股权分置改革对上市公司治理影响的实证研究

　　【论文关键词】股权分置改革；公司治理；多元回归分析
　　【论文摘要】股权分置改革是我国资本市场的一项重大制度性变革，其目的是逐步解决股权分置问题，进而不断优化我国公司治理结构。文章从实证角度以2005年9月公布的全面股改首批40家和第二批32家共计72家上市公司为样本，通过多元线性回归来分析股权分置改革对我国上市公司治理效率的影响，以期从中发现规律，为股权分置改革的纵深推进提供决策参考。

    一、问题的提出
    股权分置改革是我国资本市场的一项重大制度性变革，其目的是逐步解决股权分置问题，实现同股同权、同股同价，以形成公司治理的共同利益基础，进而不断优化我国公司治理结构。那么这场被称之为“中国股市的第二次革命”的股权分置改革究竟对我国上市公司治理是否产生积极的影响，能否提高上市公司治理效率?基于这一思考，本文以全面股改的首批和第二批上市公司为研究对象开展实证研究，探究股改前后上市公司治理效率的变化情况，以期从中发现规律，为股权分置改革的纵深推进提供决策参考。
    二、文献回顾
    股权分置是中国股票市场特有的现象，国外关于此方面研究基本没有。就国内研究来看，由于股权分置改革距现在时间较短，因此相关研究并不多，尤其是在实证研究方面。目前，主要的研究成果集中于股改进程中的股东博弈与对价影响因素、股权分置改革的短期市场反应等方面。吴超鹏等(2006)根据财务理论，以实施股权分置改革的上市公司为样本，应用实证研究方法，探讨非流通股东的对价送出率及流通股东的对价送达率的影响因素;赵俊强等(2006)通过模型推导和实证分析探讨非流通股东和流通股东在股权分置改革中的利益分配状况;奉立城、许伟河(2006)基于事件研究法实证分析表明，股改试点公司股票在试点公司公布其最终股改方案后，复牌当天存在显著的超常收益;何诚颖、李翔(2007)的研究中也得到了类似的结论。关于股权分置改革对上市公司治理效率影响的研究，近年来也逐渐得到学者的关注。丁守海(2007)以2006年4月20日前已实施股改方案的602家股票以及23家尚未股改的指标股为截面单元进行面板数据模型分析，认为股权分置改革使上市公司价值普遍提高了16%以上，并对盈利潜力表现出充分的敏感性，盈利潜力好的公司，价值提高幅度比最差组高出近9%，公司价值开始出现理性分化;刑学艳(2008)选取2005年底前完成股改的上市公司为样本进行研究，结果表明样本公司的经营业绩并没有在股改后有显著提高，结论与前者矛盾。回顾现有的研究进展，关于股权分置改革对上市公司治理效率的影响并没有统一的结论。鉴于此，笔者以全面股改的首批和第二批上市公司为研究对象开展实证研究，重新审视股改前后上市公司治理效率的变化情况，以期回答“股权分置改革能否提高上市公司治理效率”这一理论问题。
    三、研究设计
    (一)研究假设
    基本假设包括:(I)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;(2)流通股比例的增加有助于上市公司治理效率的提高;(3)第一大股东持股比例与公司治理效率负相关;(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。
    因变量为上市公司治理效率指标。鉴于我国上市公司为保配股资格和避免摘牌，管理当局对财务效率指标存在过多的盈余管理，本文因变量选择反映公司市场价值的业绩变量Tobin’ s Q作为公司治理效率指标。
    自变量即代表公司股权结构的变量，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。
    控制变量包括公司规模和衡量财务风险的资产负债率。具体定义见表1。

　　其中:国有股包括国家股和国有法人股。法人股包括境内发起法人股、境外法人股和募集法人股。
    (三)样本选择
    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，去除金融类、财务数据不全和2005年存在新股发行、新股上市的公司后选择了53家上市公司作为研究样本。
    四、实证结果与分析
    本节主要对样本公司股改前后的数据分别进行描述性统计、相关性测试及回归分析，通过对比来检验股权分置改革对公司治理效率的影响。所用统计软件为SPSS 12.0版本。
    (一)描述性统计
    1.因变量的描述性统计。首先对因变量Tobin’ s Q进行描述性统计分析，如表2所示。

    由表2可以看出，样本公司的Tobin’s Q 2004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’s Q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(0.019 , 3.527 )范围以外的观测值。经查，2个样本的Tobin’ s Q在规定范围以外，因此将其剔除。2006年数据作同样处理，剔除1个异常值。经过筛选，共剔除3个异常值，剩余50家公司符合条件，本文对此50家公司的数据进行股改效果的检验。
    2.自变量的描述性统计。最终样本的各个解释变量描述性统计如表3、表4所示。

    从表3可以看出，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%。可以看出，国有股和法人股在我国上市公司中占的比重较高，流通股比例较低。
    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能够影响公司决策，但相对第一大股东影响力而言仍然较弱，说明我国上市公司一股独大的股权格局仍然存在，股权模式属于高度集中的状态。
    而由表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 %，但第二至十大股东持股比例之和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个百分点，说明第二至十大股东对第一大股东的制衡力量有所增强，一股独大的股权格局有所改变。
    (二)相关性测试
    在多元回归之前，为了避免多重共线性问题，先对变量做相关性测试。利用PEARSON相关性分析可以观察到变量之间的关系。具体相关系数如表5、表6所示。