信息技術(shù)行業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系研究

1、<p>　　信息技術(shù)行業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系研究</p><p>　　摘要：本文以信息技術(shù)行業(yè)82家上市公司2007-2011年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，將凈資產(chǎn)收益率作為被解釋變量構(gòu)建面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)回歸模型。研究發(fā)現(xiàn)，第一大股東持股比例與公司績(jī)效顯著正相關(guān)；前五大股東持股比例與公司績(jī)效呈U型關(guān)系；股權(quán)制衡Z指數(shù)與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；法人股比例與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效顯著正相關(guān)，國有股比例與公司

2、經(jīng)營(yíng)績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)，但流通股比例對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效不具有顯著影響。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：信息技術(shù)行業(yè)上市公司 股權(quán)結(jié)構(gòu) 經(jīng)營(yíng)績(jī)效 面板數(shù)據(jù) 回歸分析 </p><p>　　2005年4月，證監(jiān)會(huì)啟動(dòng)股權(quán)分置改革試點(diǎn)工作，拉開了中國股權(quán)分置改革的序幕。股權(quán)分置改革后，國家對(duì)各行業(yè)股東的持股結(jié)構(gòu)進(jìn)行了重新整合，大多數(shù)競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)已經(jīng)逐步縮小國有股和法人股比例，讓更多的非流通股進(jìn)入市場(chǎng)流通，推

3、動(dòng)了資本市場(chǎng)的真正市場(chǎng)化和規(guī)范化。然而，股權(quán)分置后股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)不同行業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響不盡相同，對(duì)于發(fā)展迅速的信息技術(shù)行業(yè)，研究二者關(guān)系對(duì)其高效發(fā)展意義重大。 </p><p><b>　　一、文獻(xiàn)回顧 </b></p><p>　　股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效關(guān)系的研究，最早可以追溯到Berle和Means（1932），他們指出沒有股權(quán)的公司經(jīng)理與分散的小股東之間的利益沖突無法使

4、公司的績(jī)效達(dá)到最優(yōu)。Jensen和Meckling（1976）將股東分為內(nèi)部股東和外部股東兩類，其結(jié)論是公司價(jià)值取決于內(nèi)部股東所占公司股份的比例，內(nèi)部股東持股比例越大，則公司價(jià)值從理論上也就越高。 </p><p>　　國內(nèi)學(xué)者中，許小年和王燕（1998）較早地研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響，他們通過對(duì)1993-1995年期間上市公司進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度和法人股比重對(duì)公司績(jī)效具有顯著的正向影響，國家股比重

5、對(duì)公司績(jī)效有負(fù)面影響，而流通股比重對(duì)公司績(jī)效無顯著影響。董柳汕和關(guān)明坤（2007）以在2005年最早完成股權(quán)分置改革的46家上市公司為研究對(duì)象，以凈資產(chǎn)收益率、主營(yíng)業(yè)務(wù)收益率和每股收益為績(jī)效變量檢驗(yàn)股權(quán)分置改革與公司績(jī)效的關(guān)系，得出股權(quán)分置改革有利于公司治理改善和企業(yè)績(jī)效提高的結(jié)論。魏鵬超（2009）首次基于信息技術(shù)行業(yè)股權(quán)分置改革對(duì)公司績(jī)效的影響進(jìn)行了研究，選取了滬深兩市2004年到2008年的60家信息技術(shù)類上市公司進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)

6、現(xiàn)股權(quán)分置改革對(duì)信息技術(shù)行業(yè)上市公司的績(jī)效影響不顯著。 </p><p><b>　　二、研究假設(shè) </b></p><p>　　（一）股權(quán)集中度方面的假設(shè) </p><p>　　股權(quán)分置改革使我國上市公司高度集中的股權(quán)逐漸分散，相應(yīng)會(huì)引起公司股票來源的廣泛和投資的多元化，形成相對(duì)控股的股權(quán)結(jié)構(gòu)。相對(duì)控股的股東擁有一定數(shù)量的股權(quán)，這些少數(shù)大股東

7、能形成治理聯(lián)盟，對(duì)公司管理層的經(jīng)營(yíng)形成了較強(qiáng)的監(jiān)督和激勵(lì)作用，促使經(jīng)理層工作積極性提高，從而提高公司的績(jī)效?；谝陨戏治?，本文提出以下四個(gè)假設(shè)。 </p><p>　　假設(shè)1：第一大股東持股比例會(huì)對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生負(fù)的影響。 </p><p>　　假設(shè)2：前五大股東持股比例與公司業(yè)績(jī)呈U型關(guān)系。 </p><p>　　假設(shè)3：赫芬達(dá)爾指數(shù)會(huì)對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生正的影響。 &l

8、t;/p><p>　　假設(shè)4：股權(quán)制衡度對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生正的影響。 </p><p>　　（二）股權(quán)屬性方面的假設(shè) </p><p>　　假設(shè)5：國有股對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生負(fù)的影響。 </p><p>　　在資本市場(chǎng)建立之初，由于我國市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制尚未完善，在大多數(shù)企業(yè)中國有股比重較大，企業(yè)經(jīng)營(yíng)受國家行政干預(yù)較強(qiáng)，公司治理層的激勵(lì)和監(jiān)督機(jī)制作用有限，管理者

9、缺乏風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)和經(jīng)濟(jì)利益上的激勵(lì)。當(dāng)所有者目標(biāo)和行政目標(biāo)發(fā)生沖突時(shí)，他們有可能以行政目標(biāo)代替所有者目標(biāo)，使所有者利益受到傷害。所以，國有股對(duì)公司治理產(chǎn)生負(fù)面作用，對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生消極影響。 </p><p>　　假設(shè)6：法人股對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生正的影響。 </p><p>　　假設(shè)7：社會(huì)公眾股對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生正的影響。 </p><p><b>　　三、變量

10、設(shè)置 </b></p><p><b>　?。ㄒ唬颖镜倪x取 </b></p><p>　　根據(jù)2010年4月證監(jiān)會(huì)頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，我國信息技術(shù)業(yè)上市公司共有119家。本文選取了滬深兩市2007年到2011年的82家IT行業(yè)上市公司年報(bào)數(shù)據(jù)作為研究樣本，樣本中剔除了ST、*ST、S公司、2007年后才上市的公司以及2007-2011年間退市

11、或重組等不正常經(jīng)營(yíng)的上市公司，從而保證所選上市公司處于5年的正常經(jīng)營(yíng)期。所選樣本的觀測(cè)數(shù)據(jù)來自于銳思金融研究數(shù)據(jù)庫。 </p><p><b>　　（二）變量的選取 </b></p><p>　　1.被解釋變量。本文選取凈資產(chǎn)收益率作為衡量上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的標(biāo)準(zhǔn)，也將其作為被解釋變量。 </p><p>　　2.解釋變量。由于股權(quán)結(jié)構(gòu)分為股權(quán)集

12、中度和股權(quán)屬性兩部分，本文選取國有股比例、法人股比例、社會(huì)公眾股比例作為股權(quán)屬性的解釋變量。選取第一大股東持股比例、前五大股東持股比例、股權(quán)制衡度Z指數(shù)、赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量公司的股權(quán)集中度。將以上七個(gè)指標(biāo)作為解釋變量。 </p><p>　　3.控制變量。不同行業(yè)不同規(guī)模的公司績(jī)效指標(biāo)與股權(quán)結(jié)構(gòu)之間差異很大，為了控制這些差異，減少對(duì)回歸結(jié)果準(zhǔn)確性的影響，本文選取公司總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率兩個(gè)指標(biāo)作為控制變量。各研究變量

13、的類型、符號(hào)及其計(jì)算公式見表1。 </p><p>　　四、股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證分析 </p><p>　?。ㄒ唬┟枋鲂越y(tǒng)計(jì)分析 </p><p>　　根據(jù)以上選取的解釋變量、控制變量與被解釋變量，以2007-2011信息技術(shù)行業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)為樣本，描述性統(tǒng)計(jì)分析表如表2所示。 </p><p>　　從表2 可見，IT上市公司股權(quán)結(jié)

14、構(gòu)中，股權(quán)集中度的差異很大，第一大股東持股比例差異最大，前五大股東基本上持股在50%以上，最大值為1。股權(quán)制衡指數(shù)差異也很大，最大值達(dá)到165.28，最小值僅為1。股權(quán)屬性的各持股比例整體差異也很大，國有股、法人股、社會(huì)公眾股持股比例五年平均值分別為9.96%、19.14%、70.90%，由五年的趨勢(shì)來看，國有股和法人股持股比例逐漸下降，社會(huì)公眾股持股比例則不斷上升，這也反映出股權(quán)分置改革的效果不斷顯現(xiàn)。 　　控制變量中，公司總資產(chǎn)取

15、對(duì)數(shù)后差異很小，趨于平穩(wěn)。但資產(chǎn)負(fù)債率差異較大，最小僅為1.78%，最大達(dá)到76.77%，平均值為34.37%，處于正常水平。 </p><p>　　作為被解釋變量，IT行業(yè)上市公司凈資產(chǎn)收益率平均為-0.87%，行業(yè)整體水平較差，但在五年中凈資產(chǎn)收益率不斷上升，可見行業(yè)整體趨勢(shì)向好。 </p><p>　?。ǘ┠Ｐ蜆?gòu)建與回歸分析 </p><p>　　根據(jù)以上選

16、取的解釋變量、控制變量與被解釋變量，以2007-2011信息技術(shù)行業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建固定效應(yīng)回歸模型： </p><p>　　ROEit=ait+bitXit+citLn（asset）it+ ditADRit+εit </p><p>　　其中，i=1，2，…，N；t=1，2，…，T，ROEit為被解釋變量，Xit為解釋變量，ait為模型的常數(shù)項(xiàng)，Ln（asset）it和AD

17、Rit為兩個(gè)控制變量，bit為對(duì)應(yīng)于解釋變量Xit的K×1維系數(shù)向量，cit和dit為對(duì)應(yīng)于控制變量的K×1維系數(shù)向量。K為解釋變量個(gè)數(shù)，εit為相互獨(dú)立的隨機(jī)誤差項(xiàng)，且滿足均值為0等方差的假設(shè)，N為截面樣本的個(gè)數(shù)，T為每個(gè)截面成員的時(shí)期總數(shù)。 </p><p>　　由于面板數(shù)據(jù)之間存在異方差性，為避免不同變量之間存在的自相關(guān)性，利用EViews6.0軟件，對(duì)自變量進(jìn)行分次回歸，用廣義最小二乘

18、法（GLS）對(duì)模型進(jìn)行回歸估計(jì)，回歸模型整理后的估計(jì)結(jié)果如表3所示。 </p><p><b>　　五、回歸分析結(jié)論 </b></p><p>　　在給定顯著性水平a等于0.05的情況下，當(dāng)自由度大于10時(shí)，臨界值t基本上都接近2，因此，可以作出如下判斷：當(dāng)t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值超過2時(shí)，可以認(rèn)為在顯著性水平為0.05的條件下解釋變量的影響是顯著的，此時(shí)犯錯(cuò)的概率不超過0.

19、05。 </p><p>　　由表3可知，將公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)和資產(chǎn)負(fù)債率作為控制變量后，股權(quán)集中度和股權(quán)屬性對(duì)于公司績(jī)效（凈資產(chǎn)收益率ROE）的相關(guān)性如下： </p><p>　　1.第一大股東持股比例變量CR1的回歸系數(shù)為0. 9185，t值為2.9081，通過回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)，說明第一大股東持股比例與公司凈資產(chǎn)收益率（ROE）之間呈顯著正相關(guān)。這與假設(shè)不符。 </p>&

20、lt;p>　　2.前五大股東持股比例變量CR5的回歸系數(shù)為2.1845，t值為8.1449，通過回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)，而赫芬達(dá)爾指數(shù)H5的回歸系數(shù)為1.9382，t值為4.8728，也通過回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)，說明前五大股東集中度與凈資產(chǎn)收益率（ROE）之間呈U型關(guān)系。這與假設(shè)一致。 </p><p>　　3.股權(quán)制衡指數(shù)Z的回歸系數(shù)為-0.0040，t值為-2.0350，說明股權(quán)制衡度好對(duì)提升公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效有正影響

21、，與假設(shè)一致。 </p><p>　　4.國有股持股比例SL的回歸系數(shù)為-0.5953，t值為-2.1842，說明國有股持股比例與公司績(jī)效之間呈負(fù)相關(guān)，與假設(shè)一致。 </p><p>　　5.法人股持股比例PL的回歸系數(shù)為0.5065，t值為2.5058，通過回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)，說明法人股持股比例與公司績(jī)效之間呈正相關(guān)，與假設(shè)一致。 </p><p>　　6.社會(huì)公眾

22、股持股比例AL的回歸系數(shù)為-0.1252，t值為-0.7333，因此未通過回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)，但說明社會(huì)公眾股持股比例與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)，與假設(shè)不完全一致。 </p><p>　　通過以上實(shí)證檢驗(yàn)得到如下結(jié)論：在股權(quán)集中度方面，第一大股東持股比例與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈顯著正相關(guān)關(guān)系；前五大股東持股比例與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈U型關(guān)系；股權(quán)制衡Z指數(shù)與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，一定程度的股權(quán)制衡有利于績(jī)效提升?？梢姡琁T行業(yè)適當(dāng)提

23、高股權(quán)集中度有利于公司績(jī)效的提高。在股權(quán)屬性方面，法人股比例與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，國有股比例與流通股比例與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但流通股比例回歸未通過顯著性檢驗(yàn)。說明在IT行業(yè)適當(dāng)提高法人股比例有利于公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提高。這一回歸結(jié)果與目前對(duì)IT行業(yè)的主流研究結(jié)果基本類似。 </p><p><b>　　參考文獻(xiàn)： </b></p><p>　　1.陳明賀.股

24、權(quán)分置改革及股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效影響的實(shí)證研究――基于面板數(shù)據(jù)的分析[J].南方經(jīng)濟(jì)，2007，（2）. </p><p>　　2.魏鵬超.股權(quán)分置改革對(duì)信息技術(shù)業(yè)上市公司績(jī)效的影響研究[D].江蘇大學(xué)碩士學(xué)位論文，2009，（12）. </p><p>　　3.隋飛，吳菲.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司治理績(jī)效關(guān)系研究綜述[J].時(shí)代金融，2006，（11）. </p><p>　

25、　4.許小年，王燕.中國上市公司的所有制結(jié)構(gòu)與公司治理[A].北京：中國人民大學(xué)出版社，2000. </p><p>　　5.董柳汕，關(guān)明坤.股權(quán)分置改革與公司治理績(jī)效關(guān)系的實(shí)證分析[J].遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報(bào)，2007，（1）. </p><p>　　6.何進(jìn)日，喻美.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的相關(guān)性研究――以我國A股石油類上市公司為例[J].湖南師范大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2009，38：（1）.