股权结构对企业财务绩效的影响研究-以制造业为例

表3-1中列出。表STYLEREF1\s3-SEQ表\*Arabic\s11变量表类型变量名称符号定义被解释变量总资产净利润率ROA净利润／总资产余额解释变量股权集中度TOP第一大股东持股数/总股数股权制衡度CN25第二至五大股东持股比例之和/第一大股东持股比例机构投资者持股比例INST机构投资者持股数量占总股本的比例控制变量资本结构Lev资产负债率=期末总负债／期末总资产公司规模Size总资产的对数=Ln（公司总资产）公司成长性Growth营业收入增长率=本年营业收入/上一年营业收入-1董事会规模BS董事会人数企业经营能力TAT总资产周转率=营业收入/平均资产总额模型构建根据前文的假设建立双向固定效应模型：1、股权集中度对企业绩效的回归模型ROA=θ+TOPβ1+Levβ2+Sizeβ3+Growthβ4+2、股权制衡度对企业绩效的回归模型ROA=θ+CN25α1+Levα2+Sizeα3+Growth3、机构投资者持股对企业绩效的回归模型ROA=θ+INSTγ1+Levγ2+Sizeγ3+Growth其中"θ"为常数项，"α"_i为回归系数，i=1,2,3,...,8，ε_it为随机干扰项。实证分析描述性统计分析利用Stata18.0软件对变量进行了描述性统计，并在REF描述性结果分析表\h表4-1中展示了统计结果。表STYLEREF1\s4-SEQ表\*Arabic\s11描述性结果分析表VariableObsMeanStd.Dev.MinMaxROA11350.042.09-1.37.445TOP1135032.38712.3293.3789.99CN2511350.727.569.0114INST1135042.40823.04095.491Lev11350.408.186.0141.645Size1135022.3471.18718.9827.24Growth11350.1621.109-.92958.956BS113508.3931.565418TAT11350.619.345.0088.601从表格4-1可以看出，样本总数为11,350个，就中国制造业的A股上市公司的企业绩效而言，其平均净资产收益率是0.042，标准差为0.09，这体现出这些上市企业在绩效表现方面有一定一致性，其中最大绩效数值是7.445，最小数值是-1.3，再看中国制造业的A股上市公司的股权集中度情况，其平均值为32.387，标准差为12.329，各公司之间的股权集中度存在差异。最大值是89.99，最小值是3.37。对于我国制造业A股上市公司股权制衡度来说，CN25的均值是0.727，标准差的值是0.569，表明了不同制造业A股上市公司在股权制衡度方面存在的差异不大，其最大数值和最小数值分别为4和0.011。对于我国制造业A股上市公司机构投资者持股比例来说，INST的均值是42.408，标准差的值是23.04，表明了不同制造业A股上市公司在机构投资者持股比例方面存在巨大差异，其最大数值和最小数值分别为95.491和0。对于我国制造业A股上市公司资本结构来说，Lev的平均数值是0.408，其标准差为0.186，这一情况说明中国不同制造业A股上市公司的资本结构呈现出较为一致的态势，数值范围处于1.645至0.014之间，就公司规模而言，我国制造业A股上市公司的平均规模为22.347，标准差是1.187，这体现出公司规模存在较大的差异，其中最大规模是27.24，最小规模是18.98。关于成长性，其平均值为0.162，标准差为1.109，这意味着不同制造业A股上市公司的成长性差异不太明显，最大成长性为58.956，最小成长性为-0.929，对于董事会规模，平均规模为8.393，标准差为1.565，中国不同制造业A股上市公司的董事会规模存在明显差异，其最大数值和最小数值分别为18和4。对于我国制造业A股上市公司经营能力来说，TAT的均值是0.619，标准差的值是0.345，表明了不同制造业A股上市公司在企业经营能力方面差异化不明显，其最大数值和最小数值分别为8.601和0.008。相关性检验借助Stata18.0这一软件开展了针对多个变量的关联性评估工作，并且对这些变量之间的关系进行了详细审查，各变量之间的紧密程度采用相关系数作为度量的标准。结果如REFPearson相关性检验\h表4-2所示：表STYLEREF1\s4-SEQ表\*Arabic\s12相关性检验ROATOPCN25INSTLevSizeGrowthBSTATROA1TOP-0.047***1CN250.097***-0.668***1INST0.026***0.395***-0.121***1Lev-0.198***0.395***-0.125***0.180***1Size-0.0010.021**0.0140.368***0.473***1Growth0.045***0.0120.026***0.035***0.035***0.030***1--BS0.005-0.038***0.026***0.198***0.140***0.271***01-TAT0.281***0.175***-0.126***0.159***0.203***0.164***0.021**0.053***1注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著经由之前所做的描述性统计分析，本研究采用的样本数据已然获得验证，实证得出的结果证明了其有较高的信度以及效度。基于相关分析法，本研究对各变量间的关联性进行了初步探索，具体检验结果详见表4-2，其中左下区域呈现的是相关系数的显著性检验数据。研究结果表明，在本文所开展的研究过程中，经观察发现股权集中度TOP指标同总资产净利润率ROA之间呈现出一种负相关的关系，二者的相关系数为-0.047，该结果于1%的统计较大性水平之下获得了验证，这一情况意味着当企业股权集中度有所提升时，其财务绩效会呈现出下降的态势。深入分析可揭示，股权制衡度CN25以及机构投资者持股比例INST与股权集中度TOP之间的直接相关系数均呈现出正向的趋势，而且在1%的较大性水平下得以证实，随着企业股权结构朝着更加平衡的方向发展、机构投资者持有股份的比例增大，企业的财务绩效也会相应地呈现出积极的趋势。控制变量中，企业资本结构里负债比例即Lev与企业总体盈利效率也就是ROA之间呈现出负相关的关系，并且在统计学上达到了1%的较大性水平，提高负债比例或许会对企业的财务表现产生削弱作用，与之相对的是，公司发展速度也就是Growth、运营效能即TAT与企业盈利效率即ROA之间都呈现出正相关，而且有较大性，提高公司的发展潜力以及运营能力可推动其财务绩效的提升。需要注意的是，相关性分析所可做到的仅仅是为各变量之间关联性给出初步的评估结果，而没办法确定它们相互之间存在着因果联系，因此，我们需要进一步对样本数据进行分析讨论，以得到更加真实准确的结论。回归结果分析运用基于个体时间双固定的固定效应模型，针对样本数据展开基线回归分析，以此消除潜在的混杂变量影响，保证模型结论有稳固性，以下呈现的便是分析结果。股权集中度对企业绩效的影响表STYLEREF1\s4-SEQ表\*Arabic\s13基准回归分析结构TOP(1)ROATOP-0.0005***(-3.02)Lev-0.1568***(-17.60)Size0.0198***(7.82)Growth0.0007(1.05)BS0.0008(0.86)TAT0.2500***(54.73)_cons-0.4776***(-8.64)N11350.0000r20.2859yearYesidYes注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著可以看出，在以股权集中度作为解释变量的模型1中，我们可以得到如下模型：ROA=−0.4776−0.0005×TOPit−0.1568×Levit+0.0198×Sizeit+0.0007×Growth实证分析结果显示，股权集中度TOP指标对企业总资产净利润率ROA产生了显著的负向影响（系数=-0.0005，p<0.01），表明第一大股东持股比例每增加1个单位，将导致企业总资产收益率降低0.0005个单位。这一研究结果证实了股权集中度与企业财务绩效之间存在显著的负相关关系验证了本文的假设H1。在对变量加以控制的情形下，探讨企业资本结构里的杠杆比率对企业总资产净利润率所产生的影响，在分析的三个模型当中，均呈现出负向的结果，并且该结果在1%较大性水平下得以验证，这意味着，当维持其他所有条件不变时，提升企业的负债与资产比例，会致使其财务业绩的改善程度受到限制。可能的缘由是，较高的负债比例往往意味着企业当前背负着相对较大的债务负担，这有可能对资金的使用效率以及盈利能力的提高形成限制，这会使得企业财务风险上升，运营成本下降，从而降低企业盈利水平，对企业资产收益率产生负面影响。在构建的三个模型里面，公司规模的扩大以及企业经营能力的提高，都对企业的总资产净利润率也就是ROA有着积极影响，较大性水平为1%，这意味着，在其他条件保持不变的情况下，借助扩大公司规模以及提升企业经营效率，可有效促使企业财务业绩表现得以提高，可能的原因在于，公司规模扩大后，企业在采购、生产等环节能够实现规模经济，进而提升企业的财务绩效；企业经营能力的提升意味着企业能够更高效地利用其资产来产生收入从而增加企业的营业收入，降低资金成本，提升企业财务绩效表现。通过基准回归分析结果我们可以看出，在其他条件不变的情况下，第一大股东持股比例的提升会抑制企业财务绩效表现，这验证了本文的假设。股权制衡度对企业绩效的影响表STYLEREF1\s4-SEQ表\*Arabic\s14基准回归分析结构CN25(1)ROACN250.0130***(4.30)Lev-0.1545***(-17.30)Size0.0192***(7.54)Growth0.0006(0.86)BS0.0007(0.77)TAT0.2499***(54.75)_cons-0.4902***(-8.98)N11350.0000r20.2867yearYesidYes注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著在以股权集中度作为解释变量的模型2中，我们可以得到如下模型：ROAit=−0.4902+0.0130×CN25it−0.1545×Levit其中，股权制衡度CN25对企业总资产净利润率ROA的影响为正且在1%水平下显著，股权制衡度的系数值为0.0130，这表明在控制其他变量不变的前提下，股权制衡度的每一点提升将导致企业总资产净利润率相应增加0.0130点，从而揭示了股权制衡度与企业财务业绩之间存在显著的正向关联性，验证了本文的假设H2。控制变量大致情况在本节4-3已详细描述，在此不再赘述。因此，我们可以得知，在其他各项因素都维持不变的状况下，如果企业提高自身的股权制衡水平，那么就可合理预期其财务业绩会有所改善，这正如本文预先设定的那样。机构投资者与企业绩效的回归分析表STYLEREF1\s4-SEQ表\*Arabic\s15基准回归分析结构INST(1)ROAINST0.0002**(2.36)Lev-0.1547***(-17.23)Size0.0191***(7.37)Growth0.0005(0.75)BS0.0007(0.76)TAT0.2494***(54.56)_cons-0.4891***(-8.90)N11350.0000r20.2856yearYesidYes注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著在以机构投资者持股比例作为解释变量的模型3中，我们可以得到如下模型：ROAit=−0.4891+0.0002×INSTit−0.1547×Levit其中，机构投资者持股比例INST对企业总资产净利润率ROA的影响为正且在5%水平下显著，在维持其他变量处于恒定状态的情形下，倘若机构投资者的持股比例每向上提升1个百分点，那么由此所产生的影响系数为0.0002，企业总资产净利润率将相应提高0.0002个百分点，这一结果验证了机构投资者持股比例对企业财务绩效具有显著正向影响的假设，验证了本文的假设H3。控制变量大致情况在本节4-3已详细描述，在此不再赘述。因此我们可以得出，在其他条件不变的情况下，机构投资者持股比例的提升会促进企业财务绩效表现，这验证了本文的假设。稳健性检验在原有的双向固定效应模型框架基础之上，选用企业净资产收益率也就是ROE作为解释变量的替代指标，如此调整是为了全面考量企业财务绩效，经过这一变动，来实证检验假设是否稳健可靠，保证分析结果的可信度不会受到原变量选择的干扰，结果呈现于表4-6。实证分析表明，当采用不同的被解释变量测度方法时，研究结果仍保持稳健性。具体而言，核心解释变量第一大股东持股比例(TOP)对企业财务绩效产生显著的抑制作用，而股权制衡度(CN25)和机构投资者持股比例(INST)则持续表现出对企业财务绩效的积极影响，这一发现与基准回归模型的结论相吻合。虽然影响系数有所变化，但处于正常波动水平。这表明在不同模型设定和数据条件下，第一大股东持股比例对企业财务绩效表现的抑制作用，企业股权制衡度、机构投资者持股比例对企业财务绩效表现的促进作用是稳健的，本文的结论通过了稳健性检验，具有较高的可信度。表STYLEREF1\s4-SEQ表\*Arabic\s16稳健性检验分析结果(1)(2)(3)ROEROEROETOP-0.0024**(-2.18)CN250.0700***(3.52)INST0.0012*(1.84)Lev-0.2723***-0.2598***-0.2637***(-4.46)(-4.25)(-4.29)Size0.02580.02210.0220(1.53)(1.31)(1.28)Growth0.00220.00150.0012(0.48)(0.34)(0.26)BS-0.0077-0.0081-0.0081(-1.19)(-1.26)(-1.27)TAT0.5424***0.5423***0.5398***(17.74)(17.75)(17.64)_cons-0.5851-0.6350*-0.6384*(-1.60)(-1.76)(-1.75)N11331.000011331.000011331.0000r20.04040.04120.0402yearYesYesYesidYesYesYes注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著结论与建议研究结论本文通过对制造业企业股权结构与企业财务绩效的实证研究，得出了具有一定理论和实践意义的结论。表STYLEREF1\s5-SEQ表\*Arabic\s11研究假设验证结果序号假设内容假设结论H1股权集中度对财务绩效的发展具有负向作用。成立H2第二大股东至第五大股东持有股份之和与最大股东持有股份的比例对企业财务绩效呈现正向促进作用。成立H3机构投资者持股比例对企业财务绩效呈现正向促进作用。成立实证研究表明，（1）以第一大股东持股比例作为衡量指标的股权集中度对企业财务绩效起抑制作用，这一结果有力地支持了H1假设。深入剖析其背后的原因，这种负效应主要源于大股东权力过大引发的代理冲突和决策失误。当大股东持有较高比例的股份时，其利益与公司整体利益并非完全一致，在追求自身利益最大化的过程中，可能会利用手中的控制权进行关联交易、资产转移等行为，侵占中小股东的利益，从而加剧代理冲突。由于权力过度集中，大股东在做出决策时往往缺乏充分的制衡和监督，容易仅凭个人主观判断行事，导致决策失误，进而对企业财务绩效产生负面影响。（2）CN25指标，即第二至第五大股东持股与第一大股东持股之比，该指标的提升能有效制衡大股东行为，优化企业治理结构，进而提升财务绩效，这验证了H2假设。当第二至第五大股东的持股比例相对较高时，他们有更强的动力和能力对第一大股东的行为进行监督和约束，限制第一大股东的权力滥用，避免其做出损害公司利益的决策。这种制衡机制有助于优化公司的治理结构，提高决策的科学性和公正性，从而提升企业的财务绩效。（3）机构投资者持股比例对制造业企业绩效显著正向促进，这证实了H3假设。机构投资者通常拥有专业的投资分析能力、丰富的行业经验和广泛的市场资源。他们能够凭借专业监督，密切关注企业的经营管理活动，及时发现问题并提出改进建议，有效约束管理层的不当行为。同时，机构投资者还能为企业提供资源支持，如引入先进的技术、拓展市场渠道等，这些都对制造业企业竞争力的提升具有积极作用，进而促进企业绩效的提升。政策建议优化制造业企业股权结构的建议制造业企业若合理改善股权结构，会直接影响企业的稳定性及其长远发展，本文给出具体建议如下：其一，制造业企业应积极吸引并接纳多元的机构投资者持股，可以有效防止单个股东过度集中控股，从而改善股权结构，还能带来更多专业资源和行业经验。这些机构投资者往往具有较强的信息收集能力和治理经验，它们既可以支持企业的战略决策，又能经由履行自身监督职能来提升企业的经营效益；其二，对于第一大股东持股比例偏高的企业，可以限制其持股上限，规定持股比例不得高于30%，从而分散股权，规避因权力过度集中而产生控股方面的问题。必要时可采用定向增发，公开发行股票的方式吸引更多投资者，以达成股权分散的目的。提升公司治理效率的建议公司治理效率是影响制造业企业经营效率以及财务业绩的关键因素，提升公司治理效率非常重要，本研究出如下改进建议：其一，企业要完善董事会治理架构，优化对经营层的监督与约束机制，通过提升独立董事所占比例，完善独立董事遴选机制来保障其独立性与专业性，从而确保独立董事在公司做重大决策时能够切实发挥作用。其二，可以设立由独立董事带头的专门委员会，检查委员会，治理委员会以及薪酬委员会等，将公司战略规划，风险防控以及奖励机制塑造等重要事务交由这些机构负责，这样就能减小出现内部人控制和权力滥用情况的可能性。提升制造业企业财务绩效的建议依靠改善股权结构，完善公司治理机制，制造业企业需从众多方面着手进一步改善财务业绩，第一，要懂得借助机构投资者的资源与优势来谋求自身发展，制造业企业和机构投资者深入合作以后，可以利用后者充足的资金及其背后的行业资源，极力开拓市场渠道，巩固企业自身的市场份额，改进企业的融资效率，最终完成资本与实业的深度融合。第二，企业应该将更多的资金投放于技术革新以及向智能制造转型上。对于产品来说，加大研发投入的强度，开发出具备高附加值的新产品，以此提升产品的核心竞争力；改善产品的结构，制造业企业也要顺应智能化的大趋势，推动“智能制造”和“绿色制造”理念的落实；利用股权融资获取的资金更新生产技术和设备，促使制造业向着高端化，绿色化方向转型，从而完成长期盈利水平的增长。研究局限与未来展望局限性分析本研究从理论与实证方面分析了A股制造业上市公司股权结构和企业表现的关系，研究取得了一定成果，但也存在如下局限：研究方法存在模型适配性短缺的情况，该模型属于静态线性分析框架，难以把握股权结构和企业表现可能存在的非线性关系以及复杂交互影响，并且无法有效地识别变量之间的内生性问题，研究结论的阐释范围便受到限制。变量体系尚未完全形成，在股权属性维度的分析过程中，受数据可得性所限，研究仅仅将机构投资者持股比例作为核心解释变量，而未把流通股比例，国有股比例，实际控制人持股比例以及法人股比例等重要的股权属性指标纳入其中，这种变量选择上的局限性可能引发研究结论产生结构性的不足，特别是当这些指标对企业业绩存在较大调节作用时，当前的模型便难以全面体现股权结构影响企业业绩的深层次原理。前文提及的局限显示，当前研究在方法论的选择以及变量设计上仍有改进之处，凭借非线性模型，增加变量考量的范畴和提升数据采集的手段，推动研究横向发展。未来研究方向展望本研究就A股制造业上市公司股权结构与企业表现的关系予以探讨，但探讨过程中仍存有一定局限，存在模型适配性欠佳，变量体系不完善等状况，后续研究可朝三个方向深入推进：一是改进方法体系，运用非线性模型以及机器学习技术，冲破传统线性框架束缚，结合工具变量法或者双重差分设计以解决内生性问题，并利用高频数据塑造动态面板模型，从而把握股权结构变动引发的滞后效应；二是拓展变量范围，纳入流通股，国有股，法人股等各类股权属性指标，还要包含股权集中度和制衡度的指标，去探究股权结构与研发投入，行业竞争等其他变量之间的相互影响成果及其调节机制；三是增进跨学科交融而且坚守应用导向，考虑到制度环境（包括国企改革，ESG政策）来剖析股权结构所发挥的治理效能，借助案例研究和跨国数据验证，提出更多股权优化方案，从而给制造业企业应对偶发事件，达成可持续发展赋予理论支撑和行为参照。参考文献国家统计局.2023年国民经济和社会发展统计公报[R].北京:中国统计出版社,2024.Wind金融终端.A股制造业国有上市公司股权结构分析报告[DB/OL].(2023-12)[2024-07].中国证券监督管理委员会.上市公司治理准则实施情况报告[R].北京:证监会,2023.中国汽车工业协会.2023年中国汽车工业经济运行报告[R].北京:机械工业出版社,2024.张硕.股权集中度、股权制衡度与公司绩效关系研究[J].中国集体经济,2020,(32):79-82.黄建欢,杨宁,尹筑嘉.股权制衡对上市公司绩效的非线性影响——基于股权制衡度的新测算[J].财经理论与实践,2015,36(02):33-39.郭跃飞.股权结构与零售业上市公司绩效的相关性分析——基于纵向一体化的中介作用[J].商业经济研究,2020(22):168-171.刘瑞阳,王玉婕,韩默如.股权结构对企业财务绩效的影响——以水上运输业上市公司为例[J].中国水运,2022,(05):11-14.DennisJP,StricklandD.WhoBlinksinVolatileMarkets,IndividualsorInstitutions?[J].TheJournalofFinance,2002,57(5):1923-1949.王庆年,黄楚灵.股权集中度、债务融资与企业绩效[J].新经济,2020,(01):21-29.陈小悦,徐晓东.股权结构、企业绩效与投资者利益保护[J].经济研究,2001,(11):3-11+94.闵雪,耿玉德.林业上市公司股权结构对财务绩效的影响研究[J].林业经济问题,2021,41(05):497-502.SharmaB.R&DstrategyandAustralianmanufacturingindustry:anempiricalinvestigationofemphasisandeffectivness[J].Technovation,2003,23(12):929-937.赵炯.混合所有制改革对军工企业绩效影响研究[J].技术与创新管理,2022,43(04):466-471.GillanLS,StarksTL.Corporategovernanceproposalsandshareholderactivism:theroleofinstitutionalinvestors[J].JournalofFinancialEconomics,2000,57(2):275-305.刘唱,王博涵,王泽玮,等.债务融资、股权集中度与公司绩效——基于医药制造业上市公司的经验数据[J].现代商业,2023,(01):88-91.郝少田.资本结构、股权结构与公司价值的关系[J].商场现代化,2021,(21):86-88.乔慕兰.股权结构变动、产权性质与企业绩效[J].广西质量监督导报,2021,(01):196-197.孙有政,康进军.机构投资者持股、股权集中度与公司绩效[J].商业会计,2025,(02):78-82.Andriosop