大股东持股

大股东持股（通用8篇）

大股东持股 篇1

股权分置改革完成后,中国股市进入全流通时代,公司市值成为公司经营的主要目标,大股东在提升公司市值的同时,也使其他股东财富增加,双方互利共赢。然而,由于各类投资者所掌握的公司价值信息不同,对公司管理、经营业绩的影响不同,在市场价格不断变化的过程中,许多公司的大股东开始借助控制权优势、信息优势等并结合市场整体趋势变动通过二级市场套利,而交易规则对大股东在二级市场交易行为的约束过于宽松,这也使得大股东套利现象难以避免,进而导致中小股东的利益受到侵害。更为严重的是,一旦大股东卖出股票后,公司的股票就会被许多毫无经营管理经验、只能“搭便车”的散户投资者持有,公司持续增长的能力可能受到严重的影响,这不仅影响一般投资者的短期市场利益,还影响到了公司长期成长,极大地伤害了投资者投资积极性,进而危害到市场的整体信誉,影响和动摇中国股票市场稳定健康发展的基础。因此对大股东市场行为进行研究,建立起保护中小投资者的机制就成为公司治理研究的一个重要方向。

一、文献回顾

Grossman和Hart(1988)[1]认为,在股权分散的情况下,由于单个股东监督公司经营管理、参与公司治理的成本过高,形成不了驱动公司长期成长的激励,他们从监督中能够得到的收益远小于监督成本,只有集中的股权结构能提供制约管理者道德风险的机制,大股东从监督管理者中所得收益大于监督成本,从而具有监督管理者的激励。Shleifer和Vishny(1986)[2]也认为,大股东持股比例多可以更有效地监督经理层的行为,有助于增强市场运行的有效性,降低代理成本,从而有利于公司成长。针对我国证券市场,我国部分学者也得出了类似结论,谢军、曾晓涛(2005)[3]认为分散化的流通股股权结构不是有效的公司治理机制。谢军(2006)[4]研究还发现,第一大股东的治理动力随着其持股的增加而增大,股权越集中,大股东参与管理改善的动机就越强,较高程度的集中控股是一个有效的公司治理结构,这也进一步验证了之前的研究结论。陈小悦、徐晓东(2001)[5]研究表明,在非保护性行业中,第一大股东的持股比例与企业业绩显著正相关,且股权结构对企业绩效的影响随行业的不同而变化。

然而也有学者提出了相反观点,Hart(1995)[6]认为,大股东控制会导致专用性投资减少、管理者资源投入减少和创新的动机减弱,产生代理成本增加和公司价值下降的“壕沟防御效应”。Burkart et al(1997)[7]也认为,虽然管理者的道德风险在股权集中的条件下可以得到一定程度的抑制,但集中的所有权会影响管理者对工作的积极主动性。Shleifer和Vishny(1997)[8]经过后来的进一步研究也得出结论:虽然集中的所有权赋予了大股东监督管理层激励和能力,但也赋予他们掠夺中小股东财富的激励和能力,因此会导致大股东的道德风险泛滥,当大股东通过金字塔持股、交叉持股、双重股票等方式来实行对公司控制时,现金收益权与投票权会产生严重背离,大股东会产生更为严重的寻租行为,大股东对小股东的掠夺是导致股权集中型企业业绩低下的主要原因。王俊峰、赵晓涛(2005)[9]认为相互制衡的股权结构和上市公司成长性之间正相关,在国有股为第一大股东时,股东持股比例与公司的成长性之间负相关,其它四大股东持股比例与成长性正相关。胡国柳、蒋国洲(2004)[10]认为,第一大股东持股比例和前五大股东持股比例之和以及前五大股东每人持股比例的Herfindahl指数均与公司业绩显著负相关。

不少学者基于实证也发现了非线性关联的证据。孙永祥、黄祖辉(1999)[11]和白重恩(2005)[12]研究认为,第一大股东的持股比例和公司绩效呈现倒U型的曲线关系。李维安、李汉军(2006)发现,随着第一大股东比例变化而呈现不同关系,当第一大股东持股比例在20%-40%时,该比例和公司绩效呈显著的倒U型关系;当该比例小于20%时,呈负相关,但不显著;而当该比例大于40%时,两者呈显著正相关关系。Roe(1997)[13]认为,分散与集中的所有权的利弊关系是异常复杂的,且各有其优势与劣势,从单纯经济学角度来考察,存在一个最优股权集中度,但它是通过各种收益与成本反复权衡的结果,而这些收益与成本却主要依存于制度环境、公司的行业特征、公司所处的生命周期等。佟岩、陈莎莎(2010)研究了股权制衡与一股独大的股权模式对企业价值的影响,发现处于成熟期的上市公司与处于成长期的上市公司有明显的不同,前者股权制衡模式优于一股独大模式,后者一股独大模式优于股权制衡模式。

通常大股东增减持股票后对公司的影响需要一段时期的观察期和较多的样本数据,而公司成长环境的复杂也增添了研究此问题的难度。Zhou Jingkun(2010)[14]在实践分析的基础上指出了大股东增减持股票的市场行为对公司成长性的影响,他指出由于市场环境的多元化和复杂化,虽然大股东增减持股票时对市场的影响比较容易观察到,但他们的这种反复买卖股票行为对公司成长的影响类似于一种周期式循环,必须经过长时间的观察才能得出结论,并且指出这种影响模式具有相当的复杂性;Li Cuiping,Zu Binghui,Li Zhongxue,Zhang Linlin(2011)[15]从企业社会责任的角度分析了大股东增减持股票对公司的成长性的影响,指出企业社会责任的作用主要体现在股东方面,而一些股东过于频繁的使用自己的权力买卖股票,操纵套利,使自己的利益最大化,这种不顾整个市场运行规律的市场行为,影响了企业的形象,也破坏了市场的规律,因而既不利于公司的成长,也不利于规范市场。

从静态持股角度来研究成长性的关系,存在的主要问题是“套利期待”(1)是否会改变原来的“持股期待”(2),尤其是当这两种期待是不一致时,会产生何种状况?本文以公司成长性为视角,在借鉴国内外学者的研究成果的基础上,除考察股权结构与公司成长性的关系外,还考察大股东增减持股票对公司成长性的影响,体现了大股东持股动态对公司成长性的影响。

二、研究设计与样本选择

(一)研究假设

大股东的增持行为会极大地影响投资者,一方面增持股份是股票市场被低估的强烈信号,应能有效提振市场信息;另一方面大股东增持股份承担着一定的成本和风险,如果增持后公司的盈利能力和成长性没有提高,增持可能带来的价值损失将完全由这些股东承担,因此增持股份可以看作公司未来盈利增长的信号。而大股东减持则相反,大股东作为知情者,对公司未来成长性有较为准确的预期,故其减持行为本身就意味着公司成长性会变差;在公司IPO上市以后,最初的大股东的创业激情可能会渐渐消退,随着限售股解禁,大股东可能就会抛售股票,最终导致公司成长性变弱。由此提出假设1和假设2:

H1:大股东净增持与成长性正相关

H2:大股东净减持与成长性负相关

对我国上市公司股权集中度对成长性影响结论不一,但可归纳两点:一是一股独大不利于公司治理,尤其是进入稳定期以后的公司,二是股权集中对代理人的监督与约束会增强,有利于一般投资者“搭便车”,因此本文认为最好的股权治理结构应是股权集中后的制衡。由此提出假设3和假设4:

H3:第一大股东持股比例与成长性负相关

H4:前十大股东持股比例与成长性正相关

(二)变量选取与模型建立

1. 被解释变量。

净利润是一个企业经营的最终成果,它直观地反映了企业的经营效益。净利润多,企业的经营效益就好;净利润少,企业的经营效益就差。当企业具有很好的经营效益时,就能为未来的发展打下坚实的基础,提供更好的发展条件,在这种情况下,企业具有良好成长性的可能性就更高。考察公司的净利润增长率可以帮助我们在一定程度上对公司的成长性做出切合实际的衡量。因此本文选用净利润增长率作为衡量公司成长性的指标。

2. 解释变量。

考虑到增持与减持可能对公司成长性产生不同影响,本文选取的解释变量有大股东净增持比例、大股东净减持比例、第一大股东持股比例、前十大股东持股比例。

3. 控制变量。

除上述解释变量会影响成长性之外,还会有其他因素对其产生影响,本文选取了公司规模、公司成立年数、资产负债率、总资产周转率、GDP、高管持股变动情况以及行业因素等作为控制变量。

在上述变量定义的基础上建立回归分析模型如下:

式中,C、β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8、β9、β10为待估回归系数,μ为随机扰动项。其中,i取值为0和1,当i=0时,为大股东净增持模型;当i=1时,为大股东净减持模型。

(三)样本选择

由于成长性指标以增减持股票一年后的变化为标准,因此样本选取我国A股市场2006-2010年发生大股东增减持行为的上市公司。为保证样本有效性,还剔除了如下样本:(1)剔除属于金融、保险类的上市公司;(2)剔除被ST、*ST、**ST的公司;(3)剔除同时在A、B股上市的样本公司,只保留A股的公司;(4)剔除数据异常和数据不全样本公司。对同一家公司只选取第一年增减持作为样本,并把一年当中的增减持行为合并处理,得出净增持和净减持样本数。最终得到总样本423个,其中净增持样本177个,净减持样本246个。

数据主要来源于Wind数据库、上海财汇信息技术有限公司的财汇金融分析平台客户端,其中大股东增减持的数据来源于WIND数据库,上市公司的交易和财务数据来自于财汇金融分析平台客户端。采用Excel和SPSS17.0进行统计分析。

三、实证分析

(一)相关性分析

表2和表3分别为大股东净增持、净减持各变量相关系数表。从表2可以看出,成长性指标Y0与大股东净增持比例X0正相关,与第一大股东持股比例X2、前十大股东持股比例X3负相关。从表3看出,成长性指标Y1与大股东净减持比例X1负相关,与前十大股东持股比例X3、总资产周转率X7正相关。这也说明成长性指标与大股东增减持比例相关,并且大股东持股比例对成长性有一定影响。此外,绝大部分自变量之间相关系数小于0.5,说明自变量之间不存在显著的高度相关问题。因此两个模型中的变量选取比较适合做回归分析。

注:**,*分别代表在1%,5%的显著性水平下显著。

注:**,*分别代表在1%,5%的显著性水平下显著。

(二)回归分析

表4为大股东增减持影响成长性的回归分析结果。净增持和净减持的拟合优度R2分别为0.300和0.215,说明模型具有一定的解释力,但拟合优度还不是很理想,这是因为影响成长性的因素有很多,模型中可能遗漏了一些变量,但总体来讲模型还是具有一定解释意义的。

从回归结果看净增持模型中大股东净增持比例在5%的显著性水平下显著,并且符号与预期相同,即大股东净增持比例与公司成长性正相关,第一大股东持股比例在1%的显著性水平下显著,并且符号与预期相同,即第一大股东持股比例与公司成长性负相关,前十大股东持股比例没有通过显著性检验。净减持模型中,大股东净减持比例在1%的显著性水平下显著,且与预期符号相同,即大股东净减持比例与公司成长性负相关,第一大股东持股比例、前十大股东持股比例在1%的显著性水平下显著,符号与预期相同,即第一大股东持股比例与公司成长性负相关,前十大股东持股比例与公司成长性正相关。与假设1、2、3、4基本一致。

(三)稳健性检验

为了证明研究结论的可靠性,在借鉴已有研究的基础上,做如下稳健性检验:用“前五大股东持股比例”表示股权集中度,实证结果与原模型一致;用流动资产周转率替换总资产周转率,代表公司运营能力指标,得出的结论与前面研究一致,说明回归模型具有一定的可靠性。

四、主要研究结论及启示

1.大股东增持股票与成长性正相关,减持股票与成长性负相关。大股东持股比例的提高,使其监督管理者的收益增加,加强了对大股东的激励作用,促进其改善公司治理,驱动公司成长;相反,大股东持股比例下降,使得大股东监督公司经营管理、积极参与公司治理和驱动公司成长的激励作用减弱,从而不利于公司长期成长。因此,从有利于公司成长的角度,应建立有利于大股东增持,而不利于大股东减持的制度设计,并且适当放松对增持的政策规定,严格规范大股东减持的信息披露制度,弱化大股东的信息垄断优势,使其在减持中做到公开、透明,以减少大股东的套利行为、降低套利空间,从而减少大股东对公司成长的不利影响,保证市场健康发展。

注:括号内为回归系数对应的T统计量的值,**,*分别代表在1%,5%的显著性水平下显著。

2.第一大股东持股比例与公司成长性负相关。这与王俊峰、赵晓涛[9]的研究结论基本一致。大多数控股股东对公司的生产经营过程直接进行管理和支配,对公司未来的发展战略起决定作用,不仅限制了管理者的主动性、灵活性人力资本支出,还会产生遂道行为和利益侵害等,当控股股东与中小股东存在利益不一致时,在缺乏外部监督,或者外部股东类型多元化的情况下,控股股东就可能牺牲中小股东利益,尤以自身的短期利益为重,如过度追求因信息不对称产生的市场利益,“掏空”上市公司,从而极大地影响公司的成长性。

3.前十大股东持股比例与公司成长性正相关。结合结论2,表明前十大股东持股对第一大股东有明显的制衡作用。前十大股东持股比例越高,则对控股股东行为监督动机、行为制约能力就越强,可以看出股权制衡对提高公司成长性具有明显的积极作用。结合佟岩、陈莎莎的观点,说明我国上市公司大多已进入成熟期,存在股权制衡模式优于“一股独大”模式的现象。因此,结合实证研究结论,从优化公司股权治理的角度出发,我国上市公司应该建立起有利于相互沟通和监督的多元大股东相互制衡的股权结构,对于第一大股东持股过多的公司应通过外部监督机制重点监督其行为,并鼓励其引入其他战略投资者进入,以完善公司的股权治理结构。

摘要：大股东增减持股票行为带来股权结构的改变,股价的大幅波动促使大股东频繁增减持股票,从而使持股结构出现动态特征。从静态股权结构入手,结合增减持行为所产生的双重效应,分析公司的成长性将产生何种变化。对A股市场上一个阶段所发生大股东增减持的上市公司的股权结构、增减持股份比例、公司成长性进行实证分析,发现动态持股的影响特征:公司成长性与第一大股东持股比例负相关,但与前十大股东持股比例正相关,体现股权相互制衡与股权控制之间存在优化平衡关系;大股东增持股票有利于公司成长,减持不利公司成长。因此,应形成有利于大股东增持、不利于大股东减持的制度与政策环境,以确保公司长期稳定的发展。

关键词：大股东,增减持,股权结构,成长性

大股东持股 篇2

摘要：商业银行第一大股东持股比例多少为宜？股权集中度是否存在合理的区间？为此，文章选取15家上市商业银行从上市至2014年的数据为样本，研究发现股权越集中，银行风险承担水平越高;股东制衡越强，风险承担水平越低。第一大股东持股比例与风险承担总体呈正相关关系。文章进一步将第一大股东持股比例分别在50%、20%、15%和10%以上时验证其与风险承担的关系，发现第一大股东持股低于10%后，股权持续分散、降低风险承担的效应递减。因此，商业银行第一大股东比例不宜过高，也不宜过低。在混合所有制改革中，商业银行的股权结构保持合理的集中度或分散度是十分必要的。

关键词：第一大股东;股权集中度;风险承担;区间效应

一、 引言

股权集中允许控股股东掠夺小股东（Shleifer & Vishny，1986;Faccio & Stolin，2006），产生的代理冲突导致更大的风险;中国商业银行大股东与企业的关系贷款虽也降低交易成本（Williams & Nguyen，2005），但由此导致的违约损失和双向软预算约束是严重的。中国商业银行股权结构尽管呈分散趋势，股权集中度依然很高，股东制衡相对弱小仍是基本特点。因委托代理问题，管理层利用对银行的实际控制而产生寻租行为，如转移资产、在职消费、集体腐败等;集中的股权结构、银行资产的内在不透明性使得外部监督产生困难，尤其是外部治理较弱的时候（La Porta et al.，2002），股东的有限责任使其有动机采取更大的风险行为（Galai & Masulis，1976;Esty，1998），我国商业银行由政府委派的高管并不承担经营的后果，一旦他们主动采取冒险行为，无疑会扩大银行风险。

本文考察了我国上市商业银行股权集中度和股权制衡对风险承担的影响，重点探讨了第一大股东持股比例与商业银行风险承担的关系。进一步探讨了第一大股东持股不同区间的变化对银行风险承担的不同影响。提出上市商业银行第一大股东持股比例在10%左右为宜。

二、 理论分析与研究假设

银行业与一般企业既有共性，也存在不同的特征。潘敏（2006）从理论上分析了商业银行具有特殊的资产结构、交易的非透明性和严格监管等。因此不能简单搬用一般企业股权结构与风险关系套用到银行上。股权集中度指股权在不同机构和个人之间的分配，其与股东的控制力有关。 Azofra和Santamaría（2011）、Iannotta等（2007）、Shehzad等（2010）等认为股权集中度能显著影响银行风险承担。

一方面，更集中的股权结构下经理与股东的冲突是次要的，因为控股股东有强烈的动机来监督经理层，甚至在绩效差的时候直接替代他们（Franks et al.，2001），经理为保护其职位和利益通常规避风险。大股东通过积极观察贷款和管理者的风险行为，这有利于银行风险承担的降低。

另一方面，有限责任股东有动机采取更大风险行为（Galai & Masulis，1976，Esty，1998），从这个角度看，集中的股权应该增加风险承担。同时，更大的股权集中度也不减少银行的风险，因为大股东的利益可能同那些小股东发生冲突（Gomes & Novaes，2005）。集中的股权让大股东影响管理层，使来自于小股东和存款人的企业资金分配有利于大股东（Shleifer & Vishny，1997;Bebchuk et al.2000）。控股股东能影响银行放款不是依据于价值评估而是依赖于与借款者的关系及既得利益（Laeven，2001）。大股东可能为追求私人利益以损失小股东利益为代价来实施控制权（La Porta et al.，1999;Shleifer & Vishny，1997）。还有研究认为，多元化投资组合下股东趋向于增加银行风险（Esty，1998;Galai & Masulis，1976）;同时来源于存款保险制度导致的道德风险也使大股东实施过于冒险行为（Pathan，2009）。严格的监管，使银行也不依赖于市场约束。在集中度高的银行，经理代表控股股东的风险偏好，采取过分的风险行为（Haw et al.，2010）。因此，相比于控股股东，小股东承担过多的风险，获得过少的收益。

是改善公司业绩，采取谨慎风险管理，还是利用控股权采取过分的风险行为、控制贷款政策以牺牲小股东和存款人的利益为代价来获得自己的利益？这主要取决于大股东的动机。

根据以上的理论分析和相关研究，鉴于我国上市商业银行股权集中度总体很高的情况，特提出以下假设：

假设1：第一大股东持股比例与银行风险正相关;

假设2：第一大股东与第二大股东持股比例之比，与银行风险正相关;

假设3：前五大股东持股比例之和与银行风险负相关。

理论和实证研究多认为，股权过于集中或过于分散都会增加银行的風险承担。根据我国商业银行股权结构特点及其变化的趋势，参考Magalhaes等（2010）、Busta等（2014）等股权分散化在不同的阶段股权比例的变化对风险承担的不同影响，提出假设4。

假设4：存在股权分散化的区间效应，第一大股东持股比例存在合理的区间，第一大股东持股低于某一数值后，股权持续分散、降低风险承担的效应递减。

三、 数据变量、模型设定与实证分析

1. 数据来源与样本选择。考虑到我国商业银行国有股权比例数据的可得性和变化情况，本节选择15家在A股上市的商业银行作为样本对象。样本区间从各银行上市至2014年年底，以半年为一个时间单位。主要数据来源于Wind，而GDP增长率、CPI、RATE等宏观数据来自中经网、银监会年报、Wind等数据库。

2. 变量的定义与说明。（1）被解释变量。参考Angkinand和Wihlborg（2010）、Barry等（2011）、Demirgüc-Kunt 和Huizinga（2013），本文以Z-score作为风险的代理变量;参考John等（2008）、Magalhaes等（2010）、Faccio等（2011），本文以总资产收益率的波动率σ（ROA）作为风险的另一个代理变量。它们分别以三个单位时间（每个单位时间为半年）为移动窗口，使用中国商业银行自上市以来的资料。（2）核心解释变量。①第一大股东持股比例（Cr1）。参阅（Srairi，S，2013;谭兴民等，2010;祝继高，2012）等，设定第一大股东持股比例Cr1，即第一大股东所持股份占全部股份的比例（李维安、曹廷求，2004）。Sta是虚拟变量，当第一大股东是国有股时取值为1，否则取0（李维安、曹廷求，2004）。反映第一大股东不同的身份对银行风险承担的影响。虚拟变量Cr1/P反映第一大股东持股比例是否大于等于P，P的取值分别为0.5、0.2、0.15、0.1。Cr1/0.5是虚拟变量，即第一大股东持股比例≥50%时，取值为1，否则取0;Cr1/0.2表示第一大股东持股比例≥20%时，取值为1，否则取0;Cr1/0.15、Cr1/0.1依此类推。其反映股权分散化是否存在区间效应，探讨第一大股东持股比例是否存在相对合理的区间。②前五大股东持股比例之和（Cr5）。参考（Xu T.2013）等文，本文将商业银行前5大股东持股之和定义为Cr5，跟第一股东相比，Cr5可反映股东持股的分散程度。③股权制衡度（Z）。为反映股东制衡度，在此用Z指数（赵尚梅等，2012）的方法。Z指数是指第一大股东与第二大股东持股比例的比值。Z指数越大，第一大股东持股比例越高于第二大股东，第一大股东的控制力越强，股东制衡就越差。在我国商业银行股权结构中，第一和第二大股东持股比例之比十分重要，其反映了股权制衡度和第一大股东的控制度。（3）控制变量的选取。被解释变量为风险的模型的控制变量包括银行规模（lasset）、运营效率（efec）、资产增长率（agrow）、资本结构（cap）、收入多样化（div）、经济增长率（ggdp）、通货膨胀率（cpi）、利率（rate）等。

3. 计量模型的设定。本文参考Shehzad等（2010）、Haw et al.（2010）等设定风险为因变量的计量模型：

Rit=B0+B1Cr1it+B2Cr5it+B3Zit+λXit+Ui+εit（1）

Rit=B0+B1Cr1it+B2Cr1it×Stai+λXit+Ui+εit（2）

Rit=B0+B1Cr1it+B2Cr1it×Cr1/Pit+λXit+Ui+εit（3）

模型（1）考察股权集中度对银行风险的总体影响，模型（2）考察第一大股东为国有股时，对银行风险承担的影响，模型（3）进一步探讨第一大股东持股比例的区间变化对银行风险承担的影响。各计量模型中，Rit是银行i在t时间（半年为一个单位时间）的风险，这里用Z-score和σ（ROA）作为模型中的被解释变量来度量风险。Cr1it表示上市商业银行i在t时间第一大股东的持股比例，Cr5it表示上市商业银行i在t时间前五大股东的持股比例之和，Zit表示上市商业银行i在t时间第一大股东所持股份与第二大股东所持股份的比值，Stai表示上市商业银行i的第一大股东是否为国有持股，Cr1/Pit表示上市商业银行i在t时间第一大股东持股比例是否≥P，Xit表示模型的控制变量向量，用于控制内生性。Ui表示不同银行不随时间变化的不可观测的个体特征，比如公司文化，他们一直是相对稳定的，且较难改变。εit表示随时间而变化的扰动项。

4. 实证结果及其分析。

（1）股权集中度对银行风险承担的影响。观察表1，实证结果显示第一大股东持股比例与破产风险正相关，与总资产收益率的波动率正相关，并均在10%显著性水平上显著，假设1成立。Z值越大，破产风险越大，在1%水平上显著;同时总资产收益率的波动率越大，并在10%显著性水平上显著;说明股东制衡越弱，银行风险越大。假设2成立。这些结果支持这样的观点：有限责任使股东有采取更大风险行为的动机（Esty，1998），集中的股权会增加风险承担;也同孔爱国等（2010）的结论一致。第一大股东所持股份越高，控股能力越强，越容易发生关联贷款、大股东更容易更喜好采取冒险行为，因隐性或显性存款保险制度的存在而放大风险行为。因而给银行带来更大的风险。实证结果显示，前五大股东持股比例与破产风险负相关，且在1%显著性水平上显著;而与总资产收益率的波动关系不显著。不同的风险衡量指标结果尽管有所差异，但总体说明目前我国银行业股权分散能减少风险，比一股独大而股权制衡弱的情况要好得多。假设3成立。

（2）第一大股东为国有股时对银行风险承担的影响。如果第一大股东同时又是国有持股，则其与破产风险显著负相关，与总资产收益率的波动率关系尽管不显著，但符号相反。这个交互项说明国有股东反而降低了破产风险，原因是银行第一大股东为国有股东时，通常有国家信用担保银行的债务及破产损失，国家常给银行一些政策支持、隐形补贴，甚至包揽不良资产，实际存在“大而不能倒”的惯性，反而使银行破产风险有所降低。

（3）第一大股东持股的合理区间与比例。将P取值为0.5、0.2、0.15、0.10时，相应取值分别代入模型（3），得出回归结果见表2。在假设第一大股东比例超过50%或20%的条件下，交互项与破产风险和总资产收益率的波动风险均不显著，说明持股在50%和20%以上的第一大股东比例的变化不会强化或弱化与银行风险的关系，从风险的角度看，第一大股东比例在50%之上与50%之下、20%之上与20%之下的变化不存在区间效应。当第一大股东持股比例在15%之上与15%之下的区间上变化时，交互项所得结果并不稳健，不宜采信。当第一大股东持股比例在10%之上时，交互项Cr1*（Cr1/0.10）与破产风险、总资产收益率的波动率均显著正相关，这反过来说明在10%以下的区间第一大股东持股比例如果继续降低，对减小风险的效果不如第一大股东在10%以上区间降低所持股份的效果。这意味着随着上市商业银行第一大股东持股比例的降低，其风险承担水平也相应降低，但第一大股东持股比例降低到一定程度，其降低风险的边际效应是递减的，甚至提高风险，存在明显的区间效应;换句话说，股权分散化有一个合适的区间，第一大股东持股10%左右是一个重要的转折点与参照点。

四、 結论及建议

本文的研究发现第一大股东持股比例与银行风险正相关，第一大股东与第二大股东持股之比越大，风险越大;前五大股东持股比例之和与风险负相关，以上实证结果说明股权越集中，风险越大;股权越分散，风险越小。

股东的身份不同，股权集中度对银行的风险承担有不同的影响。当第一大股东是国有股时，银行的破产风险反而更小了，即银行更不容易破产。这可能与国有股存在政府的政策支持、隐形补贴有关。也符合“大而不能倒”的传统。

同时，股权集中度与银行的风险承担存在区间效应。当第一大股东比例高于10%时，降低股权比例的效果好于第一大股东比例低于10%时降低股权比例对银行风险降低的效果。股权并非越集中越好，也非越分散越好，而是需要一个相对合理的集中度和分散度。

在混合所有制改革中，必须在降低第一大股东的比例，进一步促进股权结构的多元化和分散化，以推动商业银行的市场化进程。上市商业银行第一大股东比例降低到并维持在10%左右为相对合理。根据我国银行业的不同产权类型、不同目标和不同特点，我国商业银行股权结构应该是相对集中和相对分散相结合。

参考文献：

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[5] 赵尚梅，杜华东，车亚斌.城市商业银行股权结构与绩效关系及作用机制研究[J].财贸经济，2012，（7）： 39-48.

基金项目：国家社科基金项目（项目号：13CJL032）。

作者简介：戴国强（1952-），男，汉族，上海市人，上海财经大学商学院直属支部书记、副院长、教授、博士生导师，复旦大学经济学博士，教育部全国高校经济学类教学指导委员会委员，中国金融学会常务理事暨学术委员会委员，全国高校教学名师，研究方向为货币理论与政策、商业银行管理;刘兵勇（1969-）男，汉族，江西省新余市人，上海财经大学金融学院副教授，上海财经大学金融学院管理学博士生，研究方向为商业银行风险管理。

大股东持股 篇3

一、日本上市公司的传统治理模式

“交叉持股”曾是日本公司治理模式的重要特征。苏 (2010) 曾指出, 日本企业的交叉持股习惯使企业之间形成了共进退的利益同盟, 有效的增强了企业的竞争力和抗风险能力。同时, 从逻辑关系上看企业的经营者也成为了本企业大股东的大股东 (代理人) , 形成了大股东之间的相互制衡关系。交叉持股实际上可以被看做是一种早期的股权制衡体制。由于这种制衡体制的存在, 一家企业的经营者实际上成为了另一家企业的支配者, 企业之间形成了理论上相互支配、实际上各自管理的稳定关系, 经营者能够获得充足的任期实行自己的经营政策, 针对员工的终身雇用制度也得以形成, 促成日本企业文化得到了最大的发挥和有效的传承。但是交叉持股的弊端也显而易见, 由于交叉持股股东之间的相互制约, 作为其代理人的经营者对企业的支配权达到了最大化;企业的经营监督机能被弱化, 经营者对企业其他利害关系人的责任感渐渐的被淡化;在利益分配上, 经营者侵犯小股东利益的现象时有发生。

20世纪90年代, 伴随着泡沫经济时代的结束, 资本市场中交叉持股比率开始大幅下降, 经营者的任期也出现了短缩的趋势。可以想象, 日本式公司治理模式也必然会随之发生变化, 一股独大的局面是否会继续维持, 其他股东能否改变原有的“陪太子读书”的地位, 形成对大股东的有效约束都是目前有意义的研究课题。

二、实证分析指标

为了验证上市公司中的大股东之间的股权博弈与均衡的形式, 本文采用固定效果模型 (The Fix Effect Model) 对日本东京证券交易所一部上市的620家企业3年间的面板数据 (共计1 860个样本) 进行时间效果固定的线性回归分析。由于各大股东的持股比率与公司治理效率之间并没有直接的联系, 因此如果我们通过验证发现它们之间存在着相关关系, 就可以证明是由于投资者对公司经营政策产生了影响, 从而间接地改变了公司治理效率。

(一) 固定效果模型。

为了更为直接的反映公司治理效率, 以及表明实证结果的正确性, 我们在这里同时选用托宾q (Q) 与资产收益率 (ROA) 作为公司治理效率的代理变量, 在模型中做因变量。自变量分别为第一大股东持股比率 (Z1) , 第二大股东持股比率 (Z2) 以及第三大股东持股比率 (Z3) 。此外, 为了保证自变量的准确性, 我们还在模型中加入控制变量 (Control variables) , 让其与说明变量一起参与回归。综上, 我们的固定效果模型为:

注:Intercept为模型的常数项;uit、εit是含有固定 (时间) 效果的误差, λt、θt代表被固定的t年的时间效果, 我们假定每一个企业都拥有这个时间效果。eit、ωit是模型的误差, eit~i.i.d N (0, σ2) 、ωit~i.i.d N (0, σ2) 。

(二) 托宾q。

我们选用托宾q (Q) 作为模型的因变量, 是因为Q不仅仅能够体现股东的获利情况, 还能够更多的反映市场预期, 是一个能够综合反映企业经营状况的指标。理论上认为Q应等于企业的市场价值与企业资产重置价值之比。但是在Q的实际衡量中还是存在着诸多问题, Lindenberg&Ross (1981) 利用股票期末市价总额与结合累计折旧、利息变动等因素进行调整后的长期负债总额来代表其企业市场价值进行测量, 虽然方法精密、复杂, 但是后人难以模仿。Perfect&Wiles (1994) 则将企业的市场价值简单定义为企业股票市价总额与有利息负债之和, 再算出企业市场价值与企业账面资产价值比值作为Q值。Perfect et.将这样求出的Q定义为“简单q” (simple q) , 经进一步验证表明, “简单q”与Lindenberg&Ross (1981) 中算出的Q值的相关系数达到93%。这个结果说明, 在因为取值困难而无法模仿Lindenberg et.的方法进行推定时, “简单q”不失为一种很好的代替方法。本文将采用“简单q”的推测方法来推断日本上市公司的Q值。综上所述, 我们的托宾q推测模型为:

注:Vs:股票市价总额;Di:有利息负债账面价格总额;An:净资产账面总额。

此外, 为了证明验证结果的客观性, 增强验证结果的解释力度, 本文按照国际研究的常用方法, 还选取了总资产收益率 (ROA) 作为模型的因变量一同参与回归。利用ROA与托宾q的关联性, 观察自变量对两个因变量的影响是否一致。若结果不一致, 则表明股东对企业价值与企业收益的态度不一致, 存在投机性投资的可能。我们的ROA推测模型为:

注:Pn:税后净利润;A:账面资产总额。

(三) 自变量的说明。

作为本文的自变量, 我们采用了第一大股东持股比率 (TOP1) 、第二大股东持股比率 (TOP2) 以及第三大股东持股比率 (TOP3) 。大股东持股比率来源于日本金融厅数据系统 (EDINET) 。经验表明, 前三位的大股东持股比率对于企业的经营政策以及经营效率都应有着重要的影响。

此外, 我们还可以预想到, 在实际情况下除了股东的持股比率外, 影响治理效率的因素还有很多, 如果不把这些因素考虑进来, 很有可能使我们的验证结果偏离正确值。为了保证验证结果的正确性, 我们在模型中还加入了控制变量 (Control variables) 来控制自变量与因变量的关系, 使其不发生偏离。控制变量 (Control variables) 是由资产负债率 (D/A) 、股票市价总额的常用对数 (log10V) 、账面资产总额的常用对数 (log10A) 以及无形资产总额的常用对数 (log10IA) 组成的。当因变量为Q时我们将使用股票市价总额的常用对数 (log10V) 作为控制变量之一, 而当ROA为因变量时使用账面资产总额的常用对数 (log10A) 作为控制变量, 我们的目的是防止自变量与因变量产生相关, 进而影响验证结果的客观性。

三、实证分析结果及结果的分析

(一) 回归结果。

为验证日本上市公司大股东持股比率对公司治理效率的影响, 本文选取了2006至2009年连续上市的日本东京证券交易所一部上市公司的财务数据。财务数据来源于NEEDS (日经上市公司财务数据库) , 大股东持股比率来源于日本金融厅网络数据系统 (EDINET) 。扣除金融业、公共事业以及一部分数据不全的企业, 我们共采集到620家企业三年间的数据, 共计1 860个样本。表1为统计数据基本情况。

小泽、金崎 (2006) 通过对1997年和2001年两年的东证一部上市公司财务数据进行计算后, 推测日本上市公司的平均Q为1.03左右。手嶋 (2000) 利用简单的q计算法则推算1998年东证一部上市公司平均Q值为0.89。本文采用数据的时间为2007至2009年, 考虑到日本宏观因素的变化, 本文的推测结果应该在0.89至1.03之间。因此, 本文样本的3年平均Q为0.948应为合理结果。另外, 从小泽、金崎 (2006) 推算ROA的均值为4.38%来看, 本研究总的ROA为4.1%也是合理的结果。利用固定效果模型我们对以上面板数据进行了最小二乘法回归分析, 表2与表3分别为以Q和ROA为因变量验证的结果:

注:表2、3中*代表1%信心区间显著。数据来源为日经上市公司财务数据库 (NEEDS) 以及日本金融厅网络数据系统 (EDINET) 。

注:表2、3中*代表1%信心区间显著。数据来源为日经上市公司财务数据库 (NEEDS) 以及日本金融厅网络数据系统 (EDINET) 。

从表2中所反映的以不同变量构建的回归模型的回归结果看, 所有的控制变量 (Control variables) 的解释力度均达到了1%以上显著水平, 说明控制变量对Q及ROA均具有很好的解释力度。企业的账面价值 (log10A) 与Q之间存在着正关系;投资者总是倾向于获利能力较强的企业, 规模大的企业容易形成垄断优势, 这种优势会帮助企业阻隔其他企业的行业参入, 从而增强本企业的获利能力。股票市价总额 (log10V) 与ROA之间存在着正关系;这说明投资者总是倾向于获利能力较强的企业, 促使股价提高;同时股价较高的公司, 由于其资金较为充足, 相对机会成本较低, 也使企业能够获得较高的净收益。资产负债率 (D/A) 与Q及ROA之间存在着负关系;这说明当企业的资金出现不足时, 为了弥补资金不足的缺口, 经营者首先考虑到的是通过负债来筹集资金。这个结果与美国经济学家Mayer的啄食顺序理论的论述是相吻合的。无形资产总额 (log10A) 与Q及ROA之间存在显著的正关系说明, 由企业的研发能力、宣传力度等形成的非实物性资产能够很好的改善企业获利能力, 有效提升企业的收益水平。

从持股比率与企业价值的关系方面来看, 第一大股东与第二大股东持股比率对Q存在着显著的正影响。而第三大股东却对Q存在不显著的负影响。这说明, 无论是第一大股东还是第二大股东, 其持股比率的增加都将会促使企业价值的下降。而第三大股东持股比率的增加则可能导致企业价值的下降。而从总资产收益率与持股比率的关系来看, 第一大股东与第三大股东持股比率与ROA存在着显著的负关系。而第二大股东却与总资产ROA间存在着显著的正关系。这说明, 无论是第一大股东还是第三大股东, 其持股比率的增加都将会导致企业收益率的下降。而第二大股东持股比率的增加则会改善企业的收益状况。

(二) 实证结果的分析。

从企业价值方面来看, 虽然交叉持股比率在日本上市公司中的股权结构中显著下降, 但其仍然是公司的最主要持股力量, 代表着多数的稳定持股股东。从投资心理角度分析, 稳定持股比率的增加有助于中小股东建立投资信心。因此, 中小股东的集中投资能够有力的带动股票价格的上升, 从而提高了企业价值。然而, 苏 (2010) 认为, 由于交叉持股的实质是各经营者间相互制约, 所以交叉持股股东对经营者的实际监督力度形同虚设, 因此交叉持股比率的增长会促使企业代理成本的上升从而导致企业收益率的下降。所以, 以交叉持股股东为代表的第一大股东的持股比率的增加导致了企业的收益率的下降。与第一大股东相比较, 第二大股东持股比率的增加在提升了企业价值的同时, 也明显的改善了企业的收益状况。这说明第二大股东可以对第一大股东形成制衡力量, 从而使企业经营更加透明, 降低代理成本。这也与Lehman&Weigand (2000) 关于第二大股东可以提高企业业绩的结论相符。同时, 该结果还证明了在企业中建立合理股权制衡关系有助于企业发展的推断。第三大股东持股比率对Q和ROA均呈现负影响, 且对Q没有显著的说明力度;从表1的样本统计描述中可以看出, 第三大股东的平均持股比率的中位数仅为4.8%, 这一数值甚至低于一般意义上大股东持股比率应超过5%的习惯认识, 也就是说, 日本上市公司中的大部分第三大股东还不能被称之为真正意义上的大股东。因此我们可以推测, 很多第三大股东可能还存在着极强的投机投资动机。这种投机心理会导致投资者的投资期间短, 套利动机明显, 这种投资行为也容易造成企业经营政策的短期化和非系统化, 无法有效的改善公司的治理效率。

参考文献

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[7].手嶋宣之.経営者の株式保有と企業価値[J].日本:現代ファイナンス2000, 3 (7) .

大股东持股 篇4

近几年我国资本市场快速发展, 但仍存在着不规范、不完善的特点。上市公司盲目进行扩张而且未对公司的投资项目进行严格的风险控制, 从而导致企业出现投资决策失误甚至投资失败, 非效率投资现象较为严重。投资效率高的项目需要良好的外部政策支持以及企业内部完善的经营治理方针。因此有必要以大股东持股为视角, 对投资过度行为产生的影响进行深入研究。

2 理论分析与研究假设

在股权相对分散的情况下, 管理层独揽公司的控制权, 此时所有者与经营者之间的利益冲突就表现得尤为明显。正如Jensen在1986年的研究显示, 在所有权与经营权相分离时, 管理层通过其拥有的控制权盲目进行一些资本扩张行为, 以实现其自身利益。而在股权相对集中的情况下, 大股东对公司拥有较大的控制权, 此时将会出现大股东与中小股东之间的利益冲突, 而我国资本市场在保护中小股东的利益方面仍存在较大问题, 因此, 大股东与中小股东之间的利益冲突表现得更为显著。基于以上分析, 提出本文的第一个假设:

假设:在其他条件一定的情况下, 股权集中度与过度投资之间呈现先下降后上升的“U”型非线性关系。

3 实证研究

3.1 数据来源

本文以沪深两市2008-2012年的A股民营上市公司为样本。同时为了保证数据的可靠性, 对初始样本做如下处理: (1) 剔除金融保险行业公司; (2) 剔除ST的上市公司; (3) 剔除数据披露不完整的公司年报。经过上述处理后, 最终获得了5 125个有效的研究数据。本文数据主要来自于国泰安数据库, 并用STATA 12.0进行了计量分析。

3.2 变量定义和模型构建

本文的被解释变量为过度投资 (Overinv) , 借鉴Richardson (2006) 的投资期望模型来衡量企业的效率投资, 而用其产生的残差来表示其非效率投资, 若残差大于零, 则表明公司存在过度投资行为;反之, 则存在投资不足。最终获得了1 725个过度投资样本。本文的解释变量为第一大股东持股比例 (Top) ;本文的控制变量有公司规模 (Size) 、内部现金流量 (Cash) 、资产增长率 (Growth) , 另外本文还控制了年度和行业控制变量。

为了验证本文提出的假设, 构建模型如下:

Over INV=α+β1Top+β2Top2+βiControl+ε

3.3 实证结果

表1显示了股权集中度与过度投资的回归结果。调整R2为0.190 3, 第一大股东持股比例的一次方项与二次方项均在5%的水平上显著, 这说明了该模型有较好的拟合优度, 并且以二次非线性关系来刻画第一大股东持股比例与过度投资的关系是比较准确的。该模型进一步表明过度投资行为随着第一大股东持股比例的增加呈现先下降后上升的“U”型二次非线性关系, 支持本文的研究假设。对于估计的二次模型, 利用函数求极值法得出了第一大股东持股比例与过度投资函数关系的拐点为25.35%;在第一大股东持股比例小于25.35%时, 过度投资与第一大股东持股比例之间呈现负相关关系, 而在第一大股东持股比例大于25.35%时, 过度投资又随着第一大股东持股比例的增加而增加。

注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

4 研究结论

本文以A股民营上市公司为研究样本, 实证分析了股权集中度对公司过度投资行为产生的影响。研究发现, 股权集中度与过度投资存在着先下降后上升的“U”型关系;一方面, 在股权相对分散时, 管理者拥有对公司的控制权, 其通过盲目资本扩张、在职消费等来追逐自身的最大化利益, 使公司产生了过度投资等问题, 而股东的持股比例相对较低, 不能对管理层实行有效的监督机制, 但随着公司股东持股比例的不断增加, 其能够对管理层实行有效的监督, 以适当约束管理层的行为。另一方面, 在股权相对集中时, 第一大股东拥有相对较高的持股比例, 大股东往往通过侵占中小股东的利益而达到自身利益最大化, 其主要通过关联方交易、转移财产以及非效率的投资决策以实现自身利益, 而非效率投资决策给公司造成的损害最为严重, 其最终会造成公司产生过度投资等非效率投资。基于本文的研究结论, 我们认为有必要适当优化其股权结构, 使其既能够对管理层的在职消费以及盲目资本扩张起到一定的监督作用, 又能够对主要股东起到一定的牵制作用。

摘要：本文选取2008-2012年沪深两市A股民营上市公司为研究样本, 实证分析了大股东持股比例对公司过度投资行为的影响。研究结果显示, 第一大股东持股比例与过度投资存在着先下降后上升的“U”型关系;即随着第一大股东持股比例的不断加大, 过度投资水平逐渐降低, 然而当第一大股东持股比例达到临界点25.35%之后, 随着持股比例的进一步增加, 过度投资程度显著增加。

关键词：大股东持股,过度投资,财务风险

参考文献

[1]胡国柳, 裘益政, 黄景贵.股权结构与企业资本支出决策:理论与实证分析[J].管理世界, 2006 (1) :137-144.

[2]方红星, 金玉娜.公司治理、内部控制与非效率投资:理论分析与经验研究[J].会计研究, 2013 (7) :63-69.

[3]Michael Jensen, William Meckling.Theory of the Firm:Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics, 1976 (3) :305-360.

大股东持股 篇5

(1) 国外学者对股权结构与公司绩效关系的研究。

米恩斯和伯利认为, 公司业绩受股权影响, 股权越分散, 业绩有可能就越差。麦克林和詹森对此进行研究, 他们认为内部股东所持公司股份比例会影响公司的价值, 内部股东持股比例越大, 则公司价值从理论上讲也越高。斯达兹分析, 认为公司价值最初随内部股东持股比例的增加而增加, 而后开始下降。丹尼斯和麦康奈尔指出, 迄今为止, 关于私有化的实证研究结果表明所有者身份和他们地位的高低对公司业绩有影响。内部股权和外资股权通常带来好的业绩, 而国有股常常与差的业绩联系在一起。麦康奈尔和瑟维斯发现内部控股股东股权比例小于40%时, 托宾Q值随控股比例的增大而提高, 当控股比例达到40%-50%时, 托宾Q值开始下降, 并且还发现机构持股比重与托宾Q值之间存在正相关关系。

(2) 国内学者对股权结构与公司绩效关系的研究。

国内有许多学者对中国上市公司股权结构与公司绩效关系进行研究。许小年和王燕研究发现股权集中度与公司经营绩效正相关。张红军研究认为, 前五大股东持股比例、法人股比例与托宾Q值有显著的正相关关系。张俊喜、李春涛发现, 不同的股权结构带来不同的市场绩效, 上市公司的业绩与非控股大股东的持股水平正相关。陈晓、江东发现行业的竞争性决定了股权结构的多元化对公司业绩的正面影响。陈小悦和徐晓东发现, 在非保护性行业, 第一大股东持股比例与企业业绩正相关, 流通股比例与企业业绩负相关, 国家股比例、法人股比例与企业业绩之间的相关关系不显著。吴淑琨发现公司绩效与股权集中度、内部持股 (包括职工持股和高管持股) 比例呈显著性倒U型曲线关系, 流通股比例、国家股比例及境内法人股比例与公司绩效呈显著性U型曲线关系。胡芳肖、王育宝也验证了上市公司的经营绩效与股东持有的流通股比例、国有股比例呈现负相关关系, 并且流通股与经营绩效之间的相关性比国有股与经营绩效的相关性要强。杜莹、刘立国发现, 股东持有的国家股比例与公司绩效显著负相关, 持有的法人股比例与公司绩效显著正相关, 持有的流通股比例与公司绩效不存在显著相关的结论。刘勺佳、孙儒、刘乃全进一步研究了股权结构与公司绩效, 发现二者密切联系。

2 理论解释

关于大股东的行为对于公司经营绩效的影响存在两方面的假说:一是监督假说;二是掠夺假说。Shleifer和Vishney认为股权的集中会减少管理者的机会主义倾向, 有助于减少委托代理冲突。这是由于经济利益随着大股东持股比例的增加而加大, 因此大股东为保护自己的利益, 对管理层的监督亦随之增强, 而且此时大股东的投票权和影响力也增大, 使大股东更有能力控制管理层的机会主义行为。因此, 随着第一大股东持股比例的增加, 会计价值会越高。Shleifer和Vishney研究了东亚的一些公司治理结构, 认为某些国家的代理成本来自于控股股东和小股东之间的利益冲突。Laporta总结出全世界大公司的中心代理问题都是如何限制控股股东损害小股东的利益这一问题。大股东会以各种方式掠夺小股东的利益, 即掠夺假说。Facci发现大股东持股比例越高发生掠夺的可能性越大。此时大股东的持股比例与公司价值负相关。以上理论之所以有差异, 其本质原因在于他们所选取样本是不同的。

3 实证研究

3.1 数据来源

本文着重探讨第一大股东持股比例对公司经营业绩的影响, 采取2006年1月至12月上市公司的数据, 剔除不符合条件的, 共选取50家上市公司的数据, 数据来源国泰君安数据库, 在数据分析中, 本文选择市场价值为基础的成长性指标作为绩效评估指标, 具体选用市净率 (market-to-book, P/B) 作为公司成长性的计量指标。成长性代表了企业有价值的未来投资机会, 反映了企业对投资机会的把握能力。因此, 企业成长性是一种管理价值 (management value) ;它体现了公司管理质量和治理效率。整理数据如下:

3.2 数据处理

在对市净率年度数据处理时, 是对它的季度数据简单的加权平均。对第一大股东持股比例和市净率均采用对数运算, 运用简单的一元线性回归模型, 采用eviews软件, 得出如下模型:

Dependent Varisble:LOG (Y)

Method:Least Squares

Date:07/16/11 Time:10:16

Sample:150

lncluded observations:47

检测的Durbin-Watson stat 2.121094, Prob (F-statistic) 为0.052422。

3.3 数据结果分析

分析回归模型, 发现第一大股东持股比例系数为0.361817。这说明第一大股东持股比例和经营业绩存在正相关关系, 增加持股有利于公司业绩的提高, 但是它的系数很小, 说明对公司经营业绩的影响并不是很大。由于分析过程中考虑因素不全面, 分析可能存在一定的不妥, 但是在一定程度上可以说明问题。

4 政策建议

(1) 由上述实证分析可以看出公司第一大股东持股比例与公司绩效呈一定程度的正相关关系。那么对于公司治理问题来说, 第一大股东持股在一定程度上会改善公司经营绩效, 控股股东持股比例的增加, 会减少控股股东掏空行为, 因为这种行为给第一大股东带来的收益是随着他持股比例增加是降低的。这给我们如何完善公司股权结构提供了一定的政策建议。

(2) 虽然“一股独大”一定程度上会提高公司绩效, 但是形成相对制衡的股权局面仍然很重要。通过股权的分置、转让, 收购、兼并等多种方式, 优化股权结构, 使上市公司的股权结构有一定集中度, 并且存在着相对控股股东, 并有其他大股东与之制衡的的局面。这样才能避免因股权分散而导致的中小股东“搭便车”行为, 也可以避免因股权高度集中而出现的严重的大股东侵害中小股东权益的问题。

参考文献

[1]陈珩, 贡文竹.股权结构与公司绩效的实证研究[J].财会通讯, 2010, (8) .

[1]刘运国, 高亚男.我国上市公司股权制衡与公司业绩关系研究[J].中山大学学报, 2007, (4) .

大股东持股 篇6

Berle&Means (1932)在其著作《现代公司与私有财产》中研究了管理者和众多中小股东在公司绩效中所扮演的角色,并发现两权分离导致的代理问题,而后诸多研究一直追随其后展开。以美国资本市场为主的研究多关注于无监管的管理者与众多分散的小股东之间存在的潜在冲突。而在欧洲和一些新兴资本市场,由于缺乏相关法律法规来对小股东的权利进行保护,所以研究的焦点则转移到股东内部之间,研究发现更高的股权集中度,加剧了大股东和中小股东的潜在冲突,大股东凭借其控制权而获得与持股比例不相匹配的超额收益,从而影响企业的绩效。在集中的股权结构下,大股东的存在一方面可以视为公司治理的重要元素,能对管理层进行更好的监管,另一方面它也会降低经理人的管理能动性,使得投资效率下降,降低公司绩效。相关实证研究也得出不同结论,如Aslan&Kumar (2008)发现在股权集中的市场上,债务融资不但不可以抑制公司内部代理问题,反而使得大股东对公司利益的侵占更得心应手。Morck、Shleifer and Vishny (1988)研究了美国市场中内部人持股与企业价值的关系,结果发现两个变量间具有非单调性的关系,这个证据验证了激励理论和堑壕理论。当管理层持股超过了一定的界限,管理者会为了自己的私利不惜牺牲小股东的利益,管理层的堑壕效应会越明显。也有一些学者(Kumar,2003;Rowe and Davidson,2002)发现集中的股权结构与企业价值二者间并无显著关系。

国内也有学者从股权集中度对公司绩效产生的影响去做相关研究,而在此基础上从关联交易、股利政策和债务融资等方面对大股东行为进行探讨。徐晓东、陈小悦(2003)认为非国有大股东的存在有利于提高公司治理效率,使企业盈利能力和企业价值增强。徐丽萍等人(2006)发现股权性质不影响企业绩效,股权集中度与企业绩效二者正相关。陈德萍、陈永圣(2011)采用中小板的上市公司的数据,研究发现股权集中度与企业绩效存在显著正“U”形关系。恰恰相反的是,燕玲(2012)采用A股上市公司数据研究则发现大股东持股与公司绩效呈倒“U”形关系。祝继高等人(2012)研究发现,股权结构对地方商业银行的经营业绩有重要作用,大股东的控股能力越强,企业绩效越差。王红敏(2013)的研究发现,随着股权性质的差异,股权结构与企业绩效间呈现多样性的关系。

由此可以看出,对于股权结构对企业绩效的影响,不同学者的研究结论都很不一样,且并没有一个统一的定论。因此,为丰富这方面的研究经验,本文拟采用实证的方法对二者关系进行探讨。

2 理论分析及假设

2.1 委托代理理论

信息不对称导致了代理问题的产生,在股权相对分散的资本市场上,由于没有一个占绝对优势地位的控股股东,股东之间势均力敌,彼此保持着一种微妙的制衡关系,利益冲突并不那么明显,相较之下反而是公司管理者和股东代理冲突成为此类市场的主旋律。此时,管理者扮演的是为谋求私利而置股东利益于不顾的机会主义者角色,这就使得公司价值不能够最大化,这些代理问题就需要通过激励、监管等手段解决。与此同时,公司的代理成本增加。公司治理的焦点就是降低代理成本,提高绩效。Pivovarsky (2003)认为,当股权集中在几个大股东手里时,他们会有更大的压力去监督管理者,从而使企业价值最大化。

传统的代理理论认为集中的股权结构可以提高股东对公司管理者的监督,从而防止管理者采取自利的决策而对企业绩效带来负面影响。从理论上讲,股权结构的集中可以减少管理权和控制权分离所造成的代理成本,从而有利于公司绩效,比如在美国这种有较完善的法律法规来对中小股东进行保护的资本市场中,这是有可能的。而我们现在面临的事实是相比较于发达的资本市场,我国资本市场相关的法律制度还不够完善,集中的股权结构使得大股东和中小股东的利益产生分歧。在这样一个缺乏相关保护中小股东法律的市场环境下,大股东在公司中处于控制地位,其将会利用其对公司资源的控制权来为自己的私利服务,对公司绩效带来负面影响。

2.2 股权结构与企业绩效

股权结构对企业绩效的作用机理主要是通过影响公司治理效率和公司行为传递的,不同的股权结构会导致公司治理效率与公司行为的差异。一方面股权结构会影响治理模式的选择、股东治理功能的发挥,从而影响治理效率,治理效率又对企业绩效产生重要影响;另一方面股权结构会影响公司的价值取向和行为方式,投资、交易和分配行为的选择又影响了企业绩效。当股权结构比较分散时,一方面代理成本和“免费搭车”使得企业绩效下降,另一方面股票流动性提高、外部治理增强对企业绩效产生正向影响。当股权结构比较集中时,大股东投身于公司治理,其控制能力过强而其他股东又不能对其进行约束,监管变弱,其依靠控制权谋私的可能性大大提高,对公司绩效产生负面影响。

2.3 第一大股东股持股比例与企业绩效

产权是企业制度的一个根本问题,所有权的比例结构决定了公司性质,于是公司的董事会、监事会和管理层围绕其建立并确定相关的权利义务。大股东作为公司所有者比之于小股东拥有更大的资源配置权。在一股一票的原则下,股东的剩余索取权和投票权由其所持股票份额决定,持股比例大的其在公司经营决策中占据的话语权就大,他们的一举一动更加容易影响公司经营绩效。在股东与股东之间、股东和管理者之间、股东与利益相关者之间最好能达成一种制衡关系,尤其是前两种权利的制衡关系直接影响企业的绩效。当股东间的制衡缺失,占绝对控制地位的第一大股东出现,由于无人能敌,大股东充分控制了公司的决策,其有动机、有条件通过滥用投资资金扩大公司的控制性资产,并通过一些手段将这些资源进行转移。而当第一大股东持股比例比较低时,这时他们对公司治理的能力和意愿比较小,其容易产生投机行为,很可能通过一些交易行为损害公司价值。基于我国的现实情况,资本市场上股权集中度较高,大股东有可能做出致使企业绩效受损的侵占行为。据此,提出本文的假设:

H1:第一大股东持股比例对公司绩效有显著负向影响。

3 研究设计

3.1 样本选取

本文样本选自2012—2013年A股上市公司,剔除金融、ST、ST*、数据资料缺失不全的公司,最终得到3 874个研究样本,数据来自国泰安数库。

3.2 变量定义

本文研究的是大股东持股比例与企业绩效二者的关系,被解释变量为企业业绩,用托宾Q来衡量,等于股东权益的市场价值和净债务之和除以期末总资产;解释变量hold,为第一大股东持有的公司股权比例,等于最大股东持股数/年末总股本。其他控制变量包括企业规模size,等于公司资产总额的对数;资产负债率lev,净利润增长率NP=(本年净利润-上年净利润)/上年净利润,股权融资成本stoc。基本计算模型如下:

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

根据表1数据统计结果可得,我国A股上市公司大股东持股比例最大值为89.41%,最低值为2.2%,均值在36.53%,上市公司中50%的第一大股东持股比例高于34.87%,75%的上市公司第一大股东持股比例高于24%,这也反映了我国上市公司股权相对集中的一个状态,虽然没有达到50%以上的绝对控股比例,但相比之下大多数第一大股东在一股一票的决策投票权下,拥有了对公司经营决策和治理结构等施加其影响的作用。托宾Q的平均值为1.89,最小值为0.28,最大值达到258.83,这反映了在我国股票市场上,各公司之间的价值差距很大,此外30%的上市公司托宾Q值小于1,这说明这些上市公司的投资机会并不是太好。其他如净资产收益率、资产负债率等方面,由于各公司的盈利能力、经营状况、资产构成等原因也存在着比较大的差异,而一半的上市公司其资产负债率为48.31%,但其净资产增长率却是1%不到。

4.2 回归分析

由于本文采用的数据是面板数据,为了确定最终是采用固定效应模型还是随机效应模型,首先进行了Hausman检验,由统计量对应的P值=0.000 0否定原假设,因此应选择固定效应模型。具体检验结果如图1所示。

用固定效应模型对企业绩效和大股东持股比例进行回归,结果见表2。

以上回归结果显示,大股东持股比例与企业业绩负相关,并且在1%的水平上显著。这说明大股东持股比例的增加使其对企业控制权有重要影响,甚至是当其持股比例达到一定程度时,其为了寻求自身价值的最大化而做出某些行为和反应,从而对公司绩效产生不利的影响。公司规模、资产负债率与企业业绩显著负相关,因为代理冲突导致经理人为了自身利益而过分追求企业规模的扩大,所以进行了一些非效率的投资致使对公司绩效产生不利的影响。而资产负债率与公司绩效负相关很有可能是因为有一些公司本身面临的投资机会就很小或者几乎没有投资机会,负债只是维持了公司运转而没能投入到新的有效的投资项目中,但是上市公司又必须为这部分负债支付成本,因此造成其对绩效的影响为负。股权融资成本与公司绩效负相关但不显著,净资产增长率与企业绩效显著正相关,净资产的增加表示企业资本规模的扩大,不断增长的净资产使得上市公司增值保值能力稳健而强大,这必然会对企业绩效产生正的效应。

注:★★★、★★、★分别表示在1%、5%、10%水平下显著,括号内数值表示对应的t统计量。

5 主要结论和建议

5.1 结论

(1)大股东持股比例和企业绩效负相关,其持股比例越大,股权集中度就越大,这就很容易出现委托代理问题。尤其是大股东持股比例达到拥有公司实际控制权时,大股东就会利用企业的资源为自身谋福利,如进行大量的关联交易以转移公司利益。而且大股东极易与经理人合谋侵占,其目的不是增加企业价值,而是将企业的经济利益通过其他方式流入个人口袋之中,这样公司经营绩效个可避免会受到影响。

(2)从多元回归结果可知,公司绩效的影响因素有多个,除了文中所检验的股权集中度外,公司绩效还受资产规模、资产负债率、净资产增长率、股权融资成本等因素影响,要从多方面进行改善。比如,回归结果显示,资产规模、资产负债率与公司绩效负相关,可见适度的资产规模和资产结构有利于提高企业绩效。

5.2 启示和建议

(1)从制度层面上要完善相关法律法规,充分保证小股东的监督权。就像某句名言所说的:绝对的权利会造成绝对的滥用,而权利越大,滥用起来就越危险。因此,有必要建立起法律体系对大股东进行监督,以防止大股东为了一己之私而采取非常手段或者是与管理者合谋损害中小股东利益。

(2)从公司层面上要进一步完善公司治理机制,充企业科技与发展分发挥独立董事和监事会的监督职能。我国上市公司股权的集中度比较高,大股东往往拥有或参与公司经营决策,这时为了保证大股东、管理者、中小股东三者的均衡,企业就需要一个确实有效的内部监督机制。为了应付制度要求,我国上市公司独立董事大都是作为花瓶摆设,且独立董事大都为兼职甚至是身兼数职,其工作大都只能是锦上添花而无法真正发现上市公司的问题或者是对上市公司的决策做出正确的判断。如何使这些机构真正发挥其作用,值得上市公司思考。

(3)促进股东性质的多元化。在上市企业中,有些企业股东性质单一,对于企业经营决策不利,并且大股东之间合谋的情形也时有发生。例如,国有企业可以适度引入民营资本、机构投资者、境外投资资金等。一方面可以为经营管理注入新动力,另一方面不同属性的投资者就很难形成合谋,相互间达成一种制衡关系,有利于提高企业绩效。

摘要：股权结构与企业绩效二者关系的研究引起了众多学者的关注,一部分原因是它与代理理论和公司治理有着密切的联系,另一部分原因则是因其研究结果具有多样性。不同的股权结构与不同的市场环境都会对其造成影响,因此文章将从大股东持股的角度对这二者关系进行探讨。文章从理论和实证两个方面着手,首先分析其作用机理,然后采用201 2—201 3年A股主板上市公司的财务数据进行实证。实证结果表明:第一大股东的持股比例与企业绩效显著负相关,持股比例的增加,大股东产生利益侵占行为,公司绩效受损。

关键词：公司治理,股权结构,大股东侵占

参考文献

[1]原雪梅,何国华.股权结构、公司治理与公司绩效一基于家电行业上市公司的实证研究[J].上海金融,2007(7).

[2]施东辉.股权结构、公司治理与绩效表现[J].世界经济,2000(12).

[3]俞红海,徐龙炳,陈百助.终极控股股东控制权与自由现金流过度投资[J].经济研究,2010(8).

[4]徐晓东,陈小悦.第一大股东对公司治理、企业业绩的影响分析[J].经济研究,2003(2).

[5]徐丽萍,辛宇,陈工孟.股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响[J].经济研究,2006.

[6]燕玲.股权结构影响上市公司绩效的实证研究[J].财经问题研究,2012(5).

[7]王红敏.上市公司股权结构与公司绩效关系研究——基于沪深两市A股上市公司经验数据[J].财会通讯,2013(8).

大股东持股 篇7

本文以98家完成股改的医药类上市公司为研究对象, 其中中小企业板块6家, 主板市场92家。数据来源为巨潮数据库、新浪财经数据库和华西证券数据库。

首先采用数据分析法, 对样本公司的持股股改收益率进行分析。持股股改收益率是持股股改收益的相对数指标。

PE为流通股股东持股股改收益 (Possessing-stock Earnings of tradable shareholders in SSS Reform, PE) , TS1、TS0分别为股改前后流通股股东股票数量 (Tradable Shares) ;P1、P0分别为股改前后股票价格, 本文分别采用停牌前1日和复牌日的收盘价;CASH为流通股股东获得的现金对价。

PER为流通股股东持股股改收益率 (the rate of PE) 。

其次, 采用统计分析法, 运用SPSS15.0软件对影响流通股股东持股股改收益率的各因素进行实证分析。本文选择多元回归解释各因素对PER的影响。解释变量包括股本结构 (X1) 、股本规模 (X2) 、每股收益 (X3) 、每股净资产 (X4) 、对价价值 (X5) 、复牌前后投资收益率 (X6) 和复牌前后日换手率弹性 (X7) 。多元回归模型为:

二、研究结果

其一, 流通股股东持股股改收益率。流通股股东持股股改收益是指股改前后流通股股东的可获得的现金价值差额, 是从流通股股东角度衡量其持股股改的获利程度。股改前, 流通股股东可获得现金价值为股票市场价值;股改后, 流通股股东可获得的现金价值包括其股票市场价值和现金对价。对价价值是非流通股股东为获得股票上市流通权而付出的价格, 是从非流通股股东角度衡量其股改的代价。持股股改收益并不等于对价价值, 原因在于前者使用的是全流通后的预期股价, 后者所使用的是历史股价。表1为98家样本公司流通股股东持股股改收益率, 平均值为收益率为29.57%。其中77家 (78.57%) 的收益率为正值, 平均值为38.9%;21家 (21.43%) 的收益率为负值, 平均值为-4.5%。说明大部分公司的流通股股东持股参加股改都能获取正收益。

其二, 统计结果。 (1) 相关性分析。通过变量相关性分析发现, 除X6与X7外, 变量之间并无相关性。特别是对价价值X5与X6和X7不相关, 说明并未获得统计结果证明对价价值高低与复牌前后日投资收益率或是日交换率弹性存在相关性。这一结论说明, 对价价值高低并不影响该股票的市场交易。表2为对价价值与其他变量的相关系数。 (2) 多元线性回归分析结果。研究采用逐步回归法对自变量X1~X7进行筛选。逐步回归法结合了前向回归法和向后回归法, 其从第一个变量开始, 按向前回归法的原则, 选择一个最好的变量进入回归模型。然后, 转用向后法的原则, 选择一个最不好的变量删除;以此类推, 直至模型外变量已经选不出可纳入者, 模型内也选不出可删除者为止。本文中逐步回归法选取与删除变量的判断标准分别为0.05和0.10。通过2次回归发现X1~X5的统计值显著性概率均大于0.05, 不能被纳入方程, 不能说明X1~X5对因变量PER有影响。而X6与X7的P值小于0.05, 能够被纳入方程, 说明X6与X7对因变量PER有影响。表3是多元回归模型参数, 先后进入模型的自变量是X6和X7, ∂6和∂7分别为0.005和0.001。则最优拟和回归方程为:

**Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) .*Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed) .

Coefficientsa

a.Dependent Vanable:流通股股东持股股改收益率

表4和表5分别为多元回归模型的方差分析和拟和优度检验, F=21.525, P=0.000<0.01, 说明公式 (2) 有统计学意义;而方程校正决定系数R2=0.306, 说明拟合程度一般。

a.Predictors: (Constant) , 复牌前后投资收益率b.Predictors: (Constant) , 复牌前后投资收益率, 前后日换手率弹性c.Dependent Vanable:流通股股东持股股改收益率

a.Predictors: (Constant) , 复牌前后投资收益率b.Predictors: (Constant) , 复牌前后投资收益率, 前后日换手率弹性

三、讨论与思考

其一, 98家样本公司流通股股东持股股改收益率平均为29.57%, 其中78.57%家公司的收益率为正值, 说明大部分公司的流通股股东持股参加股改都能获取正收益。

其二, 影响流通股股东持股股改收益率的因素是复牌前后投资收益率 (X6) 和复牌前后日换手率弹性 (X7) , 其中X6的显著性强于X7。

其三, 股权分置改革研究表明, 股改完成后, 市场交易活跃, 但公司复牌首日股价呈下降趋势。由于X5与X6和X7无相关性, 说明对价价值高低并不影响该股票的市场交易。这一结论说明, 支付对价不是股改后股价下跌的原因, 而流通股股东套现则很可能是出于其获取股改对价的获利动机;同时, 也解释公式 (2) 拟和度一般的原因。

参考文献

[1]吴超鹏、郑方镳等:《对价支付影响因素的理论和实证分析》, 《经济研究》2006年第8期。

大股东持股 篇8

随着对公司治理问题研究的逐渐深入, 除董事会构成、股权结构以外, 机构投资者持股等更为广义的公司治理机制开始成为实务界和学术界共同关注的焦点。已有的研究关于机构投资者的持股对公司的影响并未达成共识。王琨和肖星 (2005) 发现, 前十大股东中存在机构投资者的上市公司被关联方占用的资金显著少于其他公司, 同时机构投资者持股比例的增加与上市公司被关联方占用资金的程度呈显著负相关, 即认为我国机构投资者已经开始对公司治理产生了正面影响。徐丽萍等 (2006) 发现, 机构投资者持股对公司经营绩效的影响是负面的。究其不同, 可能在于前者采用的衡量机构投资者持股情况是采用的前十大股东中机构投资者的持股情况, 而不是针对所有机构投资者。原因在于:其一, 持股比例比较高的机构投资者更有可能是出于投资而不是投机的心态, 会利用自身的专业知识对被投资公司行为进行监督及建议;其二, 进入前十大股东的机构投资者才更加有话语权, 能够将自己利用专业知识发现的问题有效的付诸实践, 协助企业创造更多收益。故本文试图通过实证的方法来验证前十大股东中机构投资者的持股情况对公司绩效的影响。

二、文献综述

以Shleifer和Vishny (1986) , Mc Connell和Servaes (1990) 为代表的一系列研究发现, 机构投资者的确有效地约束了公司的管理人员, 使其以公司的真实业绩为目标, 减少管理者人为的投机行为。为了进一步考察这个问题, 接下来的研究细化了对于公司治理的衡量。Chung, Firth, 和Kim (2002) 检验机构投资者是否有效地制约了公司的盈余管理行为, 发现在机构投资者持有股份较多 (大于年度机构投资者持股比例中值) 的公司里, 管理层利用应计项目 (Accruals) 操纵利润的行为得到抑制。Bushee (1998) 的研究则指出, 机构投资者持股比例高的公司, 利用削减研发支出来提高利润的行为较少。江向才 (2006) 表明机构投资者持股的上市公司治理情况以及信息透明度较其它公司更好。肖星和王琨 (2004) 也发现, 我国证券投资基金选择的上市公司在多项业绩指标和公司治理结构指标上都显著优于其它上市公司。

然而, Wahal和Webb, Beck and Mc Kinnon (2003) 指出, 机构投资更加重视追求短期目标, 他们并不真正看重公司的长远价值, 这个问题在我国可能更为严重。尽管我国机构投资者同样持有较高的上市公司股份, 但是由于上市公司与其控股大股东之间先天的紧密联系, 以及“一股独大”为主的股权结构, 机构投资者能否与上市公司控股股东抗衡成为疑问。此外, 由于相关的法律法规尚不完善, 通过 (甚至和上市公司联合起来) 操纵股票价格可能迅速地为机构投资者带来丰厚的利润。类淑志、宫玉松 (2007) 的研究还指出, 目前我国机构投资者的规模还不够大, 这也可能限制机构投资者在公司治理中发挥作用。而在最近的研究中, Eric K.Kelley (2009) 验证了机构投资者持股的公司披露的信息更加具有有效性, 即机构投资者持股有助于会计信息的披露, 避免上市公司进行信息操纵。丁方飞、丰珂 (2008) 年验证了机构投资者年度持股变动和下一年超额报酬率显著正相关, 即机构投资者投资对上市公司的业绩产生显著的正向作用。那么, 我国的机构投资者是否以促进公司长期健康发展为目的的参与公司治理的动机。本文针对前十大股东中机构投资者持股情况对上市公司非效率投资的影响这一具体治理问题对机构投资者的作用进行探讨。

三、研究设计

(一) 研究假设

由于持有股份比较多, 机构投资者的存在能减少小股东搭便车的行为;其次, 持有股份达到一定比例的时候, 机构投资者具备了参与公司治理的能力, 如对管理层的行为不满时可以投足够的反对票来减缓信息不对称产生的影响;第三, 机构投资者还可以使用自己大量的专业知识对上市公司进行分析和判别, 从多角度对公司做出更加全面评估。因此, 机构投资者具备了参与治理公司经营的专业能力。并且本文的着手点是前十大股东中机构投资者的持股情况:前十大股东中有无机构投资者, 前十大股东中机构投资者持股比例合计以及前十大股东中持股最多的机构投资者的位次, 即这部分机构投资者是具备左右公司决策的话语权, 再加上机构投资者的专业素养, 有理由相信其可以有效地制约上市公司的过度投资行为。因此得出以下假设:

假设1:前十大股东中存在机构投资者的上市公司绩效更优

假设2:前十大股东中机构投资者持股比例之和越大, 公司绩效越好

假设3:前十大股东中机构投资者位次越靠前, 公司绩效越好

(二) 样本选择与数据来源

本文选取2006年~2008三年全部A股的上市公司作为研究对象。每年有公司1746个。本文数据大部分来自聚源数据库和国泰安数据库, 有关前十大股东中机构投资者的持股情况均为手工搜集所得。为保证数据准确和可靠, 本文剔除了以下公司:样本期间被ST、PT的公司;金融公司;数据严重缺失的企业。最终得到数据3756个。

(三) 变量选取

根据研究假设, 本文选取了如下变量:

(1) 因变量:上市公司绩效指标的选取。由于我国资本市场的特殊情况, 股价受绩效以外的因素影响明显, 故不用股价作为衡量指标, 采用会计意义上的净资产收益率 (ROE) 作为上市公司绩效的衡量指标。

(2) 自变量:前十大股东中机构投资者持股情况指标的衡量。本文为了衡量机构投资者持股的深度, 即在股东大会上发言能力, 采用前十大股东中是否有机构投资者 (ISH) , 前十大股东中机构投资者的持股比例之和 (All-ISH) 以及位次 (Order) 作为衡量指标。预期前十大股东中存在机构投资者的上市公司绩效水平会高于其他公司, 并且前十大股东中机构投资者持股比例之和越大, 持股最多的机构投资者越靠前, 预期公司绩效越好。

(3) 控制变量:取其他可能对上市公司绩效产生影响的重要因素, 本文将第一大股东持股比例 (Top1) 、资产负债率 (Lev) 和公司规模 (Size) 作为控制变量。预期第一大股东持股对公式经营绩效的影响更多的是正向的激励效应, 而不是负向的侵害效应 (徐丽萍, 2006) 。而由于公司负债越高, 由此产生的税盾效应越高, ROE越大。由于上市公司规模越大, 其存在委托代理问题越多, 故又有预期上市公司规模与上市公司绩效负相关。

(四) 回归模型设计与实证方法选择

根据以上假设及变量的选取, 构造如下模型:

其中, GM分别替换成ISH、All-ISH以及Order即分别对应以上的三个假设。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计分析

对1252家样本公司的3756个年度数据进行描述性统计分析后, 得到样本的描述性统计结果。如表2所示, 衡量前十大股东中有无机构投资者的变量ISH的均值是0.88说明88%的上市公司在前十大股东中都有机构投资者的存在, 且持股比例之和的均值达到12.76%, 平均位次达到4.8, 可见从持股情况来看, 机构投资者已经占到很大比例。从第一大股东持股比例均值49.31%, 以及最大已达到86.42%可见我国股权集中度非常高, 第一大股东持股比例越大越影响机构投资者作用的发挥。

(二) 回归分析

对模型使用普通最小二乘法进行回归, 结果如表3所示。从表3可知, 三个假设的模型对上市公司绩效的解释程度最低为12.4%, 并且模型的F值显示模型总体高度显著。主要变量前十大股东中机构投资者是否持股 (ISH) 、持股比例合计 (All-ISH) 、位次 (Order) 也都在1%的显著水平下通过检验, 并且与预期符号相同, 即前十大股东中存在机构投资者持股、持股比例越多、位次越靠前的上市公司绩效显著优于其他公司。关于控制变量的实证结果也与预期接近, 由于利息的节税作用, 三个假设中的资产负债率都在1%的水平下显著正相关于公司绩效;第一大股东持股比例越多, 对公司是正向作用而不是负向的侵害效应, 这点也得到证实 (此处结论与徐丽萍等 (2006) 的结论一致) ;公司绩效与上期绩效在三个假设中显著正相关;公司规模在第一个假设和第三个假设中分别在1%、10%的水平下通过检验, 而在第二个模型中没有通过检验, 说明规模对绩效有一定的影响, 但影响不像其他因素那么显著 (与彭仕卿 (2009) 的结论一致) 。

五、结论

前十大股东中机构投资者的持股情况显著影响公司绩效, 前十大股东中存在机构投资者, 持股比例之和越大, 位次越靠前的上市公司的经营绩效显著好于其他企业。综上所述, 机构投资者对于提高上市公司绩效起到了一定的积极作用, 表现为话语权的机构投资者的持股情况与上市公司的绩效之间呈现出一定的正相关性。

注:“***”, “**”, “*”分别表示在1%, 5%和10%的显著水平下, 变量系数不等于0;“△△△”, “△△”, “△”分别表示在1%, 5%和10%的显著水平下, 回归方程有意义;括号内为T检验值。

本文的不足之处在于数据仅使用了3年, 并且也没有根据机构投资者的性质进行进一步的分类, 比较券商, 保险公司, 信托公司从及基金公司等有何不同, 更加深入的研究机构投资者对公司治理的影响极其持股动机。并且根据已公布年报的基金数据显示, 机构投资者对股票型基金的投资比例比2009年半年报增加超一成, 关于不断增加持股的机构投资者对上市公司的影响需要得到未来研究的进一步关注。

参考文献

[1]王琨、肖星:《机构投资者持股与关联方占用的实证研究》, 《南开管理评论》2005年第2期。

[2]徐丽萍、辛宇、陈工孟:股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响, 《经济研究》2006年第1期。

[3]Shleifer, A., Vishny, R..“Large Shareholders and Corporate Control”, [M]Journal of Political Economy, 1986, (94) , 461-488.

[4]Chung, R., Firth, M., Kim, J.B..“Institutional Monitoring and Opportunistic Earnings Management”, [M]Journal of Corporate Finance, 2002, (8) :29-48.

[5]Bushee, B..“The Influence of Institutional Investors on Myopic R&D Investment Behavior”.[M]The Accounting Review, 1998, (73) :305-333.

[6]江向才:《公司治理与机构投资人持股之研究》, 《南开管理评论》2004年第1期。

[7]王琨、肖星:《证券投资基金:投资者还是投机者》, 《世界经济》2005年第8期, 73～79。