民营上市公司家族控制权特征与绩效实证研究

1、中国民营上市公司家族操纵权特征与公司绩效实证研究北京工业大学 林文喧、曾晓晨、魏然摘 要在民营企业中，家族对企业的治理直接阻碍着企业的经营与进展，而公司治理的核心是家族操纵权。由于我国的资本市场与国外存在较大差异，同时民营企业在操纵权结构、持有比例、实现方式等方面又需要与我国的市场制度相适应，国外关于家族操纵权方面的研究成果并不适用于我国的情况。因此，对中国大陆家族企业的操纵权特征及其对公司绩效的阻碍的研究是特不必要的。本文首先研究了中国民营上市公司的家族操纵权特征，从家族操纵权的持有比例、实现方式、内部结构、现金流权比例、治理参与度、所在地域差异、上市时刻等方面进行研究假设。之后以中国证券报

2、和清华大学合作编制的公司综合绩效标准计算绩效，再从中国财政部的企业财务通则中为企业规定的四类财务指标中，通过最小二乘回归与逐步回归的方法选取对绩效最有阻碍力的指标。其次以最终控股股东及其一致行动人股权为基础，整理和计罢了相应上市公司的家族操纵权及其现金流权。基于以上的数据选取讲明，本文选取沪深两市2008年至2010年上市的民营企业为初始样本，剔除了一些非自然人和家族操纵的民营企业以及金融类上市公司，最后以187家公司的数据为样本。通过R软件和SPSS统计软件作相应的计算与模型的建立，且对模型的正态性，内生性等进行检验。最后利用方差分析等统计方法，以中国民营上市公司的家族操纵权特征对公司绩效的

3、阻碍作为研究对象，并得到一定的结论。关键词：家族操纵权 绩效 回归分析 方差分析 R软件 SPSS统计软件一、绪言（一）课题背景依照Faccio和Lang(2002 The Ultimate 0wnership of Western European Corporation), Claessens, Djankov和Lang(2000 The Separation of Ownership and Control in East Asian Corporations)的研究，西欧和东亚国家或地区的近七成上市公司由单个股东控股，同时大多是家族持有的。尽总管族企业被认为是比较落后的企业组织形态，随

4、着企业组织制度及形式的进展与变革，家族式企业始终作为最普遍的企业组织形态出现在任何经济进展时期。家族关于企业的治理阻碍着企业的经营与进展，而公司治理的核心问题是操纵权。Christina(2005)从操纵权角度考察家族操纵权对企业绩效的阻碍，得出香港家族上市公司操纵权与企业绩效存在“掘壕-协同-掘壕”的立方形式的关系，家族操纵权在16.86%和63.17%之间时存在利益协同效应，小于16.86%或大于63.17%时则存在掘壕效应。目前我国处于经济转型时期，市场经济仍处于进展时期，家族企业的数量规模不断扩大。由于中国民营上市公司广泛采纳金字塔式控股的股权结构，同时在操纵权结构、持有比例、实现方式

5、等方面又与中国的市场制度相适应，因此，中国民营上市公司家族操纵权特征与绩效的关系可能与目前已知的研究结论不同。（二）问题的提出 国外同类研究要紧集中在治理层持股比例与公司绩效、家族持股比例与公司绩效两个领域。与英美公司以股权分散为主的所有权结构不同，中国上市公司的所有权结构差不多上是集中的，包括国有控股型公司和家族控股型公司两大主流板块。因此，中国资本市场以后进展会形成以国家所有权和家族所有权为主体的市场结构。其中，国有控股型公司要紧集中在需要国家操纵的主干领域，这些公司一般规模较大，但在整个资本市场中公司数量比重会逐步降低；而家族控股型公司要紧集中在市场竞争领域，这些公司尽管大多数规模相对较

6、小，但在公司数量上会逐步上升。随着中国民营上市公司数量的不断扩大，研究中国民营上市公司家族操纵权特征对中国公司治理制度的完善具有现实意义。民营企业是拉动中国经济增长的重要力量，是中国经济的重要组成部分，而家族企业是民营企业最要紧的组成形式。但家族企业由于其自身的特点和进展过程，存在着家族治理的弊端，大大限制了家族企业的进展。因此，对中国大陆家族企业的操纵权特征，以及该特征对公司绩效阻碍的研究是特不必要的，能够关心家族企业有效改善业绩、提高竞争力，推动中国民营家族企业健康持续进展。现时期中国的市场经济制度与经济环境决定了中国资本市场的所有权结构与国外存在较大差异。一般地，股权结构是研究公司内部治

7、理机制的要紧因素。然而，欧洲大陆和东亚的家族上市公司广泛采纳金字塔式控股等股权结构，导致公司股权与操纵权的分离，因而操纵权成为研究公司治理的要紧因素。中国民营上市公司的操纵权既有欧洲大陆和东亚家族上市公司共有的特征，同时，在操纵权的结构、类型、实现方式等方面又具有中国专门的制度特征。事实上，由于中国大陆家族企业的操纵权特征及其对公司绩效的阻碍的相关研究专门少，我们无从得知操纵权的结构、类型、实现方式等操纵权特征对绩效的具体阻碍。综上，本文从这一被关注较少的方面展开研究，有助于挖掘阻碍绩效的新的因素，从而推动中国民营上市公司的进展。二、家族操纵权特征分析与研究假设家族操纵权的第一特征是上市公司操

8、纵权的取得方式，其途径要紧包括：直接上市(IPO)、股权受让、治理层收购(MBO)三种方式。从以往的情况看来，上市公司操纵权取得途径的不同，决定了控股股东对上市公司“态度”的不同，尤其在民营企业这一现象较为明显。一般地，通过IPO取得上市公司操纵权的民营上市公司由创立者亲手缔造，这些缔造者对其上市公司有着专门的感情，大部分还在有效地经营和治理其上市公司的各项事务。自从2006年下半年我国重新启动IPO，通过此方式进行公司的上市已成为主流趋势，差不多所有民营企业的上市差不多上由此种方式实现。因此上市公司操纵权的取得途径关于该公司的业绩已无太大阻碍。因此，本文将从家族操纵权的持有比例、实现方式、内

9、部结构，以及现金流权比例、治理参与度、所在地域差异以及企业上市时刻等特征分析中国民营上市公司家族操纵权特征对公司绩效的阻碍。（一）操纵权持有比例特征对公司绩效的阻碍研究操纵权持有比例特征对公司绩效的阻碍，要紧是通过实证研究考察什么样的操纵权区间利益协同效应更可能发生，什么样的操纵权区间则是利益侵害效应或掘壕效应更可能发生。在英美的研究文献中，掘壕效应往往存在于操纵权比例区间分布的中间段。如Morck, Shleifer和Vishny(1988 Management 0wnership and Market Valuation：An Empirical Analysis)的研究结果呈“协同掘壕协

10、同”的三次方形式关系，因此，本文假设中国民营上市公司家族操纵权持有比例与公司绩效存在立方性关系。假设1：家族操纵权持有比例的区间分布特征与公司绩效存在立方形式的非线性关系（二）操纵权实现方式特征对公司绩效的阻碍操纵权的实现方式要紧有控股股东直接持有、金字塔式控股、交叉式控股等三种方式，或者这三种方式的混合。其中第一种实现方式并可不能造成操纵权和现金流权的分离，而后面两种方式以及混合方式往往造成现金流权和操纵权的分离。控股股东可借此实现以少量的资金获得较大的操纵权。尤其在多层金字塔股权结构中，不管现金流权多么小，处于金字塔操纵权结构顶端的控股股东都能够操纵目标公司。总体而言，金字塔式和交叉式操纵

11、权实现方式导致了操纵权和现金流权分离，这种分离会促使控股股东产生侵占上市公司和其他中小股东利益的冲动。然而，研究侵占动机不能忽略控股股东的侵占成本问题，假如投资者爱护专门强、侵占成本专门高，则会部分抑制操纵权和现金流权分离度较低的控股股东的侵占动机；反之，假如侵占成本专门低，则不管操纵权和现金流权是否分离，只要控股股东是部分地拥有公司所有权，都会产生利益侵占动机。因此，本文假设操纵权实现方式与公司绩效相关，但不同制度环境会有不同表现形式。 假设2：操纵权和现金流淌权分离度与公司绩效相关，但阻碍大小与制度环境对投资者的爱护度相关（三）家族操纵权内部结构特征对公司绩效的阻碍 家族操纵权的内部结构特

12、征是指家族操纵权在家族成员内部的分配情况。它代表家族操纵权由多少个家族成员拥有，各成员间的关系，家族操纵权在各成员间的比例分配。持有股份的家族成员的关系有父子、兄弟、夫妻、翁婿、姐弟、母子等各种关系，这些关系以成员间具有血缘关系或者姻亲关系为前提。值得注意的是那些没有持有操纵权的家族成员，实际上也参与到企业的经营治理中。家族操纵权的继承问题以及成员内部关系是否和谐对公司绩效产生阻碍，这些问题在我国差不多出现。本文认为个人持股、父子持股、夫妻持股是相对稳定的关系，而其他家族持股结构可能给公司带来不稳定因素。 假设3：家族操纵权的内部结构特征对企业绩效具有一定的阻碍（四）家族操纵权其他特征因素对公

13、司绩效的阻碍1、现金流权对企业绩效的阻碍 一般地，控股股东的现金流权越大，公司的价值越高，但国内一些学者从股权分置角度动身，认为家族上市公司在上市时一般均以数十倍的市盈率发行，从而形成了高额的资本公积，这强化了控股股东通过“掠夺性分红”来套取现金的动机。本文认为我国资本市场存在这些现象，但掠夺性现金分红不具普遍性。 假设4：控股股东持有现金流权的大小对企业绩效具有一定的阻碍2、家族对公司治理的参与程度对企业绩效的阻碍 专门多的研究表明，家族对企业治理的参与程度在企业进展的不同时期具有不同的阻碍。Mishra等人(2001)的研究发觉：创始家族操纵与公司价值正相关；创始家族在年轻企业中更具有价值

14、；在创始家族担任CEO的情况下，董事会规模越小，创始家族操纵与公司价值之间的关系越强。目前我国民营企业尚处于进展时期，专门多企业的还处于第一代创始人的掌控下。创业者开拓进取以及创新精神使得企业在初期得以进展和壮大。因此本文假设，在目前情况下，家族积极的参与企业的治理有利于企业绩效的改进。 假设5：控股股东参与公司治理与公司绩效呈显著的正相关关系3、地域差异对公司绩效的阻碍 公司的进展与所在地的文化背景、当地政府的扶持力度、地理位置、地区产业进展导向等是紧密相关的。各个地区商业运作模式的差异正为人们所关注，如张俊杰(2005)在其系列研究丛书中把鲁商模式的特色归结为群像经济，苏商模式的特色归结为

15、外资拉动式经济，浙商模式的特色归结为民办经济，闽商模式的特色归结为商本经济，粤商模式的特色归结为加工贸易式模式经济。因此，本文假设公司的地域差异对公司绩效具有阻碍。 假设6：公司的地域差异特征对公司绩效具有一定阻碍（五）上市时刻对企业绩效的阻碍股票市场环境对新股发行上市具有一定阻碍。当大盘处于上升周期、股指不断创新高时，新股往往采纳超市盈率发行上市，能够最大限度地超募融资。当大盘处于下降通道、股指连续调整创新低时，新股上市就有一定风险。沪深两市自2008年开始下跌，市场环境最惨烈时，证监会曾一度停止发行新股，且长达数月之久；后来随市场好转恢复，并在创业板设置以后，新股发行又经历了一段时刻的火爆

16、。然而，当市场再次调整后，两市新股上市当日即大量破发的情景频频出现，严峻打击投资者信心，对上市公司融资产生不利阻碍，从而有可能阻碍公司绩效。假设7：上市时刻对企业绩效具有一定阻碍三、研究样本的选取与数据讲明（一）研究样本的选取由于国有控股差不多上是外生的制度安排（包括过去长期实行的股权分置安排），且股权性质复杂，其持股比例与公司绩效的关系中隐含大量非市场因素。这些样本的公司行为与本文所要研究的主题不符，而治理层持股在我国尚不普遍。因此，为与国外同类研究具有可比性，本文只选取由自然人或家族操纵的样本。 鉴于上面的假设和考虑原始数据的可得性，本文的研究以沪深两市2008年至2010年上市的民营企业

17、为初始样本，剔除了一些非自然人和家族操纵的民营企业以及金融类上市公司，最后样本总数为187家。本文的原始数据要紧通过和讯网、凤凰财经和首创行情资讯分析系统软件等渠道获得。数据的具体选取方法见下一节，数据的计算通过Excel软件实现，具体数据请见附录1。 （二）指标选取与数据讲明1.绩效的计算本文选用中国证券报和清华大学中国企业研究中心，连续11年合作编制的上市公司综合绩效计算标准来计算上市公司绩效指标。此标准参照国际上通行的评估体系并结合我国的实际情况，采纳定性分析和定量分析相结合的方法，要紧立足于公司的财务数据，完全依据上市公司披露的财务报表数据进行计算。该指标体系由19个差不多指标组成，采

18、纳盈利能力、偿债能力、成长性、运营改善效果4类指标进行综合排名。由于国家对上市公司的财务处理有统一规定，同时上市公司披露的年报是通过会计事务所审计的，本文认为经会计事务所审计的财务报表是可信的，并假定所有上市公司财务处理的规则是一致的，不同上市公司的财务数据间具有可比性。（1）差不多指标的计算差不多指标的选取考虑了客观性、公允性和科学性。指标数据均可依照上市公司公开披露的信息进行指标定量计算，尽量幸免主观因素的阻碍。鉴于此次的研究对象为0810年上市的公司以及其当年业绩，我们无法获得或预测该公司以后的财务数据，因此在部分指标中，我们用单年财务数据替代平均值，而成长性指标要紧通过该公司当年与去年

19、的财务数据比较获得。具体的指标计算方法如下表：表1 上市公司绩效评价指标体系类不指标名称计算公式盈利能力1. 净资产收益率2. 净资产经常性收益率3. 总资产酬劳率4. 投入资本经营收益率偿债能力5. 流淌比率6. 强制性现金支付比率7. 现金流淌负债比率8. 资产负债率成长性9. 近年销售平均增长率10. 近年利润平均增长率11. 近年资产平均增长率12. 近年资本平均增长率13. 销售增长趋势该年销售增长率14. 利润增长趋势该年利润增长率运营改善效果15. 营业利润率16流淌资金周转17总资产周转18存货周转19应收款周转（2）指标积分与绩效的计算方法：各差不多指标的计分只具有相对意义，

20、指标最高分均为100分，最低分均为0分。各指标的计分公式见表2。公式中为指标得分，为依照上市公司公布的资产负债表、利润表和现金流量表中的数据计算出的指标值。公式中的参数是依照全部上市公司的指标数据进行拟合而得出的。最后的综合计分公式中的权重是依照主成分分析结果给出的，即为该公司的最终绩效。表2 上市公司绩效评价指标计分公式指标符号计算公式净资产收益率净资产经常性收益率总资产酬劳率投入资本经营收益率流淌比率强制性现金支出比率现金流淌负债比率资产负债比率近年销售平均增长率近年利润平均增长率近年资产平均增长率近年资本平均增长率销售增长趋势利润增长趋势营业利润率提高度流淌资金周转改善度总资产周转改善度

21、存货周转改善度应收款周转改善度盈利能力得分偿债能力得分成长性得分运营改善效果得分综合得分2. 阻碍公司绩效的财务指标2006年12月4日，中国财政部颁发了新的企业财务通则（财政部令第41号），于2007年1月1日开始实行。其中为企业规定了四类财务指标为：偿债能力、营运能力、盈利能力和进展能力。（1）偿债能力分析短期偿债能力分析： 流淌比率（CR）：流淌比率是指流淌资产与流淌负债的比值，其计算公式为：速动比率（QR）：速动比率是速动资产和流淌负债的比值，其计算公式为：现金与流淌负债比率(CFDR)：现金与流淌负债比率是现金和现金等价物与流淌负债的比值，其计算公式为： 现金流量与流淌负债比率(CF

22、R)：现金流量与流淌负债比率是经营活动现金流量与流淌负债的比值，其计算公式为：长期偿债能力分析： 资产负债率(ALR)：资产负债率又称负债比率，是企业的负债总额与资产总额的比值，其计算公式为：股权比率(ER)：股权比率是企业的股东权益总额与资产总额的比值，其计算公式为：权益乘数(EM)：权益成数是企业的资产总额与股东权益总额的比值，其计算公式为： 负债与股权比例(DER)：负债与股权比率是企业的负债总额与股东权益总额的比值，其计算公式为： 债务与有形净值比率(TNDR)：债务与有形净值比率是企业的负债总额与有形净值的比值。有形净值指的是扣除无形资产后的股东权益额。债务与有形净值的计算公式为：偿

23、债保障比率(DSCR)：偿债保障比率是负债总额与经营活动现金流量的比值，其计算公式为： 利息保障倍数(ICR)：利息保障倍数是息税前利润与利息费用的比值，其计算公式为：（2）营运能力分析存货周转率(IT)：存货周转率又叫存货周转次数，是主营业务成本与存货平均余额之比。存货周转一次指的是从购入存活到卖出存货的全过程，其计算公式为：存货周转期(ITP)：存货周转期是反应存货周转情况的另一个总要指标，又称存货周转天数，它是360天与存货周转率之比，其计算公式为：应收账款周转率(ART)：应收账款周转率又叫应收账款周转次数，是赊销收入与应收账款平均余额之比。应收账款周转一次指的是从应收账款发生到收回的

24、全过程，其计算公式： 应收账款周转期(ARTP)：应收专款周转期是反映应收账款周转情况的另一个重要指标，又称为应收账款周转天数或应收账款平均收现期，它是360天与应收账款周转率之比，其计算公式为：营业周期(BC)：营业周期是指从购入存活到售出存货并收取现金的这段时刻。假如我们将现销视作收账期为零的赊销，那么售出存货的时点即为应收账款发生的时点。因此，存货周转期与应收账款周转期之和就等于从购入存货到售出存货并收取现金平均需要的天数。营业周期的计算公式为：HYPERLINK /view/10216.htm t _blank流淌资产周转率(CAT)：流淌资产周转率是反映流淌资产周转情况的重要指标，它

25、等于主营业务收入与流淌资产平均余额之比，其计算公式为：其中，流淌资产周转期(CATP)：流淌资产周转期是反映所有流淌资产周转情况的另一个重要指标，它等于360天与流淌资产周转率之比，其计算公式为：固定资产周转率(FAT)：固定资产周转率是反映固定资产周转快慢的重要指标，它等于主营业务收入与固定资产平均余额之比，其计算公式为：其中，固定资产周转期(FATP)：固定资产周转期是反应固定资产周转情况的另一个重要指标，它等于360天与固定资产周转率之比，其计算公式为：总资产周转率(TAT)：总资产周转率是反映企业所有资产周转情况的重要指标，它等于主营业务收入与平均资产总额之比，其计算公式为：其中，总资

26、产周转期(TATP)：总资产周转期是反映企业所有资产周转情况的另一个重要指标，它等于360天与总资产周转率之比，其计算公式为：（3）盈利能力分析总资产酬劳率(RTA)：总资产酬劳率反映的是企业投入的全部资金猎取酬劳的能力。它等于企业的息税前利润同平均资产总额的比率，其计算公式为：在实际应用中，由于各利益相关者对净利润的特不关注，更常见的总资产酬劳率的计算公式为：长期资金酬劳率(LRRC)：长期资金酬劳率是企业息税前利润同平均长期资金的比值，其计算公式为：股东权益酬劳率(ROE)：股东权益酬劳率又称净资产收益率、所有者权益酬劳率或权益资本酬劳率，反映股东投入的资金所获得的酬劳率，它等于净利润与平

27、均股东权益的比值，其计算公式为：主营业务毛利率(MBPG)：主营业务毛利率是主营业务毛利与主营业务收入的比值。所谓主营业务毛利，是指主营业务收入扣减主营业务成本后的余额。主营业务毛利率的计算公式为：主营业务净利率(NPMB)：主营业务净利率是净利润与主营业务收入的比值，其计算公式为：一般股每股盈余(EPS)：一般股每股盈余简称为每股盈余或每股利润，是净利润扣除优先股股利后的余额与平均一般股股数的比值，其计算公式为：假如年内一般股的股数未发生变化，则平均一般股股数确实是年末一般股股数。假如年内一般股股数发生了变化，则平均一般股股数的计算公式为：假如找不到年内新增一般股的资料，也能够用年末一般股股

28、数代替。一般股每股现金流量(CFPS)：一般股每股现金流量简称每股现金流量，是经营活动产生的现金流量净额扣除优先股股利之后，与平均一般股股数对比的结果。其计算公式为：（4）进展能力分析销售（营业）增长率（SGR）：销售（营业）增长率表示本年销售（营业）收入增长额与上年销售（营业）收入总额的比率，是评价企业进展状况和进展能力的基础性指标。其计算公式为：资本积存率(RCA)：资本累计率是指企业本年所有者权益增长额同年初所有者权益的比率。该指标表示企业当年资本的积存能力，是评价企业进展潜力的重要指标。其计算公式为： 总资产增长率(TAG)：总资产增长率是指本年总资产增长额同年初（即上年末）资产总额的

29、比率，该指标从企业资产总量扩张方面衡量企业进展能力，表明企业规模增长水平对企业进展潜力的阻碍。其计算公式为： 3体现家族操纵权的变量为了进行对上述假设的验证与分析，需要制定一些和家族操纵权有关的变量。依照本文假设，我们设定了与家族操纵权相关的3个差不多变量以及3个哑变量，分不是： 表3 体现家族操纵权的变量家族操纵权（FCR）最终控股股东及其一致行动人的每条操纵链条中的持股比例最小值的累加家族现金流权（CASH）最终控股股东及其一致行动人的各链条持股比例的乘积操纵权与现金流权的分离（SQ）家族操纵权/家族现金流权家族操纵权的内部结构（Dummy_IS）1代表个人、父子、夫妻持有，0代表其他是否

30、制定治理层（Dummy_Manage）1代表制定治理层，0代表不指定公司所在地域（Dummy_Area）1代表目标企业，0代表非目标企业，总共五个地域分不是：山东、江苏、浙江、福建、广东四、模型的建立1. 财务指标的选取本文通过最小二乘可能和逐步回归的方法，从32项财务指标中选取对绩效有显著阻碍的指标，剔除对绩效没有显著阻碍的指标，从而获得最能阻碍绩效的少数财务指标。而此32项数据之间的极差较大，需要对数据进行中心标准化，再进行回归分析。其次，对选取的变量进行复共线性的推断，将具有严峻复共线性的变量去除。以上所述的操作要紧通过R软件完成。逐步回归的结果如下：表4 财务指标的选取常数和解释变量参

31、数可能参数标准差T统计量双侧概率C60.87970.1196508.830 2e-16 *流淌比率CR2.89641.09992.6330.00921 *速动比率QR-3.26231.1371-2.8690.00462 *现金流量比率CFR1.86110.166711.168 2e-16 *固定资产周转率FAT-0.49940.1509-3.3090.00114 *总资产周转率TAT-0.87210.1961-4.4481.54e-05 *总资产酬劳率RTA1.16970.20915.5938.38e-08 *股东权益酬劳率ROE1.25470.21105.9471.44e-08 *主营业务毛

32、利率MBPG0.50750.22832.2230.02751 *每股现金流量CFPS0.36800.13072.8150.00544*营业增长率SGR1.98010.147313.444 2e-16 *判定系数0.8657F统计量113.4调整的判定系数0.858F统计量的概率100，则认为存在中等程度的复共线性。通过R软件求得相关系数矩阵的最小特征值为，对应的特征向量为因而回归自变量之间有如下复共线性关系：注意到，CR和QR的系数比其他变量大专门多，因此能够把其他变量略去，得到：由于变量CR和QR具有专门强的复共线性，因此去掉其一计算相关系数矩阵的条件数，通过R软件的计算，发觉去掉变量QR时

33、使得条件数最小，为15.7323。现在认为变量间不存在复共线性。2.建立模型将这9个财务指标作为方程的自变量。再依照上述前6个研究假设，加入体现家族操纵权的变量，建立模型如下： 其中，TSUP是清华大学与中国证券报合编的绩效指标。五、模型的求解与检验（一）变量的描述统计分析首先采纳SPSS软件对变量进行描述统计分析，观看187家企业的数据，下面将要紧指标数据的描述性统计指标列示如下：表7 14个差不多变量的描述性统计指标描述统计量N微小值极大值均值标准差绩效指标TSUP18748.2272.7360.87974.34217家族操纵权FCR390.15506家族现金流权CASH879.15764

34、操纵权与现金流权的分离SQ1871.003.601.213.46716流淌比率CR187.6949.546.5247.0317现金流量比率CFR187-2.353.46.1498.65566固定资产周转率FAT187.35262.1010.78326.2341总资产周转率TAT187.44310总资产酬劳率RTA187.02.22.0833.03907股东权益酬劳率ROE187.02.40.1337.05504主营业务毛利率MBPG187.02.42.1444.07956每股现金流量CFPS187-2.0418.753.81632.8707营业增长率SGR187-.302.98.2751.31

35、380有效的 N （列表状态）187从上表能够看出，我国民营上市企业平均绩效水平为60.8797，该指标实际高于2008年全国上市公司平均水平57.417。这一结果与中国公司治理报告（2005）：民营公司治理的结论相反。据该报告统计发觉，中国民营上市公司的整体业绩落后于非民营性质上市公司的平均水平。由此，本文认为随着社会经济进展，08、09、10年上市的民营企业的治理制度逐步完善，公司的绩效有着显著的进步。因此，这一结论不排除因为样本量不足所带来的误差。（二）模型的实证检验1. 模型的拟合首先通过R软件对加入家族操纵权变量的模型进行最小二乘回归，得到的结果如下：表8 模型拟合（最小二乘回归）常

36、数和解释变量参数可能参数标准差T统计量双侧概率C52.4387312.35326322.283 2e-16 *FCR-11.22358216.768627-0.6690.50420FCR214.73608536.7064950.4010.68859FCR3-11.95724025.971164-0.4600.64582CASH4.8845593.7210521.3130.19107SQ1.3998360.7294001.9190.05665 .CR-0.0253370.021403-1.1840.23815CFR2.2895290.21315410.741 2e-16 *FAT-0.01878

37、20.005917-3.1740.00179 *TAT-1.8710150.460463-4.0637.40e-05 *RTA29.7869065.6026025.3173.31e-07 *ROE25.1782334.1284656.0997.05e-09 *MBPG6.1145892.8878812.1170.03570 *CFPS0.0818020.0456411.7920.07487 .SGR6.0964920.47058912.955 2e-16 *Dummy_IS0.4639600.3469681.3370.18296Dummy_Manage0.7901760.3043572.596

38、0.01026 *Dummy_Area-0.2083360.273065-0.7630.44656判定系数0.8717F统计量67.53调整的判定系数0.8588F统计量的概率 2.2e-16由上表可得，一些变量并没有严格通过检验，接着进行逐步回归，得到的结果如下：表9 模型拟合（逐步回归）常数和解释变量参数可能参数标准差T统计量双侧概率C53.3639550.66702580.003 2e-16 *FCR-1.8067890.796443-2.2690.02452 *SQ0.5145650.2701241.9050.05843 .CFR2.2284440.20742910.743 2e-16

39、 *FAT-0.0184120.005739-3.2090.00159 *TAT-1.8895130.447592-4.2223.89e-05 *RTA29.7751125.4688665.4441.74e-07 *ROE25.0782853.6183816.9317.72e-11 *MBPG5.3304032.7062031.9700.05045 .CFPS0.0764810.0444361.7210.08699 .SGR6.0779160.46791612.989 2e-16 *Dummy_Manage0.7299550.2919242.5000.01332 *判定系数0.8678F统计量

40、104.4调整的判定系数0.8595F统计量的概率 2.2e-16综上，本文得到更加优化的模型为： 2. Gauss-Markov假设的验证当进行最小二乘回归的讨论时，本文对模型做了一些标准假设，即Gauss-Markov假设，假定模型误差满足下列条件：（a）（b） （等方差）（c） （不相关）通过R软件作出的绩效的回归值与标准化残差的散点图如下： 从上图能够看出，除少数几个点之外，大部分点都落在-2,2区间，则能够表明残差满足Gauss-Markov假设。3. 正态性检验通过SPSS软件画出残差的Q-Q散点图，进一步检验残差是否服从正态分布：从残差Q-Q图能够看出，图中的点大致趋势在一条直线

41、上，则能够认为残差服从正态分布。综上所述，残差满足独立性、等方差性和正态性假设，模型是差不多合理的。4家族操纵权的内生性检验表9显示整个模型的解释度为86.78%。家族操纵权特征中家族操纵权、操纵权与现金流权的分离以及是否指定治理层通过了检验。可见，上述操纵权特征对公司绩效有阻碍，而其他操纵权特征随着外部环境的变化，对公司绩效的阻碍差不多显著减小了。由于操纵权特征中，家族操纵权对绩效阻碍较大，下面要紧讨论家族操纵权与绩效关系。通过对家族操纵权和绩效进行最小二乘拟合得到家族操纵权与绩效关系近似为负相关关系，即随着控股股东家族操纵权的增大，公司绩效向掘壕效应方向进展。上述回归结果表明，TSUP与F

42、CR的关系为线性关系，回归模型假设家族操纵权是外生变量，然而假如它事实上是由内生决定的，那么最小二乘法回归结果可能被错误解释。这是因为假如满足经典模型的差不多假定，那么利用一般最小二乘法得到的可能量是最优线性无偏可能量。然而，当联立问题存在时，一般最小二乘可能量不是最优无偏可能量，而是有偏可能量。对此，本文试图通过建立联立方程，并对联立方程进行内生性检验。（1）设计联立方程a方程1因变量为TSUP的方程由于要考察内生性（即FCR是否是单向阻碍TSUP，而TSUP不能阻碍FCR），假如存在内生性则表明由上述方程得出的FCR和TSUP的负相关关系不一定成立，因此在设立方程时我们不能用之前设计的模型

43、，而是要重新设计模型。考察绩效与各个变量指标和操纵权特征的相关系数，如下表：表10 绩效与各个变量指标和操纵权特征的相关系数TSUPFCRCASHSQCRCFRFATTAT1.00000000.0191692-0.04274690.04386530.08856480.5767018-0.0791075-0.0716458RTAROEMBPGCFPSSGRDummy_ISDummy_ManageDummy_Area0.73331540.65209730.54305800.18950290.35287360.02631310.38054600.0393624从上述TSUP与各指标相关系数能够看出，

44、除FCR外，CFR、RTA、ROE、MBPG、SGR、 Dummy_Manage与TSUP的相关系数较大，即他们对TSUP的阻碍相对较大，因此设立方程如下：方程1：b方程2因变量为FCR的方程为找到对FCR最有阻碍力的财务指标，对32个财务指标做FCR的最小二乘可能和逐步回归。结果如下：表11 FCR方程对财务指标的最小二乘可能和逐步回归常数和解释变量参数可能参数标准差T统计量双侧概率C0.438990.0111839.2632e-16 *速动比率QR0.115170.056302.0450.0422 *现金比率CFDR-0.123350.05580-2.2110.0283 *主营业毛利率MB

45、PG0.021350.012441.7160.0878 .判定系数0.1529F统计量2.772调整的判定系数0.04347F统计量的概率0.04293将上述留下的这些变量加上家族操纵权的7个变量做最小二乘回归，结果如下：表12 FCR方程的对家族操纵权和财务指标的最小二乘回归常数和解释变量参数可能参数标准差T统计量双侧概率C-0.24312340.0183862-13.223 2e-16 *绩效TSUP1.05818730.068350.851 2e-16 *操纵权与现金流权的分离SQ0.19895440.006821529.166 2e-16 *速动比率QR0.00140550.00224

46、92 0.6250.53284现金比率CFDR-0.00230190.0025429-0.9050.36657主营业毛利率MBPG0.07895400.04023651.9620.05129 .内部结构哑变量Dummy_IS 0.02434780.0077363 3.147 0.00193 *治理层哑变量Dummy_Manage 0.00099530.0066066 0.1510.88042地域哑变量Dummy_Area0.00013170.00615410.0210.98295判定系数0.03795F统计量365.9调整的判定系数0.9427F统计量的概率 2.2e-16由通过检验的变量得到

47、方程2：本文采纳R软件对联立方程采纳内生性检验，结果如下：表13 方程1的内生性检验常数和解释变量参数可能参数标准差T统计量双侧概率C60.87970.1196508.830 2e-16 * 家族操纵权FCR2.89641.09992.6330.00921 *现金流量比率CFR-3.26231.1371-2.8690.00462 *总资产酬劳率RTA1.86110.166711.168 2e-16 *股东权益酬劳率ROE-0.49940.1509-3.3090.00114 *主营业务毛利率MBPG-0.87210.1961-4.4481.54e-05 *营业增长率SGR1.16970.2091

48、5.5938.38e-08 *地域哑变量Dummy_Area1.25470.21105.9471.44e-08 *判定系数0.8657F统计量113.4调整的判定系数0.858F统计量的概率 2.2e-16表14 方程2的内生性检验常数和解释变量参数可能参数标准差T统计量双侧概率C5.157e-021.153e-010.4470.655绩效TSUP1.683e-031.879e-030.8960.372家族现金流权CASH7.690e-015.140e-0214.9602e-16 *操纵权与现金流权的分离SQ-5.665e-056.632e-05-0.8540.394主营业务毛利率MBPG8.

49、150e-031.028e-010.0790.937内部结构Dummy_IS-8.875e-031.836e-02-0.4830.629判定系数0.6554F统计量68.86调整的判定系数0.6459F统计量的概率 2.2e-16通过上述报告，在方程1中，FCR专门好地通过了检验，即在联立方程中家族操纵权和绩效存在显著关系；而在方程2中TSUP没有通过检验，即公司绩效并不阻碍操纵权。联立方程的分析证明，在我国自然人和家族操纵公司中，家族操纵权阻碍公司绩效，公司绩效对操纵权不存在明显阻碍关系。综上，家族操纵权不具有内生性，是个外生变量。因此，通过最小二乘可能得到模型的无偏性是准确的。5绩效的方差

50、分析本文通过SPSS软件对不同年份的上市公司的绩效进行方差分析，对假设7：“上市时刻对企业绩效具有阻碍”进行检验。（1）首先对不同年份上市公司的绩效进行正态性检验，利用SPSS统计软件分不作出三年上市公司绩效的Q-Q散点图。图示如下：由上述3组图片可知，每张图中的点大致趋势在一条直线上，则可认为三年上市公司的绩效均服从正态分布。下表为三年上市公司绩效的描述性统计：表15 三年上市公司绩效的描述性统计描述N均值标准差标准误均值的 95% 置信区间微小值极大值下限上限2008.003762.81684.26145.7005861.396064.237752.9672.732009.002561.2

51、9015.157451.0314959.161263.419050.5870.482010.0012560.22434.03416.3608359.510160.938548.2271.11总数18760.87974.34217.3175360.253361.506248.2272.73（2）验证三组样本均来自正态分布的总体，下面即对绩效进行单因素方差分析，同样利用SPSS统计软件实现：表16 方差分析表ANOVA平方和df均方F显著性组间（组合）196.747298.3745.468.005组内3310.17218417.990总数3506.919186由上述报告，关于不用年度单因素方差分析

52、的p-value=0.005，故拒绝假设7，即认为上市时刻对企业绩效不具有显著阻碍。六、模型结果分析（一）家族操纵权持有比例特征对公司绩效的阻碍从回归的结果看，家族操纵权在显著性水平为0.05时通过了检验，然而与绩效成线性关系。随着家族操纵权持有比例的增加，公司的绩效有所减小。本文结果与英美大多数学者的家族操纵权特征与公司绩效成立方性关系的研究结果有专门大差异，这讲明我国民营上市公司最终控股股东的行为特征与英美等国有专门大区不，导致这种区不的缘故需要进一步研究。本文对这一结果的解读是：关系形态和趋势的不同是因为中国和英美国情存在较大差异，从而导致了完全不同的公司行为。此外，国内外不同地区制度环

53、境存在较大差异，制度环境差异导致了中国和英美抑制控股股东攫取操纵权私有收益动机的差异。另外，从本次研究的绝大多数样本的家族操纵权持有比例的数据上，数据区间差不多已落入英美研究结论中的“掘壕”区间中。同时，此次研究在搜索数据上也存在一定困难，造成样本量较小，因此不排除数据搜集所带来的局限性，这一问题有待进一步研究改进。（二）操纵权实现方式特征对公司绩效的阻碍SQ指标的回归结果在显著性水平为0.1时通过检验。从以往的研究结果看，在制度环境一定的条件下，操纵权与现金流权分离度越大，控股股东则越有动力经营公司。由上述研究报告SQ指标的回归结果可知，操纵权与现金流权分离度与该公司的绩效正相关，故与以往的

54、研究结果相符合。综上，本文认为操纵权与现金流权分离度对绩效存在一定阻碍，且对绩效成正相关关系。（三）家族操纵权内部结构特征对公司绩效的阻碍Dummy_IS指标的回归结果没有通过检验，因此关于操纵权内部结构对绩效有阻碍的假设不成立。本文的分析是我国民营企业大部分还处于第一代创始人的经营治理下，家族成员间的关系尚不足以显著阻碍公司绩效。（四）现金流权对企业绩效的阻碍家族现金流权是最终控股股东及其一致行动人的各链条持股比例的乘积，股东持股链条越长，持股人员就越复杂，家族现金流权越小。CASH指标并没有通过检验，讲明家族现金流权关于企业的绩效无明显阻碍。通过搜集数据的过程发觉，我国家族上市公司的最终控

55、股股东的持股链条专门短，除直接控股外，差不多差不多上实际操纵人拥有的公司对上市企业进行控股，造成了现金流权对企业绩效阻碍不大的结果。（五）家族对公司治理的参与程度对企业绩效的阻碍Dummy_Manage指标在显著性水平为0.05时通过检验，验证了相应的假设。即控股股东积极参与公司经营治理有助于提升公司的业绩。通过对资料的进一步整理分析，本文发觉由公司的创始人执掌经营的公司具有良好的业绩，而绩效较差的公司则要紧集中在控股股东间接操纵的公司中。（六）地域差异对公司绩效的阻碍通过对地域哑变量的检验分析，发觉地域差异没有通过显著性检验，这讲明不同地区的商业运作模式还不足以对绩效产生显著阻碍。（七）上市时刻对企业绩效的阻碍在对三年绩效的方差分析中，本文拒绝了原假设，即认为三年的绩效没有大体差不，上市时刻对企业绩效不具有显著阻碍。在近三年国内外经济市场经历重重危机，进展形势普遍不被看好的情况下，我国经济进展饱受巨大进展压力，加上欧美股市暴跌的阻碍，造成我国股市连续受挫。即使如此，近三年来我国新上市的民营企业，特不是家族企业，始终能保持一定的绩效水平。同时，我国经济形势摆脱危机阻碍，持续向好。使民营上市公司收到市场热捧，走出了低迷的市场趋势。由此可见，我国民营上市企业差不多不受上市的时刻环境阻碍，