□赵爱玲，段芳芳

（西北师范大学商学院 甘肃 兰州 730070）

长期以来，股权集中度、股权制衡度与公司绩效之间的关系是学者关注的焦点。有些学者认为，大股东集权会损害小股东利益；也有些学者用数据指出，股权集中有利于公司稳定和长远发展。“万宝之争”的事例充分体现了大股东集权的必要性。股权结构在什么样的状态之下才是最好，值得深入研究。基于此，以不同实际控股人为基础，研究股权结构对公司绩效的影响。

1 文献回顾

关于股权集中度与公司绩效的关系，学界并没有得出统一的结论，具体结论有正相关（程素云等）、负相关、U 型、倒U 型等。关于股权制衡度对公司绩效的影响，学界也没有得到一致的结论，具体结论有正相关（陈德萍等）、负相关等[1-2]。

对于不同的实际控股人来说，学者普遍认为国有企业股权集中度过高会抑制企业绩效增长[3]，而地方政府应当减少对上市公司的干预。

学者对股权集中度和制衡度与公司绩效的研究较为深入，但基本限定在某一产业或地区，而行业差异会造成结论的不统一性，实际控股人的不同也会影响企业外在资源的多寡[4-5]。因此，以不同实际控股人的角度研究A 股上市公司股权结构对公司绩效的影响具有较大的研究价值。

2 理论分析与研究假设

一股独大时，大股东所拥有的决策权会促使其更多为公司运营和长期发展考虑，小股东更看重红利，此时两者管理目标不一致，高度集中的股权更有利于公司发展[6]。当股权相对集中时，大股东对公司的控制权变弱，其他股东对大股东权力的制衡会使小股东开始参与公司决策，但可能出于谨慎而可能放弃好的项目。当企业股权过于分散时，股东更加关注公司长期发展，“利益协同效应”加强，促进了公司绩效增长。而在此基础上增长起来的股权制衡度对公司绩效的影响，应与股权集中度恰好相反。在此基础上提出假设1和假设2。

H1：上市公司股权集中度与公司绩效呈增—减—增的非线性关系。

H2：上市公司股权制衡度与公司绩效负相关关系。

相对于私有企业来说，国资委控股企业的委托人没有动力去监督代理人为其努力工作，且国资委自管自监，行政干预行为时有发生。同时，国资委所设企业多分布在寡头市场，股权制衡效果不佳。由此提出假设3。

H3：国资委控股企业股权集中度与公司绩效呈正相关关系，股权制衡度与公司绩效不相关。

H3a：国资委控股企业股权集中度与公司绩效呈正相关关系。

H3b：国资委控股企业股权制衡度与公司绩效不相关。

相对于国资委控股企业来说，上市公司被地方政府控股更多是为了获得政策扶持和倾斜，从而使公司更易于在行业中占领市场，因此股权集中的促进作用更显著。而大股东对小股东的侵害不利于小股东的权益，小股东的联合制衡也会让公司更加稳健，由此提出假设4。

H4：地方政府控股企业公司绩效会随股权集中度的提高呈增—减—增的变化趋势，公司绩效则会随股权制衡度的提高而增长。

H4a：地方政府控股企业股权集中度与公司绩效呈增—减—增的变化趋势；公司绩效则会随股权制衡度的提高而增长。

H4b：地方政府控股企业股权制衡度与公司绩效呈正相关关系。

在本次研究中，私有企业包括无实际控股人企业、集团控股企业和个人控股企业。这3 类企业更符合市场化的结果，变化趋势应与整体结果一致。由此，提出假设5。

H5：私有企业公司绩效的增长会随着股权集中的提高呈增—减—增的变化趋势，并随着股权制衡度的提高呈减—增—减的变化趋势。

H5a：私有企业股权集中度与公司绩效呈增—减—增的变化趋势。

H5b：私有企业股权制衡度与公司绩效呈呈减—增—减的变化趋势。

3 数据处理及模型设定

以A 股717 家上市公司样本为基础，将样本划分为国资委控股、地方控股和私有控股。数据来源于东方财富网，使用工具为stata 14。

3.1 股权集中度与公司绩效线性回归模型

模型（1）中，PER为公司绩效，CONC为股权集中度，GLnsize为公司规模，Grow为成长性，Dar财务杠杆，非线性回归模型为CONC2+CONC3。

3.2 股权制衡度与公司绩效回归模型

模型（2）中，BLAN为股权制衡度。

4 描述性统计

从总样本看，总样本的资产回报率极差大；第一大股东持股比例在各样本中分布情况各异，前5 大股东和前10 大股东的持股比例分布情况也基本如此。国资委控股企业股权集中程度数据均远高于总样本和其他两类企业，股权制衡度情况恰好相反。地方控股企业样本的制衡度指标均值均接近于总样本，私有企业股权制衡度在三类企业中最高。样本回归分析见表1。

4.1 股权集中度与公司绩效

从线性回归结果看，总样本的股权集中度各指标与资产报酬率没有明显的相关关系，而C1、C5、C10均与托宾Q 值正相关，因此模型（1）成立。国资委控股企业与私有企业的股权集中度与托宾Q 值在1%的水平下正相关；而地方控股企业C1 与ROA 在10%的水平下负相关，而股权集中度与托宾Q 值的影响不显著。

从非线性回归结果看，总样本的C53与ROA 在5%的水平下显著，C103与ROA 在10%的水平下显著，与托宾Q 值的非线性相关效应不显著。国资委控股企业H10 在10%的显著性下与ROA 有反向抑制作用；地方控股企业股权集中度与公司资产回报率的非线性关系在10%的水平上成立；而私有企业前5大股东的股权集中度的3 次项与资产回报率在10%的水平下显著。

综上所述，股权集中度与公司绩效有显著的非线性关系，且这种影响在资产回报率上更为明显，而股权集中度对托宾Q 值正相关是非线性关系中的一部分，H1 成立。国资委控股企业股权集中度与公司绩效正相关，在非线性相关中仅与H10 有抑制作用，所以国资委控股企业股权集中度与公司绩效整体正相关，H3a 成立；地方政府控股企业股权集中度与公司绩效负相关，非线性效应也很显著，地方控股企业公司绩效随股权集中度的提高呈先增后减的非线性变化趋势，H4a 成立；私有企业股权集中度与公司绩效在非线性关系中趋势显著，在线性条件下的正向促进作用是非线性中的增效应部分的体现，H5a 成立。

4.2 股权制衡度与公司绩效

在线性回归中，股权制衡度与公司资产回报率之间并没有显著的线性相关关系，而ZA 与托宾Q 值在10%的水平下负相关。国资委控股企业中ZA 与ROA在10%的水平下显著为正，托宾Q 值的影响不显著；地方控股企业的股权制衡度在10%的显著性水平下与ROA 正相关，对托宾Q 值的影响不显著；私有企业股权制衡度与资产回报率和托宾Q 均没有显著的相关性。

表1 样本回归分析结果

在非线性回归中，国资委控股企业中ZA3 与ROA 和托宾Q 值均在5%的显著性水平下相关；而地方控股企业和私有企业股权制衡与公司绩效的非线性影响均不显著。

综上所述，股权制衡度与公司绩效在总样本中显著负相关，所以H2 不成立。国资委控股企业的股权制衡度与公司绩效非线性相关显著，H3b 成立。地方政府控股企业公司绩效会随股权制衡度的提高而增长，这种增长在资产回报率上体现得更彻底，H4b 成立；私有企业股权制衡度与公司绩效没有明显的相关关系，H5b 不成立。而通过对各类控股企业分析得知，假设2 不成立可能是与各类控股企业性质不同抵消之后的结果。

5 结论与启示

5.1 保持较高的股权集中度

通过上述分析可知，上市公司绩效随股权集中度的提高呈增—减—增的变化趋势，地方控股企业和私有企业也有相同趋势，所以地方政府控股企业和私有企业均可通过保持较高或较低的股权集中度来促进公司绩效的增长；而对于国资委控股企业来说，股权集中度的增强可有效促进公司绩效的增长。因此，对于上市公司来说，保持高度的股权集中度有利于公司绩效提高，当地方控股企业和私有企业在股权无法高度集中时，保持相对高度集中有利于公司绩效增长。

5.2 保持适中的股权制衡度

由上述分析可知，前5 大股东的股权制衡度与公司绩效正相关，而所有股东的股权制衡度与公司绩效负相关。对于大部分的上市公司来说，适中的股权制衡度有利于公司绩效的增长；对于地方政府控股企业来说，保持较高的制衡度更有利于公司绩效的增长；国资委应当适度放松其对控股企业股权的控制，将一部分股权分散给其他类型的股东，以此实现国资委控股企业股权多元化，使该类企业股权结构更加完善并提高其对风险的应变力，但要保证国资委在控股企业的绝对地位。

5.3 地方控股企业应适度降低其股权制衡度

由上述分析可以看出，地方控股企业股权制衡度的提高可有效促进资产回报率的提高。这可能与地方政府政策倾斜有关。为使地方控股企业能够长期发展，地方政府应当适度降低其对控股企业的控制，帮助企业稳健成长。