陈璇雯 何宗辉 闫强明

关键字： 股权集中度； 国有股比例； 企业绩效

一、引言

在大力发展混合所有制的经济背景下，推进企业股权多元化改革是提升企业绩效的关键。股权多元化可以让更多资本进入，增强企业内部相互制约机制，优化公司的治理结构，促进企业绩效提升。但是股份多元化不代表股权越分散越好，恰恰相反，公司治理结构的优化需要保持一定的股权集中度，以利于股东对经理人进行有效监督，从而降低代理成本，提升企业绩效。股权多元化主要考虑股权集中度和国有股比例两个方面，前者涉及股权结构，后者涉及股权性质。

股权集中度在一定程度上决定了企业控制权的分配，对企业重大事项的决策、监督运营管理起着决定性的作用，因此会对企业绩效产生影响。股权集中度改革的重点在于保持合理的股权结构和集中度。国有股比例的大小会直接影响企业产权性质，产权性质的差异将导致企业内部管理方式的不同，也会对企业绩效产生影响。国有资本改革经历了从扩大企业经营自主权、建立现代企业制度到推动国有资产管理体制改革等历程，改革的重点在于增强国有资本影响力，最优化企业内部国有股份的比例，增强企业活力，提高企业绩效。然而，单纯的股权分散和缩减国有持股比例不一定有效，将股权集中度和国有持股比例保持在合理区间内的适度水平，才能在最大化企业的绩效的同时，改进公司创新能力与提升国有资本的影响力。

国内外与此相关的文献主要有两支。其一，讨论了股权集中度与企业绩效之间的关系，但尚未得出一致性的结论。Reyna等人通过分析墨西哥90家上市公司的数据认为，股权集中能加大股东的监督力度，从而有利于提升企业价值和经营绩效*① Reyna J M S M，Vázquez R D，Valdés A L, “Corporate Governance, Ownership Structure and Performance in Mexico”，International Business Research，2012，5(11)， p.12.；Jensen & Meckling研究内部持股比例和企业绩效之间的关系发现，内部持股比例与公司价值之间具有明显的正向相关关系，公司价值随着内部持股比例的增加而增加[注]Jensen M C，Meckling W H， “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”，Journal of Financial Economics，1976，3(4)， pp.305-360.；Shleifer & Vishny认为，保持一定的股权集中度有利于大股东加强对管理层的监督，缓解企业内部“搭便车”的问题，从而降低治理成本，提高公司价值[注]Shleifer A，Vishny R W, “Large Shareholders and Corporate Control”，The Journal of Political Economy， 1986，94(3), pp.461-488.；李成和秦旭研究了中国十家上市银行股权结构与经营绩效的关系，认为股权集中度与银行绩效之间存在显著的负相关关系[注]李成、秦旭：《银行股权集中度与经营绩效的相关性分析》，《金融理论与实践》2008年第1期。，吴斌、黄明峰的研究认同该观点[注]吴斌、黄明峰：《股权集中度与风险投资企业绩效相关性研究——来自深市中小板市场的经验证据》，《科技进步与对策》2011年第18期。；Demsetz & Lehn比较了1981年美国511家上市公司的数据发现，股权集中度与经营绩效没有明显的相关关系[注]Demsetz H，Lehn K, “The Structure of Corporate Ownership: Causes and Consequences”，The Journal of Political Economy，1985，93(6), pp.1155-1177.，朱武祥、宋勇也得出了类似的结论[注]朱武祥、宋勇：《企业股权结构与企业价值——对家电行业上市公司实证分析》，《经济研究》2001年第12期。。

其二，探究国有股比例对企业绩效影响，多数学者认为非国有控股企业的经营绩效要优于国有控股企业的经营绩效。Sun & Tong通过分析中国634家上市国有企业的数据得出，国有控股对企业绩效产生负面的影响[注]Sun Q，Tong W H S, “China Share Issue Privatization: The Extent of Its Success”，Journal of Financial Economics，2003，70(2)， pp.183-222.；徐晓东和陈小悦也发现，非国有控股企业的经营绩效比国有控股企业更高[注]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》，《经济研究》2003年第2期。；李善民和周木堂等认为，民营控股上市公司中，公司治理变量及控制变量对企业绩效的解释力度大于国有控股上市公司[注]李善民、周木堂、余鹏翼等：《最终所有权性质、治理机制对企业绩效的影响研究》，《管理科学》2006年第5期。。但是，有学者认为国有股比例与企业绩效之间不存在明显的相关关系。杨海兰通过对山东省2005-2010年80家上市公司绩效的进行分析和假设检验，发现国有企业集团和非国有企业集团的上市公司企业绩效并没有明显差别，国有控股不直接影响企业绩效[注]杨海兰：《企业集团国有股权与上市公司绩效的关系》，《山东社会科学》2014年第5期。。

总而言之，大多学者主要采用线性回归模型的方法探讨了股权集中度、国有股比例与企业绩效的关系。Merck证明股权集中度与公司绩效之间存在倒U型关系[注]Merck R，Shleifer A，Vishny R W, “Management Ownership and Market Valuation: An Empirical Analysis”， Journal of Financial Economics，1988，20(88)， pp.293-315.。一般而言，这是通过引入股权集中度的平方项来解决，但是这种处理方法有两个缺陷：第一，股权集中度与其平方项极有可能存在较强的共线性；第二，这种方法不能找到明确的分组界点，只能大致验证关系，而本文引入的门限效应分析能够较好的解决以上问题。门限效应模型提供了一个新的渐进分布理论来分析非线性关系，通过建立待估参数的置信区间，并利用bootstrap的方法来估计待检验参数的显著性，不仅能够估计出可能存在的拐点值，同时能对多个门限值的情况进行估计，可以更为精确的估计出变量之间的非线性关系。此外，当前鲜有学者探讨股权集中度、国有股比重与公司绩效之间的非线性关系，国有股权比重、股权集中度的适度区间，以及在不同的行业间的异质性等问题，因此本文希望对以上问题进行探究。

本文首先梳理了股权集中度、国有股比例与公司绩效相关文献，提出股权集中度、国有股比例与企业绩效的非线性关系的理论机制。选用2010年至2014年主板市场和创业板市场2400多家上市公司的面板数据作为样本，基于门限回归的方法，研究发现对主板市场和创业板市场而言，股权集中度对企业绩效的影响均存在显著的单一门限效应。对成熟的主板市场企业而言，由于企业规模大、生产相对成熟，股权多元化改革则可以进一步深化，即保持股权集中度在0-0.0170范围内有利于企业业绩的提升。此外，降低国有股份比例有利于公司绩效的提升。对于处于成长起步阶段的创业板市场企业，由于企业规模小、产品创新性强，股权多元化改革不能操之过急，即股权集中度处于0-0.2123范围内较优。处于成长起步阶段的创业板市场企业的股权集中度的门限值要高于主板市场。除引言外，本文余下结构是：第二部分是理论机制、研究假说与实证策略；第三部分是数据处理、变量选择与固定效应分析；第四部分是门限回归实证结果分析；第五部分进一步分析创业板市场，以探讨不同类型企业的股权集中度的适度区间；第六部分是本文的结论及政策启示。

二、理论机制与实证策略

(一)股权集中度与企业绩效非线性关系的理论机制

随着现代公司制度的建立，公司所有权与经营权分离，企业所有者保留剩余索取权，让渡经营权。和企业所有者相比，经营者直接参与机构管理，往往比所有者掌握有更多关于企业的信息。在信息非对称的环境下，所有权与经营权的分离容易催生公司经营管理者的道德风险行为。此外，公司所有权与经营权分离后，在理性人假设下，公司所有者与经营者所追求的目标也不同，公司所有者希望公司价值最大化，而经营者所追求的是个人工资、津贴收入最大化，因此经营者可能会做出损害公司利益但能提升自己业绩表现的行为，偏离所有者要求的企业价值最大化的目标。因此保持一定的股权集中度有利于股东对经理人实施有效监督，从而降低代理成本，提升企业价值。

但是股权的过度集中也会导致企业股权结构的失衡，股东之间权力制衡机制乏力，“共治”作用隐而不显，从而不利于企业绩效的改善。市场经验表明，在保持一定股权集中的情况下，股权制衡程度高的企业往往能规避企业股东侵害公司利益的风险，能够有效防止大股东损害小股东利益的行为，避免大股东权力的滥用，从而提高企业绩效。因此保持各股东之间股权制衡的良好局面，有利于提升企业绩效。

Mcconnell & Sewaes以美国上市公司作为研究样本，发现股东持股比例与公司绩效之间呈现出显著的门限效应，门限值分别为40%和50%，低于前一个门限值时，公司绩效与持股比例正相关，而当持股比例在两个门限值之间时，公司绩效随着持股比例的增加而下降，二者负相关[注]Mcconnell J J，Servaes H，“Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value”，Journal of Financial Economics，1990，27(2)， pp.595-612.。王雪平等利用2009-2014年的湖北省上市公司数据，发现股权集中度与公司绩效之间存在负向门限效应，不同的股权集中度对公司绩效的效应有显著差异，随着股权集中度的提高，企业绩效逐渐降低，并且股权集中度对于公司绩效的抑制作用随着股权集中度的提高呈现逐渐减弱的趋势[注]王雪平、王小平：《股权集中度与公司绩效之间存在门槛效应吗？》，《财会通讯》2017年第23期。。马岚使用创业板面板数据，发现股权集中度与公司绩效之间存在显著的单一门限效应。在跨越门限前，股权集中度对公司绩效的影响显著为正，但在跨越门限值后，正向作用显著降低且不再显著[注]马岚：《创业板股权集中度与公司绩效——基于面板数据的门槛效应研究》，《浙江金融》2016年第8期。。

综上所述，可以初步判断股权集中度与企业绩效之间可能存在显著的门限效应。当企业从完全的股权分散(即股权集中度接近于0)向适度的股权集中转变时，由于内部监管的提升，能够有效降低代理成本从而提高企业绩效。但是当股权集中度超过适度水平时，过度的股权集中度会破坏企业股权的制衡结构，提高大股东股权滥用的风险，从而不利于企业绩效的提高。因此，提出如下假说：

假说1：上市公司股权集中度对企业绩效的影响存在门限值，即上市公司股权集中度对企业绩效之间存在非线性关系。

创业板市场区别于主板市场的地方在于，在创业板市场上市的公司多为创业型企业、中小企业和高科技产业企业。这些企业具备一些共同的特质：企业规模较小并且多处于企业生命周期中的成长起步阶段。对于这类企业而言，大量的股份往往掌握在核心团队手中，保持较高的股权集中度有利于充分发挥核心团队的领导作用，避免在公司创立初期产生方向性的错误，因而也更有利于企业绩效的提高。随着股权集中度的进一步提高，一旦超过适度规模，同样也会因为股权制衡机制的破坏而不利于企业绩效的改善。因此，创业板上市公司和主板市场上市公司在企业规模和发展阶段上具有显著的差异。创业板上市公司是处于生命周期成长阶段的企业，创始人在公司成长过程中往往是决策者，许多涉及公司经营绩效的重大决策的作出都与创始人息息相关，创始人对公司的控制权决定着公司发展的方向和成长速度。因此，对中小企业和创业公司而言，其股权集中度要普遍高于主板市场上的企业，中小企业及创业公司股权集中度对企业绩效的影响可能存在更高的门限值。可以猜测，在股权集中度对企业绩效的影响存在门限的情况下，创业板上市公司的门限值要高于主板市场上市公司的门限值。因此，提出如下假说：

推论1：创业板市场股权集中度的门限值要高于主板市场股权集中度门限值。

(二)国有股比例与企业绩效非线性关系的理论机制

国有股比例对企业绩效影响的研究主要围绕企业内部股权性质的问题展开。和其他性质的股权相比，国有股权产权不明晰，国有企业所有者缺位，公司管理者在企业内容拥有极大的话语权，在缺乏监督的情况下，权力的扩张容易触发管理者的道德风险行为，背离公司价值最大化的目标，对企业绩效产生不良的影响。国有上市公司因股权结构单一，国有股比例一家独大，公司内部股权制衡机制作用不显，容易出现小股东权益被侵占的情况；在股权过度分散的情况下，小股东参与公司治理的热情不高，在企业监管治理方面会出现小股东“搭便车”的行为。此外，国有上市公司中常见的行政干预会导致行政目标与所有者目标偏离，不利于企业绩效的提高，导致国有控股企业经营管理效率低下。但也有研究表明，国有股比例与企业绩效之间具备正向相关关系，原因在于，政府对国有企业在补贴支出和政策支持方面具有更多的倾斜，补贴收入形成企业正向的现金流，能够增加会计利润或者弥补营业亏损，从而改善经营绩效，出现国有股比例越高，企业经营绩效越好的表象，朱静、何进日等人的研究也表明国有股与企业绩效正相关[注]朱静：《公司股权结构与经营绩效关系的实证研究——来自中国上市公司的经验证据》，《贵州财经学院学报》2011年第4期。[注]何进日、喻美：《股权结构与公司绩效的相关性研究——以我国A股石油类上市公司为例》，《湖南师范大学社会科学学报》2009年第1期。。

综上所述，可初步判断国有股比例与企业绩效之间不是简单的线性相关关系。可能存在一个适度的比例区间，在该区间内国有股比例对企业绩效具有正向的影响，当超过这个区间后，国有股对企业绩效的影响可能出现性质的翻转或者系数的变化。基于此，提出以下猜测：

假说2：国有股比例对企业绩效的影响存在门限值，在该区间内国有股比例对企业绩效具有正向的影响，当超过这个区间后，国有股对企业绩效的影响可能出现负面效果。

(三)门限回归方法介绍

为了研究股权集中度、国有股比例和企业绩效之间的非线性关系，本文选用1999年Hansen提出的门限面板数据模型进行研究[注]Hansen B E, “Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference”，Journal of Econometrics，1999，93(2)， pp.345-368.，根据门限变量(Threshold variable)自身的特点来决定不同的结构变化点，将样本划分为不同的区间并估计各区间内变量之间的关系。该方法的主要优点在于以残差平方和最小化为条件确定门限值，并通过bootstrap等抽样方法检验门限值的显著性，克服了主观设定结构突变点的偏误，能够更为准确的估计出样本非线性的结构变化。

三、变量选择与数据来源及描述

(一)变量选择及相关理论依据

根据本文研究的内容，选取如下指标构建模型：

被解释变量是企业绩效，选用总资产收益率作为替代变量，以符号“ROA”表示，一般而言公司经营绩效越好，资产收益率越高。

解释变量是股权集中度和国有股比例，其中股权集中度用前十大股东持股比例平方和作为替代变量，以符号“Tensquare”表示，前十大股东持股比例平方和越大代表股权集中度越高，选用该指标的原因在于，该指标既解决单位量纲的问题，同时还能考察前十大股东的分布是否均匀。因为在对持股比例取平方后，将会出现马太效应，即强者越强而弱者越弱，即比例大的平方与比例小的平方之间的差距将拉大，从而突出股东持股比例之间的差距。一般而言，该指数若小于0.25则说明前10位股东的持股比例相对比较均衡，即股权分散比较明显。而该指数越接近1，说明前10位股东的持股比例差距越大，即大股东绝对控股优势越明显。国有股比例用企业国有持股比例作为替代变量，以符号“Rstateshare”表示，国有股比例越高表示企业股权结构中的“国有”性质越明显。除了股权集中度和国有股比例之外，境内法人股比例、资产负债率和资本积累率等也可能对企业绩效产生影响，因此在本文研究的模型中对这些变量加以控制，将资产负债率和资本积累率、境内法人股比例等作为模型的控制变量纳入分析研究，分别以符号“Cumulasset”“Assetloan”和“Rdoshare”表示。

控制变量的选取基于如下依据，资产负债率是企业总负债和总资产的比值，一方面，资产负债率高的企业通过举债经营，逐步扩大生产规模，开拓市场，增强企业活力，最终能增加企业绩效；另一方面，资产负债率高的企业经营成本也相对较高，企业管理者需要花费更多的时间控制企业财务风险，时间成本的增加会对企业绩效造成负面的影响。资产负债率对企业绩效的影响有正有负，其具体影响的大小需要结合同行业、同规模、从事相似经营业务企业的平均水平来看，但能肯定的是资产负债率与企业绩效之间存在相关性，杨蕙馨等、谢德明等、徐加佳的研究都已经证明资产负债率对企业绩效具有显著的影响[注]杨蕙馨、王胡峰：《国有企业高层管理人员激励与企业绩效实证研究》，《南开经济研究》2006年第4期。[注]谢德明、李朝晖、丁焕强等：《金字塔结构下两权分离损害企业绩效吗?——基于民营化后上市公司经济效果的实证研究》，《现代管理科学》2010年第12期。[注]徐加佳：《债务融资对我国房地产上市公司的绩效影响研究》，《生产力研究》2015年第6期。。资本积累率是企业所有者权益增长额与上一年所有者权益的比率，资本积累率一定程度上代表了企业资本的积累能力，是评价企业发展潜力的重要指标。资本积累率高的企业资本增长速度快，发展潜力巨大，可用资本充足，企业扩大再生产的能力也就越强，因此会对企业绩效产生积极的促进作用。胡铁军等的研究也证明了资本积累率与企业绩效之间的相关性[注]胡铁军、关明坤、李焱斌等：《股权分置改革后上市公司高管激励与企业绩效关系的实证研究》，《辽宁石油化工大学学报》2008年第1期。。境内法人股是指企业法人或具有法人资格的事业单位和社会团体，以其依法可支配的资产，向股份有限公司非上市流通股权部分投资所形成的股份，境内法人股比重越高，公司股票流动性越差，也就越不利于企业投融资活动的开展，进而导致企业经营绩效的恶化，这一研究结论也得到了其他学者的证实。例如刘霞等、黄德红等的研究，均表明境内法人股比例与企业绩效之间存在相关关系[注]刘霞、林燕：《股权结构与企业绩效》，《华中科技大学学报(社会科学版)》2003年第5期。[注]黄德红、李彤：《湖北省上市公司股权结构与企业绩效关系的实证研究》，《湖北大学学报(哲学社会科学版)》2014年第5期。。

(二)数据来源及描述性统计

文章的样本为2010-2014年上海证券交易所与深圳证券交易所2108家上市公司，数据来源于国泰安数据库中的中国上市公司财务指标数据库和中国上市公司股东研究数据库，见表1。为了避免财务状况异常样本可能对研究造成的不利影响，剔除ST、*ST公司及其他交易状态为非正常的公司；为了保持样本的连续性和可比较性，同时对数据进行平衡面板处理。为了对数据进行简单处理和模型估计，采用STATA13.0分析工具来实现。

表1选择性变量的描述性统计

表1的描述性统计表所使用的每个变量的样本量为10470，其中，变量股权集中度最高值为0.8，最小值为0.0005，均值为0.171，由此初步得出，我国的股权集中度的均值比较高；另一个关心的变量国有股比例最高值为0.862，最低值为0，均值为0.0551，从平均意义上看，当前我国的国有比例并不高；但是从个别企业来看，我国的国有股比例还是非常高。可见，当前我国的股权多元化改革从股权集中度和国有股比例的两个维度还有很大改革空间。

四、门限回归实证结果分析

通过门限回归的方法检验上述理论机制的假说与推论，即分别以股权集中度和国有股比例作为门限变量对样本数据进行实证分析。考虑到企业所处发展阶段的影响，对处于成长起步阶段的企业而言，股权多元化改革与企业绩效的关联性可能呈现出不同的特点，因此本文分别对全样本、主板市场和创业板市场上市公司的数据进行异质性的探讨。

(一)对股权集中度与企业绩效关系的实证分析

在对数据进行门限分析之前，需要进行门限效应检验，检验门限值是否真实存在。如果F统计量大于对应的临界值，就拒绝原假设，即存在门限效应，如果F统计量的值小于对应的临界值，就不能拒绝原假设，即不存在门限效应。但是问题是F统计量的分布是未知的，因此无法求得对应的临界值，从而难以做出是否拒绝原假设的判断。为了解决该问题，Hansen提出通过“自体抽样法”(Bootstrap)来获得F统计量的一阶渐进分布，并计算出经验P值来判断是否拒绝原假设。

以股权集中度的代理变量(前十大股东持股比例平方和)作为门限变量，以企业绩效的代理变量(资产收益率)作为因变量，以境内法人股比例、资产负债率、资本积累率和国有股比例等作为控制变量，对全样本数据、主板市场和创业板市场分布进行门限效应检验，门限效应检验结果及置信区间估计如表2所示。

表2对前十大股东持股比例平方和的门限效应检验

注：***表示在1%的显著性水平下显著;F统计量和P值分别由300次的Bootstrap自抽样得到。

从表2门限效应检验的结果可知，以前十大股东持股比例平方和作为门限变量时，对于全样本的上市公司来说，其对资产收益率的影响具有单一门限效应，单一门限检验的F统计量值为64.27，对应的P值为0.02，小于5%的置信水平，因此拒绝原假设，可以认为前十大股东持股比例平方和对资产收益率的影响具有显著的门限效应，也可以反映出股权集中度与企业绩效之间存在着非线性关系的特点。双重门限检验和三重门限检验对应的P值分别为1和0.43，即使在0.1的置信水平下，仍然不能拒绝原假设，因此认为前十大股东持股比例平方和与资产收益率之间不存在双重和三重的门限效应。对于主板上市公司来说，前十大股东持股比例平方和对资产收益率的门限效应是一样，都在5%的置信水平下存在单一门限效应，而双重门限检验和三重门限检验不显著。对于创业板市场的上市公司来说，股权集中度与企业绩效之间存在显著的门限效应，在10%的显著性水平下，假设检验的结果拒绝了“不存在单一门限效应”的原假设，因此股权集中度对企业绩效的影响存在单一门限值，同样双重门限和三重门限效应检验不能拒绝原假设，所以股权集中度对企业绩效的影响不存在双重和三重门限效应。

基于上述分析可知股权集中度在全样本、主板市场和创业板市场分别对企业绩效的影响存在单一门限效应，期门限值及95%置信区间估计如表3所示。

表3单一门限的置信区间估计

注：***表示在1%的显著性水平下显著。

如表3所示，在全样本中，股权集中度的单一门限的门限值估计值是0.0178，对应的置信区间估计是[0.0123, 0.0223]，单一门限值将样本划分为两个不同的区间；在主板市场上，在1%的显著性水平下，股权集中度对企业绩效的影响也仅存在单一门限效应，对应的单一门限值为0.0170，区间估计为[0.0117, 0.0217]，所以主板市场的样本可以划分为两个不同的区间。在创业板市场，单一门限效应的显著性虽然没有全样本和主板市场的门限效应显著，但是仍在10%的显著性水平下是显著的，且门限值估计是0.2123，对应的95%区间估计为[0.2052, 0.2146]，可以根据前十大股东持股比例平方和序列自身的特征，把创业板上市公司的样本数据划分为两个子样本，第一个子样本对应的前十大股东持股比例平方和在区间(0, 0.2123]范围内，第二个子样本对应的前十大股东持股比例平方和在区间(0.2123, 1]范围内。基于以上所有分析，对创业板上市公司的样本数据同样建立(1)式所示的单一门限模型。

综上所述，本文的考虑对全样本数据、主板市场数据和创业板市场数据建立单一重门限模型，如式(1)所示：

(1)

其中，yit是被解释变量，表示公司绩效，以资产收益率作为替代变量；xit是解释变量，表示股权集中度，以前十大股东持股比例平方和作为替代变量；qit是门限变量(前十大股东持股比例平方和)；contr表示控制变量组，包括境内法人股比例、资产负债率、资本积累率和国有股比例等；εit是随机误差项；γ是门限值，根据门限值估计的结果可知，在全样本中γ取0.0178，在主板市场中γ取0.0170，在创业板市场中γ取0.2123；β1和β2是xit的系数。其中I(·)表示指示函数，当满足括号内的条件时I(·)取值为1，不满足时取值为0。通过(1)式的单一门限模型，将拟合数据的样本区间分为两个的区间，并在不同区间内对所有参数进行估计，得到不同的估计系数。

基于以上所有分析，对全样本、主板市场和创业板上市公司的数据同样建立(1)式所示的单一门限模型。根据(1)式建立的计量模型，对样本数据进行门限回归，参数估计的结果如表4所示。

表4股权集中度对企业绩效影响的门限回归结果

注：括号的值为标准误，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下显著。

在全样本数据中，根据门限估计值0.0178，将样本划分为两个区间，在各自的区间内分别对样本数据进行回归。因为前十大股东持股比例平方和最小可以接近于0，最大可以为1，所以对应的两个区间分别为(0, 0.0178]与(0.0178, 1]。在以上两个区间范围内对数据进行回归分析和参数估计，参数估计的结果表明，在前十大股东持股比例平方和在区间(0, 0.0178]内时，其对资产收益率的影响最为显著，即前十大股东持股比例平方和每提高一个百分点，企业绩效(ROA)将会提高83.9311%，企业绩效随着股权集中度的增加而增加。而当前十大股东持股比例平方和超过0.0178，位于(0.0178, 1]区间范围内时，其对资产收益率的估计系数变为负值，即前十大股东持股比例平方和每提高一个百分点，企业绩效(ROA)将会减少0.5368%，此时股权集中度的提高反而不利于企业绩效的增加。但是，从系数检验的结果来看，在区间(0, 0.0178]内，参数估计对应的P值为0，在1%的显著性水平下可以认为参数估计的结果是显著的，在区间(0.0178, 1]内，参数估计对应的P值为0.12，在10%的显著性水平无差异于零，但是也可以看出股票集中度一旦超过这个临界值就没有显著的正的影响力。因此可以判断股权集中度对企业绩效的影响呈现出明显的阶段性特点，当前十大股东持股比例平方和(Tensquare)小于(等于)0.0178时，企业绩效随着股权集中度的提高而提高，当前十大股东持股比例平方和大于0.0178时，企业绩效随着股权集中度的提高而没有任何促进作用，即股权集中度对所有上市企业绩效具有非线性的影响。

再分析各控制变量参数估计的结果，发现境内法人持股比例(Rdoshare)、国有股比例(Rstateshare)和资产负债率(Assetloan)对企业绩效(ROA)的影响为负，而资本积累率(Cumulasset)对企业绩效的影响为正，所有控制变量参数估计的结果在10%的显著性水平下均为显著，模型拟合效果较好，拟合的模型为：

ROA=0.6031+83.9311×Tensquare×I(Tensquare≤0.0178)-0.5368×Tensquare

×I(Tensquare>0.0178)-0.3848×Rdoshare-1.079×Assetloan

+0.0003×Cumulasset-0.2485×Rstateshare+εit

(2)

在主板市场上，从门限参数估计的结果可知，当前十大股东持股比例平方和在区间(0,0.170]内时，前十大股东持股比例平方和每提高一个百分点，企业绩效提高101.9264%；当股权集中度(前十大股东持股比例平方和)超过0.0170的门限值后，其对资产收益率的估计系数变为负值，前十大股东持股比例平方和每提高一个百分点，即前十大股东持股比例平方和每提高一个百分点，企业绩效(ROA)将会减少0.5249%，此时股权集中度的提高反而不利于企业绩效的增加，但是在10%的显著性水平无差异于零，尽管如此，股票集中度一旦超过这个临界值就没有显著的正的影响力。此外，从分析各控制变量参数估计的结果，发现境内法人持股比例(Rdoshare)、国有股比例(Rstateshare)和资产负债率(Assetloan)对企业绩效(ROA)的影响为负，而资本积累率(Cumulasset)对企业绩效的影响为正，所有控制变量参数估计的结果在10%的显著性水平下均为显著，这一结果与全样本数据回归结果基本一致。

ROA=0.6242+101.9264×Tensquare×I(Tensquare≤0.0178)-0.5249×Tensquare

×I(Tensquare>0.0178)-0.4124×Rdoshare-1.079×Assetloan

+0.00027×Cumulasset-0.2593×Rstateshare+εit

(3)

在创业板市场上，从门限参数估计的结果可知，当前十大股东持股比例平方和在区间(0, 0.2123]内时，前十大股东持股比例平方和每提高一个百分点，企业绩效提高0.381个百分点；当股权集中度(前十大股东持股比例平方和)超过0.2123的门限值后，前十大股东持股比例平方和每提高一个百分点，企业绩效提高0.22个百分点。从参数估计的假设检验结果来看，两个参数估计值对应的假设检验P值均为0.00，在1%的显著性水平下显著。

再分析各控制变量参数估计的结果，发现境内法人持股比例(Rdoshare)、国有股比例(Rstateshare)、资产负债率(Assetloan)和资本积累率(Cumulasset)对企业绩效的影响均为正，但只有资产收益率和资产累计率对应的估计系数在1%的显著性水平下显著。对创业板样本数据建立的单一门限拟合模型如下：

ROA=0.0016+0.3818×Tensquare×I(Tensquare≤0.2123)-0.2197×Tensquare

×I(Tensquare>0.2123)-0.0143×Rdoshare+0.0432×Assetloan

+0.0067×Cumulasset-0.0195×Rstateshare+εit

(4)

综上，不同企业处于不同的发展阶段，对于主板市场的企业来说，发展相对成熟，企业规模庞大，正处于企业生命周期的成熟阶段。对于这类企业而言，股权多元化改革的力度要相对较大，以打破现阶段的股权结构，因此能够使股权多元化改革达到效用最大化的股权集中度水平也相对较低，根据上述门限分析的结果，对于主板市场上的成熟企业而言，当股权集中度处于(0, 0.0170]范围内时，股权多元化改革的效用能达到最大。对处于成长起步阶段的创业板市场企业来说，股权多元化同样存在适度水平，即保持股权集中度在(0, 0.2123]范围内时，每提高一单位股权集中度能带来的单位效用最大，前十大股东持股比例平方和每增加一个百分点，企业资产收益率增加0.381个百分点；当股权集中度超过0.2123时，企业绩效随着股权集中度的提高而提高，但增加幅度略微减缓，即前十大股东持股比例平方和每增加一个百分点，企业资产收益率增加0.22个百分点。

(二)对国有股比例与企业绩效关系的实证分析

以国有股比例作为门限变量，以企业绩效的代表变量资产收益率作为因变量，以境内法人股比例、资产负债率、资本积累率和前十大股东持股比例平方和等作为控制变量，对数据进行门限效应检验，门限效应检验结果及置信区间估计如表5所示。

表5对国有股比例的门限效应检验

从表5显示的数据可知，国有股比例对企业绩效的影响不存在门限效应，在各类样本数据不同门限效应检验下的P值都要大于10%的显著性水平，因此不能拒绝原假设，即不存在门限效应。可以认为国有股比例对企业绩效的影响不具有非线性的特点，两者之间更有可能是简单的线性关系，因此对样本数据建立固定效应模型，估计随个体而不随时间变化的影响。建立固定效应模型对应的参数估计结果如表6所示。

表6国有股比例对企业绩效影响的固定效应模型

注：括号的值为标准误，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下显著。

从表6可知，国有股比例与企业绩效之间表现为负相关的关系，即国有持股比例(Rstateshare)每提高一个百分点，企业资产收益率就会减少0.242个百分点，两者之间呈现出反向变化的趋势。从参数检验的结果来看，国有股比例对应的参数检验的P值要小于10%的显著性水平，所以该参数的估计值是显著的，国有企业持股比例的增加反而会导致企业绩效的减少。再观察其它控制变量，发现境内法人股持股比例(Rdoshare)、资产负债率(Assetloan)、前十大股东持股比例平方和(Tensquare)对企业绩效的影响是为负的，而资本积累率(Cumulasset)对企业绩效的影响为正，但这种正向作用很微弱，当资本积累率提高一个百分点时，企业绩效仅增加0.00028个百分点。对样本数据建立固定效应模型，最终建立的模型方程如下式所示。

ROA=0.662-0.242×Rstateshare-0.757×Tensquare-0.421×Rdoshare
-1.079×Assetloan+0.00028×Cumulasset+εit

(5)

在表6的回归中，国有持股比例与企业的资产收益率虽然存在显著的负相关的关系，但是这种关系不一定稳健，因为在样本中大量的上市企业其国有持股比例为0，两者之间的真实关系可能会被掩盖。为此，将中国有持股比例为0的样本删除之后，进一步将样本分为主板市场和创业板市场，同时加入国有持股比例的二次项[注]不采用面板门限模型是因为样本数量的限制导致不能估计，因此采用二次项的估计方式。，来探究国有持股比例与企业资产回报率之间的关系回归结果如表7所示。

注：括号里为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下显著。

在上述回归中，可以观察到：首先，在主板市场中，国有持股比例与公司的资产回报率相关性并不显著；在创业板市场中，国有持股比例对发展初期的公司存在明显的先正后负的关系，即对于发展初期的公司，当国有企业的持股比例处于较低的水平时，国有持股比例的上升有利于公司业绩的增长。当国有持股比例持续增长并超过一定限度后，会导致企业绩效下降。公司在发展初期时，更依赖于融资，国有资产的入股有助于公司获得贷款以及政策方面的支持，随着国有持股比例的上升，其带来的好处可能会因股权多元化程度的降低而抵消，此结论也与第一部分结论相呼应。

五、结论

基于以上分析，得出如下结论：第一，对处于成熟阶段的主板市场企业而言，股权多元化存在一个适度水平，即保持股权集中度在(0, 0.0170]范围内的同时，尽可能减持国有股份比例。从固定效应模型和门限分析的结果来看，主板市场企业国有股比例与企业绩效之间的关系和企业所处的发展阶段相关，其对于发展初期的企业影响更为显著。从固定效应模型来看，需要将国有持股比例控制在合理范围内，对于企业的发展最为有利。对股权集中度与企业绩效的关系而言，单一门限效应显著，在区间(0, 0.0170]内前十大股东持股比例平方和每增加一个百分点，企业资产收益率增加101.93个百分点，股权集中度对企业绩效的促进作用最明显，因此要在股权多元化过程中将股权集中度保持在(0, 0.0170]适度范围内。第二，关于处于成长起步阶段的创业板市场企业，股权多元化同样存在适度水平，即保持股权集中度在(0, 0.2123]范围内时，每提高一单位股权集中度能带来的单位效用最大，前十大股东持股比例平方和每增加一个百分点，企业资产收益率增加0.382个百分点；当股权集中度超过0.2123时，企业绩效随着股权集中度的提高而提升，但增加幅度略微减缓，即前十大股东持股比例平方和每增加一个百分点，企业资产收益率增加0.22个百分点。第三，对比生命周期不同阶段企业的股权多元化适度区间来看，可以发现：(1)处于成长起步阶段的企业股权集中度门限要高于处于成熟阶段的企业股权集中度门限，即创业板市场上市公司对应的单一门限值要高于主板市场的上市公司(0.2123>0.017)；(2)主板市场上市公司的股权集中度跨过门限值后，前十大股东持股比例平方和对企业绩效的影响由正转负，反观创业板市场的上市公司，当股权集中度跨越0.2123的门限值后，股权集中度对企业绩效的影响仍然为正，只是正向促进作用略有减缓。