計量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

1、目 錄 TOC o 1-2 h z u HYPERLINK l _Toc171497992 問題的提出出 PAGEREF _Toc171497992 h 2 HYPERLINK l _Toc171497993 股權(quán)集中度度研究的理論論基礎(chǔ)理論分分析與假設(shè) PAGEREF _Toc171497993 h 2 HYPERLINK l _Toc171497994 2.1 委托-代理理論 PAGEREF _Toc171497994 h 2 HYPERLINK l _Toc171497995 2.2 風(fēng)險分分散理論 PAGEREF _Toc171497995 h 3 HYPERLINK l _Toc17

2、1497996 2.3 股權(quán)集集中度、大股股東持股與企企業(yè)績效 PAGEREF _Toc171497996 h 4 HYPERLINK l _Toc171497997 2.4研究假設(shè)設(shè) PAGEREF _Toc171497997 h 6 HYPERLINK l _Toc171497998 研究樣本、數(shù)數(shù)據(jù)、變量定定義及模型 PAGEREF _Toc171497998 h 6 HYPERLINK l _Toc171497999 3.1樣本及及其數(shù)據(jù)來源源 PAGEREF _Toc171497999 h 6 HYPERLINK l _Toc171498000 3.2 變量的的定義 PAGEREF

3、_Toc171498000 h 6 HYPERLINK l _Toc1714998001 3.3 模型型描述 PAGEREF _Toc171498001 h 7 HYPERLINK l _Toc171498002 實證檢驗與與分析 PAGEREF _Toc171498002 h 8 HYPERLINK l _Toc171498003 4.1股權(quán)集集中度的描述述性統(tǒng)計分析析 PAGEREF _Toc171498003 h 8 HYPERLINK l _Toc171498004 4. 2 回歸歸分析多重共共線性、異方方差和序列相相關(guān)檢驗 PAGEREF _Toc171498004 h 8 HYPE

4、RLINK l _Toc171498005 4.3 實證分分析最終模型型 PAGEREF _Toc171498005 h 14 HYPERLINK l _Toc171498006 綜合實證分分析結(jié)果相關(guān)關(guān)分析 PAGEREF _Toc171498006 h 15 HYPERLINK l _Toc171498007 5.1 實證分分析結(jié)果 PAGEREF _Toc171498007 h 15 HYPERLINK l _Toc171498008 5.2 相關(guān)分分析 PAGEREF _Toc171498008 h 15 HYPERLINK l _Toc171498009 相關(guān)政策與與建議 PAGER

5、EF _Toc171498009 h 16 HYPERLINK l _Toc171498010 參考文獻(xiàn) PAGEREF _Toc171498010 h 177 HYPERLINK l _Toc171498011 附錄 研究樣樣本公司及相相關(guān)數(shù)據(jù) PAGEREF _Toc171498011 h 18圖表目錄TOC f A h z t 標(biāo)題 3 c HYPERLINK l _Toc171498028 圖2-1股權(quán)集集中度與公司司績效作用傳傳導(dǎo)圖(內(nèi)部機(jī)制) PAGEREF _Toc171498028 h 5 HYPERLINK l _Toc171498029 表3-1：變量量定義及表示示意義 P

6、AGEREF _Toc171498029 h 7 HYPERLINK l _Toc171498030 表4-1股權(quán)權(quán)集中度的描描述性統(tǒng)計結(jié)結(jié)果 PAGEREF _Toc171498030 h 8 HYPERLINK l _Toc171498031 表4-2：初步步模型回歸結(jié)結(jié)果 PAGEREF _Toc171498031 h 9 HYPERLINK l _Toc171498032 表4-3 相關(guān)關(guān)系數(shù)矩陣 PAGEREF _Toc171498032 h 10 HYPERLINK l _Toc171498033 表4-4 各個個自變量的分分別回歸的RR2 PAGEREF _Toc17149803

7、3 h 10 HYPERLINK l _Toc171498034 表4-5 逐步步剔除法回歸歸表 PAGEREF _Toc171498034 h 10 HYPERLINK l _Toc171498035 圖4-1 異異方差性檢驗驗圖 PAGEREF _Toc171498035 h 11 HYPERLINK l _Toc171498036 表4-6 沒有有交叉項的懷懷特檢驗 PAGEREF _Toc171498036 h 12 HYPERLINK l _Toc171498037 表4-7有交叉叉項的懷特檢檢驗 PAGEREF _Toc171498037 h 12 HYPERLINK l _Toc

8、171498038 表4-8 加權(quán)權(quán)修正異方差差的結(jié)果 PAGEREF _Toc171498038 h 12 HYPERLINK l _Toc171498039 圖4-2 殘差差相關(guān)圖 PAGEREF _Toc171498039 h 13 HYPERLINK l _Toc171498040 表4-9 拉格格朗日乘數(shù)檢檢驗（2階） PAGEREF _Toc171498040 h 13 HYPERLINK l _Toc171498041 表4-10 拉拉格朗日乘數(shù)數(shù)檢驗（1階） PAGEREF _Toc171498041 h 14 HYPERLINK l _Toc171498042 表4-11 股

9、股權(quán)集中度與與公司績效的的曲線回歸結(jié)結(jié)果 PAGEREF _Toc171498042 h 14股權(quán)集中度與公公司績效的實實證研究以重慶上市市公司為例趙麗華西南大大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理理學(xué)院，重慶慶，4007715【摘 要】股權(quán)權(quán)結(jié)構(gòu)是影響響企業(yè)績效的的重要因素，國國內(nèi)外學(xué)者對對此給予了很很大的關(guān)注。本本文采用上海海和深圳證券券交易所家重慶上市公公司年年報數(shù)據(jù)為為樣本，構(gòu)建建了以凈資產(chǎn)產(chǎn)收益率（）作為為度量企業(yè)績績效的被解釋釋變量的計量量模型，實證證分析表明股股權(quán)集中度與與企業(yè)績效正正相關(guān)，股權(quán)權(quán)分散程度與與公司績效呈呈負(fù)相關(guān)。【關(guān)鍵詞】股權(quán)權(quán)結(jié)構(gòu)；股權(quán)權(quán)集中；企業(yè)業(yè)績效問題的提出出股權(quán)結(jié)構(gòu)是指公公司中不

10、同類類型的股東所所持公司股份份的比例關(guān)系系。股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)是所有權(quán)結(jié)結(jié)構(gòu)的重要組組成，更是決決定治理結(jié)構(gòu)構(gòu)的關(guān)鍵因素素。股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)決定治理結(jié)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影影響企業(yè)的經(jīng)經(jīng)營效率。股股權(quán)結(jié)構(gòu)是促促進(jìn)治理結(jié)構(gòu)構(gòu)的關(guān)鍵因素素和決定因素素，股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)直接影響企企業(yè)治理的績績效。本文就上市公司司第一大股東東持股比例、前前三大股東持持股比例、前前五大股東持持股比例，第第一大股東與與第二大股東東比例之比以以及第一大股股東的股東性性質(zhì)對公司業(yè)業(yè)績的影響進(jìn)進(jìn)行探索研究究。改善我國國上市公司的的治理質(zhì)量提提供經(jīng)驗實證證依據(jù)與理論論啟示。股權(quán)集中度度研究的理論論基礎(chǔ)理論分分析與假設(shè)2.1 委托-代理理論現(xiàn)代組織形式的的企業(yè)

11、由于所所有權(quán)與經(jīng)營營權(quán)相分離而而產(chǎn)生委托-代理關(guān)系。股股東作為企業(yè)業(yè)的所有者，往往往不親自管管理企業(yè)，而而是以委托人人的身份聘請請代理人，通通過授予代理理人一定的權(quán)權(quán)利，讓其代代表委托人的的利益從事企企業(yè)的經(jīng)營管管理。代理人一般沒有有企業(yè)的所有有權(quán)或僅有一一部分所有權(quán)權(quán)，這就使得得它們在做決決策的時候可可能并不是以以股東財富最最大化為目標(biāo)標(biāo)，從而使股股東與管理者者之間出現(xiàn)了了矛盾。二者者之間的矛盾盾可能有以下下三個方面：一是管理者者過分關(guān)注自自己的利益。為為了提高自己己的報酬，管管理者可能會會選擇高風(fēng)險險的投資項目目，或為了保保護(hù)自身的地地位和回避風(fēng)風(fēng)險而放棄一一些有利的投投資機(jī)會；二二是管理

12、者會會增加閑暇時時間或追求豪豪華享受，因因為管理者外外公司創(chuàng)造的的財富不能為為自己享有或或只能享受一一小部分，而而閑暇時間所所花的成本卻卻是所有股東東一同分擔(dān)；三是管理者者實施杠桿贖贖買，管理者者可能會在暗暗中收購公司司的股票，提提升其的持股股比例，進(jìn)而而奪取原股東東的控制權(quán)，同同時可能會打打壓股票價格格，使股東財財富遭受損失失。 同時，委托代理理關(guān)系中，股股東和代理人人之間的信息息不對稱。在在選擇代理人人時，代理人人可能會夸大大自己的才能能，而股東不不了解代理人人的真實情況況而沒有選擇擇最適合的代代理人；其次次，在管理經(jīng)經(jīng)營過程中，代代理人可能會會瞞著股東而而做出有利于于自己而損害害股東利益

13、的的行為。在這這種信息不對對稱的情況下下，代理成本本便成為不可可忽視的一個個角色。基于以上的一些些矛盾，代理理成本可以分分為幾部分。首首先是監(jiān)督費費用，股東要要使代理人全全力為股東利利益而努力，就就要進(jìn)行相應(yīng)應(yīng)的監(jiān)督及激激勵，進(jìn)而產(chǎn)產(chǎn)生監(jiān)督激勵勵成本；其次次是代理人的的擔(dān)保費用，鑒鑒于雙方之間間的矛盾，代代理人要向股股東保證其行行為的正確性性，就要做出出相應(yīng)的保證證成本（即故故意損害股東東的利益后要要做相應(yīng)的賠賠償）；三是剩余損損失，即股東東讓代理人代代理自己做決決策而引起的的價值損失。在公司股權(quán)十分分分散的情況況下，廣大中中小股東考慮慮到成本與效效益的匹配，在在“免費搭車”心理的支配配下，既

14、沒有有動力也沒有有能力去監(jiān)督督公司經(jīng)理人人員。同中小小股東相比，大大股東有足夠夠的激勵去監(jiān)監(jiān)督管理層做做出有利于企企業(yè)價值最大大化的決策，從從而避免了股股權(quán)高度分散散情況下的“免費搭車”問題，而且且，大股東在在某些情況下下直接參與經(jīng)經(jīng)營管理減少少了委托人與與代理人之間間的“信息不對稱稱”問題。因而而，大股東既既有動機(jī)又有有能力對經(jīng)理理人員實施監(jiān)監(jiān)督。因此可可以推斷，股股權(quán)集中有利利于公司價值值的增加。2.2 風(fēng)險分分散理論 對任何何一個投資者者來說，最優(yōu)優(yōu)的證券組合合是對不同行行業(yè)，不同企企業(yè)不同區(qū)域域，不同證券券市場上的證證券進(jìn)行分散散投資，由于于分散投資者者握有許多企企業(yè)的證券，他他能避免

15、財富富過多地依賴賴于某一個企企業(yè)的風(fēng)險，分散股票投資的風(fēng)險。不僅僅是因為管理智能的專業(yè)化和公司風(fēng)險的分散化，還因為決策管理權(quán)的分離，有效地解決了公司內(nèi)部的代理問題。其次，股權(quán)過于集中常被認(rèn)為是制約我國上市公司績效的一個重要因素。由于證券市場的股票流通性很低，從而通過市場機(jī)制進(jìn)行資源配置的效率可能性較低，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的非市場安排行為居多。由于中國上市公司的市場機(jī)制相對薄弱所導(dǎo)致的股東直接監(jiān)控必然僅是一種次優(yōu)選擇，較高的集中度可能導(dǎo)致大股東對小股東的利益侵害，傳統(tǒng)的財務(wù)理論并沒有在不同的股東之間進(jìn)行區(qū)分，即把股東視為廣泛分散且并不干預(yù)公司運營的缺位所有者的同質(zhì)集團(tuán)。但股權(quán)的分散意味著股東不再被認(rèn)為

16、是一個整體，而只是相互分離的投資者，其目標(biāo)利益函數(shù)彼此不同。從這種意義上說，降低股權(quán)集中度有利于改善公司績效。股權(quán)集中度的分分析和評價要要綜合考慮三三種成本:風(fēng)風(fēng)險成本、治治理成本和壟壟斷成本。這這三種成本與與股權(quán)集中度度有密切的關(guān)關(guān)系，當(dāng)存在在控股股東時時，按照所有有權(quán)與剩余索索取權(quán)相匹配配原則，企業(yè)業(yè)的所得就會會大部分屬于于該出資者。在在利益的驅(qū)動動下，投資者者為追求利益益最大化，就就會利用一切切制度手段積積極地監(jiān)督經(jīng)經(jīng)營者的行為為，由于內(nèi)部部高度的監(jiān)控控，因此治理理成本很小，但但同時由于股股權(quán)高度集中中，對投資者者來說，投資資風(fēng)險大，風(fēng)風(fēng)險成本高。投投資者若要降降低風(fēng)險成本本，就必須分分

17、散投資，即即企業(yè)的股權(quán)權(quán)由若干個投投資者持有，某某一投資者的的風(fēng)險成本雖雖然降低了，但但由于失去了了對企業(yè)的控控制權(quán)，隨著著企業(yè)的控制制權(quán)和所有權(quán)權(quán)分離，其結(jié)結(jié)果就是不通通過內(nèi)部機(jī)構(gòu)構(gòu)積極監(jiān)督經(jīng)經(jīng)營者的經(jīng)營營行為，治理理成本不斷上上升。股權(quán)過過于集中，又又會由于大股股東對股權(quán)的的壟斷帶來對對其他中小股股東的侵害，甚甚至以損害市市場為代價，這這就是所謂的的壟斷成本，股股權(quán)越集中，壟壟斷成本越高高。有效率的公司治治理必須以適適度的股權(quán)結(jié)結(jié)構(gòu)為條件，即即二者之和達(dá)達(dá)到最低時的的這樣一個股股權(quán)集中度。在在股權(quán)適度集集中的情況下下，會出現(xiàn)公公司治理成本本的最低點，因因此適中的股股權(quán)集中度是是公司治理對對

18、股權(quán)狀況的的基本要求。2.3 股權(quán)集集中度、大股股東持股與企企業(yè)績效股權(quán)集中度(cconcenntratiion raate off sharres)，主主要指的是公公司的各個股股東因為其所所擁有的不同同的持股比例例而使上市公公司表現(xiàn)出來來的公司的股股權(quán)是集中還還是分散的狀狀況的程度。股股權(quán)集中度是是評價一個企企業(yè)的股權(quán)分分布的狀態(tài)以以及該企業(yè)的的發(fā)展?fàn)顩r是是否穩(wěn)定的一一個重要指標(biāo)標(biāo)。股權(quán)集中中度是指股權(quán)權(quán)集中或分散散的程度，它它是股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)“量”的體現(xiàn)，包包括三種類型型:一是股權(quán)權(quán)高度集中，公公司擁有一個個控股股東，該該股東對公司司擁有絕對控控制權(quán);二是是股權(quán)高度分分散，公司沒沒有大股東，所

19、所有權(quán)與經(jīng)營營權(quán)基本完全全分離;三是是股權(quán)適度集中，公司擁擁有較大的相相對控股股東東，同時還有有其他大股東東。不同的股股權(quán)集中度對對公司治理機(jī)機(jī)制作用的發(fā)發(fā)揮具有正面面或負(fù)面的影影響，從而會會導(dǎo)致不同的的公司治理效效率。 股權(quán)集中度股權(quán)集中度股權(quán)結(jié)構(gòu)股權(quán)屬性經(jīng)營激勵代理權(quán)競爭公司治理結(jié)構(gòu)公司績效監(jiān)督約束收購兼并圖2-1股權(quán)集集中度與公司司績效作用傳傳導(dǎo)圖(內(nèi)部部機(jī)制) 廖楠，中國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司績效的實證分析，西安交通大學(xué)碩士學(xué)位論文，2003年6月，P28，市場機(jī)制和債務(wù)由于通過外部機(jī)制影響公司績效，本文略去。轉(zhuǎn)載于周俊民股權(quán)集中度與公司績效-基于東北地區(qū)上市公司的實證研究，東北財經(jīng)大

20、學(xué)碩士論文，2005年12月，p6。廖楠，中國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司績效的實證分析，西安交通大學(xué)碩士學(xué)位論文，2003年6月，P28，市場機(jī)制和債務(wù)由于通過外部機(jī)制影響公司績效，本文略去。轉(zhuǎn)載于周俊民股權(quán)集中度與公司績效-基于東北地區(qū)上市公司的實證研究，東北財經(jīng)大學(xué)碩士論文，2005年12月，p6。股權(quán)集中度對公公司績效的影影響依賴于公公司治理機(jī)構(gòu)構(gòu)的傳導(dǎo)，如如圖2-1?？煽梢酝茢?，股股權(quán)集中在中中國上市公司司治理中具有有相對優(yōu)勢，適適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集集中有利于上上市公司經(jīng)營營績效的增長長。中國上市公司股股權(quán)結(jié)構(gòu)的一一大 特點是“一股獨大”，在這種情情況下，大股股東可以利用用其控股地位位從事掠奪和和

21、侵害中小股股東利益的行行為，大股東東通常利用合合法的手段，將將上市公司的的財產(chǎn)轉(zhuǎn)移到到自己名下。一一方面，股權(quán)權(quán)集中有助于于保護(hù)中小股股東的利益、有有利于公司績績效的提高;另一方面，“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)下又存在控股股東掠奪的風(fēng)險。如何在保留股權(quán)集中的眾多優(yōu)勢的同時又限制大股東的掠奪行為，是我國當(dāng)前公司治理所面臨的一項巨大挑戰(zhàn)。 但是，在在企業(yè)中作為為具有控制權(quán)權(quán)的少數(shù)大股股東內(nèi)部股權(quán)權(quán)結(jié)構(gòu)的差異異也會對經(jīng)營營產(chǎn)生重要的的影響，其持持股比例差異異越大，對企企業(yè)經(jīng)營決策策力的制約度度越小，決策策的質(zhì)量和水水平可能 越越差，企業(yè)績績效可能會越越差。同時，在在大股東群體體中法人大股股東實際上又又受到

22、多層委委托代理關(guān)系系的制約，加加大了代理成成本。特別在在中小企業(yè)中中，法人大股股東持股比例例的增加，極極有可能會降降低決策質(zhì)量量，降低資金金使用效率，從從而降低企業(yè)業(yè)經(jīng)營效率。2.4研究假設(shè)設(shè)根據(jù)以上的理論論基礎(chǔ)，我們們可以做以下下的假設(shè)： 假設(shè) ：上市公司股股權(quán)集中度與與公司經(jīng)營績績效存在正相相關(guān)關(guān)系 假設(shè) ：中小小企業(yè)大股東東股權(quán)離散度度與企業(yè)績效效呈反向關(guān)系系。研究樣本、數(shù)數(shù)據(jù)、變量定定義及模型3.1樣本及及其數(shù)據(jù)來源源本文采用在深圳圳證券交易所所和上海證券券交易所上市市的數(shù)據(jù)較為為完整的 家重慶公司作為為分析的樣本本，數(shù)據(jù)源自自上海及深圳證證券交易所公公布的各樣本本公司 年年年報資料整

23、理理得出。運用用截面數(shù)據(jù)分分析股權(quán)集中中度與公司績績效之間的關(guān)關(guān)系。研究樣本公司及及樣本數(shù)據(jù)見見附錄。3.2 變量的的定義 3.22.1被解釋變量量（因變量）我們選用凈凈資產(chǎn)收益率率（）作為度量企企業(yè)績效的指指標(biāo)，作為被被解釋變量。凈資產(chǎn)收益率（）即稅后利潤與所有者權(quán)益之比。 3.2.22 股權(quán)集中度度的衡量。本文衡量股權(quán)集集中度選用三三種計量方法法。(1) 指指數(shù)，指公司司前位大股東持持股比例之和和。本文分別別計算33和5。這這個指標(biāo)主要要反映公司股股權(quán)分布情況況。(2)HerffindahhI指數(shù)，指指公司前n位位大股東持股股比例的平方方和。該指標(biāo)標(biāo)的作用在于于對持股比例例取平方后，會會出

24、現(xiàn)馬太效效應(yīng)，也就是是比例大的平平方和與比例例小的平方和和之間的差距距拉大，從而而顯示股東持持股比例之間間的差距，計計為H5。( 3 ) ZZ指數(shù)，指公公司第一大股股東與第二大大股東持股比比例的比值，ZZ指數(shù)越大，第第一大股東與與第二大股東東的力量差異異越大，第一一大股東的優(yōu)優(yōu)勢越明顯。根據(jù)以上理論分分析和假設(shè)分分別定義了以以下解釋變量量。表3-1：變量量定義及表示示意義所屬類別變量符號變量涵義注釋公司績效ROE 凈資產(chǎn)收益率凈利潤/凈資產(chǎn)產(chǎn)股權(quán)集中度S1 第一大股東持股股比例第一大股東股權(quán)權(quán)數(shù)/總股本 CR3前三大股東持股股比例 前三大股東持股股比例之和 CR5 前五大股東持股股比例 前五大

25、股東持股股比例之和 Z第一大股東持股股比例/第二大股東東持股比例第一大股東持股股比例/第二大股東東持股比例H5前五大股東持股股比例平方前五大股東持股股比例平方相相加和N第一大股東性質(zhì)質(zhì)的虛擬變量量 國有股東，D=;其他，D= 3.3 模型描描述 本文研究采用用線性回歸模模型：S1CR3CR54H5+5Z6N 其中，、為參數(shù)。 實證檢驗與與分析4.1股權(quán)集集中度的描述述性統(tǒng)計分析析 股權(quán)集集中度的測量量存在多種方方法，比較常常見的是第一一大股東持股股比例、前三三大股東持股股比例和前五五大股東持股股比例等幾種種指標(biāo)。表44-1是本研研究樣本公司司的股權(quán)集中中度的描述性性統(tǒng)計結(jié)果。表4-1股權(quán)權(quán)集中

26、度的描描述性統(tǒng)計結(jié)結(jié)果項目最小值最大值平均值方差第一大股東持股股比例S10.1180.65150.36052230.0188446第一大股東與第第二大股東持持股比例之比比Z1.0819250.5766917.9395542263.311前三大股東持股股比例和CRR30.36270.64390.48980040.0085554前五大股東持股股比例之和CCR50.37480.6865770.52125570.0070887前五大股東持股股比例平方HH50.03420.42447730.16670080.0092001由表4-11統(tǒng)計數(shù)據(jù)可可知，該樣本本公司中第一一大股東持股股比例的最小小值為11.

27、8%，而最最大值則達(dá)到到65.155%，平均在336左右，可可以說，大股股東治理是我我國上市公司司治理中的一一種普遍現(xiàn)象象。Z值在不不同公司間的的差異非常大大，第一大股股東持股比例例與第二大股股東持股比例例的比值最大大達(dá)到2500.58，平平均值達(dá)到117.9。而而前五大股東東持股比例平平均值為522.13%，超超過了公司的的總股本的一一半。同時可可以看到，前前三大股東持持股比例和前前五大股東持持股比例與第第一大股東持持股比例相差差不大，尤其其后兩者平均均僅相差個個百分點，說說明我國上市市公司普遍存存在一到兩個個支配性的大大股東，其余余股東的持股股比例相對均均較低。由此此可見，前三三大股東基本

28、本上控制了重慶上市公司司的投票權(quán)，這這對保護(hù)中小小股東的利益益十分不利。前五大股東持股比例平方和最小值為3.42%，最大值為42.45%，表明這些公司前五大股東的實力分布極不均衡，大部分樣本公司的第一大股東持股只占有相對優(yōu)勢。按照公司治理理論，大股東治理的顯著優(yōu)勢在于其能積極參與公司治理，減少搭便車行為，有利于公司的經(jīng)營激勵，減少代理成本。4. 2 回歸歸分析多重共共線性、異方方差和序列相相關(guān)檢驗 本研究究對設(shè)計模型型采用 Evviews軟軟件進(jìn)行 回歸歸分析及統(tǒng)計計檢驗。本文采采用線性回歸歸對股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)與公司績效效的關(guān)系進(jìn)行行分析，為了了保證模型的的有效性和結(jié)結(jié)果的正確性性，需要研究究回歸模

29、型是是否存在多重重共線性、異異方差和序列列相關(guān)三大問問題(馬慶國國，20022)，因此，本本文將對研究究模型是否存存在這三大問問題進(jìn)行檢驗驗，確保對模模型進(jìn)行回歸歸分析時已排排除這些問題題。4.2.1多重重共線性多重共線性指某某兩個過多個個解釋變量之之間出現(xiàn)了嚴(yán)嚴(yán)重的線性相相關(guān)性。表4-2：初步步模型回歸結(jié)結(jié)果Dependeent Vaariablle: ROOEMethod: Leasst SquuaresDate: 006/26/07 Time: 20:558Sample: 1 266Includeed obsservattions: 26VariablleCoefficcientStd.

30、 Errrort-StatiisticProb. S14.59988852.99910081.53375510.1416Z0.00207790.00288850.72054410.4800CR5-5.55077923.9337229-1.41100760.1744H5-10.1011895.4852337-1.84166500.0812N-0.24199270.2094999-1.15477900.2625CR310.5418894.38689902.40304450.0266C-2.13911990.9431220-2.26822160.0352R-squarred0.5107009 Mea

31、an deppendennt varr-0.0250027Adjusteed R-ssquareed0.3561996 S.DD. deppendennt varr0.4997995S.E. off regrressioon0.4010223 Akaaike iinfo ccriterrion1.2352006Sum squuared residd3.0555664 Schhwarz criteerion1.5739224Log likkelihoood-9.0576680 F-sstatisstic3.3052884Durbin-Watsoon staat1.6125773 Proob(F-

32、sstatisstic)0.0212005從表中我們可以以看到R2 為0.5100709，方方程的F檢驗驗的P值為00.0212205，在0.055的顯著性水水平下，通過過檢驗，故認(rèn)認(rèn)為公司的績績效與上述解解釋變量間總總體線性關(guān)系系顯著。但由由于其中s11,Z，CRR5，N前參數(shù)估計計未能通過tt檢驗，故認(rèn)認(rèn)為解釋變量量間存在多重重共線性。ROE，S1，ZZ，CR5，HH5，相關(guān)系系數(shù)矩陣如表表4-3。表4-3 相關(guān)關(guān)系數(shù)矩陣ROES1ZCR3CR5H5NROE10.33760.06150.46980.35970.2836-0.17411S10.337610.55900.77470.63690

33、.96260.4455Z0.06150.559010.4316110.37110.67160.2046CR30.46980.77470.431610.95400.83890.1326CR50.35970.63690.37110.954010.73590.0734H50.28360.96260.67160.83890.735910.3870N-0.174110.44550.20460.13260.07340.38701由表中數(shù)據(jù)可以以看出H5、S1、CR33、CR5之之間存在高度相關(guān)關(guān)性，CR55，Z和H55存在中度相相關(guān)。為了找出最檢檢驗的回歸模模型，分別作作ROE與SS1，Z，CCR3、CR

34、R5，H5，NN間的回歸，分分別得擬合度度如表4-44。表4-4 各個個自變量的分分別回歸的RR2自變量S1ZCR3CR5H5NR-squarred0.11400030.00378860.22069990.12936620.08045540.0303112根據(jù)表4-3的的相關(guān)系數(shù)，及各個自變量分別回歸的擬合優(yōu)度，采用變量剔除法逐步剔除變量，如表4-5，逐步確定初步模型。表4-5 逐步步剔除法回歸歸表變量顯著性判斷斷(P值)S1ZCR3 CR5H5NR-squarredD.WROE=f(SS1,Z,CCR3,CRR5,H5,N)0.14160.48000.02660.17440.08120.26

35、250.51070091.6125773ROE=f(SS1,CR33,CR5,H5,N)0.18460.02770.13670.06840.22300.49733391.6203663ROE=f(SS1,CR33,CR5,H5,)0.30400.01070.09470.07180.45757771.4705999ROE=f(CCR3,S11,H5,NN)0.02750.03070.02860.15460.43692291.5576775ROE=f(CCR3,S11,H5)0.05450.00790.02820.37846621.3944884在初始模型中，逐逐步剔除R22最小的變量量，確定模型

36、型為：ROE=-2.62899954.6111364S115.0000752CRR3-9.0455281H55 R2=0.3784662，調(diào)整RR2=0.2933707，DD.W=1.3944884，Prob(F-staatistiic)= 0.01135494.2.2 異異方差檢驗“異方差性，即即相對于不同同的樣本點，也也就是相對于于不同的解釋釋變量觀測值值，隨機(jī)干擾擾項具有不同同的方差，那那么檢驗異方方差性，也就就是檢驗隨機(jī)機(jī)干擾項鍔方方差與解釋變變量觀測值之之間的相關(guān)性性”李子奈、潘文卿，計量經(jīng)濟(jì)學(xué)，2005年4月第二版，p96李子奈、潘文卿，計量經(jīng)濟(jì)學(xué)，2005年4月第二版，p96 異

37、方差問題題多存在于截截面數(shù)據(jù)中，因因為截面數(shù)據(jù)據(jù)可能存在規(guī)規(guī)模效應(yīng)，涉涉及不均勻單單位的截面數(shù)數(shù)據(jù)中，異方方差是常有的的情況。一般般經(jīng)驗認(rèn)為，以以截面數(shù)據(jù)作作為樣本的計計量經(jīng)濟(jì)學(xué)問問題，由于在在不同樣本點點上解釋變量量以外的其他他因素的差異異較大，所以以更容易產(chǎn)生生異方差。首先用圖示檢驗驗法，分別作作殘差平方與與自變量的散散點圖。 圖4-1 異異方差性檢驗驗圖從異方差性檢驗驗圖表明，SS1，CR33，H5都引引起了異方差差，且存在單單調(diào)遞減型異異方差性。再用懷特檢驗進(jìn)進(jìn)行更確切的的異方差性檢檢驗，結(jié)果如如下：表4-6 沒有有交叉項的懷懷特檢驗White HHeterooskedaasticii

38、ty Teest:F-statiistic23.859447 Proobabillity0.0000000Obs*R-ssquareed22.953557 Proobabillity0.0008112表4-7有交叉叉項的懷特檢驗White HHeterooskedaasticiity Teest:F-statiistic51.926331 Proobabillity0.0000000Obs*R-ssquareed25.139332 Proobabillity0.0028221在1%的顯著性性水平下，不不管是有交叉叉項還是沒有有交叉項的檢檢驗，其變量量都是顯著的的，同時懷特特統(tǒng)計量nRR2的P值

39、很小小，因此拒絕絕同方差的假假設(shè)。用加權(quán)最小二乘乘法對原模型型進(jìn)行異方差差修正， 權(quán)數(shù)為1/abs(ee)。修正后后的結(jié)果如表表4-8。表4-8 加權(quán)權(quán)修正異方差差的結(jié)果Dependeent Vaariablle: ROOEMethod: Leasst SquuaresWeightiing seeries: 1/ABBS(RESSID)VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. S11.71602240.63374442.70775580.0129H5-3.25211141.2092447-2.68933710.0134CR31.9351

40、8870.56545513.42238800.0024C-0.99677890.3096772-3.21888500.0040Weighteed StaatistiicsR-squarred0.8016776 Meaan deppendennt varr0.0510994Adjusteed R-ssquareed0.7746331 S.DD. deppendennt varr0.0905880S.E. off regrressioon0.0430001 Akaaike iinfo ccriterrion-3.3145557Sum squuared residd0.0406880 Schhwar

41、z criteerion-3.1210003Log likkelihoood47.089224 F-sstatisstic29.643114Durbin-Watsoon staat1.2700006 Proob(F-sstatisstic)0.0000000 從表44-8中可以以看出，經(jīng)過過調(diào)整后，不不論是擬合優(yōu)優(yōu)度還是各參參數(shù)的t統(tǒng)計計量的值都有有了顯著的改改進(jìn)。4.2.3 序序列相關(guān)檢驗 (a) （bb） 圖4-2 殘差差相關(guān)圖從殘差圖中，不不容易看出是是否存在序列列相關(guān)。D.W檢驗，如如表4-8中得得出DW值為為1.2700006，查查表得dl=1.14 DW du=1.665,D.WW

42、值落在了不不能判斷的區(qū)區(qū)域。拉格朗日乘數(shù)檢檢驗（LM檢檢驗），含2階滯后殘差項的的輔助回歸如如表4-9。表4-9 拉格格朗日乘數(shù)檢檢驗（2階）Breuschh-Godffrey SSeriall Corrrelatiion LMM Testt:Obs*R-ssquareed6.0410112 Proobabillity0.0487777Dependeent Vaariablle: REESIDVariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. S11.55506682.56108890.60719900.5506H5-3.73744894.289

43、2440-0.87133640.3939CR32.86057711.87134471.52861160.1420C-1.37299370.8233772-1.66744570.1110RESID(-1)0.21545550.66020040.32634460.7476RESID(-2)-0.80388030.6836112-1.17588170.2535表4-9表明，乘乘數(shù)的P值為為0.0488777，在在5%的顯著著性水平下通通過檢驗，則則說明存在22階自相關(guān)。但但是由于e（-1），e(-2)的參參數(shù)不顯著，說說明不存在22階序列相關(guān)關(guān)性。下面作含1階的的滯后殘差項項的輔助回歸歸，結(jié)果如下下

44、：表4-10 拉拉格朗日乘數(shù)數(shù)檢驗（1階階）Breuschh-Godffrey SSeriall Corrrelatiion LMM Testt:Obs*R-ssquareed4.6613000 Proobabillity0.0308550Test Eqquatioon:Dependeent Vaariablle: REESIDMethod: Leasst SquuaresDate: 007/05/07 Time: 14:112VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. S12.85836692.32973391.22690050.233

45、4H5-5.65477674.0031881-1.41255680.1724CR32.93163331.88733301.55332230.1353C-1.57977300.8116663-1.94622890.0651RESID(-1)0.12552240.66170050.18969990.8514從表4-10可可知，乘數(shù)的的P值為0.030855，在5%的的顯著性水平平下通過檢驗驗，則說明原原模型依然存存在自相關(guān)。但但是由于e（-1）不通過檢驗驗，說明不存存在1階序列列相關(guān)性。由上述拉格朗日日檢驗可得出出，該模型不不存在序列相相關(guān)性。 4.3 實證分分析最終模型型 表4-11 股權(quán)權(quán)集中

46、度與公公司績效的曲曲線回歸結(jié)果果變量CS1CR3H5A- R2F值P值D.W值系數(shù)-0.997*1.7160*1.9352*-3.252111*0.77529.6430.00000001.270注： *代表在在0. 1的的水平下顯著著;*代表在00. 05的的水平下顯著著;*代代表在0. O 1的水水平下顯著由表4-11可可得最后的模模型為：ROE= -00.997 + 1.7716 S11 + 1.9352 CR3 - 3.255211 HH5 綜合實證分分析結(jié)果相關(guān)關(guān)分析5.1 實證分分析結(jié)果 實證分析確定的的模型研究發(fā)發(fā)現(xiàn)：上市公公司第一大股股東持股比例例、前三大股股東持股比例例與公司業(yè)

47、績績指標(biāo)凈資產(chǎn)產(chǎn)收益率ROOE存在顯著著的正相關(guān)關(guān)關(guān)系，前五大大股東持股比比例平方和與與公司績效指指標(biāo)凈資產(chǎn)收收益率ROEE存在顯著的的負(fù)相關(guān)關(guān)系系。當(dāng)股權(quán)集集中程度提高高時，公司的的整體業(yè)績呈呈現(xiàn)上升趨勢勢，即股權(quán)集集中度與公司司業(yè)績存在同同向變化的關(guān)關(guān)系，同時，股股權(quán)的分散度度及不平衡與與公司績效呈呈反向變化關(guān)關(guān)系。大多數(shù)上市公司司中前五大股股東持股比例例極不平衡，第第一大股東持持股比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于后面四四大股東的持持股比例之和和，第一大股股東實際上處處于控股地位位。這樣的股股權(quán)集中度在在我國目前體體制下很容易易形成“內(nèi)部人控制制”，不利于公公司治理機(jī)制制的發(fā)揮作用用，從而不利利于公司業(yè)績績

48、的提高。5.2 相關(guān)分分析 本文統(tǒng)計研究表表明，目前重慶上市市公司也存在在著“一股獨大”類似的情況，同時前三大大股東持股比比例，本文實實證研究的結(jié)結(jié)果表明，股股東集中度越越大，越有利利于公司績效效的提升。對對于法人治理理結(jié)構(gòu)不完善善引起的對公公司決策經(jīng)營營產(chǎn)生的不利影響要通過過股權(quán)改革方方式解決，逐步提提升中小企業(yè)業(yè)內(nèi)部治理的的水平，以盡盡快提高中小小企業(yè)的經(jīng)營營效率。流通股普遍存在在著嚴(yán)重的“搭便車”現(xiàn)象，比例例較低的分散散的流通股股股東存在著嚴(yán)嚴(yán)重的“機(jī)會主義”行為，與公公司績效存在在負(fù)相關(guān)關(guān)系系。另外，股權(quán)集中中與公司績效效存在著正的的相關(guān)關(guān)系。似似乎說明，為為了進(jìn)一步提提高公司績效效，

49、目前中小小企業(yè)應(yīng)該進(jìn)進(jìn)一步加大股股權(quán)集中的力力度。但是，仔仔細(xì)分析可以以看出，這種種結(jié)果的出現(xiàn)現(xiàn)正是由于流流通股比例過過低，促使流流通股股東的的逆向選擇。因因此，應(yīng)加快快中小企業(yè)上上市公司股權(quán)權(quán)分置改革的的步伐，逐步步實現(xiàn)股權(quán)全全流通，以提提高流通股對對于公司績效效的貢獻(xiàn)。 相關(guān)政策與與建議 影響上上市公司經(jīng)營營績效的原因因是多方面的的，包括股權(quán)權(quán)集中度，公公司規(guī)模大小小，股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)的比例，控股股股東的性質(zhì)等等。本文通過過對集中度的的理論和實證證研究，得出出可以從以下下幾個方面提提高上市公司司的績效：(一)股權(quán)要適適度集中 在目前前階段，上市公司的股股權(quán)不能太分分散，一定程程度的股權(quán)集集中可以

50、提高高股東對公司司管理層的監(jiān)監(jiān)控效率。限限制大股東掠掠奪的可行辦辦法是努力設(shè)設(shè)計成代表不不同利益主體體的若干法人人或自然人股股東共同形成成相對的股權(quán)權(quán)制衡局面，通通過法人或自自然人股東的的積極參與促促進(jìn)公司治理理結(jié)構(gòu)的完善善。通常情況下，市市場簽約成本本包括市場作作用失靈所造造成的損失，與與資產(chǎn)專用性性相關(guān)的事后后交易成本(低價轉(zhuǎn)讓的的損失)及信信息費用，一一旦利益相關(guān)關(guān)者成為公司司的股東，這這些市場交易易成本就可能能內(nèi)部化，并并在很大程度度上減少這些些交易成本;而內(nèi)部交易易成本包括通通常所定義的的監(jiān)控成本、風(fēng)風(fēng)險承擔(dān)成本本，以及集體體決策成本，如如果所有者或或股東的數(shù)量量較多，且他他們之間對

51、各各自的目標(biāo)取取向極不相同同，則這類成成本可能很大大。因此，企企業(yè)選擇何種種股權(quán)結(jié)構(gòu)在在很大程度上上取決于總交交易成本的最最小化方案。 S1較較高，對目前前上市公司治治理的總體影影響是積極的的，應(yīng)該重視股權(quán)權(quán)集中度高的的優(yōu)勢和大股股東對公司治治理的貢獻(xiàn)。但但是“一股獨獨大”存在著著危害性，如如侵占上市公公司資產(chǎn)的等等。因此，應(yīng)應(yīng)該在股權(quán)集集中度對公司司績效的好的的影響和危害害性之間找到到平衡點。 (二)切實保護(hù)護(hù)廣大中小股股東的利益流通股的持有者者多為中小投投資者，他們們是我國證券券市場的主力力軍，沒有他他們的積極參參與，證券市市場將成無源源之水，無本本之木。他們們數(shù)量眾多但但平均擁有的的股份

52、卻很少少，在公司治治理和對大股股東和經(jīng)營者者行為監(jiān)督上上難以發(fā)揮作作用，這使得得他們的權(quán)益益經(jīng)常受到損損害。要保護(hù)護(hù)中小投資者者的利益，僅僅僅靠對大股股東的道德約約束是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不不夠的，必須須要有相應(yīng)的的制度法規(guī)來來限制大股東東的行為，我我們認(rèn)為，委委托投票制和和累積投票制制是不錯的選選擇，在許多多國家的實踐踐也表明，這這種制度能夠夠給予中小投投資者參與公公司治理的機(jī)機(jī)會，使他們們能夠選舉自自己的董事進(jìn)進(jìn)入董事會，在在一定程度上上抑制大股東東對公司的控控制，也就在在一定程度上上約束大股東東對中小投資資者利益的侵侵害。（三）股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)的多元化從通過顯著性檢檢驗的回歸方方程來看，集集中度與績效效正相關(guān)

53、，增增加集中程度度，有利于提提高績效，這這從反面證明明盲目地減持持國有股并非非一定能夠奏奏效，關(guān)鍵在在于股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)的多元化，只只有投資主體體的多元化，才才有利于權(quán)利利的制約，控控制“內(nèi)部人控制制”現(xiàn)象，上市市公司治理結(jié)結(jié)構(gòu)才能很好好地發(fā)揮作用用，從而有利利于提高公司司績效。此外，根據(jù)許多多學(xué)者的研究究表明公司規(guī)規(guī)模對績效正正相關(guān)關(guān)系，這可能是由于我國的大部分上市公司規(guī)模較小，無法利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)的原因。這種結(jié)論恰好與我國企業(yè)在經(jīng)濟(jì)高速增長的背景下，擴(kuò)大投資，爭取做大做強(qiáng)的強(qiáng)烈動機(jī)不謀而合。參考文獻(xiàn) 李子奈，潘潘文卿.計量量經(jīng)濟(jì)學(xué).高高等教育出版版社，20005.93-127. 韓良智 ，鮑鮑新中，

54、李曉曉靜.財務(wù)管管理學(xué)教程.經(jīng)濟(jì)管理出出版社，20004.133-16.3 楊松. 中國上市公公司股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)與企業(yè)績效效關(guān)系分析.西南大學(xué).碩士學(xué)位論論文，2006.38-422. 周俊民. 股權(quán)集中度度與公司績效效基于東北地地區(qū)上市公司司的實證研究究.東北財經(jīng)經(jīng)大學(xué).碩士士學(xué)位論文，2005.34-355.5 張紅軍軍.中國上市市公司股權(quán)結(jié)結(jié)構(gòu)與公司績績效的理論與與實證分析JJ.經(jīng)濟(jì)科科學(xué)，20000 (4).34-433. 朱天玲. 股權(quán)流通、股股權(quán)集中與中中小企業(yè)績效效實證研究. 中國民營營科技與經(jīng)濟(jì)濟(jì)，20077.77-779. 謝吉利. 我國上市公公司股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)與公司績效效的實證研究

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56、摩托0.00430.522911.17300770.5960.63520.27711000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtml 515渝開發(fā)0.05780.25371.081877630.4960.5040.11941000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtml 565攀渝鈦業(yè)0.01720.405315.64866490.4430.46290.16531000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtml 5

57、91渝三峽0.04830.6515250.5766920.6570.66040.42451000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtml 607桐君閣0.0060.23521.969844920.3630.37480.06970000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtml 625華立藥業(yè)0.08850.455515.76122460.5070.53320.20921000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtm

58、l 656長安汽車0.02240.23421.298944620.4750.570.09560000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtml 788重慶東源0.04950.419117.60922440.4660.49130.17711000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtml 950朝華集團(tuán)0.32470.536527.65466390.5750.59190.2887100 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.s

59、html 1696重慶實業(yè)0.26460.24391.110655570.5130.56820.1118000 HYPERLINK /main/marketdata/jypz/colist/index.shtml 2004合成制藥0.12970.15771.0936220.410.47990.06020 HYPERLINK /sseportal/webapp/datapresent/SSEQueryListCmpAct?reportName=QueryListCmpRpt&REPORTTYPE=GSZC&PRODUCTID=600565&COMPANY_CODE=600565 600565星美

60、聯(lián)合0.07070.42542.8360.6440.68660.20940 HYPERLINK /sseportal/webapp/datapresent/SSEQueryListCmpAct?reportName=QueryListCmpRpt&REPORTTYPE=GSZC&PRODUCTID=600877&COMPANY_CODE=600877 600877重慶建峰-0.2990.3712.54233730.4090.41960.13791 HYPERLINK /sseportal/webapp/datapresent/SSEQueryListCmpAct?reportName=Quer