【作　　者】
刘 杰，周子祺，胡泽民（教授）

【作者单位】
桂林电子科技大学商学院，广西桂林541004

【摘　　要】

      【摘要】依据“股权结构——管理自主权——企业绩效”的分析框架，选取2013 ~ 2015年深市375个数据为研究样本，运用中介变量的研究方法，实证分析股权结构作用于管理自主权并最终影响企业绩效的传导路径。结果表明：股权结构与企业规模、企业绩效显著正相关，与研发强度显著负相关；管理自主权对股权结构与企业绩效存在不完全的中介传导效应。
【关键词】股权结构；管理自主权；企业绩效；中介传导效应
【中图分类号】F406.15      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）26-0031-6一、引言
高管团队（TMT）管理自主权决定了高层管理者进行战略决策的空间与范围，直接影响着企业的发展规划、市场开发、技术创新等方面，与企业的发展联系密切。股权结构则决定了企业经营决策权的分配，并直接作用于公司治理机制，最终对企业绩效产生影响。股权结构过于分散可能导致“搭便车”现象，而过于集中则会造成“一股独大”的局面，合理的股权结构对于改善企业绩效至关重要。
股权结构作为公司治理的重要内容，国内外学者都对其进行了大量研究。根据对以往文献的回顾可知，许多学者只是研究了股权结构与企业绩效之间的影响关系，鲜有文献对股权结构作用于管理自主权并最终影响企业绩效的中介传导路径进行研究。另外，高管团队在进行战略决策时，话语权的分配对其决策选择产生影响，而不同的战略决策会导致企业绩效的变化，在这个过程中高管团队的决策能力不仅与领导权和股权制衡度有关，还依赖于高管团队能够在多大限度内进行自主决策。因此，本文借鉴温忠麟（2004）的中介效应方法，以中小板制造业上市公司为研究对象，在股权结构与企业绩效传导路径研究的基础上引入管理自主权作为中介变量，揭示其传导黑箱，以期能改善企业治理模式，优化股权结构，提升企业绩效，促进企业稳健发展。
二、文献回顾与研究假设
为了降低委托代理成本，实现企业价值最大化，国内外学者对股权结构与企业绩效的关系进行了大量的研究，并取得了丰富的研究成果。Berle和Mean（1932）最先对二者的关系进行了研究，他们认为股权分散对企业绩效存在负向作用。王晓巍、陈逢博（2014）对我国267家创业板上市公司进行实证分析发现，第一大股东持股比例与企业价值存在回归式抛物线的关系，且第一大股东获得企业控制权不利于企业价值的提升。Atting等（2013）研究发现，提高股权制衡度可以约束大股东对小股东利益的侵占，并有助于企业绩效的改善。徐莉萍等（2006）研究发现，在民营和国有上市公司中股权集中度与企业绩效都存在显著的正向关系，而且股权集中度越高，控股股东有效控制的公共利益的激励作用就越大，从而限制了大股东为了私利侵害小股东利益的行为。
但一些学者也提出了不同的观点。Holderness、Sheehan（1988），Omrana等（2008）研究发现，股权结构与企业绩效不存在显著相关关系。白重恩等（2005）研究发现，第一大股东持股比例与企业价值显著负相关，两者呈U形曲线关系，同时股权制衡度越高，企业对经营管理的监督力越强，小股东权益越能受到保护。董斌、张振（2015）研究发现，董事会规模与国有股比例显著正相关，与股权集中度显著负相关，同时两职合一与企业绩效不显著负相关。黄山、李春米（2009）研究发现，我国上市公司股权集中度、股权制衡度与企业绩效在1%的水平上显著负相关，国家控股与企业绩效负相关但不显著，技术效率与企业绩效显著正相关。李斌和孙月静（2007）研究发现，在企业发展的不同阶段股权结构与公司绩效的关系不是一成不变的，其中在企业的发展初期，集中性的股权结构有利于我国民营企业绩效改善，成熟阶段的股权分散有利于强化股权监督力，且股权制衡度与企业绩效无显著相关关系。谢芳（2011）研究发现，企业绩效与股权制衡度显著正相关，与股权集中度存在向右上倾斜的凹型曲线关系，与董事会独立性、管理层持股比例都不显著相关，且民营企业资本结构优于国有企业。因此，本文提出以下假设：
H1：在其他限定条件不变的情况下，股权结构与公司绩效显著相关。
Hambrick、Finkelstein（1987）开创性地提出了管理自主权概念，他们认为管理自主权是管理者在决策时所拥有的行为自由度，并受到外部环境、组织和管理者个人三个维度的影响，是这种复杂过程的综合结果。此后，大部分学者都是根据这三个维度对管理自主权进行研究。本文主要从组织维度对管理自主权进行研究。Li、Tang（2010）从环境、组织层次两方面测量管理自主权，其中组织层次包括公司年龄、公司规模、公司无形资源以及两职合一（董事长兼任CEO）。Hambrick、Crossland（2011）研究认为，管理自主权主要受两个关键因素制约：一是管理者做出的决策是否符合利益相关者的期望；二是管理者是否有能力不受利益相关者的干扰和惩罚而实施决策。高遐等（2012）从任务环境及组织内部状况两方面，对我国沪深两市的上市公司CEO管理自主权进行了探讨，并构建了管理自主权的多指标衡量体系，其中组织内部状况分为企业规模、企业年龄、资本密集度、资源丰足度和内部政治条件。吴淑琨等（1998）研究发现，法人股东持股比例、监事会人数、执行董事持股比例、企业绩效与两职合一均不显著相关，只有企业规模与两职合一存在显著正向关系。Burkart、Gromb（1997）研究发现，严密的大股东控制在事前会对经理产生约束，致使其自主性以及对企业的非契约性投资降低。Aghion和Tirole（1997）研究发现，股权越集中，控股股东行使经理选择权的能力越强，对经理自主权产生的压力越大。
Finkelstein（1998）选取公司所在行业集中程度、政府对市场的管制强度、所选市场的成长能力、研发强度、营销支出费用、机构投资者持股比例、公司独立董事数量、经理或总裁任职年限和所持股比例以及企业聘用的证券专业人员数量等诸多指标构建计量模型，对管理自主权进行了分析。李有根（2002）研究发现，为了激励经理努力工作或者防御敌意收购，经理的持股水平会有所提高，同时也会提高经理持股的自主权效应。陈静（2007）利用资本结构、股权结构和董事会构成对组织层次的管理自主权进行了测算。张骁和章咪（2016）通过高管团队平均任期、高管团队持股比例以及董事会中的高管成员比例来衡量高管团队自主权，认为持有公司较多股份的高管团队拥有更多的话语权，管理自主权更大。李有根、赵西萍（2004）假设以经理自主权为中介变量，运用布卡特和格罗姆模型对股权结构与企业绩效的关系进行验证，研究发现股权结构不仅体现了股东的权力分配关系，也是股东实现其合法权利的治理机制，股权集中度越高，则受约束的经理的努力程度越高，越能改善产出效果，但是经理自主权对股权结构与公司绩效的关系不存在中介传导效应。因此，本文提出以下假设：
H2：在其他限定条件不变的情况下，管理自主权与股权结构显著相关。
Burkart、Gromb（1997）研究发现，随着大股东股权的上升，经理的努力呈现为单调递减的凹形曲线，股东监督能力则呈相反的单调递增的凸形曲线。李维安、李汉军（2006）在排除企业规模和风险的前提下，根据1999 ~ 2003年我国民营上市公司的经验数据，对股权结构、高管激励、企业绩效的关系进行了考察，研究发现：第一大股东持股比例高于40%时，股权结构与企业绩效显著正相关，且高管激励与企业绩效无关；第一大股东持股比例在20% ~ 40%之间时，股权结构与企业绩效呈显著的倒U形曲线关系，且高管激励与企业绩效显著正相关；第一大股东持股比例小于20%时，股权结构与企业绩效显著负相关，且高管激励与企业绩效无关。安维东、张莉艳（2015）以企业绩效为因变量、产权性质和股权结构为解释变量，对三者之间的关系进行了回归分析，研究发现产权性质与企业绩效显著负相关，也就是说民营零售业上市公司股权结构与绩效显著正相关，国有零售业上市公司股权结构与绩效不存在显著相关关系。
谢华、朱丽萍（2014）对股权结构、内部控制、企业绩效的关系进行了实证考察，发现股权集中度对企业经营效率和管理水平提升有积极影响，而且内部控制质量越好，企业监督力越强，企业绩效越能得到改善。黄贤环（2016）以内部控制为中介变量，对其与高管薪酬激励、公司绩效的关系进行了探讨，研究发现高管薪酬激励对公司绩效有正向促进作用，内部控制有效性对高管薪酬激励程度与公司绩效的关系存在部分中介传递效应。谢芳（2011）基于2004 ~ 2008年我国中小板上市公司的数据，综合研究了股权结构、董事会独立性、高管激励、债务治理因素与企业财务绩效之间的关系，结果证明股权结构、股票期权计划与企业财务绩效显著正相关，董事会独立性、债务治理与企业财务绩效不存在显著相关关系。因此，本文提出以下假设：
H3：在其他限定条件不变的情况下，高管自主权是股权结构与企业绩效的中介变量，三者之间存在中介传递效应。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
笔者对2013 ~ 2015年我国深市中小板上市公司的经验数据进行考察，将数据按照以下规则进行筛选：①剔除ST、∗ST、SST、PT等类公司，因为此类公司存在财务问题，数据不能反映一般情况；②剔除净资产为负的公司，因为此类公司会导致实证结果产生偏差；③剔除相关资料不完整、数据残缺的公司；④剔除上市不满一年的公司。经过以上处理，最终选取深市中小板125家上市公司、375个数据观测值进行研究，其中国有控股公司65个、非国有控股公司60个。
本文中数据样本均来自国泰安数据库、巨潮资讯网、深圳证券交易所官网，最终数据由笔者利用Excel 2003进行筛选和计算整理得到。实证分析中使用SPSS 19.0对数据样本进行描述性统计和多元回归分析。
（二）变量界定
1. 被解释变量。本文采取通用的做法，将总资产收益率（ROTA）作为衡量企业绩效的指标。总资产收益率可以衡量企业财务状况，综合反映企业的盈利能力和成长性。企业绩效指标（ROTA）的计算方法为企业净利润除以资产总额。
2. 中介变量。本文在刘兵、刘佳鑫等（2015），李有根（2004），熊风华、彭珏（2008）等研究的基础上，选取管理自主权（Mauto）作为为中介变量，具体测量企业规模（Size）、企业年龄（Age）、研发强度（RDI）以及两职合一（Duality）四个指标。其中，企业规模为资产总额的自然对数；企业年龄为计算年份减去企业注册年份；研发强度为企业研发支出与营业收入之比；两职合一以董事长是否兼任总经理或总裁表示，兼任取1，不兼任取0。借鉴Hmieleski和Ensley（2007）的研究，分配给管理自主权每个衡量指标相同的权重，进行算术平均求出管理自主权指数（Mauto）。
3. 解释变量。借鉴李维安、李汉军（2006），黄建山、李春米（2009），唐睿明、邱文峰（2014），王振山（2014）等的研究，笔者选取股权结构（Shareh）作为解释变量，具体测量第一大股东持股比例（Vote）、机构投资者持股比例（Rate）以及股权制衡度（Iown）三个指标。这里，机构投资者持股比例（Rate）是指年末机构投资者（包括各类基金、理财、券商等投资机构）持有股票数量与总股本数量的比值，以百分比表示；股权制衡度（Iown）是指持股比例前10名的股东中第二名至最后一名股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值，以百分比表示。
4. 控制变量。为了排除其他可能因素的影响，在刘兵、刘佳鑫等（2015），隆飞（2015），杨廷燕（2012），李维安、李汉军（2006）等的研究基础上，本文选取的控制变量为公司性质（Own）、营业收入增长率（Grow）、资产负债率（Debt）、地区（Region）、行业（Indu）、会计年度（Year）。控制变量的说明如表1所示。

（三）回归模型
本文将管理自主权作为中介变量，并检验其中介传导路径。如果股权结构对企业绩效和管理自主权都有显著影响，且加入管理自主权变量后，股权结构对企业绩效的影响仍然显著，则表示管理自主权是股权结构和企业绩效的中介传导变量。在检验股权结构与企业绩效中介传导效应过程中，股权结构过管理自主权对企业绩效产生影响，因此管理自主权不仅是股权结构的结果，也是企业绩效的原因。
综合上述分析，本文构建的理论研究模型如下图所示。

1. 股权结构与企业绩效基本关系的回归模型。
ROTA=∂0+∂1Shareh+∂2Grow+∂3Own+∂4Debt
+[i=12ζi]Regioni+[i=112γi]Indui+[i=12li]Yeari+ε （1）
2. 股权结构与管理自主权基本关系的回归模型。
Shareh=β0+β1Size+β2Age+β3RDI+β4Duality+β5Grow+β6Own+β7Debt+[i=12ζi]Regioni+
[i=112γi]Indui+[i=12li]Yeari+ε （2）
3. 股权结构、管理自主权、企业绩效基本关系的回归模型。
ROTA=λ0+λ1Shareh+λ2Mauto+λ3Grow+
λ4Own+λ5Debt+[i=12ζi]Regioni+[i=112γi]Indui
+[i=12li]Yeari+ε （3）
模型（1）检验股权结构与企业绩效之间的基本关系，只有回归系数∂1显著才能进行下一步检验，否则终止检验。模型（2）检验股权结构与管理自主权之间的基本关系。模型（3）检验管理自主权对股权结构与企业绩效的中介传导效应。如果模型（3）中管理自主权的回归系数λ2显著，且λ1比模型（1）中的系数显著性降低，那么管理自主权对股权结构与企业绩效存在部分中介传导效应；如果模型（3）中管理自主权的回归系数λ2显著，且股权结构回归系数λ1不显著，则表示管理自主权对股权结构与企业绩效存在完全中介传导效应。
四、实证检验与理论分析
（一）描述性统计
本文对研究中涉及的主要变量进行描述性统计分析的结果如表2所示。根据表2可知，总资产收益率（ROTA）的最小值为-0.225，最大值为0.320，后者约为前者的1.42倍，均值为0.043，说明中小板上市公司企业绩效差距较大，且总体水平不高；第一大股东持股比例（Vote）均值为0.345，说明一股独大的现象仍然很普遍；股权制衡度（Rate）最小值为0.015，最大值为3.848，均值为0.902，说明中小板上市公司股权制衡度总体平均水平较高，少数企业对第一大股东的制衡度处于劣势；公司年龄（Age）均值为14.8，说明大部分企业新成立不久，处于成长期；两职合一（Duality）的均值为0.291，说明中小板上市公司董事长兼任总经理/总裁的情况并不普遍；资产负债率（Debt）最小值为0.008，最大值为0.863，均值为0.395，说明中小板上市公司财务风险和偿债能力差距很大，但平均资产负债率水平较低，总体形势较好，这主要是由国家控股企业负债水平过高导致的；营业收入增长率（Grow）均值为0.140，说明中小板企业成长迅速，市场环境处于健康水平。

（二）相关性分析
表3对研究中涉及的主要变量进行了Pearson相关分析。根据表3可知，企业绩效（ROTA）与资产负债率（Debt）在1%的显著水平上负相关，与营业收入增长率（Grow）在1%的显著水平上正相关；第一大股东持股比例（Vote）与股权制衡度（Rate）在1%的显著水平上负相关；第一大股东持股比例与企业规模（Size）在5%的显著水平上正相关；机构投资者持股比例（Iown）与研发强度（RDI）、两职合一（Duality）在1%的显著水平上负相关；企业年龄（Age）与研发强度（RDI）在1%的显著水平上负相关。由表3中数据易知，各研究变量间相关系数普遍不高，且均小于0.5，因此初步认为不存在多重共线性问题。
（三）多元回归分析
本文选取了深市中小板125家企业作为研究样本，利用SPSS 19.0对股权结构与企业绩效、股权结构与管理自主权，以及管理自主权对股权结构与企业绩效之间的影响进行了回归分析，具体检验结果如表4所示。
1. 股权结构与企业绩效关系的回归检验。从表4模型（1）的计量结果可知，股权结构的回归系数为0.24，在5%的显著水平上正相关，即股权结构集中度越高，越有利于企业绩效的提升。因此，H1得到验证，即股权结构与企业绩效存在显著相关关系。另外，回归方程F检验值为22.448，在1%的水平上通过检验，调整后的R2为0.187，回归效果较好；模型1中的方差膨胀因子（VIF）都稍微大于1，明显小于10，故解释变量之间不存在多重共线性；D-W检验值为2.215，略大于2，说明方程各变量不存在自序列相关问题。
2. 股权结构与管理自主权关系的回归检验。根据表4模型（2）的回归结果易知，企业规模的回归系数为0.041，在1%的显著水平上正相关，这说明企业规模越大，企业越不容易发生结构性变革，股权集中度越高；研发强度的回归系数为-0.377，在5%的显著水平上负相关，说明研发强度越低的公司，股权集中度越高；公司年龄和两职合一与股权结构不存在显著负相关关系，未通过检验。所以，股权结构与管理自主权存在不完全的显著相关关系，由此，H2得到验证。回归方程的F检验值为2.295，在5%的显著水平上通过检验，调整后的R2为0.024，说明回归效果较好；方差膨胀因子（VIF）都大于1，小于10，且D-W检验值为1.898，接近2，因此回归方程各解释变量不存在多重共线性和序列相关问题。
3. 管理自主权对股权结构与企业绩效关系的影响的回归检验。从表4模型（3）的回归结果不难看出，股权结构回归系数为0.024，在5%的显著水平上正相关，且回归系数由模型（1）的0.24下降到0.024；管理自主权的回归系数为0.003，在10%的显著水平上正相关，同时股权结构回归系数均显著并不为0，故管理主权对股权结构与企业绩效存在不完全的中介传导效应，由此H3得以验证。管理自主权回归系数数值较小，可能是由研究样本总量小引起的。回归方程的F检验值为18.688，在1%的显著水平上通过检验，调整后的R2为0.191，说明回归方程拟合度较好；方差膨胀因子（VIF）均略大于1，明显小于10，D-W检验值为2.222，稍大于2，说明回归方程涉及变量不存在多重共线性和序列相关问题。
五、研究结论与启示
（一）结论
本文选取2013 ~ 2015年深市中小板上市公司的数据为研究样本，以管理自主权为中介变量，实证分析了管理自主权对股权结构与企业绩效间关系的调节作用。结果表明：股权结构与企业绩效、股权结与管理自主权都存在显著相关关系，而加入中介变量管理自主权后股权结构与企业绩效保持在5%水平上的正相关关系，验证了管理自主权对股权结构与企业绩效起到不完全的中介传递效应。这说明公司股权越集中，越有助于促进股东对公司事务的管理，提高经营决策效率和企业绩效。研究结果将有助于优化公司治理结构，建立公平的高层管理者决策空间，降低组织惯性，促进组织股权结构的变革，从而提高企业运营效率与企业绩效。
（二）启示
1. 改善股权结构。实证研究结果显示，深市中小板非国有控股上市公司前十大股东的持股比例小于50%，股权相对分散，不利于激发股东对公司事务管理的积极性。股权相对集中可以促使股东为了维护自身的利益更加有效地参与公司运营管理，从而有助于企业绩效的提升。股权相对分散会导致公司小股东数量众多，并且小股东怠于参与公司的事务决策，倾向于关注股价的波动，不利于企业绩效的提升和公司治理结构的优化。
2. 提升管理团队自主权。在当前更加复杂多变的环境下，中小板企业需要更加灵活、准确地作出决策，企业的发展不能仅依靠管理者个人能力，而要充分发挥团队优势。企业应赋予高管团队更多的管理自主权，提高高管团队的合作水平和决策效率，从而使企业能更加迅速地应对市场变化，抓住发展机会，提高企业的市场价值。

主要参考文献：
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王晓巍，陈逢博．创业板上市公司股权结构与企业价值［J］．管理科学，2014（6）．
徐莉萍，辛宇，陈工孟．股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响［J］．经济研究，2006（1）．
董斌，张振．股权结构、董事会特征与公司绩效：内生性视角［J］．大连理工大学学报（社会科学版），2015（36）．
黄建山，李春米．股权结构、技术效率与公司绩效：基于中国上市公司的实证研究［J］．经济评论，2009（3）．
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