企业所有权结构

企业所有权结构（精选9篇）

企业所有权结构 篇1

汽车产业是国民经济的支柱产业。汽车产业具有高投入、高产出、规模效益递增、产业关联度大、科技含量高、经济带动力强等特点[1]。汽车工业的发展能够带动原材料、石油、电子、机械设备、交通运输、金融服务等多个行业的发展。近年来我国汽车产销量连创新高,为经济的发展做出了巨大的贡献。

汽车产业是典型的技术密集型产业。技术创新是汽车产业发展的推动力,同时也是汽车企业的核心竞争力。我国汽车产业起步较晚,技术水平和创新能力较低。市场对汽车的巨大需求和汽车产业落后的技术水平之间的落差导致我国汽车企业纷纷走上了与世界知名汽车企业合资的道路。合资企业引进了国外先进的生产装备和管理技术,对我国汽车产业的发展做出了一定的贡献。但是合资企业过分依赖国外技术,通过引进国外车型获取利润,忽视自主开发能力的建设,自主研发能力逐渐弱化。与此同时,随着汽车行业进入管制的放松,一批民营汽车企业通过自主开发,在市场上获得了一定的份额。并且原有的一些国有控股企业意识到自主创新能力是企业获得持续发展的前提,开始注重技术创新能力的提升。中国的汽车市场目前呈现中外合资、国有控股企业和非国有控股企业相互竞争的格局。由此引发了关于所有权结构与汽车企业自主创新能力之间的讨论。

1 文献综述

自熊彼特提出创新理论以来,技术创新与其影响因素之间的关系一直是学者们关注的热点问题。企业是创新的主体,企业的所有权结构决定着企业的运营和管理方式,影响企业技术创新资源的获得和技术创新的绩效[2]。现有关于所有权结构与技术创新的研究通常是就所有权结构的某种形式与企业创新的某些指标之间的关系展开的[3],主要可以分为:

所有权性质和企业创新。企业所有权性质主要是指企业的产权所有者的属性。根据所有者属性的不同,企业可以分为国有企业、民营企业和外资企业等。

现有大部分研究认为民营企业的创新活动更为活跃[4,5,6]。国有企业由于委托代理关系存在信息不对称,代理人追求个人利益最大化等原因,导致国有企业创新动力不足,创新活动低下等问题。但是也有研究说明随着改革的深化和市场竞争的加剧,国有企业原有垄断地位消失,为了能在市场中占据优势,国有企业也开始注重技术创新[7]。黄苹和徐彬对比了外资企业和国有企业的创新绩效,认为国有企业的研发配置效率优于外资企业[8]。

外商直接投资(FDI)和企业创新。目前学术界关于外商直接投资对企业的创新活动的影响主要有三种结论:促进论、抑制论和无影响论,具体研究如下:

第一种是外商直接投资促进内资企业的技术创新,即接受国外技术支持使得内资企业更倾向于进行创新并且能够优化创新的绩效[9]。王红领等指出FDI对我国内资企业的自主研发和技术创新有促进作用 [10]。

第二种是外商直接投资抑制了内资企业的技术创新活动。合资企业过于依赖国外技术转移而不注重本地的研究开发,并且外方出于成本以及其他利益方面的考虑,不支持在合资企业进行创新,导致企业创新活动不活跃[11,12,13]。

第三种是外商直接投资对内资企业的技术创新无显著影响。Kokko研究得出,当跨国公司在某国占据较大市场份额时,没有证据表明FDI对该国的技术进步有促进作用[14]。李平和盛丹选用中国29个省(市)1985-2003年数据建立了面板数据模型,得到FDI正技术溢出效应并不显著的结论[15]。

由于选取的指标、数据、行业等因素的不同,所有权结构与技术创新能力之间的关系一直没有确定的结论。有些研究结论是针对西方国家而言的,还有些是针对中国在20世纪80年代和90年代的企业而言,这些研究结论的参考价值有待商榷。

研究汽车企业的所有权结构与技术创新能力关系的文献较少。只有路风和封凯栋通过对奇瑞、哈飞等国内汽车厂商的专题调研,批判了合资企业依赖技术引进获取利润而放弃了原有的自主研发的平台,导致合资企业技术创新能力弱化,而自主品牌企业通过自主研发获得了成长[16]。最后得出中国汽车产业不可能通过FDI自动获得技术能力的结论。但是这一结论的得出只是依据其主观判断,没有运用数据进行检验。吴松泉对我国汽车工业“市场换技术”战略的效果进行了评价和博弈分析,实证结果表明,跨国公司的技术外溢效应极为有限,并没有使本国汽车企业通过学习效应而具备自主开发的能力[17]。这些研究只是检验了跨国汽车企业对中国汽车企业技术创新能力的影响,没有对不同所有权结构的汽车企业在技术创新方面的差异进行分析。

随着国家对汽车行业准入条件的放宽,民营企业的崛起和原有国有汽车集团的战略转向,中国汽车市场呈现了中外合资企业和内资企业(包括国有控股企业和非国有控股企业)互相竞争的格局。研究不同所有权结构的汽车企业在技术创新投入、产出和绩效方面的差异,对于促进汽车产业技术创新政策的制定以及技术创新战略的选择都有着重大的意义。因此,本文将研究对象限定于中国大陆现有的汽车企业,根据中国汽车产业特有的特征提出假设,并采用完善的指标体系对企业技术创新行为和绩效进行衡量,研究的目的是探讨中国汽车企业所有权结构对企业技术创新行为和绩效的影响。

2 理论分析

企业所有权结构作为企业技术创新的基础制度环境,首先,决定了企业技术创新资源的来源。所有者是企业重要资源(资金、土地、技术等)的提供者,企业所有权结构直接决定了企业技术创新所需资源获取的途径和成本。其次,企业所有权结构决定了企业的管理机制,这些管理机制直接影响企业对技术创新活动的过程管理和监控。最后,企业所有权结构影响企业技术创新产出和成果转化,从而影响技术创新转化为企业绩效。根据以上分析,企业所有权结构与技术创新的概念模型如图1所示:

图中实线表示直接影响,虚线表示间接影响, 表示技术创新链。企业所有权结构与技术创新产出之间同时存在实线和虚线箭头的原因在于中外合资企业能够直接从外方引进技术和产品,因此其所有权结构直接决定了技术创新的产出;而对于国有控股企业和非国有控股企业,所有权结构通过直接影响技术创新过程管理而间接影响技术创新的产出。结合以上模型和中国汽车企业的特点,我们得出不同所有权性质企业在技术创新方面的不同特征:

2.1 中外合资企业技术创新

由于国家为防止跨国公司对汽车产业的垄断,明确规定生产汽车、摩托车整车和发动机产品的中外合资、合作企业中的中方所占股份比例不得低于50%[18]。但是股权的限制并没有带来话语权的平等,政策忽视了跨国公司在资源和技术上对合资企业进行更有效的控制。

首先,合资企业拥有现成的技术来源,没有技术研发的动力。由于合资的外方基本上都是世界知名的汽车制造企业,拥有成熟且先进的技术和产品,合资企业可以对技术和车型进行直接引进推向市场获取利润。其次,合资企业同时引进了国外先进的生产设备和管理技术,产品质量和生产管理效率均较高。因此我们可以得出中外合作企业技术创新的倾向较低,技术创新投入较少,但是创新的产出和绩效却可以处于优势状态。

2.2 内资企业的技术创新

本文所指的内资企业是指没有外商投资的企业。由于内资企业没有现成的技术来源,面临合资企业的竞争,只能够通过自主研发来推出新产品。因此内资企业更注重技术创新投入。但是由于受到自身创新能力的限制,内资企业技术创新的产出并不理想。并且由于内资企业需要承担巨额的技术创新投入和管理,因此在企业绩效方面会受到影响。

内资企业根据企业控股方的性质还可以细分为国有控股企业和非国有控股企业两种,二者由于控股方的不同,导致企业在技术创新资源来源,技术创新过程管理以及成果转换管理上存在不同的特点。

国有控股企业在技术创新方面主要存在以下特点:首先,国有控股企业在资金、技术、人才、网络和品牌方面都有着雄厚的积累,综合竞争优势明显[19]。国家汽车产业政策长期以来向大型汽车集团倾斜,使得国有控股企业对于技术创新资源的获取相对于其他企业具有较强的优势。但是,国有控股企业技术创新的劣势在于国有控股企业的产权关系不明确使得技术创新活动不能够得到有效的激励和保障。此外,国有控股企业的管理机制比较复杂,企业管理成本较高而管理效率较低。以上这些特征导致国有控股企业虽然拥有较多的技术创新资源,但是并未一定拥有很好的产出和绩效。

非国有控股企业最大的特点是创新倾向高。非国有控股企业没有现成的技术来源,并且国家政策长期以来向大型汽车企业和集团倾斜,非国有控股企业获得的创新资源较少。在激烈的市场竞争下,非国有控股企业只能通过自主创新来抢占市场获得生存。因此,非国有控股企业注重技术创新投入,更注重创新管理。因此相对国有控股企业,非国有控股企业技术创新产出较多,创新绩效较高。

2.3 所有权性质与技术创新小结

根据以上的理论基础和理论分析,我们可以得出,不同所有权性质的企业在技术创新资源的获取、创新管理以及创新绩效方面会有不同的表现。并且根据以上对不同企业性质与技术创新之间关系的分析,我们可以总结出中外合资企业和内资企业在技术创新优势和劣势的相互比较。如表1所示:

根据表1我们可以提出关于中外合资企业和内资企业在技术创新方面差异的假设:

H1a:中外合资企业在技术创新投入上低于内资企业;

H1b:中外合资企业在技术创新产出上高于内资企业;

H1c:中外合资企业在技术创新绩效上高于内资企业。

在内资企业中的国有控股企业和非国有控股企业在技术创新方面差异的假设如下:

H2a:非国有控股企业技术创新投入高于国有控股企业;

H2b:非国有控股企业技术创新产出高于国有控股企业。

H2c:非国有控股企业技术创新绩效高于国有控股企业。

3 指标衡量和数据来源

不同的创新模式需要不同的创新资源投入,创新的产出和绩效也不尽相同。但是由于本研究能力和条件的限制,不考虑不同创新模式之间的差别。因此,本文在数据的可得性前提下,参考前人对技术创新能力衡量指标体系建立本研究的衡量指标。本研究对企业技术创新行为和绩效拟从三个方面进行衡量:技术创新投入、技术创新产出和技术创新绩效。

第一,技术创新投入。

技术创新的投入一般是指资金和人力资源的投入。本文从两个维度对技术创新投入进行衡量:技术人员投入强度和研发投入强度。其中技术人员投入强度=技术人员数量/企业员工总数;研发投入强度=研发投入金额/营业收入。

第二,技术创新产出。

本文用企业拥有的专利数量和推出新车型频率两个指标来衡量企业技术创新的产出。专利数量为发明专利、实用新型和外观设计三种专利拥有数量的总和。推出新车型频率=企业车型数量总额/企业年龄。

第三,技术创新绩效。

由于创新包括将新产品新技术进行商业化推向市场获得利润的过程,因此本文用企业的年营业额和年利润率来衡量企业技术创新的绩效,其中年营业额为企业2008年的营业收入;年利润率=利润总额/营业收入。

本文的研究对象是中国大陆现有的汽车企业,因此,根据数据的可得性和样本的代表性,本文选取了中国大陆现有的37家汽车制造企业进行研究。本研究所用数据为2008年年末企业的经营状况。本研究所用数据来源主要有《2009年中国汽车工业年鉴》[20]、万方机构检索数据库、中国知识产权网中外专利数据库平台、中国汽车工业信息网上市公司报表库、各汽车企业官方网站以及少量来自部分权威媒体报道等。以上数据来源真实权威可靠,能够保证本研究的可信度和有效性。

4 实证检验

本文选取的37家中国大陆汽车制造企业,截至2008年底,21家企业选择了与国外知名汽车制造企业进行了合资合作,占样本总量的56.8%。内资企业中有11家企业仍然保持了国有控股企业的所有权结构,占样本总量的29.7%;而非国有控股企业只有5家,占样本总量的13.5%。如表2所示:

根据本文的研究目的和研究假设,本文首先对所有权性质和企业技术创新进行了简单的列联表分析,用于展示不同的所有权性质的企业在技术创新各项指标上的差异。

首先,中外合资企业和内资企业在技术创新行为和绩效指标上的差异主要体现在以下几个方面:内资企业在研发经费和技术人员投入强度以及专利拥有数量上均比中外合资企业要高,但是中外合资企业新车型推出频率、利润率和营业收入均比内资企业要高。验证了中外合资企业较少进行技术研发活动,依赖国外技术和产品的引进来获取企业绩效。

其次,内资企业中的国有控股企业和非国有控股企业在技术创新行为和绩效指标上的差异主要体现在:非国有控股企业在研发经费投入强度上比国有控股企业高,但是在技术人员投入强度上却不占优势;国有控股企业拥有较多的专利数量,但是推出新车型频率却比非国有控股企业要慢;非国有控股企业虽然营业收入比国有控股企业低,但是获得了较高的年利润率。说明国有控股企业技术创新效率较差,盈利能力较差。具体如表3所示:

由于列联表分析只是对自变量和因变量之间的关系进行了简单的对比,揭示的只是表面上的差异。中国汽车企业所有权结构与技术创新行为和绩效之间是否存在显著性差别,还有待进一步验证。

由于本文研究对象总体企业数量较少,不能证明总体服从正态分布,因此,本文采用非参数检验分析方法对不同所有权性质在技术创新指标上是否存在差异进行检验。本文采用两个独立样本检验的方法(Two Independent Samples Test)对中外合资企业和内资企业;内资企业中国有控股企业和非国有控股企业在技术创新指标上进行两两比对,以说明不同的所有权性质在技术创新行为和绩效方面的差异。根据数据处理结果,我们得到如下结果:

首先,中外合资企业和内资企业只在技术人员投入强度和专利拥有数量指标上表现出显著差异。如表4所示:

结合表4我们可以得出,中外合资企业在技术人员投入强度上和专利拥有数量上显著低于内资企业,而在其他技术创新行为和绩效指标上,中外合资企业和内资企业并没有表现出显著差异。

其次,内资企业中的国有控股企业和非国有控股企业只在利润率方面表现出显著差异。如表5所示:

结合表5我们可以得出,内资企业中的国有控股企业的年利润率显著低于非国有控股企业。而在其他技术创新指标上,两者没有表现出显著差别。

根据以上数据分析,实证检验的结果对假设的支持情况如表6所示:

5 研究结论和贡献

通过以上对研究结果进行分析,我们可以验证本文实证研究得出的结果是合理的,反映了中国汽车企业在技术创新投入、产出和绩效方面的真实情况。通过实证研究结果和研究结果的解释,本研究得出的结论主要有:

1)内资企业更注重技术创新并获得了成长。本研究得出中外合资企业在技术创新人才投入和专利数量上显著低于内资企业,说明中外合资企业技术创新活动较少,仍然依赖从外方引进技术和产品来获取企业绩效。内资企业更注重技术创新并获得了成长,且在企业创新绩效上获得了与中外合资企业相当的成果。

2)国有控股企业技术创新绩效较差,但没有证据表明非国有控股企业技术创新活动更活跃。本研究得出在内资企业中,国有控股企业与非国有控股企业在利润率方面表现出显著差异,说明国有控股企业在技术创新绩效方面表现较差。但非国有控股企业与国有控股企业在技术创新投入和产出方面并没有表现出显著差别,说明没有证据表明非国有控股企业技术创新活动更活跃。

6 研究的不足和展望

由于研究条件、数据可得性的限制,本研究还存在许多不足之处,主要表现在以下几个方面:

首先,本文的样本量较少。本文的数据来源主要来自于汽车工业年鉴,而汽车工业年鉴中所提供的数据均为汽车行业中一定规模以上具有代表性的企业。在汽车这样一个进入门槛较高、管制较强的行业中,企业总量本来就少。本文所选取的样本已经尽可能的包含中国汽车制造行业中的典型企业,因此本文的研究仍能够代表中国汽车企业所有权结构与技术创新这一研究课题。

其次,本文对变量的衡量指标不够全面。本文只拥有了6个指标对技术创新的投入、产出和绩效进行衡量。一般学者对于技术创新的衡量通常会建立一个指标体系,包含10个以上的指标,其中多个指标需要实地调查进行打分得出。但是由于本文研究能力的限制,不能对样本企业进行实地调研,因此只选取了其中有较强代表性的6个指标进行研究。

最后,本文没有对控制变量进行考虑。本文在用专利数量对技术创新产出进行衡量的过程中,没有对不同专利质量的控制。发明专利、实用新型和外观设计三种专利形式需要的投入和技术能力是不同的。并且本文的测量也没有体现出不同创新模式之间的差别。不同创新模式对企业技术创新投入的要求不一样,得到的产出和绩效也不一样。因此,未来的研究可以在这些方面进行改善。

企业所有权结构 篇2

公有制经济比例过大,非公有制经济比例过小是山西所有制结构存在的主要问题,它对山西产业结构的调整有着一定的制约作用.发展非公有制经济,适度压缩国有经济比例,是促进山西产业结构调整的重要举措之一.

作 者：牛冲槐  作者单位：太原理工大学,经济管理学院,山西,太原,030024 刊 名：太原理工大学学报(社会科学版) 英文刊名：JOURNAL OF TAIYUAN UNIVERSITY OF TECHNOLOGY(SOCIAL SCIENCES EDITION) 年，卷(期)： 20(3) 分类号：F121.3 关键词：所有制结构   非国有经济   山西产业结构调整  

企业所有权结构 篇3

IPO抑价是指新股发行上市之后,二级市场的首日交易价格与一级市场发行价的差异(Ibbotson,1975)。IPO抑价表现为多数新股在上市首日便会有一个巨大的涨幅,即其在二级市场的上市首日或上市初期的交易价格Ritter和Welch(2002)指出在IPO过程中主要存在两种形式的信息不对称,第一种形式是IPO的发行方比投资者拥有更多的信息;第二种形式是IPO投资者比发行方拥有更多的信息。因为潜在投资者缺乏关于评价一个企业价值的信息,那么在投资的时候就会面临关于企业未来绩效的不确定,为了减少风险就会在竞价购买企业股份的时候会选择在企业期望价值上进行折价。在市场中也是存在不同种类的投资者,信息在投资者中的分布也是不对称的。如果企业IPO时定价过高的话,那么拥有信息的投资者就不会购买,那么股票就会出售给那些无信息者,就会在IPO的过程中遭受损失,即出现“赢者诅咒”的现象。IPO企业非常适合结合代理理论与信号理论来进行IPO抑价研究,但以往的研究都是单独的来研究所有权特点,而并没有系统来研究这些所有权特点对IPO抑价的影响。本文将系统性研究关于企业IPO之后的所有权结构作为传递企业价值的信号对IPO抑价的影响。

二、文献综述

(一)国外研究

N.R.Smith and Miner(1983)研究表明存在一个或者多个创业者会向投资者传递关于企业潜在价值的信号。创业者CEO经过了IPO之后更加的关注这个企业,因为他们为了让这个企业成功上市在这个企业里投入了大量的时间、经历和资金。相关研究也论证了这点,Fischer and Pollock(2004)研究表明由创业者CEO带领的企业绩效会更好,在IPO之后比非创业者CEO带领的企业的更可能生存。另外,Nelson(2003)发现由创业者CEO带领的企业比非创业者CEO带领的企业在IPO的时候会得到更高的价格溢价跟价值,Cbahine,Filatotchev和A.Zahra(2008)研究创业者的声誉和对外部和内部管理者的选择,以及对IPO抑价的影响,研究表明创业者的声誉与管理者之间的声誉是正相关的,但内部管理者跟外部管理者的声誉之间存在替代性,而且高层管理团队的外部董事经验会降低IPO抑价的程度,总体来讲,这些发现表明集中所有权和高承诺个体的加入会增加企业在转型为公众持股的阶段的生存概率和成功。

(二)国内研究

风险投资的声誉能够“证实”企业的价值从而降低IPO抑价(张维迎,1990),风险投资监督企业的能力也可以调解上述潜在的代理问题(陈新杰,2007)。这些因素使得人们相信风险投资的存在会降低企业IPO抑价程度(吴桥新,1990)。但李新安(1996)、张五九(1997;2001)、谢英豪(2004)得出了相反的结论,并表明风险投资的主要目标是短期内获取最大的投资收益,并且能够从投资者那募集到更多的资金,在这个目标的驱动下,风险投资会有故意隐瞒企业不好信息的动机,增加逆向选择的可能性,导致更高的IPO抑价。这与之前研究得到相反结论的研究只考虑了正式的风险投资,而没有控制其他类型的外部股权投资者,一个完善的研究需要区分不同种类的投资者类型来进行解释,在这些高成长的IPO企业一般会有风险投资和天使投资介入。

三、研究设计

(一)研究假设

企业IPO的时候代表着企业股权第一次也是最重要的一次流动,创业者和早期的投资者可以通过转让一部分企业股权来获取资金。IPO之后,创业者和早期投资者会受到锁定期协议的限制,在一段时间内是不能转让企业的股权,但是他们可以决定在IPO的时候保留多少股权,另外有研究表明在锁定期到期后会有投资者抛售大量的企业股份。因此,如果创业者相信企业在之后会实现更大的价值,虽然他们上市之前需要寻求外部投资者的投资分散一些所有权,但也会尽最大化的保留自己的所有权,这对于那些拥有多样投资组合的创业者来说这是具有机会成本的。因此,创业者在企业IPO之后保留越多的所有权表明对自己企业的未来具有更高的信心,对企业未来会实现更高价值有着更高的期望,这个信号会帮助投资者减少逆向选择所带来的风险。创业者在企业IPO之后保留更多的所有权也会使得让创业者跟投资者的利益更加一致,也表明创业者在做出决策时会以最大化企业价值为自己的目标,降低道德败坏所带来的风险,作为创业型企业,创业者为企业投入了很多的时间与精力,对企业的发展有着更加长期的承诺,更加愿意为了企业的成长而付出,由此,得到假设1:

假设1:创业者在企业IPO之后保留的所有权与企业的IPO抑价负相关

因为风险投资和天使投资关注的代理风险是不一样的,所以他们用来解决代理问题的机制是不一样的,这导致了对代理问题的影响是不一样的,风险投资更加关注于市场风险,而天使投资更加关注代理风险。风险投资更加依赖于正式的合同机制对企业进行监督和控制:而天使投资更加倾向于运用与创始人建立的个人关系这种非正式的方式进行监督和控制,他们投资的基础是对创业者的信任。风险投资因为他们既是代理人又是委托人的双层代理身份,所以存在冲突性的目标。因为作为投资者的代理人,风险投资既面临提前退出实现投资收益的短期压力,又面临能够继续募集资金建立市场声誉的长期压力。因为风险投资的双层代理身息,增加了逆向选择的风险,而且风险投资在企业IPO之后保留的所有权并不能表明是他们对企业的长期绩效看好,可能是因为承销商的压力,而且在IPO之后,由于他们有限的时间与精力需要投入到别的投资项目,他们并不一定会加强监督力度,降低产生道德败坏的风险,由此,得到假设2:

假设2:风险投资在企业IPO之后保留的所有权与企业的IPO抑价正相关

与风险投资相比,在IPO企业中天使投资也是非常重要的早期投资者,但对于他们在企业中管理角色的研究很少。天使投资是那些成功的富有的、成功的个体,跟风险投资相比他们都是长期投资者,因为他们进行自有资金投资,他们没有面临提前转让股份实现投资收益的压力,他们追求的不仅仅是投资收益还有人生成就感。他们对企业有更加长期的承诺,更加愿意之后的监督行为。虽然天使投资行业的信息不够透明与充分,天使投资也不像风险投资那样在乎自己的声誉,但天使投资在企业IPO过程中变得越来越重要,天使投资家作为成功的商业人士,他们一般都具有相关的行业经验,可以向创业者提供很多的行业和企业经营的经验,他们的存在向投资者表明他们对企业的信心。天使投资希望建立和维持自己的声誉和社会网络以便能够接触到新的投资项目,会积极的参与企业的监督与治理,尽力去帮助企业成功,所以,投资者可以期望天使投资会用他们的长期承诺和信任关系去影响企业的管理和经营,以确保企业的绩效。所以天使投资在企业IPO之后保留的所有权能够降低逆向选择和道德败坏所产的风险本,从而降低IPO抑价。因此,企业IPO的时候有天使投资者的加入更是一个有效监督体系的信号,从而会降低创业者产生道德败坏的风险,由此,得到假设3:

假设3:天使投资在企业IPO之后的所有权与企业的IPO抑价负相关

(二)样本选择

本文以创业板2009年10月30日至2010年10月底上市的所有企业为研究样本,共有样本136家上市企业,因为数据缺失,无法判断企业的创始人,剔除掉3家企业。选择创业板作为研究样本主要是基于以下原因:(1)创业板至成立以来,一直存在高市盈率,高抑价现象,截至2010年6月30日,己上市的企业达90多家,这些股票的平均市盈率达到68.3倍,抑价率更是达到50%多,所以非常适合进行IPO抑价的研究。(2)创业板上市的都是中小型企业,这些企业间竞争激烈,且可依赖的优质资源较少,企业生死存亡更依赖于创业者的能力、精力的投入和外部投资者的帮助,所以创业者和外部股权投资者对创业板企业的影响非常重要。(3)IPO对于处于高速成长的中小型企业的转型非常重要,投资者对于IPO企业的价值判断会依据哪些非财务信息,因为这会影响到企业实际融取到的资金,所以哪些信号会起到影响企业价值的作用值得研究。中国境内上市的企业都需要向中国证监会提交披露公司经营方面、财务方面、公司治理方面信息的招股说明书,每年年终需要向投资者提供经过审计公司审计过的财务报表。本文所用到的数据是从招股说明书和企业年终财务报表中手工整理而来,同时查询了中国证券报,同花顺,新浪财经等财经信息网。

(三)变量定义

(1)因变量。IPO抑价程度:本文的因变量是新股IPO的抑价程度,用首日上市收盘价与发行价差异的比例来测度新股IPO的抑价程度,这个测度与之前关于IPO抑价的研究是一致的。(2)自交量。在创业板上市的企业,需要向中国证监会提交招股说明书,在招股说明书中会提供企业上市前后个人和机构投资者的所有权,这些信息会在企业IPO之前披露,所以用IPO之后早期投资者保留的股权来研究IPO抑价不会产生因果关系问题。创业者的所有权:用招股说明中披露的创业者在企业IPO之后的股份与所有普通股的比例(股权比例)来衡量创业者的所有权。风险投资的所有权:用招股说明中披露的风险投资者在企业IPO之后的股份与所有普通股的比例(股权比例)来衡量风险投资者的所有权,因为所能获取信息的有限性,确认风险投资的方法与之前国外的研究有所区别。之前的研究首先找出企业的机构投资者,然后根据风险投资家(协会)名录来确定企业中的风险投资,但因为中国的风险投资名录中确定的都是全球性的大型风险投资或是国内的知名风险投资,但在参与投资创业板企业的都是一些国内的中小型风险投资。所以,确定风险投资的方法是在企业的机构投资者中,不是由创业者所控股,主营业务为创业投资、股权投资、投资咨询的机构投资者。天使投资的所有权:用招股说明中披露的天使投资者在企业IPO之后的股份与所有普通股的比例(股权比例)来衡量天使投资者的所有权,与对于天使投资者的确定我们与之前国外的研究也有些区别,国外的招股说明说中会有“其他重要利益相关方”,这个里面会确定所有的个人股权投资者,然后可以根据天使投资协会名录进行确定,因为企业提供的招股说明书中是把所有的股东都放在一起进行披露,而且没法得到天使投资名录,所以对于天使投资者的确定是所有投资企业的个人投资者,他们与企业的创业者、高层管理、董事会成员、机构投资者没有任何的关系,而且在企业内不担任任何职位,(3)控制变量。创业者担任总经理:创业者在企业内是否担任总经理是影响IPO抑价的一个重要因素。在本文中我们用虚拟变量0,1来表示创业者担任总经理的状况,如何该企业是创业者担任总经理那么等于1,如果不是则等于0。上市时间:企业自成立起到上市所经历的时间同样会对企业的IPO抑价产生影响,企业经营的时间越长,积累的相关行业经验会越多,投资者会觉得企业的不确定性会越小(Carter等,1998;Rilter,1984,2002)。对于那些经营时间较短的企业,投资者们缺乏对企业进行价值评估的历史信息、财务与战略方面的数据,企业积累的相关行业信息较少,投资者会认为这种企业的不确定性会越大,在本文中我们控制企业成立年份与上市年份的时间间隔。承销商声誉:之前的研究表明承销商的声誉会影响企业IPO的绩效。声誉高的承销商会向投资者发送关于这个企业质量的信号,因此会提高企业IPO的绩效(Cader,Dark,&Singh,1998;Carter&Manaster,1990;Lange等,2001,Megginson&Weiss,1991)。如声誉高的承销商他们会有更多的帮助企业IPO的经验,需要通过自己承销的业绩来维持自己的声誉。所以,这些因素都可以向潜在的投资者表明承销商非常在意企业IPO的绩效,不管是长期的还是短期。但承销商声誉跟企业IPO抑价之家的关系并非是这么简单,承销商在IPO过程中其实与两个存在着不一致的利益代理方相联系,存在双层代理问题(Gordan&Jim,1993)。第一代理方是发行方,申请IPO的企业。第二个代理方式机构投资者,他们是承销商的顾客。大部分的IPO股份都不是一开始就是公开市场上销售的,而是出售给承销商的一些关键客户,如机构投资者。这两个不同的代理方对于企业的IPO有着不同的偏好。通常来讲,IPO企业的原始股东都不喜欢企业IPO的时候存在抑价现象,因为抑价那部分“放在桌上的的资金”企业是无法得到的,而是被券商的关键客户赚去了,而券商的客户,那些机构投资者都希望通过IPO抑价来赚取利润,而券商需要跟这些机构投资者保持长期的业务联系,而跟IPO企业则是一次性业务关系,所以券商的声誉对于IPO抑价来说也是一个很重要的因素,在本文中将券商的声誉作为一个控制变量进行控制。搜集了A股市场2005年到2009年所有的IPO项目,按这5年期间券商承销的IPO金额所占的市场份额来测量券商声誉。企业规模:企业规模也是影响IPO抑价的一个重要因素。跟小企业相比,对于投资者来讲大企业预示着更少的不确定性。如大型的企业有更多的途径去接触到提高企业生存概率与利润的资源(Finkle,1998)。大型的企业更容易吸引到更具有声誉的承销商,因为投资者认为小型企业的成长不确定性更大,具有声誉的承销商为了降低自己的风险所以更加愿意承销那些大型企业的IPO(Calter,Dark,&singh,1998)。所以保持跟以前研究的一致性,本文将企业的规模进行控制,本文将用对企业销售收入取Log值来衡量企业的规模(Celto,covin&Dalton,2001)。行业:不同行业因为企业的主营业务所涉及的技术风险不同,未来面临的不确定性也是不同的,对企业的IPO抑价也会产生重要的影响,在创业板上市的企业大部分都是属于高科技行业,在这里我们把行业仅区分为高科技行业和非高科技行业,依据企业的主营业务进行区分,用0,1进行区别,如果企业属于高科技行业给予赋值1,不是则0。

(四)模型构建

根据研究的需要,可以将整体最终回归模型设置如下其中:

其中,Y为因变量,代表企业的IPO抑价的程度,用(首日上市收盘价-发行价)/发行价来衡量;β0为常数;x1、x2和x3为自变量,分别带来创业者在企业IPO之后保留的所有权,风险投资在企业IPO之后保留的所有权,天使投资在企业IPO之后保留的所有权。x4、x5、x6、x7、x8为公司和行业层面的控制变量,分别是创业者是否在企业里担任总经理,企业上市时间,企业IPO过程中雇佣的承销商的声誉,企业的营业总收入以及行业。

注:(1)*P<0.1(双尾检验);**P<0.05(双尾检验);***P<0.01(双尾检验);(2)模型1只考虑控制变量与因变量的关系;(3)模型2在控制变量的基础上加入了自变量创业者在企业IPO之后的所有权;(4)型3在模型2的基础上加入了自变量风险投资在企业IPO之后的所有权;(5)模型4在模型3的基础上加入了自变量天使投资在企业IPO之后的所有权

四、实证检验分析

(一)描述性统计

变量描述性统计如表(1)所示,可以看到IPO抑价的均值为0.4927,由此可以看出在创业板IPO抑价现象是广泛存在,而且抑价程度很高:创业者所有权的均值为33.867,这与我们之前的所叙述大部分创业者带领的企业在IPO之后他们仍然保留着相当部分的所有权比例是相一致的。

(二)相关性分析

变量进行相关性分析如表(2)所示。从风险投资和天使投资的最小值可以看出,并非所有的企业都会吸引风险投资和天使投资的加入。从相关系数表我们可以看出,在005的显著水平下,自变量创业者所有权、风险投资所有权、天使投资所有权与IPO抑价并没有显著的线性关系。

(三)回归分析

多元回归结果见表(3)。首先只放入自变量对IPO抑价进行多元线性回归,结果见模型1。从模型里面可以看到创业者担任总经理与IPO抑价负相关,而且在P<0.1的显著水平下显著。这与之前的研究结果是一致的,因为外部的CEO存在更少的沉没成本,创业者CEO经过了IPO之后更加的关注这个企业,因为他们为了让这个企业成功上市在这个企业里投入了大量的时间、经历和金钱(N.R.Smith&Miner,1983)。相关研究也论证了这点,研究表明由创业者CEO带领的企业绩效会更好,在IPO之后比非创业者CEO带领的企业的更可能生存(Fische,Pollock,2004He,2008)。另外,Nelsofi(2003)发现由创业者CEO带领的企业比非创业者CEO带领的企业在IPO的时候会得到更高的价格溢价跟价值企业的上市时间与IPO抑价负相关,但不显著,但与IPO抑价之间的关系跟我们之前的假定是一致的,企业上市的时间越长投资者会因为能够获得更多的企业的历史经营数据,企业会拥有更多的行业经验,会降低企业的不确定。承销商的声誉与IPO抑价负相关,结果不显著,但是与IPO抑价之间的关系跟我们之前的假定是一致的。因为承销商的声誉会向投资“证实”企业的价值,会降低企业的不确定性,从而降低IPO抑价的程度。但是企业的规模与IPO正相关,而且不显著。企业规模与IPO抑价之间的关系与之前假定的方向相反,可能规模越大的企业其未来的成长空间会越小,或是规模越大的企业因为更容易产生代理问题,让总经理更容易处于机会主义动机而追求自我利益,增加道德败坏的风险。行业与IPO抑价负相关,不显著,因为高科技行业涉及到未来的未知性会比其他的传统行业更大,会增加企业的不确定性,从而增加企业IPO抑价程度。然后,把自变量逐一加入到只有控制变量的模型1中。根据模型4,可以看出与只有控制变量的模型相比,自变量的加入明显提高了模型的R2,使得模型的解释力得到了加强。根据模型4我们可以看出:(1)在其他变量不变的情况下,自变量创业者在企业IPO之后保留的所有权与IPO抑价呈显著的负相关关系,随着创业保留的所有权越多则越能降低企业的IPO抑价,这与我们的假设1相一致,所以假设1得到了验证.(2)在其他变量不变的情况下自变量风险投资在企业IPO之后保留的所有权与IPO抑价正向相关,但是结果并不显著。自变量风险投在在企业IPO之后保留的所有权的系数方向与我们假设2相一致,但不显著,所以假设2并没有得到验证。(3)在其他变量不变的情况下,自变量天使投资在企业IPO之后所保留的所有权与IPO抑价呈显著的正向相关,对比模型3与模型4可看出,自变量天使投资的加入R2明显提高了模型的解释度,使得模型的解释力更强但是其系数的方向与我们假设相反,虽然假设没有得到验证,但是它给我们指出了一个更加有章只的结果,这说明国外研究的理论并一定适合我国。

五、结论

企业住所(经营地址)所有权证明 篇4

兹证明位于现有房屋间，面积平方米，其所有权归所有，尚未办理产权证，该房屋为生产经营用房，可以对外出租或自行生产经营使用，根据有关法律法规要求，该企业已采取有效措施，不会对周边环境造成影响。

证明单位（章）

年月日

说明：1：所证明房屋属城区内由房地产行政管理部门盖章，属农村的，由镇（街）政府房地产行政管理部门。

企业所有权结构 篇5

创新是经济持续增长的动力源泉, 世界主要国家都在积极推行创新驱动增长的经济发展战略。为了转变长期以来的粗放型经济增长方式, 中国政府于2006年作出了建设创新型国家的重大战略决策, 中共十八大报告提出实施创新驱动发展战略, 高度重视创新在我国经济社会发展中的核心驱动作用。企业是创新体系中的主体, 提高企业研发投入, 依靠自主创新提升生产率水平不仅是我国实现经济增长方式转变的重要途径, 也是我国建设创新型国家的关键环节。本文以我国企业创新重镇海淀区为研究对象, 全面考察R&D投入对企业生产率的影响, 以期为更好地发挥创新在我国经济增长方式转变中的支撑作用以及促进创新型国家的建设提供有益建议。

在Griliches的开创性研究之后[1], 国内外学者针对R&D投入与企业生产率的关系展开了大量的实证分析, 多数研究都显示R&D投入对企业生产率有显著的促进作用。但是, 现有研究主要以制造业或者工业企业为研究对象, 基于服务业企业的经验分析还比较匮乏。然而, 服务业尤其是知识密集型服务业在世界各国经济发展中已经扮演着越来越重要的角色。近年来OECD国家服务业的R&D经费支出增长速度明显快于制造业[2], 而知识密集型服务业企业的R&D投入强度通常比制造业企业还要高[3,4]。最近, R&D投入对服务业企业生产率的作用效果引起了一些国外学者的关注。Bogliacino和Piant基于德国、法国和意大利等8个主要欧盟国家产业层面的经验分析显示, R&D投入对制造业和服务业的生产率都有显著的促进作用, 并且服务业的R&D产出弹性还略高于制造业[5]。Segarra以西班牙加泰罗尼亚区企业为研究对象, 发现R&D支出对服务业生产率的作用效果存在行业差异性, R&D投入对高技术知识密集型服务业企业生产率的影响显著, 并且影响弹性大于制造业企业, 但是对非高技术知识密集型服务业企业生产率的作用不显著[4]。

另外, 现有研究主要聚焦于企业R&D投入整体作用效果的分析, 对R&D经费的支出结构进行区分考察的文献并不多见。随着发达国家中企业R&D经费外部支出投入力度的迅速加大, 体现企业与外部机构研发合作的R&D经费外部支出的作用效果近年来引起了一些国外学者的关注。B觟nte以德国制造业企业为研究对象, 发现R&D经费外部支出与企业生产率之间存在显著的正向相关关系[6]。Lokshin等以荷兰制造业企业为样本的研究则显示, R&D经费内部支出对企业生产率有显著的促进作用, 但是R&D经费外部支出只有在企业具备较强的吸收能力 (足够的R&D经费内部投入) 时才能有效发挥[7]。Medda等基于意大利制造业企业的研究显示, R&D经费内部支出和R&D经费外部支出都对企业生产率有正向影响, 并且后者的影响更大[8]。Segarra和Teruel以西班牙制造业和服务业企业数据为基础的分析则表明, R&D经费内、外部支出也都对企业生产率有正向作用, 但是R&D经费内部支出的作用更大, 这与Medda的研究结果截然不同。同时, 他们还发现R&D经费内、外部支出之间还存在显著的互补关系, 而这种互补效应在知识密集型服务业中表现得更加突出[9]。

综上所述, 尽管目前已有部分研究将R&D投入作用效果的考察范围扩展到了服务业, 并且关注了不同类型R&D支出对企业生产率影响的差异, 但是这些文献主要是以发达国家为研究对象, 得到的研究结论也不尽相同。本文拟利用2009年R&D资源清查调查对象广泛、调查指标全面的优势, 以我国自主创新重镇海淀区为例, 全面考察R&D投入与我国企业生产率的关系, 主要做了以下拓展工作。首先, 在研究对象上, 除了将R&D支出对我国企业生产率作用的分析对象从制造业拓展到服务业之外, 本文还密切结合我国经济转型时期的特点, 分析所有制结构差异下不同类型企业R&D投入作用效果的差别。其次, 在研究内容上, 除了R&D支出总额之外, 本文还考察R&D经费内部和外部两种不同类型的支出对我国企业生产率的影响, 检验二者之间的交互关系, 并且关注影响效果的产业和企业类型的差异性。最后, 在实证分析中, 国内许多研究未考虑R&D投入重复计算问题, 这可能会引起R&D产出弹性估计的偏误[10,11], 本文在实证中注意到了这一问题。

二、数据、模型与变量

(一) 数据

本文的数据来源于与海淀区统计局的合作研究课题, 其中R&D指标数据由2009年R&D资源清查获得, 主营业务收入、资本投入和劳动投入等指标数据则通过企业代码与当年企业年报数据对接得到。与普通年份的科技统计年报数据相比, R&D资源清查数据在统计对象的范围上更为广泛、在统计指标内容上也更加丰富, 这为本文的研究创造了良好的数据支撑基础。首先, 在调查对象上, 常规的科技统计年报只针对大中型工业企业, 而R&D资源清查的调查对象除了工业企业之外, 还包括信息传输、计算机服务和软件业、金融业、租赁和商务服务业等服务业企业。其次, 常规科技统计年报以科技活动支出为统计重点, 这与国际上通行的以《弗拉斯卡蒂手册》 (Frascati Manual) 为指导的以R&D活动为主导的统计体系存在着较大的差别。我国2009年R&D资源清查工作遵循《弗拉斯卡蒂手册》中的统计规范, 对R&D经费支出结构进行了全面调查, 第一次区分出R&D经费内、外部支出, 在提供R&D指标丰富数据信息的同时, 也使R&D指标更具国际可比性。

在样本选取上, 本文剔除了R&D人员数大于从业人员数、R&D经费支出额占主营业务收入的比重大于1的19家“异常企业”, 最终筛选出671家企业作为实证样本。在行业分布上, 全部671家企业散布在31个二位数行业中。其中, 制造业共有357家企业, 分布在24个二位数行业中;建筑业中共有13家企业;服务业中的企业数为301家, 集中分布在信息与通讯服务业、金融服务业和商务服务业3个知识密集型服务业中。从所有制类型看, 国有控股、集体控股、私人控股、港澳台商控股、外商控股和其他控股企业的企业数量分别为156、33、371、19、71和21家。考虑到集体控股和港澳台商控股企业的数量偏少, 同时我国集体企业具有更多的民营企业特点, 而我国一直将港澳台商视为中国非常住单位, 将其在大陆中的投资与外国投资并行处理, 我们将企业类型归为国有企业 (国有控股企业) 、民营企业 (集体控股和私人控股企业) 、外资企业 (港澳台商控股和外商控股企业) 以及其他控股企业四大类。

(二) 模型设定

本文首先利用式 (1) 所示的扩展的CD生产函数来考察R&D经费支出总额对企业生产率的影响:

式 (1) 中, Q、C、L和K分别表示产出、资本投入、劳动投入和R&D经费支出总额;α、β和γ分别表示资本、劳动和R&D的产出弹性;A为常数, ε为随机误差项。

在式 (1) 两边除以L, 同时令u=α+β+γ, 得到式 (1) 的集约形式:

式 (2) 中, q表示劳动生产率, c和k分别为人均资本和人均R&D经费支出总额, u-1用来检验规模报酬不变的假设。对式 (2) 进行对数化处理, 并且加入行业虚拟变量Ind和企业控股类型虚拟变量Own, 最终得到R&D投入对企业生产率影响的实证模型如式 (3) :

在行业虚拟变量Ind的设置中, 考虑到样本企业中有85.25%集中在化学原料和化学制品制造业等9个二位数行业, 本文以这9个行业之外的其他行业为对照组, 加入9个行业虚拟变量以控制行业特征对企业生产率的作用。在企业控股类型虚拟变量Own的设定中, 我们以其他控股类型企业为对照组, 加入是否为国有企业、是否为民营企业、是否为外资企业3个虚拟变量来控制企业控股类型对生产率的影响。

随着创新复杂化程度的不断提高和产品生命周期的不断缩短, 企业在开展自主研发活动的同时, 越来越注重通过委托外部机构进行研发活动或者与外部机构合作开展研发活动的方式来降低研发风险和研发成本, 提升创新绩效, 研发合作已经成为现代企业提高经营水平和竞争力水平的重要创新战略。在式 (3) 的基础上, 本文将利用式 (4) 来捕捉体现企业自主研发活动的人均R&D经费内部支出 (ki) 和反映企业与外部机构研发合作的人均R&D经费外部支出 (ke) 对企业生产率的作用:

从理论上来说, 与高校、研究机构以及其他企业等相关外部机构的创新合作能够有效弥补企业在知识创新、产品创新等创新环节上的不足, 因此企业自主研发和合作研发应该存在着互补关系。也就是说, 企业内部与外部R&D的结合将有利于企业生产率水平的提升。然而, 由于R&D投入具有创新能力和吸收能力两面性, Lokshin等认为只有企业在具有充分的R&D经费内部支出, 即具备较强的吸收能力的条件下, R&D经费外部支出才能发挥出有效的作用[7]。我们在式 (4) 的基础上, 将运用式 (5) 所示的理论模型, 估计出企业R&D经费内、外部支出交叉项的影响弹性λ来考察内、外部R&D结合对企业生产率的作用:

(三) 变量说明

产出。在生产函数的微观实证中, 学术界通常使用企业的增加值、总产值或者收入来体现产出。严格来说, 由于增加值扣除了中间投入, 比其他两个指标能更好地体现企业经济产出。但是囿于无法获取企业的增加值数据, 本文使用主营业务收入来体现产出。

资本投入。资本投入用企业资产总额衡量, 为了避免R&D投入重复计算问题所导致的R&D产出弹性估计的偏误[10], 本文从企业资产中减去R&D经费支出的资产性支出, 将校正了重复计算问题后的资本投入纳入实证模型。

劳动力投入。与资本投入类似, 劳动投入中也包含了R&D人员投入, 本文从企业从业人员数中扣除R&D人员数以避免重复计算问题。

R&D投入。本文使用企业R&D经费支出来衡量。

三、实证研究

(一) 全部样本实证结果

由于对截面数据的参数估计通常会产生残差异方差问题, 这可能会导致参数显著性检验失败。对此, 本文使用White异方差一致协方差矩阵对参数的标准误进行修正, 以此消除残差异方差问题的影响[12]。由表1报告的估计结果可知:在0.01的显著性水平下, R&D经费支出对企业生产率有显著的正向影响, 且R&D产出弹性为0.235, 这意味着R&D经费支出总额每增加1%, 可以带动海淀区企业的经济产出增加0.235%, 体现出研发创新对企业经营发展的重要作用。

从R&D经费支出结构来看, R&D经费内部支出和R&D经费外部支出都对企业生产率有显著的正向作用, 说明自主研发和研发合作都能有效促进企业生产率的提升。但是, R&D经费外部支出0.073的影响弹性明显低于R&D经费内部支出0.171的弹性系数, 说明企业自主研发比与外部机构的研发合作发挥了更大的效应, 这与Medda等的研究结果不同[8], 但是与Segarra和Teruel的研究结论一致[9]。本文认为尽管企业与外部机构的研发合作已经越来越频繁, 但是在研发项目开展过程中, 为了保证对创新所带来的超额利润的独自占有, 企业对研发回报率高的关键核心技术的开发会更倾向于选择自主执行, 同时企业内部研发团队长期稳定的合作关系也更有利于提高研发绩效, 企业自主研发活动也就表现出更高的研发收益。实际上, Sirilli和Evangelista对意大利制造业和服务业企业的创新调查也都显示, 相比于外部创新信息来说, 更多的企业认为内部创新信息来源更加重要[13]。

表1中第3列的结果显示, R&D经费内部支出与外部支出的交互项对企业生产率也有显著的正向影响, 意味着企业自主研发及其与外部机构的研发合作存在着相得益彰的互补关系, 这与前文的理论分析相吻合, 并与Lokshin等[7]、Segarra和Teruel[9]的研究结论一致。

注:括号内是经white (1980) 调整后的t值, ***、**、*和#分别表示在0.01、0.05、0.10和0.15的显著性水平下显著。

(二) 产业差异下的实证结果

由表2可知:在0.01的显著性水平下, R&D经费支出对制造业企业生产率有显著的正向作用, 且R&D产出弹性为0.241, 远高于吴延兵基于全国制造业数据大约0.1的估计结果[11], 说明海淀区制造业企业对R&D资源的利用效果要明显高于全国平均水平。与此同时, R&D投入对知识密集型服务业企业生产率也有显著的正向影响, 并且产出弹性也达到0.239, 与制造业企业大体相当, 证实了研发投入在我国知识密集型服务业企业生产率提升中的重要作用, 同时也论证了知识密集型服务业高R&D投入、高创新绩效的特点[14,15]。

从R&D经费支出结构来看, R&D经费内、外部支出对制造业和知识密集型服务业企业的生产率都有显著的正向影响, 并且R&D经费内部支出的影响弹性更大, 同时二者的交互项也对企业生产率有显著的正向作用, 这与全部样本分析结果一致。从影响系数来看, 知识密集型服务业企业与制造业企业在R&D经费内部支出的影响弹性相差不大, 但是R&D经费外部支出0.093的影响弹性要明显大于制造业企业0.064的弹性系数。同时, R&D经费内、外部支出的交互效应在知识密集型服务业企业中也更突出, 这与Segarra和Teruel的研究结果一致[9], 进一步说明研发合作在知识密集型服务业生产率的提升中发挥着更为重要的作用。本文认为这主要是由于与制造业企业主要依赖于与研发机构合作等“硬性”资源的创新模式相比, 与咨询机构、供应商等部门的创新合作对服务业企业也很重要, 也就是说服务业企业在创新过程中会更多地依赖外部创新资源[9,13], 因此, R&D经费外部支出对知识密集型服务业企业生产率的影响也相应地更大。事实上, 描述统计分析结果也显示, R&D经费外部支出占海淀区知识密集型服务业企业R&D经费支出总额的比重为4.86%, 明显高于制造业企业2.28%的水平。

注:同表1。

(三) 企业所有制类型差异下的实证结果

表3中的估计结果显示:R&D经费支出对国有、民营和外资企业的生产率都有显著的正向影响, 但是不同类型企业的R&D产出弹性系数按民营、国有和外资企业依次递减。相比于国有企业, 民营企业具有更为清晰的产权归属界定, 委托代理层级关系较少, 监督激励机制更加完备, 对研发资源有更高的配置效率, 因此, 民营企业的R&D产出弹性大于国有企业。至于为什么外资企业R&D产出弹性最低, 本文认为一方面是由于作为我国企业自主创新重镇, 海淀区企业经营发展高度依赖创新驱动, 内资企业对R&D资源的利用效果并不一定逊色于外资企业。另一个可能的解释是, 为了尽量避免知识溢出, 外资企业在海淀区开展更多的是技术层次相对较低的外围研发活动, 在开展核心技术研发活动时, 它们会更加倾向于选择在公司母国进行[16], 因此, 外资企业的R&D产出弹性也就表现相对较低。

从R&D支出结构来看, R&D经费内部支出对国有企业和民营企业的生产率都有显著的促进作用, 但是R&D经费外部支出只对民营企业的生产率有显著正向影响, 对国有企业生产率的作用并不显著 (2) 。同时, R&D经费内、外部支出的交互项也仅对民营企业的生产率有显著的正向作用。我们认为可以从以下两个主要方面来对这一结果进行原因解释:一方面, 正如前文的分析, 国有企业产权界定较为模糊, 严重的委托代理问题和监督激励机制的缺位使得国有企业对外部创新资源的利用效率也较为低下。另一方面, 通过对数据描述发现, 海淀区46家具有R&D经费外部支出的国有企业的R&D经费内部支出占主营业务收入的比重为1.67%, 仅为民营企业4.94%投入强度的1/3。如同Lokshin等的研究[7], 国有企业内部R&D投入强度的低下反映出其对外部知识吸收能力的不足, 吸收能力的欠缺应该也是导致R&D经费外部支出对国有企业生产率的作用效果未得到充分发挥的一个重要原因。

注:同表1。

四、结语

本文以我国创新重镇海淀区为分析对象, 将2009年R&D资源清查数据与企业年报数据对接, 构建了一个包括671家企业的微观数据集, 以此考察产业和企业所有制类型差异下, 不同类型R&D支出对企业生产率的影响, 得出的主要结论和相关政策建议如下:

首先, 本研究显示R&D投入不仅对制造业企业生产率有正向作用, 对知识密集型服务业企业生产率也有显著的积极影响, 并且其R&D产出弹性与制造业企业相当, 证实了R&D投入在我国知识密集型服务业生产率提升中的重要作用。笔者还想强调的是, 知识密集型服务业不仅具有很高的R&D投入强度和R&D资源利用绩效, 在创新扩散过程中也扮演着重要角色, 对于国家创新体系和区域创新体系的建设至关重要。但是, 2009年我国服务业企业研发投入经费仅为美国的1/20、日本的1/3、英国的3/4左右, 服务业企业R&D投入只占全部企业R&D经费支出总额的7.7%, 明显低于OECD国家的水平[3](3)。在我国建设创新型国家和推进产业转型升级的过程中, 不仅要重视制造业的研发创新, 还应着力加大服务业特别是知识密集型服务业的研发投入。此外, 我国仅在2000年和2009年两次全国R&D资源清查中涉及到服务业企业的创新调查, 对服务业创新的统计还非常薄弱, 亟需加强对服务业企业创新的调查统计。

其次, 由于R&D经费内、外部支出以及二者的交互项对制造业和知识密集型服务业企业的生产率都有正向作用, 并且R&D经费外部支出对知识密集型服务业生产率的影响更大, 交互效应也更加突出。这意味着我国企业 (特别是更加依赖外部创新资源的知识密集型服务业企业) 在开展自主研发活动的同时, 还应该充分重视与外部机构的创新合作。但是, 从我国创新排头兵海淀区企业来看, 在具有研发经费支出的企业中, 仅有20.86%具有研发经费外部支出, 而在西班牙加泰罗尼亚区中, 这一比重达到了42.12%[9]。我国企业需要进一步加强与外部机构的研发合作, 而政府应致力于加强企业创新合作平台的建设。当然, 无论是从R&D经费内、外部支出产出弹性系数的大小比较, 还是从企业有效吸收外部知识的角度来看, 我国企业 (特别是自主研发能力较弱的国有企业) 在创新能力的建设中需要把自主研发放在更加重要的位置。

最后, 民营企业对R&D资源的利用效果要明显优于国有企业和外资企业, 而本文的数据显示, 在2009年海淀区具有R&D经费支出的企业中, 有35.26%的国有企业得到了政府R&D资助, 而民营企业的这一比重仅为18.56%, 同时政府资助的R&D经费占国有企业R&D经费支出总额的比例为7.81%, 高出民营企业2.39个百分点, 我国政府对国有企业的研发支持力度要明显大于民营企业。为了提高R&D资源利用效率, 政府应该促进更多的R&D资源向民营企业配置。

摘要：利用海淀区R&D资源清查中671家企业数据, 考察全部样本以及产业和企业所有制结构差异下不同类型R&D支出对企业生产率的影响, 结果表明: (1) R&D投入对企业生产率有显著正向影响, 知识密集型服务业企业的R&D产出弹性与制造业企业相差不大, 不同类型企业的弹性系数依民营、国有和外资企业递减。 (2) 在全部样本中, R&D经费内、外部支出都对企业生产率有正向影响, 且前者影响更大, 同时二者还存在互补效应。产业差异下的研究结果与全部样本一致, 但是R&D经费外部支出对知识密集型服务业企业生产率的影响更大, 互补效应也更加突出。R&D经费内部支出对国有企业和民营企业的生产率都有正向影响, 但是R&D经费外部支出仅对民营企业生产率有促进作用。

所有权结构国外研究综述 篇6

一、分散所有权与集中所有权结构研究

(一) 分散所有权结构研究

Berle和Means在1933年发表的《现代公司和私有产权性质》被认为是最早研究分散所有权结构的文献, 作者提出了美国盛行分散的所有权结构。Berle和Means有关分散所有权结构思想影响了理论界学术研究多年。Jensen和Meckling (1976) 和Hart (1980) 的理论也都是建立在分散所有权结构理论基础上。此后在所有权分散的理论文献里, 研究的主要议题是如何有效地激励和约束经理, 以解决所有权与经营权分离带来的代理问题。但实际上只有在对小股东法律保护较为完善的国家里, Berle和Means所阐述的分散所有权结构才较为普遍, 这些国家通常是实施普通法系的国家 (La Port等1997, 1998) 。

(二) 集中所有权结构研究

Berle和Means关于分散所有权结构的研究范式在1988年被Holderness和Sheehan的一项研究所打破。Holderness和Sheehan (1988) 对美国100多家公司的研究发现, 这些公司均存在股权高度集中的现象。研究表明, 即使在美国等发达国家, 除了存在大量的所有权分散的公司外也存在着众多所有权相对集中的公司。从此, 有关集中所有权的研究逐渐增多。La Porta等 (1998) 认为, 在新兴经济中所有权是高度集中的。Lins (2003) 研究认为, 在22个新兴市场上58%的公司至少有一个控股股东。Faccio和Lang (2002) 发现, 在13个西欧国家中, 除英国和爱尔兰外其他国家的股权均高度集中, 在5232家上市公司中有44.29%的公司由家族控制, 新兴资本市场的控股股东往往比英美等国家的控股股东享有更多、更强的控制权。在意大利和瑞典大部分上市公司都处于控股股东的严密控制之下 (Zingales, 1994) 。在所有权集中的公司里控股股东能够强化对经理的监督, 从而可以有效地降低分散股东的“搭便车”行为。所以, 控股股东的存在是解决经理与股东之间代理冲突的一种行之有效的方法。但所有权集中也产生了另一种代理问题——控股股东与中小股东之间的代理问题, 即控股股东可能利用所拥有的控制权牟取私人收益。所有权的集中为控股股东凭借自身力量剥削和掠夺中小股东的利益成为可能。因此, 针对所有权集中的公司经营行为, 有些学者专门研究控股股东与中小股东的代理问题。Shleifer和Vishny (1997) 指出, 在所有权集中的股权结构下, 公司的控股股东与小股东之间存在代理问题, 控股股东一旦控制了企业的决策权经常会以牺牲其他股东和利益相关者的利益为代价谋取私利。因而他们认为, 现代公司的主要代理冲突存在于控制公司内部大股东与外部分散小股东之间。Johnson等 (2000) 使用“掏空 (Tunneling) ”一词来描述控股股东转移公司资源对其他股东利益进行侵占的行为。控股股东转移资源进而取得控制权私利, 这些收益不但不会与小股东分享, 而且还直接损害小股东的利益。

二、所有权性质与终极产权研究

(一) 所有权性质研究

所有权性质体现了所有权的身份, 并在很大程度上决定了公司的经营策略。即使在同一时期处于相同的经济和制度环境下, 政府控制的公司和民营控制的公司采取的经营策略有可能大不相同。公有产权与私有产权优劣一直是许多学者关注的话题。Alchian (1965) 首先提出私有产权的公司治理优于公有产权, 后来又有许多学者研究认为私有企业的绩效优于国有企业 (Megginson和Netter, 2001;Djankov和Murrel, 2002) 。然而, 国外也有许多学者认为没有发现所有权性质与企业绩效之间存在显著的相关关系 (Caves和Christensenn, 1980;Kole和Mulherin, 1997;Holz, 2002) 。国外有关所有权性质研究之所以未达成一致的结论, 其中很重要的原因就是在研究过程中被选择的样本公司所处地区的经济形态比较单一, 很少存在国有产权与私有产权大量共存的经济制度。此外, 在选取以韩国、日本以及印度等亚洲国家的公司作为研究样本时, 这些国家样本公司的所有权结构链条过长也会影响到研究结论的可靠性。

(二) 终极产权研究

La Porta等在1999年首先提出了终极产权 (Ultimate ownership) 的概念, 由此所有权结构的研究不再局限于所有权的分散与集中方面, 终极产权方面的研究也层出不穷, 成为最近几年学术界研究的热点。终极产权观点的兴起是集中所有权结构研究的突破性发展。终极产权包括控制权和现金流权两个方面。终极控制人是上市公司的第一大股东沿着控制链向上逐级追溯的最终控股股东。控制权是终极控制人对上市公司的投票权, 现金流权是终极控制人对上市公司的所有权。实际上将控制权和现金流权两者结合起来研究, 可以更加客观和全面地反映公司所有权结构的特征。控制权和所有权的偏离程度可以反映终极控制人追逐私利的意愿和驱动力。Grossman和Hart在1988年就曾提出控制权与现金流量权的区别, 并认为当控制权的私人利益较高时“一股一票 (Oneshare-onevote) ”的偏离较大。然而, 在所有权结构的研究文献中真正开始系统研究终极控产权的问题出现于20世纪90年代末。La Porta等在1999年发表了有关终极产权研究的论文《全球的公司所有权》。La Porta等 (1999) 通过所有权关系链条层层往上追溯公司的终极控制人研究后表明, 在27个高收入的国家中大约有64%的大企业存在控股股东, 这些企业的大股东拥有超过现金流权的控制权, 而且大部分是通过金字塔结构来实现的。Claessens等 (2000) 将La Porta等 (1999) 的分析方法适当改进后考察了东亚2980家公司的所有权与控制权的分离后发现, 在这些国家中投票权总是通过金字塔控制结构和交叉持股方式超过了现金流权。所有权和控制权的分离在家族控制公司和小公司尤为突出, 有超过三分之二的公司被单一股东独家控制。Shleifer和Wolfenzon (2002) 认为, 在股东保护比较弱的国家里金字塔型结构应该更为普遍。Claessens等 (2002) 也认为, 大多数国家控股股东掠夺小股东是非常严重的委托代理问题, 并认为当控股股东通过金字塔结构和交叉持股方式分离所有权与控制权, 或担任公司的高级管理者, 以及当法律对小股东的保护不到位时, 这种侵占行为更加严重。现金流权的作用还会受到投资者保护机制的影响。Lemmon和Lins (2003) 及Nenova (2003) 从不同角度得出了相同的结论, 发现在投资者保护机制比较完善的地区现金流权的多少并不重要。

三、所有权结构与公司价值研究

(一) 所有权集中度与公司价值的关系

最初关于所有权结构与公司价值的研究主要是所有权集中度与公司价值方面得出的结论不统一, 争议较大。Grossman和Hart (1988) 首先认为, 所有权集中度与公司价值呈负相关关系, 公司中如果存在持股比例较高的大股东就会产生控制权私利, 这种私利只为大股东享有而不能为其他股东分享。大股东常常将上市公司的资源从小股东手中转移到自己控制的企业中去, 从而可能损害公司价值。Edwards和Weichenrieder (1999) 的研究结论与Grossman和Hart (1988) 的结论相反, 认为所有权集中度与公司价值呈正相关关系。对于多数大股东来说, 所有权集中的正面效应, 即所有权集中所带来的监督效应及因剩余索取权增加而减少对小股东的利益侵害明显超出负面效应, 即伴随控制权增加而产生的控制权私利。Faccio和Lasfer (1999) 表明所有权集中度与公司价值之间不存在显著的相关关系。在所有权集中度与公司价值的研究中, 最引人注目的是Mork等 (1988) 的研究结论, 认为所有权集中度与公司价值存在非线性关系, 该研究也是财务学领域首次以非线性关系的形式研究两个变量之间的关系。Mork等 (1988) 从1980年从《财富》500强公司中抽取了371家作为研究样本, 以托宾Q值作为业绩度量指标研究后发现, 当内部股东持股比例在0%-5%之间时, 托宾Q单调递增;当内部股东持股比例在5%-25%之间时, 托宾Q呈下降趋势;当内部股东持股比例超过25%时, 托宾Q再次出现递增的趋势。Mc Connel等 (1990) 以不同样本所作的研究虽然也表明二者是非单调曲线关系, 但曲线形状与前述的研究却不同, 拐点分别为40%和50%。

(二) 控制权与现金流权的偏离与公司价值的关系

企业所有权结构 篇7

自20世纪从90年代以后, 通过追溯控制链来鉴别终极所有者已经成为被广泛使用的方法。研究者视所有权结构为多维变量, 既考查了终极所有权结构的集中度, 又考察了终极所有者的身份, 并且还度量了终极所有权与控制权的偏离度。

La Porta, et al (1998) 认为公司价值随控制性股东现金流权的提高而提高。Claessens、Djankov和Lang (2000) 调查了东亚国家终极所有权与控制权分离的情况, 他们发现公司价值随现金流权的提高而提高, 随控制权的提高而下降。Lins和Servaes (2002) 检验了7个新兴市场的上市公司, 发现当管理者持有的投票权充分超过了他的现金流权时, 公司价值下降。在西欧、东欧的转轨经济国家和亚洲的新兴市场国家, 国家仍持有上市公司的较大份额, 现有的金融方面的文献普遍认为私有企业比国有企业的业绩更好 (Megginson、Nash和Van Randenborgh, 1994;Boubkari和Cosset, 1988;Claessens和Djankov, 1999;Shleifer, 1998;Dewenter和Malatesta, 2001;La Porta, Lopez-de-Silanes和Shleifer, 2002) 。Chernykh (2005, 2008) 研究了经过多阶段私有化进程的俄罗斯的上市公司, 发现国家仍为最重要的终极控制者, 当国家与私人投资者对上市公司共同控制时, 会提高公司的绩效水平。

在国内, 刘芍佳、孙霈、刘乃全 (2003) 以2001年1, 160家上市公司的调查数据为样本, 首次在国内运用终极产权替代直接股权, 证实上市公司的股权结构与公司绩效具有相关性。随后, 苏启林和朱文 (2003) 、夏立军和方轶强 (2005) 、胡一帆等 (2006) 、曹廷求等 (2007) 、毛世平和吴敬学 (2008) 、王鹏 (2008) 、甄红线和史永东 (2008) 等分别从治理环境、家族控制、所有者性质、金字塔结构以及投资者保护等角度研究终极控制权与公司绩效的关系, 研究发现上市公司的终极控制权与公司绩效呈正向线性、U型关系、倒U型关系等不同结论。对于大股东的性质与公司绩效之间的关系, 现有的研究也得出了不同的结论 (陈小悦和徐晓东, 2001;Sun and Tong, 2003;Weiet al., 2005) 。

二、研究假设

中国上市公司的治理机制相对薄弱, 终极所有者的监控成为一种次优的选择, 从这个层面讲, 当终极所有者的控制权集中度增加时, 终极所有者则更有动力对管理层进行监督, 因而在一定程度上缓解外部股东与管理层的代理问题, 从而有利于改进公司绩效水平。尤其处在转轨经济中的中国上市公司, 外部监管环境和制度较弱的情况下, 虽然控制权集中度的提高可能导致对中小股东利益的侵害, 但是终极控股股东的监管成为缓解代理问题的重要力量, 故我们假设终极控制权的集中度与公司绩效之间有显著的正向线性关系。

三、实证研究设计

(一) 计算方法。本文参考了La Porta et al. (1999) 和Claessens, Djankov, Lang (2000) 所提出的计算方法, 用终极现金流权来度量终极所有权, 即终极所有者通过全部控制链累积持有的上市公司的所有权权益比例, 其中终极所有者在每条链上对目标公司的所有权权益比例等于该条控制链上各层股东持股比例的乘积;我们以终极所有者的总投票权来度量终极控制权, 即终极控制权 (总投票权) 等于所有控制链上最弱的投票权相加之和。

1、终极所有权的计算 (即总现金流的计算) 。总现金流权是直接和间接现金流权之和, 计算公式如下:

其中:CF为总现金流权, 用之来度量终极所有权;n为控制链条的数量;m为某一控制链条中层级的个数;Ikt为第k条控制链上第t个层级的持股比例。

注:因变量为账面价值和市场价值下的公司绩效指标, 变量的定义见表2。***, **, *分别表示在1%, 5%和10%的显著性水平下显著, 括号中的数值为t统计量。

2、终极控制权的计算 (即总投票权的计算) 。总投票权是直接和间接投票权之和, 计算公式如下:

其中:V为总投票权, 其他符号的定义同公式 (1) 。

3、终极所有权与终极控制权的偏离度即为CF/V。

(二) 样本选择与数据来源。本文研究所选取的样本为2006~2008年三个公司年度在上海和深圳证券交易所上市的公司数据。2006年、2007年、2008年我国上市公司数量分别为1, 421家、1, 530家、1, 604家, 故共有4, 555个公司的年度数据。其中有74个上市公司的终极所有权数据无法取得, 有215个上市公司的公司绩效数据缺失, 将上述所有的公司绩效数据进行极端值处理时, 有331个数据属于极端值, 因此这些都从样本中剔除, 最终得到3, 935个公司的年度数据。

四、计量结果与分析

根据上文的研究假设, 公司绩效水平对终极控制权的集中度和一系列控制变量的回归开始, 具体模型为:

其中:Performance是公司绩效指标的代理变量;Ulticon是终极所有者的总投票权比例;Con50是虚拟变量:当终极所有者的投票权超过50%时取1, 否则取0;Log Size是以百万元人民币计价的公司总资产的自然对数;E/TA是公司的股东权益比; (E/TA) 2是公司股东权益比的二次项;Energy、Metal、Inf、Trans、Manu是行业控制变量, Y2007、Y2008是公司年度控制变量。模型1的回归结果见表1。 (表1)

从下表的回归结果可以看到, 终极控制权的系数在6个公司绩效指标下是显著为正的 (在1%的显著性水平下) , 说明终极控制权与公司绩效指标是呈正向线性关系的。

终极控制权的集中度与公司绩效之间呈现显著的正线性关系。这一结论说明, 在我国目前立法与制度建设都很弱, 投资者不能得到充分保护的治理环境下, 不论终极控制人是国家还是私人, 终极控制权的集中能够提高上市公司的绩效水平。由于中国上市公司的市场治理机制比较薄弱, 终极所有者的监控成为了一种较好的选择, 故终极控制权的集中度的增加有利于改进公司绩效, 因为终极所有者既有能力也有动力监控公司的管理层 (Shleifer and Vishny, 1997) , 因而在一定程度上缓解外部股东与管理层的代理问题。这一结果也解释了我国上市公司一股独大的现象。此结论也充分说明在市场治理机制处于薄弱阶段时终极控制人所发挥的监控作用尤为重要。因此, 在中国目前的公司治理体系的框架中, 应注意发挥终极控制人的积极作用。

摘要：本文基于La Porta, et al. (1999) 提出的追溯控制链方法追溯上市公司的控制链, 研究中国上市公司终极所有权结构与公司绩效的关系。研究结论显示, 终极控制权集中度与公司绩效之间呈显著的正线性关系。

企业所有权结构 篇8

2002年, 我国规定上市公司须披露实际控制人情况。2004年起, 基本上所有公司年报中都披露了实际控制人, 终极所有权结构开始引起重视。刘芍佳等 (2003) 以2001年中国上市公司的数据为样本, 结果显示:中国84%的上市公司由政府最终控制, 而非政府控制的比例仅为16%。甄红线等 (2008) 以2006年上市公司为样本, 发现公司现金流比例平均为32.6%, 控制权比例平均为39.6%。沈艺峰等 (2008) 以沪深A股市场2002年的数据为样本, 发现我国上市公司终极控股股东控制权与现金流权之比达到了1.23。总体上说, 股权高度集中, 终极控股股东大多为国有性质, 且终极控制权和现金流权分离程度大, 构成了我国上市公司终极所有权结构的鲜明特征。

一方面, 我国上市公司持有较多的现金资产;另一方面, 我国上市公司终极控制人多为国有性质, 且控制权和现金流权的分离较其他国家来说, 程度较大。这种特殊的终极所有权结构是否造成了上市公司较高的现金水平?目前, 较少有从终极所有权结构角度来研究。

2 理论分析与研究假设

现金持有问题的相关理论, 最早可以追溯到凯恩斯 (1936) 提出的货币需求理论, 但当时没有引起太多重视。20世纪50年代以后, 现金持有问题开始受到关注, 相关研究主要围绕是否存在最优现金水平, 形成了交易成本模型和权衡理论。20世纪80年代融资优序理论和自由现金流量理论问世, 有关公司现金持有的影响因素、经济后果等实证研究快速发展, 出现了大量研究成果。

国内研究则是近几年受到学者关注, 主要从财务特征和公司治理方面分析影响上市公司现金持有的因素。我国上市公司股权比较集中, “一股独大”现象普遍存在。在终极所有权理论下, 终极控股股东能以较少的现金流权控制着上市公司很大部分资源, 这种超额控制为终极控股股东通过各种地下通道从上市公司转移资产和利润提供了便利, 可能成为上市公司终极控股股东侵占中小股东权益、攫取控制权私利的激励因素。而直接占用现金资源是一种比较普遍的侵占方式。原因有:现金资产是流动性最强的资产, 很容易侵占和转移, 是控股股东最乐意占有的资产;侵占现金, 外部市场和中小股东较难进行监督;另外, 现金比其他资产更容易增加控股股东的财富。沈艺锋等 (2008) 发现国有终极控股股东两权分离度与现金持有水平呈显著正相关关系, 非国有终极控股股东两权分离度与现金持有也呈正向关系, 但不显著。基于以上分析, 提出以下假设:

假设一:终极控股股东现金流权和控制权分离程度越大, 其侵占和掏空的动机越强烈, 就会选择较高的现金持有水平;反之, 现金持有水平较低。

现金流权即所有权, 是所有者所持股份而取得的收益权, 表示股东能从企业利润中分得的份额。现金流权越大, 股东与企业的利益越趋向一致, 就会激励股东以企业价值最大化为目标活动, 侵占公司的欲望就越弱, 对高现金持有的偏好也越弱, 被称为“正的激励效应”。基于以上分析, 提出如下假设:

假设二:在其他条件相同的情况下, 终极现金流权越大, 公司现金持有越少;终极现金流权越小, 现金持有水平越高。

上市公司在国家控股情况下, 代理问题更为复杂和严重。首先, 政府目标和企业目标并不总是一致的, 国有控股股东在注重经济利益同时还要兼顾社会利益和政治目标, 强调社会稳定、就业扩大等, 企业有必要持有较多的现金以满足意外的现金需要。其次, 终极控股股东一般是通过复杂的金字塔结构控制上市公司的, 委托代理关系链过长, 较长的代理链容易产生“所有者缺位”, 增加了管理层自利行为。王化成和胡国柳 (2004) 研究了国有股在公司治理中的作用及效率, 发现国有控股股东具有“攫取之手”。国有控股实际上加剧了控股股东和其他股东的代理问题, 公司会持有较多的现金。基于以上分析, 提出如下假设:

假设三:相对于非国有控股股东, 国有终极控股股东有更为强烈的利益侵占欲望和动机, 上市公司会保持较高现金水平。

3 研究设计与实证分析

3.1 样本选择

本文以2004年12月31日之前在沪深两市发行A股的制造业公司为研究对象, 以2006到2008年为研究窗口, 并进行了如下筛选: (1) 剔除金融、保险行业上市公司, 这类企业由于业务特点必须持有大量现金, 不具有代表性。 (2) 剔除ST、PT公司。 (3) 删除异常值。 (4) 剔除了信息披露不全的公司。经过筛选, 有257家公司共771个样本, 所有数据均来自国泰安信息技术有限公司的CSMAR数据库。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量

对于现金持有水平 (CASHHOLD) , 主要有三种衡量方式: (1) Ozkan (2002) 等以现金及现金等价物与总资产的比率来衡量; (2) Opler等 (1999) 以现金及现金等价物与扣除现金及现金等价物后的总资产的比率来衡量; (3) Faulkender (2000) 以现金及现金等价物与销售收入的比例来衡量。胡国柳等 (2007) , 沈艺峰等 (2008) 等国内许多学者使用了第一种衡量方法。本文也用第一种方法来衡量, 这里的现金及现金等价物包括货币资金和短期投资。

3.2.2 解释变量

终极控股股东两权分离度 (SEPA) 用实际控制人终极控制权和现金流权之比来衡量。终极控股股东现金流权 (RCASH) 用CSMAR数据库中披露的实际控制人现金流权衡量。终极控股股东性质 (STATE) 为虚拟变量, 当终极控股股东为国有性质时, 该变量取1;当终极控股股东为非国有性质时, 该变量取0。

3.2.3 其他控制变量

股权制衡度 (BALANCE) 以第二大到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例之比来衡量;董事会规模 (DIRECTORS) 以董事会全部成员数目来表示;独立董事比例 (OUTDIRE) 以独立董事人数占董事总数的比例来表示;公司规模 (LNSIZE) 用资产的自然对数来表示;现金流量 (CASHFLOW) 以经营活动现金流量净额占总资产的比例衡量;财务杠杆 (LEVERAGE) 用期末资产负债率来衡量;成长性 (GROWTH) 用主营业务收入增长率来衡量;股利支付 (DIVIDEND) 是虚拟变量, 如果发放了现金股利, 则取1;否则, 取0。

3.3 模型设定

本文在借鉴沈艺峰等 (2008) 模型基础上建立如下模型:

CASHHOLD=β0+β1SEPA+β2RCASH+β3STATE+β4BALANCE+β5DIRECTORS+β6OUTDIRE+β7LNSIZE+β8CASHFLOW+β9LEVERAGE+β10GROWTH+β11DIVIDEND+ε

3.4 实证结果及分析

根据对样本公司的描述性统计, 我国制造业公司的平均现金持有水平为14.40%, 中位数为11.95%。英国上市公司现金持有的平均值和中值分别为9.9%和5.9% (Ozkan, 2002) , 美国上市公司的均值和中值分别为8.1%和4.7% (Kim等, 1998) , 欧盟国家现金持有的均值为11.6%。所以, 我国上市公司现金持有整体上高于美国和欧洲国家。

本文运用EViews5.0对数据进行了处理, 回归结果如下:

注:* ** ***分别表示在10%, 5%, 1%水平上显著

回归结果表明:

(1) “两权分离度”与现金持有水平显著正相关, 终极现金流权与现金持有水平显著负相关, 终极所有权结构是影响公司现金持有决策的重要因素;

(2) 股权制衡度与现金持有水平显著负相关, 说明其他大股东发挥了监督作用;

(3) 董事会规模与现金持有负相关, 说明在我国大规模董事会较小规模董事会有效, 独立董事没有显示出显著作用;

(4) 没有证据显示公司规模与现金持有量有显著相关性;现金流量与现金持有水平显著正相关;财务杠杆与现金持有水平显著负相关, 支持了融资优序理论的观点;成长性与现金持有水平呈正向关系, 但极不显著;股利支付与现金持有之间显著正相关, 预期是否支付股利是决定现金持有水平的重要因素之一。

总体上说, 我国上市公司现金持有与公司治理、财务特征密切相关。从实证分析来看, 我们既找到了支持交易成本模型和权衡理论的证据, 又找到了支持信息不对称模型和融资优序理论的证据, 但是某些实证结果与国外并不一致。

4 结论和进一步研究方向

本文以2006到2008年的制造业上市公司为样本, 研究终极所有权结构与现金持有水平的相关性, 并考虑了董事会和财务特征因素。结果显示:终极控股股东“两权分离度”与现金持有水平显著正相关, 终极现金流权与现金持有水平显著负相关;股权制衡度、董事会规模、财务杠杆与现金持有显著负相关;现金流量、股利支付与现金持有水平显著正相关;没有证据显示终极控股股东性质、独立董事、公司规模、成长性对现金持有水平有显著影响。

国内的研究主要集中于财务特征和公司治理等影响因素, 对于如何确定目标现金持有量以及现金持有对公司价值和经营绩效的影响, 国内还鲜有研究。随着资本市场越来越规范, 管理越来越科学, 这些问题必将是未来研究的重点。

摘要：以2006-2008年我国制造业上市公司为样本, 实证分析了终极所有权结构与现金持有的相关性, 并控制了董事会和财务特征等因素。我们发现:终极控股股东“两权分离度”与现金持有水平显著正相关, 终极现金流权与现金持有水平显著负相关;股权制衡度、董事会规模、财务杠杆与现金持有显著负相关;现金流量、股利支付与现金持有水平显著正相关;没有证据显示终极控股股东性质、独立董事、公司规模、成长性对现金持有水平有显著影响。

关键词：终极控股股东,终极控制权,终极现金流权,现金持有水平

参考文献

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企业所有权结构 篇9

1 研究假设

根据公司治理与审计定价的关系, 本文提出如下假设。

H1:董事会规模与审计定价关系是不确定的, 即可能是负相关的, 也可能是正相关的。

H2:独立董事比例和审计定价的关系是负相关的。

H3:总经理和董事长两职合一和审计定价存在正相关关系。

H4:大股东持股比例与审计定价存在非线性关系。

2 研究设计

以Simunic的审计定价模型为基础, 结合公司治理的有关因素, 构建如下回归模型:

其中, 模型中各变量含义如表1所示。

本文以2009~2011年沪深两市A股非金融行业上市公司的数据为样本, 经过筛选, 最终获得3051个样本观察值。本文的审计费用、审计意见及事务所信息数据来自CSMAR数据库, 其余数据来源于RESSET数据库。

3 实证分析

3.1 描述性统计

统计分析结果表明, 公司治理方面, 平均董事会的规模约为12个人, 最小的董事会仅有4名成员, 说明仍有部分上市公司未建立规范的董事会。这一点在独立董事比例的统计中也被印证。样本的均值仅为0.34, 刚刚达到证监会的要求, 形式主义广泛存在于独立董事制度的建设中, 部分企业董事会中甚至不含独立董事, 表明目前我国上市公司董事会的监管与制衡效果仍较差。在3051个样本中, 有423个样本董事长和CEO是由同一人担任的, 约占13.8%, 这些样本的董事会独立性较差。公司的所有权集中方面, 第一大股东持股比例的均值达到36.98%, 对于公开募集资金的上市公司, 最高的持股比例接近95%。说明一股独大现象在我国现阶段仍十分显著, 加上董事会中独立董事的缺乏, 上市公司的实际控制权可能掌握在第一大股东手中。大股东意志能够对上市公司的各项决策产生重大影响, 因此, 有必要将大股东持股比例作为公司治理状况的重要因素加以考虑。

3.2 多元回归分析

在公司治理对审计定价的影响方面, 经检验, 董事会规模系数为正、独立董事比例系数为负, 说明在审计师看来, 董事会规模越大, 公司的固有风险越高, 独立董事比例越高, 公司治理越好。但董事会规模和独立董事比例对审计定价的关系并不显著, 与H1和H2不符, 这表明在中国大部分上市公司中, 作为独立董事, 其独立性并没有得到很好的体现。其原因可能是董事会内部执行董事和大股东在董事会治理的过程中会对独立董事产生消极影响, 不能真正体现独立董事的职能, 从而维护小股东利益和监督管理层的作用缺失。这也与本文之前的描述统计观察到的独立董事制度建设形式主义严重现象相一致。

两职合一变量的检验结果不显著, 显示出在审计过程中, 两职合一的上市公司没有被收取较高审计费用, H3没有得到相应支持。第一大股东持股比例及其平方项分别在5%水平上负相关和10%水平上正相关于审计费用, 表明所有权集中度与审计定价呈U型关系, H4得到验证。这说明审计师关注到了中国上市公司所有权集中度比较高的现象, 从而在审计定价时考虑了所有权集中度的影响, 并认为只有适度的集中才有利于建立良好的公司治理结构和降低审计风险。

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著相关。

4 结论与启示

第一大股东持股比例与审计定价存在U型的曲线关系说明所有权结构与会计师事务所收取的审计费用存在显著相关关系, 且此种相关关系会随着公司控制权性质的不同而呈现出一定的差异性。研究结果还表明, 中国会计师事务所在制定审计收费时, 主要依据被审计单位的规模、审计的复杂性、财务风险等因素, 对公司治理因素的考虑不多。之所以会出现这一情况, 很大程度上是由于中国上市公司的内部治理尚存在严重缺陷。

基于以上得出的结论, 本文提出以下建议: (1) 建立一个适度集中、存在多个大股东相互制衡的所有权结构, 以有效降低审计费用。 (2) 加大董事会治理的改革力度, 优化董事会的监督行为。 (3) 完善上市公司独立董事的选聘机制, 加强对管理层的监管力度, 使独立董事制度建设真正落到实处。

摘要：本文以2009～2011年沪深两市A股上市公司为研究对象, 借鉴Simunic的审计定价模型, 对所有权结构、公司治理与审计定价之间的关系进行实证研究。实证研究结果表明:所有权结构与审计定价存在显著的相关关系, 所有权集中度、管理层持股比例与审计定价之间大体上呈U型关系, 即所有权适度集中和管理层适度持股有利于降低审计定价。根据研究得出结果, 以期为审计定价提供有价值的参考。

关键词：所有权结构,公司治理,审计定价,审计风险

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