一,股權(quán)集中度與其平方項(xiàng)極有可能存在較強(qiáng)的共線性;第二,這種方法不能找到明確的分組界點(diǎn),只能大致驗(yàn)證關(guān)系,而本文引入的門限效應(yīng)分析能夠較好的解決以上問(wèn)題。門限效應(yīng)模型提供了一個(gè)新的漸進(jìn)分布理論來(lái)分析非線性關(guān)系,通過(guò)建立待估參數(shù)的置信區(qū)間,并利用bootstrap的方法來(lái)估計(jì)待檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性,不僅能夠估計(jì)出可能存在的拐點(diǎn)值,同時(shí)能對(duì)多個(gè)門限值的情況進(jìn)行估計(jì),可以更為精確的估計(jì)出變量之間的非線性關(guān)系。此外,當(dāng)前鮮有學(xué)者探討股權(quán)集中度、國(guó)有股比重與公司績(jī)效之間的非線性關(guān)系,國(guó)有股權(quán)比重、股權(quán)集中度的適度區(qū)間,以及在不同的行業(yè)間的異質(zhì)性等問(wèn)題,因此本文希望對(duì)以上問(wèn)題進(jìn)行探究。

    本文首先梳理了股權(quán)集中度、國(guó)有股比例與公司績(jī)效相關(guān)文獻(xiàn),提出股權(quán)集中度、國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效的非線性關(guān)系的理論機(jī)制。選用2010年至2014年主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)2400多家上市公司的面板數(shù)據(jù)作為樣本,基于門限回歸的方法,研究發(fā)現(xiàn)對(duì)主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)而言,股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響均存在顯著的單一門限效應(yīng)。對(duì)成熟的主板市場(chǎng)企業(yè)而言,由于企業(yè)規(guī)模大、生產(chǎn)相對(duì)成熟,股權(quán)多元化改革則可以進(jìn)一步深化,即保持股權(quán)集中度在0-0.0170范圍內(nèi)有利于企業(yè)業(yè)績(jī)的提升。此外,降低國(guó)有股份比例有利于公司績(jī)效的提升。對(duì)于處于成長(zhǎng)起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)企業(yè),由于企業(yè)規(guī)模小、產(chǎn)品創(chuàng)新性強(qiáng),股權(quán)多元化改革不能操之過(guò)急,即股權(quán)集中度處于0-0.2123范圍內(nèi)較優(yōu)。處于成長(zhǎng)起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)企業(yè)的股權(quán)集中度的門限值要高于主板市場(chǎng)。除引言外,本文余下結(jié)構(gòu)是:第二部分是理論機(jī)制、研究假說(shuō)與實(shí)證策略;第三部分是數(shù)據(jù)處理、變量選擇與固定效應(yīng)分析;第四部分是門限回歸實(shí)證結(jié)果分析;第五部分進(jìn)一步分析創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng),以探討不同類型企業(yè)的股權(quán)集中度的適度區(qū)間;第六部分是本文的結(jié)論及政策啟示。

    二、理論機(jī)制與實(shí)證策略

    (一)股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效非線性關(guān)系的理論機(jī)制

    隨著現(xiàn)代公司制度的建立,公司所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離,企業(yè)所有者保留剩余索取權(quán),讓渡經(jīng)營(yíng)權(quán)。和企業(yè)所有者相比,經(jīng)營(yíng)者直接參與機(jī)構(gòu)管理,往往比所有者掌握有更多關(guān)于企業(yè)的信息。在信息非對(duì)稱的環(huán)境下,所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離容易催生公司經(jīng)營(yíng)管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)行為。此外,公司所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離后,在理性人假設(shè)下,公司所有者與經(jīng)營(yíng)者所追求的目標(biāo)也不同,公司所有者希望公司價(jià)值最大化,而經(jīng)營(yíng)者所追求的是個(gè)人工資、津貼收入最大化,因此經(jīng)營(yíng)者可能會(huì)做出損害公司利益但能提升自己業(yè)績(jī)表現(xiàn)的行為,偏離所有者要求的企業(yè)價(jià)值最大化的目標(biāo)。因此保持一定的股權(quán)集中度有利于股東對(duì)經(jīng)理人實(shí)施有效監(jiān)督,從而降低代理成本,提升企業(yè)價(jià)值。

    但是股權(quán)的過(guò)度集中也會(huì)導(dǎo)致企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的失衡,股東之間權(quán)力制衡機(jī)制乏力,“共治”作用隱而不顯,從而不利于企業(yè)績(jī)效的改善。市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)表明,在保持一定股權(quán)集中的情況下,股權(quán)制衡程度高的企業(yè)往往能規(guī)避企業(yè)股東侵害公司利益的風(fēng)險(xiǎn),能夠有效防止大股東損害小股東利益的行為,避免大股東權(quán)力的濫用,從而提高企業(yè)績(jī)效。因此保持各股東之間股權(quán)制衡的良好局面,有利于提升企業(yè)績(jī)效。

    Mcconnell & Sewaes以美國(guó)上市公司作為研究樣本,發(fā)現(xiàn)股東持股比例與公司績(jī)效之間呈現(xiàn)出顯著的門限效應(yīng),門限值分別為40%和50%,低于前一個(gè)門限值時(shí),公司績(jī)效與持股比例正相關(guān),而當(dāng)持股比例在兩個(gè)門限值之間時(shí),公司績(jī)效隨著持股比例的增加而下降,二者負(fù)相關(guān)[注]Mcconnell J J,Servaes H,“Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value”,Journal of Financial Economics,1990,27(2), pp.595-612.。王雪平等利用2009-2014年的湖北省上市公司數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在負(fù)向門限效應(yīng),不同的股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的效應(yīng)有顯著差異,隨著股權(quán)集中度的提高,企業(yè)績(jī)效逐漸降低,并且股權(quán)集中度對(duì)于公司績(jī)效的抑制作用隨著股權(quán)集中度的提高呈現(xiàn)逐漸減弱的趨勢(shì)[注]王雪平、王小平:《股權(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在門檻效應(yīng)嗎?》,《財(cái)會(huì)通訊》2017年第23期。。馬嵐使用創(chuàng)業(yè)板面板數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在顯著的單一門限效應(yīng)。在跨越門限前,股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的影響顯著為正,但在跨越門限值后,正向作用顯著降低且不再顯著[注]馬嵐:《創(chuàng)業(yè)板股權(quán)集中度與公司績(jī)效——基于面板數(shù)據(jù)的門檻效應(yīng)研究》,《浙江金融》2016年第8期。。

    綜上所述,可以初步判斷股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間可能存在顯著的門限效應(yīng)。當(dāng)企業(yè)從完全的股權(quán)分散(即股權(quán)集中度接近于0)向適度的股權(quán)集中轉(zhuǎn)變時(shí),由于內(nèi)部監(jiān)管的提升,能夠有效降低代理成本從而提高企業(yè)績(jī)效。但是當(dāng)股權(quán)集中度超過(guò)適度水平時(shí),過(guò)度的股權(quán)集中度會(huì)破壞企業(yè)股權(quán)的制衡結(jié)構(gòu),提高大股東股權(quán)濫用的風(fēng)險(xiǎn),從而不利于企業(yè)績(jī)效的提高。因此,提出如下假說(shuō):

    假說(shuō)1:上市公司股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限值,即上市公司股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效之間存在非線性關(guān)系。

    創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)區(qū)別于主板市場(chǎng)的地方在于,在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上市的公司多為創(chuàng)業(yè)型企業(yè)、中小企業(yè)和高科技產(chǎn)業(yè)企業(yè)。這些企業(yè)具備一些共同的特質(zhì):企業(yè)規(guī)模較小并且多處于企業(yè)生命周期中的成長(zhǎng)起步階段。對(duì)于這類企業(yè)而言,大量的股份往往掌握在核心團(tuán)隊(duì)手中,保持較高的股權(quán)集中度有利于充分發(fā)揮核心團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)作用,避免在公司創(chuàng)立初期產(chǎn)生方向性的錯(cuò)誤,因而也更有利于企業(yè)績(jī)效的提高。隨著股權(quán)集中度的進(jìn)一步提高,一旦超過(guò)適度規(guī)模,同樣也會(huì)因?yàn)楣蓹?quán)制衡機(jī)制的破壞而不利于企業(yè)績(jī)效的改善。因此,創(chuàng)業(yè)板上市公司和主板市場(chǎng)上市公司在企業(yè)規(guī)模和發(fā)展階段上具有顯著的差異。創(chuàng)業(yè)板上市公司是處于生命周期成長(zhǎng)階段的企業(yè),創(chuàng)始人在公司成長(zhǎng)過(guò)程中往往是決策者,許多涉及公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的重大決策的作出都與創(chuàng)始人息息相關(guān),創(chuàng)始人對(duì)公司的控制權(quán)決定著公司發(fā)展的方向和成長(zhǎng)速度。因此,對(duì)中小企業(yè)和創(chuàng)業(yè)公司而言,其股權(quán)集中度要普遍高于主板市場(chǎng)上的企業(yè),中小企業(yè)及創(chuàng)業(yè)公司股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能存在更高的門限值??梢圆聹y(cè),在股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限的情況下,創(chuàng)業(yè)板上市公司的門限值要高于主板市場(chǎng)上市公司的門限值。因此,提出如下假說(shuō):

    推論1:創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)股權(quán)集中度的門限值要高于主板市場(chǎng)股權(quán)集中度門限值。

    (二)國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效非線性關(guān)系的理論機(jī)制

    國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的研究主要圍繞企業(yè)內(nèi)部股權(quán)性質(zhì)的問(wèn)題展開。和其他性質(zhì)的股權(quán)相比,國(guó)有股權(quán)產(chǎn)權(quán)不明晰,國(guó)有企業(yè)所有者缺位,公司管理者在企業(yè)內(nèi)容擁有極大的話語(yǔ)權(quán),在缺乏監(jiān)督的情況下,權(quán)力的擴(kuò)張容易觸發(fā)管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)行為,背離公司價(jià)值最大化的目標(biāo),對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不良的影響。國(guó)有上市公司因股權(quán)結(jié)構(gòu)單一,國(guó)有股比例一家獨(dú)大,公司內(nèi)部股權(quán)制衡機(jī)制作用不顯,容易出現(xiàn)小股東權(quán)益被侵占的情況;在股權(quán)過(guò)度分散的情況下,小股東參與公司治理的熱情不高,在企業(yè)監(jiān)管治理方面會(huì)出現(xiàn)小股東“搭便車”的行為。此外,國(guó)有上市公司中常見的行政干預(yù)會(huì)導(dǎo)致行政目標(biāo)與所有者目標(biāo)偏離,不利于企業(yè)績(jī)效的提高,導(dǎo)致國(guó)有控股企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理效率低下。但也有研究表明,國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間具備正向相關(guān)關(guān)系,原因在于,政府對(duì)國(guó)有企業(yè)在補(bǔ)貼支出和政策支持方面具有更多的傾斜,補(bǔ)貼收入形成企業(yè)正向的現(xiàn)金流,能夠增加會(huì)計(jì)利潤(rùn)或者彌補(bǔ)營(yíng)業(yè)虧損,從而改善經(jīng)營(yíng)績(jī)效,出現(xiàn)國(guó)有股比例越高,企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效越好的表象,朱靜、何進(jìn)日等人的研究也表明國(guó)有股與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)[注]朱靜:《公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》,《貴州財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)》2011年第4期。[注]何進(jìn)日、喻美:《股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的相關(guān)性研究——以我國(guó)A股石油類上市公司為例》,《湖南師范大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)》2009年第1期。。

    綜上所述,可初步判斷國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間不是簡(jiǎn)單的線性相關(guān)關(guān)系??赡艽嬖谝粋€(gè)適度的比例區(qū)間,在該區(qū)間內(nèi)國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向的影響,當(dāng)超過(guò)這個(gè)區(qū)間后,國(guó)有股對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能出現(xiàn)性質(zhì)的翻轉(zhuǎn)或者系數(shù)的變化。基于此,提出以下猜測(cè):

    假說(shuō)2:國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限值,在該區(qū)間內(nèi)國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向的影響,當(dāng)超過(guò)這個(gè)區(qū)間后,國(guó)有股對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能出現(xiàn)負(fù)面效果。

    (三)門限回歸方法介紹

    為了研究股權(quán)集中度、國(guó)有股比例和企業(yè)績(jī)效之間的非線性關(guān)系,本文選用1999年Hansen提出的門限面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行研究[注]Hansen B E, “Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference”,Journal of Econometrics,1999,93(2), pp.345-368.,根據(jù)門限變量(Threshold variable)自身的特點(diǎn)來(lái)決定不同的結(jié)構(gòu)變化點(diǎn),將樣本劃分為不同的區(qū)間并估計(jì)各區(qū)間內(nèi)變量之間的關(guān)系。該方法的主要優(yōu)點(diǎn)在于以殘差平方和最小化為條件確定門限值,并通過(guò)bootstrap等抽樣方法檢驗(yàn)門限值的顯著性,克服了主觀設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的偏誤,能夠更為準(zhǔn)確的估計(jì)出樣本非線性的結(jié)構(gòu)變化。

    三、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源及描述

    (一)變量選擇及相關(guān)理論依據(jù)

    根據(jù)本文研究的內(nèi)容,選取如下指標(biāo)構(gòu)建模型:

    被解釋變量是企業(yè)績(jī)效,選用總資產(chǎn)收益率作為替代變量,以符號(hào)“ROA”表示,一般而言公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效越好,資產(chǎn)收益率越高。

    解釋變量是股權(quán)集中度和國(guó)有股比例,其中股權(quán)集中度用前十大股東持股比例平方和作為替代變量,以符號(hào)“Tensquare”表示,前十大股東持股比例平方和越大代表股權(quán)集中度越高,選用該指標(biāo)的原因在于,該指標(biāo)既解決單位量綱的問(wèn)題,同時(shí)還能考察前十大股東的分布是否均勻。因?yàn)樵趯?duì)持股比例取平方后,將會(huì)出現(xiàn)馬太效應(yīng),即強(qiáng)者越強(qiáng)而弱者越弱,即比例大的平方與比例小的平方之間的差距將拉大,從而突出股東持股比例之間的差距。一般而言,該指數(shù)若小于0.25則說(shuō)明前10位股東的持股比例相對(duì)比較均衡,即股權(quán)分散比較明顯。而該指數(shù)越接近1,說(shuō)明前10位股東的持股比例差距越大,即大股東絕對(duì)控股優(yōu)勢(shì)越明顯。國(guó)有股比例用企業(yè)國(guó)有持股比例作為替代變量,以符號(hào)“Rstateshare”表示,國(guó)有股比例越高表示企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)中的“國(guó)有”性質(zhì)越明顯。除了股權(quán)集中度和國(guó)有股比例之外,境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負(fù)債率和資本積累率等也可能對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響,因此在本文研究的模型中對(duì)這些變量加以控制,將資產(chǎn)負(fù)債率和資本積累率、境內(nèi)法人股比例等作為模型的控制變量納入分析研究,分別以符號(hào)“Cumulasset”“Assetloan”和“Rdoshare”表示。

    控制變量的選取基于如下依據(jù),資產(chǎn)負(fù)債率是企業(yè)總負(fù)債和總資產(chǎn)的比值,一方面,資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)通過(guò)舉債經(jīng)營(yíng),逐步擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模,開拓市場(chǎng),增強(qiáng)企業(yè)活力,最終能增加企業(yè)績(jī)效;另一方面,資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本也相對(duì)較高,企業(yè)管理者需要花費(fèi)更多的時(shí)間控制企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn),時(shí)間成本的增加會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效造成負(fù)面的影響。資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響有正有負(fù),其具體影響的大小需要結(jié)合同行業(yè)、同規(guī)模、從事相似經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)企業(yè)的平均水平來(lái)看,但能肯定的是資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績(jī)效之間存在相關(guān)性,楊蕙馨等、謝德明等、徐加佳的研究都已經(jīng)證明資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的影響[注]楊蕙馨、王胡峰:《國(guó)有企業(yè)高層管理人員激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效實(shí)證研究》,《南開經(jīng)濟(jì)研究》2006年第4期。[注]謝德明、李朝暉、丁煥強(qiáng)等:《金字塔結(jié)構(gòu)下兩權(quán)分離損害企業(yè)績(jī)效嗎?——基于民營(yíng)化后上市公司經(jīng)濟(jì)效果的實(shí)證研究》,《現(xiàn)代管理科學(xué)》2010年第12期。[注]徐加佳:《債務(wù)融資對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)上市公司的績(jī)效影響研究》,《生產(chǎn)力研究》2015年第6期。。資本積累率是企業(yè)所有者權(quán)益增長(zhǎng)額與上一年所有者權(quán)益的比率,資本積累率一定程度上代表了企業(yè)資本的積累能力,是評(píng)價(jià)企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ闹匾笜?biāo)。資本積累率高的企業(yè)資本增長(zhǎng)速度快,發(fā)展?jié)摿薮?,可用資本充足,企業(yè)擴(kuò)大再生產(chǎn)的能力也就越強(qiáng),因此會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。胡鐵軍等的研究也證明了資本積累率與企業(yè)績(jī)效之間的相關(guān)性[注]胡鐵軍、關(guān)明坤、李焱斌等:《股權(quán)分置改革后上市公司高管激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究》,《遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報(bào)》2008年第1期。。境內(nèi)法人股是指企業(yè)法人或具有法人資格的事業(yè)單位和社會(huì)團(tuán)體,以其依法可支配的資產(chǎn),向股份有限公司非上市流通股權(quán)部分投資所形成的股份,境內(nèi)法人股比重越高,公司股票流動(dòng)性越差,也就越不利于企業(yè)投融資活動(dòng)的開展,進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的惡化,這一研究結(jié)論也得到了其他學(xué)者的證實(shí)。例如劉霞等、黃德紅等的研究,均表明境內(nèi)法人股比例與企業(yè)績(jī)效之間存在相關(guān)關(guān)系[注]劉霞、林燕:《股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效》,《華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2003年第5期。[注]黃德紅、李彤:《湖北省上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究》,《湖北大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)》2014年第5期。。

    (二)數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

    文章的樣本為2010-2014年上海證券交易所與深圳證券交易所2108家上市公司,數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中的中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫(kù),見表1。為了避免財(cái)務(wù)狀況異常樣本可能對(duì)研究造成的不利影響,剔除ST、*ST公司及其他交易狀態(tài)為非正常的公司;為了保持樣本的連續(xù)性和可比較性,同時(shí)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平衡面板處理。為了對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單處理和模型估計(jì),采用STATA13.0分析工具來(lái)實(shí)現(xiàn)。

    表1選擇性變量的描述性統(tǒng)計(jì)

    表1的描述性統(tǒng)計(jì)表所使用的每個(gè)變量的樣本量為10470,其中,變量股權(quán)集中度最高值為0.8,最小值為0.0005,均值為0.171,由此初步得出,我國(guó)的股權(quán)集中度的均值比較高;另一個(gè)關(guān)心的變量國(guó)有股比例最高值為0.862,最低值為0,均值為0.0551,從平均意義上看,當(dāng)前我國(guó)的國(guó)有比例并不高;但是從個(gè)別企業(yè)來(lái)看,我國(guó)的國(guó)有股比例還是非常高??梢?,當(dāng)前我國(guó)的股權(quán)多元化改革從股權(quán)集中度和國(guó)有股比例的兩個(gè)維度還有很大改革空間。

    四、門限回歸實(shí)證結(jié)果分析

    通過(guò)門限回歸的方法檢驗(yàn)上述理論機(jī)制的假說(shuō)與推論,即分別以股權(quán)集中度和國(guó)有股比例作為門限變量對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析??紤]到企業(yè)所處發(fā)展階段的影響,對(duì)處于成長(zhǎng)起步階段的企業(yè)而言,股權(quán)多元化改革與企業(yè)績(jī)效的關(guān)聯(lián)性可能呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn),因此本文分別對(duì)全樣本、主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行異質(zhì)性的探討。

    (一)對(duì)股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證分析

    在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行門限分析之前,需要進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn),檢驗(yàn)門限值是否真實(shí)存在。如果F統(tǒng)計(jì)量大于對(duì)應(yīng)的臨界值,就拒絕原假設(shè),即存在門限效應(yīng),如果F統(tǒng)計(jì)量的值小于對(duì)應(yīng)的臨界值,就不能拒絕原假設(shè),即不存在門限效應(yīng)。但是問(wèn)題是F統(tǒng)計(jì)量的分布是未知的,因此無(wú)法求得對(duì)應(yīng)的臨界值,從而難以做出是否拒絕原假設(shè)的判斷。為了解決該問(wèn)題,Hansen提出通過(guò)“自體抽樣法”(Bootstrap)來(lái)獲得F統(tǒng)計(jì)量的一階漸進(jìn)分布,并計(jì)算出經(jīng)驗(yàn)P值來(lái)判斷是否拒絕原假設(shè)。

    以股權(quán)集中度的代理變量(前十大股東持股比例平方和)作為門限變量,以企業(yè)績(jī)效的代理變量(資產(chǎn)收益率)作為因變量,以境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負(fù)債率、資本積累率和國(guó)有股比例等作為控制變量,對(duì)全樣本數(shù)據(jù)、主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)分布進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn),門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果及置信區(qū)間估計(jì)如表2所示。

    表2對(duì)前十大股東持股比例平方和的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

    注:***表示在1%的顯著性水平下顯著;F統(tǒng)計(jì)量和P值分別由300次的Bootstrap自抽樣得到。

    從表2門限效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果可知,以前十大股東持股比例平方和作為門限變量時(shí),對(duì)于全樣本的上市公司來(lái)說(shuō),其對(duì)資產(chǎn)收益率的影響具有單一門限效應(yīng),單一門限檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量值為64.27,對(duì)應(yīng)的P值為0.02,小于5%的置信水平,因此拒絕原假設(shè),可以認(rèn)為前十大股東持股比例平方和對(duì)資產(chǎn)收益率的影響具有顯著的門限效應(yīng),也可以反映出股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間存在著非線性關(guān)系的特點(diǎn)。雙重門限檢驗(yàn)和三重門限檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值分別為1和0.43,即使在0.1的置信水平下,仍然不能拒絕原假設(shè),因此認(rèn)為前十大股東持股比例平方和與資產(chǎn)收益率之間不存在雙重和三重的門限效應(yīng)。對(duì)于主板上市公司來(lái)說(shuō),前十大股東持股比例平方和對(duì)資產(chǎn)收益率的門限效應(yīng)是一樣,都在5%的置信水平下存在單一門限效應(yīng),而雙重門限檢驗(yàn)和三重門限檢驗(yàn)不顯著。對(duì)于創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的上市公司來(lái)說(shuō),股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效之間存在顯著的門限效應(yīng),在10%的顯著性水平下,假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕了“不存在單一門限效應(yīng)”的原假設(shè),因此股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在單一門限值,同樣雙重門限和三重門限效應(yīng)檢驗(yàn)不能拒絕原假設(shè),所以股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不存在雙重和三重門限效應(yīng)。

    基于上述分析可知股權(quán)集中度在全樣本、主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)分別對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在單一門限效應(yīng),期門限值及95%置信區(qū)間估計(jì)如表3所示。

    表3單一門限的置信區(qū)間估計(jì)

    注:***表示在1%的顯著性水平下顯著。

    如表3所示,在全樣本中,股權(quán)集中度的單一門限的門限值估計(jì)值是0.0178,對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間估計(jì)是[0.0123, 0.0223],單一門限值將樣本劃分為兩個(gè)不同的區(qū)間;在主板市場(chǎng)上,在1%的顯著性水平下,股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響也僅存在單一門限效應(yīng),對(duì)應(yīng)的單一門限值為0.0170,區(qū)間估計(jì)為[0.0117, 0.0217],所以主板市場(chǎng)的樣本可以劃分為兩個(gè)不同的區(qū)間。在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng),單一門限效應(yīng)的顯著性雖然沒有全樣本和主板市場(chǎng)的門限效應(yīng)顯著,但是仍在10%的顯著性水平下是顯著的,且門限值估計(jì)是0.2123,對(duì)應(yīng)的95%區(qū)間估計(jì)為[0.2052, 0.2146],可以根據(jù)前十大股東持股比例平方和序列自身的特征,把創(chuàng)業(yè)板上市公司的樣本數(shù)據(jù)劃分為兩個(gè)子樣本,第一個(gè)子樣本對(duì)應(yīng)的前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0, 0.2123]范圍內(nèi),第二個(gè)子樣本對(duì)應(yīng)的前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0.2123, 1]范圍內(nèi)?;谝陨纤蟹治觯瑢?duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司的樣本數(shù)據(jù)同樣建立(1)式所示的單一門限模型。

    綜上所述,本文的考慮對(duì)全樣本數(shù)據(jù)、主板市場(chǎng)數(shù)據(jù)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)數(shù)據(jù)建立單一重門限模型,如式(1)所示:

    (1)

    其中,yit是被解釋變量,表示公司績(jī)效,以資產(chǎn)收益率作為替代變量;xit是解釋變量,表示股權(quán)集中度,以前十大股東持股比例平方和作為替代變量;qit是門限變量(前十大股東持股比例平方和);contr表示控制變量組,包括境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負(fù)債率、資本積累率和國(guó)有股比例等;εit是隨機(jī)誤差項(xiàng);γ是門限值,根據(jù)門限值估計(jì)的結(jié)果可知,在全樣本中γ取0.0178,在主板市場(chǎng)中γ取0.0170,在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)中γ取0.2123;β1和β2是xit的系數(shù)。其中I(·)表示指示函數(shù),當(dāng)滿足括號(hào)內(nèi)的條件時(shí)I(·)取值為1,不滿足時(shí)取值為0。通過(guò)(1)式的單一門限模型,將擬合數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間分為兩個(gè)的區(qū)間,并在不同區(qū)間內(nèi)對(duì)所有參數(shù)進(jìn)行估計(jì),得到不同的估計(jì)系數(shù)。

    基于以上所有分析,對(duì)全樣本、主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)同樣建立(1)式所示的單一門限模型。根據(jù)(1)式建立的計(jì)量模型,對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行門限回歸,參數(shù)估計(jì)的結(jié)果如表4所示。

    表4股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的門限回歸結(jié)果

    注:括號(hào)的值為標(biāo)準(zhǔn)誤,***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

    在全樣本數(shù)據(jù)中,根據(jù)門限估計(jì)值0.0178,將樣本劃分為兩個(gè)區(qū)間,在各自的區(qū)間內(nèi)分別對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。因?yàn)榍笆蠊蓶|持股比例平方和最小可以接近于0,最大可以為1,所以對(duì)應(yīng)的兩個(gè)區(qū)間分別為(0, 0.0178]與(0.0178, 1]。在以上兩個(gè)區(qū)間范圍內(nèi)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析和參數(shù)估計(jì),參數(shù)估計(jì)的結(jié)果表明,在前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0, 0.0178]內(nèi)時(shí),其對(duì)資產(chǎn)收益率的影響最為顯著,即前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)績(jī)效(ROA)將會(huì)提高83.9311%,企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)集中度的增加而增加。而當(dāng)前十大股東持股比例平方和超過(guò)0.0178,位于(0.0178, 1]區(qū)間范圍內(nèi)時(shí),其對(duì)資產(chǎn)收益率的估計(jì)系數(shù)變?yōu)樨?fù)值,即前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)績(jī)效(ROA)將會(huì)減少0.5368%,此時(shí)股權(quán)集中度的提高反而不利于企業(yè)績(jī)效的增加。但是,從系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看,在區(qū)間(0, 0.0178]內(nèi),參數(shù)估計(jì)對(duì)應(yīng)的P值為0,在1%的顯著性水平下可以認(rèn)為參數(shù)估計(jì)的結(jié)果是顯著的,在區(qū)間(0.0178, 1]內(nèi),參數(shù)估計(jì)對(duì)應(yīng)的P值為0.12,在10%的顯著性水平無(wú)差異于零,但是也可以看出股票集中度一旦超過(guò)這個(gè)臨界值就沒有顯著的正的影響力。因此可以判斷股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響呈現(xiàn)出明顯的階段性特點(diǎn),當(dāng)前十大股東持股比例平方和(Tensquare)小于(等于)0.0178時(shí),企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)集中度的提高而提高,當(dāng)前十大股東持股比例平方和大于0.0178時(shí),企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)集中度的提高而沒有任何促進(jìn)作用,即股權(quán)集中度對(duì)所有上市企業(yè)績(jī)效具有非線性的影響。

    再分析各控制變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)果,發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國(guó)有股比例(Rstateshare)和資產(chǎn)負(fù)債率(Assetloan)對(duì)企業(yè)績(jī)效(ROA)的影響為負(fù),而資本積累率(Cumulasset)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響為正,所有控制變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)果在10%的顯著性水平下均為顯著,模型擬合效果較好,擬合的模型為:

    ROA=0.6031+83.9311×Tensquare×I(Tensquare≤0.0178)-0.5368×Tensquare

    ×I(Tensquare>0.0178)-0.3848×Rdoshare-1.079×Assetloan

    +0.0003×Cumulasset-0.2485×Rstateshare+εit

    (2)

    在主板市場(chǎng)上,從門限參數(shù)估計(jì)的結(jié)果可知,當(dāng)前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0,0.170]內(nèi)時(shí),前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)績(jī)效提高101.9264%;當(dāng)股權(quán)集中度(前十大股東持股比例平方和)超過(guò)0.0170的門限值后,其對(duì)資產(chǎn)收益率的估計(jì)系數(shù)變?yōu)樨?fù)值,前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn),即前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)績(jī)效(ROA)將會(huì)減少0.5249%,此時(shí)股權(quán)集中度的提高反而不利于企業(yè)績(jī)效的增加,但是在10%的顯著性水平無(wú)差異于零,盡管如此,股票集中度一旦超過(guò)這個(gè)臨界值就沒有顯著的正的影響力。此外,從分析各控制變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)果,發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國(guó)有股比例(Rstateshare)和資產(chǎn)負(fù)債率(Assetloan)對(duì)企業(yè)績(jī)效(ROA)的影響為負(fù),而資本積累率(Cumulasset)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響為正,所有控制變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)果在10%的顯著性水平下均為顯著,這一結(jié)果與全樣本數(shù)據(jù)回歸結(jié)果基本一致。

    ROA=0.6242+101.9264×Tensquare×I(Tensquare≤0.0178)-0.5249×Tensquare

    ×I(Tensquare>0.0178)-0.4124×Rdoshare-1.079×Assetloan

    +0.00027×Cumulasset-0.2593×Rstateshare+εit

    (3)

    在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上,從門限參數(shù)估計(jì)的結(jié)果可知,當(dāng)前十大股東持股比例平方和在區(qū)間(0, 0.2123]內(nèi)時(shí),前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)績(jī)效提高0.381個(gè)百分點(diǎn);當(dāng)股權(quán)集中度(前十大股東持股比例平方和)超過(guò)0.2123的門限值后,前十大股東持股比例平方和每提高一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)績(jī)效提高0.22個(gè)百分點(diǎn)。從參數(shù)估計(jì)的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,兩個(gè)參數(shù)估計(jì)值對(duì)應(yīng)的假設(shè)檢驗(yàn)P值均為0.00,在1%的顯著性水平下顯著。

    再分析各控制變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)果,發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人持股比例(Rdoshare)、國(guó)有股比例(Rstateshare)、資產(chǎn)負(fù)債率(Assetloan)和資本積累率(Cumulasset)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響均為正,但只有資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)累計(jì)率對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著。對(duì)創(chuàng)業(yè)板樣本數(shù)據(jù)建立的單一門限擬合模型如下:

    ROA=0.0016+0.3818×Tensquare×I(Tensquare≤0.2123)-0.2197×Tensquare

    ×I(Tensquare>0.2123)-0.0143×Rdoshare+0.0432×Assetloan

    +0.0067×Cumulasset-0.0195×Rstateshare+εit

    (4)

    綜上,不同企業(yè)處于不同的發(fā)展階段,對(duì)于主板市場(chǎng)的企業(yè)來(lái)說(shuō),發(fā)展相對(duì)成熟,企業(yè)規(guī)模龐大,正處于企業(yè)生命周期的成熟階段。對(duì)于這類企業(yè)而言,股權(quán)多元化改革的力度要相對(duì)較大,以打破現(xiàn)階段的股權(quán)結(jié)構(gòu),因此能夠使股權(quán)多元化改革達(dá)到效用最大化的股權(quán)集中度水平也相對(duì)較低,根據(jù)上述門限分析的結(jié)果,對(duì)于主板市場(chǎng)上的成熟企業(yè)而言,當(dāng)股權(quán)集中度處于(0, 0.0170]范圍內(nèi)時(shí),股權(quán)多元化改革的效用能達(dá)到最大。對(duì)處于成長(zhǎng)起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)企業(yè)來(lái)說(shuō),股權(quán)多元化同樣存在適度水平,即保持股權(quán)集中度在(0, 0.2123]范圍內(nèi)時(shí),每提高一單位股權(quán)集中度能帶來(lái)的單位效用最大,前十大股東持股比例平方和每增加一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.381個(gè)百分點(diǎn);當(dāng)股權(quán)集中度超過(guò)0.2123時(shí),企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)集中度的提高而提高,但增加幅度略微減緩,即前十大股東持股比例平方和每增加一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.22個(gè)百分點(diǎn)。

    (二)對(duì)國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證分析

    以國(guó)有股比例作為門限變量,以企業(yè)績(jī)效的代表變量資產(chǎn)收益率作為因變量,以境內(nèi)法人股比例、資產(chǎn)負(fù)債率、資本積累率和前十大股東持股比例平方和等作為控制變量,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn),門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果及置信區(qū)間估計(jì)如表5所示。

    表5對(duì)國(guó)有股比例的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

    從表5顯示的數(shù)據(jù)可知,國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不存在門限效應(yīng),在各類樣本數(shù)據(jù)不同門限效應(yīng)檢驗(yàn)下的P值都要大于10%的顯著性水平,因此不能拒絕原假設(shè),即不存在門限效應(yīng)。可以認(rèn)為國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不具有非線性的特點(diǎn),兩者之間更有可能是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系,因此對(duì)樣本數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)模型,估計(jì)隨個(gè)體而不隨時(shí)間變化的影響。建立固定效應(yīng)模型對(duì)應(yīng)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表6所示。

    表6國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的固定效應(yīng)模型

    注:括號(hào)的值為標(biāo)準(zhǔn)誤,***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

    從表6可知,國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)的關(guān)系,即國(guó)有持股比例(Rstateshare)每提高一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)資產(chǎn)收益率就會(huì)減少0.242個(gè)百分點(diǎn),兩者之間呈現(xiàn)出反向變化的趨勢(shì)。從參數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看,國(guó)有股比例對(duì)應(yīng)的參數(shù)檢驗(yàn)的P值要小于10%的顯著性水平,所以該參數(shù)的估計(jì)值是顯著的,國(guó)有企業(yè)持股比例的增加反而會(huì)導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效的減少。再觀察其它控制變量,發(fā)現(xiàn)境內(nèi)法人股持股比例(Rdoshare)、資產(chǎn)負(fù)債率(Assetloan)、前十大股東持股比例平方和(Tensquare)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是為負(fù)的,而資本積累率(Cumulasset)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響為正,但這種正向作用很微弱,當(dāng)資本積累率提高一個(gè)百分點(diǎn)時(shí),企業(yè)績(jī)效僅增加0.00028個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)樣本數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)模型,最終建立的模型方程如下式所示。

    ROA=0.662-0.242×Rstateshare-0.757×Tensquare-0.421×Rdoshare
    -1.079×Assetloan+0.00028×Cumulasset+εit

    (5)

    在表6的回歸中,國(guó)有持股比例與企業(yè)的資產(chǎn)收益率雖然存在顯著的負(fù)相關(guān)的關(guān)系,但是這種關(guān)系不一定穩(wěn)健,因?yàn)樵跇颖局写罅康纳鲜衅髽I(yè)其國(guó)有持股比例為0,兩者之間的真實(shí)關(guān)系可能會(huì)被掩蓋。為此,將中國(guó)有持股比例為0的樣本刪除之后,進(jìn)一步將樣本分為主板市場(chǎng)和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng),同時(shí)加入國(guó)有持股比例的二次項(xiàng)[注]不采用面板門限模型是因?yàn)闃颖緮?shù)量的限制導(dǎo)致不能估計(jì),因此采用二次項(xiàng)的估計(jì)方式。,來(lái)探究國(guó)有持股比例與企業(yè)資產(chǎn)回報(bào)率之間的關(guān)系回歸結(jié)果如表7所示。

    注:括號(hào)里為t值,***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

    在上述回歸中,可以觀察到:首先,在主板市場(chǎng)中,國(guó)有持股比例與公司的資產(chǎn)回報(bào)率相關(guān)性并不顯著;在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)中,國(guó)有持股比例對(duì)發(fā)展初期的公司存在明顯的先正后負(fù)的關(guān)系,即對(duì)于發(fā)展初期的公司,當(dāng)國(guó)有企業(yè)的持股比例處于較低的水平時(shí),國(guó)有持股比例的上升有利于公司業(yè)績(jī)的增長(zhǎng)。當(dāng)國(guó)有持股比例持續(xù)增長(zhǎng)并超過(guò)一定限度后,會(huì)導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效下降。公司在發(fā)展初期時(shí),更依賴于融資,國(guó)有資產(chǎn)的入股有助于公司獲得貸款以及政策方面的支持,隨著國(guó)有持股比例的上升,其帶來(lái)的好處可能會(huì)因股權(quán)多元化程度的降低而抵消,此結(jié)論也與第一部分結(jié)論相呼應(yīng)。

    五、結(jié)論

    基于以上分析,得出如下結(jié)論:第一,對(duì)處于成熟階段的主板市場(chǎng)企業(yè)而言,股權(quán)多元化存在一個(gè)適度水平,即保持股權(quán)集中度在(0, 0.0170]范圍內(nèi)的同時(shí),盡可能減持國(guó)有股份比例。從固定效應(yīng)模型和門限分析的結(jié)果來(lái)看,主板市場(chǎng)企業(yè)國(guó)有股比例與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系和企業(yè)所處的發(fā)展階段相關(guān),其對(duì)于發(fā)展初期的企業(yè)影響更為顯著。從固定效應(yīng)模型來(lái)看,需要將國(guó)有持股比例控制在合理范圍內(nèi),對(duì)于企業(yè)的發(fā)展最為有利。對(duì)股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系而言,單一門限效應(yīng)顯著,在區(qū)間(0, 0.0170]內(nèi)前十大股東持股比例平方和每增加一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)資產(chǎn)收益率增加101.93個(gè)百分點(diǎn),股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用最明顯,因此要在股權(quán)多元化過(guò)程中將股權(quán)集中度保持在(0, 0.0170]適度范圍內(nèi)。第二,關(guān)于處于成長(zhǎng)起步階段的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)企業(yè),股權(quán)多元化同樣存在適度水平,即保持股權(quán)集中度在(0, 0.2123]范圍內(nèi)時(shí),每提高一單位股權(quán)集中度能帶來(lái)的單位效用最大,前十大股東持股比例平方和每增加一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.382個(gè)百分點(diǎn);當(dāng)股權(quán)集中度超過(guò)0.2123時(shí),企業(yè)績(jī)效隨著股權(quán)集中度的提高而提升,但增加幅度略微減緩,即前十大股東持股比例平方和每增加一個(gè)百分點(diǎn),企業(yè)資產(chǎn)收益率增加0.22個(gè)百分點(diǎn)。第三,對(duì)比生命周期不同階段企業(yè)的股權(quán)多元化適度區(qū)間來(lái)看,可以發(fā)現(xiàn):(1)處于成長(zhǎng)起步階段的企業(yè)股權(quán)集中度門限要高于處于成熟階段的企業(yè)股權(quán)集中度門限,即創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上市公司對(duì)應(yīng)的單一門限值要高于主板市場(chǎng)的上市公司(0.2123>0.017);(2)主板市場(chǎng)上市公司的股權(quán)集中度跨過(guò)門限值后,前十大股東持股比例平方和對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響由正轉(zhuǎn)負(fù),反觀創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的上市公司,當(dāng)股權(quán)集中度跨越0.2123的門限值后,股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響仍然為正,只是正向促進(jìn)作用略有減緩。

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