孫倩薇

我國國有企業(yè)經(jīng)過四十多年的發(fā)展，從2017年起，混合所有制資產(chǎn)改革進(jìn)入全面提速階段?；旌纤兄聘母镏饕瞧髽I(yè)混合多種所有制資本，改革經(jīng)營機(jī)制，完善資本管理體制，推動(dòng)資本合理配置，優(yōu)化國有資本的戰(zhàn)略布局。截止到2020年初，在國家發(fā)改委推動(dòng)實(shí)施下，已經(jīng)有四批行業(yè)企業(yè)進(jìn)入了混合所有制改革名單，航空、電力、石油、天然氣、電信、鐵路等保障民生、服務(wù)社會(huì)和處于商業(yè)壟斷行業(yè)的企業(yè)都處于混改進(jìn)程中。近期來，混合所有制改革進(jìn)一步推進(jìn)，金融行業(yè)也將繼續(xù)深化混改。

證券公司是證券市場的重要組成部分。證券公司既為證券市場提供金融產(chǎn)品和金融服務(wù)，也是證券市場重要的機(jī)構(gòu)投資者，在國民經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮著重要作用?！蹲C券法》和《公司法》對(duì)證券公司股東的資質(zhì)和凈資本金額有明確要求，因?yàn)橘Y本密集型行業(yè)屬性，大多數(shù)券商都具備國有資本背景。此外，證券公司在企業(yè)改制上市業(yè)務(wù)中輔導(dǎo)混改企業(yè)上市，參與混改方案的制訂和實(shí)施，承擔(dān)股票的承銷包銷工作，所以證券公司本身的混改是金融行業(yè)的重點(diǎn)之重?；旄纳婕暗阶C券公司的股權(quán)持股比例調(diào)整，所以研究證券公司的股權(quán)集中度和公司經(jīng)營的之間關(guān)系，能夠?yàn)榛旄漠a(chǎn)權(quán)提供理論依據(jù)，有助于證券公司股權(quán)結(jié)構(gòu)多樣化，提升公司治理能力和水平，促進(jìn)證券市場的健康公平發(fā)展，為資本市場注入活力。

一、研究背景與文獻(xiàn)綜述

股權(quán)結(jié)構(gòu)是影響公司業(yè)績的重要因素之一。如果能在現(xiàn)有條件下，尋找到公司的最優(yōu)組織結(jié)構(gòu)，會(huì)最大化實(shí)現(xiàn)資源的合理配置。有很多學(xué)者關(guān)注股權(quán)集中度和公司業(yè)績之間的關(guān)系：股權(quán)集中度與公司業(yè)績：一個(gè)關(guān)系模型（申尊煥、鄭秋亞，2004）中，以模型的方式描述出了股權(quán)集中度和公司業(yè)績的關(guān)系，并計(jì)算最優(yōu)的股權(quán)集中度。上市公司治理風(fēng)險(xiǎn)（肖威、楊睿、張杰，2011）中分析了我國上市公司國有法人股權(quán)高度集中的特點(diǎn)，分析出公司治理績效和股權(quán)集中度成反比，應(yīng)對(duì)國有法人股進(jìn)行改革。上市公司在不同區(qū)域治理環(huán)境下，股權(quán)集中度對(duì)公司業(yè)績的影響也是不同的（賀炎林、張瀛文、莫建明，2014），股權(quán)集中度對(duì)公司業(yè)績的影響會(huì)隨著外部治理環(huán)境的不同而出現(xiàn)顯著差異?；旌纤兄瓢l(fā)展、股東有效性與企業(yè)業(yè)績之間關(guān)系中（高明華、郭傳孜，2019），董事會(huì)的有效性對(duì)股權(quán)制衡度、股權(quán)集中度和企業(yè)績效之間有中介傳導(dǎo)作用，股權(quán)制衡度當(dāng)期效應(yīng)對(duì)董事會(huì)有效性并無顯著影響，對(duì)企業(yè)績效之間的關(guān)系集中在U 型關(guān)系的后半段，股權(quán)制衡度滯后效應(yīng)與企業(yè)績效呈倒U型關(guān)系。

我國證券行業(yè)發(fā)展迅速，截止到2019年12月底，A股上市共44家證券公司。2014年有14家證券企業(yè)，2016年為26家，2018年為34家，上市增長率為每年6家。根據(jù)證券業(yè)協(xié)會(huì)行業(yè)數(shù)據(jù)，截止到2019年9月30日，我國證券業(yè)共131家證券公司，上市券商占比為32.84%。我國131家證券公司總資產(chǎn)為7.02萬億元，自2014年起，總資產(chǎn)年平均增長率為14.33%。由此可見我國證券公司數(shù)量較少，公司平均資產(chǎn)較高。所以研究證券公司股權(quán)集中度對(duì)公司業(yè)績的關(guān)系，將會(huì)對(duì)公司的資產(chǎn)和利潤產(chǎn)生一定的影響。

二、分析研究

因上市時(shí)間未滿一年和數(shù)據(jù)有效性問題，本文剔除紅塔證券股份有限公司和中銀證券公司數(shù)據(jù)，選取滬深股市上市的42家證券公司。上市證券公司包括國信證券、申萬宏源、中國銀河、方正證券等。數(shù)據(jù)時(shí)間節(jié)點(diǎn)為2019年一、二、三季度季報(bào)。數(shù)據(jù)類別有凈資產(chǎn)收益率、第1大股東的持股比例、前5大股東持股量比例、前10大股東持股比例和第1大股東持股比例平方、前5大股東持股比例平方、前10大股東持股比例平方。數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫，共504個(gè)數(shù)據(jù)。股權(quán)集中度指標(biāo)為第1大股東持股量比例、前5大股東持股比例、前10大股東持股比例及其平方，以衡量公司的股權(quán)分布狀態(tài)。凈資產(chǎn)收益率為凈利潤與凈資產(chǎn)的比值，表示運(yùn)用自有資產(chǎn)獲取凈利潤的效率和公司自有資本的盈利能力，本文用凈資產(chǎn)收益率代表公司業(yè)績情況。

（一）描述性分析

在各變量中，roe代表凈資產(chǎn)收益率，own1為第1大股東的持股比例，own1s為第1大股東持股比例平方，own5為前5大股東持股比例，own5s為前5大股東持股量比例平方，own10為前10大股東持股比例，own10s為前10大股東持股比例平方，qua為季度，com為公司名稱。

通過表1描述分析，可以對(duì)證券公司股權(quán)集中度和凈資產(chǎn)收益率有初步的了解。凈資產(chǎn)收益率平均值為3.51，最大值為6.91，最小值為0.80，標(biāo)準(zhǔn)差為1.42，標(biāo)準(zhǔn)差基本達(dá)到了均值的一半；第1大股東持股比例、前5大股東持股比例、前10大股東持股比例平均值分別為0.28、0.56、0.64。樣本數(shù)據(jù)為時(shí)間序列面板數(shù)據(jù)，時(shí)間變量為定距變量，均值為2。

（二）OLS回歸分析

在表示凈資產(chǎn)收益率與第1大股東持股比例、前5大股東持股比例、前10大股東持股比例關(guān)系散點(diǎn)圖中觀察，各變量沒有顯著關(guān)聯(lián)。本文數(shù)據(jù)主要特點(diǎn)是橫截面維度有42家證券公司，數(shù)值相比時(shí)間維度較大，所以采用時(shí)間序列的短面板數(shù)據(jù)分析，首先進(jìn)行OLS最小二乘法回歸分析。

在OLS回歸分析中，在剔除不顯著變量前5大股東持股比例、前5大股東持股比例平方、第1大股東持股比例和第1大股東持股比例平方后，P值為0.095，回歸系數(shù)滿足10%顯著水平。但是模型可決系數(shù)R2為0.0376，修正的可決系數(shù)為0.0220，說明模型對(duì)于數(shù)據(jù)的解釋還是差強(qiáng)人意的。如表2。

（三）隨機(jī)效應(yīng)分析

在對(duì)比了以公司名稱com為聚類變量的固定效應(yīng)回歸分析和構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型后，進(jìn)行回歸模型試驗(yàn)，并與OLS回歸對(duì)比，發(fā)現(xiàn)分析結(jié)果顯著水平并沒提高，所以本文沒有采用固定效應(yīng)分析和雙向固定分析，而應(yīng)用隨機(jī)效用模型繼續(xù)進(jìn)行分析。在剔除不顯著變量后，在隨機(jī)效用分析模型中，凈資產(chǎn)收益率為因變量，前10大股東持有比例和前10大股東持股比例平方為自變量，使用公司名稱com為聚類變量的聚類文件標(biāo)準(zhǔn)差，進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)回歸。如表3。

表1 各變量描述性分析

表2 OLS回歸分析

表1與表2對(duì)比，隨機(jī)效應(yīng)回歸模型比OLS回歸的P值顯著性水平有所提升，回歸變量相關(guān)系數(shù)的顯著性水平也變好。

前10大股東持股比例的系數(shù)為負(fù)，前10大股東持股比例平方的系數(shù)為正，回歸模型不是線性，可以一定程度認(rèn)為模型為二次曲線?；貧w分析出前10大股東持有比例與凈資產(chǎn)收益率的關(guān)系為正U型曲線。

Roe=a+8.86own10s-10.77own10+u

前10大股東持股比例較低時(shí)，與凈資產(chǎn)收益率負(fù)相關(guān)，到達(dá)最低點(diǎn)之后，隨著前10大股東持股比例增加，與凈資產(chǎn)收益率正相關(guān)。

三、研究結(jié)論

（一）對(duì)于U型下降階段的解釋

在模型回歸中，上市證券公司的業(yè)績與前10大股東持股比例呈現(xiàn)U型關(guān)系。在U型下降階段，第一，證券行業(yè)是資本密集型行業(yè)，法律明確規(guī)定了從事自營業(yè)務(wù)、資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)、證券發(fā)行業(yè)務(wù)等的證券公司自有資本門檻，如果前10大股東持股比例較小，那么可供支配的資金數(shù)較少，對(duì)于資金沒有良好保障。第二，前10大股東的持股比例如果較小，造成所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離，很容易產(chǎn)生委托代理問題，股權(quán)的不集中會(huì)使大股東不能成為實(shí)際經(jīng)營決策者，使中小股東產(chǎn)生“搭便車”行為，存在道德風(fēng)險(xiǎn)。第三，由于大股東持股比例低，使得股權(quán)流動(dòng)較頻繁，控股股東只會(huì)關(guān)心當(dāng)前自身利益而忽視證券企業(yè)的長期發(fā)展。在證券行業(yè)，股權(quán)集中度較高不一定表示對(duì)公司治理存在著制約的關(guān)系，既可能使公司業(yè)績有效率，也可能阻礙公司發(fā)展。

表3 隨機(jī)效應(yīng)回歸分析

（二）對(duì)于U型上升階段的解釋

在前10大股東持股比例達(dá)到一定程度后，對(duì)證券公司經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。第一，前10大股東較集中的持股比例可以在相互制衡的基礎(chǔ)上，保持對(duì)公司的相對(duì)控制力，可以在一定程度上制訂實(shí)施有利于公司長期發(fā)展的決策。第二，證券行業(yè)受政策性影響較大，如果有政策性支持和傾斜，對(duì)于證券公司風(fēng)險(xiǎn)控制能力有明顯的支持作用。證券公司因?yàn)槠湫袠I(yè)特殊性，前10大股東如果有括地方政府和中央政府背景，證券公司將會(huì)具備政策的先行性。

（三）“壕溝防御效應(yīng)”與“利益協(xié)同效應(yīng)”

“壕溝防御效應(yīng)”是指控股股東會(huì)隨著持股量增加而對(duì)企業(yè)的控制力不斷增強(qiáng)，外部的約束作用越來越弱，所以對(duì)中小股東的侵占程度也隨之提高。與其相對(duì)應(yīng)的是“利益協(xié)同效應(yīng)”，是指股權(quán)集中到一定程度以后，大股東與中小股東的利益趨向一致，所以對(duì)中小股東的利益侵占程度減弱，所獲得的中小股東利益侵占減少。在剛才的實(shí)證分析中，對(duì)于證券行業(yè)，“壕溝防御效應(yīng)”和“利潤協(xié)同效應(yīng)”同時(shí)存在，在前10大股東持股比例較低時(shí)，證券公司業(yè)績顯示為“壕溝防御效應(yīng)”，在前10大股東持股比例較高時(shí)，證券公司業(yè)績呈現(xiàn)出“利益協(xié)同效應(yīng)”。

四、政策建議

證券公司混合所有制改革繼續(xù)推進(jìn)，證券公司混改的股權(quán)結(jié)構(gòu)直接影響公司治理能力，也影響著混改成效。

1.證券公司業(yè)績與第1大股東持股量和前5大股東持股比例關(guān)系不顯著，而與前10大股東持股比例顯著。單一的集中的持股比例對(duì)公司治理沒有正向促進(jìn)作用，反而相互制衡的持股比例，越集中越有利于公司業(yè)績提升。本文認(rèn)為引入證券公司的多種混改資本數(shù)量要達(dá)到一定程度，并且多種所有制的資本要相互均衡，建立較為平衡的集中持股制度，重構(gòu)公司治理機(jī)制，解決證券公司混改治理問題。

2.對(duì)于回歸方程的分析中，發(fā)現(xiàn)前十大股東持股比例與公司績效是二次相關(guān)，根據(jù)方程計(jì)算出前十大股東持股為41.13%時(shí)，凈資產(chǎn)收益率最低。現(xiàn)我國上市證券公司前10大股東持股比例平均值為63.63%，屬于U型上升階段，所以混改中可以繼續(xù)提升前10大股東持股比例，改善經(jīng)營狀況。