我國上市企業股權構造與企業績效關系的探討

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摘要：本文采用“元分析”這一前沿的綜述方法，對1997年至今的關于中國上市公司股權結構與公司績效關系的實證研究文獻進行二次統計分析，從而克服了傳統文獻綜述只定性而無定量分析的問題。元分析結果顯示，國有股比例、流通股比例、股權集中度與公司績效間不存在顯著的相關關系，法人股比例與公司績效間顯著正相關。一方面源于樣本文獻的限制，因此為研究這一領域的學者提供了進一步需要深入研究的方向；另一方面也體現出目前中國上市公司治理過程中存在的問題。

關鍵詞：元分析綜述方法股權性質股權集中度公司績效

一、引言

關于我國上市公司股權結構與公司業績的研究在90年代中期以后一直是研究的熱點，國內的研究人員作了不少探討。本文從“維普全文期刊數據庫”、“清華學術期刊網”以及EBSCO等數據庫，搜索到21篇(studies)對中國上市公司股權結構與公司價值進行實證的研究文獻，樣本（samples）達44627,但綜合已有文獻研究結論，我們發現，無論是股權集中度，還是股權性質，均與公司業績關系的實證研究結果呈現多樣性的特點。

傳統的文獻綜述往往只具有“只述而無量化”特點，很難對不一致的研究結論進行統一的歸結。基于此，本文一改傳統的文獻綜述方法，采用較為前沿的“元分析”方法，對我國上市公司的股權結構和公司績效關系的研究文獻再進行二次統計分析，以期得出確定性結論，從而對理論及實踐產生一定的指導意義。

二、關于中國上市公司股權結構與公司績效的簡單文獻綜述和假設

關于我國上市公司股權結構與公司業績的研究在90年代中期以后一直是研究的熱點，早期最有影響的文章是Xu&Wang(1997,1999)，他們采用上市公司1993－1995年的樣本進行的實證研究發現：上市公司的盈利能力與法人股比例正相關而與國有股比例負相關，上市公司的股權集中度與業績正相關，在此研究中強調了法人股東在公司治理中的積極作用。他們的研究范式影響了后來很多研究，并且成為股權分割“負作用”最有力的證據。然而事實上，他們的結果并沒有說明股權的全流通必然有利于上市公司的業績，而他們所強調的法人機構的最終控股權仍落在國有企業手中，其運營方式與國有企業并沒有太大的差異。

1.股權性質與公司績效

與Xu&Wang相反，Chen（1998）發現上市公司的業績與國有股比例正相關而不是法人股，支持這一假說的還有周業安（1999）等；Sun,Tong&Tong(2002)認為公司業績和政府股權比例之間是倒U型的關系，即適度的國有股比例對上市公司業績是最優的；而Tian(2001)卻得出了與Sun,Tong&Tong(2002)完全相反的結論，他們發現政府股權和公司價值是U型關系，即適度的混合所有權形式是最差的模式。較多學者支持國家股比例與公司績效間顯著的負相關，如杜瑩、劉立國（2000），張衛國，吳靜，陳學梅（2004）等；也有學者得出不相關的結論，如陳小悅和徐曉東(2001)，施東暉（2000）等。但以上文獻研究卻都沒有對公司的最終控制權進行區分，國有股和法人股的分割本質上是不清晰的，因而他們的研究結論可能是誤導性的（Liu&Sun，2002）。

較多學者認為法人股東在公司治理中起到積極作用，法人股比例與公司績效正相關（杜瑩、劉立國，2000；陳學梅，2004；周業安，1999等），但也有學者認為無顯著關系（陳小悅、徐曉東2001等）。關于流通股比例與公司績效關系，多數實證支持無顯著相關性（杜瑩、劉立國，2000等），因為流通股一方面由于所持股份較分散，同時在“搭便車”心理作用下，很難通過股東大會發揮作用；另一方面絕大部分流通股股東以尋求市場短期價差為目標，使投資的價值歷年以短線買賣為主，從而導致流通股東“用腳投票”的監督功能都難以實現，因此兩者間的相關關系應不顯著；但也有學者提出了正相關關系，如周業安（1999），張衛國，吳靜，陳學梅（2004）等。

關于股權結構與企業績效之間關系的經驗研究,目前還沒有形成較為一致的意見。但行業的影響似乎不容忽視,本文提出以下假設：

H1－1：在其它條件相同下，國有股比例與公司績效呈顯著的負相關；

H1－2：在其它條件相同下，法人股比例與公司績效呈顯著的正相關；

H1－3：在其它條件相同下，流通股比例與公司績效間不存在顯著的相關關系。

2.股權集中度與公司績效

綜合已有文獻研究的結論我們發現，研究的樣本和對結果的影響都比較敏感，主要結果有三種：一是倒U型關系，如孫永祥和黃祖輝（1999）、吳淑琨（2002）、杜瑩等（2002）等，他們認為適度集中的股權結構更有利于公司治理機制的發揮，使大股東的“監督作用”和“侵害作用”達到一定的平衡，從而公司治理效率趨于最大化。二是正相關關系，如許小年和王燕（2000）、張紅軍（2000）、徐二明，王智慧（2000）等，這主要是基于Shleifer&Vishny(1995)關于大股東能夠部分地解決小股東“免費搭車”的難題，因而股權相對集中有助于股東權益的增值的假設；三是關系不顯著，如張衛國、吳靜和陳學梅（2004）等。

由于我國上市公司的股權結構基本上不是市場的自然演變,很多都是對國有企業進行改制的結果,且股權結構隨行業的不同而變化。根據Shleifer等人的研究結論,在公司治理對外部投資者利益缺乏保護的大陸法系國家,公司的股權有集中的趨勢,這是投資者為保護自身利益而做出的自然反映。因此,可以假設,在公司治理對外部投資者利益缺乏保護的情況下,隨著第一大股東持股比例的提高,企業經營業績應朝好的方向發展。本文提出第2類假設：

H2－1：在其他條件相同的情況下,股權集中度與公司績效存在顯著的正相關關系。

三、元分析方法介紹

1.樣本選取

本文主要研究中國上市公司股權結構與公司績效之間的關系，故在選取元分析所需要的樣本時主要圍繞中國的數據樣本。樣本查找主要采用關鍵字查詢以及相應涉及公司治理方面的期刊進行搜索。在查找樣本時，遵循著這樣一個原則：變量間的相關系數能直接或間接通過公式轉換可以獲得，而對于其是自變量，因變量，還是控制變量，這些都不重要。由于最早對中國上市公司的股權結構與公司績效關系方面有影響的是Xu&Wang(1997)，因此本文的研究文獻范圍為1997年至今。

對于元分析要求的有效文獻（嚴格要求有下文元分析中所要求的統計指標），我們最終找到21篇涉及中國上市公司股權結構與公司績效的實證性文獻（主要要有統計指標），其中涉及44627個樣本(samples)。

2.元分析思想及方法簡介

元分析統計方法是對眾多現有實證文獻的再次統計，通過對相關文獻中的統計指標利用相應的統計公式，進行再一次的統計分析，從而可以根據獲得的統計顯著性等來分析兩個變量間真實的相關關系。

元分析程序輸入參數包括：各個觀察到的相關系數（已有研究文獻中變量間的相關關系），樣本容量等。由于很多研究中并未直接給出變量間的相關系數，但給出了t檢驗,F檢驗，均值方差等統計指標，則可根據HunterandSchmidt(1990)的轉換公式將這些統計指標轉化為相關系數；輸出參數主要包括變量間總體相關性的未修正（r）和經過修正的（rc）指標，以及總體相關性的標準差(SDrc)等。其中r與rc是兩個主要的參數，用于衡量兩個變量之間的相關系數。

元分析要求每個觀察到的相關系數經過研究樣本的大小的權重處理，從而產生經過權重處理的總體相關性的平均估計值。這個觀察值的誤差包括總體樣本的真實誤差，樣本誤差，以及測量誤差。因此為了獲得精確的總體相關性及其誤差，需要對樣本誤差和測量誤差等進行修正，找出“調節變量”分組研究。另外，元分析對使用的數據進行了一定的限制要求。如“一個變量在不同的研究中有多種衡量指標”出現時，需首先得將這種“異質性”進行處理（HunterandSchmidt,1990）以保證數據來源及統計方式的一致性。

本文的元分析主要采用HunterandSchmidt(1990)的思想，借助于MetaDos軟件。

四、實證結果及分析

1.股權性質與公司績效關系

關于公司績效指標，從所查閱到的文獻看，主要是總資產收益率ROA，凈資產收益率ROE,托賓Q值等；而體現股權性質的類型大多數文獻涉及國有股GYG，法人股FRG，流通股PTG等（考慮到研究樣本限制，未對外資股進行分析）。元分析所涉及到的研究數為60，總樣本容量為38297。

表1股權性質與公司績效關系

公司績效指標

變量（1）ROE（2）ROA（3）Q

rrc(SDrc)k(N)rrc(SDrc)k(N)rrc(SDrc)k(N)

GYG.10.11(.20)10(11542)-.07-.08(.23)5(7331)-.23-.28(.46)7(2066)

FRG.13.14**(.19)10(6050).25.27*(.23)5(1839).22.28(.49)7(2066)

PTG.13.14(.34)6(4297).27.37(.75)5(1260)-.26-.31(.47)5(1846)

注：*表示10％水平下顯著，**表示5％水平下顯著。

資料來源：Chen(2001)，Xu.Xiaonian（1999），張衛國等（2004），賓國強等（2003），陳小悅等（2001），施東暉（2000），吳淑琨（2002），連其陳（2003）,朱武祥（2001），于東智（2001），宋德舜（2004），張濤（2004），向朝進等（2003），佘曉明（2003），詹虹（2003）等。

從表1中可以看出，公司績效用不同的指標進行衡量時所得到的其與股權性質的關系間存在略微的差異。

(1)國有股比例與公司績效間的關系均通不過顯著性檢驗，以ROE作為衡量公司績效指標時，r＝0.10,rc=0.11，標準差SDrc為0.20，因此相關關系十分弱；以ROA和Q作為公司績效指標時，均體現出微弱的負相關關系，但均不顯著，分別為r＝－0.07,rc=－0.08以及r＝－0.23,rc=－0.28。因此，國有股比例與公司績效間不存在顯著的負相關關系，拒絕假設H1－1。

（2）法人股比例與公司績效的關系為正。從r和rc的值可以看出，兩者間的相關系數均<0.3，并且在以ROE,ROA為公司績效的衡量指標時較為顯著，因此接受假設H1－2。

（3）流通股比例與公司績效的關系均通不過顯著性檢驗，從r和rc的值可以看出，既有十分微弱的正相關關系，又有十分微弱的負相關關系，因此兩者間的關系不顯著，支持假設H1－3。

2.股權集中度與公司績效關系

對于股權集中度的衡量，主要包括三類：（1）CR指數，指公司前n位大股東持股比例之和，在較多文獻中采用了前1，5，10位股東持股比例之和，但也有小部分文獻采用了前2，3位股東持股比例之和，由于考慮到元分析的研究文獻數量上限制，因此最終主要選擇了CR1，CR5，CR10。（2）Herfindahl指數，指公司前n位大股東的持股比例的平方和，該指標的效用在于對持股比例平方后，會出現馬太效應，從而突出股東持股比例之間的差距。文獻中有選用前2，5，10位股東持股比例的平方和，但用于元分析則僅使用于H2。當H2越接近于1時，表明前2位股東的持股比例差距越大。（3）Z指數，指公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值，Z指數越大，第一大股東與第二大股東的力量差距越大，第一大股東的優勢越明顯。在本文的元分析選取股權集中度指標時，具體以文獻所涉及的指標數量為限，所涉及到的研究數為31，總樣本容量為6330。

表2股權集中度與公司績效關系

公司績效指標

變量（1）ROE（2）ROA（3）Q

rrc(SDrc)k(N)rrc(SDrc)k(N)rrc(SDrc)k(N)

CR1.19.34(.67)5(1095).31.65(1.10)3(439)

CR5.49.82(1.06)4(1907).56.76(1.06)4(1096)

CR10.02.02(.12)3(434)(※)

H2.30.44(.73)3(439).30.47(.77)3(439)

Z.12.12(.20)3(206)-.20-.21(.16)3(275)

注：(※)表示不存在調節變量（moderatevariables）。

資料來源：Chen(2001)，Xu.Xiaonian（1999），李有根等（2004），張衛國等（2004），施東暉（2000）吳淑琨（2002），連其陳（2003），朱武祥（2001），于東智（2001），張宗益（2003），張濤（2004），王曦等（2003），向朝進（2003），習偉程（2002），佘曉明（2003），詹虹（2003），李志彤等（2004）等。

從表2可以發現，股權集中度與公司績效間的關系均不顯著，基本上呈現出微弱的正相關關系。

CR1與公司績效間的相關系數在ROE和ROA作為公司績效指標時分別為：r＝0.19，rc=0.34以及r＝0.31，rc＝0.65。總體而言，CR5與公司績效間的相關性>CR1與公司績效間的關系>CR10與公司績效間的關系，盡管這種關系均不顯著。從H2以及Z與公司績效間的相關系數均<0.5，可以看出第一大股東的股權集中度以及其它股東對其的權利制衡均與公司績效間的關系不顯著。故拒絕假設H2－1。

3.對公司績效采用不同衡量指標下而產生的差異性結果的原因分析及結論解釋

總體而言，采用不同的衡量公司績效的指標，對總體結果（假設的支持或反對）的影響并無差異，均體現為不支持假設H1－1，H2－1，支持假設H1－2，H1－3；但在具體的相關數值上卻有方向上的差異，究其原因主要有二：

其一是元分析所采用的文獻中，較多研究文獻沒有考慮債務融資、行業因素、公司的成長機會、公司規模、公司上市時間等因素的影響，有些研究雖然也設置了行業的啞變量，但由于沒有具體研究各個行業內股權結構與公司績效關系，因此也無法得到行業這一調節變量的統計值。從表1中也可看出，除了CR10與以ROE衡量的公司價值間的關系不存在調節變量外，其余關系均宜查找調節變量進一步進行分組研究，以求得更精確得結論。但由于文獻資料得限制，本文無法完成第二步的元分析過程。

其二是作為公司績效的衡量指標，采用ROE,ROA，Q是否均適宜本身還存在較大的爭議。如陳小悅等（2001）、張衛國（2004）、賓國強（2003）等認為，凈資產收益率ROE被認為與證監會對上市公司進行首次公開發行（IPO）、增發配股和特別處理（ST）的考核指標，因而往往容易遭到操縱，存在較大的缺陷；相比之下，總資產收益率ROA則具有一定的不可操縱性，能夠在一定程度上縮小企業盈余管理的空間。施東暉（2000）、賓國強（2003）等普遍認為托賓Q值（公司市場價值與重置價值之比）雖然在國外被廣泛作為衡量公司績效的指標，但由于國內上市公司的重置成本無法獲知，因而有一定的片面性。

因此，從元分析反映的結論上看，元分析所需研究文獻的一些限制及需進一步根據調節變量進行具體分析等都會對目前得出的“不顯著結論”產生影響。

從元分析的結果看，國有股比例與公司績效間沒有出現預期假設的顯著負相關，這與陳小悅和徐曉東(2001)，施東暉（2002）等研究結論總體上一致，即可能表明國有股比例高的企業的高績效如果不是來自于政策的優惠、管理的更有效和監督的壓力，則一定與其管理當局有著強烈的將利潤做大動機有關，為了體現一定的“政績”，往往虛報。股權集中度與公司績效關系不顯著，但從基本上為“正”值的相關系數值上，可以體現出股權集中度的適度提高似乎與公司績效有著正方向的關系。同時，各公司由于行業競爭程度，使用要素密集程度等的不同，都會對股權結構和公司績效間的關系產生較大的影響。總而言之，從元分析所顯示的結論，一定程度上體現著中國上市公司在治理方面存在的問題，可以為今后的公司治理研究提供一定借鑒。

五、今后研究的方向

學者對中國公司治理問題的研究方興未艾，研究成果也較為豐富，但由于往往基于不同的數據樣本、不同的角度進行研究，而得出了不同的結論，這為元分析的使用提供了素材。本文主要的出發點在于，（1）通過引入元分析方法，對我國上市公司股權結構與公司績效關系進行一個全面的量化分析，以期得到一明確的結論；（2）希望通過對中國目前研究成果較為豐富的公司治理這一研究方向，運用量化的綜述方法——元分析，對目前經濟學中廣泛使用的“定性化”的綜述提供新的視角與方法。

綜合本文研究結論，我們認為有以下3方面還值得進一步研究：

1．指標選擇和影響因素設置上值得進一步研究。從已有的研究文獻中可以看出，目前國內學者的研究大都以股權結構為解釋變量，沒有考慮行業因素和公司本身特征變量對公司績效的影響，特別是行業競爭程度，公司使用要素密集程度等可能對公司績效有較大的影響，這需要進一步的實證探討。同時，對于公司績效指標的選擇上，大多數學者，要么只注重會計利潤率指標（如吳淑琨2002等）反映企業盈利能力，要么只注重企業價值指標（如孫永祥、黃祖輝1999等）反映市場表現，只有少數學者同時選取兩種指標（如許小年、王燕1997等），因此需要結合兩中指標進行綜合分析。因此通過合理設置公司績效指標，進一步按照行業和公司本身特征進行平行數據的分類研究，將是對目前這一研究領域的進一步深化。

2．研究方向可進一步從微觀角度探討。目前關于公司的股權結構的討論主要集中在公司前幾位大股東的合計持股比例上，這實際上是對于股權結構的宏觀分布的研究，因為沒有深入到前幾位大股東持股的內部比例比較分析層面，即股權分布的結構問題。因此，探討大股東之間的股權內部比較層面即微觀分布，湯書昆等（2004）作了有益的探討，但還需要學者進一步研究。

3．元分析研究領域可進一步擴展。目前對中國上市公司的研究，特別是涉及公司治理方面的研究掀起了一股熱潮，并且也已經產生了一系列的研究成果，但結論卻不一致。除了股權結構與公司績效的關系這一研究方向外，如董事特征與公司績效關系等，也是元分析發揮作用的研究方向，因此，還需要進一步對這些研究領域進行量化分析，以期獲得一致的真實相關性，提高理論研究對實踐的指導意義。

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