民營(yíng)上市公司股權集中度與公司價(jià)值關(guān)系研究

內容摘要：本文以2006年我國民營(yíng)上市公司100強中符合研究條件的58家的財務(wù)數據作樣本，用二次曲線(xiàn)表示股權集中度和公司價(jià)值之間的關(guān)系并構建模型，同時(shí)采用TOBIN’S Q（Q值）和績(jì)效總得分（F值）兩個(gè)指標衡量公司價(jià)值和績(jì)效，以資產(chǎn)規模和負債水平為控制變量，對其股權集中度與公司價(jià)值之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，論證了我國民營(yíng)上市公司股權集中度與公司價(jià)值之間呈倒U型曲線(xiàn)關(guān)系，為研究我國上市公司治理問(wèn)題提供一定的理論支持。 　　關(guān)鍵詞：民營(yíng)上市公司 股權集中度 公司價(jià)值 倒U型曲線(xiàn)
　　
　　我國上市公司治理問(wèn)題一直是眾多學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。國內外學(xué)者對股權集中度與公司績(jì)效之間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛的實(shí)證研究。但大多集中于上市公司內部治理機制對企業(yè)績(jì)效的影響(蔡祥、李志文和張為國，2003)，而對于股權集中度與公司市場(chǎng)價(jià)值關(guān)系的研究較少，尤其是針對民營(yíng)企業(yè)在這方面的研究幾乎是空白。從上世紀90年代起，隨著(zhù)市場(chǎng)經(jīng)濟的發(fā)展和國有企業(yè)體制改革中國退民進(jìn)政策的實(shí)施，涌現了大批的民營(yíng)企業(yè)，他們從初期的小作坊逐步成長(cháng)為現代企業(yè)，并成為我國經(jīng)濟發(fā)展的主要動(dòng)力之一。本文對民營(yíng)上市公司的股權集中度與公司價(jià)值之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，以期為我國民營(yíng)上市公司的有效治理提供一定理論支持。
　　
　　相關(guān)研究綜述
　　
　�。ㄒ唬﹪�外相關(guān)研究
　　Leech和Leahy(1991)、Mudambi和Nicosia(1998)等學(xué)者的研究表明股權集中度與公司價(jià)值負相關(guān)。Gedajlovic和Shapiro(1998)等發(fā)現股權集中度和公司價(jià)值之間不存在顯著(zhù)的相關(guān)關(guān)系。Stulz(1988)從收購與兼并的角度出發(fā)，建立了一個(gè)模型，證明公司價(jià)值與經(jīng)理控制的股票權數量之間呈倒U形關(guān)系。這一假設得到了McConnell和Servaes(1990)的證實(shí)。
　�。ǘ�）國內相關(guān)研究
　　我國學(xué)者孫永祥、黃祖輝（1999）以1998年底上海和深圳證券交易所503家上市公司為樣本，研究TOBIN’S Q值與公司第一大股東控股比例的相關(guān)性，得出股權集中度與以TOBIN’S Q衡量的公司價(jià)值之間存在微弱的倒U型關(guān)系的結論。張紅軍（2000）以1997年12月31日以前在滬、深上市的385家發(fā)行A股的公司為樣本研究發(fā)現，TOBIN’S Q與用前五大股東持股比例之和衡量的股權集中度之間表現出顯著(zhù)的正線(xiàn)性相關(guān)關(guān)系。而苑德軍、郭春麗、劉岱（2005）曾經(jīng)以2003年我國上市公司的年報數據為依據，研究了股權集中度與公司價(jià)值之間的關(guān)系，得出股權集中度與公司價(jià)值之間不存在明確關(guān)系這一與一般理論研究結果偏差很大的結論。
　�。ㄈ�）對已有研究的評價(jià)
　　以往理論研究和實(shí)證研究得出了股權集中度對公司價(jià)值既可能產(chǎn)生正影響，也可能產(chǎn)生負影響，還有可能呈正線(xiàn)性關(guān)系、倒U型曲線(xiàn)關(guān)系和U型曲線(xiàn)關(guān)系的矛盾結論，與資本市場(chǎng)環(huán)境、樣本選取和變量選擇的不同等各種因素有關(guān)。此外，無(wú)論是國外學(xué)者還是國內學(xué)者的研究都主要針對整個(gè)市場(chǎng)的所有的上市公司，而不是像本文所研究的專(zhuān)門(mén)只針對民營(yíng)上市公司，因此在樣本的選取上可比性較差，不具有很強的同質(zhì)性，在研究變量的度量上也存在很大的差別。衡量股權集中度及公司價(jià)值的指標不大一致，變量度量方法的差異自然影響研究結論。
　　
　　選取樣本
　　
　　本文以2006年我國民營(yíng)上市公司100強（剔除不符合條件的42家）中的58家民營(yíng)上市公司2005年12月31日的財務(wù)數據為樣本，研究所選取的民營(yíng)上市公司是指公司最終控制人為自然人或家族，且該自然人或家族直接或間接地為上市公司第一大股東或控股股東。本文在實(shí)證分析中所需用的數據均來(lái)自于巨潮資訊網(wǎng)和新浪財經(jīng)，為了保證數據的有效性，盡量減少其他因素對公司樣本信息的影響，本文依據以下標準對原始樣本進(jìn)行了篩選：不考慮金融類(lèi)上市公司4家(國際上這方面的研究多因金融類(lèi)上市公司的自身特性而將其剔除)；為了確保樣本公司的數據具有可比性，不考慮發(fā)行B股的上市公司5家；剔除在香港上市的33家民營(yíng)上市公司。最終，本文有效樣本數為58家。
　　
　　構建模型
　　
　�。ㄒ唬┘僭O的提出和模型的建立
　　公司治理理論的分析表明，隨著(zhù)股權集中度的提高，大股東既可能監督控制管理者，對公司價(jià)值產(chǎn)生正影響，也可能發(fā)生侵權行為，降低管理者創(chuàng )新動(dòng)力和股票流動(dòng)性，對公司價(jià)值產(chǎn)生負影響，因此，大股東監督對公司價(jià)值的正影響與其侵權行為、降低股票流動(dòng)性對公司價(jià)值的負影響并存。民營(yíng)企業(yè)也不例外，從這個(gè)層面講，股權集中度的增加有利于改進(jìn)公司的績(jì)效，提高公司價(jià)值，但股權集中度的進(jìn)一步提高也可能導致大股東對小股東利益的侵害，從而影響公司價(jià)值的最大化，尤其是當大股東本身“虛位”時(shí)更甚。因此，本文提出如下假設：隨著(zhù)所有權集中度提高，公司價(jià)值先是增加，經(jīng)過(guò)一個(gè)轉折點(diǎn)然后下降（見(jiàn)圖1）。換言之，與高度集中和高度分散兩種股權結構相比，中等集中程度股權結構下的公司價(jià)值最大。
　　本文采用Morck、Shleifer和Vishny(1988)、McConnell和Servaes等人(1995)的研究方法，用二次曲線(xiàn)表示股權集中度和公司價(jià)值之間的關(guān)系，構造出以下模型：
　　Yi=α β1OCi β2OCi2 β3Si β4Di εi 模型 （1）
　　這里Y是公司的價(jià)值，分別采用公司的績(jì)效總得分F值和TOBIN’S Q值來(lái)衡量；OC和OC2表示股權集中度和股權集中度的平方，本文采用CR5的數據；S是總資產(chǎn)價(jià)值的自然對數；D是資產(chǎn)負債率；ε是誤差項。各變量的下標i表示公司。
　�。ǘ�）模型的解釋說(shuō)明
　　在本文的模型構建中直接采用了二次曲線(xiàn)來(lái)度量和構造我國民營(yíng)上市公司股權集中度與公司價(jià)值之間的關(guān)系，而沒(méi)有像其他研究中那樣分別假設Y和X是一元線(xiàn)性回歸(linear)、二次函數(Quadratic)、復合函數(Compound)、對數函數(Logarithmic)、三次函數(Cubic)、指數函數(Exponential)、冪函數(Power)等多種模型。本文的假設是在理論分析的基礎上得出的，模型可以直接根據理論分析和假設來(lái)構造，而不必通過(guò)數據一一驗證。
　　本文在模型構建的過(guò)程中，對于獨立變量Y的值采用了TOBIN’S Q（Q值）和績(jì)效總得分（F值）兩種計量手段進(jìn)行衡量，分別從公司的市場(chǎng)價(jià)值和其內在的經(jīng)營(yíng)績(jì)效方面考察和反映了公司價(jià)值，而大多數已有研究都只是從一個(gè)方面來(lái)考察公司的價(jià)值，本文認為公司價(jià)值不僅應包含其外在的市場(chǎng)價(jià)值，同時(shí)也應包括其經(jīng)營(yíng)績(jì)效。另外，本文采取了一整套財務(wù)指標對企業(yè)的業(yè)績(jì)做出綜合評價(jià)，即對公司績(jì)效評價(jià)采用了績(jì)效總得分（F值）。
　�。ㄈ�）研究變量說(shuō)明
　　1.Q值：TOBIN’S Q定義為企業(yè)資產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值與重置成本的比率。Chen E.B等發(fā)現，非流通股價(jià)格相對于流通股價(jià)格而言，平均具有78%-86%的折價(jià)。本文將非流通股的價(jià)格按相對于流通股價(jià)格78%和86%的平均數進(jìn)行折價(jià)，即折價(jià)82%來(lái)計算非流通股的市值。TOBIN’S Q值的具體計算公式如下：
　　其中，LS為流通股股份數；ILS為非流通股股份數；P為流通股的月平均收盤(pán)價(jià)格；BVTD為負債總額的賬面值；BVTA為總資產(chǎn)的賬面值。
　　2.F值：對于反映公司績(jì)效總得分F值的指標比較復雜，本文將每股收益、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤率、流動(dòng)比率、速動(dòng)比率、銷(xiāo)售毛利率、凈資產(chǎn)收益率、應收賬款周轉率、存貨周轉率、固定資產(chǎn)周轉率、總資產(chǎn)周轉率、資產(chǎn)負債率、凈資產(chǎn)比率、固定資產(chǎn)比率、每股凈資產(chǎn)、營(yíng)業(yè)利潤增長(cháng)率、凈資產(chǎn)增長(cháng)率和總資產(chǎn)增長(cháng)率17個(gè)反映上市公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效的指標體系通過(guò)因子分析法（主成分分析法）計算績(jì)效總得分。以各因子的方差貢獻率為權，由各因子的線(xiàn)性組合得到綜合評價(jià)指標函數。因子得分分析的數學(xué)模型為：
　　F=(w1F1 w2F2 … wmFm)/(w1 w2 … wm )模型 （2）
　　此處F為績(jì)效總得分，wi為旋轉前或旋轉后因子的方差貢獻率。
　　3.解釋變量：OC。在本文的有效樣本公司中，第一大、前五大、前十大股東所持股本占總股本比例的平均值(加權平均)分別是36.04% 、55.11% 、63.98%。前五大股東與其他大股東的持股比例相差懸殊，采用前五大股東持股比例CR5就可以充分反映股權集中度，因此本文選用了CR5作為進(jìn)行回歸分析的解釋變量。
　　4.控制變量：D和S。以往同類(lèi)研究表明，除股權集中度外，公司負債水平、公司規模、公司成長(cháng)性也是影響公司價(jià)值的主要因素，本文將它們作為控制變量處理。其中：對于公司規模(S)，由于我國上市公司存在大量的非流通股，公司市值不能完全反映公司規模，故本文采用總資產(chǎn)的自然對數來(lái)度量公司規模。負債水平(D)以資產(chǎn)負債率來(lái)衡量，即負債與總資產(chǎn)之比。 　　股權集中度與公司價(jià)值關(guān)系實(shí)證分析
　�。ㄒ唬�樣本上市公司股權集中度的統計性描述
　　本文通過(guò)股權集中度指標體系CR1、CR5這兩個(gè)指標對樣本公司的股權集中度進(jìn)行了統計性描述（見(jiàn)表1）。
　　從表1可以看出，總樣本第一大股東持股比例CR1的均值是36.04%，前五大股東持股比例總和CR5是55.11%，由此可知其第二、三、四、五大股東的持股比例總和CR2345總樣本只有19.07%，說(shuō)明前五大股東基本控制了上市公司的投票權，其中第一大股東居于主導地位。
　�。ǘ�）公司績(jì)效總得分（F值）的因子分析
　　本文對于公司績(jì)效總得分（F值）的計算采用了因子分析法，選取了17個(gè)指標進(jìn)行分析，具體分析如下：
　　KMO和Bartlett檢驗。本文采用SPSS13.0進(jìn)行KMO檢驗，檢驗結果表明KMO統計量為0.733

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