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大股东特征与企业投资效率关系的实证研究


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FRIENDS OF ACCOUNTING

大股东特征与企业投资效率关系的实证研究 *
湖南大学工商管理学院
【摘

陈共荣





要】文章基于 2005—2007 年我国制造业上市企业年度横截面的集合数据, 采用 DEA 分析方法对我国制造业上市企业的投资效

率进行了测度。 在此基础上, 运用 Tobit 模型研究了大股东特征与公司投资效率之间的关系, 实证检验结果表明: 第一大股东控股比例与企 业的投资效率之间呈现出一种 “N ” 型的曲线关系; 第一大股东为国有属性的上市企业的投资效率要低于非国有属性的上市公司, 非效率投 资的现象更严重; 第一大股东受制衡的程度与企业投资效率成正向相关, 股权制衡能够抑制大股东利益主导下的非效率投资行为。 【关键词】股权结构; 大股东特征; 投资效率

引言 近年来, 我国上市企业在发展过程中普遍存在着以简单的 规模化投资、盲目的多元化投资等为特征的非效率投资现象, 较为严重地降低了我国上市公司的治理效率 、损害了企业价 值, 并为大股东攫取利益提供了渠道, 这已成为制约上市公司 质量提升和长期持续发展的重要因素。在公司治理过程中, 企 业价值的增加从根本上取决于企业的投资决策和投资效率, 而 所有权结构被认为是企业投资决策和投资效率的主要驱动力 。 在我国上市公司所有权结构中,股权高度集中的特征非常显 著, 虽然这种所有权结构特征会给企业的投资效率带来控制权 的 “激励效应 ” , 但同时也存在 “损耗效应 ” , 这两种效应共同存 在、 相互作用。 在已有的文献中, 大股东特征及其治理的相关研究主要集 中在上市公司大股东控制与公司价值或绩效的相关性研究, 但 却远没有达成一致的结论, 造成这一现状主要是因为投资是连 接股权结构和公司价值或绩效的关键性环节, 现有研究大都绕 过了投资这一价值创造的环节, 而直接检验所有权结构对公司 价值或绩效的影响, 忽略了所有权结构与企业价值关系的内生 性问题。因此, 本文将着眼于企业的投资行为, 探寻我国企业的 大股东控制行为及其治理特征对企业投资效率水平的影响关 系, 对于如何监督和控制我国大股东控制条件下的企业非效率 投资行为, 提高企业价值创造的有效性, 最终实现企业价值的 最大化, 有着现实的指导意义。 一、 理论背景与研究假设 学术界普遍认为, 在企业投资的过程中, 大股东不同的逐 利动机将导致不同的投资行为。然而, 大股东利益目标的选择 很大程度上取决于大股东的控制地位及其治理特征。本文将大 股东特征概括为大股东控股比例、 大股东股权性质以及大股东 受股权制衡的程度等几个方面, 关于大股东特征与企业投资效 率关系问题的理论分析也分别从以上几个方面展开, 并且得出 以下的研究假设。 (一 ) 大股东控股比例与投资效率 Shle ife r 和 Vis hny 认为一定的股权集中度是必要的, 因为 大股东具有限制管理层以牺牲股东利益来谋取自身利益行为
(2009JT3010 ) 的阶段性成果。 * 本文为湖南省科技厅立项课题

“搭便车” 的经济激励及能力, 从而既避免了股权高度分散下的 问题, 又能有效地监督管理层的行为。 然而, La Porta l 却认为, 当存在控股股东时, 控股股东与小股东之间存在着严重的利益 冲突, 控股股东可能会以牺牲其他小股东的利益为代价来追求 自身利益的最大化。 因此, 本文认为第一大股东控股比例对投资效率的影响呈 现区间特征。当第一大股东的控股比例较低时, 控股比例的增 加所产生的协同激励效应将激励大股东对管理者的经营活动 进行积极的监督,从而能够有效制约管理者的非效率投资行 为, 提高投资效率。当第一大股东的控股比例增加到一定程度 后, 掌握足够多控制权的大股东已经可以左右公司管理层的任 命和重大投资决策, 因而为其攫取控制权私有收益提供了便利 条件, 受大股东控制的管理者会进行大量有利于大股东而损耗 企业整体价值的非效率投资, 从而使企业的投资效率下降。 如果股权集中度进一步提高, 当第一大股东的控股比例增 加到能够绝对控制公司时, 非效率投资将对控制性股东的控制 权共享收益带来较大的损害, 因此, 在 “利益趋同效应 ” 的作用 下, 控制性股东利益主导下的非效率投资行为得到节制, 控股 比例的增加又将有利于投资效率的提高。 基于上述的分析, 提出如下假设: H1 :第一大股东的控股比例与企业的投资效率呈现一种 “N” 型曲线关系。 (二 ) 大股东股权性质与投资效率 已有的大量经验证据表明, 股权性质在代理问题的产生与 解决, 以及所有权的行使方式上的差异十分显著, 对公司投资 决策与效率产生的影响也不尽相同 。由于我国正处于转型时 期,上市公司投资行为受大股东性质影响的治理问题比较复 国有控股上市公司中存在比较严重的 “内部人控 杂 。一方面, 制” 问题, 作为内部人的管理者投资决策缺乏有效监督, 在机会 主义动机的驱使下容易出现非效率投资行为; 另一方面, 国有 控股上市公司受各级政府的行政干预较为严重。地方政府为实 现 GDP 的增长目标、缓解本地的就业压力往往要求国有公司 扩大投资, 从而可能促使上市公司的非效率投资行为, 这加重 了公司的负担。 相对说来,非国有控股企业由于相对有效的治理机制, 企

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业的利润动机较强, 企业的投资行为具有明显的效率趋向 。在 竞争的市场上, 它会采取追求效率, 追求高市场份额的行为, 并 在非国有控股的企业中, 大股 促进企业投资效率的提高。另外, 东出于保障自身利益的目的, 对管理者会进行积极有效的激励 和监督, 使投资决策更加合理和规范。 因而, 提出如下假设: H2 : 国有控股上市企业的投资效率低于非国有控股上市企 业的投资效率。 (三 ) 股权制衡与投资效率 股权制衡是一种重要的公司内部治理机制。在制衡型所有 权结构下, 公司投资决策是多个相关大股东讨价还价的利益协 调结果。我国上市公司 (特别是国有控股上市公司 ) “一股独大” 的问题仍然比较严重,如何制约大股东对小股东的隐性掠夺, 成为近来学术界讨论的热点。不少学者指出股权制衡是约束大 股东隐性掠夺行为的一条重要途径, 即多个大股东同时分享控 制权, 形成制衡型股权结构时, 任何一个大股东都无法单独控 制企业的决策, 单个大股东对控制权私有收益的追求将受到抑 制。Gome s 认为, 股权制衡的产生将会从两个方面提升企业的 投资效率: 一是多个大股东的出现, 增大了企业决策团体的所 有权比例, 内部化了更多的控制权私有收益的获取成本, 从而 在一定程度上减少了控制权私有收益驱动的非效率投资行为; 二是由于受到其他大股东的有效监督或制衡, 单个大股东对控 制权私有收益的追求将受到抑制, 有利于减少单个大股东利益 主导下的非效率投资行为。 于是, 提出如下假设: H3 : 股权制衡度与企业的投资效率正相关。 二、 模型设定与研究方法 (一 ) 企业投资效率的测度 1.投资效率测度方法选择 企业投资效率测度是一个多维度的, 需要涵盖处于不同发 展阶段的 、 不同类型的多个目标, 因此测度方法需要具有系统 性和综合性 。数据包络分析法 (DEA ) 是一种以相对效率为基 础, 对不同决策单元 (De c is ion Ma king Unit, DMU ) 进行效率评 价的非参数分析方法。这种方法的优势在于: 首先, 它是一种可 多产出的决策单位的生产 (或经营) 效 以用于评价具有多投入、 率的方法。由于 DEA 不需要指定投入—产出的生产函数形态, 因此它可以评价具有较复杂生产关系的决策单位的经营效率 。 其次, 它具有单位不变性 (unit inva ria nt ) 的特点, 即 DEA 衡量 的决策单位的效率不受投入产出数据所选择单位的影响 。 再 次, DEA 模型中投入、产出变量的权重由数学规划根据数据产 生, 不需要事前设定投入与产出的权重, 不受人为主观因素的 DEA 可以进行差异分析、 敏感度分析和效率分析, 影响。最后, 可以进一步了解决策单位资源使用的情况。 故本文将采用 DEA 方法对上市公司投资效率进行测度。 假设有 n 个企业,每一个企业可以看作是一个决策单元, 即 DMU,且每一个 DMU 有 m 种类型投资输入和 s 种类型的投资 输出。 用 Xmj 表示 DMUj 第 m 项投资输入, ysj 表示 DMUj 的第 s 项 投资输出, 则所有 DMUj 的输入输出向量可以分别表示为 Xj= (x1j,
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T T x2j, …, xmj ) , Yj= (y1j, y2j, …ysj ) , (j=1, 2, …, n) ; 设输入输出指标的 T T V= (v1, v2, …, vm ) , U= (u 1, u 2, …, u) 则 DMUj 的 权向量分别为: s ,

投资效率可表示为: Ej= UTYj V Xj
T

(1)

则由 n 个 DMU 组成的参考集为 T= ( { X1, Y1 ) (X2, Y2 ) , …, Yn ) }, 如果对第 j0 个 DMU 进行测度, 记为 DMU0, 其投入为 (Xn, X0, 产出为 Y0, 对于面向输入的 C 2R 评价模型生产可能集为: P= (X, Y ) …, │ΣλjXj≤X, λj≥0, j=1, 2, n ΣλjXj≥Y,
j = 1 j = 1

Σ

n

n

Σ

在生产可能集内, 第 j0 个相对投资效率 C 2R 模型为:
≥ ≥ ≥ ≥ ≥ ≥ ≥ ≥ j ≥ ≥ ≥ ≥ ≥ ≥ ≥ j ≥ ≥ ≥ ≥

min θ
n j j 0

ΣX λ ≤ θ X
= 1 n j j 0

s .t.

(2)

ΣY λ ≥ Y
= 1

j=1 , …, n λj≥0 ,

可以得到 应用 MYDEA1.0.5 软件求解上述线性规划模型, 模型中的参数 λj、 (IE ) 。 θ 值, θ 值表示决策单元的投资效率值 2.投入产出指标的选择 企业投资效率测度指标体系的确立是一个比较复杂的问 题, 既要考虑它的可比性和有效性, 又要考虑它的系统性等等 。 目前, 在前沿效率分析法中, 对投入 、 产出的确定主要有生产 法、 中介法和资产法三种。经过比较分析, 并参考有关专家研究 的经验, 结合我国上市公司投资行为的现状, 本文采用生产法 确定投入产出指标, 选择固定资产 、 长期股权投资 、 在建工程 、 营运资本作为投入指标, 在这里对投资水平通过除以企业年末 总资产进行标准化处理, 用投资与资本存量之间的相对数作为 表示投资规模的变量。产出指标应反映上述投资的直接或间接 利用效果,固定资产的增长将形成总资产和净资产的增长, 增 加长期股权投资及运营资本将会使企业的获利能力提高, 在经 营上体现为净利润的提高, 同时, 投资的增加将扩大企业的生 产经营能力, 表现为营业收入的提高 。因此, 选取总资产增长 净资产收益率、 每股营业收入作为产出指标。 率、 (二 ) Tob it 回归模型 Tob it 回归模型属于因变量受到限制的一种模型,其概念 最早是 Tob it(1958)提出。如果要分析的数据具有这样的特点: 那么 因变量的数值是切割 (trunc a te d ) 或片段 ( 截断 ) 的情况时, 这 普通最小二乘法 (OLS) 的概念就不再适用于估计回归系数, 时遵循最大似然法概念的 Tob it 模型就成为估计回归系数的一 个较好选择。 通过 DEA 方法得到的上市企业投资效率值,除了由选择 的投入产出指标经 DEA 方法生成之外,还会受到投入产出指 标之外的许多因素的影响 。为了研究 DEA 方法评估的投资效 率值受哪些因素的影响以及影响的程度和方向,在 DEA 的分 析中就衍生出 “两阶段法” (Two- Sta g e Me thod )。在这个方法 中, 第一步, 先通过以上讨论的 DEA 模型评估出决策单位的投 资效率值; 第二步, 以上一步中得出的投资效率值作为被解释 变量, 以被研究的影响因素作为解释变量建立回归模型 。由于

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DEA 方法所估计出的效率值都介于 0 与 1 之间,任何一个 DMU 的效率值最大为 1 , 不可能超过 1 , 如果采用最小二乘法 来估计, 由于无法完整地呈现数据, 将导致估计偏差。因此本文 结合 Tob it 回归模型以及上文对大股东特征与企业投资效率间 关系的理论探讨, 并且参照国内外已有的研究, 将企业投资效 率与各影响因素间的模型关系具体表达如下: IEit= β0+ β1Top 1 it+ β2CETit+ β( ) 3 SHARE2- 10 it + β( ) 4 CONTROL it+ ζit 注: β0 为回归式的常数项, β1~β4 为各自变量的回归系数系 数, i 代表样本企业数, t 代表期间, ζit 为残差项。 回归模型中的变量说明见表 1 。 三、 大股东特征与企业投资效率关系的实证分析 (一 ) 样本选取与数据来源 由于不同行业的企业投资行为存在一定差别,为控制行 业差异对实证结果的影响,本文选取了中国制造业 A 股上市 企业在 2005 —2007 年间的年度横截面集合数据作为研究的 初始样本。选择制造业上市企业的原因在于, 本文的研究对象 在建工程 、 长期股权 是企业的长期资产投资 (包括固定资产 、 投资等) ,它们在制造业类型上市企业的资产中比重较大 、 影 响程度较强。 为保证数据的有效性,消除异常样本对研究结论的影响, 在初始样本的基础上剔除以下企业: 1. 剔除处于 ST 状态的上 市企业,为了避免此类企业财务的异常状况对实证结果的影 响; 2.由于当年的投资支出水平可能出现负数, 因此剔除当年投 资水平为负的企业; 3.由于上市当年的数据不能完全反映上市之 后的投资和经营活动而且财务数据可能会产生异常波动, 因此 剔除当年上市的企业; 4. 剔除资料不完整和数据异常的上市 最终得到并确认有效样本有 1 579 个, 其 企业。经过上述筛选, 中, 2005 年 543 个, 2006 年 483 个, 2007 年 553 个。 样本数据 来源是 Wind 资讯公司提供的上市企业经营数据和中国上市企 业资讯网、 清华大学金融研究数据库提供的上市企业各年年报 数据。 (二 ) 描述性统计 从中可以看出: 样本企业的描述性统计结果见表 2 , 1. 我国制造业上市企业的投资效率平均值 (中位数)为 0.605 (0.645) , 表明我国制造业上市企业投资效率的现状不容 乐观, 存在较为严重的非效率投资行为。 2.总体看来, 我国制造业上市企业的股权集中度仍然较高, 第一大股东在样本期间的平均 (中位数) 控股比例为 38.6% (36.91%) , 只是还难以判断这种程度的股权集中度对企业投资 效率的作用;大股东的国有性质哑变量的均值 (中位数) 为 0.6829 (1) , 充分说明了我国上市企业国有股 “一股独大 ” 的特 色; 同时, 前 2- 10 大股东控股比平方和反映了其他股东对第一 大股东制衡程度, 前 2- 10 大股东控股集中度的均值 (中位数) 分别为 0.0189 (0.0065) 。 3.控制变量对上市企业投资效率也有非常明显的影响, 因 此本文选择的一些指标来控制特定因素对投资效率的影响效 应。企业规模是影响上市企业投资行为和效率的重要因素, 上

市企业的平均规模为 21.4706 。财务杠杆反映了负债水平, 财 务杠杆越高, 说明上市通过债务融资获取的资金越多, 从而为 企业的投资活动提供资金支持,但对上市企业的投资活动也 有一定的约束作用, 财务杠杆的均值 (中位数) 分别为 0.4954 (0.5143) 。 (三 ) 回归分析结果 1.第一大股东控股比例和上市企业投资效率关系的区间特征 为了考察第一大股东控股比例和上市企业投资效率之间 的区间效应, 在第一大股东控股比例和上市企业投资效率之间 二次, 以及三次拟合分析, 由于三次拟合的可决系 分别作线性、 数 R2 (0.028) 大于线性回归 的 R2 (0.023) 和 二 次 拟 合 的
2 R( 0.0245) , 所以三次拟合优于线性和二次拟合 。三次拟合的

结果见表 3 。 根据表 3 曲线拟合分析的结果, 第一大股东控股比例与企 业投资效率之间成三次曲线关系, 投资效率对于第一大股东控 股比例的三次拟合方程为: IE=0.412Top 1 3- 0.471Top 1 2+0.161Top 1+0.563 (3) 三次拟合曲线的一阶倒数为: IE'=1.236Top 1 2- 0.942Top 1+0.161 (4) 通过计算得到两个极值点, 分别为: 25.88% 和 50.34% 即当 Top 1 缀 (0 , 25.88%) ∪ (50.34% , 1) 时, 上市企业投资 效 率 和 第 一 大 股 东 控 股 比 例 正 相 关 ,当 Top 1 缀 (25.88% , 50.34%) 时, 上市企业投资效率和第一大股东控股比例负相关。 曲线的二阶导数为: IE'' =2.472Top 1- 0.942 (5) 通过计算可得三次曲线的拐点为 38.11% 。即表明当第一 大股东控股比例处于 (38.11% , 50.34%) 区间比 (25.88% , 38.11%) 区间的投资效率的下降速度有所减缓。 在拟合分析的基础上, 为了进一步考察第一大股东控股比 例与企业投资效率之间的关系, 在每次回归过程中, 依次将第 一大股东控股比例、 第一大股东控股比例的二次方和三次方引 入回归模型, 回归结果见表 4 。 通过模型 2 和 3 ,可以发现上市企业投资效率与第一大股 东控股比例的二次方显著负相关,而与其三次方在 1% 的水平 随着第一大股东控股比例的变化, 大 上显著正相关。具体来说, 股东治理产生的两种效应相互作用, 对上市企业的投资效率产 生综合的影响, 当股权较为分散时, 即第一大股东控股比例低 于 25.88% 时, 随着控股比例的增加, 股东监控能力的增强, 上 市企业既可避免股权高度分散情况下的 “搭便车 ” 问题, 又能有 效地监督管理层的机会主义行为,该阶段主要凸显控制权的 “ 激励效应 ” 。 当股权相对集中,第一大股东控股比例大于 25.88% 而小于 50.34% 时,随着第一大股东控股比例的提高, “盗窃” 的负效应所淹没, 此阶 所有权激励的正效应将被大股东 段主要反映大股东治理对上市企业投资效率的 “损耗效应” 。当 股权高度集中时, 即第一大股东控股比例超过 50.34% 时, 第一 大股东已掌握了企业的实际控制权,随着其控股比例的提高, 所有权激励将极大地降低代理成本, 从而将大大提高企业的投 资效率。因此, 第一大股东的控股比例与企业的投资效率呈显 著的三次曲线关系, 且从拟合分析和回归系数的符号可判断它

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们之间的三次曲线关系呈 “N” 型。因此假设 1 得到了经验证据 的很好支持。 2.第一大股东股权性质对企业投资效率的影响 从表 4 中的回归结果可知, 上市企业的投资效率与第一大 股东的国有性质负相关, 且满足 10% 的显著水平, 这说明在国 有大股东控制下的上市企业中, 过度投资等非效率投资行为造 成的负面效应相对非国有上市企业来说更加严重, 与本文的理 论分析一致, 假设 2 得到验证通过。 3.股权制衡度和企业投资效率之间的关系 笔者发现前 2 —10 大股东控股比例的赫芬德尔指数与企 业投资效率之间在 1% 的水平上显著正相关。这说明股权制衡 对企业投资效率具有正向的影响。因此, 假设 3 得到了验证。 (四 ) 稳健性检验 为了保证模型结论的可靠性, 本文进一步按企业第一大股 东控股比例进行分区间的检验。考虑到前文的结论认为第一大 股东控股比例与企业投资效率之间呈 “N” 型的关系, 那么若以 第一大股东控股比例的两个极值点为界将样本分为三个区间, 分别对第一大股东控股比例与企业投资效率进行线性回归, 则

三个区间的样本中, 第一大股东控股比例与企业投资效率之间 的线性关系方向应当为正、 负、 正。 因此, 本文以两个极值点为界, 按第一大股东控股比例不 同将样本分为三组, 即股权分散组 (Top 1<25.88%) , 股权相对 集 中 组 (25.88% <Top 1<50.34% ) 和 股 权 高 度 集 中 组 (Top 1>50.34%) , 然后分别考察不同组中, 第一大股东控股比 例和股权制衡度对企业投资效率的影响。分组样本的回归结果 如表 5 所示, 从表中回归结果可知, 第一大股东的控股比例在 股权分散组、 股权相对集中组和股权高度集中组与企业投资效 负、 正, 且分别在 10% 、 1% 和 率之间的线性关系方向分别为正、 1% 的水平上显著,进一步验证了前文证明的第一大股东控股 比例与企业投资效率之间呈 “N” 型关系的稳健性。 对于股权制衡度, 在股权相对集中组, 股权制衡对企业投 资效率的正向激励效应便最为显著,在 1% 的水平上显著正相 关。其次是股权分散组, 其他股东有一定的话语权, 能够有效地 制衡大股东的行为。不过, 对于股权高度集中组, 第一大股东的 控股比例达到 50.34% 时,其他股东股权制衡的作用较难以发 挥。因此, 其回归结果并不显著。

表1
变量类型 被解释变量 投资效率 第一大股东的控股比例 变量名称

回归分析中的变量及其简要说明
变量符号 IE (Inve s tme nt Effic ie nc y ) 变量定义 通过 DEA 方法测度 第一大股东持有企业股票占企业股票 总数的比例 第一大股东持有企业股票占企业股票 总数比例的平方 第一大股东持有企业股票占企业股票 总数比例的立方 哑变量,若第一大股东的股份为国有 否则为 0 股, 则取值为 1 , 前 2- 10 大股东持有企业股票比例的 赫芬德尔指数 企业负债总额与资产总额的比率 企业资产总额均值的自然对数

TOP1

第一大股东的控股比例的平方 解 释 变 量

TOP1 2

第一大股东的控股比例的立方

TOP1 3

第一大股东属性

CET

前 2- 10 大股东持股比例 控 制 变 量 财务杠杆 企业规模

SHARE2- 10 LEV SIZE

表2
IE Me a n Me d ia n Ma ximum Minimum Std .De v. Ob s e rva tions 102 0.6050 0.645 1 0.01 0.1747 1 579 TOP1 0.3860 0.3691 0.8383 0.0483 0.1539 1 579

样本数据的描述性统计
CET 0.6829 1 1 0 0.4655 1 579 SHARE2- 10 0.0189 0.0065 0.1941 0.0005 0.0261 1 579 LEV 0.4954 0.5143 2.1471 0.0091 17.2345 1 579 SIZE 21.4706 21.3773 25.9615 18.8370 1.0014 1 579

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表3

第一大股东控股比例与投资效率的三次拟合结果
Pa ra me te r Es tima te s Sig . 0.000 Cons ta nt 0.563 b1 0.161 b2 - 0.471 b3 0.412

Mod e l Summa ry Eq ua tion R Sq ua re Cub ic De p e nd e nt Va ria b le : 0.028 IE; ind e p e nd e nt F 15.334 va ria b le : TOP1.

表4
变量 模型 1 0.7117* C (7.2635) 0.2058* TOP1 (6.7570)

全体样本的回归分析结果
模型 2 0.7739* (7.8301) 模型 3 0.7998* (7.1602)

- 0.2651* TOP1 2 (- 7.3001) 0.3802* TOP1 3 (7.5293) - 0.0242*** CET (- 1.2447) 0.5679* SHARE2- 10 (3.2837) 0.0461*** LEV (1.7085) - 0.0102** SIZE (- 1.7085) N 1 579 (- 2.5380) 1 579 (- 2.5954) 1 579 (1.7983) - 0.0123* (1.8159) - 0.0127* (3.3486) 0.0484** (3.2606) 0.0489*** (- 1.3416) 0.5775* (- 1.4004) 0.5643* - 0.0337*** - 0.0396***

Ad jus te d R- s q ua re d

0.2896

0.3422

0.3404

Log like lihood

422.9023

428.0804

428.4578

LR

19.4822

18.6672

18.6246

Prob .

0.0034

0.0091

0.0000

注: 被解释变量为上市企业的投资效率值 IE; 括号中数字是回归系数的 Z 检验值, 并经似然比检验; 回归模型均控制了年度效应, *、 **、 *** 分别表示显著性水平为 0.01、 0.05、 0.10。

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表5
分组样本 Coe ffic ie nt 0.0842 股权分散组 0.4707 - 0.1322 股权相对集中组 0.7470 0.4485 股权高度集中组 0.0299 0.0824 3.3201 3.5126 1.1631 - 2.6401 Z值 1.3732

分组样本回归结果
Prob . 0.0709 0.2741 0.0201 0.0083 0.3116 0.0009 0.0004 0.6462 0.9343 17.5868 0.0073 15.8197 0.0014 18.5105 0.0000 Ad jus te d R2 LR Prob .

注: 因变量为 IE; 每个样本组中第一行为大股东控股比例的回归结果, 第二行为股权制衡的回归结果; 回归模型均控制了年度效应。

四、 结论 投资效率反映了企业价值创造过程的有效性, 也是衡量企 业内部治理的合理与否的重要指标, 从而为研究企业价值的增 长提供了内生性依据。本文从价值创造的视角, 研究了大股东 特征对企业投资效率的影响, 其结论表明: 第一, 我国上市企业投资效率与第一大股东控股比例之间 “N” 型的三次曲线关系, 即第一大股东控股比例与 呈现出一种 在股权改革的过 企业投资效率之间的关系呈区间效应。因此, 程中要以新的视角看待 “一股独大” 问题, 建立以投资效率为导 向的创新所有权安排。 第二, 相对于非国有上市企业, 国有控股上市企业对投资 效率的 “损耗效应” 更大, 非效率投资的现象更严重。 第三, 总体来看, 股权制衡度与企业投资效率有正向相关 性, 但第一大股东控股比例不同, 股权制衡的作用程度也不同 。 其中股权相对集中的上市企业股权制衡的效应最显著, 股权高 度集中的上市企业股权制衡效应不显著。● 【参考文献】 [1] Lee, O’ Neil. Ownership structures and R &D investments of U.S. and Japanese firms: agency and stewardship perspectives. Academy of Management Journal[J].2003, 46 (2 ) :212- 225. [2]Dyck, Alexander, and Luigi Zingales. Private benefits of control: An international comparison 2004, 59: 537- 600. [3]夏立军, 方轶强. 政府控制、 治理环境与公司价值—— —来自中 2005, 40 (5 ) : 40- 51. 国证券市场的经验证据[J]. 经济研究, [4]辛清泉, 林斌, 等 .中国资本投资回报率的估算和影响因素 分析— ——1999- 2004 年上市公司的经验 [J]. 经济学季刊, 2007, 6 (04 ) :1143- 1164. [5] Shleifer, A. and R .W.Vishny. Survey of Corporate Governance[J].Journal of Finance, 1997, 52 (2 ) :737- 783. [6] La Porta, Lopez- de- Silanes, R .and Saleifer, A. Corporate ownership around the world [J]. Journal of Finance, 1999, 54 (2 ) : 471- 517.
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会 计 之 友 2011 年 第 1 期 上


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