摘要：本文以信息技術(shù)行業(yè)82家上市公司2007-2011年的財務(wù)數(shù)據(jù)進行實證分析，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效顯著正相關(guān)；前五大股東持股比例與公司績效呈U型關(guān)系；股權(quán)制衡Z指數(shù)與公司經(jīng)營績效呈負相關(guān)關(guān)系；法人股比例與公司經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，國有股比例與公司經(jīng)營績效顯著負相關(guān)，但流通股比例對公司經(jīng)營績效不具有顯著影響。
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)營績效 面板數(shù)據(jù) 回歸分析
2005年4月，證監(jiān)會啟動股權(quán)分置改革試點工作，拉開了中國股權(quán)分置改革的序幕。股權(quán)分置改革后，國家對各行業(yè)股東的持股結(jié)構(gòu)進行了重新整合，大多數(shù)競爭行業(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入市場流通，推動了資本市場的真正市場化和規(guī)范化。然而，股權(quán)分置后股權(quán)結(jié)構(gòu)對不同行業(yè)經(jīng)營績效的影響不盡相同，對于發(fā)展迅速的信息技術(shù)行業(yè)，研究二者關(guān)系對其高效發(fā)展意義重大。
一、文獻回顧
股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效關(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公司的績效達到最優(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，則公司價值從理論上也就越高。
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)對公司績效的影響，他們通過對1993-1995年期間上市公司進行實證研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度和法人股比重對公司績效具有顯著的正向影響，國家股比重對公司績效有負面影響，而流通股比重對公司績效無顯著影響。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象，以凈資產(chǎn)收益率、主營業(yè)務(wù)收益率和每股收益為績效變量檢驗股權(quán)分置改革與公司績效的關(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)分置改革對公司績效的影響進行了研究，選取了滬深兩市2004年到2008年的60家信息技術(shù)類上市公司進行實證分析，發(fā)現(xiàn)股權(quán)分置改革對信息技術(shù)行業(yè)上市公司的績效影響不顯著。
二、研究假設(shè)
（一）股權(quán)集中度方面的假設(shè)
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)會引起公司股票來源的廣泛和投資的多元化，形成相對控股的股權(quán)結(jié)構(gòu)。相對控股的股東擁有一定數(shù)量的股權(quán)，這些少數(shù)大股東能形成治理聯(lián)盟，對公司管理層的經(jīng)營形成了較強的監(jiān)督和激勵作用，促使經(jīng)理層工作積極性提高，從而提高公司的績效?；谝陨戏治?，本文提出以下四個假設(shè)。
假設(shè)1：第一大股東持股比例會對公司業(yè)績產(chǎn)生負的影響。
假設(shè)2：前五大股東持股比例與公司業(yè)績呈U型關(guān)系。
假設(shè)3：赫芬達爾指數(shù)會對公司業(yè)績產(chǎn)生正的影響。
假設(shè)4：股權(quán)制衡度對公司業(yè)績產(chǎn)生正的影響。
（二）股權(quán)屬性方面的假設(shè)
假設(shè)5：國有股對公司業(yè)績產(chǎn)生負的影響。
在資本市場建立之初，由于我國市場經(jīng)濟體制尚未完善，在大多數(shù)企業(yè)中國有股比重較大，企業(yè)經(jīng)營受國家行政干預(yù)較強，公司治理層的激勵和監(jiān)督機制作用有限，管理者缺乏風險意識和經(jīng)濟利益上的激勵。當所有者目標和行政目標發(fā)生沖突時，他們有可能以行政目標代替所有者目標，使所有者利益受到傷害。所以，國有股對公司治理產(chǎn)生負面作用，對公司的經(jīng)營績效產(chǎn)生消極影響。
假設(shè)6：法人股對公司業(yè)績產(chǎn)生正的影響。
假設(shè)7：社會公眾股對公司業(yè)績產(chǎn)生正的影響。
三、變量設(shè)置
（一）樣本的選取
根據(jù)2010年4月證監(jiān)會頒布的《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年間退市或重組等不正常經(jīng)營的上市公司，從而保證所選上市公司處于5年的正常經(jīng)營期。所選樣本的觀測數(shù)據(jù)來自于銳思金融研究數(shù)據(jù)庫。
（二）變量的選取
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)營績效的標準，也將其作為被解釋變量。
2.解釋變量。由于股權(quán)結(jié)構(gòu)分為股權(quán)集中度和股權(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)、赫芬達爾指數(shù)衡量公司的股權(quán)集中度。將以上七個指標作為解釋變量。
3.控制變量。不同行業(yè)不同規(guī)模的公司績效指標與股權(quán)結(jié)構(gòu)之間差異很大，為了控制這些差異，減少對回歸結(jié)果準確性的影響，本文選取公司總資產(chǎn)、資產(chǎn)負債率兩個指標作為控制變量。各研究變量的類型、符號及其計算公式見表1。
四、股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效的實證分析
（一）描述性統(tǒng)計分析
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)計分析表如表2所示。
從表2 可見，IT上市公司股權(quán)結(jié)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%，由五年的趨勢來看，國有股和法人股持股比例逐漸下降，社會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)取對數(shù)后差異很小，趨于平穩(wěn)。但資產(chǎn)負債率差異較大，最小僅為1.78%，最大達到76.77%，平均值為34.37%，處于正常水平。
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)整體趨勢向好。
（二）模型構(gòu)建與回歸分析
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，構(gòu)建固定效應(yīng)回歸模型：
ROEit=ait+bitXit+citLn（asset）it+ ditADRit+εit
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，Ln（asset）it和ADRit為兩個控制變量，bit為對應(yīng)于解釋變量Xit的K×1維系數(shù)向量，cit和dit為對應(yīng)于控制變量的K×1維系數(shù)向量。K為解釋變量個數(shù)，εit為相互獨立的隨機誤差項，且滿足均值為0等方差的假設(shè)，N為截面樣本的個數(shù)，T為每個截面成員的時期總數(shù)。
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，對自變量進行分次回歸，用廣義最小二乘法（GLS）對模型進行回歸估計，回歸模型整理后的估計結(jié)果如表3所示。
五、回歸分析結(jié)論
在給定顯著性水平a等于0.05的情況下，當自由度大于10時，臨界值t基本上都接近2，因此，可以作出如下判斷：當t統(tǒng)計量的絕對值超過2時，可以認為在顯著性水平為0.05的條件下解釋變量的影響是顯著的，此時犯錯的概率不超過0.05。
由表3可知，將公司總資產(chǎn)的對數(shù)和資產(chǎn)負債率作為控制變量后，股權(quán)集中度和股權(quán)屬性對于公司績效（凈資產(chǎn)收益率ROE）的相關(guān)性如下：
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，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。
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，而赫芬達爾指數(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，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。
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)制衡度好對提升公司經(jīng)營績效有正影響，與假設(shè)一致。
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效之間呈負相關(guān)，與假設(shè)一致。
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，說明法人股持股比例與公司績效之間呈正相關(guān)，與假設(shè)一致。
6.社會公眾股持股比例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，但說明社會公眾股持股比例與公司績效呈負相關(guān)，與假設(shè)不完全一致。
通過以上實證檢驗得到如下結(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)營績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系；前五大股東持股比例與公司經(jīng)營績效呈U型關(guān)系；股權(quán)制衡Z指數(shù)與公司經(jīng)營績效呈負相關(guān)關(guān)系，一定程度的股權(quán)制衡有利于績效提升?？梢姡琁T行業(yè)適當提高股權(quán)集中度有利于公司績效的提高。在股權(quán)屬性方面，法人股比例與公司經(jīng)營績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，國有股比例與流通股比例與公司績效呈負相關(guān)關(guān)系，但流通股比例回歸未通過顯著性檢驗。說明在IT行業(yè)適當提高法人股比例有利于公司經(jīng)營績效的提高。這一回歸結(jié)果與目前對IT行業(yè)的主流研究結(jié)果基本類似。X
