股权结构与公司绩效：度量方法和内生性，本文主要内容关键词为：股权结构论文,度量论文,生性论文,绩效论文,方法论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究背景
自1932年Berle-Means发表《现代公司和私有产权》的著作以来，股权结构及其引致的相关问题始终是财务金融领域研究的热点。回顾股权结构研究的历史，从纷繁浩杂的文献中我们不难发现，几十年来股权结构研究主要沿着股权结构集中度（单一控股、相对集中、分散股权）、股东类型（政府、工商业公司、金融机构、家庭、外国投资者）、形成原因的理论解释（经济、政治、流动性、法律）以及经济后果（正相关、负相关、不相关）等四个方面展开。其中具有影响的重大突破主要有四次：（1）1932年Berle and Means得出的分散股权结构的经验证据以及在此基础上提出的所有权一控制权分离的结论，从而构筑了现代企业理论以及后来兴起的公司治理理论的研究基础；（2）1976年，Jensen and Meckling提出的代理成本观点和关于管理者所有权的论述，不仅开创了企业理论和资本结构理论的代理成本学说，“激励相容”的观点也开创了管理者持股研究的先河从而进一步丰富了股权结构的研究；（3）上个世纪80年代中后期开始兴起的集中股权结构观点不仅否定了分散股权结构的传统观点以及建立在此基础之上的Berle-Means定理，而且正在改变主流公司治理理论研究的主题、重心和方向；（4）因应集中股权结构观点，对其形成原因以及国际化差别法律观点的全新解释以及在此基础上的系列研究成果开创了法金融学分支学科的建立（John Coffee Jr.,1999），使得后两方面及其交叉内容的研究无疑成为上个世纪90年代末至今此领域研究的主流。
伴随着集中股权结构的兴起，股权结构的计量方法也随之发生了改变。在分散股权结构条件下，传统的方法是根据公司所提供的财务报表公布的股权结构数据计算公司的股权结构和相应的控制权结构，由此计算出的所有权称为直接所有权或者中间所有权。这种方法无疑不能适应集中股权结构的需要。在集中股权结构的观点兴起之后，为适应集中性股权结构的特点而产生了一种新的方法，根据公司的控制权结构计算其最终所有权以及相应的控制权，这种方法计算出的所有权称为间接所有权或者终极所有权。两种方法得出的结果有一定差异。① 终极所有权的计量方法也因能更加客观、公平地反映股权结构而开始取代传统上的中间所有权方法成为国际范围内研究股权结构的首选和必须，从而从技术层面上改变了整个股权结构领域的研究。
在国内，以放权让利为主线的国有企业（银行）改革和张维迎（1999）“股权结构是公司治理结构的具体安排”为代表的理论观点的流行标志了股权结构研究的现实意义和理论价值，这方面的研究也非常集中。在20世纪90年代的绝大部分时间里，此领域的大部分研究主要集中在国企改革以及股权结构、公司治理等相关理论的适应性方面（如陈工孟，1997；郑红亮，1998；郑红亮、王凤彬，2000）。自何浚（1998）开始，围绕股权结构的研究主要以经验研究文献为主，在计量股权结构的方法上，受数据可获得程度的限制主要采用中间所有权方法，刘芍佳等（2003）尝试引进终极所有权的方法对最终控制人进行分类，此后国内陆续有文献采用此方法进行研究。
在中间所有权方法下，研究的主题是国有股“一股独大”的有效性问题，具体可以划分成两部分，一是按照股份性质，将公司股份划分成国有股、法人股、流通股并检验其对公司绩效的影响。自许小年、王燕（1999）较早采用这种方法以后，陈晓、江东（2000）、施东晖（2000）、杜莹、刘立国（2002）都加以沿用。这种方法有针对性地对中国上市公司特有的股份性质进行分类，最大的优点是可以检验国有股的效果，但存在的最大疑虑是法人股的性质在国有与非国有之间难以界定，从而影响检验效果；二是检验股权集中度对公司绩效的影响，主要采用第一大股东持股比例或者其他衡量指标刻画股权集中度。孙永祥、黄祖辉（1999）、陈小悦、徐晓东（2001）、吴淑琨（2002）据此得出的不同的经验结论以及宋敏等（2004）、白重恩等（2005）的著名研究，都是此领域的代表。
在最终控制人方法研究下，自刘芍佳等（2003）采用这种方法对国家直接控股和国家间接控股进行对比研究以来，夏立军、方轶强（2005）、徐莉萍等（2006）将最终控制人按照级别（非政府，包括民营、乡镇、外资）、政府（包括地方政府、中央政府）和类型（国有资产管理机构、中央直属国有企业、地方所属国有企业、私有产权、外资、金融机构、高校等7类）进行了进一步分类研究，并得出了一些有意义的结论。胡一帆等（2006）采用世界银行对中国企业的调查数据验证了最终控制人改变所导致所有制结构改革对企业绩效的影响。
与国外的研究相比较，受转型背景的影响，国内的文献更加关注国有股权及其持股比例问题（如徐晓东、陈小悦，2003；夏立军、方轶强，2005；田利辉，2005），此外在研究的内容、主题以及结论的混杂程度等方面都相差无几。其中最大的差距是目前国外股权结构文献都采用终极所有权方法，而国内受数据可获得程度的影响一直采用中间所有权方法，成为制约国内研究与国际接轨的瓶颈。虽然从刘芍佳（2003）开始，尝试用终极所有权方法进行研究，但仅仅是追溯到最终控制人的身份并据此对样本进行重新分组，衡量股权结构集中度仍是采用中间所有权条件下的第一大股东或者前几大股东的持股比例。
2004年，国内上市公司按照中国证监会的统一要求，公布最终控制人的身份及其持股比例，并且披露最终控制人对上市公司的控制路线图，从而为终极所有权方法的应用创造了基础条件，也使本文得以如愿完成。本文是我们采用最终所有权方法衡量中国上市公司股权结构系列研究成果之一，我们主要尝试以下三方面的工作：（1）比较两种不同股权结构计量方法下，股权结构是否表现出不同特征及其对公司绩效是否存在不同的影响；（2）在终极所有权方法下，对最终控制人的级别和身份进行分类并检验其对公司绩效的影响；（3）采用二阶段最小二乘法，检验了股权结构内生性假设在两种不同所有权计量方法下对于中国上市公司的适应性。与国内同类型文献不同的是，本文第一次真正采用终极所有权的方法度量我国上市公司的股权结构，并在（股权结构）外生性和内生性两种假设下检验了不同性质、级别的终极控制人对公司绩效的影响，从而弥补了目前国际领域内对中国上市公司同类实证经验提供的不足。
二、研究设计
1.终极所有权方法及其应用
这种方法由La Porta et al.（1999）首创，其优点是从公司客观存在的现金流比例出发衡量大股东持股比例。因为这种方法的应用需要计算终极所有权指标，从而对信息披露提出了很高的要求。根据中国证监会的要求，所有上市公司从2004年开始在年报中披露终极所有者和控制链条，为本方法应用于中国上市公司提供了可能，其具体的计算方法如下：
最终控制者间接持有的股权，等于∑∏（控制链条上每一节持股比例）
以深圳中冠纺织印染股份有限公司为例，其实际控制人关系如图1所示。根据上面公式可以计算，其第一大股东华联发展集团有限公司的现金流为：
图1 深圳中冠纺织印染股份有限公司与实际控制人关系图
2.变量定义
本文选取的变量主要有股权结构、公司绩效和控制变量三部分：
（1）股权结构方面主要有中间所有权条件下的第一大股东持股比例、终极所有权条件下第一大股东持股比例os[,1]。为了更好地检验终极所有权条件下大股东性质对公司绩效的可能影响，我们分别对最终控制人按照性质（国资委、其他政府机构、法人股东、个人、其他）和行政级别（中央级、省级、地市级、其他）进行了分类。
（2）公司绩效方面，有财务指标和市场价值指标两种方法，综合国内外相关文献，两种方法都使用得较广泛，但是一般而言国外学者采用股票市值较多，但也有大量的研究采用第二类指标（如Kang and Shivdasani,1995）。而国内学者则偏向于选择公司财务指标，主要原因有两点：一是q的具体计量方法有多种，容易引起混淆；二是我国上市公司的股权结构非常特殊以及股票市场非有效性的质疑都给采用q指标带来很多客观上的困难。当然采用财务指标也不可避免地受到财务报表粉饰行为的影响。实际上上述两种方法各有利弊，很难分出优劣，从效果来看采用哪种方法基本上没有差别，例如Morck et al.（1988）和McConnell and Servaes（1990）就发现，用q还是利润率都不影响股权结构与公司绩效的计量结果（seifert,Gonenc and Wright,2002），田利辉（2005）同时采用q和roa指标对中国上市公司的检验结果也基本相同。基于以上考虑，本文同时采用roa和市净率来衡量公司的绩效。②
（3）控制变量。宋敏等（2004）认为研究股权结构与公司业绩关系时，控制变量的多少对计量结果有明显影响，应该考虑尽可能多的影响因素，如果漏掉重要的影响因素，容易导致有偏的估计结果，甚至会掩盖股权与业绩之间的真实关系。我们采纳这一建议，参考国内外的相关研究成果，引进尽可能多的控制变量，共有公司规模、风险程度、资产负债率、竞争能力和成长性等5个指标。各个变量的具体定义见表1。
3.样本选择和数据来源
证监会要求上市公司从2004年开始公布最终控制人身份、控制链条和持股比例，所以我们选取2004、2005、2006三年的数据作为本文的研究样本，剔除实际控制人关系图没有给出或无法识别、委托监管或存在债转股协议以及统计资料不全的样本，最后得到3217家样本公司，其中2004年有1075家、2005年有1076家、2006年有1066家。终极所有权方法下的第一大股东持股比例由我们根据每一家上市公司年报披露的相关数据逐一计算得出，上市公司年报来自证监会指定信息披露网站巨潮资讯网；其他的相关数据来自CCER中国上市公司研究数据库。
4.分析步骤
本文的分析包括两大部分，首先分析样本变量的统计特征，然后采用多元回归方法研究股权结构和其他控制变量对公司绩效的可能影响。具体的计量分析又分为两步，第一步不考虑股权结构对公司绩效的内生性影响，采用普通最小二乘法分别检验中间所有权和终极所有权计量方法下第一大股东持股比例对公司绩效的影响；第二步借鉴Demsetz and Heln（1985）、宋敏等（2004）的经验，考虑股权结构对公司绩效可能存在的内生性影响，采用工具变量法重新检验中间所有权和终极所有权两种不同计量方法下第一大股东持股比例对公司绩效的影响。在每一种检验方法下，我们都做了两方面的工作：（1）借鉴Morck et al.（1988）、田利辉（2005）等的经验，引进股权结构的平方项，以检验第一大股东持股比例对公司绩效的非线性影响；（2）借鉴夏立军、方轶强（2005）、徐莉萍等（2006）的研究，将终极所有权方法下的最终控制人分别按照性质和级别进行分类，以检验不同性质和级别的最终控制人对公司绩效的可能影响。
基于此，我们建立以下基本方程：
三、我国上市公司股权结构的主要特征
根据我们的统计分析，可以发现我国上市公司具有以下特征：
1.上市公司股权结构呈现相对集中的特点。表2（第一栏）的统计数据显示，样本公司均值为0.40，os[,1]均值为0.36，表明按照终极所有权计量，上市公司的股权结构集中度平均有所降低；从各年的分类统计（第二栏）来看，采用终极所有权刻画的股权集中度比采用中间所有权刻画的股权集中度偏低一些，并且这一结论在三年内都成立；从股权集中度分组统计结果来看（第三栏），在股权较为分散、相对集中两种情况下，采用终极所有权刻画的股权集中度都比采用中间所有权计算的股权集中度偏低一些，而在股权高度集中的情况下，终极所有权刻画的股权集中度较高。
2.表2第一栏统计数据还显示，股权结构的主要指标在公司之间差距较大。以s[,1]为例，上市公司第一大股东持股比例最高的达85％，而最低的则只有5.2％；os[,1]的统计结果也同样如此，最高的上市公司为92％，最低的仅为0.1％。
3.公司规模越大，股权集中度越高（第四栏）。大规模公司的第一大股东持股比例s[,1]和os[,1]平均为41％和37％，小规模公司的同类指标分别为39％和35％。这一统计结果与一般分析和国际经验所得出的股权结构集中度与公司规模负相关的结论不一致。
图2 我国上市公司的中间所有权与终极所有权
4.不同风险程度的公司所对应的股权集中度差异显著（第五栏）。在中间所有权计算方法下，低风险和高风险公司的股权集中度为40.5％和39.4％；在终极所有权计算方法下，上述指标为36.9％和34.9％。
5.表3按照最终控制人的性质和级别对主要指标进行了统计分析，从中可以看出，当对最终控制人按照性质分组时（见表3第二栏）：（1）大部分上市公司的最终控制人是国资委（42％），政府控股和法人控股的公司数量比较接近；（2）最终控制人是国资委的公司的股权最为集中（s[,1]和os[,1]分别为44％和43％），其他政府机构和公司法人的次之，私人和其他的较低；（3）在公司绩效方面，最好的是国资委控股（0.017），其次是政府（0.015），最差的是个人控股仅为0.001。按最终控制人行政级别分组时（第三栏）：（1）中央级、省级和地市级在股权集中度方面的差别不明显，其他类的股权（35％和28％）最低；（2）中央级控股公司价值最好（0.021），其次为省级控股，其他类公司绩效最差（0.006）。
四、计量结果与分析
1.普通最小二乘法的回归结果
为了检验不同所有权计量方法下第一大股东持股比例对公司绩效的影响，我们采用前文所列的基本方程，用普通最小二乘法进行回归处理。具体分析时，采取两个步骤：首先进行一般性分析，以比较采用不同所有权计量方法时，股权结构集中度对公司绩效的不同影响。然后在终极所有权方法下，检验不同性质和级别的最终控制人对公司绩效的影响。具体的回归结果汇总在表4—表6的方程（1）至方程（8）中。
表4的方程（1）和方程（2）是普通最小二乘法的回归结果。其中，方程（1）是中间所有权条件下第一大股东持股比例以及平方项的检验结果，从中可以看出，s[,1]在5％、s[2][,1]在1％的水平下通过显著性检验；从回归系数的方向看，s[,1]的回归系数为负，表明其与公司绩效存在负相关关系，即第一大股东持股比例越高，公司绩效越低；s[2][,1]的回归系数为正，表明其与公司绩效之间存在非线性关系，具体表现为一个开口向上的抛物线，我们这一回归结果与宋敏等（2004）和白重恩等（2005）的检验结果相一致，而与孙永祥、黄祖辉（1999）的第一大股东持股比例与公司绩效呈倒U型和陈小悦、徐晓东（2001）的第一大股东持股比例与公司绩效正相关的结论不同。方程（2）是终极所有权条件下第一大股东持股比例以及平方项的检验结果，从中可以看出，os[,1]在5％的水平下通过显著性检验，os[2][,1]则没有通过检验，表明终极所有权条件下的第一大股东持股比例对公司绩效产生了显著的线性影响；从回归系数的方向看，os[,1]的回归系数为正，说明其与公司绩效存在正相关关系，即第一大股东持股比例越大，公司绩效越高，这一结论与徐莉萍等（2006）所得出的“股权集中度与经营绩效之间有着显著的正向线性关系”的结论是一致的。方程（3）和（4）是对市净率的回归结果，从中可以看出，在中间所有权条件下，股权结构与公司绩效之间呈开口向上的U型曲线关系；在终极所有权条件下，这一结论同样成立。
方程（5）到方程（8）是在终极所有权条件下，加入终极控制人性质虚拟变量和行政级别虚拟变量的回归结果。从结果看，有一类性质的终极控制人（政府）和两种级别的最终控制人（省级、地市级）通过了检验，且都对绩效产生了负面影响，这一结果表明政府作为最终控制人的上市公司绩效相对较差，其中中央控股的上市公司绩效稍好。
方程（1）到方程（8）的回归结果还表明，y[,2]对公司绩效产生了显著的正向影响，即2006年的公司绩效要好于2005年，与我国股票市场的实际情况相一致。销售收入的增长率sal与绩效正相关，增加销售收入可以提高公司绩效；公司规模size和资产负债率tda虽然通过了显著性检验，但对公司绩效的影响并不很确定。
2.工具变量法的回归结果
从Demsetz and Lehn（1985）开始，理论和实证文献就开始关注股权结构的内生性问题，此后Himmelberg et al.（1999）、Hermalin and Weisbach（2000）分别讨论了管理者持股和董事会的内生性问题，宋敏等（2004）、李汉军、张俊喜（2006）、王跃堂等（2006）分别就中国上市公司的股权结构、治理机制、董事会的内生性问题进行了检验。
本文前面的普通最小二乘法的回归结果也提出了考虑股权结构内生性的必要。方程（1）到方程（8）并没有得出股权结构与公司绩效之间的确定关系，当采用不同的绩效衡量指标时，股权结构与公司绩效之间要么是线性正相关，要么是U型曲线关系；同时，在终极所有权的计量方法下，为什么股权对绩效的影响是线性而不是被广泛所认为的曲线关系呢？是方程建立的不完善？还是受到了内生性问题的影响？为了检验模型中可能存在的内生性，我们采用Hausman（1978）的方法对
和
进行检验。
在工具变量的选择上，我们借鉴宋敏等（2004）的经验，采用A股比例（Aratio）作为和的工具变量，具体计算方法是Aratio等于流通中A股数量占公司总股本的比值。由于模型中存在
的二次方，自然地，Aratio的平方项也作为工具变量，即模型使用的工具变量包括Aratio、Aratio[2]。一般来说，一个公司的A股比例越高，表明该公司的股权结构越分散，成为公司大股东的成本就越高，所以A股比例与公司第一大股东持股比例负相关；许小年、王燕（1999）、杜莹、刘立国（2002）的研究认为A股比例与公司绩效无相关关系。
内生性检验的结果汇总在表7中，从中可以看出，或具有显著的内生性问题，因此本文采用TSLS方法对模型重新进行估计。
引入工具变量以后，我们采用两阶段最小二乘法重新进行回归，回归结果汇总在表4—表6的方程（1′）到方程（8′）中。
对比表4方程（1）—（4）和方程（1′）—（4′）可以发现，考虑内生性以后，
的显著性以及回归系数都大幅度提高，但系数的方向没有改变；os[2][,1]通过了5％的显著性检验，且系数方向为正。这说明，在考虑股权结构内生性以后，无论采用何种指标来衡量公司绩效以及采用何种股权计量方法，股权结构与公司绩效之间都是确定的U型曲线关系，从而纠正了忽略股权结构内生性时所存在的上述问题。方程（5′）到方程（8′）的回归结果也支持了上述结论，这也说明了检验结果的稳定性。
图3显示了当股权结构存在内生性时采用两种股权结构度量方法，股权结构对公司绩效的不同影响。从图中可以看出，股权集中度与公司绩效都呈现左低右高的U型曲线，这一检验结果与宋敏等（2004）的内生性检验结果基本一致，而与田利辉（2005）所发现的国有股权与上市公司绩效呈现左高右低U型曲线关系的结论不完全一致。两种股权结构计算方法画出图形的拐点不同（infl[,s[,1]]＝38.39％；infl[,os1]＝36.57％），之所以呈现U型曲线，是因为第一大股东的持股比例对公司绩效具有两方面的影响，即所谓的“利益趋同效应”和“隧道效应”，说明第一大股东持股比例有一个转折点。⑤ U型曲线左边低右边高，我们认为这是因为，随着大股东持股比例的提高，其与公司总体利益目标越来越一致，产生“利益趋同效应”，大股东持股比例与公司绩效呈正相关关系。在前面的统计分析中，我们得出，、三年的平均值分别为40％和36％，在U曲线的右端，在U型曲线的左端。
考虑内生性以后，省级政府和地市级政府的最终控制人对公司绩效的负面影响较为明显。这一结论与夏立军等（2005）所得出的“低层级政府控制的公司价值更低”的结论一致；而与田利辉（2005）不尽相同，它支持了田文中的“干预之手”，即省市政府对企业的政治利益占了主导地位，导致这种类型上市公司绩效一定程度的下降。
图3 TSLS法下股权集中度与roa关系
当使用工具变量时，股权结构各变量的系数较没有考虑内生性时变大很多（为原来的几倍甚至十几倍），显著性基本保持不变，说明股权结构内生性的问题确实存在，这与宋敏等（2004）和李汉军等（2006）证明股权结构具有内生性的结论相一致。
3.稳定性检验
我们进行了如下的稳定性检验：（1）roa和mbr的检验结果保持一致；（2）对最终控制人按照性质和级别进行分组检验，基本结论不变；（3）控制行业因素和年份因素，结论不变；（4）对股权结构变量进行了行业中位数调整，重要结论基本保持不变。这些都说明我们的结果具有较好的稳定性。
五、主要结论及启示
本文比较了中间所有权和终极所有权两种所有权计算方式下股权结构对公司绩效的不同影响，并进一步将最终控制人按性质和级别进行了分类检验，最后我们检验了股权结构的内生性问题。我们的实证结果表明：
1.无论是采用中间所有权还是终极所有权，其股权结构集中度都与公司绩效呈左低右高的U型曲线。这一检验结果表明，当第一大股东持股比例低于一定比例时，其利用控制权实施利益侵占的行为比较明显，这种广泛流传的“隧道效应”导致了公司绩效的下降；当第一大股东持股比例高于一定的比例时，大股东实施上述利益侵占行为的激励下降，与公司整体上保持的“利益趋同效应”导致了公司绩效的提升。这表明，这种被国际财务金融理论界普遍认同的集中股权结构条件下控股大股东的上述两种行为在我国上市公司表现得比较明显，这一方面说明公司绩效与第一大股东的行为密切相关，中小投资者在选择公司时有必要将第一大股东持股比例纳入考虑范围；但同时也表明第一大股东的行为并没有得到法律约束、债权人监督等外部机制的有效监督，因此完善外部治理环境、强化大股东的外部监督机制显然非常必要。有必要强调的是，我们得出的U型曲线的形状是左低右高的，其基本含义是样本上市公司股权结构平均意义上处于曲线的右半部。这一结论的政策含义是，目前我国上市公司的第一大股东持股比例决定了其“利益趋同效应”总体上大于“隧道效应”。从这个角度看，现阶段过于强调减少第一大股东持股比例、降低股权集中度是没有必要的。
2.股权结构存在内生性。从研究结论提供的角度看，是否考虑股权结构的内生性会影响研究结论。在不考虑股权结构内生性问题时，采用不同的绩效衡量指标，不同的股权计量方法，股权结构与公司绩效之间的关系不一致。考虑股权结构内生性后，克服了上述问题，同时各主要变量对绩效影响的有效性和稳定性都有所提高，这从一个侧面验证了我们研究方法的合理性，也说明在研究同类型问题时，一定不能忽视股权结构的内生性问题。
3.在比较不同性质和级别最终控制人对绩效的影响时，我们发现省市级政府控股的上市公司绩效较低。造成这种现象的可能原因主要有：（1）地方政府谋取政治利益的“干预之手”超过了谋求经济利益的“帮助之手”（田利辉，2005），从而导致了较低级别的政府所有权低效率；（2）地方政府控制的上市公司在当地经济中承担较高的社会成本，如离、退休人员的安置和生活、学校、医院等公共设施的建设，这些因素在某种程度上导致上市公司的绩效较低。
注释：
① Valadares and Leal（2002）利用两种方法分别计算了同一样本的巴西公司的股权结构，得出了不同的结论。
② 陈小悦、徐晓东（2001）认为公司利用roe指标进行盈余管理的现象比较严重，所以我们采用总资产收益率这个财务指标来衡量绩效。
③ 产业经济学一般采用Herfindahl指数来反映产品市场竞争度，但受数据可获取程度的限制，本文以该公司销售收入占同行业全部上市公司销售收入的比重来衡量竞争度。
④ 经济问题中变量之间容易产生非线性的结构关系，所以我们引入股权结构平方项。
⑤ 田利辉（2005）将这一转折点称为“价值陷阱”，他所计算的国家持股比例的转折点在30％左右。