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ＡＣＣ治ＯＵＮ理ＴＩＮＧ黑
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大股东特征与企业投资效率关系的实证研究・
湖南大学工商管理学院
陈共荣
徐巍
【一一】文章基于２００５—２００７年我国制造业上市企业年度横截面的集合数据．采用ＤＥＡ分析方法对我国制造业上市企业的投资效率进行了测度。在此基础上，运用Ｔｏｂｉｔ模型研究了大股东特征与公司投资效率之间的关系．实证检验结果表明：第一大股东控股比例与企业的投资效率之间呈现出一种“Ｎ”型的曲线关系；第一大股东为国有属性的上市企业的投资效率要低于非国有属性的上市公司，非效率投资的现象更严重；第一大股东受制衡的程度与企业投资效率成正向相关，股权制衡能够抑制大股东利益主导下的非效率投资行为。
【关键调】股权结构；引言
近年来，我国上市企业在发展过程中普遍存在着以简单的规模化投资、盲目的多元化投资等为特征的非效率投资现象。较为严重地降低了我国上市公司的治理效率、损害了企业价值，并为大股东攫取利益提供了渠道。这已成为制约上市公司质量提升和长期持续发展的重要因素。在公司治理过程中。企业价值的增加从根本上取决于企业的投资决策和投资效率．而所有权结构被认为是企业投资决策和投资效率的主要驱动力。在我国上市公司所有权结构中，股权高度集中的特征非常显著，虽然这种所有权结构特征会给企业的投资效率带来控制权的“激励效应”，但同时也存在。损耗效应”。这两种效应共同存在、相互作用。
在已有的文献中，大股东特征及其治理的相关研究主要集中在上市公司大股东控制与公司价值或绩效的相关性研究。但却远没有达成一致的结论。造成这一现状主要是因为投资是连接股权结构和公司价值或绩效的关键性环节．现有研究大都绕过了投资这一价值创造的环节。而直接检验所有权结构对公司价值或绩效的影响，忽略了所有权结构与企业价值关系的内生性问题。因此，本文将着眼干企业的投资行为，探寻我国企业的大股东控制行为及其治理特征对企业投资效率水平的影响关系，对于如何监督和控制我国大股东控制条件下的企业非效率投资行为，提高企业价值创造的有效性，最终实现企业价值的最大化，有着现实的指导意义。
大股东特征；投资效率
的经济激励及能力，从而既避免了股权高度分散下的。搭便车。问题，又能有效地监督管理层的行为。然而．Ｌａ
Ｐｏｒｔａｌ却认为。
当存在控股股东时，控股股东与小股东之问存在着严重的利益冲突．控股股东可能会以牺牲其他小股东的利益为代价来追求自身利益的最大化。
因此，本文认为第一大股东控股比例对投资效率的影响呈现区间特征。当第一大股东的控股比例较低时，控股比例的增加所产生的协同激励效应将激励大股东对管理者的经营活动进行积极的监督。从而能够有效制约管理者的非效率投资行为，提高投资效率。当第一大股东的控股比例增加到一定程度后．掌握足够多控制权的大股东已经可以左右公司管理层的任命和重大投资决策，因而为其攫取控制权私有收益提供了便利条件．受大股东控制的管理者会进行大量有利于大股东而损耗企业整体价值的非效率投资。从而使企业的投资效率下降。
如果股权集中度进一步提高．当第一大股东的控股比例增加到能够绝对控制公司时，非效率投资将对控制性股东的控制权共享收益带来较大的损害，因此，在“利益趋同效应”的作用下，控制性股东利益主导下的非效率投资行为得到节制，控股比例的增加又将有利于投资效率的提高。
基于上述的分析，提出如下假设：
Ｈ１：第一大股东的控股比例与企业的投资效率呈现一种。Ｎ”型曲线关系。
（二）大股东股权性质与投资效率
已有的大量经验证据表明．股权性质在代理问题的产生与
一、理论背量与研究假设
学术界普遍认为，在企业投资的过程中，大股东不同的逐利动机将导致不同的投资行为。然而，大股东利益目标的选择很大程度上取决于大股东的控制地位及其治理特征。本文将大股东特征概括为大股东控股比例、大股东股权性质以及大股东受股权制衡的程度等几个方面，关于大股东特征与企业投资效率关系问题的理论分析也分别从以上几个方面展开。并且得出以下的研究假设。
（一）大股东控股比例与投资效率
Ｓｈｌｅｉｆｅｒ和Ｖｉｓｈｎｙ认为一定的股权集中度是必要的．因为大股东具有限制管理层以牺牲股东利益来谋取自身利益行为
解决，以及所有权的行使方式上的差异十分显著．对公司投资决策与效率产生的影响也不尽相同。由于我国正处于转型时期，上市公司投资行为受大股东性质影响的治理问题比较复杂。一方面。国有控股上市公司中存在比较严重的。内部人控制”问题，作为内部人的管理者投资决策缺乏有效监督，在机会主义动机的驱使下容易出现非效率投资行为；另一方面。国有控股上市公司受各级政府的行政干预较为严重。地方政府为实现ＧＤＰ的增长目标、缓解本地的就业压力往往要求国有公司扩大投资，从而可能促使上市公司的非效率投资行为，这加重了公司的负担。
相对说来。非国有控股企业由于相对有效的治理机制，企
＋本文为湖南省科技厅立项课题（２０（呵Ｔ３０１０）的阶段性成果。
万方数据
围
嬲。ｗ纛墨Ａ息。纛Ｇ
业的利润动机较强，企业的投资行为具有明显的效率趋向。在竞争的市场上，它会采取追求效率，追求高市场份额的行为．并促进企业投资效率的提高。另外，在非国有控股的企业中，大股东出于保障自身利益的目的，对管理者会进行积极有效的激励和监督，使投资决策更加合理和规范。
因而，提出如下假设：
Ｈ２：国有控股上市企业的投资效率低于非国有控股上市企业的投资效率。
（三）股权制衡与投资效率
股权制衡是一种重要的公司内部治理机制。在制衡型所有权结构下，公司投资决策是多个相关大股东讨价还价的利益协调结果。我国上市公司（特别是国有控股上市公司）。一股独大”的问题仍然比较严重，如何制约大股东对小股东的隐性掠夺，成为近来学术界讨论的热点。不少学者指出股权制衡是约束大股东隐性掠夺行为的一条重要途径。即多个大股东同时分享控制权。形成制衡型股权结构时，任何一个大股东都无法单独控制企业的决策，单个大股东对控制权私有收益的追求将受到抑制。Ｇｏｍｅｓ认为，股权制衡的产生将会从两个方面提升企业的投资效率：一是多个大股东的出现，增大了企业决策团体的所有权比例，内部化了更多的控制权私有收益的获取成本．从而在一定程度上减少了控制权私有收益驱动的非效率投资行为；二是由于受到其他大股东的有效监督或制衡，单个大股东对控制权私有收益的追求将受到抑制，有利于减少单个大股东利益主导下的非效率投资行为。
于是，提出如下假设：
Ｈ３：股权制衡度与企业的投资效率正相关。
二、模型设定与研究方法（一）企业投资效率的测度１．投资效率测度方法选择
企业投资效率测度是一个多维度的．需要涵盖处于不同发展阶段的、不同类型的多个目标，因此测度方法需要具有系统性和综合性。数据包络分析法（ＤＥＡ）是一种以相对效率为基础。对不同决策单元（ＤｅｃｉｓｉｏｎＭａｋｉｎｇＵｎｉｔ，ＤＭＵ）进行效率评价的非参数分析方法。这种方法的优势在于：首先，它是一种可以用于评价具有多投入、多产出的决策单位的生产（或经营）效率的方法。由于ＤＥＡ不需要指定投入—产出的生产函数形态，因此它可以评价具有较复杂生产关系的决策单位的经营效率。其次，它具有单位不变性Ｉ
ｕｎｉｔ
ｉｎｖａｒｉａｎｔ）的特点，即ＤＥＡ衡量
的决策单位的效率不受投入产出数据所选择单位的影响。再次。ＤＥＡ模型中投入、产出变量的权重由数学规划根据数据产生，不需要事前设定投入与产出的权重，不受人为主观因素的影响。最后。ＤＥＡ可以进行差异分析、敏感度分析和效率分析，可以进一步了解决策单位资源使用的情况。故本文将采用ＤＥＡ方法对上市公司投资效率进行测度。
假设有ｎ个企业，每一个企业可以看作是一个决策单元。即ＤＭＵ。且每一个ＤＭＵ有ｍ种类型投资输入和ｓ种类型的投资输出。用Ｘ．表示ＤＭＵｌ第ｍ项投资输入，Ｙ。表示ＤＭＵ。的第ｓ项投资输出，则所有ＤＭＵ，的输入输出向量可以分别表示为）（１＝（ｘ”
万方数据
№，…，‰）Ｔ，Ｙ，＝（ｙ”Ｙａ，…ｈ１Ｔ，（ｊ－１，２，…。ｎ）；设输入输出指标的权向量分别为：Ｖ＝（ｖ，，ｖ２．…。ｖｍ）Ｔ，Ｕ＝（Ｕ１．Ｕ２，…，ｕ。）７，则ＤＭＵ．的投资效率可表示为：
弓＝器
（１）
则由ｎ个ＤＭＵ组成的参考集为Ｔ＝Ｉ（Ｘ，，Ｙ，）｛Ｘ２，Ｙｚ），…。（Ｘ．，Ｙ．）｝，如果对第ｊｏ个ＤＭＵ进行测度，记为ＤＭＵｏ，其投入为）（０，产出为Ｙｏ，对于面ｒａ－ｊ输入的Ｃ２Ｒ评价模型生产可能集为：
Ｐ＝｛（ｘ’Ｙ）｜＿．毫峭敏专诮巩＾冽吐２，．一，ｎ｝
在生产可能集内。第ｊ。个相对投资效率Ｃ２Ｒ模型为：
Ｉｍｉｎ０
ｌ。
『∑置～≤％
ｓ．ｔ．｛”’
（２）
Ｉ∑¨≥％
Ｉ』＝，
Ｉ＾≥０，ｊ＝ｌ，≮，ｎ
应用ＭＹＤＥＡｌ．０．５软件求解上述线性规划模型。可以得到模型中的参数＾。、一值。一值表示决策单元的投资效率值（１Ｅ）。
２．投入产出指标的选择
企业投资效率测度指标体系的确立是一个比较复杂的问题，既要考虑它的可比性和有效性，又要考虑它的系统性等等。目前，在前沿效率分析法中，对投入、产出的确定主要有生产法、中介法和资产法三种。经过比较分析，并参考有关专家研究的经验，结合我国上市公司投资行为的现状，本文采用生产法确定投入产出指标，选择固定资产、长期股权投资、在建工程、营运资本作为投入指标，在这里对投资水平通过除以企业年末
总资产进行标准化处理，用投资与资本存量之间的相对数作为表示投资规模的变量。产出指标应反映上述投资的直接或间接利用效果。固定资产的增长将形成总资产和净资产的增长。增加长期股权投资及运营资本将会使企业的获利能力提高，在经营上体现为净利润的提高，同时，投资的增加将扩大企业的生产经营能力，表现为营业收入的提高。因此，选取总资产增长率、净资产收益率、每股营业收入作为产出指标。
（二）Ｔｏｂｉｔ回归模型
Ｔ０ｂｉｔ回归模型属于因变量受到限制的一种模型，其概念最早是Ｔｏｂｉｔ（１９５８）提出。如果要分析的数据具有这样的特点：因变量的数值是切割（ｔｒｕｎｃａｔｅｄ）或片段（截断）的情况时。那么普通最小二乘法（ＯＬＳ）的概念就不再适用于估计回归系数，这时遵循最大似然法概念的Ｔｏｂｉｔ模型就成为估计回归系数的一个较好选择。
通过ＤＥＡ方法得到的上市企业投资效率值。除了由选择的投入产出指标经ＤＥＡ方法生成之外，还会受到投入产出指标之外的许多因素的影响。为了研究ＤＥＡ方法评估的投资效率值受哪些因素的影响以及影响的程度和方向，在ＤＥＡ的分析中就衍生出“两阶段法”（Ｔｗｏ—Ｓｔａｇｅ
Ｍｅｔｈｏｄ）。在这个方法
中，第一步，先通过以上讨论的ＤＥＡ模型评估出决策单位的投资效率值；第二步，以上一步中得出的投资效率值作为被解释变量。以被研究的影响因素作为解释变量建立回归模型。由于
脉篇鹪要Ａ恶。Ｎ罴。；熟熙
ＤＥＡ方法所估计出的效率值都介于Ｏ与１之间，任何一个ＤＭＵ的效率值最大为１．不可能超过１。如果采用最，Ｊ，－－乘法来估计，由于无法完整地呈现数据，将导致估计偏差。因此本文结合Ｔｏｂｉｔ回归模型以及上文对大股东特征与企业投资效率间关系的理论探讨，并且参照国内外已有的研究，将企业投资效率与各影响因素间的模型关系具体表达如下：
ＩＥｎ＝１３０＋Ｂ１Ｔｏｐｌ。＋ｐ２ＣＥＴ。＋１３３（ＳＨＡＲＥ２—１０）ｔ
＋Ｂ４（ＣＯＮＴＲＯＬ）。＋岛
注：１３。为回归式的常数项，１３．－１３。为各自变量的回归系数系数，ｉ代表样本企业数，ｔ代表期间，蠡为残差项。
回归模型中的变量说明见表１。
兰、大股东特征与企业投资效率关系的实证分析（一）样本选取与数据来源
由于不同行业的企业投资行为存在一定差别，为控制行业差异对实证结果的影响。本文选取了中国制造业Ａ股上市企业在２００５－－２００７年间的年度横截面集合数据作为研究的初始样本。选择制造业上市企业的原因在于，本文的研究对象是企业的长期资产投资（包括固定资产、在建工程、长期股权投资等），它们在制造业类型上市企业的资产中比重较大、影响程度较强。
为保证数据的有效性。消除异常样本对研究结论的影响．在初始样本的基础上剔除以下企业：１剔除处于ＳＴ状态的上市企业，为了避免此类企业财务的异常状况对实证结果的影响；２．由于当年的投资支出水平可能出现负数。因此剔除当年投资水平为负的企业；３．由于上市当年的数据不能完全反映上市之后的投资和经营活动而且财务数据可能会产生异常波动，因此剔除当年上市的企业；４．剔除资料不完整和数据异常的上市企业。经过上述筛选，最终得到并确认有效样本有１５７９个．其中，２００５年５４３个，２００６年４８３个，２００７年５５３个。样本数据来源是Ｗｉｎｄ资讯公司提供的上市企韭经营数据和中国上市企业资讯网、清华大学金融研究数据库提供的上市企业各年年报数据。
（二）描述性统计
样本企业的描述性统计结果见表２，从中可以看出：１．我国制造业上市企业的投资效率平均值ｆ中位数）为６４５）．表明我国制造业上市企业投资效率的现状不容乐观，存在较为严重的非效率投资行为。
２．总体看来，我国制造业上市企业的股权集中度仍然较高，第一大股东在样本期间的平均（中位数）控股比例为３８６％（３６．９１％），只是还难以判断这种程度的股权集中度对企业投资３．控制变量对上市企业投资效率也有非常明显的影响，因万方数据
市企业的平均规模为２１．４７０６。财务杠杆反映了负债水平，财务杠杆越高，说明上市通过债务融资获取的资金越多，从而为企业的投资活动提供资金支持．但对上市企业的投资活动也有一定的约束作用，财务杠杆的均值《中位数Ｊ分别为Ｏ．４９５４（０．５１４３）。
（三）回归分析结果
１．第一大股东控股比例和上市企业投资效率关系的区间特征为了考察第一大股东控股比例和上市企业投资效率之间的区间效应。在第一大股东控股比例和上市企业投资效率之间分别作线性、二次，以及三次拟合分析，由于三次拟合的可决系数Ｒ２（０．０２８）大于线性回归的Ｒｚ（０．０２３）和二次拟合的Ｒ２（０．０２４５）。所以三次拟合优干线性和二次拟合。三次拟合的
结果见表３。
根据表３曲线拟合分析的结果，第一大股东控股比例与企业投资效率之间成三次曲线关系，投资效率对于第一大股东控股比例的三次拟合方程为：
ＩＥ＝Ｏ．４１２Ｔｏｐｌ３－０．４７１Ｔｏｐｌ２＋０．１６１Ｔｏｐｌ＋０．５６３（３）三次拟合曲线的一阶倒数为：
ＩＥ。＝１．２３６Ｔｏｐｌ２＿０．９４２Ｔｏｐｌ＋０．１６１
（４）
通过计算得到两个极值点，分别为：２５．８８％和５０．３４％即当ＴｏｐｌＥ（０，２５．８８％）ｕ（５０３４％。１）时，上市企业投资效率和第一大股东控股比例正相关。当Ｔｏｐｌｅ（２５．８８％，曲线的二阶导数为：
ＩＥ”＝２．４７２Ｔｏｐｌ—０．９４２
（５）
通过计算可得三次曲线的拐点为３８．１１％。即表明当第一大股东控股比例处于（３８．１１％，５０．３４％）区间比（２５．８８％，
１％）区间的投资效率的下降速度有所减缓。
在拟合分析的基础上．为了进一步考察第一大股东控股比
入回归模型。回归结果见表４。
通过模型２和３，可以发现上市企业投资效率与第一大股“激励效应”。当股权相对集中，第一大股东控股比例大于囫
０．６０５（０效率的作用：大股东的国有性质哑变量的均值（中位数）为０．６８２９（１），充分说明了我国上市企业国有股“一股独大”的特色；同时，前２—１０大股东控股比平方和反映了其他股东对第一大股东制衡程度。前２—１０大股东控股集中度的均值（中位数）分别为０．０１８９（０．００６５）。
此本文选择的一些指标来控制特定因素对投资效率的影响效应。企业规模是影响上市企业投资行为和效率的重要因素．上
５０．３４％）时，上市企业投资效率和第一大股东控股比例负相关。
３８．１
例与企业投资效率之间的关系，在每次回归过程中，依次将第一大股东控股比例、第一大股东控股比例的二次方和三次方引东控股比例的二次方显著负相关，而与其三次方在１％的水平上显著正相关。具体来说。随着第一大股东控股比例的变化．大股东治理产生的两种效应相互作用，对上市企业的投资效率产生综合的影响。当股权较为分散时，即第一大股东控股比例低于２５．８８％时，随着控股比例的增加，股东监控能力的增强，上市企业既可避免股权高度分散情况下的“搭便车”问题，又能有效地监督管理层的机会主义行为，该阶段主要凸显控制权的２５．８８％而小于５０．３４％时，随着第一大股东控股比例的提高，所有权激励的正效应将被大股东“盗窃”的负效应所淹没，此阶段主要反映大股东治理对上市企业投资效率的“损耗效应”。当股权高度集中时。即第一大股东控股比例超过５０．３４０／ｏ时．第一大股东已掌握了企业的实际控制权，随着其控股比例的提高，所有权激励将极大地降低代理成本，从而将大大提高企业的投资效率。因此，第一大股东的控股比例与企业的投资效率呈显著的三次曲线关系，且从拟合分析和回归系数的符号可判断它
嬲，羔要Ａ总赢
们之间的三次曲线关系呈。Ｎ”型。因此假设１得到了经验证据三个区间的样本中。第一大股东控股比例与企业投资效率之间的很好支持。
的线性关系方向应当为正、负、正。
２．第一大股东股权性质对企业投资效率的影响
因此，本文以两个极值点为界，按第一大股东控股比例不从表４中的回归结果可知，上市企业的投资效率与第一大同将样本分为三组。即股权分散组（Ｔｏｐｌ＜２５．８８％）。股权相对股东的国有性质负相关。且满足１０％的显著水平，这说明在国集中组（２５．８８％＜Ｔｏｐｌ＜５０．３４％）和股权高度集中组有大股东控制下的上市企业中，过度投资等非效率投资行为造（Ｔｏｐｌ＞５０．３４％｝，然后分别考察不同组中，第一大股东控股比成的负面效应相对非国有上市企业来说更加严重，与本文的理例和股权制衡度对企业投资效率的影响。分组样本的回归结果论分析一致，假设２得到验证通过。
如表５所示，从表中回归结果可知，第一大股东的控股比例在３．股权制衡度和企业投资效率之间的关系
股权分散组、股权相对集中组和股权高度集中组与企业投资效笔者发现前２—１０大股东控股比例的赫芬德尔指数与企率之间的线性关系方向分别为正、负、正，且分别在１０％、１％和业投资效率之间在１％的水平上显著正相关。这说明股权制衡１％的水平上显著．进一步验证了前文证明的第一大股东控股对企业投资效率具有正向的影响。因此．假设３得到了验证。
比例与企业投资效率之间呈。Ｎ”型关系的稳健性。
Ｉ四）稳健性检验
对于股权制衡度。在股权相对集中组，股权制衡对企业投为了保证模型结论的可靠性．本文进一步按企业第一大股资效率的正向激励效应便最为显著。在１％的水平上显著正相东控股比例进行分区间的检验。考虑到前文的结论认为第一大关。其次是股权分散组，其他股东有一定的话语权，能够有效地股东控股比例与企业投资效率之间呈“Ｎ”型的关系，那么若以制衡大股东的行为。不过，对于股权高度集中组，第一大股东的第一大股东控股比例的两个极值点为界将样本分为三个区间，控股比例达到５０．３４％时。其他股东股权制衡的作用较难以发分别对第一大股东控股比例与企业投资效率进行线性回归，则
挥。因此。其回归结果并不显著。
表１
回归分析中的变量及其简要说明
变量类型变量名称
变量符号
变量定义
被解释变量
投资效率
ＩＥｌＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙ）
通过ＤＥＡ方法测度
第一大股东的控股比例
ＴＯＰｌ
第一大股东持有企业股票占企业股票总数的比例
第一大股东持有企业股票占企业股票
第一大股东的控股比例的平方
ＴＯｐｌ２
总数比例的平方
解释第一大股东持有企业股票占企业股票变
第一大股东的控股比例的立方
ＴＯｐｌ３
量
总数比例的立方
第一大股东属性
哑变量。若第一大股东的股份为国有ＣＥＴ
股，贝ｑ取值为１。否则为Ｏ
前２—１０大股东持有企业股票比例的
前２—１０大股东持股比例
ＳＨＡＲＥ２－１０
赫芬德尔指数
控财务杠杆ＬＥＶ
企业负债总额与资产总额的比率制
变
量
企业规模
ｓＩＺＥ
企业资产总额均值的自然对数
，
表２样本数据的描述性统计
ｌＥ
ＴＯＰｌ
ＣＥＴ
ＳＨＡＲＥ２—１０
ＬＥＶ
ＳＩＺＥ
Ｍｅａｎ０．６０５０
０．３８６００．６８２９
０．０１８９
０．４９５４２１．４７０６
Ｍｅｄｉａｎ０．６４５０．３６９１
１
０．００６５
０．５１４３
２１．３７７３
Ｍａｘｉｍｕｍ１０．８３８３１０．１９４１
２．１４７１
２５．９６１５
ＭｉｎｉｍｕｍＯ．０１０．０４８３Ｏ０．０００５０．００９１１８．８３７０
Ｓｔｄ．Ｄｅｖ．Ｏ．１７４７０．１５３９０．４６５５０．０２６１１７．２３４５１．００１４
０ｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ
１５７９
１５７９
１５７９
１５７９１５７９１５７９
万方数据
公司治Ｌ＋＾ｉＴ理ＩＮＦＲＩＥＮＤＳＯＦ
表３第一大股东控股比例与投资效率的三次拟合结果
ＭｏｄｅｌＳｕｍｍａｒｙ
Ｅｑｕａｔｉｏｎ
开Ｓｑｕａｒｅ
Ｆ
Ｓｉｇ．
Ｃｏｎｓｔａｎｔ
ｂｌ
ｂ２
ＰａｒａｍｅｔｅｒＥｓｔｉｍａｔｅｓ
ＡＣＣＯＬ＋ＮＴＩ“熙
ｂ３
“—嘲＆黼｝酗
Ｃｕｂｉｃ０．０２８１５．３３４０．００００．５６３０．１６１－０．４７１０．４１２
ＤｅｐｅｎｄｅｎｔＶａｒｉａｂｌｅ：ＩＥ；ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔｖａｒｉａｂｌｅ：ＴＯＰｌ
表４全体样本的回归分析结果
变量
模型１
模型２模型３
０＿７１１７。
Ｃ
Ｏ．７７３９ｔＯ．７９９８★
（７．２６３５）
Ｏ．２０５８．
ＴＯＰｌ
（７．８３０１）１７．１６０２）
（６．７５７０）
－０．２６５１。
ＴＯｐｌ２
（一７．３００１）
Ｏ．３８０２。
ＴＯｐｌ３
１７．５２９３）
－００２４２…
ＣＥＴ
一０．０３３７…
（一１．３４１６）
０．５７７５’
－０．０３９６…
（一１．４００４）
０，５（；４３‘
ｌ一１．２４４７）
０．５６７９。
ＳＨＡＲＥ２—１０
（３２８３７）【３．３４８６ｌ
０．０４８４＋‘
（３．２６０６）
０．０４６１…
ＬＥＶ
Ｏ．０４８９…
（１．８１５９）
－０．０１２７’
１１．７０８５）
—Ｏ．０１０２¨
ＳＩＺＥ
（１．７９８３）
一００１２３。
Ｉ一１．７０８５）
Ｎ
１５７９
（一２５３８０）
（一２．５９５４）
１５７９
１５７９
Ａｄｊｕｓｔｅｄ
Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ
０．２８９６０．３４２２０．３４０４
Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ
４２２．９０２３４２８．０８０４４２８．４５７８
ＬＲ１９．４８２２１８．６６７２１８．６２４】６
Ｐｒｏｂ．０．００３４０．００９１０．００００
注：被解释变量为上市企业的投资效率值ＩＥ；括号中数字是回归系数的ｚ检验值，并经似然比检验；回归模型均控制了年度效应，・、¨、・・・分别表示显著性水平为ｏ．Ｏｌ、０．０５、０．ｔＯ。
万方数据
圈
隅蹦公Ｅ，ＸＤＳ
Ｏ司ＦＡＣ治ＣＯ。ｈＴ理ＩＮＧ
表５分组样本回归结果
分组样本
Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ
Ｚ值
１．３７３２
Ｐｒｏｂ．
ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ２
ＬＲＰｒｏｂ．
０．０８４２０．０７０９
０．２７４１
１８．５１０５
０．００００
股权分散组
０．４７０７
１．１６３１
Ｏ．０２０１
一０．１３２２－２．６４０１
０．００８３
．０．３１１６
１５．８１９７
０．００１４
股权相对集中组
０．７４７０
３．３２０１
Ｏ．０００９
０．４４８５３．５１２６Ｏ．０００４
Ｏ．６４６２
１７与８６８
０．００７３
股权高度集中组
Ｏ０２９９
Ｏ．０８２４
０．９３４３
注：因变量为ＩＥ；每个样本组中第一行为大股东控股比例的回归结果，第二行为股权制衡的回归结果；回归模型均控制了年度效应。
四、结论
投资效率反映了企业价值创造过程的有效性。也是衡量企业内部治理的合理与否的重要指标。从而为研究企业价值的增长提供了内生性依据。本文从价值创造的视角，研究了大股东特征对企业投资效率的影响，其结论表明：
第一，我国上市企业投资效率与第一大股东控股比例之间呈现出一种。Ｎ”型的三次曲线关系，即第一大股东控股比例与企业投资效率之间的关系呈区间效应。因此，在股权改革的过程中要以新的视角看待“一股独大”问题。建立以投资效率为导向的创新所有权安排。
第二，相对于非国有上市企业，国有控股上市企业对投资效率的“损耗效应”更大，非效率投资的现象更严重。
第三．总体来看，股权制衡度与企业投资效率有正向相关性，但第一大股东控股比例不同，股权制衡的作用程度也不同。其中股权相对集中的上市企业股权制衡的效应最显著，股权高度集中的上市企业股权制衡效应不显著。●
［７］谢军．第一大股东控股和公司价值：激励效应和防御效应【『】．
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Ｄｉａｎｅ
Ｋ，ＭｃＣｏｎｎｅｌｌＪｏｈｎＪ．Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｃｏｒｐｏｒａｔｅ
ｏｆ
ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ
０１．Ｊｏｕｎｌａｌ
Ｆｉｎａｎｃｉａｌ＆ＱｕａｎｔａｔｉｔｉｖｅＡｎａｌｙｓｉｓ．
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万方数据
大股东特征与企业投资效率关系的实证研究
作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：
陈共荣， 徐巍
湖南大学工商管理学院会计之友
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本文链接：http://d.g.wanfangdata.com.cn/Periodical_kjzy201101035.aspx
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大股东特征与企业投资效率关系的实证研究・
湖南大学工商管理学院
陈共荣
徐巍
【一一】文章基于２００５—２００７年我国制造业上市企业年度横截面的集合数据．采用ＤＥＡ分析方法对我国制造业上市企业的投资效率进行了测度。在此基础上，运用Ｔｏｂｉｔ模型研究了大股东特征与公司投资效率之间的关系．实证检验结果表明：第一大股东控股比例与企业的投资效率之间呈现出一种“Ｎ”型的曲线关系；第一大股东为国有属性的上市企业的投资效率要低于非国有属性的上市公司，非效率投资的现象更严重；第一大股东受制衡的程度与企业投资效率成正向相关，股权制衡能够抑制大股东利益主导下的非效率投资行为。
【关键调】股权结构；引言
近年来，我国上市企业在发展过程中普遍存在着以简单的规模化投资、盲目的多元化投资等为特征的非效率投资现象。较为严重地降低了我国上市公司的治理效率、损害了企业价值，并为大股东攫取利益提供了渠道。这已成为制约上市公司质量提升和长期持续发展的重要因素。在公司治理过程中。企业价值的增加从根本上取决于企业的投资决策和投资效率．而所有权结构被认为是企业投资决策和投资效率的主要驱动力。在我国上市公司所有权结构中，股权高度集中的特征非常显著，虽然这种所有权结构特征会给企业的投资效率带来控制权的“激励效应”，但同时也存在。损耗效应”。这两种效应共同存在、相互作用。
在已有的文献中，大股东特征及其治理的相关研究主要集中在上市公司大股东控制与公司价值或绩效的相关性研究。但却远没有达成一致的结论。造成这一现状主要是因为投资是连接股权结构和公司价值或绩效的关键性环节．现有研究大都绕过了投资这一价值创造的环节。而直接检验所有权结构对公司价值或绩效的影响，忽略了所有权结构与企业价值关系的内生性问题。因此，本文将着眼干企业的投资行为，探寻我国企业的大股东控制行为及其治理特征对企业投资效率水平的影响关系，对于如何监督和控制我国大股东控制条件下的企业非效率投资行为，提高企业价值创造的有效性，最终实现企业价值的最大化，有着现实的指导意义。
大股东特征；投资效率
的经济激励及能力，从而既避免了股权高度分散下的。搭便车。问题，又能有效地监督管理层的行为。然而．Ｌａ
Ｐｏｒｔａｌ却认为。
当存在控股股东时，控股股东与小股东之问存在着严重的利益冲突．控股股东可能会以牺牲其他小股东的利益为代价来追求自身利益的最大化。
因此，本文认为第一大股东控股比例对投资效率的影响呈现区间特征。当第一大股东的控股比例较低时，控股比例的增加所产生的协同激励效应将激励大股东对管理者的经营活动进行积极的监督。从而能够有效制约管理者的非效率投资行为，提高投资效率。当第一大股东的控股比例增加到一定程度后．掌握足够多控制权的大股东已经可以左右公司管理层的任命和重大投资决策，因而为其攫取控制权私有收益提供了便利条件．受大股东控制的管理者会进行大量有利于大股东而损耗企业整体价值的非效率投资。从而使企业的投资效率下降。
如果股权集中度进一步提高．当第一大股东的控股比例增加到能够绝对控制公司时，非效率投资将对控制性股东的控制权共享收益带来较大的损害，因此，在“利益趋同效应”的作用下，控制性股东利益主导下的非效率投资行为得到节制，控股比例的增加又将有利于投资效率的提高。
基于上述的分析，提出如下假设：
Ｈ１：第一大股东的控股比例与企业的投资效率呈现一种。Ｎ”型曲线关系。
（二）大股东股权性质与投资效率
已有的大量经验证据表明．股权性质在代理问题的产生与
一、理论背量与研究假设
学术界普遍认为，在企业投资的过程中，大股东不同的逐利动机将导致不同的投资行为。然而，大股东利益目标的选择很大程度上取决于大股东的控制地位及其治理特征。本文将大股东特征概括为大股东控股比例、大股东股权性质以及大股东受股权制衡的程度等几个方面，关于大股东特征与企业投资效率关系问题的理论分析也分别从以上几个方面展开。并且得出以下的研究假设。
（一）大股东控股比例与投资效率
Ｓｈｌｅｉｆｅｒ和Ｖｉｓｈｎｙ认为一定的股权集中度是必要的．因为大股东具有限制管理层以牺牲股东利益来谋取自身利益行为
解决，以及所有权的行使方式上的差异十分显著．对公司投资决策与效率产生的影响也不尽相同。由于我国正处于转型时期，上市公司投资行为受大股东性质影响的治理问题比较复杂。一方面。国有控股上市公司中存在比较严重的。内部人控制”问题，作为内部人的管理者投资决策缺乏有效监督，在机会主义动机的驱使下容易出现非效率投资行为；另一方面。国有控股上市公司受各级政府的行政干预较为严重。地方政府为实现ＧＤＰ的增长目标、缓解本地的就业压力往往要求国有公司扩大投资，从而可能促使上市公司的非效率投资行为，这加重了公司的负担。
相对说来。非国有控股企业由于相对有效的治理机制，企
＋本文为湖南省科技厅立项课题（２０（呵Ｔ３０１０）的阶段性成果。
万方数据
围
嬲。ｗ纛墨Ａ息。纛Ｇ
业的利润动机较强，企业的投资行为具有明显的效率趋向。在竞争的市场上，它会采取追求效率，追求高市场份额的行为．并促进企业投资效率的提高。另外，在非国有控股的企业中，大股东出于保障自身利益的目的，对管理者会进行积极有效的激励和监督，使投资决策更加合理和规范。
因而，提出如下假设：
Ｈ２：国有控股上市企业的投资效率低于非国有控股上市企业的投资效率。
（三）股权制衡与投资效率
股权制衡是一种重要的公司内部治理机制。在制衡型所有权结构下，公司投资决策是多个相关大股东讨价还价的利益协调结果。我国上市公司（特别是国有控股上市公司）。一股独大”的问题仍然比较严重，如何制约大股东对小股东的隐性掠夺，成为近来学术界讨论的热点。不少学者指出股权制衡是约束大股东隐性掠夺行为的一条重要途径。即多个大股东同时分享控制权。形成制衡型股权结构时，任何一个大股东都无法单独控制企业的决策，单个大股东对控制权私有收益的追求将受到抑制。Ｇｏｍｅｓ认为，股权制衡的产生将会从两个方面提升企业的投资效率：一是多个大股东的出现，增大了企业决策团体的所有权比例，内部化了更多的控制权私有收益的获取成本．从而在一定程度上减少了控制权私有收益驱动的非效率投资行为；二是由于受到其他大股东的有效监督或制衡，单个大股东对控制权私有收益的追求将受到抑制，有利于减少单个大股东利益主导下的非效率投资行为。
于是，提出如下假设：
Ｈ３：股权制衡度与企业的投资效率正相关。
二、模型设定与研究方法（一）企业投资效率的测度１．投资效率测度方法选择
企业投资效率测度是一个多维度的．需要涵盖处于不同发展阶段的、不同类型的多个目标，因此测度方法需要具有系统性和综合性。数据包络分析法（ＤＥＡ）是一种以相对效率为基础。对不同决策单元（ＤｅｃｉｓｉｏｎＭａｋｉｎｇＵｎｉｔ，ＤＭＵ）进行效率评价的非参数分析方法。这种方法的优势在于：首先，它是一种可以用于评价具有多投入、多产出的决策单位的生产（或经营）效率的方法。由于ＤＥＡ不需要指定投入—产出的生产函数形态，因此它可以评价具有较复杂生产关系的决策单位的经营效率。其次，它具有单位不变性Ｉ
ｕｎｉｔ
ｉｎｖａｒｉａｎｔ）的特点，即ＤＥＡ衡量
的决策单位的效率不受投入产出数据所选择单位的影响。再次。ＤＥＡ模型中投入、产出变量的权重由数学规划根据数据产生，不需要事前设定投入与产出的权重，不受人为主观因素的影响。最后。ＤＥＡ可以进行差异分析、敏感度分析和效率分析，可以进一步了解决策单位资源使用的情况。故本文将采用ＤＥＡ方法对上市公司投资效率进行测度。
假设有ｎ个企业，每一个企业可以看作是一个决策单元。即ＤＭＵ。且每一个ＤＭＵ有ｍ种类型投资输入和ｓ种类型的投资输出。用Ｘ．表示ＤＭＵｌ第ｍ项投资输入，Ｙ。表示ＤＭＵ。的第ｓ项投资输出，则所有ＤＭＵ，的输入输出向量可以分别表示为）（１＝（ｘ”
万方数据
№，…，‰）Ｔ，Ｙ，＝（ｙ”Ｙａ，…ｈ１Ｔ，（ｊ－１，２，…。ｎ）；设输入输出指标的权向量分别为：Ｖ＝（ｖ，，ｖ２．…。ｖｍ）Ｔ，Ｕ＝（Ｕ１．Ｕ２，…，ｕ。）７，则ＤＭＵ．的投资效率可表示为：
弓＝器
（１）
则由ｎ个ＤＭＵ组成的参考集为Ｔ＝Ｉ（Ｘ，，Ｙ，）｛Ｘ２，Ｙｚ），…。（Ｘ．，Ｙ．）｝，如果对第ｊｏ个ＤＭＵ进行测度，记为ＤＭＵｏ，其投入为）（０，产出为Ｙｏ，对于面ｒａ－ｊ输入的Ｃ２Ｒ评价模型生产可能集为：
Ｐ＝｛（ｘ’Ｙ）｜＿．毫峭敏专诮巩＾冽吐２，．一，ｎ｝
在生产可能集内。第ｊ。个相对投资效率Ｃ２Ｒ模型为：
Ｉｍｉｎ０
ｌ。
『∑置～≤％
ｓ．ｔ．｛”’
（２）
Ｉ∑¨≥％
Ｉ』＝，
Ｉ＾≥０，ｊ＝ｌ，≮，ｎ
应用ＭＹＤＥＡｌ．０．５软件求解上述线性规划模型。可以得到模型中的参数＾。、一值。一值表示决策单元的投资效率值（１Ｅ）。
２．投入产出指标的选择
企业投资效率测度指标体系的确立是一个比较复杂的问题，既要考虑它的可比性和有效性，又要考虑它的系统性等等。目前，在前沿效率分析法中，对投入、产出的确定主要有生产法、中介法和资产法三种。经过比较分析，并参考有关专家研究的经验，结合我国上市公司投资行为的现状，本文采用生产法确定投入产出指标，选择固定资产、长期股权投资、在建工程、营运资本作为投入指标，在这里对投资水平通过除以企业年末
总资产进行标准化处理，用投资与资本存量之间的相对数作为表示投资规模的变量。产出指标应反映上述投资的直接或间接利用效果。固定资产的增长将形成总资产和净资产的增长。增加长期股权投资及运营资本将会使企业的获利能力提高，在经营上体现为净利润的提高，同时，投资的增加将扩大企业的生产经营能力，表现为营业收入的提高。因此，选取总资产增长率、净资产收益率、每股营业收入作为产出指标。
（二）Ｔｏｂｉｔ回归模型
Ｔ０ｂｉｔ回归模型属于因变量受到限制的一种模型，其概念最早是Ｔｏｂｉｔ（１９５８）提出。如果要分析的数据具有这样的特点：因变量的数值是切割（ｔｒｕｎｃａｔｅｄ）或片段（截断）的情况时。那么普通最小二乘法（ＯＬＳ）的概念就不再适用于估计回归系数，这时遵循最大似然法概念的Ｔｏｂｉｔ模型就成为估计回归系数的一个较好选择。
通过ＤＥＡ方法得到的上市企业投资效率值。除了由选择的投入产出指标经ＤＥＡ方法生成之外，还会受到投入产出指标之外的许多因素的影响。为了研究ＤＥＡ方法评估的投资效率值受哪些因素的影响以及影响的程度和方向，在ＤＥＡ的分析中就衍生出“两阶段法”（Ｔｗｏ—Ｓｔａｇｅ
Ｍｅｔｈｏｄ）。在这个方法
中，第一步，先通过以上讨论的ＤＥＡ模型评估出决策单位的投资效率值；第二步，以上一步中得出的投资效率值作为被解释变量。以被研究的影响因素作为解释变量建立回归模型。由于
脉篇鹪要Ａ恶。Ｎ罴。；熟熙
ＤＥＡ方法所估计出的效率值都介于Ｏ与１之间，任何一个ＤＭＵ的效率值最大为１．不可能超过１。如果采用最，Ｊ，－－乘法来估计，由于无法完整地呈现数据，将导致估计偏差。因此本文结合Ｔｏｂｉｔ回归模型以及上文对大股东特征与企业投资效率间关系的理论探讨，并且参照国内外已有的研究，将企业投资效率与各影响因素间的模型关系具体表达如下：
ＩＥｎ＝１３０＋Ｂ１Ｔｏｐｌ。＋ｐ２ＣＥＴ。＋１３３（ＳＨＡＲＥ２—１０）ｔ
＋Ｂ４（ＣＯＮＴＲＯＬ）。＋岛
注：１３。为回归式的常数项，１３．－１３。为各自变量的回归系数系数，ｉ代表样本企业数，ｔ代表期间，蠡为残差项。
回归模型中的变量说明见表１。
兰、大股东特征与企业投资效率关系的实证分析（一）样本选取与数据来源
由于不同行业的企业投资行为存在一定差别，为控制行业差异对实证结果的影响。本文选取了中国制造业Ａ股上市企业在２００５－－２００７年间的年度横截面集合数据作为研究的初始样本。选择制造业上市企业的原因在于，本文的研究对象是企业的长期资产投资（包括固定资产、在建工程、长期股权投资等），它们在制造业类型上市企业的资产中比重较大、影响程度较强。
为保证数据的有效性。消除异常样本对研究结论的影响．在初始样本的基础上剔除以下企业：１剔除处于ＳＴ状态的上市企业，为了避免此类企业财务的异常状况对实证结果的影响；２．由于当年的投资支出水平可能出现负数。因此剔除当年投资水平为负的企业；３．由于上市当年的数据不能完全反映上市之后的投资和经营活动而且财务数据可能会产生异常波动，因此剔除当年上市的企业；４．剔除资料不完整和数据异常的上市企业。经过上述筛选，最终得到并确认有效样本有１５７９个．其中，２００５年５４３个，２００６年４８３个，２００７年５５３个。样本数据来源是Ｗｉｎｄ资讯公司提供的上市企韭经营数据和中国上市企业资讯网、清华大学金融研究数据库提供的上市企业各年年报数据。
（二）描述性统计
样本企业的描述性统计结果见表２，从中可以看出：１．我国制造业上市企业的投资效率平均值ｆ中位数）为６４５）．表明我国制造业上市企业投资效率的现状不容乐观，存在较为严重的非效率投资行为。
２．总体看来，我国制造业上市企业的股权集中度仍然较高，第一大股东在样本期间的平均（中位数）控股比例为３８６％（３６．９１％），只是还难以判断这种程度的股权集中度对企业投资３．控制变量对上市企业投资效率也有非常明显的影响，因万方数据
市企业的平均规模为２１．４７０６。财务杠杆反映了负债水平，财务杠杆越高，说明上市通过债务融资获取的资金越多，从而为企业的投资活动提供资金支持．但对上市企业的投资活动也有一定的约束作用，财务杠杆的均值《中位数Ｊ分别为Ｏ．４９５４（０．５１４３）。
（三）回归分析结果
１．第一大股东控股比例和上市企业投资效率关系的区间特征为了考察第一大股东控股比例和上市企业投资效率之间的区间效应。在第一大股东控股比例和上市企业投资效率之间分别作线性、二次，以及三次拟合分析，由于三次拟合的可决系数Ｒ２（０．０２８）大于线性回归的Ｒｚ（０．０２３）和二次拟合的Ｒ２（０．０２４５）。所以三次拟合优干线性和二次拟合。三次拟合的
结果见表３。
根据表３曲线拟合分析的结果，第一大股东控股比例与企业投资效率之间成三次曲线关系，投资效率对于第一大股东控股比例的三次拟合方程为：
ＩＥ＝Ｏ．４１２Ｔｏｐｌ３－０．４７１Ｔｏｐｌ２＋０．１６１Ｔｏｐｌ＋０．５６３（３）三次拟合曲线的一阶倒数为：
ＩＥ。＝１．２３６Ｔｏｐｌ２＿０．９４２Ｔｏｐｌ＋０．１６１
（４）
通过计算得到两个极值点，分别为：２５．８８％和５０．３４％即当ＴｏｐｌＥ（０，２５．８８％）ｕ（５０３４％。１）时，上市企业投资效率和第一大股东控股比例正相关。当Ｔｏｐｌｅ（２５．８８％，曲线的二阶导数为：
ＩＥ”＝２．４７２Ｔｏｐｌ—０．９４２
（５）
通过计算可得三次曲线的拐点为３８．１１％。即表明当第一大股东控股比例处于（３８．１１％，５０．３４％）区间比（２５．８８％，
１％）区间的投资效率的下降速度有所减缓。
在拟合分析的基础上．为了进一步考察第一大股东控股比
入回归模型。回归结果见表４。
通过模型２和３，可以发现上市企业投资效率与第一大股“激励效应”。当股权相对集中，第一大股东控股比例大于囫
０．６０５（０效率的作用：大股东的国有性质哑变量的均值（中位数）为０．６８２９（１），充分说明了我国上市企业国有股“一股独大”的特色；同时，前２—１０大股东控股比平方和反映了其他股东对第一大股东制衡程度。前２—１０大股东控股集中度的均值（中位数）分别为０．０１８９（０．００６５）。
此本文选择的一些指标来控制特定因素对投资效率的影响效应。企业规模是影响上市企业投资行为和效率的重要因素．上
５０．３４％）时，上市企业投资效率和第一大股东控股比例负相关。
３８．１
例与企业投资效率之间的关系，在每次回归过程中，依次将第一大股东控股比例、第一大股东控股比例的二次方和三次方引东控股比例的二次方显著负相关，而与其三次方在１％的水平上显著正相关。具体来说。随着第一大股东控股比例的变化．大股东治理产生的两种效应相互作用，对上市企业的投资效率产生综合的影响。当股权较为分散时，即第一大股东控股比例低于２５．８８％时，随着控股比例的增加，股东监控能力的增强，上市企业既可避免股权高度分散情况下的“搭便车”问题，又能有效地监督管理层的机会主义行为，该阶段主要凸显控制权的２５．８８％而小于５０．３４％时，随着第一大股东控股比例的提高，所有权激励的正效应将被大股东“盗窃”的负效应所淹没，此阶段主要反映大股东治理对上市企业投资效率的“损耗效应”。当股权高度集中时。即第一大股东控股比例超过５０．３４０／ｏ时．第一大股东已掌握了企业的实际控制权，随着其控股比例的提高，所有权激励将极大地降低代理成本，从而将大大提高企业的投资效率。因此，第一大股东的控股比例与企业的投资效率呈显著的三次曲线关系，且从拟合分析和回归系数的符号可判断它
嬲，羔要Ａ总赢
们之间的三次曲线关系呈。Ｎ”型。因此假设１得到了经验证据三个区间的样本中。第一大股东控股比例与企业投资效率之间的很好支持。
的线性关系方向应当为正、负、正。
２．第一大股东股权性质对企业投资效率的影响
因此，本文以两个极值点为界，按第一大股东控股比例不从表４中的回归结果可知，上市企业的投资效率与第一大同将样本分为三组。即股权分散组（Ｔｏｐｌ＜２５．８８％）。股权相对股东的国有性质负相关。且满足１０％的显著水平，这说明在国集中组（２５．８８％＜Ｔｏｐｌ＜５０．３４％）和股权高度集中组有大股东控制下的上市企业中，过度投资等非效率投资行为造（Ｔｏｐｌ＞５０．３４％｝，然后分别考察不同组中，第一大股东控股比成的负面效应相对非国有上市企业来说更加严重，与本文的理例和股权制衡度对企业投资效率的影响。分组样本的回归结果论分析一致，假设２得到验证通过。
如表５所示，从表中回归结果可知，第一大股东的控股比例在３．股权制衡度和企业投资效率之间的关系
股权分散组、股权相对集中组和股权高度集中组与企业投资效笔者发现前２—１０大股东控股比例的赫芬德尔指数与企率之间的线性关系方向分别为正、负、正，且分别在１０％、１％和业投资效率之间在１％的水平上显著正相关。这说明股权制衡１％的水平上显著．进一步验证了前文证明的第一大股东控股对企业投资效率具有正向的影响。因此．假设３得到了验证。
比例与企业投资效率之间呈。Ｎ”型关系的稳健性。
Ｉ四）稳健性检验
对于股权制衡度。在股权相对集中组，股权制衡对企业投为了保证模型结论的可靠性．本文进一步按企业第一大股资效率的正向激励效应便最为显著。在１％的水平上显著正相东控股比例进行分区间的检验。考虑到前文的结论认为第一大关。其次是股权分散组，其他股东有一定的话语权，能够有效地股东控股比例与企业投资效率之间呈“Ｎ”型的关系，那么若以制衡大股东的行为。不过，对于股权高度集中组，第一大股东的第一大股东控股比例的两个极值点为界将样本分为三个区间，控股比例达到５０．３４％时。其他股东股权制衡的作用较难以发分别对第一大股东控股比例与企业投资效率进行线性回归，则
挥。因此。其回归结果并不显著。
表１
回归分析中的变量及其简要说明
变量类型变量名称
变量符号
变量定义
被解释变量
投资效率
ＩＥｌＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙ）
通过ＤＥＡ方法测度
第一大股东的控股比例
ＴＯＰｌ
第一大股东持有企业股票占企业股票总数的比例
第一大股东持有企业股票占企业股票
第一大股东的控股比例的平方
ＴＯｐｌ２
总数比例的平方
解释第一大股东持有企业股票占企业股票变
第一大股东的控股比例的立方
ＴＯｐｌ３
量
总数比例的立方
第一大股东属性
哑变量。若第一大股东的股份为国有ＣＥＴ
股，贝ｑ取值为１。否则为Ｏ
前２—１０大股东持有企业股票比例的
前２—１０大股东持股比例
ＳＨＡＲＥ２－１０
赫芬德尔指数
控财务杠杆ＬＥＶ
企业负债总额与资产总额的比率制
变
量
企业规模
ｓＩＺＥ
企业资产总额均值的自然对数
，
表２样本数据的描述性统计
ｌＥ
ＴＯＰｌ
ＣＥＴ
ＳＨＡＲＥ２—１０
ＬＥＶ
ＳＩＺＥ
Ｍｅａｎ０．６０５０
０．３８６００．６８２９
０．０１８９
０．４９５４２１．４７０６
Ｍｅｄｉａｎ０．６４５０．３６９１
１
０．００６５
０．５１４３
２１．３７７３
Ｍａｘｉｍｕｍ１０．８３８３１０．１９４１
２．１４７１
２５．９６１５
ＭｉｎｉｍｕｍＯ．０１０．０４８３Ｏ０．０００５０．００９１１８．８３７０
Ｓｔｄ．Ｄｅｖ．Ｏ．１７４７０．１５３９０．４６５５０．０２６１１７．２３４５１．００１４
０ｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ
１５７９
１５７９
１５７９
１５７９１５７９１５７９
万方数据
公司治Ｌ＋＾ｉＴ理ＩＮＦＲＩＥＮＤＳＯＦ
表３第一大股东控股比例与投资效率的三次拟合结果
ＭｏｄｅｌＳｕｍｍａｒｙ
Ｅｑｕａｔｉｏｎ
开Ｓｑｕａｒｅ
Ｆ
Ｓｉｇ．
Ｃｏｎｓｔａｎｔ
ｂｌ
ｂ２
ＰａｒａｍｅｔｅｒＥｓｔｉｍａｔｅｓ
ＡＣＣＯＬ＋ＮＴＩ“熙
ｂ３
“—嘲＆黼｝酗
Ｃｕｂｉｃ０．０２８１５．３３４０．００００．５６３０．１６１－０．４７１０．４１２
ＤｅｐｅｎｄｅｎｔＶａｒｉａｂｌｅ：ＩＥ；ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔｖａｒｉａｂｌｅ：ＴＯＰｌ
表４全体样本的回归分析结果
变量
模型１
模型２模型３
０＿７１１７。
Ｃ
Ｏ．７７３９ｔＯ．７９９８★
（７．２６３５）
Ｏ．２０５８．
ＴＯＰｌ
（７．８３０１）１７．１６０２）
（６．７５７０）
－０．２６５１。
ＴＯｐｌ２
（一７．３００１）
Ｏ．３８０２。
ＴＯｐｌ３
１７．５２９３）
－００２４２…
ＣＥＴ
一０．０３３７…
（一１．３４１６）
０．５７７５’
－０．０３９６…
（一１．４００４）
０，５（；４３‘
ｌ一１．２４４７）
０．５６７９。
ＳＨＡＲＥ２—１０
（３２８３７）【３．３４８６ｌ
０．０４８４＋‘
（３．２６０６）
０．０４６１…
ＬＥＶ
Ｏ．０４８９…
（１．８１５９）
－０．０１２７’
１１．７０８５）
—Ｏ．０１０２¨
ＳＩＺＥ
（１．７９８３）
一００１２３。
Ｉ一１．７０８５）
Ｎ
１５７９
（一２５３８０）
（一２．５９５４）
１５７９
１５７９
Ａｄｊｕｓｔｅｄ
Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ
０．２８９６０．３４２２０．３４０４
Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ
４２２．９０２３４２８．０８０４４２８．４５７８
ＬＲ１９．４８２２１８．６６７２１８．６２４】６
Ｐｒｏｂ．０．００３４０．００９１０．００００
注：被解释变量为上市企业的投资效率值ＩＥ；括号中数字是回归系数的ｚ检验值，并经似然比检验；回归模型均控制了年度效应，・、¨、・・・分别表示显著性水平为ｏ．Ｏｌ、０．０５、０．ｔＯ。
万方数据
圈
隅蹦公Ｅ，ＸＤＳ
Ｏ司ＦＡＣ治ＣＯ。ｈＴ理ＩＮＧ
表５分组样本回归结果
分组样本
Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ
Ｚ值
１．３７３２
Ｐｒｏｂ．
ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ２
ＬＲＰｒｏｂ．
０．０８４２０．０７０９
０．２７４１
１８．５１０５
０．００００
股权分散组
０．４７０７
１．１６３１
Ｏ．０２０１
一０．１３２２－２．６４０１
０．００８３
．０．３１１６
１５．８１９７
０．００１４
股权相对集中组
０．７４７０
３．３２０１
Ｏ．０００９
０．４４８５３．５１２６Ｏ．０００４
Ｏ．６４６２
１７与８６８
０．００７３
股权高度集中组
Ｏ０２９９
Ｏ．０８２４
０．９３４３
注：因变量为ＩＥ；每个样本组中第一行为大股东控股比例的回归结果，第二行为股权制衡的回归结果；回归模型均控制了年度效应。
四、结论
投资效率反映了企业价值创造过程的有效性。也是衡量企业内部治理的合理与否的重要指标。从而为研究企业价值的增长提供了内生性依据。本文从价值创造的视角，研究了大股东特征对企业投资效率的影响，其结论表明：
第一，我国上市企业投资效率与第一大股东控股比例之间呈现出一种。Ｎ”型的三次曲线关系，即第一大股东控股比例与企业投资效率之间的关系呈区间效应。因此，在股权改革的过程中要以新的视角看待“一股独大”问题。建立以投资效率为导向的创新所有权安排。
第二，相对于非国有上市企业，国有控股上市企业对投资效率的“损耗效应”更大，非效率投资的现象更严重。
第三．总体来看，股权制衡度与企业投资效率有正向相关性，但第一大股东控股比例不同，股权制衡的作用程度也不同。其中股权相对集中的上市企业股权制衡的效应最显著，股权高度集中的上市企业股权制衡效应不显著。●
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