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股權結構論文范文1

1.樣本選取

本文以2004年12月31日前在滬、深兩市上市的廣西上市公司為研究對象，采用2004年12月31日的截面數據進行經驗分析。這樣本文選取的樣本公司數共22家，其中滬市10家、深市12家。與其他相關研究不同的是，本文只選取廣西地區的上市公司，因為本文目的在于分析廣西上市公司股利分配政策的狀況及特點。數據主要來源于上市公司2004年年報（從金融界網站以及巨潮資訊網站獲得），統計分析過程采用統計分析軟件Eviews3.1完成。

2.模型設計

本文研究涉及股利分配指標、股權結構指標、經營業績指標、企業規模指標、資本結構指標、現金流量指標等。股利分配指標有：每股現金股利（DPS）、股利支付率（PAYOUT）；股權結構指標有：國家股比例（SP）、境內法人股比例（LP）、國有法人股比例（SLP）和流通股比例（FP）；經營業績指標有：凈資產收益率（ROE）；企業規模指標有：總資產的自然對數（LNA）；資本結構指標有：資產負債率（DR）；現金流量指標有：每股經營現金流量（CPS）。

本文以股利支付率（PAYOUT）為被解釋變量，以國家股比例（SP）、國有法人股比例（SLP）、境內法人股比例（LP）和流通股比例（FP）為解釋變量，以凈資產收益率（ROE）、總資產的自然對數（LNA）、資產負債率（DR）、每股經營現金流量（CPS）為控制變量，構建模型如下：

ε為殘差項。該模型的構建是基于以下思考。我國上市公司的股權有流通股和非流通股之別，而非流通股中又包括國家股、國有法人股和境內法人股。代表不同股權性質的股東在股利政策制定過程中所起的作用不同，同時他們在股利分配方面往往有不同的利益動機和政策傾向，因而各類股權比例會直接影響公司的股利支付率。此外，公司經營業績、規模、資本結構、現金流量等也會對股利支付率產生影響。企業的股利來自于生產經營所獲得的盈利，獲利能力越強的公司越有可能支付股利，股利支付率也會越高。規模大的企業規避風險能力相對較強，它們更容易從外部籌集到資金，因此更有可能將較大比例的盈利發放給股東。資產負債率是企業財務風險程度的標志，資產負債率越高，財務風險就越大，企業就有可能將現金留存下來，導致股利支付率降低。現金流量是支付股利的直接來源，每股經營現金流量越高，股利支付率就會越高。

二、2004年廣西上市公司股利分配特征

我國上市公司的股利形式主要有現金股利（派現）、股票股利（送股）、資本公積轉增股本（轉

增）三種。廣西上市公司的股利分配狀況如表1所示。樣本公司的描述性統計分析表明，2004

年廣西上市公司股利分配具有如下特征：

1．不分配現象依然普遍。表1顯示，不分配或不分配現金股利的公司有9家，占樣本公司總數的40.9%；不分配現金股利的公司數超過每股收益小于或等于零的公司數。可見，盈利公司不分配現金股利的現象很普遍。

2．現金股利成為股利分配的主要形式。由表1可見，22家股利分配的公司中派現公司有8家，占36．36%。送股或轉增的公司大多伴有派現行為。

3．每股現金股利的特殊現象值得關注。表2顯示，全部樣本公司每股現金股利的平均值為0.101364，剔除現金股利為零的9家樣本公司后，派現的13家公司的平均每股現金股利為0.171538。表3為每股現金股利的不同區間分布，處于0.2-0.4之間的公司數所占比例最高，為總樣本的22.76%，占派現公司數的38.46%。

4．股利支付率較低且差異明顯。看其分布狀況（表4），股利支付率處于0.2-0.5區間的公司數最多，占樣本公司總數的31.8%，占派現公司數的53.85%。總體來看，我國上市公司股利支付率較低。

5．股利支付率因第一大股東比例的不同而存在顯著差異。表5是基于第一大股東比例的股利政策單因素回歸分析的結果。表5顯示，每股現金股利的F值雖然大于1，但P值未通過顯著性檢驗，即第一大股東身份未導致樣本公司每股現金股利之間的顯著差異。股利支付率單因素方差分析的F值大于1，且P值通過了顯著性檢驗，說明第一大股東身份在99％的置信水平下對股利支付率產生顯著影響。

三、股權結構與股利支付率關系的回歸結果分析

根據在網站上收集到的數據，并運用軟件Eviews3.1對相關變量進行回歸得出結果如表6所示：

回歸結果顯示，廣西上市公司的國家股比例、國有法人股比例、境內法人股比例、流通股比例都與股利支付率成負相關關系。企業規模（資產的自然對數）、每股經營現金流量與股利支付率存在正的相關關系，凈資產收益率、資產負債率與股利支付率負相關。由t檢驗結果可知，廣西上市公司股權結構變量與股利支付率的相關關系不顯著，可能是受以上其分配特征影響。凈資產收益率與股利支付率的關系和一般經驗不符，這表明了廣西上市公司特殊的股權結構對其股利政策的影響。并且由于樣本的總數量較少（僅22家），某一家的數據對結果的影響較大，如將600252這一股（股利支付率最高而凈資產收益率最低）去掉，凈資產收益率與股利支付率顯示正的相關關系。

國家股比例、國有法人股比例、境內法人股比例與股利支付率之間的負相關關系應歸結于廣西上市公司分裂的股權結構。由于流通股與非流通股的股權分裂，造成了兩類性質股東在權益分享和利益分配方面的不均等。國家股、國有法人股、境內法人股都是非流通股，因其不允許自由流通，在公司中又處于控股地位，客觀上形成了難以借助正常的市場行為來行使“用腳投票”的控制權。作為理性經濟人的控股股東，為了自身的利益會憑借其對公司的實際控制權在籌資、投資、收益分配等重大決策中實施對流通股股東的利益侵占。對于流通股而言，股權的分散性決定了流通股股東不能也沒有動機實施對決策層的監控，“用腳投票”是他們僅有的選擇。然而，由于較低的流通股比例使得流通股股東無法借助兼并等市場機制來實施對控股股東的懲罰。因此，在流通股與非流通股的利益沖突中，流通股常常處于劣勢。上市公司的股利分配政策正是以控股股東為主的內部人意愿的體現。由于現金股利的分配會導致控股股東實際控制資源的減少，因而對控股股東來說盡量減少現金股利的支付是其宗旨。國家股和國有法人股都屬于國有股，國有股的產權主體缺位導致公司的“內部人”——經營者成為事實上的控制者。經營者為了營造自己的商業帝國總是希望擴大其所能控制的資源來從事對自身有利而對廣大股東不利的投資活動，減少現金股利的支付不僅增加了其控制的資源而且還避免了外部融資引來的市場監督。境內法人股控制的上市公司的控股股東掌握了實際的控制權，他們對公司股利政策施加直接的影響。若分配現金股利，所有股東均能獲得每股相同的股利；若將收益留存于公司，控股股東可憑借其控制權進行關聯方交易等活動，由此引起的收益則由自己獨享。為了不讓流通股股東與其共享收益，控股股東將采取不分配現金股利或低股利政策。控股股東持股比例越高，其對公司資源占有的欲望越強烈，股利支付率也就越低。總之，控股股東對流通股股東利益的侵占、經營者對所有者利益的忽視是國家股比例、國有法人股比例、境內法人股比例與股利支付率負相關的根本原因。

四、主要結論與政策建議

綜合上述分析，本文得出的結論是：（1）廣西上市公司國家股比例、境內法人股比例與股利支付率負相關，公司經理層及控股股東等內部人存在利用股利政策對中小股東的利益進行侵占的行為。（2）流通股比例與股利支付率負相關，流通股股東的投機行為使得其存在資本利得偏好而不關心公司的股利政策。（3）上市公司股利支付率受公司盈利能力、資本結構、企業規模的影響。

根據研究結論，筆者提出幾點政策建議：（1）實現上市公司股票的全流通，根除流通股與非流通股的不平等待遇，為股東創建公平的權益分享平臺。（2）完善股票市場的監管機制，通過政策的規范引導廣大中小投資者樹立長期投資的意識，關心公司的未來成長和發展。（3）逐步解決國有控股股東、法人控股股東、流通股股東利益不一致問題。增強經理人的監控，降低股權成本。（4）促進控制權市場的發展和規范，使股東的“用腳投票”機制能夠發揮對內部人的制約作用。穩定合理的股利政策將對廣西上市公司的財務管理目標的實現和持續發展具有重要的意義，并會進一步促進我國資本市場有效性的發展。

參考文獻：

[1]原紅旗．中國上市公司股利政策分析[J]．財經研究，2001，27（3）．

[2]何浚.上市公司治理結構的實證分析[J].經濟研究，1998，（5）.

[3]池昭梅.上市公司股權結構與股利政策關系的實證研究——基于對滬市100家上市公司的分析[J].廣西財經學院學報，2006，8.

[4]高峻.股權結構與股利政策實證研究綜述[J].武漢科技大學學報（社會科學版），2007，9（5）.

[5]朱明秀.我國上市公司股權結構與股利政策關系的實證研究[J].審計與經濟研究，2005，20（3）.

股權結構論文范文2

【關鍵詞】股權結構 成本 企業價值

一、股權結構與成本

股權結構是決定公司治理機制的有效性的最重要因素， 因為股權結構決定公司控制權的分布， 影響所有者與經營者之間的委托關系的性質。

Shleifer and Vishny（1997）研究發現，現金流所有權和控制權分離將會加速所有權集中產生的問題。大股東極有動機利用其擁有的控制權進行利益輸送，扣減按其持股比例應承擔的由于利益轉移而給上市公司帶來的損失部分，從而達到私人利益最大化。唐宗明和蔣位（ 2002） 根據1999―2001年我國上市公司發生的90項大宗股權轉讓事件的樣本， 對我國上市公司大股東對小股東的侵害度問題進行了研究， 由于我國資本市場較小、法律體系尚未完善等原因，我國上市公司大股東侵害小股東的程度遠高于美英國家。李東平（2001）我國上市公司大股東控制問題嚴重，并且法律對中小投資者缺乏有效保護的情況下，上市公司的大、小股東之間的沖突表現得非常突出。

依據現金流所有權比例從獲得的股利和控制權的私人收益是我國上市公司大股東的主要收益來源，對于理性的大股東而言，其目標函數是使得兩種收入總和最大化。因此，探尋一條適合中國上市公司的優化股權結構、降低成本，解決大、小股東之間的問題的途徑顯得尤為重要。

二、股權結構與公司價值

國內外學者Morck等（1988）研究發現，公司內部人持股比例不同，對公司價值的影響不同，當內部人持股比例在5%-25%之間時，隨著內部人持股比例的增加公司價值下降，而超過25%的比例之后，公司價值隨著內部人持股比例的增加而上升；La porta 等（2002）分析表明，當小股東的利益被大股東掠奪時，投資者就會選擇“用腳投票”，拋售公司股票，或只愿意對公司股票付出更低的成本，這將導致股票價值被低估，股票價格下降而對公司的市場價值產生負的效應。并且事實給出了很好的證明，在法律體系健全的國家，對投資者保護更好，能夠有效的遏制大股東的掏空行為，從而提高企業價值；大股東持股比例高的公司，企業價值較大。孫永祥、黃祖輝（1999）認為隨著公司第一大股東持股比例的增加，Tobin`Q先上升，當持股比例達到50%比例左右，公司績效開始下降。這一結論與Morck提出的觀點有所出入，造成差異的原因可能是不同的時期、樣本的選擇及不同的經濟時期等。李增泉等（2004）發現，控股股東占用上市公司資金與其持股比例之間存在先上升后下降的關系。

從以上的研究可以看出，適當降低控股股東的控制權是中國上市公司治理結構進一步改善的方向之一，適當提高法人股和流通股的比例，更能夠改善公司治理結構，提高上市公司的績效。

三、優化股權結構、保護投資者利益、提升企業價值

最優的股權結構是使一個公司價值最大的不同股東的持股比例，大股東與小股東的持股比例是理論研究的重點。

Bennedsen和Wolfenzon（2000）提出，在投資者缺乏有效保護的市場環境下，通過股權制衡，讓企業的決策由幾個大股東或者集體決策而避免一個大股東單獨制定決策的局面，從而減少內部人侵占行為。Maury和Pajuste（2005）用芬蘭的上市公司的數據進一步檢驗了制衡股東個數與公司類型是否重要。檢驗發現，公司各大股東之間股權分布越均衡，則企業的績效越高，對于家族企業來說，其結論更加顯著。國內學者黃渝祥等（2003）將股權制衡程度用股權制衡度來表示，并將其定義為第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比，并且得出當股權制衡度取值位于一個區間時，股權制衡的效果最好，即公司業績與股權制衡度并非線性關系，也就證明了并不是股權越分散越好，而是適當的均衡即可。陳信元，汪輝（2004）的研究表明股權制衡可以提高公司價值。

目前對上市公司的股權制衡能否發揮作用的探索略顯不足，并且是否能適用于中國上市公司有待證明，制衡的股權結構能否有效的抑制大股東的掏空行為還有待檢驗。另一方面，制衡的股權結構的公司更容易出現以爭奪控制權和控制權利益為目的的股權紛爭，導致成本高于“一股獨大”公司。股權制衡在實踐過程中無疑會面臨種種問題，但筆者認為對于股權集中度相當高的中國上市公司來說，適當地降低第一大股東持股比例，逐漸過渡到相互制衡的股權結構是有必要的。其次，優化股權結構，保護投資者利益、嚴格信息披露制度、降低成本需要政府、企業及其他利益相關者的共同努力。

參考文獻

[1]王鵬，周黎安.控股股東的控制權、所有權與公司績效：基于中國上市公司的證據[J].金融研究.2006.

[2]劉星,劉偉.監督， 抑或共謀-我國上市公司股權結構與公司價值的關系研究 [J].會計研究.2007.

[3]陳信元,陳冬華,朱凱.股權結構與公司業績：文獻回顧與未來研究方向[J].中國會計與財務研究.2004.

股權結構論文范文3

關鍵詞：股權構成；股權集中度；股權制衡度；公司績效

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3198（2007）07-0132-02

1 問題的提出

2005年4月29日經過國務院批準,中國證監會了《關于上市公司股權分置改革試點有關問題的通知》,標志著多年來令證券投資者既恐懼又期待的上市公司股權分置改革試點工作正式啟動。2005年對中國資本市場來說是制度改革年；2006年是全面推進股權分置改革，告別舊制度、迎接新制度年；2007年我國上市公司股權分置改革順利進入收尾階段。這場史無前例的制度性變革歷時兩年的時間，就取得了決定性勝利，推動了中國股市從漫漫熊市向持續健康發展的歷史性轉折。中國人民大學金融與證券研究所所長吳曉求認為，股權分置問題是我國股市多年持續低迷的“最根本的原因”，股權分置改革則是我國建立證券市場以來“最重大的制度改革”，解決了制約中國資本市場發展的重大制度性缺陷，從根本上使上市公司大小股東利益趨同，優化了公司治理結構，為我國股市穩定健康發展奠定了良好的基礎。股權分置這一特殊的制度設計即將成為歷史，股票“全流通”也將隨之成為現實。然而，股權分置是過去若干年來支撐我國資本市場運行的制度平臺，當這個制度平臺被一個“全流通”的市場所取代時，股權分置改革是否改善了我國上市公司的股權結構，股權結構改造能否有助于提高公司績效，在這一個特殊的歷史時期回顧股權結構與公司績效之間的相關關系為我們的后續研究提供探討的基礎。

2 資料的整理

在中國期刊網CNKI數字圖書館中登陸“中國期刊全文數據庫”，以“股權結構和公司績效”為主題詞搜索，檢索出1994年至2006年的論文共247篇。說明十幾年來國內學術界對股權結構和公司績效的研究和探討一直都處于密切關注中。見下圖：

從1999年開始探索國有股減持開始，到2007年即將結束的股權分置改革期間，股權結構與公司績效的相互關系一直是理論界和實務界探討的熱門話題。將收集到的文章歸類整理后發現，其中一般理論問題分析的有4篇，占已收集文章總數的1.62%；關于股權結構和公司績效關系研究的文章有108篇，占43.72%；將兩者之間的關系進行國際比較的文章有4篇，占1.62%；單純討論公司治理問題的有39篇，占15%；關于公司績效評價的有13篇，占5.26%；討論公司股權結構的文章有13篇，占5.26%；討論資本結構與公司績效的有28篇，占11.34%；討論管理層激勵的有6篇，占2.43%；討論國有股減持的有22篇，占8.9%；涉及股權結構與公司績效文獻綜述的有10篇，占4.05%。收集資料中四層文獻討論的是股權結構與公司績效之間的關系。從不同的理論和實證研究中發現，兩者的相互關系并沒有一致的定論。

3 股權結構與公司績效的研究綜述

什么樣的股權結構有利于公司績效的提高，在已有的文獻中，學者們尤其重視實證方面的研究，主要探討了股權構成、股權集中度與公司績效之間的相關關系，都有一些比較有影響的研究成果。

(1)股權構成與公司績效的關系。國內主要就國有股、法人股、流通股等與公司績效的關系進行了分析。

①國有股與公司績效的實證研究結論基本可以分三類。第一類，國有股比例與公司績效之間呈負相關關系。許小年、王燕(1999)研究認為,國有股比例與資產回報率、股權回報率有顯著的負相關關系。陳曉、江東(2000)在考慮了行業因素后發現,國有股比例與凈資產收益率、主營業務利潤率負相關。只在競爭性較強的行業成立,在競爭較弱的行業不成立。張國林、曾令琪（2005）以Tobin’s Q為被解釋變量，得出國有股比例與公司績效負相關；第二類，國家股比例與公司績效之間呈現正相關關系。于東智(2001)通過國家股與資產收益率相關性分析的結果支持了這一結論。王冰潔、弓憲文、李傳昭（2005）認為凈資產收益率，加權每股收益與國有股成正相關關系；第三類，國有股比例與公司績效之間呈現其他關系。張(2000)認為國有股比例與托賓Q值之間負相關關系不顯著。吳淑琨(2002)研究發現國家股比例與公司績效呈現顯著的U形曲線關系。柳軍偉、段顯明（2005）發現國有股與代表公司績效的總資產收益率影響不顯著。

②法人股比例與公司績效實證分析的結論分三類。第一類，法人股比例與公司績效正相關。周業安(1999)、劉小玄(2000)和于東智(2001)均得出了法人股比例與凈資產收益率之間顯著正相關的結論；第二類，法人股比例與公司績效負相關。陳曉、江東(2000)在考慮了行業因素后發現,法人股所占比重與公司績效負相關只在競爭性較強的行業成立,在競爭性較弱的行業不成立。張國林,曾令琪（2005）以Tobins Q為被解釋變量，得出法人股比例與公司績效負相關；第三類，法人股比例與公司績效不相關。高明華(2001)分析認為,法人股比例與凈資產收益率、每股收益不相關。詹虹(2003)研究發現法人股比例與凈資產收益率基本不相關。

③流通股比例與公司績效的關系。陳曉、江東(2000)以凈資產收益率、主營業務利潤率為被解釋變量,研究認為流通股比例與公司績效正相關。張(2000)認為社會公眾股比例與托賓Q值之間正相關關系不顯著。吳淑琨(2002)研究發現流通股比例與公司績效呈現顯著的U型曲線關系。王秀治（2004）認為，非流通股比重與上市公司績效之間存在著橫S型非線性關系。譚晶榮、王謙（2005）流通股持股比例對公司績效的影響是不同的,同時也得出了流通股比例與公司績效呈負相關。

(2)股權集中度與公司績效的關系。自Berle和Means(1932年)提出股權分散程度與公司績效呈相反關系,即股權越分散,公司績效越難達到最優的觀點開始,許多學者都對這一問題進行了大量的實證研究,但得到的結論并不完全一致。我國關于股權集中度與公司績效關系的實證研究結論基本可以分為五類。①股權集中度與公司績效正相關。蘇武康（2003）以2001年所有上市公司為樣本進行研究，發現公司第一大股東與公司績效明顯正相關。張國林,曾令琪（2005）認為，股權集中度較高的公司業績較好,第一大股東的持股比例在一定范圍內將有助于提高我國上市公司績效。 王麗、章錦濤（2005）利用資產收益率(ROA)與凈資產收益率(ROE)作為績效評價指標，認為我國股份制商業銀行相對股權結構集中度與銀行績效正相關；②股權集中度與公司績效基本負相關。何旭、劉國成（2003）提出醫藥類上市公司的股權集中度與每股凈利潤負相關。蔣樂春、夏新平（2005）針對民營企業的研究得出股權越集中績效越差的結論；③，股權集中度與公司績效基本不相關。高明華、于東智(2001),向朝進、謝明(2003)實證分析后得出了這一相同的結論；④股權集中度與公司績效呈現曲線關系。杜瑩、劉立國(2002)分析發現,CR5與AMBR呈現顯著的倒U形曲線關系,而CR5與會計利潤率不存在曲線關系。吳淑琨(2002)研究發現,股權集中度、內部人持股比例與公司績效呈現顯著的倒U形曲線關系；⑤股權的分散性與公司績效呈現正相關性。劉國亮、王加勝(2000)得出了股權分散度與凈資產收益率、總資產收益率、每股收益正相關的結論。晏艷陽,劉振坤（2004）選用凈資產收益率衡量公司績效，股權集中度用CR、H 指標，得出在股權相對分散的公司中二者呈顯著正相關關系的結論。

4 已有研究結論的評述

從上述研究來看：結論很不一致，兩者之間的關系是正相關、負相關、曲線相關還是無關，并沒有明確的觀點，結論反差很大。究其原因可能是：①選取股權結構、公司績效代表性指標各有不同，且有些指標具有自身的缺陷。如常用的凈資產收益率，該指標容易被人為操縱，僅用這一指標進行經驗研究顯然存在不足。又如，采用Tobin‘s Q值,它等于公司的市場價值與公司資產的重置價值之比,計算中除資產重置值無法確定外,公司市場價值的估計也存在較大的困難,僅就公司股票的市值而言,目前大量還不能上市交易的國家股和法人股的估價就存在較大困難。②對于國有法人股的界定各異，有些包含在國有股里面，有些包含在法人股里面。所以導致結論出現差異。③學者選擇的數據有關。數據樣本的選取一般為某段時間的數據,沒有考慮時間因素對實證結果顯著性的影響,隨著時間的推移，結論可能會發生變化，缺乏穩定性。因而，難以從整體上得出更接近實際的結論，導致了實證研究結論的不一致。

從以上分析可以看出研究文獻中分股權構成、股權集中度與公司績效的相關關系研究尚未形成統一結論。在我國上市公司經歷股權分置改革以后，公司的股權結構性質發生重大調整，國有股及法人股將會全部進入流通狀態。所以再選擇國有股、國有法人股作為股權結構的代表性指標意義不大，而應將已流通股對公司績效產生的影響作為我們后續研究的重點。此外，上市公司通過股權之間的制衡使其有能力、也有動力從內部抑制大股東的掠奪行為，形成互相監督的態勢。在利益的驅動下努力爭取權益而提高公司績效，在利益的制約下限制不利于公司績效的行為，從而形成公司的整體驅動力，不斷提高公司的績效，這就是“看不見的手”的神奇作用。 經過股權分置改革大小股東獲利模式趨同，大股東將真正開始關心公司股價，一些惡意侵占中小股東利益的行為將得以遏制，真正體現“同股同權同利”思想。股權之間的制衡作用對上市公司的績效的影響也有待于我們做進一步研究和探索。

參考文獻

［1］吳曉求.股權分置改革后的中國資本市場［M］.北京：中國人民大學出版社，2006.

［2］ 顏偉.“股權分置”改革探析［J］.商業時代.2006,(6).

［3］ 何旭.上市公司股權結構與經營績效研究［M］.哈爾濱：東北林業大學出版社，2004.

股權結構論文范文4

關鍵詞:大股東持股比例;公司績效;格蘭杰因果檢驗;面板數據

中圖分類號:F421.36 文獻標識碼:A 文章編號:1003-5192(2010)03-0050-05

Study on the Causal Relationship between Proportion of

Blockholder and Corporate Performance

――Based on Panel-data Granger Causality Tests of Listed Companies in China

DU Mian, GU Liang

(School of Business, Shantou University, Shantou 515063, China)

Abstract:In the analytical framework for corporate governance, the relationship between ownership structure and corporate performance is a controversial issue, there are a lot of empirical researches at home and abroad, but empirical results have not been consistent conclusions. In this paper, we use a sample of 1608 panel data of 201 listed companies in China in 2000~2007 and apply newly developed Panel-Data Granger causality test method to test the relationships between the large shareholding ratio and the corporate performance. We find that the relationship between the proportion of shareholding and corporate performance is bilateral Granger causality.

Key words:proportion of blockholder; corporate performance; Granger causality tests; panel data

1 引言

在公司治理的分析框架中股權結構與公司績效的關系是一個頗具爭議的問題,理論界有外生假說與內生假說,自1983年Demestz[1]提出股權結構的內生性假說以來,各國學者們通過對股權結構和公司績效關系進行實證分析,得出不盡相同的結果。就像陳信元[2]等指出的那樣股權結構問題是公司治理的核心問題,雖然研究很多,但僅僅是一個開始,遠沒有結束。本文通過另一種新近發展的研究方法――面板格蘭杰因果檢驗方法探討我國上市公司股權結構和公司績效的關系,對大股東持股和公司績效的關系進行格蘭杰因果檢驗,試圖拓展這一方面的研究。

2 研究方法

2.1 Granger因果的定義

本文采用面板格蘭杰因果分析方法對大股東持股和公司績效的關系進行檢驗,1969年Granger[3]提出的因果關系是以時間序列的可預測性來定義因果關系,基本思想是如果X的變化引起Y的變化,則X的變化應當發生在Y的變化之前。即若“X是引起Y變化的原因”,則必須滿足兩個條件:其一,X應該有助于預測Y,即在Y關于Y的過去值的回歸中,添加X的過去值作為獨立變量應當顯著地增加回歸的解釋能力。其二,Y不應當有助于預測X,其原因是如果X有助于預測Y,Y也有助于預測X,則很可能存在一個或幾個其它的變量,它們既是引起X變化的原因,也是引起Y變化的原因。假如,要想檢驗“X不是引起Y變化的原因”的原假設,我們把Y對Y的滯后值以及X的滯后值進行回歸,再將Y只對Y的滯后值進行回歸。然后,就能用一個簡單的F檢驗來確定X的滯后值是否對第一回歸的解釋能力有顯著貢獻,如果貢獻顯著,就拒絕原假設。“Y不是引起X變化的原因”的原假設也用同樣的方法檢驗。Granger因果關系檢驗法假定有關變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中,檢驗要求估計下面的兩個回歸方程式

2.2 面板Granger 因果檢驗的原理

格蘭杰提出因果關系主要對象是時間序列數據,但當面對具有時間和個體雙重維度的數據(Panel-Data)時有些束手無策,Panel Data數據庫顯示個體(包括個人、企業、地區或國家)之間存在差異,而單獨的時間序列和橫截面不能有效反映這種差異。基于傳統Granger因果檢驗的思想,2001年 Hurlin和 Venet[4]第一個提出了固定系數面板數據的Granger檢驗方法,2004年 Hurlin[5]進一步提出固定系數異質面板數據的Granger檢驗方法。

Hurlin and Venet[4,5]近期的研究表明由于面板數據同時包含時間和截面兩個維度的數據,增大樣本數量、提高格蘭杰因果檢測的自由度并且減少了解釋變量之間的共線性,從而基于面板數據的格蘭杰因果檢驗比時間序列數據有更強的準確性。

本文應用2001年Hurlin和Venet[4]提出的固定系數的面板格蘭杰因果檢驗方法來檢驗大股東持股和公司績效的面板格蘭杰因果關系。Hurlin和Venet[4]研究了基于面板數據的VAR過程,對于每一個截面i和時間t,我們檢測滯后p∈R期的模型

其中Vi,t=αi+ωt+εi,t,εi,t~i.i.d.(0,σ2ε),X、Y分別表示兩個不同的變量,在方程(3)中,假定Y與其自身以及X的過去值有關,如果估計結果表明X項的系數和顯著異于零,則說明有X到Y的單向因果關系,即變量X引致變量Y。同樣,在方程(4)中如果估計結果表明Y項的系數和顯著異于零,則說明有Y到X的單向因果關系。若兩者都顯著異于零,則說明變量X和Y有雙向因果關系。

通過在模型中設定個體效應誤差αi和變量在宏觀時間內變化的時間效應誤差ωt,達到控制未被觀察的異質性。同時Hurlin和Venet[4]假定任意給定的i∈[1,N],模型自回歸系數γ(k)和回歸系數β(k)是不變的。

即設置零假設為變量之間不存在格蘭杰因果關系,一般情況下,驗證零假設的統計量可以通過Hurlin和Venet[5]構造Wald檢驗的F統計量來檢驗

Fhnc=(RSSr-RSSu)/pRSSu/[N(T-p)-p-1]

其中RSSr表示零假設下的限制殘差平方和,RSSu無限制的殘差平方和。前提條件是滯后長度p是正確設定的,變量X未必是Y的格蘭杰因果原因,如果模型(3)的統計量不顯著。

由于原始持股比例變量主成分(OS)數據存在一定的偏斜,需要對原始數據進行相應的轉換為去除大股東持股比例數據的有偏,我們參照2001年Demsetz and Villaonga [6]對大股東持股比例的考察,定義大股東持股比例變量為BH=logOS1-OS,公司績效指標即前文提到的投入資本回報率ROIC。

本文利用以下兩個模型來檢測大股東持股比例和公司績效的格蘭杰因果關系

2.3 面板數據的單位根檢驗

在進行時間序列的分析時,研究者為了避免偽回歸問題,會通過單位根檢驗對數據平穩性進行判斷,在進行Panel-Data的Granger因果檢驗時,也必須確保參加因果檢驗的變量是平穩的。因此,在進行Panel-Data 的Granger因果檢驗前必須先進行Panel-Data 的單位根檢驗。

面板數據單位根檢驗,在同質性假設下的主要方法有Levin and Lin(LL),Levin,Lin和Chu(LLC)[7],還有Breitung檢驗[8]和Hadri檢驗。而異質性假設下的檢驗方法主要有Im,Pesaran和 Skin(IPS)[9],還有Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗,本研究采用LLC、IPS、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗。

3 研究設計

3.1 變量設計

為了研究股權結構與公司績效的因果關系,本文設計了股權結構與公司績效兩個方面的變量,股權結構反映的是公司股權的分散與集中程度,主要有以下三個指標:

(1)前5大股東持股比例(A5)

自Demsetz and Lehn[10]將前5大股東持股比例作為研究股權結構變量,國內外學者在研究股權結構時大多選用該變量衡量股權結構,本文借鑒前人的做法,選取前5大股東持股比例之和來衡量股權集中度。

(2)主要股東持股比例(MH)

主要股東持股比例是指公司中持股比例大于等于5%的大股東的持股比例之和,MH=∑bhi。本文參考Berger、Ofek 和Yermack[11]的研究方法,同時結合國內研究的大股東的現狀,為反映公司大股東持股性質,定義當第一大股東持股比例大于等于5%時,公司主要股東持股比例為股東的持股比例之和,定義當公司第一大股東的持股比例小于5%時,公司主要股東持股比例為第一大股東持股比例。

(3)赫芬達爾指數(HI)

赫芬達爾指數是一種測量產業集中度的綜合指數,Demsetz和Lehn [10]將前5大股東持股比例的赫芬達爾指數HI5作為衡量股權集中度的衡量指標。HI=∑n1X2i,其中Xi指第i階層股東股權占有率,n指樣本數。為衡量股權集中度指標,赫芬達爾指數一方面能夠理想地考察股權集中度的高低和分布是否均勻,另一方面赫芬達爾指數能夠將持股人的持股比例轉換為無量綱的量,避免了單位量綱上的問題。故而本文借鑒使用赫芬達爾指數(HI)。

(4)公司績效衡量指標(Return on Invested Capital)

本文選取公司投入資本回報率(Return on Invested Capital,簡稱ROIC)[12]來衡量績效,本指標是總資產凈利潤的衍生指標,描述資本化資產的獲利能力。所謂“投入資本”即剔除了貨幣資金、交易性金融資產、循環占用的應收應付款項等非資本化資產,由于計算“全部投入資本”時剔除了少數股東權益,因此凈利潤中也剔除了少數股東損益,計算公式:投入資本回報率=稅息前利潤/投入資本,其中:全部投入資本=股東權益(不含少數股東權益)+負債合計-無息流動負債-無息長期負債。資本回報率指標是反映公司經營活動中利用資本創造回報的能力,是考察公司創造價值能力的主要靜態評估指標,只有公司投入資本的回報率超過用以進行現金流量折現的加權平均資本成本時,才會創造價值。

3.2 數據和樣本選擇

本文選取了1999年前在上海與深圳證券交易所上市的公司作為研究樣本,數據來源于國泰安信息技術有限公司(GTA)的CSMAR數據庫、Wind數據庫、中國證券監督管理委員會網站和中國經濟研究中心的CCER數據庫。為保證研究樣本的有效性,本文還剔除了如下樣本:(1)剔除屬于金融類的上市公司;(2)剔除在A股上市同時,在B股H股和N股也發行股票的樣本公司;(3)考慮到被ST、*ST、**ST、PT類發生巨額虧損的公司的不穩定性,剔除選擇區間內上述類型公司;(4)剔除研究的時間區間內沒有持續經營的公司;(5)剔除數據有問題和數據不全樣本公司。最終我們得到樣本公司201家,共計1608個樣本數據構成的平衡面板數據。

4 實證分析

4.1 主成分因子分析結果

通過主成分因子分析對前5大股東持股比例(A5)、赫芬達爾指數(H5)、主要股東持股比例(MH)進行主因子分析,提出主成分因子。

根據主成分分析的基本步驟,利用SPSS軟件,對我們研究的面板數據進行主成分分析,具體分析結果見表1與表2。

通過描述性統計數據和股權比例相關矩陣我們可以看出對于本文衡量股權結構數量比例指標在很大程度上均存在較大關聯度即三個股權結構變量的相關值均大于80%,故而可以確認本文分析的股權結構原始變量可以做主成分分析,若直接將上述原始變量引入方程必然會導致回歸方程的線性相關和回歸參數的有偏和不一致。

根據主成分分析法提取特征值大于1或累計貢獻率大于85%的原則,由表2可看出由于第一個因子就已經對我們的股權結構比例給與較充分的概括,因此就本次分析來說因子1就是我們所要尋找的主成分因子。

我們定義主成分因子分析提取的主成分因子代表本文的股權集中度選項定義為OS。

4.2 面板數據格蘭杰因果分析結果

根據格蘭杰因果分析的步驟,我們首先進行面板數據的平穩性檢驗(單位根檢驗),若我們分析的面板數據是非平穩數據則需要進行面板數據協整,之后方可做格蘭杰因果檢驗。

(1)面板數據單位根檢驗結果

對于面板單位根檢驗現在比較流行的做法有LLC、IPS、FISHER等檢驗方法,通過對分析的面板數據分別做LLC、IPS、FISHER的面板單位根檢驗,借助統計分析軟件EVIEWS我們得到面板單位根檢驗的結果如表3所示。

通過對ROIC和BH的面板單位根檢驗可以得出:在LLC、IPS和FISHER的面板單位根檢驗下,ROIC和BH均通過1%的顯著性檢驗,ROIC和BH均不存在單位根,即我們研究的公司績效和大股東持股比例變量是穩定的,進而數據不需要協整即可進行格蘭杰因果分析。

(2)面板數據格蘭杰因果檢驗結果

本文通過對樣本數據的VAR檢驗來實現格蘭杰因果分析,具體分析模型見文中模型(5)和(6)。在進行VAR檢驗時,需要選取合適的滯后期,理論上VAR中各方程式的殘差必須符合無序列相關的要求,即白噪聲過程才可以進行分析。我們選取AIC的最小值以確定最佳滯后期,經檢驗最適滯后期為2。根據面板格蘭杰因果分析的原理,利用EVIEWS軟件將我們的數據進行分析,格蘭杰因果關系結果如表4所示。

表4描述對模型(5)和(6)分別在公司績效ROIC和大股東持股BH滯后1期和2期的條件下進行回歸的結果,從回歸結果看,大股東持股比例BH在公司績效ROIC分別在滯后1期和2期的條件下P值分別為0.0935和0.0986,在10%的統計水平上顯著。而當大股東持股比例BH和公司績效ROIC滯后兩期同時回歸時結果不顯著。公司績效ROIC在大股東持股比例BH分別在滯后1期和2期的條件下P值分別為0.0878和0.0055,在1%的統計水平上顯著。而當公司績效ROIC和大股東持股比例BH滯后兩期同時回歸時P值分別為0.0053和0.0007,在1%的統計水平上顯著。

根據格蘭杰因果關系定義,在我們分別選取滯后1期和2期為研究對象對格蘭杰因果方程進行回歸,回歸結果顯示:在大股東持股比例滯后1期和2期時大股東持股比例均是公司績效的格蘭杰原因,在公司績效滯后1期和2期時公司績效均是大股東持股比例的格蘭杰原因,故公司績效與大股東持股比例互為格蘭杰因果關系。

5 研究結論與解釋

本文首次采用面板數據的格蘭杰因果檢驗,實證結果表明我國上市公司大股東持股和公司績效之間存在因果關系,這一結論與2010年Du等[13]的研究結果是一致的,該論文考慮了股權結構與公司績效的內生性問題,但與國內以前的許多學者結論是不一致的,這些學者基本采用不同的研究方法。關于這一問題的研究作者在今后的系列文章還將進行探討。該論文拓展了對股權結構和公司績效關系研究的方法,另一方面本文采用ROIC衡量公司的績效指標,更加注重從資本化獲利能力考查公司的績效。

參 考 文 獻:

[1]Demsetz H. The structure of ownership and the theory of the firm[J]. The Journal of Law and Economics, 1983, 26: 375-390.

[2]陳信元,陳東華,朱凱.股權結構與公司績效[J].中國會計與財務研究,2004,6(4):1-46.

[3]Granger C W J. Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods[J]. The Econometric Society, 1969, 37: 424-438.

[4]Hurlin C, Venet B. Granger causality in panel data models with fixed coefficients[DB/OL]., 2001-12-13.

[5]Hurlin C. Testing granger causality in heterogeneous panel data models with fixed coefficients[DB/OL].univ-orleans, 2004-02-02.

[6]Demsetz H, Villaonga B. Ownership structure and corporate performance[J]. Journal of Corporate Finance, 2001, (7): 209-233.

[7]Levin A, Lin C, Chu C. Unit root tests in panel data: asymptotic and finite-sample properties[J]. Journal of Econometrics, 2002, 108: 1-24.

[8]Breitung J, Meyer W. Testing for unit roots in panel data: are wages on different bargaining levels co-integrated[J]. Applied Economics, 1994, 26: 353-361.

[9]Im K S, Pesaran M H, Shin Y. Testing for unit roots in heterogeneous panels[J]. Journal of Econometrics, 2003, 115: 53-74.

[10]Demsetz H, Lehn K. The structure of corporate ownership: causes and consequences[J]. Journal of Political Economy, 1985, 93: 1155-1177.

[11]Berger P G, Ofek E, Yermack D L. Managerial entrenchment and capital structure decisions[J]. Journal of Finance, 1997, 52: 1411-1438.

股權結構論文范文5

論文摘要:為了解股權結構與公司績效間的關系，以制造業上市公司的截面數據為研究對象，通過實證的方法得到如下結論:國有股和法人股例與公司績效負相關，流通股、第一大股東持股比例和HERE指數與公司績效不相關.在此基礎上分析了我國上市公司股權結構的不合理的現狀，提出了相應對策:適度減持國有股;提高法人股比例，形成多元的股權結構;加大對中小投資者的保護力度等.

股權結構是決定公司治理機制有效性的最重要因素，決定著公司控制權的分布，決定著所有者與經營者之間的委托關系的性質.我國絕大部分上市公司是由國企改制而成，加之當時政策上有扶持國企上市及國家要在上市公司中保持控股乃至絕對控股地位的指導思想，造成了上市公司“所有者缺位”、國有股“一股獨大”、非流通股比重過大、社會流通股股權分散等極不合理的股權結構，這種畸形的股權結構對公司治理效率產生很大影響，對二者間關系進行研究具有現實意義.

1.假設

國家股是指有權代表國家投資的部門或機構以國有資產向公司投資形成的股份.由于國家股投資主體的特殊性，形成了上市公司事實上由“內部人控制”和“所有者缺位”，嚴重影響了公司績效.由此提出:

假設1:國有股比例與公司績效呈負相關.

與分散的流通股相比，法人股相對比較集中，對企業的監控能力比較強.另外，由于股份較多，根據Jensen和Meckling的觀點，內部股東的持股比例越高，其利益與公司的利益就越一致，因而越有動力去監督經營者，而且愿意為此付出高的監督成本和激勵成本.由此提出:

假設2:法人股比例與公司績效呈正相關.

流通股股東的持股比例越高，管理人員以其外部股東的利益為代價來謀取私人利益的行為就會受到一定制約，由此提出:

假設3:流通股比例與公司績效呈正相關.

根據理論，大股東為了確保他們的投資利益，會監督和控制管理者的管理行為，從而減少管理者的機會主義行為，減少股東和管理者之間的成本.此外，大股東股權的增加，使他們的投票權和影響力也增加，大股東也就有了更大的能力去控制管理者的行為，會對公司的內部經理人形成足夠的被替代的壓力，迫使公司經理人必須努力工作，這樣有助于提高公司的績效水平.為此，提出:

假設4:第一大股東與公司績效呈正相關.

假設5:股權集中度與公司績效呈正相關.

2實證分析

2.1樣本選擇

所選數據來自上交所上市的部分制造行業公司，在對樣本篩選的過程中，遵循以下原則:①考慮2006年后開始的股改工作，故將截面數據窗口定位于2006年;②不考慮同時發行B股和H股的公司和只發行B股的公司;③不考慮金融類上市公司;④不考慮PT，ST、退市的以及數據不全的公司，最后得到有效樣本393家.

2. 2變f定義

2. 2. 1被解釋變量

被解釋變量即公司業績指標.筆者采用綜合業績指標，利用主成分法得出.其中選取的相關指標參照RESSET金融研究數據庫按照新會計準則對公司績效評價的指標，主要包括盈利能力指標(銷售凈利率X1、營業利潤率Xz、成本費用利潤率Xs)，營運能力指標(存貨周轉率Xa、應收賬款周轉率X5、流動資產周轉率X6、總資產周轉率X7)，獲利能力指標(總資產收益率XB、凈資產收益率X9)，現金流量指標(營業收人現金含量Xio .銷售現金比率X?、凈利潤現金含量X，2)和成長能力指標〔營業收人增長率Xl3、凈利潤增長率Xia）。

2. 2. 2解釋變量

解釋變量包括國家股比例SSA，法人股比例LSP，流通股比例CSP，第一大股東持股比例FSP，股權集中度HERE.

2. 2. 3控制變量

控制變量包括經濟周期啞變量CYC，i二1，2，3，分別表示2006-2008年3個年度，如果數據屬于第d年度，則CYC; = 1 ;否則，CYC -0;公司規模SIZE ， 以公司賬面總資產的自然對數來表示;公司成長機會GROW，采用AlbertoMiguel ( 2002)的方法，以無形資產的自然對數來衡量;財務杠桿DAR，即公司資產負債率.

2. 3實證分析

2. 3. 1綜合績效指標得分

KMO值為0. 748 ， Bartlett’s Test的X，統計值的顯著性概率是0. 000，小于1%，說明適宜做因子分析.下面對樣本進行處理.

首先，用SPSS得到累積貢獻率較大的前5個主成分，結果見表1.第一主成分F，對銷售利潤率、營業利潤率有較大的載荷系數，主要反映公司的盈利能力;第二主成分FZ對存貨周轉率、流動資產周轉率和總資產周轉率有較大的載荷系數，主要反映公司的營運能力;F3 ， F和凡分別主要反映公司的獲利能力、現金流量狀況和成長能力，見表2.

然后，運用主成分得分系數和樣本的原始變量值可以計算公司在各主成分的得分.最后，根據各主成分的得分對每個樣本求綜合分值，對于樣本點的分值構建模型如下：

該值即是各公司的綜合得分.

2.3.2描述性統計分析

我國上市公司的股權結構和集中度差異很大，見表3.如2006-2008年法人股比例最小值0，而最大則達到78.9% ;HERE指數的最小值0.01，而最大值則為0. 72.另外，從2006-2008年的數據變化看，流通股比例有所上升，而其他股權結構指標都略有下降.

國家股比例與法人股比例、流通股比例負相關，與第一大股東，HERE指數正相關，法人股比例和流通股比例與其他均為負相關，見表4.

2.3.3回歸分析

為了檢驗假設1-5，構建一個多元線性回歸方程，對各個變量與公司績效進行回歸擬合.

由于國有股、法人股和流通股比例之和等于y為防止多重共線性的影響，在模型中對國有股比例、法人股比例和流通股比例分開進行反映，回歸結果見表5.

從表5可以看出在控制了經濟周期、規模變量、成長機會及財務杠桿變量之后，在5%的顯著性水平下，國家股和法人股比例與公司績效顯著負相關，流通股比例、第一大股東持股比例和HERE指數均與公司績效不相關.這說明假設1成立，假設2，3，4，5不成立.

3分析結論與政策建議

3.1實證分析結論

國有股與公司績效呈負相關不難理解，根據Jensen和Meckling的理論，公司管理者并沒有公司100%的所有權，但卻擁有實際的控制權，不可避免地產生在職消費，而國有股實際上的股東缺位導致沒有相關的監督者，這就致使公司管理者不會盡心竭力地工作去提高公司績效，反而利用手中的控制權來謀求個人利益.

法人股在10%的顯著水平下與公司績效呈負相關，這與假設2不相符，說明我國上市公司的治理機制與成熟市場經濟國家差別很大.在成熟市場經濟國家里，上市公司多元或分散的法人股權結構，是公司在上市前后根據競爭環境和融資需要，進行商業化選擇的結果，呈現動態變化的特征.而我國則是名義上的多元、分散的法人持股結構，實際上還是第一大股東控股，致使法人股股東缺乏積極參與治理、改善公司績效的激勵與能力，甚至可能為謀取私利給公司帶來負面影響.

流通股與公司績效不相關，這說明當前我國對外部小股東利益缺乏保護的情況下，股市對公司經營的監督缺乏效率，無法發揮股市本身的功能.而且流通股高度分散地持有在不同投資者手中，單個投資者勢單力弱不能選出自己的代表進人公司參與公司內部治理，再加上流通股股東的散雜性，很難協調一致地采取行動對公司施加影響.因而，流通股對公司業績影響不顯著也就不足為怪了.

第一大股東持股比例和HERE指數均與公司績效不相關.股權集中度的變化至少從經營激勵、監督約束、并購接管及經理市場4個途徑來影響公司治理的效果，而且這4個途徑的效果往往各不相同，互相抵消，現實中很難斷定到底那一個途徑是更重要的.因為這些途徑與公司所在的社會、文化等大環境，資本市場的有效性等有關，因而股權集中度對公司治理的相關性顯然具有國家特色，所以不存在各國都適用的最優股權結構，這些都可能導致模型難以解釋股權集中度與公司績效的相關關系.

3. 2政策建議

a.適度減持國有股.當前我國上市公司多為國有股東控股，國有股比例過高所造成的“一股獨大”、“內部人控制”等問題不利于上市公司業績的提高，降低國有股比例則有利于形成股權制衡的局面.另外，要解決國有股有效持股主體缺位的問題，必須保證企業的國有資本都有確定的、排他的出資人機構持有，并能夠履行股東權責，確保人到位.

股權結構論文范文6

[論文摘要]股權分置從根本上違背了股份制經濟同股同權的基本法則，導致了非流通股股東和流通股股東之間利益的扭曲，并由此產生了公司治理結構不完善等問題。當前隨著中國股權分置改革進度的推進，加強上市公司法人治理已經成為資本市場發展的必然要求。 

 

股權分置改革是為了賦予股權應有的流通轉讓權，從根本上實現股權的同股不同權問題。同股不同權不符合國際慣例，不利于入世后我國證券市場與國際市場的接軌，不能很好地體現市場公平原則。從而影響資本市場定價功能的正常發揮，不能有效發揮資本市場的優化資源配置功能。通過股權分置改革促進上市公司自身發展，解決上市公司歷史遺留問題，推動國企改革和戰略調整，完善上市公司治理結構，從根本上實現提高上市公司質量、提高整個市場經濟效率的目的。 

 

一、股權分置影響我國上市公司治理的原因 

現代產權經濟學認為，企業的所有制形式與其產權結構的安排是相互影響和牽制的。西方股份制企業的集體產權結構安排是借助于股票來塑造企業制度的，雖然剩余索取權是外在于企業的，但這一權力是可轉讓、可出售的，從而排斥了政府的特權，并可以借助于外部資本市場和內部董事會等程序機制有效地監督和限制擁有決策權和監督權的經理們的相機選擇余地。而我國上市公司，雖然在產權結構上借鑒了西方股份制企業的集體產權結構安排，由于非流通股股東的剩余索取權不可以轉讓出售，這樣就無法借助外在資本市場的接管、競爭機制來監督和限制高層管理人員的相機選擇。這一制度漏洞必然會對我國資本市場的完善和上市公司的治理效果產生負面影響。 

 

二、股權分置改革對我國上市公司治理的影響 

公司治理是一系列有關公司利益公司治理是一系列有關公司利益相關者的制度安排，而股權結構是這種制度安排的基礎。公司治理的實現主要通過內部治理機制和外部治理機制來發揮作用。股股權結構正是通過影響公司內外部治理機制，發揮正面或負面作用，從而在很大程度上決定了公司治理的有效性。股權結構正是通過影響公司內外部治理機制，發揮正面或負面作用，從而在很大程度上決定了公司治理的有效性。股權分置改革后股權結構的變化對中國上市公司治理機制也將產生重大的影響。 

（一）股權分置改革后控制權、所有權的交易成本降低。相對自由流動的資本市場治理功能會促進上市公司加強治理。股權分置改革后會逐漸培育一個可以自由競爭的資本市場，形成一個有效的外部治理環境。股權分置格局下，國家暫時不允許發起人股份上市流通，只能通過協議轉讓，控制權、所有權的交易面臨高昂的交易成本。股權分置改革后除關系國計民生的國家所有股份外，基本可以自由流通，這樣的制度安排，無疑會使交易成本降低，從而產生一個相對自由流動的資本市場，這樣會使經營不善的上市公司管理層面臨來自資本市場被接管、兼并、收購的危險，從而從外部增加對管理層的壓力和監督，來自資本市場的外部治理功能發揮作用。同時上市公司可以較低的交易成本在資本市場通過兼并、收購等資本運作手段實現產業結構的調整。國家可以根據宏觀發展局勢及行業的競爭特點，及wto協議的規定，通過資本市場的兼并、收購、出售功能靈活地實現資金的進退，從一些競爭行業中退出，主要轉向國家重要戰略行業和部門，推進市場的民營化進程。同時還可以為社保基金的籌集提供新渠道。

（二）股權分置改革后實現了非流通股與流通股 

股東同股同權，使其目標趨于一致，從根本上減少大股東侵占中、小股東利益的公司治理問題。股權分置時代由于非流通股股權不能轉讓，其不能獲得股票在二級市場上價格上漲帶來的好處，只能通過在股份公司中凈資產賬面價值的提高實現其利益，從而致使非流通股與流通股股東目標不一致。居控股地位的非流通股股東不通過改善經營業績來從根本上提高公司價值，而是通過虛假披露、包裝上市、偏好股權融資，通過溢價發行股票，從而達到提高上市公司凈資產賬面價值的目的，但小股東卻因再融資后股票價格的下跌而飽受損失。股權分置改革后實現了非流通股與流通股股東同股同權，使其目標趨于一致，從根本上減少大股東侵占中、小股東利益的公司治理問題。控股股東也會理性選擇資金成本較低的債券融資和內部融資方式，融資結構趨于合理，減少上市公司過度偏好股權融資的行為。 

（三）控股大股東控制問題得到抑制。在股權分置時代，非流通股股東和流通股股東利益機制的割裂，導致了兩類股東之間嚴重的沖突，即流通股股東的收益依靠公司績效改善、競爭力提高，進而促使股價上漲實現，而非流通股股東的資產增值與股票市場價格漲跌基本無關，只與高溢價融資相聯系。這是中國上市公司存在嚴重的控股大股東控制問題的內在原因。股權分置改革后，在全流通的格局下，中國上市公司最基本的變化是各類股東利益機制趨于一致，也就是各類股東能從公司的績效改善、股價提升中獲利；再加上股權結構逐漸分散，控股大股東控制問題將得到有效制約。一方面，中小投資者可以運用他們對股票價格的影響，加大在公司治理中的作用，控股大股東由于對股價的重視也會日益尊重中小股東的意志，從而抑制“控股大股東控制”現象。同時法人、機構投資者以及境外投資者對上市公司的逐漸介入及持股比例的提高，會使“一股獨大”格局有所改變，形成多個大股東的制衡局面，從而通過改善股權結構，形成一個合理的董事會格局，從內部增加對大股東的牽制和對經理層的監督，提高公司治理水平。 

（四）內部人控制問題有可能進一步惡化。中國的上市公司絕大多數是國有控股公司，國有控股上市公司最大的股東是“全體人民”，但是“全體人民”對控制權沒有控制力，這就造成了有效投資主體缺位的現象，這也是我國上市公司委托問題的根本原因所在。而股權分置改革沒有從根本上改變我國上市公司委托問題。因此，在越來越分散化的股權結構里，任何一個股東都缺少監督管理層的足夠激勵，再加上對股東利益的法律保護長期不足、公司控制權市場市場缺位等因素，中國上市公司內部人控制問題有可能進一步惡化[3]。股權分置改革對中國上市公司治理有重大而深遠的影響，但是我們也可以看到股權分置改革并不是萬能良方，要使股權分置改革的積極意義得到有效的發揮，需要一系列配套舉措，主要包括：運用法律的手段保證信息披露的透明度；完善多重交易制度；建立有效的公司控制權交易市場；建立基于全流通格局下經理人激勵約束機制；完善國有出資人管理制度，解決全流通格局下國有資產權益保護、大股東隨意減持、責任大股東缺位、中小投資者利益的保護機制等。 

三、股權分置改革后公司治理中應配套解決的其他問題 

 

改革要取得預期的成功，公司治理水平要有實質性改進，必然要在其他方面推出一系列配套措施，以配合改革的順利進行。

（一）完善公司治理的法律制度環境，培育合格的機構投資者。股權分置改革只是為改變“一股獨大”問題提供了可能，并不能從根本上解決股權高度集中的問題。問題的解決，從根本上需要逐步建立一個完善的法制保護環境，降低內部控制人的租金收益。同時從外部培育合格的機構投資者，隨著法律環境的不斷完善，成熟機構投資者的介入形成多個股東制衡局面，從而改善股權結構，形成一個合理的董事會格局，從內部增加對大股東的牽制和對經理層的監督，提高公司治理水平。 

（二）加強公司的內部治理和監督。由于法律制度的完善及實施效果的改善需要一個長期過程，我國目前所有權高度集中的現實不會在短期內改變，因此公司治理的主體思路還應以所有權結構和控制權集中為前提展開。在資本市場、經理人市場、產品市場等外部治理機制和治理環境不完善的前提下，必須加強公司的內部治理機制，加強公司內部控制制度的建設，完善和加強信息披露制度，提高信息的透明度，建立和完善內部董事制度，加強監事會的監 

督作用，并進一步設計和實施有效的經理人激勵計劃等。 

（三）加強執法的力度，重視對中小股東的利益保護。建立有效的法律制度并付諸于強有力的實施，對于證券市場的發展至關重要。只有在一個交易者的利益得到合法保護的市場環境中，才能進行有秩序、高效率的交易活動，形成有效率的所有權結構，實現資源的有效配置。我國目前的法律制度體系不夠完善，其執行力度不夠。證券市場中發生過“紅光實業”、“銀廣夏”、“億安科技”等因為管理層或大股東出于私利進行虛假陳述，最終導致股價大跌，中小投資者損失慘重的案例。只有建立起包括證券民事賠償制度在內的一系列重要的規范市場交易、保護合法交易者正當利益的法律制度體系，并使其得到真正的執行，使違規、違法者承擔應有的成本和懲罰，才能從根本上遏制大股東和管理層出于私利損害中小股東的行為。 

 

參考文獻 

[1]杜玉明，我國股權結構與公司治理問題研究[j]，西北農林科技大學學報(社會科學版)，2006；6(6) 

[2]張曉農，我國上市公司股改對股權結構的影響[m]，開放導報，2006；(5)