信息技術行業(yè)上市公司股權結構與經(jīng)營績效的關系研究

1、<p>　　信息技術行業(yè)上市公司股權結構與經(jīng)營績效的關系研究</p><p>　　摘要：本文以信息技術行業(yè)82家上市公司2007-2011年的財務數(shù)據(jù)進行實證分析，將凈資產收益率作為被解釋變量構建面板數(shù)據(jù)固定效應回歸模型。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；前五大股東持股比例與公司績效呈U型關系；股權制衡Z指數(shù)與公司經(jīng)營績效呈負相關關系；法人股比例與公司經(jīng)營績效顯著正相關，國有股比例與公司

2、經(jīng)營績效顯著負相關，但流通股比例對公司經(jīng)營績效不具有顯著影響。 </p><p>　　關鍵詞：信息技術行業(yè)上市公司 股權結構 經(jīng)營績效 面板數(shù)據(jù) 回歸分析 </p><p>　　2005年4月，證監(jiān)會啟動股權分置改革試點工作，拉開了中國股權分置改革的序幕。股權分置改革后，國家對各行業(yè)股東的持股結構進行了重新整合，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

3、動了資本市場的真正市場化和規(guī)范化。然而，股權分置后股權結構對不同行業(yè)經(jīng)營績效的影響不盡相同，對于發(fā)展迅速的信息技術行業(yè)，研究二者關系對其高效發(fā)展意義重大。 </p><p><b>　　一、文獻回顧 </b></p><p>　　股權結構與公司績效關系的研究，最早可以追溯到Berle和Means（1932），他們指出沒有股權的公司經(jīng)理與分散的小股東之間的利益沖突無法使

4、公司的績效達到最優(yōu)。Jensen和Meckling（1976）將股東分為內部股東和外部股東兩類，其結論是公司價值取決于內部股東所占公司股份的比例，內部股東持股比例越大，則公司價值從理論上也就越高。 </p><p>　　國內學者中，許小年和王燕（1998）較早地研究了股權結構對公司績效的影響，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

5、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。董柳汕和關明坤（2007）以在2005年最早完成股權分置改革的46家上市公司為研究對象，以凈資產收益率、主營業(yè)務收益率和每股收益為績效變量檢驗股權分置改革與公司績效的關系，得出股權分置改革有利于公司治理改善和企業(yè)績效提高的結論。魏鵬超（2009）首次基于信息技術行業(yè)股權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家信息技術類上市公司進行實證分析，發(fā)

6、現(xiàn)股權分置改革對信息技術行業(yè)上市公司的績效影響不顯著。 </p><p><b>　　二、研究假設 </b></p><p>　?。ㄒ唬┕蓹嗉卸确矫娴募僭O </p><p>　　股權分置改革使我國上市公司高度集中的股權逐漸分散，相應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結構。相對控股的股東擁有一定數(shù)量的股權，這些少數(shù)大股東

7、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。 </p><p>　　假設1：第一大股東持股比例會對公司業(yè)績產生負的影響。 </p><p>　　假設2：前五大股東持股比例與公司業(yè)績呈U型關系。 </p><p>　　假設3：赫芬達爾指數(shù)會對公司業(yè)績產生正的影響。 &l

8、t;/p><p>　　假設4：股權制衡度對公司業(yè)績產生正的影響。 </p><p>　?。ǘ┕蓹鄬傩苑矫娴募僭O </p><p>　　假設5：國有股對公司業(yè)績產生負的影響。 </p><p>　　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)營受國家行政干預較強，公司治理層的激勵和監(jiān)督機制作用有限，管理者

9、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生負面作用，對公司的經(jīng)營績效產生消極影響。 </p><p>　　假設6：法人股對公司業(yè)績產生正的影響。 </p><p>　　假設7：社會公眾股對公司業(yè)績產生正的影響。 </p><p><b>　　三、變量

10、設置 </b></p><p><b>　　（一）樣本的選取 </b></p><p>　　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

11、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。 </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。 </p><p>　　2.解釋變量。由于股權結構分為股權集

12、中度和股權屬性兩部分，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、股權制衡度Z指數(shù)、赫芬達爾指數(shù)衡量公司的股權集中度。將以上七個指標作為解釋變量。 </p><p>　　3.控制變量。不同行業(yè)不同規(guī)模的公司績效指標與股權結構之間差異很大，為了控制這些差異，減少對回歸結果準確性的影響，本文選取公司總資產、資產負債率兩個指標作為控制變量。各研究變量

13、的類型、符號及其計算公式見表1。 </p><p>　　四、股權結構與經(jīng)營績效的實證分析 </p><p>　?。ㄒ唬┟枋鲂越y(tǒng)計分析 </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。 </p><p>　　從表2 可見，IT上市公司股權結

14、構中，股權集中度的差異很大，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，這也反映出股權分置改革的效果不斷顯現(xiàn)。 　　控制變量中，公司總資產取

15、對數(shù)后差異很小，趨于平穩(wěn)。但資產負債率差異較大，最小僅為1.78%，最大達到76.77%，平均值為34.37%，處于正常水平。 </p><p>　　作為被解釋變量，IT行業(yè)上市公司凈資產收益率平均為-0.87%，行業(yè)整體水平較差，但在五年中凈資產收益率不斷上升，可見行業(yè)整體趨勢向好。 </p><p>　?。ǘ┠Ｐ蜆嫿ㄅc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信息技術行業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)為樣本，構建固定效應回歸模型： </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，Ln（asset）it和AD

17、Rit為兩個控制變量，bit為對應于解釋變量Xit的K×1維系數(shù)向量，cit和dit為對應于控制變量的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，N為截面樣本的個數(shù)，T為每個截面成員的時期總數(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性，利用EViews6.0軟件，對自變量進行分次回歸，用廣義最小二乘

18、法（GLS）對模型進行回歸估計，回歸模型整理后的估計結果如表3所示。 </p><p><b>　　五、回歸分析結論 </b></p><p>　　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.

19、05。 </p><p>　　由表3可知，將公司總資產的對數(shù)和資產負債率作為控制變量后，股權集中度和股權屬性對于公司績效（凈資產收益率ROE）的相關性如下： </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，說明第一大股東持股比例與公司凈資產收益率（ROE）之間呈顯著正相關。這與假設不符。 </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，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收益率（ROE）之間呈U型關系。這與假設一致。 </p><p>　　3.股權制衡指數(shù)Z的回歸系數(shù)為-0.0040，t值為-2.0350，說明股權制衡度好對提升公司經(jīng)營績效有正影響

21、，與假設一致。 </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效之間呈負相關，與假設一致。 </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，說明法人股持股比例與公司績效之間呈正相關，與假設一致。 </p><p>　　6.社會公眾

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，但說明社會公眾股持股比例與公司績效呈負相關，與假設不完全一致。 </p><p>　　通過以上實證檢驗得到如下結論：在股權集中度方面，第一大股東持股比例與公司經(jīng)營績效呈顯著正相關關系；前五大股東持股比例與公司經(jīng)營績效呈U型關系；股權制衡Z指數(shù)與公司經(jīng)營績效呈負相關關系，一定程度的股權制衡有利于績效提升?？梢姡琁T行業(yè)適當提

23、高股權集中度有利于公司績效的提高。在股權屬性方面，法人股比例與公司經(jīng)營績效呈顯著正相關關系，國有股比例與流通股比例與公司績效呈負相關關系，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。這一回歸結果與目前對IT行業(yè)的主流研究結果基本類似。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　1.陳明賀.股

24、權分置改革及股權結構對公司績效影響的實證研究――基于面板數(shù)據(jù)的分析[J].南方經(jīng)濟，2007，（2）. </p><p>　　2.魏鵬超.股權分置改革對信息技術業(yè)上市公司績效的影響研究[D].江蘇大學碩士學位論文，2009，（12）. </p><p>　　3.隋飛，吳菲.股權結構與公司治理績效關系研究綜述[J].時代金融，2006，（11）. </p><p>　

25、　4.許小年，王燕.中國上市公司的所有制結構與公司治理[A].北京：中國人民大學出版社，2000. </p><p>　　5.董柳汕，關明坤.股權分置改革與公司治理績效關系的實證分析[J].遼寧石油化工大學學報，2007，（1）. </p><p>　　6.何進日，喻美.股權結構與公司績效的相關性研究――以我國A股石油類上市公司為例[J].湖南師范大學社會科學學報，2009，38：（1）.