股权分置改革对上市公司治理影响的实证分析:上市公司股权分置改革
时间：2018-12-23 12:46:12 来源：柠檬阅读网 本文已影响 人 
摘要：股权分置改革后我国上市公司的股权结构将发生很大的变化，通过股权结构与上市公司治理之间关系的研究，可以进一步认识到股权分置改革对上市公司股权结构及公司治理产生的影响。本文选取2005年9月公布的全面股改首批和第二批共计上市公司作为研究对象，使用多变量回归对50个有效样本进行了实证研究。结果发现：股权分置改革对公司治理效率的提高具有促进作用，建议应完善股改后上市公司的公司治理。
关键词：股权分置改革 上市公司 公司治理
股权分置改革能改善我国上市公司的股权结构，进而完善我国上市公司的治理结构，提高上市公司治理效率。在现实中股权分置改革是否确实提高了上市公司的治理效率呢?本文采用2005年9月公布的全面股改首批40家和第二批32家共计72家上市公司的财务数据为样本，分析了股权分置改革对上市公司治理效率的影响。
一、研究设计
(一)研究假设根据本文的研究目的，提出如下假设：
假设1：国有股、法人股比例的降低有助于上市公司治理效率的提高
假设2：流通股比例的增加有助于上市公司治理效率的提高
假设3：第一大股东持股比例与公司治理效率负相关
假设4：第二至十大股东持股比例与公司治理效率正相关
(二)变量定义本文的研究变量主要包括因变量、自变量和控制变量三大类。(1)因变量。鉴于我国上市公司为保配股资格和避免摘牌，管理当局对净资产收益率(ROE)和总资产收益率(ROA)等会计指标存在过多的盈余管理。所以，本文因变量选择反映公司市场价值的业绩变量Tohin"sQ作为公司治理效率指标。计算时Tobin’sQ等于股权市价与负债的和除以资产重置成本，考虑到企业按市价调整资产账面价值可以从一定程度上反映重置成本，用年末资产账面价值代替重置成本，市值采用年末股价乘以全部股本。(2)白变量。自变量即代表公司的股权结构的变量，股权结构主要包括两层含义：一是股权构成；二是股权集中度。具体定义如下：SSP为国有股持股比例，国有股包括国家股和国有法人股；LSP为法人股持股比例，法人股包括境内发起法人股、境外法人股和募集法人股；CSP为流通股持股比例；CR1为第一大股东持股比例；CR2-10为第二至十大股东持股比例之和。(3)控制变量。控制变量包括：公司规模SIZE为公司当年总资产的自然对数表示公司规模；资产负债率ASR为用年末资产负债率衡量企业的财务风险。
(三)模型构建为了更好地说明股权分置改革对公司治理效率的影响，分别股改前(2004年)和股改完成后(2006年)进行多元线性回归试验，然后就2004年和2006年的回归结果进行比较分析。回归模型如下：
Model1：Tobin"sQ=α+β1SSP+β2LSP+β3CSP+β4CRI+β5CR2-1+β6SIZE+β7ASR+ε
Model2：Tobin"sQ=α+β1CSP+β2CR1+β3CR2-10+β4SIZE+β5ASR+ε
(四)样本选取本文选取的样本是于2005年9月公布的全面股改首批40家和第二批32家共计72家国有控股上市公司作为研究对象，为了保证样本数据的有效性，减少其他因素对实证研究的影响，依据以下标准对原始样本进行筛选：第一，为了进行股改前后财务数据的对比分析，选择上市公司三年的年度报告作为研究对象，所以选择的样本公司必须是能够提供2004年至2006年连续三年的年度报告，剔除三年财务数据不全的上市公司；第二，考虑到金融类上市公司的资本结构和经营特点比较特殊，故将所属该类的剔除；第三，考虑到新股发行、新股上市对上市公司经营业绩的影响，故剔除2005年存在新股发行、新股上市的上市公司。经过以上的标准层层筛选后从72家上市公司中选择了53家上市公司年度报告作为研究样本。具体样本公司见(表1)。
二、实证结果与分析
(一)描述性统计变量的描述性统计见(表2)、(表3)和(表4)。(1)因变量的描述性统计。首先对因变量进行描述性统计，如(表2)。可以看出，样本公司的Tobin’sQ2004年的均值为1.754,标准差为0.591，3／4分位数和最大值分别为1.944和3.798，说明样本公司的Tobin"sQ可能存在较大的异常值。为此，本文剔除距平均值3倍标准差以外的异常值样本，即剔除Tobin"sQ位于(－0.019，3.527)范围以外的观测值。经查，2个样本的Tobin’sQ在规定范围以外，因此将其剔除。2006年的均值为1.856，标准差为1.153，3／4分位数和最大值分别为1.914和6.737，说明样本公司的Tobin"sQ可能存在较大的异常值。为此，本文剔除距平均值3倍标准差以外的异常值样本，即剔除Tobin"s Q位于(－1.603，5315)范围以外的观测值。经查，1个样本的Tobin"sQ在规定范围以外，因此将其剔除。经过此次筛选后，剔除了3个异常值，只有50家公司符合条件，本文对此50家公司的数据进行小规模的实证，作为对股改的效果检验。(2)自变量的描述性统计。最终样本的各解释变量描述性统计如(表3)和(表4)所示。从(表3)可以看出，2004年流通股东的持股比例最大值为58％，平均值为35.4％，国有股东的持股比例均值为22.5％，法人股东的持股比例均值为32.7％。因此国有股和法人股在我国上市公司中占的比重过高，流通股比例还是比较低。前十大股东持股比例均值为66.7％，意味着公司前十大股东占绝大多数的持股比例，具有强大的控制权，其他非控股股东对前十大股东的制衡力量比较薄弱。第一大股东持股比例均值为41.1％，占前十大股东持股比例的61.6％，说明第二至十大股东较能影响公司决策，但加起来也不及第一大股东的影响力，说明样本公司一股独大的股权格局仍然居多，股权模式属于高度集中的状态。由(表4)可以看出，流通股比例大幅提高，从2004年的平均35.4％提高到了2006年的平均54.8％；第一大股东持股比例有所下降，由2004年的平均41.1％下降到2006年的平均33.2％，下降了7.9个百分点；虽然第二至十大股东持股比例之和由2004年的平均25.6％下降到2006年的平均22.1％，但是第二至十大股东持股比例对第一大股东持股比例的比率却由2004年的62.29％上升到2006年的66.57％，上升了4.28个百允点，说明第二至十大股东对第一大股东的制衡力量有所增强，对公司决策的影响力有所增强，但仍然不及第一大股东的影响力，说明样本公司一股独大的股权格局有所改变。
(二)相关性分析在多元回归之前，先对变量做相关陛测试，利用PEARSON相关性分析可以观察到变量之间的关系，避免多重共线性 问题。具体相关系数如(表5)和(表6)所示。从表5可以看出SSP与LSP,SSP与CR1，SSP与CR2-10以及CR1与CR2-10存在强的相关性，其余变量之间的相关关系较小。但是SSP与LSP，SSP与CR1存在较强的相关性是由于在我国上市公司中第一大股东持股比例过高，若第一大股东为法人股的话，法人股比例就高，一般都超过50％，此公司的国有股比例就比较低；若第一大股东为国有股的话，法人股比例就比较低，因此它们之间存在内在的负相关眭。所以允许这一相关存在；SSP与CR1存在较高的相关性是因为我国上市公司大多是由原来的国有企业转制而来的，第一大股东基本都是国有股东，在这样的上市公司，国有股比例等于第一大股东持股比例。因此它们之间存在内在的相关性，所以也允许这一相关存在。CR1与CR2-10存在强的相关性是由于我国的第一大股东持股比例CR1都占总股本的很大比例，平均值还为41.1％。而我国缺乏机构投资者的存在，第二到十大股东大多是个人投资者，他们相对于第一大股东来说就微不足道，故CR2-10都很小。因此它们之间存在较强的负相关性。因此允许这一相关存在。同时也就允许SSP与CR2－10的相关存在。从(表6)看，只有CRl与CR2-10存在较强的相关胜，其余变量之间的相关关系均较小。
(三)回归结果分析将数据用SPSS12.0进行多变量回归，结果整理如(表7)和(表8)。由(表7)可以看出，SSP，LSP与Tobin"sQ成负相关关系，且国有股比例的t的显著性概率为0.0260.05，但是相差不大，说明公司规模越大，Tobin"sQ值越大，即公司规模的扩大有利于上市公司治理效率的提高；ARS与Tobin"sQ成负相关关系，且资产负债率的t的显著性概率为0.013
