摘要：运用2007-2012年我国酒业上市企业面板数据实证检验酒业上市公司股权集中度、股权制衡度与经营绩效的关系。实证结果显示：股权集中度与经营绩效呈显著倒U 型的二次曲线关系，即过高的股权集中和过于分散的股权都不利于经营绩效的提高， 只有适度的股权集中度最有利于经营绩效的提高；同时以S指数度量的股权制衡度与经营绩效呈显著正相关，显示出股权制衡有利于经营绩效的提高。
关键词：酒业上市企业 股权集中度 制衡度 绩效
一、引言
公司股权结构与经营绩效之间的相关关系一直以来作为公司治理研究的热点。而股权集中度与制衡度作为股权结构研究中的核心问题所在，对公司治理模式的形成、运作效率以至于经营绩效均会产生较大的影响。本文利用2007-2012年酒业上市企业面板数据实证检验酒业上市公司股权集中度、股权制衡度与经营绩效的关系，以期对酒业上市企业改善股权结构、优化公司治理效率和提升经营绩效提供一些指导建议。
二、研究设计
（一）研究假设 股权集中度是股东因持股比例的不同表现出的股权集中抑或分散的数量化指标，其实质是指股东所持公司股份的比例及其相互关系。文献检索发现股权集中度对于经营绩效的影响是多方面的。Gomes（2000）研究表明股权集中度与公司价值之间存在着正相关关系。Durnev 和 Kim（2005）实证研究表明股权集中度较高的公司其资本市场价值更高。Panayotis Kapopoulos 和 Sophia Lazaretou（2007）的实证研究证实分散的股权结构对公司绩效起反作用，股权集中度与公司绩效高度正相关。也有一些学者研究认为分散的股权结构有利于提高公司的绩效。Habib（1997）提出分散的股权结构一定程度上能预防股东之间的毁约行为，导致公司人事关系更加稳固，故一定程度是能提高公司绩效。LaPorta等（1999）同样认为股权分散型公司的绩效要优于股权集中型公司的绩效。国内研究方面，张红军（2000）研究表明股权集中度与 Tobin’s Q 衡量的公司市场绩效存在显著正相关关系。陈小悦等（2001）研究表明：股权结构与公司绩效的关系存在显著的行业特性，在非保护性行业里面第一大股东持股比例与公司绩效正相关。吴淑琨（2002）实证研究认为股权集中度和公司绩效为显著的倒 U 型相关关系。徐莉萍等（2006）研究认为股权集中度和经营绩效之间存在显著的正线性关系。综合以上文献可知国内外关于股权集中度与公司经营绩效之间关系的研究并未得出一致的结论。公司股权结构对于公司经营绩效的作用主要体现在激励和监督机制两方面。从激励机制来看，股权高度集中的公司，其控股股东就具有足够的激励去收集相关信息、防止管理层道德风险等损害公司绩效行为的发生，从而有助于公司市场运行的有效性和降低代理成本，最终在一定程度上提高公司的经营绩效。但是如果股权过于集中也可能导致控股股东的独断专营、侵蚀中小股东利益，最终不利于公司绩效提高。同样当股权极度分散时， 经营管理层和股东的利益难于协同一致， 道德风险产生的可能性很大，从而有损于公司经营绩效。从监督机制来看，股权集中度处于较高时， 控股股东既有动机又有能力对管理层进行监督， 有利于公司绩效提高； 而股权分布较为分散时，中小股东“搭便车”行为较为普遍， 容易导致对于公司管理层的监督不力，从而有损于公司经营绩效。基于以上分析，本文提出研究假设：
假设1：股权集中度与公司经营绩效呈倒U 型的二次曲线关系，即为高度集中的股权和高度分散的股权都不利于公司绩效的提高， 适度的股权集中度最有利于公司绩效的提高
假设1a：股权集中度以第一大股东持股比例CR1衡量；
假设1b：股权集中度以前五大股东持股比例CR5衡量
股权制衡是指公司控制权由多个大股东共享，任何一个大股东都无法单独控制决策，使得大股东之间相互监督和相互平衡的股权安排模式。Shleifer and Vishney（1986） 研究认为股权制衡度高的公司具有更高的经营绩效。黄渝祥等（2003）研究认为股权制衡能起到限制可能存在的控股股东的掠夺行为，进而保护中小股东利益的作用。刘星等（2007）研究表明股权制衡有助于改善公司治理，其他大股东对控股股东的制衡能力越强，公司市场价值越高。由此假设：
假设2：股权制衡度与公司绩效正相关
假设2a：股权制衡度以第二大股东持股比例与第一大股东持股比例的比值Z度量；
假设2b：股权制衡度以第二至第五大股东持股比例与第一大股东持股比例的比值S度量
（二）样本选取与数据来源 本研究样本为沪、深两市2007-2012年的26家酒业上市公司，包括白酒类12家、啤酒类7家、葡萄酒类4家、黄酒及保健酒类3家，具体见表（1）。未纳入本次研究的上市酒业企业有：白酒类的洋河股份2009年上市缺失2007-2008年数据、青青稞酒2011年上市缺失2008―2009年数据；啤酒类上市企业中珠江啤酒2010年上市导致缺失2008-2009年数据；葡萄酒类上市企业ST广夏由于其经营停止问题导致缺失2010-2012年报数据；所以洋河股份、青青稞酒、珠江啤酒和ST广夏这四家上市酒业企业未纳入本次研究样本。数据源于各企业年报以及国泰安公司的CSMAR数据系统。
（三）变量定义和模型建立 本文选取了如下变量：（1）被解释变量。公司经营绩效包括财务绩效和市场绩效两个关键部分。财务绩效是以财务报表的账面价值为基础构造的一些用财务比率来表示的企业经营成果，如资产收益率ROA、净资产收益率ROE等；市场绩效是以财务绩效为基础，同时又包含了市场对于公司价值的评价，如Tobin’s Q等。陈小悦等（2001）认为由于ROE是证监会考核上市公司的重要指标之一， 各上市公司对该指标的盈余管理非常严重， 因此用ROE来反映公司的绩效并不是十分合理。Tobin’s Q作为绩效指标的前提条件是市场的有效性，显然我国证券市场的有效性有待于进一步加强。综合以上考量，本文选择ROA作为经营绩效的度量。资产收益率（ROA）=净利润/年末总资产×100%。（2）解释变量。目前在衡量股权集中度时，具有多种可选择的指标，包括第1大股东持股比例CR1、前n大股东持股比例CRn、赫芬达尔指数HI（Herfindahl Index）等。本文选择第一大股东持股比例CR1和前5大股东持股比例CR5作为股权集中度的度量。而股权制衡度采用第二大股东至第n大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值予以表示。本文选择第二大股东至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值S作为股权制衡度的度量。CR1=第1大股东持股比例；CR5=前5大股东持股比例；Z=第二大股东持股比例/第一大股东持股比例；S=第二大股东至第五大股东持股比例之和/第一大股东持股比例。（3）控制变量。本文选择的控制变量有：公司资产（Assets）大小会对企业经营绩效造成一定的影响，主要体现在规模经济上。本文采用企业总资产的自然对数（LNA）来反映公司资产规模。公司的财务杠杆同样有可能影响企业经营绩效，本文使用资产负债比率（LEV）来反映财务杠杆对于企业经营绩效的影响。 由于本研究中采用的样本观测值截面个体多（ N=26） 而时期相对较少（T=6）， 模型参数的变化主要体现在截面个体之间，故假定模型参数值不随时间的不同而不同是合理的；同理本文在回归模型中采用截距不同（个体固定效应或随机效应）来考察截面个体差异，所以不考虑变参数面板数据模型。考虑到企业规模LNA、资产负债率LEV后，设置如下的面板数据的回归方程模型：
ROAit=？琢i+？茁1iCR1it+？茁2i（CR1it）2+？茁3i（LNA）it+？茁4iLEVit+？着it …（1）
ROAit=？琢i+？茁1iCR5it+？茁2i（CR5it）2+？茁3i（LNA）it+？茁4iLEVit+？着it …（2）
ROAit=？琢i+？茁1iZit+？茁2i（LNA）it+？茁3iLEVit+？着it …（3）
ROAit=？琢i+？茁1iSit+？茁2i（LNA）it+？茁3iLEVit+？着it …（4）
模型1和模型2中间所加的二次项主要是考虑到股权集中度CRn与绩效的非线性关系。
三、实证检验分析
（一）描述性统计和相关性分析 各个变量的描述统计见表（2），相关系数见表（3）。从表（2）可知，上市酒业企业绩效指标ROA的年度平均值在2007-2012年间一直是平稳上升的，从2007年的0.04上升到0.11；股权集中度指标CR1和CR5指标在研究期间均呈现下降，反映了酒业上市企业的股权有分散的趋势。而股权制衡度Z和S指标虽然在研究期间中间有所起伏，但是总体呈现上升趋势。资产指标LNA呈现增长趋势，而资产负债率LEV呈现下降态势。
（二）回归分析 首先用F统计量检验应该是混合估计模型还是个体固定效应模型，其中SSEr为受约束模型（即为混合估计模型）的残差平方和，而SSEu为未受约束即为个体固定效应模型的残差平方和。N=26；T=6；K是解释变量个数，在模型1和模型2中k为4，在模型3和模型4中为3。其中：F=（（SSEr-SSEu）/（N-1））/（ SSEu/（NT-N-K））～ F0.05（25，130-k）。检验结果如表（4），可知4个模型均是个体固定效应模型优于混合估计模型。然后用Eview6.0统计软件的Hausman检验进行个体固定效应和个体随机效应的选择，选择结果见表（5），可知4个模型均为个体固定效应模型优于个体随机效应模型。通过回归结果的分析发现：（1）F检验表明， 各模型中的F统计量均为显著水平，说明回归模型整体上线性关系显著。四个模型的修正R2 都在0.50以上，说明可能还有其他因素对于资产收益率ROA产生影响。D-W值在2.0附近，说明模型的自变量无自相关。（2）从模型1和模型2的回归结果来看，代表股权集中度的CR1和CR5指标的一次项系数为负，且在5%的水平上显著相关；二次项系数为正值，且在10%的水平上显著。这说明了第一大股东（或第五大股东）持股比例与公司绩效存在显著的倒U 型二次曲线关系， 即当第一大股东（或第五大股东）持股比例较大或较小时都不利于公司绩效的提高， 只有当第一大股东（或第五大股东）持股比例处于中间阶段时最有利于公司绩效的提高。因此， 本文研究假设1得以验证。究其原因，我国酒业上市企业虽然最近几年股权有分散的趋势，但总体而言股权集中度依然很高，第一大股东普遍成为公司的控股股东，此时股权的集中导致控股股东与公司利益的趋于一致，从激励和监督角度来看都有利于公司经营绩效的提升。但是如果股权过于集中而形成大股东的“一股独大”而独断专营，易于形成大股东对于中小股东利益的侵蚀，不利于公司经营绩效。因此适度的股权集中最有利于我国酒业上市企业的经营绩效。（3）针对以上4个模型，采用选定的个体固定效应的面板数据模型进行回归，结果见表（6）。从模型3的回归结果来看，股权制衡度Z的系数为负，说明股权制衡度Z 与绩效ROA负相关关系，但是未通过显著性检验，此与假设2a不符合。模型4的回归结果来看，股权制衡度S的系数为正，且通过10%水平的显著性检验，说明股权制衡度S有助于改善公司绩效，研究假设2b得以验证。究其原因，就我国酒业上市企业而言，事实上形成了第一大股东的控股地位，所以制衡度Z代表的第二大股东对于第一大股东的制衡作用不明显。而与此相对，制衡度S代表的是第二至第五大股东联合对于第一大股东的制衡，此时对于第一大股东的制衡作用明显，所以有利于公司经营绩效。
四、结论
本文通过2007-2012年面板数据模型实证检验了我国酒业上市企业的股权集中度、制衡度与企业经营绩效之间的关系。结果显示：以CR1和CR5指标度量的股权集中度与公司经营绩效呈现倒U 型的二次曲线关系，即为过高的股权集中和过于分散的股权都不利于公司经营绩效的提高， 只有适度的股权集中度最有利于公司经营绩效的提高。以S度量的制衡度与公司绩效呈正相关关系，即第二至第五大股东对于第一大股东的制衡作用有助于公司的绩效提升。鉴于以上分析，我国酒业上市企业在股权结构的安排上应该注意适度的股权集中和适度的其他股东对于第一大股东的制衡才最有利于公司的经营绩效提升。
*本文系川酒发展研究中心2013年规划项目 （项目编码：CJY13-18）和四川理工学院学科建设项目“技术经济评价与战略管理特色学科方向培育”（2013）阶段性成果
参考文献：
[1]张红军：《中国上市公司股权结构与公司绩效的理论及实证分析》，《经济科学》2000年第4期。
[2]陈小悦等：《股权结构、企业绩效与投资者利益保护》，《经济研究》2001年第11期。
[3]吴淑琨：《股权结构与公司绩效的 U 型关系研究――1997～2000 年上市公司的实证研究》，《中国工业经济》2002年第1期。
[4]徐莉萍等：《股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响》，《经济研究》2006年第1期。 [5]黄渝祥、孙艳、邵颖红、王树娟：《股权制衡与公司治理研究》，《同济大学学报（自然科学版）》2003年第9期。
[6]刘星、刘伟：《高管持股对企业R&D支出的影响研究――来自2002-2004年A股上市公司的经验证据》，《科学学与科学技术管理》2007年第11期。
[7]陈小悦：《股权机构、企业绩效与投资者利益保护》，《经济研究》2001年第11期。
[8]Gomes， Armando， R. Going Public without Governance： Managerial Reputation Effects. Journal of Finance，2000.
[9]Durnev，A.，E.Kim. To Steal or not to Steal ：Firm Attributes， Legal Environment ，and Valuation. Journal of Finance，2005.
[10]Panayotis Kapopoulos，Sophia Lazaretou.Corporate Ownership Structure and Firm Performance：evidence from Greek firms.Corporate Governance： An International Review，2007.
[11]Michel，A.Habib. Monitoring， Implicit Contracting， and the Lack of Permanence of Leveraged Buyouts. European Finance Review，1997.
[12]La Porta， Florencio Lopez-de-Silanes，Andrei Shleifer. La Porta， Corporate Ownership around the World. Journal of finance，1999.
[13]Shleifer A.，Vishny R.1986.Large Shareholders and Corporate Control.Journal of Political Economy，1986.
（编辑 虹 云）
摘要：运用2007-2012年我国酒业上市企业面板数据实证检验酒业上市公司股权集中度、股权制衡度与经营绩效的关系。实证结果显示：股权集中度与经营绩效呈显著倒U 型的二次曲线关系，即过高的股权集中和过于分散的股权都不利于经营绩效的提高， 只有适度的股权集中度最有利于经营绩效的提高；同时以S指数度量的股权制衡度与经营绩效呈显著正相关，显示出股权制衡有利于经营绩效的提高。
关键词：酒业上市企业 股权集中度 制衡度 绩效
一、引言
公司股权结构与经营绩效之间的相关关系一直以来作为公司治理研究的热点。而股权集中度与制衡度作为股权结构研究中的核心问题所在，对公司治理模式的形成、运作效率以至于经营绩效均会产生较大的影响。本文利用2007-2012年酒业上市企业面板数据实证检验酒业上市公司股权集中度、股权制衡度与经营绩效的关系，以期对酒业上市企业改善股权结构、优化公司治理效率和提升经营绩效提供一些指导建议。
二、研究设计
（一）研究假设 股权集中度是股东因持股比例的不同表现出的股权集中抑或分散的数量化指标，其实质是指股东所持公司股份的比例及其相互关系。文献检索发现股权集中度对于经营绩效的影响是多方面的。Gomes（2000）研究表明股权集中度与公司价值之间存在着正相关关系。Durnev 和 Kim（2005）实证研究表明股权集中度较高的公司其资本市场价值更高。Panayotis Kapopoulos 和 Sophia Lazaretou（2007）的实证研究证实分散的股权结构对公司绩效起反作用，股权集中度与公司绩效高度正相关。也有一些学者研究认为分散的股权结构有利于提高公司的绩效。Habib（1997）提出分散的股权结构一定程度上能预防股东之间的毁约行为，导致公司人事关系更加稳固，故一定程度是能提高公司绩效。LaPorta等（1999）同样认为股权分散型公司的绩效要优于股权集中型公司的绩效。国内研究方面，张红军（2000）研究表明股权集中度与 Tobin’s Q 衡量的公司市场绩效存在显著正相关关系。陈小悦等（2001）研究表明：股权结构与公司绩效的关系存在显著的行业特性，在非保护性行业里面第一大股东持股比例与公司绩效正相关。吴淑琨（2002）实证研究认为股权集中度和公司绩效为显著的倒 U 型相关关系。徐莉萍等（2006）研究认为股权集中度和经营绩效之间存在显著的正线性关系。综合以上文献可知国内外关于股权集中度与公司经营绩效之间关系的研究并未得出一致的结论。公司股权结构对于公司经营绩效的作用主要体现在激励和监督机制两方面。从激励机制来看，股权高度集中的公司，其控股股东就具有足够的激励去收集相关信息、防止管理层道德风险等损害公司绩效行为的发生，从而有助于公司市场运行的有效性和降低代理成本，最终在一定程度上提高公司的经营绩效。但是如果股权过于集中也可能导致控股股东的独断专营、侵蚀中小股东利益，最终不利于公司绩效提高。同样当股权极度分散时， 经营管理层和股东的利益难于协同一致， 道德风险产生的可能性很大，从而有损于公司经营绩效。从监督机制来看，股权集中度处于较高时， 控股股东既有动机又有能力对管理层进行监督， 有利于公司绩效提高； 而股权分布较为分散时，中小股东“搭便车”行为较为普遍， 容易导致对于公司管理层的监督不力，从而有损于公司经营绩效。基于以上分析，本文提出研究假设：
假设1：股权集中度与公司经营绩效呈倒U 型的二次曲线关系，即为高度集中的股权和高度分散的股权都不利于公司绩效的提高， 适度的股权集中度最有利于公司绩效的提高
假设1a：股权集中度以第一大股东持股比例CR1衡量；
假设1b：股权集中度以前五大股东持股比例CR5衡量
股权制衡是指公司控制权由多个大股东共享，任何一个大股东都无法单独控制决策，使得大股东之间相互监督和相互平衡的股权安排模式。Shleifer and Vishney（1986） 研究认为股权制衡度高的公司具有更高的经营绩效。黄渝祥等（2003）研究认为股权制衡能起到限制可能存在的控股股东的掠夺行为，进而保护中小股东利益的作用。刘星等（2007）研究表明股权制衡有助于改善公司治理，其他大股东对控股股东的制衡能力越强，公司市场价值越高。由此假设：
假设2：股权制衡度与公司绩效正相关
假设2a：股权制衡度以第二大股东持股比例与第一大股东持股比例的比值Z度量；
假设2b：股权制衡度以第二至第五大股东持股比例与第一大股东持股比例的比值S度量
（二）样本选取与数据来源 本研究样本为沪、深两市2007-2012年的26家酒业上市公司，包括白酒类12家、啤酒类7家、葡萄酒类4家、黄酒及保健酒类3家，具体见表（1）。未纳入本次研究的上市酒业企业有：白酒类的洋河股份2009年上市缺失2007-2008年数据、青青稞酒2011年上市缺失2008―2009年数据；啤酒类上市企业中珠江啤酒2010年上市导致缺失2008-2009年数据；葡萄酒类上市企业ST广夏由于其经营停止问题导致缺失2010-2012年报数据；所以洋河股份、青青稞酒、珠江啤酒和ST广夏这四家上市酒业企业未纳入本次研究样本。数据源于各企业年报以及国泰安公司的CSMAR数据系统。
（三）变量定义和模型建立 本文选取了如下变量：（1）被解释变量。公司经营绩效包括财务绩效和市场绩效两个关键部分。财务绩效是以财务报表的账面价值为基础构造的一些用财务比率来表示的企业经营成果，如资产收益率ROA、净资产收益率ROE等；市场绩效是以财务绩效为基础，同时又包含了市场对于公司价值的评价，如Tobin’s Q等。陈小悦等（2001）认为由于ROE是证监会考核上市公司的重要指标之一， 各上市公司对该指标的盈余管理非常严重， 因此用ROE来反映公司的绩效并不是十分合理。Tobin’s Q作为绩效指标的前提条件是市场的有效性，显然我国证券市场的有效性有待于进一步加强。综合以上考量，本文选择ROA作为经营绩效的度量。资产收益率（ROA）=净利润/年末总资产×100%。（2）解释变量。目前在衡量股权集中度时，具有多种可选择的指标，包括第1大股东持股比例CR1、前n大股东持股比例CRn、赫芬达尔指数HI（Herfindahl Index）等。本文选择第一大股东持股比例CR1和前5大股东持股比例CR5作为股权集中度的度量。而股权制衡度采用第二大股东至第n大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值予以表示。本文选择第二大股东至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值S作为股权制衡度的度量。CR1=第1大股东持股比例；CR5=前5大股东持股比例；Z=第二大股东持股比例/第一大股东持股比例；S=第二大股东至第五大股东持股比例之和/第一大股东持股比例。（3）控制变量。本文选择的控制变量有：公司资产（Assets）大小会对企业经营绩效造成一定的影响，主要体现在规模经济上。本文采用企业总资产的自然对数（LNA）来反映公司资产规模。公司的财务杠杆同样有可能影响企业经营绩效，本文使用资产负债比率（LEV）来反映财务杠杆对于企业经营绩效的影响。 由于本研究中采用的样本观测值截面个体多（ N=26） 而时期相对较少（T=6）， 模型参数的变化主要体现在截面个体之间，故假定模型参数值不随时间的不同而不同是合理的；同理本文在回归模型中采用截距不同（个体固定效应或随机效应）来考察截面个体差异，所以不考虑变参数面板数据模型。考虑到企业规模LNA、资产负债率LEV后，设置如下的面板数据的回归方程模型：
ROAit=？琢i+？茁1iCR1it+？茁2i（CR1it）2+？茁3i（LNA）it+？茁4iLEVit+？着it …（1）
ROAit=？琢i+？茁1iCR5it+？茁2i（CR5it）2+？茁3i（LNA）it+？茁4iLEVit+？着it …（2）
ROAit=？琢i+？茁1iZit+？茁2i（LNA）it+？茁3iLEVit+？着it …（3）
ROAit=？琢i+？茁1iSit+？茁2i（LNA）it+？茁3iLEVit+？着it …（4）
模型1和模型2中间所加的二次项主要是考虑到股权集中度CRn与绩效的非线性关系。
三、实证检验分析
（一）描述性统计和相关性分析 各个变量的描述统计见表（2），相关系数见表（3）。从表（2）可知，上市酒业企业绩效指标ROA的年度平均值在2007-2012年间一直是平稳上升的，从2007年的0.04上升到0.11；股权集中度指标CR1和CR5指标在研究期间均呈现下降，反映了酒业上市企业的股权有分散的趋势。而股权制衡度Z和S指标虽然在研究期间中间有所起伏，但是总体呈现上升趋势。资产指标LNA呈现增长趋势，而资产负债率LEV呈现下降态势。
（二）回归分析 首先用F统计量检验应该是混合估计模型还是个体固定效应模型，其中SSEr为受约束模型（即为混合估计模型）的残差平方和，而SSEu为未受约束即为个体固定效应模型的残差平方和。N=26；T=6；K是解释变量个数，在模型1和模型2中k为4，在模型3和模型4中为3。其中：F=（（SSEr-SSEu）/（N-1））/（ SSEu/（NT-N-K））～ F0.05（25，130-k）。检验结果如表（4），可知4个模型均是个体固定效应模型优于混合估计模型。然后用Eview6.0统计软件的Hausman检验进行个体固定效应和个体随机效应的选择，选择结果见表（5），可知4个模型均为个体固定效应模型优于个体随机效应模型。通过回归结果的分析发现：（1）F检验表明， 各模型中的F统计量均为显著水平，说明回归模型整体上线性关系显著。四个模型的修正R2 都在0.50以上，说明可能还有其他因素对于资产收益率ROA产生影响。D-W值在2.0附近，说明模型的自变量无自相关。（2）从模型1和模型2的回归结果来看，代表股权集中度的CR1和CR5指标的一次项系数为负，且在5%的水平上显著相关；二次项系数为正值，且在10%的水平上显著。这说明了第一大股东（或第五大股东）持股比例与公司绩效存在显著的倒U 型二次曲线关系， 即当第一大股东（或第五大股东）持股比例较大或较小时都不利于公司绩效的提高， 只有当第一大股东（或第五大股东）持股比例处于中间阶段时最有利于公司绩效的提高。因此， 本文研究假设1得以验证。究其原因，我国酒业上市企业虽然最近几年股权有分散的趋势，但总体而言股权集中度依然很高，第一大股东普遍成为公司的控股股东，此时股权的集中导致控股股东与公司利益的趋于一致，从激励和监督角度来看都有利于公司经营绩效的提升。但是如果股权过于集中而形成大股东的“一股独大”而独断专营，易于形成大股东对于中小股东利益的侵蚀，不利于公司经营绩效。因此适度的股权集中最有利于我国酒业上市企业的经营绩效。（3）针对以上4个模型，采用选定的个体固定效应的面板数据模型进行回归，结果见表（6）。从模型3的回归结果来看，股权制衡度Z的系数为负，说明股权制衡度Z 与绩效ROA负相关关系，但是未通过显著性检验，此与假设2a不符合。模型4的回归结果来看，股权制衡度S的系数为正，且通过10%水平的显著性检验，说明股权制衡度S有助于改善公司绩效，研究假设2b得以验证。究其原因，就我国酒业上市企业而言，事实上形成了第一大股东的控股地位，所以制衡度Z代表的第二大股东对于第一大股东的制衡作用不明显。而与此相对，制衡度S代表的是第二至第五大股东联合对于第一大股东的制衡，此时对于第一大股东的制衡作用明显，所以有利于公司经营绩效。
四、结论
本文通过2007-2012年面板数据模型实证检验了我国酒业上市企业的股权集中度、制衡度与企业经营绩效之间的关系。结果显示：以CR1和CR5指标度量的股权集中度与公司经营绩效呈现倒U 型的二次曲线关系，即为过高的股权集中和过于分散的股权都不利于公司经营绩效的提高， 只有适度的股权集中度最有利于公司经营绩效的提高。以S度量的制衡度与公司绩效呈正相关关系，即第二至第五大股东对于第一大股东的制衡作用有助于公司的绩效提升。鉴于以上分析，我国酒业上市企业在股权结构的安排上应该注意适度的股权集中和适度的其他股东对于第一大股东的制衡才最有利于公司的经营绩效提升。
*本文系川酒发展研究中心2013年规划项目 （项目编码：CJY13-18）和四川理工学院学科建设项目“技术经济评价与战略管理特色学科方向培育”（2013）阶段性成果
参考文献：
[1]张红军：《中国上市公司股权结构与公司绩效的理论及实证分析》，《经济科学》2000年第4期。
[2]陈小悦等：《股权结构、企业绩效与投资者利益保护》，《经济研究》2001年第11期。
[3]吴淑琨：《股权结构与公司绩效的 U 型关系研究――1997～2000 年上市公司的实证研究》，《中国工业经济》2002年第1期。
[4]徐莉萍等：《股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响》，《经济研究》2006年第1期。 [5]黄渝祥、孙艳、邵颖红、王树娟：《股权制衡与公司治理研究》，《同济大学学报（自然科学版）》2003年第9期。
[6]刘星、刘伟：《高管持股对企业R&D支出的影响研究――来自2002-2004年A股上市公司的经验证据》，《科学学与科学技术管理》2007年第11期。
[7]陈小悦：《股权机构、企业绩效与投资者利益保护》，《经济研究》2001年第11期。
[8]Gomes， Armando， R. Going Public without Governance： Managerial Reputation Effects. Journal of Finance，2000.
[9]Durnev，A.，E.Kim. To Steal or not to Steal ：Firm Attributes， Legal Environment ，and Valuation. Journal of Finance，2005.
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（编辑 虹 云）