1、1基于股权集中度的收益结构与企业价值关系研究内容摘要：收益结构信息与企业价值的关联度日益成为投资者进行决策时关注的焦点。本文以中国沪深两市 2012 年 1633 家 A 股上市公司为样本，从股权集中度视角对收益结构与企业价值的关系进行了研究。结果表明，股权集中度的提高一定程度上加强了不同收益与企业价值的关联度，但在股权集中度较低区域和较高区域，不同收益与企业价值的关联度相对下降，总收益、经常性收益与企业价值呈倒“U”型关系，但整体上经常性收益与企业价值的关联度要强于非经常性收益与企业价值的关联度。 关键词：股权集中度 经常性收益 非经常性收益 收益结构 企业价值 引言 收益反映了一个企业特定
2、期间的经营成果。收益信息质量的高低严重影响到其与企业价值的关联度。在资本市场上，企业价值的大小是投资者进行决策的重要依据，收益信息与企业价值关联度的降低将严重影响到企业财务报表对投资者的决策有用性。 按照收益的构成，收益又分为经常性收益和非经常性收益。经常性收益产生于企业日常生产经营活动，而非经常性收益是指“与公司正常经营业务无直接关系，以及虽与正常经营业务相关，但由于其性质特殊和偶发性，影响报表使用人对公司经营业绩和盈利能力做出正常判断的2各项交易和事项产生的损益” 。由于经常性收益具有相对稳定性，并构成了企业收益中最主要的部分，因此它是企业是否在未来能履行与权益人契约的重要保障。从理论上讲
3、，经常性收益对企业价值的影响应该远高于非经常性收益。 Bowen（1981）研究了电力公司的收益对股价的作用，发现经常性和非经常性项目对市场价值的影响是有差异的。Elliott 和 Halma（1996） 、Collins 等（1997）的研究表明经常性收益与企业价值关系更密切。 也有研究表明经常性收益和非经常性收益对企业价值的影响没有显著差异。Ballas（1999）研究了特殊项目（Exceptional Items）和营业外收支项目（Extraordinary Items）在股票定价中的作用，发现特殊项目资本化的比率与经营利润相比没有显著不同。 我国关于收益结构与企业价值的关系研究起步较晚
4、。王淑慧和马秀玉（2013）以我国 A 股上市的制造业企业为样本进行研究，得出“非经常性收益并未影响企业价值”的结论。薛治剑（2011）认为不同收益与企业价值的关系盈利企业和亏损企业是有差异的。 从股权集中度考虑，股权的集中和分散程度会影响到收益信息与企业价值的相关程度。詹森与梅克林（1976）认为，只要管理当局持有的公司普通股份不足 100%，股东与管理当局之间的利益冲突便不可避免。股权集中度的提高使大股东能有效影响管理层的行为，促进会计收益质量的提高。但是当股权集中到一定程度时，大股东和小股东的利益冲突会加剧，大股东此时具有一定控制企业收益信息的能力，可能与管理层联合起来，人为影响收益信息
5、以侵蚀小股东的利益。 3本文拟从股权集中度角度探讨收益结构与企业价值之间的关系，分析经常性收益、非经常性收益对企业价值的影响程度，为投资者决策提供理论和数据上的支持。 研究设计 （一）研究假设 基于以上分析，本文提出如下假设：假设 1：经常性收益与企业价值的关联度要强于非经常性收益；假设 2：股权集中度影响收益与企业价值的关系；假设 3：股权集中度的提高会减轻管理层与股东的代理问题，从而提高企业收益与其价值的关联度，但股权集中度达到一定程度时，企业收益与其价值的相关性会逐渐降低。 （二）样本筛选与数据来源 本文选择 2012 年沪、深两市发行 A 股的上市公司为样本，使用截面数据研究不同股权集
6、中度下收益结构和企业价值之间的关系。数据均来自 CSMAR 数据库，研究数据剔除了：金融、保险类上市公司；ST、*ST和 PT 的上市公司；数据不全的上市公司；经常性和非经常性收益为负的上市公司。最终获得样本企业 1633 个。 （三）研究变量与模型 1.被解释变量。本文选择托宾 Q 作为解释变量。现有关于收益结构与企业价值关系方面的研究文献多以股价来衡量企业的价值。但是，由于不同企业募集股本时股票发行价格并不相同，因此现行股价并不能有效反映企业过去的增长潜力和经营能力，而这方面的能力却对企业未来的价值有重要的影响。而托宾 Q 是企业市场价值与重置成本的比率，能4较好地体现企业资产的市场溢价，
7、也反映出对该企业投资的价值。考虑到市场对收益信息反映的迟滞效应，本文以 2013 年 6 月 30 日的托宾 Q值作为样本数据进行研究。 2.解释变量。本文从收益的稳键性角度将收益分为经常性收益和非经常性收益，以研究不同股权集中度下收益结构与企业价值之间的关系。考虑到不同企业规模对企业收益的影响，本文用每股收益、每股经常性收益和每股非经常性收益作为解释变量。 虽然净利润代表企业一定时期的经营成果，但由于现行企业会计准则下所得税费用列示于利润总额之后，并未区分是经常性收益还是非经常性收益的所得税费用，所以无法获取企业精确的经常性收益和非经常性收益数据。因此本文用利润总额代替净利润作为衡量企业经营
8、成果的指标。又由于本文研究的是收益结构与企业价值的相关性，考虑到规模对企业价值的影响，用每股收益而非收益总额进行研究。利润表上的所得税费用在不考虑永久性差异的情况下，其金额等于会计利润乘以所得税税率。对同一个企业，经常性收益和非经常性收益的税率基本相同，因此用利润总额来代替净利润研究对不同收益的相对比例不会产生太大的影响。 3.控制变量。企业是否能在未来如期支付投资者要求的报酬率，影响到其是否能以较低的资本成本融入更多资金，进而影响到企业价值，故本文选择衡量企业长期偿债能力的资产负债率作为一个控制变量。企业价值还依赖于企业的经营能力产生的债权及债权变现周期的长短，故本文也将代表企业营运能力的指
9、标资产周转率作为控制变量。规模大的5企业通常在融资时有更多的抵押物作为担保，企业信誉较高，生产具有规模效应，在市场竞争中往往占有优势，这都促进了企业价值的提升，故本文也将企业规模作为控制变量来进行研究。本文还对影响企业价值的其它变量如公司治理因素、产权因素、企业成长性因素进行了控制。 4.分组变量。本文针对不同股权集中度下收益结构和企业价值之间的关系进行研究。反映股权集中度的指标有第一大股东股权比例、CR 指数、H 指数、z 指数等。本文将第二、三、四大股东的持股平均数与第一大股东持股比例进行了均值检验。结果发现第二、三、四大股东的持股平均数与第一大股东持股比例的差额显著不为零，如表 1 所示
10、，说明我国“一股独大”现象比较普遍，其他大股东很难对第一大股东进行有效的制衡，故本文选择用第一大股东持股比例作为股权集中度指标，变量设计见表 2。 5.模型设计。为避免经常性收益和非经常收益的共线性问题，构建3 个模型： Tobinq=0+1*OC1*EPS+2*OC2* EPS+3* OC3*EPS+4*GGCHG +5*CH QXZ+6*LZJR +7*DDBL +8*SIZE+ 9*NATR+10*DEBT+11*SHRZZL+ Tobinq=0+1*OC1*NORMALPS+2*OC2*NORMALPS+3*OC3*NORM ALPS+4*GGCHG +5*CHQXZ+6* LZJR+
11、7*DDBL+8*SIZE+9*NATR+10*DEBT+11*SHRZZL+ Tobinq=0+1*OC1*ABNORMALP S+2*OC2*ABNORMALPS+3*OC3* ABNORMALPS+4*GGCHG+5*CHQ XZ+6*LZJR +7*DDBL+8*SIZE+9 6*NATR+10*DEBT+11*SHRZZL+ 实证结果分析 （一）描述性统计 本文对有关变量的基本描述性统计如表 3 所示。 变量的描述性统计结果显示所选取的样本企业基本特征如下：第一，选取的样本企业中，托宾 Q 最大值为 211.885333，最小值仅为0.284277，相差非常大，标准差为 5.3141
12、60，说明该总体的离散程度较大，不同企业特质存在较大差异从而影响到企业价值存在显著差异，由于本文选取的是全部中国上市公司 A 股企业，因此，企业价值间较大的差异性在合理的预期之中。第二，第一大股东持股比例最大值为89.41%，最小值为 3.62%，有较大的悬殊，这说明从股权集中度的角度去研究收益结构与企业价值之间的关系有一定的合理性。第三，企业每股收益、每股经常性收益、每股非经常性收益最大值分别为 5.70、 7.582186、1，最小值分别为 0、0.001120、0，表明从整体上看，经常性收益占企业总收益的比例远大于非经常性收益占企业总收益的比例，这是符合经常性收益与非经常性收益的特点的，
13、我们据此可以合理预期，经常性收益与企业价值之间的关系要强于非经常性收益与企业价值之间的关系。第四，从产权性质看，绝大多数样本企业属于非国有企业，这表明我国国有企业改革正在逐步深化。第五，董事长与总经理两职兼任的情况在样本企业中约占 1/4 左右，可能会降低模型中的两职兼任与企业价值之间的关联度。第六，样本企业中几乎有一半企业均有高管持股份额，持股比例在 0-5%之间，分布相对均匀，分析高管持股对企业价值7的影响在本模型中有一定的现实意义。第七，样本企业均有独立董事，独立董事占董事总人数的比例在 22.2-71.4%之间。而根据证监会发布的关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见 ，上市公司董事
14、会成员中应当至少包括 2 名独立董事，独立董事占全部董事的比例至少为 1/3。而本文样本企业虽然都有 2 名及以上的独立董事，但有相当一部分企业独立董事人数比例并未达到要求。全部样本企业独立董事比例为37.088%，仅略高于国家要求，这一定程度上扼制了独立董事作用的发挥。第八，样本企业总资产周转率最大值为 7.187964，最小值仅为0.023629，均值为 0.666673，表明整体样本企业一元资产支持的销售收入不足一元，资产周转缓慢。企业规模过于庞大时会影响到其治理效率。第九，样本企业资产负债率最大为 94.83%，最小值仅为 1.4%，均值为41.3974%。大部分企业负债率低于 50%
15、，表明整体企业财务风险相对较小，有较强的负债融资能力。第十，样本企业规模最大值为 27.851979，最小值为 15.729427，均值为 21.895420，规模分布整体比较均衡。营业收入增长率最大值为 7.31016%，最小值为-1%，均值为-0.155308%，说明样本企业整体成长能力较差。 （二）回归分析 表 4 报告了模型 1、模型 2 和模型 3 的回归分析结果：第一，变量的方差膨胀因子 VIF 值都小于 2，说明本模型不存在严重的多重共线性问题，各变量能有效解释企业价值的变化。第二，模型 1 显示不同股权集中度下每股收益与企业价值之间的关系。当股权集中度20%时，每股收益与企业价
16、值在 10%的水平上显著相关。这表明，随着股权集中度的提高，收8益与企业价值之间的关系进一步密切。另外不同股权集中度下每股收益的回归系数都大于 0，表明收益的增加会提高企业的价值。这初步印证了假设 2 的合理性。第三，模型 2、模型 3 显示了不同股权集中度下每股经常性收益、每股非经常性收益与企业价值之间的关系，发现在股权集中度20%时，每股经常性收益与企业价值在 10%的水平上显著相关。而每股非经常性收益与企业价值在不同股权集中度下与企业收益均不相关，但即便如此，我们发现，随着股权集中度的提高，每股非经常性收益与企业价值的关系显著性水平是在不断上升的，这进一步印证了假设 2 的合理性。这表明
17、经常性收益与企业价值的关系要强于非经常性收益与企业价值之间的关系，这证明了假设 1 的合理性。第四，无论哪个模型的结果都显示，随着股权集中度的提高，收益与企业价值的关系显著性水平都在不断上升，这和我们的假设 3 有些背离。我们在前面研究中对股权集中度的划分是基于会计实务中通常认为股权达到 50%以上，则能够对被投资企业进行控制，在 20%-50%之间能够对被投资企业产生重大影响。本文样本企业股权集中度最高为 89.41%， 考虑到 50%-89.41%的持股比例范围较大，为了进一步验证假设 3 的合理性，我们将股权集中度在 50%-89.41%范围内的企业进一步划分为（50%，60%）和（60
18、%，89.41%）两个样本区间进行验证， （60%，89.41%）的区间仍然较大，但本文是考虑到在股权集中度为（50%，89.41%）的企业中， （50%，60%）的企业有 223家， （60%，89.41%）有 139 家，相差不致过于悬殊。本文进一步构建三个模型： Tobinq=0+1*TC1*EPS+2* TC2* EPS+3*GGCHG+4*CHQXZ+5*LZJR 9+6*DDBL+7*SIZE+8*NATR+9*DEB T+10*SHRZZL+ Tobinq=0+1*TC1*NORMALPS+2*TC2*NORMALPS+3*GGCHG +4 *CHQXZ+5*LZJR +6*DD
19、BL+7*SIZE +8*NATR+9*DEBT+10*SHRZZL+ Tobinq=0+1*TC1*ABNORMALPS +2*TC2*ABNORMALPS+3*GGCHG +4*CHQXZ+5*LZJR +6*DDBL+7 *SIZE+8*NATR+9*DEBT+10* SHRZZL+ 有关变量含义见表 2，模型回归结果见表 5。 表 5 回归结果显示：第一，变量的方差膨胀因子 VIF 值都小于 2，说明本模型不存在严重的多重共线性问题，各变量能有效解释企业价值的变化。 第二，模型 1 显示了每股收益与企业价值之间的关系。虽然在股权集中度50%时，每股收益与企业价值显著相关，显著性水平为
20、1%，但在股权集中度超过 60%时，t 检验值由 3.712 下降为 3.017，相关性的显著程度有稍微下降趋势。 第三，模型 2 显示了每股经常性收益与企业价值之间的关系。整体上，在股权集中度50%时，样本企业每股经常性收益与企业价值在 1%的水平上显著相关。但在股权集中度超过 60%时，t 检验值由 3.26 下降为2.656，相关性的显著程度有所降低。 第四，模型 3 显示了每股非经常性收益与企业价值之间的关系。结果表明，每股非经常性收益与企业价值显著不相关。但在股权集中度超过 60%时，t 检验值由 0.917 升至 0.976，每股非经常性收益与企业价值10之间的关系有稍微上升趋势。
21、 第五，综合上文研究结果，我们发现样本企业收益与企业价值之间有显著的相关性，每股经常性收益与企业价值的相关性要强于每股非经常收益与企业价值的相关性。这进一步验证了假设 1 和假设 2 的合理性。当股权集中度超过 60%时，每股非经常收益与企业价值的相关性有缓慢上升趋势，表明在股权集中度过高时，大股东受到的制衡减少，与小股东的利益冲突增加，大股东有可能通过盈余管理或其它非正常手段操纵非经常收益项目从而影响会计信息质量，侵蚀小股东的利益。正常情况下，每股收益、每股正常性收益与企业价值的关系应该是显著正相关，但模型 1 和模型 2 显示，在股权集中度超过 60%时，t 值都略有降低，表明此时每股收益
22、、每股经常性收益与企业价值的关系有缓慢下降趋势。这进一步印证了在股权集中度过高时，大股东与管理层的冲突虽然有所缓和，但与小股东的冲突加剧，大股东与管理层可能联合起来，通过影响收益信息质量以侵蚀企业和其他投资者的利益，收益信息质量的下降导致收益与企业价值的关系弱化。这印证了假设 3 的合理性。 结论与启示 本文研究发现：通过对产权性质、公司治理水平、企业规模、企业成长性因素、偿债能力、营运能力等一些指标进行控制后，发现股权集中度对收益结构与企业价值的关系有较大的影响。整体上，在一定范围内，随着股权集中度的提高，经常性收益与企业价值的关系进一步显著；股权集中度对非经常性收益与企业价值的关系没有显著影响；随着股权集中度增加，总收益、经常性收益与企业价值之间存在微弱的倒“U”型
