一引言

股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系是近幾年來財務(wù)理論以及企業(yè)理論研究所關(guān)注的熱點問題之一，原因在于股權(quán)結(jié)構(gòu)作為公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分和基礎(chǔ)，其設(shè)置狀況是否合理對公司績效具有決定性的作用。中國由于特殊的股權(quán)設(shè)置，形成了國有控股上市公司占主體的結(jié)構(gòu)特征。與其他國家上市公司相比，中國上市公司的最大差別不在于存在控股股東，而是控股股東的國有性質(zhì)。雖然2005年啟動的股權(quán)分置改革已經(jīng)順利推進(jìn)，但仍未改變國有控股上市公司在中國股票市場的主體地位。目前國內(nèi)外相關(guān)研究，對于國有股究竟是促進(jìn)還是阻礙企業(yè)績效的提高分別有著不同的觀點。已有的理論文獻(xiàn)對于國有股權(quán)的作用主要有兩種觀點，即“掠奪之手”和“幫助之手”(Frye，Shleifer，1997)。本文使用我國上市公司2006年－2010年的面板數(shù)據(jù)(PanelData)，借助簡化的Tobin’sQ和資產(chǎn)收益率(ROA)來衡量公司績效，主要報告了穩(wěn)健最小二乘法(RobustOLSRegres-sion)和極大似然面板估計法(MaximumLikelihoodPanelMod-el)的計量檢驗結(jié)果。研究表明，國有參股的公司績效表現(xiàn)劣于無國有參股公司，國有控股的公司績效表現(xiàn)劣于非國有控股公司，政府持股規(guī)模和公司績效之間呈現(xiàn)左高右低的非對稱U型關(guān)系。

二研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本文主要從色諾芬數(shù)據(jù)庫中下載了2006至2010年五年數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。具體分為四個子樣本:ROA的國有控股啞變量樣本、ROA的國有控股連續(xù)變量樣本、Q值的國有控股啞變量樣本和Q值的國有控股連續(xù)變量樣本。為了衡量公司的績效，本文主要采用調(diào)整后的Tobin’sQ和ROA。從色諾芬數(shù)據(jù)庫中可得ROA樣本的相關(guān)數(shù)據(jù)共有7468個觀測值，由于特殊處理的公司所處的經(jīng)營環(huán)境特殊，受到噪音干擾的影響大，刪除了其中的ST、PT和*ST的公司年度數(shù)據(jù)。另外，由于色諾芬數(shù)據(jù)庫中無法找到國家持股份數(shù)的數(shù)據(jù)，采用了銳思數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)。合并之后，樣本包括6083個觀測值，涵蓋了5年的1592家公司的數(shù)據(jù)(不平衡面板數(shù)據(jù))。同樣的，對于Q值樣本筆者采取了相同的處理。Q是簡化后的Tobin’sQ，由股票市價乘以發(fā)行在外股份數(shù)加上負(fù)債賬面價值之和除以資產(chǎn)賬面價值，經(jīng)過上述處理，Q值樣本與ROA樣本一致，包括了6083個觀測值。如果Q值較高，說明相對于資產(chǎn)成本，公司將來的可能盈利應(yīng)該較高;反之，則低。

(二)描述性統(tǒng)計

樣本的描述性統(tǒng)計如下:本文用sas里的T檢驗比較了平均值的差異，用NPAR1WAY比較了中位值的差異。從表1第2欄可以看出，國有參股企業(yè)的Q值平均值顯著低于無國有股企業(yè)的平均值。且國有參股企業(yè)的ROA平均值也顯著低于無國有股企業(yè)。因此可以看出在沒有其他控制變量時，國有參股企業(yè)表現(xiàn)顯著劣于無國有股企業(yè)。另外，第4欄和第3欄的Q值比較表明了國有相對控股企業(yè)表現(xiàn)明顯劣于非國有相對控股企業(yè)。以上的比較都表明了國有產(chǎn)權(quán)對于企業(yè)績效存在負(fù)面影響。不過比較第2欄、第4欄和第6欄時，可以看到國家絕對控股企業(yè)的ROA表現(xiàn)好于國家參股企業(yè)和國家相對控股企業(yè)。這意味著，如果國有股份額足夠大，可能會有利于企業(yè)績效。也就是說，國有產(chǎn)權(quán)的負(fù)面影響可能不是線性的。

(三)回歸模型和計量方法

本文采用了以下模型來研究國有股和公司績效之間的關(guān)系:Value=C+α×Government+β?Control+ε其中，Value是公司績效，用Q或ROA來表示;Government是國家持股，采用國家相對持股的逆啞變量Prilarge和國家持股規(guī)模的連續(xù)變量State;Control是控制變量的矩陣。參考以往的文獻(xiàn)選擇了股權(quán)特征、規(guī)模(Size)、資產(chǎn)特性(Tangible)、資本結(jié)構(gòu)(Gear)、所屬交易所(Exchange)、所屬行業(yè)(Indus-try)、觀測年度(Year)七個變量來控制。其中，股權(quán)特征包括第二大股東持股是否顯著的啞變量(Second)、管理層持股數(shù)額(Manager)和股權(quán)集中度(Herfindahl)。各個變量的具體說明如表2所示。本文同時采用穩(wěn)健方差最小二乘法和極大似然法兩種方法來進(jìn)行回歸。在穩(wěn)健方差最小二乘法中，在OLS的基礎(chǔ)上采取White檢驗法計算估計參數(shù)的方差。在極大似然估計中，筆者認(rèn)為本文的樣本數(shù)據(jù)為不平衡的面板數(shù)據(jù)，每家公司的時間維度不同，不可觀測的影響為隨機影響。因此，筆者采用了sas中的procmixed命令，估計方法選擇極大似然估計法，這樣保留的樣本數(shù)較大，能夠減少缺失變量對于回歸的影響。

三回歸結(jié)果與分析

(一)結(jié)論一:國有股對于企業(yè)績效總體而言是負(fù)面的，但是幅度有限。表3中，使用穩(wěn)健最小二乘法和面板極大似然法，回歸檢驗了國家相對控股對于企業(yè)績效的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果表明，國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)的差異明顯縮小。在OLS和MLE兩種回歸方程下，ROA的回歸系數(shù)均顯著為正，表明國有控股企業(yè)的資產(chǎn)回報率低于非國有控股企業(yè)。在以使用國有股是否存在作為啞變量為自變量的回歸方程和以絕對控股股東是否為政府的啞變量為自變量的回歸方程中，得到了類似的結(jié)論。表3同時報告了其他控制變量與企業(yè)績效之間的關(guān)系。筆者沒有發(fā)現(xiàn)第2大股東持股份額較大時，對企業(yè)價值產(chǎn)生顯著影響。總之，表3的回歸結(jié)果表明，國有股總體而言是相對無效的，也就是說，它對于企業(yè)績效產(chǎn)生一定的負(fù)面效果，這與當(dāng)前西方經(jīng)濟(jì)學(xué)主流的認(rèn)識基本上是一致的。

(二)結(jié)論二:國有股的負(fù)面效應(yīng)是非線性的，可以存在正面效應(yīng)。根據(jù)前文的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)國有股的相對低效。既然國有產(chǎn)權(quán)不利于上市公司，公司績效就應(yīng)隨著國家持股份額的上升而逐步下降。在國有產(chǎn)權(quán)份額連續(xù)型變量State與公司績效的MLP回歸中，筆者發(fā)現(xiàn)State的系數(shù)是不顯著的。也就是說，國有股權(quán)對企業(yè)績效的影響不是簡單線性的負(fù)相關(guān)關(guān)系。為此，引入State的平方形式。

由于回歸方程形式為:Q或者ROA=a．State+b．State2+c．Prilarge+…，在表4中，自變量State的系數(shù)為負(fù)，State2的系數(shù)為正。則在數(shù)學(xué)意義上，因變量Q或者ROA是自變量State的凹函數(shù)，且極小值點為對Q求導(dǎo)等于0時的值，即:0=a+2b．State，推導(dǎo)出State=－a/2b。分別將表4中第一行第二行的數(shù)字代入，可以計算出在極小值點State的取值。如表4中最后一行TurningPoint所示。依據(jù)計算模型的不同，極值點在30%左右的區(qū)間。在樣本數(shù)據(jù)中，國家持股的最小值是0%，最大值是88．6%。國家持股比例與公司績效的關(guān)系是左端高于右端的U型不對稱曲線。相對于沒有政府參股的私有產(chǎn)權(quán)情況而言，政府持股的影響是負(fù)的。在政府持股較少的區(qū)間，隨著持股比例分布的增大，公司績效出現(xiàn)下降。當(dāng)政府是小股東的時候，在邊際效用上，政府持股的增大對于企業(yè)績效產(chǎn)生負(fù)的影響。