股權結(jié)構(gòu)公司治理與公司價值概要

1、 大量的管理資料下載股權結(jié)構(gòu)、公司治理與公司價值(Ownership Structure，Corporate value) 一、引言伯利和米恩斯(Berle & Means)1932年出版現(xiàn)代公司和私有產(chǎn)權一書，從此以后股權結(jié)構(gòu)一直被視為公司治理研究的根本出發(fā)點。近年來的研究結(jié)果表明，除美國、英國、加拿大等少數(shù)國家外，大部分國家的上市公司都存在著家族、銀行或國家等控股股東，這一現(xiàn)象在東亞、拉美、東歐等新興市場國家最為普遍(LaPorta,1999)。存在控制性股東的情況下，股權結(jié)構(gòu)對公司治理和公司價值會產(chǎn)生兩種相反的效應，即利益趨同效應和利益侵占效應。施而弗和維施尼(Shleifer

2、& Vishny，1986)指出，股價上漲帶來的財富使控股股東和中小股東的利益趨于一致，它們具有足夠的激勵去收集信息并有效監(jiān)督管理層，從而避免了股權高度分散情況下的“免費搭車”問題；此外，大股東在某些情況下直接參與經(jīng)營管理，解決了外部股東和內(nèi)部管理層之間在投資機會、業(yè)績表現(xiàn)上“信息不對稱”問題?？梢?，控股股東既有動機去追求公司價值最大化，又有能力和必要對企業(yè)管理層施加足夠的控制以實現(xiàn)自身利益，從而較好地解決了傳統(tǒng)的代理問題，因而股權集中型公司相對于股權分散型公司要具有較高的盈利能力和市場表現(xiàn)。另一方面，德姆塞茨(Demsetz，1985)和拉波特等認為(LaPorta，1999)，控股

3、股東的利益和外部小股東的利益常常并不一致，兩者之間存在著嚴重的利益沖突。在缺乏外部控制威脅，或者外部股東類型比較多元化的情況下，控股股東可能以其他股東的利益為代價來追求自身利益，通過追求自利目標而不是公司價值目標來實現(xiàn)自身福利最大化。此時，股權分散型公司的績效和市場價值要優(yōu)于股權集中型公司。 根據(jù)上述兩個相互對立的假說，理論顯然無法對股權結(jié)構(gòu)和公司績效的關系給出唯一的結(jié)論，而大量的實證研究也并沒有得到一致的結(jié)果。德姆塞茨(Demsetz，1983)1980年對511家美國公司進行的實證研究表明，利潤率和股權集中度之間并沒有顯著的相關性存在。列維(Levy，1983)等人的研究發(fā)現(xiàn)，美國公司的股

4、價和股權集中度之間存在正相關性?？死?Claessens，1997)對捷克上市公司的研究表明，股權集中度和該公司的盈利能力及在二級市場上的表現(xiàn)之間存在正相關性。克拉塞斯(Claessens，1999)等對九個東亞國家中2980個上市公司的研究顯示，家族絕對控制是許多東亞國家企業(yè)生產(chǎn)能力過剩和資本使用效率低下的主要根源。另外有些研究則發(fā)現(xiàn)股權集中度和公司績效之間存在非線性關系，如莫克、施而弗和維施尼(Mock,Shleifer & Vishny，1988)發(fā)現(xiàn)管理層持股比重與公司盈利及市場表現(xiàn)之間存在反向的U型曲線關系，麥克奈爾(McConnell，1990)的研究也證實了上述結(jié)論，

5、并且還發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股比重和公司績效表現(xiàn)之間存在正向關系。 作為轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟過程中引入的制度安排，中國上市公司的出現(xiàn)不是古典企業(yè)制度發(fā)展的自然結(jié)果，而主要是在否定、改造計劃經(jīng)濟企業(yè)制度的過程中被嫁接到企業(yè)中去，并被賦予改革國有企業(yè)的使命。為了不動搖公有制的主導地位，在股權結(jié)構(gòu)安排上引入了國有股、法人股和公眾流通股，其中國有股處于絕對控股的地位。在這種特殊的股權結(jié)構(gòu)下，公司治理的核心不但包括管理層和股東之間的利益沖突，更多的是控股大股東和廣大中小股東之間的利益沖突。國內(nèi)學者已從多個層面對上述問題進行了分析。何浚(1988)從描述性統(tǒng)計的角度對我國上市公司的股權結(jié)構(gòu)，以及由此產(chǎn)生的國家持股主體缺位、內(nèi)部人

6、控制等問題進行了分析；李格平和黃斌(1999)以1997年內(nèi)發(fā)生國家股轉(zhuǎn)讓的25家公司為研究對象，分析結(jié)果表明這些公司在治理主體、董事會構(gòu)成及內(nèi)部人控制方面都有顯著的改善。孫永祥等(1999)認為股權高度集中和股權高度分散的公司相比，有利于經(jīng)營激勵、收購兼并、監(jiān)督機制等發(fā)揮作用，因而具有該種股權結(jié)構(gòu)的公司績效表現(xiàn)較佳。 國內(nèi)外學者的一些實證分析顯示,我國上市公司績效和價值與股權結(jié)構(gòu)并無直接的線性相關性,公司股權結(jié)構(gòu)變動與公司績效存在著非對稱性的現(xiàn)象。     黃運成認為,從股權的角度來說,影響公司績效的因素可劃分為兩類,股權結(jié)構(gòu)因素與非股權結(jié)構(gòu)因素。有效

7、的股權結(jié)構(gòu)應當是能夠使經(jīng)理層不斷適應公司所不能控制的外部因素,其至少應具有以下特征:第一,不僅能提高公司的市場績效,而且能保障公司績效具有較強的穩(wěn)定性；第二,能夠調(diào)節(jié)或者適應非股權結(jié)構(gòu)因素,保障公司市場戰(zhàn)略的實施。他強調(diào),在中國,什么樣的股權結(jié)構(gòu)合理,應當由市場來判斷。     他表示,我國上市公司股權結(jié)構(gòu)的主要特點是國家股是大股東,這與西方的大股東控制有本質(zhì)的區(qū)別。在考察上市公司股權結(jié)構(gòu)與公司績效的關系時,從委托代理理論出發(fā)可得出,公司股權具有一定的集中度有益于增加公司價值,或者說,股權結(jié)構(gòu)與公司價值相關。但前提條件是:實施監(jiān)督功能的大股東應當是以利潤

8、最大化為目標的"經(jīng)濟人",否則結(jié)論就會完全不同。     根據(jù)我國的現(xiàn)狀,黃運成表示,可考慮從以下幾個途徑優(yōu)化上市公司股權結(jié)構(gòu):國有股回購,應盡快制定規(guī)范股票回購操作的行政法規(guī)；增發(fā)流通股,提高流通股比例；國有股的轉(zhuǎn)讓、置換等。 本研究的目的是對我國上市公司股權結(jié)構(gòu)與績效表現(xiàn)的關系進行實證分析。除第一部分為引言外，第二部分為研究數(shù)據(jù)說明和樣本描述性統(tǒng)計分析，第三部分研究股權分散、股權控制、以及不同控制類型對公司績效的影響，第四部分則對不同類別股份的比例和公司績效之間的關系進行分析，第五部分為本文的結(jié)論。 二、研究樣本與數(shù)據(jù)1.樣本選取

9、本文以2003年為數(shù)據(jù)窗口，選取公布2003年度財務報告的800家滬市上市公司為研究樣本，運用橫截面數(shù)據(jù)分析股權結(jié)構(gòu)與績效表現(xiàn)的關系。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，盡量消除異常樣本對研究結(jié)論的影響，我們根據(jù)以下選擇標準對原始樣本進行篩選。 (1)初始樣本中有13家公司同時存在A股和H股，由于H股的名義持有人均為香港證券結(jié)算有限公司，無法獲得H股的詳細持股狀況，因此剔除這13家公司，得到剩余樣本471家。(2)目前滬市共有家16家ST1公司，這些公司或處于財務狀況異常的景況，或者已連續(xù)虧損兩年以上，其中PT農(nóng)墾商社和PT雙鹿股份已處于資不抵債的地步。如果將這些公司納入樣本將極大地影響結(jié)論的可靠性和一致性

10、，因此又剔除了這18家經(jīng)營狀況異常公司。 (3)樣本公司中有4家凈資產(chǎn)收益率大于80%，有3家凈資產(chǎn)市盈率低于-90%，有6家市凈率大于40倍，在此又刪除了這13家績效異常公司，得到440家滬市上市公司為最終研究樣本。 2.研究變量說明本研究中的變量主要包括獨立變量、股權變量和控制變量三大類。其中，獨立變量是公司的績效表現(xiàn)指標，這里分別用凈資產(chǎn)收益率和市凈率3 托賓的Q值(公司市場價值與重置價值之比)被廣泛作為衡量公司績效的指標，由于國內(nèi)上市公司的重置成本無法獲知，本文用市凈率(股票市值與凈資產(chǎn)之比)來代表Q值。3來代表盈利能力和市場表現(xiàn)；股權變量包括國有股比例、法人股比例和流通股比例；此外，

11、為了控制其他公司特征對績效表現(xiàn)的影響，我們根據(jù)莫克(Morck，1988)和麥克奈爾(MaConnell，1990)等人的研究，選取了行業(yè)類別、資產(chǎn)負債率、凈利潤增長率和公司規(guī)模作為控制變量。本研究涉及的各種變量分別定義如下： 表1 研究變量定義 變量 符號 定義 獨立變量：     盈利能力 ROE 凈資產(chǎn)收益率凈利潤/凈資產(chǎn) 市場表現(xiàn)Q 市凈率每股股價/每股凈資產(chǎn)股權變量：    國有股比例PS 國有股比例(國家股+國有法人股)/總股本法人股比例PL法人股比例法人股/總股本流通股比例PT流通股比例(流通A股+流通B股)/總股本控制變量： 

12、  行業(yè)類別INDii=15為工業(yè)、商業(yè)、房地產(chǎn)、公用事業(yè)和綜合類這五個行業(yè)的虛擬變量，若樣本公司屬于工業(yè)，則IND1=1，否則IND1=0，余者類推。財務杠桿D/A資產(chǎn)負債率負債/總資產(chǎn)成長機會GROW 凈利潤增長率(99年凈利潤98年凈 利潤)/98年凈理潤公司規(guī)模SIZE 總資產(chǎn)的自然對數(shù)3.數(shù)據(jù)來源 表1顯示，本文的研究共需要三類數(shù)據(jù)，即財務數(shù)據(jù)、股本結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)、以及股價數(shù)據(jù)。其中，財務數(shù)據(jù)來源于Wind證券導航系統(tǒng)中上市公司1999年度財務指標匯總；股本結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)目前只能從上市公司年度財務報告中獲得，我們根據(jù)中國上市公司資訊網(wǎng)刊登的1999年度財務報告，以手工方式錄入了每家公司

13、的詳細股本結(jié)構(gòu)，并加以仔細核對以確保數(shù)據(jù)的準確性；各公司的股價采用1999年12月的日均收盤價，數(shù)據(jù)來源于上海證券交易所1999年統(tǒng)計年鑒。 表2 研究數(shù)據(jù)來源 數(shù)據(jù)種類 來源 財務數(shù)據(jù) Wind證券導航系統(tǒng) 股本結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù) 中國上市公司資訊網(wǎng)( ) 股價數(shù)據(jù) 上海證券交易所1999年統(tǒng)計年鑒 4.樣本統(tǒng)計分析 脫胎于計劃體制下的上市公司盡管出資者日益多元化，但股權結(jié)構(gòu)并不對稱。從下表可以看到，樣本公司中國有股比例高達41.8%，法人股比例為21.9%，而流通股比例僅為33.0%。為了進一步分析不同規(guī)模上市公司中類別股份的分布情況，我們根據(jù)總資產(chǎn)將樣本公司劃分為四個組別，總體而言，國有股比重隨公

14、司規(guī)模增加而增加，而法人股比重和流通股比重則隨公司規(guī)模增加而降低，這與上市公司中大型企業(yè)由國企改制為主，而中小型公司更多地來源于其它所有制企業(yè)有關。表3 樣本公司類別股份分布情況 公司 數(shù)目 (家) 國有股 比例(%) 法人股比例(%) 流通股 比例 (%) 其它 股份比例(%) 樣本公司合計按規(guī)模(億元)劃分1.38，5.89 6.16，9.96 10.10，16.88 17.45，165.07440 105 112 113 110 41.8 30.6 33.6 37.5 48.5 21.9 30.6 27.6 23.7 17.7 33.0 36.2 36.1 35.1 30.4 3.3 2

15、.6 2.7 3.7 3.4 注：其它股份包括未上市內(nèi)部職工股和轉(zhuǎn)配股。 股權集中度(CR)是一家公司前幾位大股東的持股比例之和，它是衡量公司股權分布的主要指標。從表4中數(shù)值可以看出，第一大股東平均持有45.3%的股權，前五大股東的持股比重接近60%，而據(jù)普羅斯(Prowse，1994)的研究，美國、日本、捷克這幾個國家上市公司前五大股東的持股比重分別為25.4%、33.1%和57.8%，可見我國上市公司的股權集中度要高于國際平均水平。表4 樣本公司前十大股東持股占發(fā)行總股數(shù)的比重(%) CR1 CR2 CR3 CR4 CR5 CR6 CR7 CR8 CR9 CR10 45.3(18.1)52

16、.8(15.7)56.1(14.9)58.0(14.4)59.2(14.2)60.0(14.0)60.7(13.8)61.2(13.7)61.6(13.6)62.0(13.5)注：CR為前幾位大股東的持股比例和，如CR1表示第一大股東持股比例，而CR2即表示第一大股東和第二大股東的持股比例和，余者類推。 括號內(nèi)數(shù)據(jù)為持股比重的標準差。 為了更詳細地分析我國上市公司的股權結(jié)構(gòu)特點，我們計算前十位大股東持股比例的平方和，即Herfindahl指數(shù)4由于股東持股比例均小于1，對其平方以后會出現(xiàn)某種“馬太效應”，即大的越大，小的越小，因此Herfindal指數(shù)可以顯示大股東之間股權分布的均衡情況。4。

17、結(jié)果顯示，H10值為0.2535，可見我國上市公司前十大股東的持股比例相差很大。 由于在大股東之間存在力量差異時，最大股東的控制程度明顯與否對公司運作及市場表現(xiàn)會有較大影響，為了界定第一大股東對公司的控制能力，在此計算第一大股東與第二大股東持股比例的比值Z。從表5中可以看出，我國上市公司Z指數(shù)的平均值為48.7，最大值達到1026。顯然，國內(nèi)上市公司的第一大股東在股權控制上具有絕對的優(yōu)勢。 表5 樣本公司股權集中度指標   平均值 中值 標準差 最小值 最大值 CR10(%) 62.0 63.1 13.5 7.3 91.3 H10 0.2535 0.2234 0.1609 0.001

18、3 0.7847 Z(倍) 48.7 10.4 113.8 1.0 1026.1 三、股權控制類型與經(jīng)營績效不同的股權控制類型會對公司治理機制、經(jīng)營目標及決策規(guī)則產(chǎn)生深刻影響，并最終影響到公司盈利能力、公司價值和市場表現(xiàn)。拉波特等學者(LaPorta，1999)曾將10%或20%的最終持股比重作為判斷是否存在控股股東的標準，但這一方法存在一個顯著缺陷，那就是沒有充分考慮股權的分布狀況。為解決這一問題，這里提出如下準則作為劃分標準：如果第一大股東的持股比重大于第二大股東至第十大股東的持股比重之和，就認為此公司存在控股股東；反之，則認為此公司的股權分布較為分散。此外，我們又根據(jù)第一大股東的持股性質(zhì)

19、，將存在控股股東的公司進一步劃分為國有控股公司和一般法人控股公司。根據(jù)上述標準，樣本公司可劃分為102家股權較為分散的公司，105家一般法人控股型公司，以及233家國有控股型公司5 根據(jù)Cubbin和Leech(1987)提出的概率投票模型，我們對上市公司的控股類型進行了重新統(tǒng)計，結(jié)果與上述準則相似。5。那么，不同的股權控制類型到底會對公司績效產(chǎn)生什么影響呢？為了回答上述問題，我們首先對下式進行回歸分析，以了解股權分散型和股權集中型公司的績效差異。            &#

20、160;上式中，PER為績效變量，D1為虛擬變量，當公司存在控股股東時，D1值為1，否則D1值就等于0；控制變量具體包括行業(yè)類別、財務杠桿、成長機會和公司規(guī)模這四個指標。 回歸分析結(jié)果列于表6，從中可以發(fā)現(xiàn)，不管是用市凈率還是凈資產(chǎn)收益率來代表績效表現(xiàn)，D1的回歸系數(shù)均顯著為負，這表明股權分散型公司的盈利能力和市場表現(xiàn)都要好于股權集中型公司。 上述結(jié)論顯然支持拉波特的“利益侵占假設”。具體而言，控股型上市公司中股權高度集中，缺乏形成權力制衡的產(chǎn)權基礎，從而使第一大股東利用控股地位幾乎完全支配了公司董事會和監(jiān)事會，在公司治理中形成了“超強控制”。另一方面，我國上市公司大部分以募集設立方式進行改組

21、，大股東與其控股的上市公司之間存在許多生產(chǎn)經(jīng)營方面的聯(lián)系和非生產(chǎn)性經(jīng)濟往來，大股東和控股上市公司之間通過關聯(lián)交易、商標租賃使用、原料采購和產(chǎn)品銷售、以及上市公司為第一大股東提供資金或資金擔保，形成不對等的資金交易關系，從而使上市公司增加了財務與經(jīng)營風險。相反，在那些無控股股東、股權相對分散的上市公司中，公司治理結(jié)構(gòu)的分權與制衡作用發(fā)揮得比較完善，證券市場的監(jiān)控功能也能得到充分發(fā)揮。 我們接著又對法人控股和國有控股這兩類上市公司的績效差異進行分析。即將上式中的D1用D2來代替，并規(guī)定當公司屬于國有控股時，D2值為1，而當公司屬于法人控股時，D2值就等于0。表7的回歸結(jié)果顯示，D2的回歸系數(shù)在兩種

22、情況下均顯著為負，可見法人控股型公司的績效表現(xiàn)要好于國有控股型公司。 法人控股型和國有控股型公司的績效差異主要源于兩類控股股東具有不同的利益目標和效用函數(shù)。目前國有股的持股主體包括國資局、國有資產(chǎn)經(jīng)營公司或集團總公司、國有控股公司、企業(yè)主管部門和財政局等。這些國有股持股主體的行政化因素使其有可能以政治功利和行政目標的混合物來代替股東目標，從而使中小股東利益受到損害。此外，國有資本人格化代表的缺位加大了“內(nèi)部人控制”所帶來的代理問題，使作為代理人的經(jīng)理行為表現(xiàn)為政治上的機會主義和經(jīng)濟上的道德風險。與此相反，法人股代表的資本不僅僅只有國家資本，更多的是民營資本和集體所有的資本?？梢娫诠局卫碇?，法

23、人股比國有股更加具有“經(jīng)濟人”人格化特征，法人股東對管理層行為結(jié)果所承擔的風險要大于國有股股東的委派人政府官員所承擔的風險。此外，由于法人股不能上市流通，持有者不似流通股持有者以追求市場短期價差為目的，而更關注公司中長期的經(jīng)營發(fā)展情況，并求得良好的紅利匯報。法人股股東的這些特點使其對企業(yè)經(jīng)理人進行監(jiān)督的積極性要高于國有股股東，監(jiān)控效率要明顯高于國有股股東。 進一步，我們分析股權分散型公司和法人控股型公司的績效差異。用D3替換式中的D1，并規(guī)定當公司屬于法人控股時，D3值為1，而當公司為股權分散型時，D3值就等于0。從表6中可知，當績效衡量指標為市凈率時，D3的回歸系數(shù)顯著為負；而當績效衡量指標

24、為凈資產(chǎn)收益率時，D3的回歸系數(shù)為負，但統(tǒng)計檢驗并不顯著。因此，可以認為股權分散型公司的績效要好于法人控股型公司。 上述現(xiàn)象的形成可規(guī)因于兩類公司在股權結(jié)構(gòu)上的差異。更細致的分析表明，在102家股權較為分散的公司中，大部分公司均存在著13名大股東，這些大股東主要由社會法人所組成，但第一大股東并不能取得絕對控股地位。在這種情況下，由于出現(xiàn)與第一大股東相抗衡的股東，第一大股東的行動必然受到制衡，在股東大會和董事會上難以形成絕對控股權下大股東的“一言堂”現(xiàn)象。另一方面，這些大股東又可通過董事會直接對管理層進行有效的監(jiān)督，從而使股東利益和盈利目標能得到較好的執(zhí)行。 表6 股權控制類型對經(jīng)營績效的影響&

25、#160; Q ROE 截距項41.597(9.59)39.410(8.54)47.392(6.47)43.76(1.85)73.543(2.52)12.44(0.38)D1 1.206a (3.22)    3.025b (1.94)    D2   0.129a (2.39)    0.514b (1.72)  D3     1.153b (2.24)    2.149(0.94)DR0.011(0.09)0.064(0.43)0.073(0.41)0.063(0.10)

26、0.474(0.50)0.114(0.14)GROW0.025(1.12)0.031(1.15)0.014(0.26)0.146(1.06)0.233(1.39)1.341(5.43)SIZE1.664a (7.97)1.613a (7.04)1.943a (5.50)2.567b (2.27)3.882b (2.75)1.033(0.66)調(diào)整的R2 0.1780.1550.1810.0530.6320.143F統(tǒng)計值23.5315.2210.566.476.228.01注：回歸分析使用了White(1980)異方差性校正技術，括號內(nèi)數(shù)字為方差一致的t統(tǒng)計值。 五個產(chǎn)業(yè)虛擬變量的回歸系數(shù)均不

27、顯著，故在表中省略。 a表示在1的置信水平下顯著，b表示在5%的置信水平下顯著。 以上一系列分析表明，股權控制類型對公司盈利水平和市場表現(xiàn)具有強烈的影響，具體表現(xiàn)為：股權分散型公司的績效表現(xiàn)要好于法人控股型公司，而法人控股型公司的績效則好于國有控股型。至于其他控制變量對績效表現(xiàn)的影響，從表6中可以發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模對績效表現(xiàn)具有強烈的影響，即公司規(guī)模越大，市凈率越低，而凈資產(chǎn)收益率卻越高?？梢?，雖然大公司憑借資金、規(guī)模、技術和產(chǎn)業(yè)壟斷等優(yōu)勢具有較高的盈利水平，但國內(nèi)投資者的價值理念偏好于小盤股，因而形成了這種較突出的“規(guī)模效應”。四、股權結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效上面的分析表明，不同的股權控制類型會顯著影響公

28、司的績效表現(xiàn)和市場價值，那么，公司具體的股權構(gòu)成又會對績效產(chǎn)生什么影響呢？我們現(xiàn)在來探討這一問題。 為了分析不同類別股份對公司績效的影響，我們對下式進行回歸分析：             其中，控制變量含義同上，P分別代表國有股比重(PS)、法人股比重(PL)和流通股比重(PT)，我們依次對業(yè)績方程進行回歸分析，結(jié)果列于表7。從中可以看到，除法人股比重對市凈率有顯著的正向影響外，其他股權構(gòu)成變量對盈利水平和市場表現(xiàn)均沒有顯著的影響。 表7 股權結(jié)構(gòu)對經(jīng)營績效的影響 

29、 Q ROE 截距項40.580(9.18)39.224(8.87)43.033(9.65)46.1(1.94)47.523(2.02)43.490(1.80)PS 0.628(1.08)    1.361(0.43)    PL   1.534b (2.54)    2.145(0.65)  PT     2.436(1.01)    1.685(0.26)DR0.064(0.54)0.067(0.57)0.054(0.45)0.250(0.39)0.250(0.39)0.

30、235(0.36)GROW0.025(1.02)0.029(1.16)0.034(1.36)0.146(1.06)0.151(1.09)0.152(1.09)SIZE1.649a (7.71)1.612a (7.64)1.736a (8.22)2.591b (2.25)2.610b (2.27)2.471b (2.16)調(diào)整的R2 0.1630.1780.1670.0280.0270.036F統(tǒng)計值20.8322.6321.634.8012.262.77注：括號內(nèi)數(shù)字為方差一致的t統(tǒng)計值。 五個產(chǎn)業(yè)虛擬變量的回歸系數(shù)均不顯著，故在表中省略。 a表示在1的置信水平下顯著，b表示在5%的置信水平下

31、顯著。在理論上，流通股比例對上市公司經(jīng)營績效的影響，一般是通過股票市場的價格信號和接管控制功能來實現(xiàn)的。但我國證券市場是一個投資者結(jié)構(gòu)以散戶為主的新興市場，投資者的價值理念以短線買賣為主，1999年滬深A股市場的換手率分別高達421%和371%。如此頻繁的買賣行為使流通股東的市場監(jiān)督功能難以實現(xiàn)，從而使流通股比重與與績效表現(xiàn)之間不存在相關性。至于回歸式中國有股比重、法人股比重與績效并不存在顯著的關系，可能原因是利益趨同和利益侵占這兩種效應使股權比例和業(yè)績之間呈現(xiàn)出非線性關系(Morck，1988)。為此，根據(jù)麥克奈爾和塞維斯(McConnell&Servaes，1995)以及卡爾(Ko

32、le，1995)等人的研究，我們檢驗國有股比重、法人股比重和公司業(yè)績之間是否存在三次方關系，即對下式進行回歸分析：                 回歸統(tǒng)計結(jié)果表明，國有股比重與公司盈利水平和市場表現(xiàn)之間不存在三次方關系；但PL，PL2，PL3的回歸系數(shù)在5%的置信水平下均通過顯著性檢驗，表明法人股比重與市凈率和凈資產(chǎn)收益率之間存在三次函數(shù)關系。為了更深入地了解法人股比重對績效的影響，我們計算了上述三次函數(shù)的轉(zhuǎn)折點，其轉(zhuǎn)折點分別為0.227和0.

33、6746 計算三次函數(shù)轉(zhuǎn)折點的過程如下：假設所有其他變量恒定并用x代表法人股比重，那么有ROE17.41x70.26x269.09x3+C，令此式一階導數(shù)等于0，可得到x的兩個解。這兩個值即為三次函數(shù)的拐點。6，也就是說，當法人股比重在023.7%之間時，利益趨同效應占據(jù)主導地位，公司市場表現(xiàn)和法人股比重存在正相關性；而在23.7%67.4%之間時，利益侵占效應則較為明顯，兩者存在負相關性；而當法人股比重超過64.4%時，雖然法人股東會追求自身利益，但其自身利益與公司價值、以及其他股東利益間的相關性將顯著增強，在某種程度上達到伯利和米恩斯所說的“個人所有者控制”的地步。兩者關系又轉(zhuǎn)為正相關。同

34、樣，如果將凈資產(chǎn)市盈率作為績效指標，可計算得到轉(zhuǎn)折點分別為19.8%和62.7%。雖然市凈率和凈資產(chǎn)收益率具有較大差異，但法人股比重在兩種情況下具有比較相似的轉(zhuǎn)折點，這從一個側(cè)面表明了分析結(jié)論的穩(wěn)健性。 最后，我們還對國有股比重、法人股比重和股權結(jié)構(gòu)之間是否存在二次曲線的關系進行實證分析，結(jié)果顯示，不管是將凈資產(chǎn)收益率還是市凈率作為獨立變量，P和P2的回歸系數(shù)均不顯著。 表8 法人股比重對績效表現(xiàn)的影響  Q ROE PL17.41a(4.07) 42.01b(2.76)PL2 70.26a(4.73) 136.05b(2.64)PL3 69.09a(5.18) 104.9b(2.4

35、1)DR0.073(0.63)0.237(0.37)GROW0.025(0.99)0.150(1.09)SIZE1.645a(8.02)2.548b(2.22)截距39.64844.65(1.86)調(diào)整的R20.2250.052F統(tǒng)計值20.852.87注：括號內(nèi)數(shù)字為方差一致的t統(tǒng)計值。 五個產(chǎn)業(yè)虛擬變量的回歸系數(shù)均不顯著，故在表中省略。 a表示在1的置信水平下顯著，b表示在5%的置信水平下顯著。五、結(jié)論本文對滬市上市公司股權結(jié)構(gòu)與績效表現(xiàn)的關系進行了實證分析，研究結(jié)果表明：由于國有股東和流通股東在公司治理中的低效率和消極作用，其持股比重與公司績效進而公司價值之間并沒有顯著關系，而法人股東在

36、公司治理中的作用則根據(jù)其持股水平而定。當法人股比重低于20%或超過60%時，法人股東在公司治理中會發(fā)揮積極作用，使持股比重和績效表現(xiàn)存在正向關系；而當法人股比重在20%60%之間時，法人股東有可能追求自利目標而背離公司價值目標，此時持股比重和績效體現(xiàn)為負向關系。不同股東在公司治理中的作用使股權控制類型對績效產(chǎn)生顯著影響，這具體表現(xiàn)為：以社會法人為主要股東的股權分散型公司的績效表現(xiàn)要好于法人控股型公司，而法人控股型公司的績效則好于國有控股型。 以上述結(jié)果為基礎，我們提出如下兩點建議： 1.公司的有效運轉(zhuǎn)需要有一種適當?shù)墓蓹嘟Y(jié)構(gòu)和治理結(jié)構(gòu)。在股票市場存在價格信號失真、投資者價值理念偏好于短期炒作、

37、以及國有股東和流通股東在公司治理中的消極作用等既定事實下，股權高度分散化可能并不是改善和優(yōu)化股權結(jié)構(gòu)的最優(yōu)選擇。比較可行的方向是在上市公司中形成數(shù)個法人相對控股的股權結(jié)構(gòu)，通過法人股東的積極參與來促進公司治理結(jié)構(gòu)的完善和有效。 2.股權過度集中不僅使中小股東的權益可能受到損害，在目前體制下，它也是內(nèi)部人控制問題產(chǎn)生的重要原因。因此要采取適當?shù)姆绞街鸩浇档蜕鲜泄镜墓蓹嗉卸龋阂皇羌涌靽泄稍谟行ПO(jiān)督下的適度流動，或者在新設立股份公司時適當引入非國有股權，真正實現(xiàn)產(chǎn)權主體的多樣化，如在發(fā)起人股權結(jié)構(gòu)設置上引入自然人股權和其它社會法人股權；其次需大力培育長期投資型法人股東，如培育保險公司、養(yǎng)老基金

38、、證券投資基金等機構(gòu)投資者；此外還要在上市公司中推行職工持股計劃和管理層期權計劃，培育內(nèi)部穩(wěn)定股東。 當然，本研究主題是一個理論性和實踐性都非常強的問題，本文只是對此進行了粗略的分析，如何設計最佳的股權結(jié)構(gòu)，由誰控制效率最好等問題的答案，尚需要在實踐中不斷摸索。 參考文獻： 何浚，1998，上市公司治理結(jié)構(gòu)的實證分析，經(jīng)濟研究第5期。 李格平、黃斌，1999，國家股轉(zhuǎn)讓與上市公司治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，財貿(mào)經(jīng)濟第10期。 孫永祥、黃祖輝，1999,上市公司的股權結(jié)構(gòu)與績效，經(jīng)濟研究第12期。 Berle, A.,and G. Means,1932,The Modern Corporation and Private Property ,MacMillan,New York. Claessens.S.,1997,“Ownership and Corporate Governance:Evidence from the Czech Republic”,Working Paper of the World Bank. Demsetz,H.,Lehn,K.,1985,“The Structure of