集中度范文10篇

摘要：基于2013－2017年中國A股上市公司的面板數據，采用實證研究方法，探討我國上市公司股權集中度、內部控制對公司績效的影響，關注內部控制作為中介變量所發揮的作用。研究結果表明：股權集中度與公司績效正相關，股權集中度與內部控制正相關，內部控制在股權集中度與公司績效間存在中介效應，并且經過進一步的檢驗發現其屬于部分中介效應。

關鍵詞：股權集中度；內部控制；公司績效

公司績效是公司價值高低最直觀的體現，公司的高價值建立在高績效的基礎之上，所以想要擁有較高的公司價值就必須提高公司績效，這是提升公司價值的必經之路，也是全體股東的目光焦點與利益向導。近年來國內外眾多學者從不同角度對如何提高公司績效進行了廣泛研究。社會各界漸漸意識到，公司治理機制的問題是我國許多公司績效較低的重要原因之一。公司治理機制的核心是股權結構，衡量公司股權結構的主要指標是股權集中度，所以能否通過改善股權集中度來提高公司績效值得討論。另外，股權結構作為內部控制環境的組成部分，對內部控制有效性的發揮奠定了基礎條件并進而影響公司績效，所以在股權集中度作用于公司績效時內部控制效果是否會影響其作用程度不可忽視。本文從11887家上市公司出發，采用實證研究方法，從內部控制的角度重點研究股權集中度與公司績效的關系。以期在借鑒前人研究的基礎上對現有研究進行拓展，對我國上市公司如何提升公司績效提供新的思路。

1文獻回顧與研究假設

1．1股權集中度與公司績效。近年來股權集中度與公司績效的關系研究逐漸被各國學者所關注，隨之出現眾多研究成果。Berle與Means（1932）率先指出在兩權分離的情況下當股權集中度出現變化時公司績效會相應呈現出同趨勢的規律性變化，也就是說隨著股權集中度的升高公司績效會呈現規律性的上升趨勢。Demsets和Lehn（1985）指出隨著股權集中度的變化公司績效不會呈現出明顯的規律性變動。孫永祥和黃祖輝（1999）認為有一個臨界值存在于第一大股東持股比例中，當其不超過這個臨界值時公司價值會隨其進行同向的規律性變動，當其超過這個臨界值時公司價值會隨其進行反向的規律性變動。郝曉雁、任配莘、淮瑩瑩（2013）發現在農業上市公司中股權互相制衡且第一大股東持股比例保持在一定范圍時公司績效會提高，當第一大股東持股比例超過這個特定范圍時其對農業上市公司績效的影響就不再是正面的積極的。錢紅光、劉巖（2019）發現混合所有制公司的績效會隨著股權集中度的升高呈現先上升后下降的趨勢，也就是說當股權集中度出現變化時公司績效會相應呈現出倒U型的規律性變化。對于股權集中度與公司績效之間的關系研究眾多學者之間并沒有形成一致的結論，本文傾向于當股權集中度出現變化時公司績效會相應呈現出同趨勢的規律性變化這個論點。綜上所述，本文提出如下研究假設。假設1：股權集中度與公司績效正相關。1．2股權集中度與內部控制。近年來探討內部控制有效性影響因素的聲音日漸增多，其中涉及股權集中度如何影響內部控制，學者觀點各異。吳益兵、廖義、剛林波（2009）發現公司內部控制的效果會隨著股權集中度的升高而降低。林鐘高、儲姣嬌（2012）發現公司內部控制的效果會隨著第一大股東持股比例的降低而升高。李志斌、盧闖（2013）以內部控制有效性為研究主題，考察公司所處地區一系列的經濟環境以及自身的股權集中程度，分析二者對公司內部控制的聯合作用，從而發現公司內部控制的效果會隨著股權集中度的升高而優化。朱頤和、張娥（2014）發現內部控制的效果會隨著股權制衡度與機構投資者所占持股比例的升高而優化。于曉紅、王玉潔（2019）研究股權集中度在內部控制與投資短缺之間存在的調節效應，發現股權集中度可以正向促進內部控制的有效性。趙艷麗（2019）發現我國制造業上市公司的股權結構可以反向調節其內部控制的效果即內部控制的效果會隨著股權集中度的升高而降低。本文傾向于當股權集中度出現變化時內部控制效果會相應呈現出同趨勢的規律性變化這個論點。綜上所述，本文提出如下研究假設。假設2：股權集中度與內部控制正相關。1．3股權集中度、內部控制與公司績效。從現有文獻來看，近年來更多的學者開始將目光投放在股權集中度對公司績效的影響中內部控制所發揮的作用，關注點不再局限于這三者的傳導作用。林鐘高、王書珍（2007）發現公司績效會隨著內部控制效果的提升而增加，并且內部控制可以在股權結構作用于公司績效時充當中間媒介，這種影響每年呈遞增趨勢。常啟軍、王璐、金虹敏（2015）基于內部控制質量為中介變量，分析發現內部控制可以在股權結構作用于公司績效時充當中間媒介，但不是唯一的中介變量。勝、張菲菲（2016）從股權制衡度這一視角分析制造業上市公司內部控制的效果如何作用于公司績效，發現股權制衡度有個臨界值為50％，當其超過這個臨界值時將會提升公司績效與內部控制的水平，反之當其低于這個臨界值時將會抑制公司績效與內部控制的水平。王成、崔躍（2017）發現在我國民營上市公司中內部控制可以在股權集中度作用于公司績效時充當中間媒介，但不是唯一的中介變量。劉祺陽（2018）發現內部控制可以在股權結構作用于公司績效時充當中間媒介，但這種中介作用只在中小板及創業板樣本公司中存在且為部分中介作用，在主板樣本公司中這種中介作用不存在。本文傾向于當內部控制效果出現變化時公司績效水平會相應呈現出同趨勢的規律性變化并且內部控制可以在股權集中度作用于公司績效時充當中間媒介這個論點。綜上所述，本文提出如下研究假設。假設3：內部控制在股權集中度與公司績效間起著顯著的中介作用，內部控制度高的公司，股權集中度可以更有效提升公司績效。

2研究設計

企業信貸約束測量方法綜述

有關企業信貸約束的研究要追溯到Fazzari等﹙1988﹚［6］，他們將投資—現金流的敏感度作為衡量企業融資約束的指標，其理論基礎是企業的投資決策不僅要考慮一個投資項目受益的凈現值，還要考慮外部融資的難易程度以及內部融資比例的大小。該理論基礎的前提假設是信息不對稱問題的存在使得企業的內部融資成本低于外部融資成本，因此在企業內部現金流增加的情況下，受到融資約束的企業會增加當期投資，而沒有受到融資約束的企業對這種現金流的變化則不敏感。其主要思想是將現金流變量加入到TobinQ的投資方程之中，以捕捉資本市場的不完善。Hubbard﹙1998﹚［18］對此類文獻有過詳細的回顧。但是Kaplan和Zingale﹙1997﹚［19］反對這一觀點，認為Fazzari等﹙1988﹚所得到的實證結果沒有強有力的經濟學理論加以支持；他們以Fazzari等﹙1988﹚的實證為基礎，反而證偽了其提出的假說，即對于信貸約束更小的企業，其投資—現金流的敏感度會更強。但這一分析也存在問題，即先驗的企業信貸約束標準是否有效？事實發現，他們定義的信貸約束企業大部分都陷入財務困境。值得肯定的是，如果一個企業受到融資約束，那么它肯定會對流動性有較強的偏好。在Fazzari等﹙1988﹚之后，投資—現金流敏感度的分析得到廣泛的應用。Almeida等﹙2004﹚［20］在此基礎上提出使用現金—現金流敏感度﹙cash-cashflowsensitivity﹚作為衡量企業融資約束的指標，其中衡量信貸約束的變量有股息支付率﹙payoutratio﹚，用股息支付與營業收入額的比率來表示；企業規模大小；Kaplan和Zingales提出的KZ指數；公司債券評級﹙BondRatings﹚和商業票據評級﹙commercialpaperratings﹚。投資—現金流敏感度分析的普及主要是因為信貸約束反映的是資本的影子價格，而現實中所觀察到的企業所面臨的資本價格均是在借貸行為發生后的價格，而無法觀察到企業由于信貸約束無法完成投資的情況下所愿意支付的資本價格。比如，一個項目的投資回報率是10%，企業所愿意支付的最大資本價格便是10%，但是由于銀行發放給該企業的貸款利率為15%，此時借貸行為并未發生，也就無法從企業的財務信息中了解此時企業愿意支付的資本價格，從而無法衡量企業的信貸約束程度。如果要準確衡量企業的信貸約束，就有必要估計出資本的影子價格。諸多學者提出用歐拉方程方法進行估計，影子價格越高說明信貸約束程度越高，反之亦然。該方法由Whited和Wu﹙2006﹚［21］發展起來，逐漸形成了衡量企業信貸約束的WW指標。WW指標是六個要素的線性組合，即現金流、紅利支付的虛擬變量、杠桿、企業規模、工業銷售增長率、企業銷售增長率，以此計算出資本的影子價格。其優勢在于它能夠放松企業凈收入方程線性齊次性﹙linearhomogeneity﹚的假定，估計出企業信貸約束的程度，這種程度可以在不同的企業間進行比較，而不像投資—現金流敏感度的分析只能得出企業是否受到信貸約束的結論。本文使用了類似于此的方法，具體而言，以Love﹙2003﹚［13］以及Whited和Wu﹙2006﹚［21］的方法為基礎，利用企業的最優化行為得到一個結構性方程，以此估計中國A股上市企業的股權集中度對信貸約束程度的影響。

企業信貸約束的衡量

按照Love﹙2003﹚［13］、Whited和Wu﹙2006﹚［21］的方法，企業的最優行為便是最大化企業的價值。Vi0=maxEi0∑∞t=0β0，tDit﹙1﹚其中，Vi0是企業i在0期時的價值，β0，t是0期至t期的貼現因子，Dit為企業紅利。企業的約束條件有：Dit=Π﹙Kit，εit﹚−C﹙Iit，Kit﹚−Iit﹙2﹚Ki，t+1=Iit+﹙1−δi﹚Kit﹙3﹚Dit≥0﹙4﹚其中，Π為企業利潤函數，C為企業投資的調整成本函數，Kit為資本，Iit為投資，δ為折舊率。根據一階條件可以求得：Eitβt1+ηt+11+ηt［∂Π∂Ki，t+1+﹙1−δi﹚﹙∂C∂Ii，t+1+1﹚］=∂C∂Iit+1﹙5﹚其中，ηt為約束條件﹙4﹚式的拉格朗日乘子，它表示外部融資的影子成本，∂C/∂I表示投資調整的邊際成本，∂Π/∂K是企業的邊際利潤，Ωt=﹙1+ηt+1﹚/﹙1+ηt﹚為外部融資的相對成本。在完美信貸市場中ηt等于0，此時外部融資的相對成本便為1，企業沒有受到信貸約束。當前的投資成本為投資調整的邊際成本與投資品的價格之和，這個價格標準化為1，因此上式的右端是當前投資的邊際成本；而當前投資所放棄的收益為資本的邊際利潤與下一期的調整成本和投資品價格之和的貼現，因此，上式的左端便是當前投資所放棄的收益。歐拉方程所隱含的喻義便是當前投資所放棄的收益要等于當前投資的成本。在不完美的信貸市場中，Ωt取決于企業可觀察到的財務指標，與Love﹙2003﹚［13］一樣，此處將Ωt看成是現金存量與資產之比的函數，其理論根據在于，如果沒有足夠的內部資金，那么受到約束的企業將無法進行可盈利的投資。本文額外加入股權結構變量，以考察企業股權結構對Ωt的影響。在此令：Ωt=α0i+﹙α1+α2OwnershipStrit﹚CASHi，t−1，其中OwnershipStr為企業股權結構變量，CASH是現金及現金等價物與資本存量的比值。如果企業沒有受到信貸約束，Ωt為1，現金存量對企業投資決策沒有影響；如果受到信貸約束，則現金存量對企業投資決策的影響將會存在；同樣如果股權結構對企業信貸約束產生影響，則這種影響會通過現金存量而影響到企業的投資決策。根據Gilchrist和Himmelberg﹙2008﹚［22］的研究，進一步假設∂Π/∂K=﹙αk/κ﹚﹙S/K﹚，其中αk為資本所得，κ為加成﹙Mark-up﹚常數，S為主營業務收入。此時，MPK≈c+i+﹙S/K﹚。按照Love﹙2003﹚的設定，令下式成立：∂C∂Iit=α﹙IKit−gIKi，t−1−υi﹚﹙6﹚將假定的利潤函數和投資調整成本函數帶入歐拉方程，可以得到一個非線性的方程，此處按照Love﹙2003﹚的方法對歐拉方程進行一階泰勒展開，則有：βtΩt﹛.﹜t≈c+γθΩt+γ﹛.﹜t+θβt﹙7﹚其中﹛.﹜t是歐拉方程左邊方括號內的式子。此外，本文用表示未來投資機會的TobinQ代替原方程中的﹙I/K﹚i，t+1，由此得到以下結構性計量模型：﹙IK﹚it=β1Qi，t+β2﹙IK﹚i，t−1+β3﹙SK﹚it+β4CASHi，t−1+β5OwnershipStritCASHi，t−1+β6OwnershipStrit+εit本文所關注的是β5。如果β5顯著，說明股權結構對企業信貸約束產生了影響。具體而言，β5顯著為正，表明股權集中度加劇了企業信貸約束程度，假說1成立；β5顯著為負，表明股權集中度的提高緩解了企業的信貸約束程度，假說2成立。

股權集中度對企業信貸約束影響的實證研究

﹙一﹚數據描述本文使用1998年~2009年中國A股上市企業的數據樣本，數據均來自CCER色諾芬數據庫﹙一般上市公司財務數據庫與上市公司治理結構數據庫﹚。考慮到金融企業持有現金更多是為了滿足資本借貸的需要，公共部門持有現金的決策可能受行政指令因素的影響更大，而不是文獻中記載的為了對未來的投資機會進行儲蓄之類的經濟原因，因此在樣本選擇中根據CIGS的企業分類，實證中排除了金融部門和公共部門企業。此外還刪除了樣本中存在嚴重數據缺失的個體。表1為選取的主要變量的數據描述，其中投資通過固定投資凈值和累積折舊計算得來，CR_5、CR_10、Herf_5和Herf_10均為衡量股權集中度的變量。表2為主要變量之間的相關系數，從中可以發現CR_5、CR_10、Herf_5和Herf_10四個指標有比較強的正相關性。﹙二﹚股權集中度對企業信貸約束的影響本文在此使用的是GMM估計。先對結構性方程進行差分，消除企業個體效應，然后使用滯后兩期的變量作為工具變量。表3為股權結構對企業信貸約束影響的初步實證結果。在回歸模型中加入反映企業股權構成的變量Control，如果企業最終控制人為國家，那么該變量為1，否則為0。表3中的模型﹙1﹚為基準模型，β4的估計結果顯著為正，說明企業內部資金對企業的投資行為產生了影響，內部資金越大，當期投資越多，該結果表明中國A股上市企業的信貸約束問題是存在的。因為如果不存在信貸約束，則企業的投資行為不會受到內部資金的影響，β4的估計結果也會不顯著。模型﹙2﹚~﹙5﹚中的關鍵解釋變量分別為CR_5、CR_10、Herf_5、Herf_10與CASH的交叉項。模型﹙2﹚中交叉項的估計系數為負但不顯著。模型﹙3﹚~﹙5﹚中估計結果均顯著為負。模型﹙2﹚、﹙3﹚和﹙5﹚的J檢驗的p值均大于10%，模型﹙1﹚和﹙4﹚的J檢驗p值略低于10%，這也基本接受了過度識別檢驗的原假設。模型﹙1﹚~﹙5﹚的AR﹙1﹚檢驗表明計量模型的殘差存在一階自相關，這是因為模型進行了一次差分，殘差項理應存在一階的自相關。AR﹙2﹚檢驗則表明計量模型的殘差項不存在二階自相關，即原模型的殘差項不存在序列相關。以上檢驗均表明本文計量模型的設定具有一定的合理性。表3中的回歸結果說明股權集中度的增加反而有利于減輕企業的信貸約束程度。大股東的存在能夠部分緩解委托問題，股權集中度的提高使得投資決策更容易進行，外部投資者更愿意提供資金，這也驗證了假說2。由于大股東占有企業大部分股份，其利益一般與企業利益相一致，因此，大股東能夠通過其擁有的對企業資產的控制權來實現自身利益和企業利益的最大化，并且企業股權集中度的提高有助于促進企業投資決策的效率，從而能夠及時把握住投資機會。企業良好發展態勢將會吸引更多的外部投資者，其外部融資成本也將有所下降，外部融資環境的改善又會進一步促進企業的發展，企業也能因此加大投資力度、研發投入及股利支付。同時，對于中國企業而言，大股東存在而導致的負的塹壕效應并不明顯，缺乏股權制衡導致的更嚴重的信息不對稱程度對外部融資的影響不占據主導。﹙三﹚穩健性檢驗表3中的回歸結果表明，股權集中度的提高有助于緩解企業的信貸約束程度，但是關于回歸系數也可能存在其他解釋，為此需要對前文結論進行穩健性檢驗。具體如下：首先，添加企業規模變量。規模較小的企業相對而言存在較大的信息不對稱，這會導致較大程度的信貸約束，相反，規模大的企業受到較小程度的信貸約束。如果股權結構與企業規模有關聯，那么就會存在這樣的可能，即事實上不是股權結構而是企業規模影響信貸約束。為了檢驗企業的規模效應對前文結論的影響，本文用資產的對數來衡量企業的規模，在此加入企業規模以及企業規模與CASH的交叉項。如果在加入這些額外解釋變量之后，企業股權結構與CASH的交叉項依然顯著為負，則說明股權結構并不是通過對企業規模的影響而影響到企業的投資行為，假說2將依然成立。表4是對企業規模效應的穩健性檢驗結果。模型﹙1﹚~﹙5﹚中，企業規模與CASH交叉項的回歸系數β5顯著為負，表明企業規模越大，企業的信貸約束程度越小。模型﹙2﹚中股權結構與CASH交叉項的回歸系數β5為負，但不顯著；模型﹙3﹚~﹙5﹚中，股權結構與CASH交叉項的回歸系數β5同樣顯著為負。此外，模型﹙1﹚~﹙4﹚的J檢驗的p值均大于10%，模型﹙5﹚的J檢驗p值略低于10%，也可基本接受過度識別檢驗的原假設。模型﹙1﹚~﹙5﹚的AR﹙1﹚檢驗表明計量模型的殘差存在一階自相關，AR﹙2﹚檢驗則表明計量模型的殘差項不存在二階自相關。以上檢驗均表明計量模型的設定具有一定的合理性。這與表3中的估計結果類似，進而驗證了表3結果的穩健性，即考慮企業的規模效應時，企業股權集中度的提高同樣會緩解企業的信貸約束程度。其次，使用現金流與資產的比值﹙CF﹚來替代原變量CASH。因為企業內部的現金流也可以反映企業內部資金的充裕程度，并且Fazzari等﹙1988﹚［6］和Almeida等﹙2004﹚［20］均使用了現金流與資產的比值這一指標。此外，在新的模型設定中加入企業規模以及企業規模與CF的交叉項作為控制變量，回歸結果見表5。模型﹙1﹚為基準模型，其中β4的估計結果顯著為正，說明企業現金流影響了當期企業的投資行為。模型﹙2﹚~﹙5﹚中的β5的估計結果顯著為負。模型﹙6﹚~﹙9﹚考慮了企業規模效應，其中，模型﹙6﹚和﹙7﹚中β5的估計結果顯著為負，模型﹙8﹚和﹙9﹚中β5的估計結果為負但不顯著。模型﹙1﹚~﹙9﹚的J檢驗、AR﹙1﹚檢驗和AR﹙2﹚檢驗也都符合模型設定要求。這也與表3中的回歸結果類似，即股權集中度的提高會緩解企業的信貸約束程度，假說2依然成立。五、結論根據現有的公司金融理論，股權集中度的提高一方面會使大股東侵害外部投資者利益的行為更容易發生，企業外部融資成本加大；另一方面又會使企業委托問題得到一定程度的緩解，從而降低企業的外部融資成本。這兩個假說到底哪一個更適用于中國的現實情況？本文使用Love﹙2003﹚［13］提出的結構性方程考察中國A股上市企業的股權結構對其信貸約束程度的影響。與以往文獻不同，本文從股權結構角度出發，研究其對信貸約束的影響﹙信貸約束是金融發展的微觀表現形式之一，對企業績效有著顯著的影響﹚。研究結果表明，對于中國A股上市企業而言，股權集中度的提高伴隨著信貸約束程度的降低，這意味著企業委托問題的緩解對信貸約束的影響占主導。一系列的穩健性檢驗也表明該結果具有較強的穩健性。這與Chen等﹙2011﹚［14］根據美國企業得出的結論相類似。當前中國企業普遍存在股權集中度較高的情況，但是由于大股東的存在而導致的負的塹壕效應似乎并不明顯，也沒有對企業的績效產生明顯的負面影響﹙中國經濟的騰飛主要是依靠中國企業，尤其是上市企業﹚。本文的研究對這一現象提供了一個解釋，即大股東的存在可以部分解決委托問題，因為他們有著共同的利益，并有足夠的對企業資產的控制權來實現自身利益的最大化，其自身利益與企業利益又具有一致性，從而更有利于實現企業利潤最大化的目標。這一特征有助于企業的投資決策以及有助于提高投資決策的效率，從而吸引更多的外部資金，緩解當前企業面臨的信貸約束程度。這一效應在股權結構對信貸約束的影響中占據主導。另外，由于信貸約束問題直接影響到企業的投資決策、研發決策和勞動力雇傭決策等等，因此了解何種因素對企業信貸約束產生影響，有利于深刻認識企業決策背后的機制，同時也有助于理解企業的投融資行為。本文的研究從企業信貸約束的角度解釋了中國企業在股權集中度較高的情況下仍能快速發展并取得良好績效的事實。然而，股權集中度尤其是第一大股東持股比例與企業績效之間并不是簡單的線性關系［23］。股權集中度較高時，股權集中度有利于提高企業的績效，此時股權集中度對信貸約束所產生的影響對企業績效產生了積極的作用；而在股權集中度較低時，股權集中度與企業績效呈現倒U型關系，在這種情況下，股權集中度的下降或許可以提高企業的績效，此時由于缺乏股權制衡可能會出現大股東侵占公司利益的情況，股權集中度的提高將不利于降低外部融資成本。本文的研究結果表明，在當前水平下，股權集中度的提高還有利于改善企業的外部融資成本。但是隨著“國進民退”對經濟產生的負面效應的凸顯，市場化改革仍需進一步推進。在市場機制能夠解決問題的領域，政府應逐漸退出，使市場配置資源的基礎作用得到更有效地發揮。在這個過程中，企業中的國有股份會逐漸減少，股權集中度也會有所下降，當其位于倒U型區間時，股權集中度的下降或許還有助于降低企業的外部融資成本。因此，隨著證券市場國有資本的逐漸退出以及股權結構的進一步完善和優化，我國企業亟需建立合理的股權結構，激勵相容的結構設計使大股東受到其他股東的制衡，難以侵害公司利益，同時也能夠有效地進行決策，提高企業運營效率，這將有助于企業的穩定運行，并維系良好的企業外部融資環境。

1中國鋼鐵產業的現狀及其特征

1.1中國鋼鐵產業的現狀

改革開放以來，中國鋼鐵工業取得了顯著發展，自1996年中國粗鋼突破1億大關以來，中國己經連續十多年粗鋼產量排名世界第一，2007年全球67個主要產鋼國家和地區粗鋼總產量13．435億t，同比增長7．5％，這是連續第五年增速在7％以上。其中，我國產量為4．89億t，同比增長15．7％，我國仍為全球第一大粗鋼產量生產國；第二為日本，為1．2億t；隨后是美國的9720萬t；此外還有俄羅斯、印度、韓國、德國、烏克蘭、巴西和意大利。我國粗鋼產量超過第二到第八的總和，占全球總產量的36．4％，2006年這一比例為33．8％，2005年為31％，2004年為26．2％，呈現逐年遞增趨勢。2005年，中國第一次成為鋼鐵凈出口國。目前，我國鋼鐵工業總體運行良好，但是，在企業規模、品種結構、產品質量等方面，同一些鋼鐵強國如美國、德國等國家相比，還存在明顯的差距。專業化水平低、企業規模過小、投資分散、產品結構性失調是我國鋼鐵工業在國際上缺乏競爭力的根本原因之一，也是制約行業發展的最大阻力。近年來鐵礦石、焦炭等原材料價格大幅提升。國際鐵礦石價格在連續多年里持續增長，其中2004年價格上漲18.6%，2005年價格上漲71.5%，2006年的價格上漲了19%。2007年仍然上漲9.5%，對進口礦石依賴度很高的中國眾多鋼鐵企業這無疑造成相當大的成本壓力。

1.2鋼鐵產業特征

（1）鋼鐵產業有較強的產業關聯度。與鋼鐵產業相關聯的下游產業有建筑及房地產業、汽車、造船、家電、鐵路等，與之相關聯的上游產業有煤炭、能源、交通等。

（2）鋼鐵產業與國民經濟呈正相關性。當國民經濟快速發展時，鋼鐵產業也會快速發展，體現在鋼鐵需求上升，價格上漲；當國民經濟調整時，鋼鐵產業也會進行調整，體現在鋼鐵需求下降，價格下落。

一、中國保險業介紹

隨著中國經濟的持續發展和人民生活水平的穩步提高,保險業得到了飛速發展。但是我們也應該看到,中國保險業還存在不少問題,例如規模過小、資本實力弱、業務雷同、經營成本高等仍然制約著中國保險業的進一步發展。因此,如何推動中國保險業規范化發展,提升其競爭力是目前亟需解決的一個問題。一個行業競爭力的高低是與其市場結構密切相關的,市場結構是特定行業中企業的數量、規模、份額以及相互之間的關系,不同的市場結構會形成不同的企業行為和績效。市場集中度是市場結構的一個重要因素,它集中反應市場壟斷程度的高低,對市場內的企業行為和經濟績效有很大的影響。因此,對中國保險業市場結構的現狀作出準確的分析與判斷,有利于提高中國保險業的競爭力,促進保險市場的可持續發展。

二、分析方法和數據處理

(一)方法

根據1996~2006年保險公司各項業績指標,進行綜合計算評估,然后測算出保險業集中度,并與保險業規模、保險業績效進行回歸分析。

(二)模型的變量設置

［摘要］中國保險業集中度與績效負相關，保險業規模與績效正相關，因此中國保險業還沒有達到規模經濟狀態。應實行規模化發展戰略，進一步增強保險業的市場競爭能力，處理好規模化與集約化經營的關系，最終做到有效益的可持續發展。

［關鍵詞］保險業；集中度；規模；績效

一、引言

隨著中國經濟的持續發展和人民生活水平的穩步提高，保險業得到了飛速發展。但是我們也應該看到，中國保險業還存在不少問題，例如規模過小、資本實力弱、業務雷同、經營成本高等仍然制約著中國保險業的進一步發展。因此，如何推動中國保險業規范化發展，提升其競爭力是目前亟需解決的一個問題。一個行業競爭力的高低是與其市場結構密切相關的，市場結構是特定行業中企業的數量、規模、份額以及相互之間的關系，不同的市場結構會形成不同的企業行為和績效。市場集中度是市場結構的一個重要因素，它集中反應市場壟斷程度的高低，對市場內的企業行為和經濟績效有很大的影響。因此，對中國保險業市場結構的現狀作出準確的分析與判斷，有利于提高中國保險業的競爭力，促進保險市場的可持續發展。

二、分析方法和數據處理

（一）方法

[摘要]我國入世過渡期已經結束，銀行業已全面對外開放。外資銀行進入將對我國銀行業績效和產業組織結構帶來重要影響。本文基于我國14家銀行1996-2005年的面板數據，就外資銀行進入對我國銀行的短期影響進行研究。實證結果表明，國內銀行對外資銀行營業性機構數量增加反應不敏感，經營成本和盈利同外資銀行市場份額的增加正相關，我國銀行業市場符合結構—行為—績效范式。本文就我國銀行業應對外資銀行沖擊的方略提出建議，即通過與外資銀行股權合作彌補我國銀行業不足，通過金融控股公司模式實現綜合經營以提高我國銀行業國際競爭力，積極學習、借鑒外資銀行新的金融產品和管理經驗。

[關鍵詞]外資銀行；中國銀行業；銀行業績效；市場集中度

一、文獻綜述

國外一些文獻實證研究了外資銀行進入對東道國銀行業的影響。Claessens、Demirguc—Kunt和Huizinga(2001)用1988-1995年80個發達國家和發展中國家的銀行數據，分析了引入外資銀行對本國銀行凈利差、盈利水平、非利息收入、經營費用和貸款損失準備的影響，發現外國銀行的增加同國內銀行盈利性、非利息收入和總經營支出的減少相關。Lensink和Hermes(2004)在回歸模型中引入經濟發展水平因素，檢驗經濟發展程度是否影響外資銀行進入的效應，結果表明銀行業績的改善與金融發展水平相關。Uiboupin(2005)用中東歐10國219家銀行的數據分析外資銀行進入效應，發現外資銀行的進入對本國銀行短期總成本、利息收入、非利息收入和利潤有負面影響。

有的學者研究了單個國家銀行業開放的影響效應。Barajas等人(2000)對哥倫比亞的研究表明，外資銀行進入會導致金融中介間接融資成本降低，以及國內銀行資產質量下降。Denizer(2000)分析了外資銀行進入對土耳其銀行業的影響，研究表明外資銀行進人降低了國內銀行業的利潤和管理費用。Okuda等(2004)通過研究外資銀行進入對泰國銀行業的影響，發現外資銀行增加使得本國銀行營業費用和利差增加，盈利降低。Kim(2005)通過實證研究外資銀行進入對韓國國內銀行業的影響，發現外資銀行進入顯著提高了國內銀行的風險管理能力。

國內相關研究存在一些競爭性的結果，郭妍等(2005)通過研究發現，隨著外資銀行在我國進入程度的加深，國內銀行利差有所上升，而利潤率、非貸款收益率、費用率均有所下降，同時呆賬準備率提高。葉欣(2006)對外資銀行進入程度、市場競爭結構、中資銀行效率水平的變化關系進行經驗分析，發現外資銀行進入程度與中資銀行利差和利潤水平顯著正相關。黃憲等(2006)分析了外資銀行進入對我國銀行績效的短期影響，通過同其他發展中國家進行對比后發現，由于我國經濟金融體制上的固有特點，我國銀行業績效在面臨外資競爭時表現出較大的不同。李曉峰等(2006)研究發現，外資銀行進入對國內銀行流動性、非利息收入、經營費用、資產收益率、資產質量和風險方面都有負面影響。

［摘要］以2012-2017年中國滬深A股房地產上市開發企業為樣本，運用其披露的年度財務報表數據，結合前五大客戶營業收入占比，檢驗了房地產上市企業的供應鏈客戶集中度對銀行信貸行為的現實影響。實證研究發現：客戶集中度對銀行信貸管理決策有顯著影響，這一影響在國有企業中較顯著，在民營企業中不顯著。

［關鍵詞］房地產企業；信貸管理決策；客戶集中度

我國的房地產行業經過了多年的發展，形成了以房地產開發企業為核心的上下游企業，包括上游的材料供應商、建筑公司、研究公司以及下游的顧客、裝修公司、物業公司等。與此同時，我國的商業銀行將大量的信貸資源投向房地產行業，因此研究房地產上市企業的供應鏈客戶與商業銀行的信貸決策之間的關系具有現實性意義。本文以供應鏈核心企業為研究對象，并對客戶集中度對商業銀行信貸決策的影響進行實證研究。

一、文獻綜述

國內學者對企業供應鏈融資的研究有：屠建平，楊雪（2013）[1]對電子商務平臺下供應鏈金融的四種模式與傳統的融資模式進行了對比分析；楊斌，朱未名，趙海英（2016）[2]發現通過解決信息不對稱、風險分擔和提升流動性溢價等模式能夠極大地提升供應商的銷售規模和供應鏈的整體效率；姜浩（2019）[3]認為信用多級流轉的供應鏈金融模式解決了二級至N級供應鏈企業的融資問題，使供應鏈融資的覆蓋范圍得到大大提高。本文從新的角度，研究供應鏈中客戶集中度這一單一因素對供應鏈融資的影響。

二、實證研究

摘要：市場集中程度在一定程度上能夠反映零售業的競爭態勢，如過低的零售業市場集中度反映出缺乏具有強大市場競爭力的零售企業。本文在分析我國零售業市場集中現狀的基礎上，探討了我國目前零售業市場集中度現狀的成因。并提出發展我國零售業市場集中的對策性思考。

關鍵詞：零售業市場集中對策性思考

我國零售業已進入向外資全面開放的后WTO時代。事實上，20世紀90年代初以來，外資零售業就通過合資、聯營等各種方式對我國的零售業市場進行了試探、摸底。如今，擺脫了政策羈絆的外資零售巨頭更是挾資金、技術、管理等各方面的優勢在我國零售市場開始了全方位的競爭，這勢必影響我國零售業市場格局。強大的外資零售企業的進入會在一定程度上提升我國的零售業市場集中程度，但這對我國本土零售企業卻并非是好事。因此，本文從市場集中的角度對我國零售業現實市場狀況進行解析，并從產業層面提出加強我國零售業市場競爭力的對策建議。

零售業市場集中度現狀

市場集中程度一般是用產業中最大的四個企業所占市場份額的累計數占整個產業市場的比例(CR4)來表示。通過測算零售企業前4位的銷售額和全國社會消費品零售總額，可以獲得相應的市場集中程度的數據，并得出兩個方面的結論。首先，近年來我國零售業市場集中度總體上呈持續上升的態勢。我國零售業的CR4從1990年的0.40%提高到2003年的2.60%，平均每年上升15.48%。其次，我國零售業市場集中度仍處于較低水平。盡管我國零售業市場集中度自1990年到2003年來不斷上升，但總體上仍然很低。這一結論是通過將我國零售業市場集中度與美國零售業市場集中度進行比較而獲得。美國零售業在20世紀50年代末到80年代中后期，其零售業市場集中度CR4的平均水平約在16%以上，遠遠超過我國零售業近幾年的市場集中度。另外，根據筆者對美國2003年的零售業市場集中度的計算，2003年美國零售業市場集中度CR4和CR8分別為10.70%和14.60%，分別是同期我國零售業市場集中度的4.12倍和3.75倍。我國零售業市場集中度與發達國家相比有著較大的差距，處于較低的水平。

根據零售業的商圈理論，零售企業的輻射能力隨著其交易半徑的增加而逐漸減少。這樣便決定了零售競爭的相關市場往往存在較強的區域性。因此，對零售業在區域的集中程度進行度量有利于更全面地了解零售業的規模水平和競爭程度。

本文分析：市場集中度反映出行業內壟斷及競爭情況,是分析競爭行業環境和發展階段一項重要指標。目前我國糧食行業市場容量較大,現有企業難以實現規模經濟;糧食產品特性較強,限制了企業開拓市場的能力;地區貿易壁壘較多,阻隔了企業市場化的步伐;糧食產品消費需求多樣性變化較快,規避了企業優勝劣汰法則,以上原因使我國糧食行業市場集中度處于一個較低的水平。

市場集中度即市場中知名品牌的集中程度,一般指在一定區域、行業內排名前幾位的品牌其銷量累加所占總量的比例,市場集中度反映了行業內壟斷及競爭激烈的狀況。一般而言,知名品牌市場占有率超過60%即可視為高市場集中度行業,知名品牌市場占有率處于30%-60%之間為中市場集中度行業,知名品牌市場占有率小于30%為低市場集中度行業。總體來說,高市場集中度意味著行業已進入成熟期、處于高度壟斷階段,業內市場機會相對稀少;中市場集中度意味著行業在進行整合、調整,行業內部同業者競爭激烈,產品集中度處于從低到高的集中過程中,對于所有企業無論規模大小都處于優勝劣汰的挑戰期;在低市場集中度行業中,各類企業面臨的機會相對較多,無論技術進步與否、成本高低,都會在市場上分到一杯羹。

我國糧食行業是一個既古老又市場化程度不成熟的行業,受各種各樣原因限制,目前還沒有出現象通信、銀行、石化等高科技、高資本行業鮮明的壟斷現象,市場集中度較低。面對日益發展的經濟全球化浪潮,糧食行業的低市場集中度必然會使我們面對發達國家強勢品牌放棄市場,將現有市場拱手相讓。糧食問題關系國計民生、社會穩定,培育我們自己的強勢品牌、牢固占領本國市場,維護糧食安全意義重大。那么什么原因導致了我國糧食行業市場集中度低呢?經過調查分析得出如下結論。來源于/

一、市場容量巨大導致市場集中度降低

我國擁有13億多人口,按每人每天0.5斤糧食消耗量計算,我國一年糧食需求量達到12億噸以上。如果我們把它們用火車裝運,按照標準車箱容量為60噸計算,可以裝滿2000萬節車箱;如果每節車箱長度為25米,將這些車箱連起來,總長將達到50000公里,如果每斤糧食平均1元人民幣,那么這些糧食的市場價格將達到2.4萬億元人民幣。由于我國糧食市場擁有龐大的規模,因此任何企業都會受限于規模、資金等因素不能占有糧食市場相對大的份額。從目前的情況來看,即使通過資金整合、強強聯合的形式,短期內也難以在糧食行業形成較高的市場集中度。

二、糧食產品特性導致市場集中度降低

摘要:使用四大國有銀行占全部金融機構貸款的比重作為反映銀行集中度的指標,基于1989-2007年間的時間序列數據,利用葛蘭杰因果檢驗銀行集中度與經濟增長關系顯示:銀行集中度是經濟增長的葛蘭杰原因。因此,應放寬行業進入限制,鼓勵民營銀行和外資銀行的設立和發展,提高開放度、促進市場競爭。

關鍵詞:銀行集中度;經濟增長;協整;葛蘭杰因果檢驗

一、問題的提出與文獻綜述

銀行的經營活動無疑會對宏觀經濟產生影響,銀行競爭會提高存款利息降低貸款利息同時導致儲蓄和投資的增加,CarboValverde,Humphrey&RodriguezFernandez(2003)即闡述了這一問題。Cameron,1967;Goldsmith,1969;McKinnon,1973;Shaw,1973強調金融市場的發展對于經濟增長是必要的,發展良好的金融市場是促進經濟增長的原因之一。許多研究都表明金融發展是經濟增長的原因之一,同時RousseauandSylla(2001)認為經濟增長會導致對金融服務的需求同時促進金融業發展。

Caminal&Matutes,2002;Greenbaum&Thakor,1995;Schnitzer,1999通過局部均衡模型得出了銀行集中對于整體經濟是有益的,會產生穩定經濟的作用;Cetorelli,1997;Guzman,2000b;Smith,1998卻通過一般均衡模型得出了相反的結論:銀行集中阻礙經濟的流通對經濟是有害的。

實證研究方面,Berger&Hannan(1989)和Hannan(1991)發現,銀行集中度越高,中小企業面臨的貸款利率越高,個人存款的利率越低。一些學者研究了銀行集中度與中小企業融資之間的關系,如Petersen和Rajan(1995)研究發現,較高的集中度反而使它們面臨較輕的信貸約束,同時使成立時間不長的企業面臨較低的貸款利率。有關銀行業結構與銀行績效、金融穩定、企業融資、企業規模等的關系方面,Beck、Demirgü"-Kunt&Levine(2005)檢驗了銀行集中度與銀行系統發生危機可能性之間的關系發現集中度高的銀行系統較為穩定。Demirgü"-Kunt、Laeven&Levine(2004)利用不同國家的銀行數據,檢驗了銀行業管制、銀行集中度、國家制度等因素與銀行利差收入之間的關系發現銀行集中度與利差收入呈正相關關系。