【《上市公司混合所有制企业股权结构对企业绩效的影响实证分析》12000字（论文）】

上市公司混合所有制企业股权结构对企业绩效的影响实证分析目录TOC\o"1-3"\h\u24433摘要 摘要:社会经济不断发展中，我国实现混合所有制经济制度的重要需要之一就是进行混合所有制改革，关键词：混合所有制企业；股权结构；企业绩效引言在41年汹涌澎湃改革浪潮下，我国国企为了发展需不断进行不同改革，混合制改革是其中之一，我国国企的混合所有制改革分为两类：公共公开与商业竞争。改革重点在商业竞争。改革主要为了整合企业，其原因往往在部分央企资源布局过于分散，股权不够集中，其中我国国企中混改成功的典型案例一是南北车合并二是宝钢兼并武钢。混改，即混合所有制改革，其改革目标主要是集中在电航气、铁路、石油、电信、军工等七个主要行业。央企所施行的混改主要在推行项目业务及企业内部结构上，具体措施在把垄断性资源以及过去不能放开的业务，来通过对应的混改制度来引进资本，这些资本大多来自民间。混改中所涉及的股权混改财务投资，就在中国联通，中石油中石化的混改中体现了。据SASAC透露，混改主要由三方推进：引入非国有资本参与；投资成长好发展潜力大的非国企；施行混合制企业员工持股方案。在混合持股战略中，企业员工主要持股方式有新股与增资。此外，该战略也通过设置债转股的间接持股方式使员工持企业股份。由此可见，混合制改革之中最重要的财务整合则是股权结构的整合，如引入战略投资者，优化企业股权结构，加强企业董事会监事会职能权力，在变更过程中实现最优配置。企业布局最优配置在于是否完善企业治理结构和完成产权多元化，而完善的基础在于企业的所有权结构的合理安排，因此，混合所有制改革和提高企业绩效的核心因素是所有制结构的优化。一、基础理论概述（一）概念及背景1.股权改革的概念混改通过吸引社会资本的多出的存量来改变企业原有的所有制结构，引入新资本存量后，为企业吸引新资本和随着新参股所带来的新管理，且不改变原本企业债权结构，企业就能通过较低的启动资本去实现企业绩效的大规模提升。2.股权激励的背景2013年，我国十八届三中全会开始新一轮国改；2014年，中央企业开始“四改革”试点，开展国企“十改革”试点，旨在促进中央企业并购重组；2015年的9月到该年十二月，发改委下发文件：“1+N”顶层设计；2016年9月，发改委混改专题的两会召开，本次两会主要就深入推进国企改革进行探讨，并进行强调推进国企改革的深化组会议；2016年12月，中央经济工作会议决议认为，就目前来看，深化国家改革的重大突破非混合改革莫属；其中一家是中国茶叶公司。在2017年8月初时，中国茶叶股份有限公司作为SASAC特许首批的央企员工持股试点单位，已经顺利进行混合所有制企业改革，并在同年于北京举行公司成立仪式。国资委混改的推动时间较早，所以除了央企，还同时推动地方国有企业混改，如上海国资委、云南国资委等。表3.1企业绩效综合评价指标体系综合绩效指标名称指标定义变量偿债能力流动比率流动资产/流动负债X1盈利能力总资产报酬率净利润/(期初资产总额+期末资产总额)X2成长能力净资产同比增长率指定报告期期间净资产/上年报告同期净资产-1X3企业规模总资产X4营运能力资产负债率总资产/总负债X5高管薪酬比率前三高管薪酬之和/总薪酬X6股权集中往往用来解释企业中由于主要股东持股的差异造成的股权的分配程度。当许多学者研究股权集中时，所选择的指标包括CR指数。文中所运用的CR指数是指前多少个主要股东的持股比例或持股比例之和。一般来说，股权所对应的集中度越高，其CRn就越大。本文选择了具有重大代表性的最大股东持股比例(CR1)为所需的CR指标。综上，回归变量的选取定义如表3.2中所示：表3.2：回归变量选取定义变量名称变量符号变量定义企业综合绩效得分VROA混合所有制MIX混合所有制企业记为1，非混合所有制企业记为0股权集中度CR1第一大股东持股数/总股本数股权制衡度Z第二至第十大股东持股比例/最大股东持股比例合计企业规模SIZELn总资产成长能力GROWTH营业收入增长率资产负债率LEV总资产/总负债高管薪酬比率GGXC前三高管薪酬之和/总薪酬股权结构与企业绩效分析模型1.企业绩效评价因子分析模型根据因素分析模型，可做出以下假设：首先，能够观察到的变量为潜在因素的线性组合，其中有些因素有多个相同的变量，其中一些是唯一的。其次，做进一步假设，若唯一因子之间是相互正交的，因此它们不影响变量之间的协变关系，即只有共同因子在变量之间的协变关系中起作用。近年来，用因子分析进行分析的方法在企业绩效评价中日益应用，避免了重复分析的工作量，有效计算了企业绩效的综合得分。因素分析的主要步骤如下：判断文中所选取的n个原始变量是否能够进行因子分析，依据KMO值及Bartlett球度检验，其中，可以根据KMO值来判断原始变量之间的部分相关性。当KMO值接近于1时，选定变量之间的相关性的强度，决定了因素分析对选定变量的应用性。通常认为，需要KMO的值＞0.5时进行因子分析是适合的，若KMO值＜0.5，则所选取的变量不适用于进行因子分析。由Bartlett球度变量检验得到的相关系数矩阵，能够用于判断变量矩阵是否为单位矩阵。如果P值<0.05，则有充分理由去拒绝原假设：如果所导出的相关矩阵为单位矩阵，则原始变量可以用于做因子分析；反之则不适用。主因的提取是用于确定公共因素的最小数量，以通过主要因子来得到关于满意的变量之间的相关性的结论。常用因子的数量由主成分分析确定，而进一步的正交旋转因子变量，可得到负载矩阵，负载矩阵可以改进对因子变量的解释。2.回归分析依据上文提到的理论分析和研究假设，本文最后以回归分析作为最终结论分析。1.因子分析可行性检验通过KMO、Bartlett球度变量检验，证明了所选择的指标适合于因子分析。试验结果如下：表4.1：KMO和巴特利特检验Kmo取样适切性量数。.703巴特利特球形度检验近似卡方388.021自由度28显著性.000从表中的KMO取样适切性量数与Bartlett检验的结果得出，Bartlett球形度检验的显著性概率为0.000,其结果足以拒绝原假设，检验结果KMO取样适切性量数为0.703，KMO值＞0.7，说明样本数据的内部结构有效性良好，所以可以采用因子分析法分析样本。2.提取公因子在通过因素分析明确确定原样本后，需要进一步提取影响结果的相对独立的共同因素，以实现降维的目的。本文选取8个财务指标作为企业绩效评价指标，利用主要成分提取共同因素。这些数值详见表4.2：表4.2：总方差解释成分初始特征值提取载荷平方和旋转载荷平方和总计方差的%累积%总计方差的%累积%总计方差的%累积%12.31428.92328.9232.31428.92328.9231.74021.74621.74621.75521.93350.8561.75521.93350.8561.58619.82541.57131.36717.09167.9471.36717.09167.9471.42217.77059.3424.96412.05179.998.96412.05179.9981.35016.88076.2215.7118.88388.881.7118.88388.8811.01312.66088.8816.5166.45095.3317.1982.47197.8038.1762.197100.000提取方法：主成分分析法。从上表可知，公共特征值大于0.7的成分总的共同系数为5。所提取的五个常见因素的旋转方差贡献率为21.746%、19.825%、17.770%、16.880%、12.660%，这5个因素累计方差解释率为88.881%，达到80%以上。即，这五个共同因素覆盖了原始数据的88.881%。所以原始指标可以用这五个常见因素来评估业务绩效。基于图4.1由SPSS20.0处理得到，观察得出，由于从第五点开始，曲线对应的斜率变小，特征值也在温和平缓方向变化，即解释率从第四系数开始降低，因此选择五个公共因素是合理的。图4.1：各成分的碎石图表4.3：成分矩阵a元件12345V.252-.085.785-.217.307CR1.383-.863.007.136-.003Z.075.942-.007-.048-.091LN.731.283-.171.171.503SIZE.910.080-.121.179.027GROWTH-.152.115.378.888-.151LEV-.404-.120-.705.197.313GGCX-.741.040.258.091.484提取方法：主成分a.已提取了5个成分。建立因子载荷矩阵后，观察表4.3可得出共同系数的实际意义不明显，解释能力较弱，所以下一步为旋转该因素，以获得比以前更明显的实际意义。为了更好地观察因子的负载，因而采用正交旋转来处理成分矩阵。旋转后，矩阵中不同指标的因素负载变得更加清晰。旋转后的部件负荷矩阵见表4.4：表4.4：旋转成分矩阵a成份12345V.930-.036CR1.513.125.072-.232.014Z-.924.179.042-.118.053LN-.095.551834-.098-.045SIZE.079.540.918-.559.045GROWTH-.028-.018.035.996.989LEV.113.953-.815.350-.094GGCX-.079-.243-.009.881.133提取方法：主成分。a.旋转在5次迭代后收敛。由上表结果得出，主成份1在V上有较大载荷，载荷为0.929，显示了企业的盈利能力，命名为盈利能力因子；主成份2在LN上出现较大负荷为0.953，反映企业偿付偿债能力，称为偿付偿债能力因子，主体要素3对总资产和企业规模负荷较大，分别为0.918和0.834，显示企业运营能力，命名为经营因子，企业增长能力负荷大，0.996，显示企业增长能力，命名为增长因子；3.综合绩效得分经过降维分析处理后将数据通过软件SPSS22.0得到成分分数系数矩阵，见表4.5：表4.4：成份得分系数矩阵成份12345V.084.172.627.369-.123CR1.521.048.007-.099.072Z-.539.043.025-.120.026LN-.013.752-.052.323-.043SIZE.040.372-.013-.224.102GROWTH.030.022-.042-.023.987LEV.112.271-.572.344-.067GGCX.020.183.059.757.033提取方法：主成分分析。旋转法令盈利因子为F1，偿债因子为F2，营运因子为F3，成长因子为F4，将企业绩效、股权集中度、股权制衡度、企业规模、增长能力、资产负债率、营业收入增长率、高管薪酬率设为X1-8,根据因子得分系数矩阵，公共因子得分函数如下：F1=0.084X1+0.521X2-0.539X3-0.013X4+0.04X5+0.03X6+0.112X7+0.02X8F2=0.172X1+0.048X2+0.043X3+0.752X4+0.375X5+0.022X6+0.271X7+0.183X8F3=0.627X1+0.007X2+0.025X3-0.052X4-0.013X5-0.042X6-0.572X7+0.059X8F4=0.369X1-0.099X2-0.120X3+0.323X4-0.224X5-0.023X6+0.344X7+0.757X8（二）描述性统计分析和T检验1.描述性统计分析表4.6：描述性统计分析变量观测数最小值最大值平均数标准差V150-1.68303.5894-.0863540.4240083CR11500.07680.69310.2737950.1286899Z1500.03944.11181.1724890.8349192MIX150010.6690.4568SIZE15017.886424.745321.4174261.5296169GROWTH150-3.728121.00740.2096172.2956128LEV1500.00004.54290.5855420.5459762GGCX1500.15740.77710.4190880.1331299有效的N(listwise)150据表4.6中所描述的描述性统计分析结果，如标准差、最大、最小，如表中所见，最大绩效评分为3.5894，最小绩效评分为-1.6830，标准差0.424，大于平均水平，可明显看出中国上市国有企业绩效水平间有较大差异，这种差异可能是由影响企业成长发展的各种内外因素引起，如行业、企业、经营模式、内部控制等因素。表中混合所有制变量的平均值为0.699，显示近70%的国有企业已经从非混合所有制企业转向混合所有制企业。最大股东平均持股比例为0.27，最大值为0.6931，最低达到0.07688，表明上市国有企业持股浓度较高，差异程度较大。衡量资产余额指标Z的最低值为0.0394，最大值为4.1118，同样证明企业间该数据中也持有很大的差异。2.T检验用于有效区分混合制与非混合制，实验中进行描述统计分析，实验对象为两类企业主要变量，实验方法采用T检验，结果由表4.7得，我国混合企业综合绩效指数V明显高于非混合指数，结果足以验证假设1，可以作为进一步的回归分析。3.相关性分析表4.8：相关性矩阵VMIXCR1ZSIZEGROWTHLEVGGCX相关V1.000MIX0.063***1.000CR10.067***-0.0631.000Z-0.00390.021-.0609***1.000SIZE-.084-0.010.0275-0,667***1.000GROWTH0.048**0.027-0.0420.267***-0.0391.000LEV0.414***-0.038*-0.041**-0.120-0.2550.0551.000GGCX.007***0.0050.00590.084-0.6070.01840.148***1.000表4.8展现国有企业总样本主要变量间Pearson相关系数，根据矩阵相关分析，几乎所有解释性变量和控制变量的结果都与企业绩效呈显著相关的关系，表中，混合所有权虚拟变量与企业绩效相关系数为0.063，该数据结果表明在1%的显著水平下，企业绩效与混合所有权变量的关系呈正相关，与本文假设1一致。此外，最大持股股东的比例和增长能力的提高也有明显是利于公司业绩增长的。上述的相关性关系基于两对变量的简单回归分析，不考虑其他变量的影响，不能准确反映股权结构指标对企业绩效的实际影响，需要做进一步的回归分析。变量间的相关系数小于0.7，即Pearson后的进一步VIF检验也可以验证变量之间不存在共线性，变量之间不存在多个共线性。因此，可以进行回归分析，运用分析以进行实证检验。回归结果分析1.混合所有制与企业绩效表4.9：回归结果分析（1）（2）CR10.654***（0.106）0.745***（0.113）Z0.27***（-0.0415）0.29***（-0.0345）MIX00.27***（1.95）LEV0.029***（0.051）0.031***（0.066）SIZE0.944***（0.0005）1.002***（0.00079）GROWTH1.375***（-0.557）1.45***（-0.43）GGXC0.24***（0.221）0.27***（0.3）Observations7575R-squared0.33510.33599如图4.9所示，列1是不引入混合所有权虚拟变量的回归结果。列2在列1的基础之上，将混合所有权虚拟变量引入进表中。从模型拟合度及解释力来看，模型（1)(2）的R平方分别为0.3351和0.3359，表明该模型拟合性良好，并解释说明模型非常合适。当模型(2)引入混合所有制虚拟变量后，R-squared的小幅度增长表明引入混合所有权虚拟变量后模型拟合度明显较好。从回归结果可以清楚地看出，股权浓度指数CR1和平衡指数的Z系数均为正，且均通过了显著性检验。在该显著性检验1%水平下，验证了企业绩效与股权平衡度与股权集中度的倒U关系。此外，模型（2）中的混合所有权虚拟变量系数为0.0345，小于0.01。因此，通过1%水平的显著性检验表明，在我国上市的国有企业中，混合所有制企业的绩效水平高于非混合所有制企业，混合所有制改革可以在一定程度上提高企业绩效。并且该结论对本文的假设1进行了验证。从上图散点图中可观察：在2018-2020年企业为多元性产权结构时，可明显看出企业ROA，ROE，EPS数据散点图均呈显著上升趋势，有明显上升走向；而在2015-2017年中，当企业为单一性股权结构时，15-17年三年中企业的ROA，ROE，EPS数值明显有下降回落的趋势，故而可初步推出企业股权结构变化下，其企业绩效也有相应改变，整体走向随着股权结构的多元化改变而呈现上升趋势。而15-17年以及18-20年间，由EPS所表现出的，随着股权结构的制衡度的提升，相对于企业的ROA，ROE数值呈倒U型走势，故而可得出，无论在何种产权结构下，倒U型关系也存在于股权结构与企业绩效之中。所以实验结果可以验证股权制衡度与企业绩效呈倒U型结构，这样的结构关系与上文中假设二里我国混合所有制企业股权结构与企业绩效呈倒U型关系是相同的。故假设二也能得到验证。混合制企业股权结构与企业绩效间的倒U型关系是由于股权中的监督作用与侵占作用共同引起的，因此，只有在股权集中适当的情况下，少数股东不仅能加强对管理者的有效监督，而且能对大股东发挥一定的制衡作用，不仅使股权结构保持平衡，也能得到最低的委托成本，以产生更高的企业绩效，得到更高的企业价值。（二）政策建议（1）积极推进混改制度的完善在混制改不断进行的环境中，国有企业与私营企业应当共同协同发展，而其中的共同发展混合所有制企业不仅只进行改革国有企业的产权，使国有经济成为市场主体应该是基本原则和坚持。前提应该是国家利益和人民利益的双重进步。在此目标下，于政府层面而言，要将政府与民众的隔阂打破，消除由此引发的社会中的不平等对待，在政策和法律层面创造一个更良性的竞争环境，并分配市场资源使其更加平等，才能够让各类属性的企业在市场中能够放心合作。而在企业层面必须实现公平竞争和公平配置，企业改革必须坚持市场化改革的方向，因此，混合所有制改革企业应注意以下几点：第一，混合所有制改革企业的所有信息必须公开透明，使行业选择者可以选择最好，去择优挑选更适合自己的，且能够在市场上找到管理，资源配置，战略方向与技术管理上能够与自己互补的企业，这样才能达到双赢的层面；二、混合所有制企业的管理人员应采用市场化招聘的方式，以求公开、公正、透明的录用要求，行政式人民的企业模式在采用管理人员时存在许多漏洞，使其管理层无法进行到位的管理作用，股东的监督监督行为也受到限制，所以需要内部培训和外部引进两条路同时出发，从市场中公开公正的选用人才，第三，在改革中，产权的引入必须由市场决定。在此基础上，政府必须加强市场监管和改革体制。创建一个更公平和更公正的市场平台。（2）构建完善的公司治理结构在企业中，所有权结构是公司管理的基础，如何安排所有权结构和相应的管理者，构建一个相对完善的公司管理体系，不仅决定了企业资源的配置，更能够左右公司的重大经营决定政策的实行与否。在改善混合所有制企业过程中，我们不仅要引入多元化的投资主体，确保企业资本的基础，也要采用多种股权结构使企业保持适中的股权制衡度，以用来确保民营资本进入国有企业后还能使其持有相应的权利与利益。首先，在选择投资者时，要优先考虑投资者与本企业在资源，管理，市场配置，技术层面等能否彼此互补。在市场中，许多民营投资者大体分为散户与机构投资者，机构投资者目光长远且投资金额大，以团体模式出现，因而会对市场的研究分析更加全面，所以机构投资者能够更准确，全面的分析企业情况，并且由于机构投资者多为长期股权投资，一般不会轻易抛售股份，所以在股票市场更稳定。此外，公司自身的主要股东也应明确产权，明晰产权能够使得股东之间起到相互制衡的作用，不会一方独大。其次，建设完善的董事会及监事会机构对于制衡股东及监督管理者也能够起到大的作用。此外，企业还需要将管理者的内部培训和外部引进的结合，以及具有良好战略素养与决策能力的专业管理者和企业管理者的选择，这样的结合与选取，形成了政策与企业所有者分离的治理结构，所有权和管理权利不纠缠在一起。（3）政府加快完善资本市场改革企业所有权结构的基础则是有相应的完善的资本市场，资本市场是企业改革的基础，各种股权的变更都是在市场中进行的，所以当前迫切的工作就是构建起一个完善的，能够良性运行的市场，而在一开始我国为了引进资本，帮助国企脱贫，所以一开始的资本市场十分混乱，现如今国企步入正轨有自己的走向，民营企业在资本市场中逐渐发展时，更需要一个制度完善的资本市场作为基础，才能减轻企业的负担，使其能够在市场中找到更适合自己的资本或战略伙伴、技术管理支持。所以，在此基础与需求上，我们更应该加快对市场的相关制度的重建与改善，尤其是企业退市与企业监管制度，以此才能够良性循环，促进企业的发展，促进资本市场的发展。结论股权结构的改革对我国资本市场来说是一把双刃剑，不仅仅是企业目前面对的机遇，也是企业的一种挑战。完善的股权结构改革方案可以有效提高上市公司的公司绩效，约束企业所有者和经营者的利益，有效提高企业绩效，如果使用不当，不仅会减少获取收益，不降低成本，而且损害公司和股东利益，将成为管理的途径。通过实施上市公司股权结构改革，企业应充分考虑股权集中与企业绩效的关系，充分考虑股权结构改革计划的发展，需要指导、完善公司治理结构，确保信息及时披露、标准化和透明，只有这样才能真正发挥股权结构改革的效果。注释：

①改革前沿.国有企业混合所有制改革的背景和发展2019.

②柏靖淇.混合所有制企业股权结构对企业绩效的影响研究[D].吉林大学,2020.

③Swati

Agrawal,Poonam

Singh,Mainak

Mazumdar.

Innovation,

Firm

Size

and

Ownership:

A

Study

of

Firm

Transition

in

India[J].

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of

Global

Business

and

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