1、中國民營上市公司家族操縱權特征與公司績效實證研究北京工業大學 林文喧、曾曉晨、魏然摘 要在民營企業中，家族對企業的治理直接阻礙著企業的經營與進展，而公司治理的核心是家族操縱權。由于我國的資本市場與國外存在較大差異，同時民營企業在操縱權結構、持有比例、實現方式等方面又需要與我國的市場制度相適應，國外關于家族操縱權方面的研究成果并不適用于我國的情況。因此，對中國大陸家族企業的操縱權特征及其對公司績效的阻礙的研究是特不必要的。本文首先研究了中國民營上市公司的家族操縱權特征，從家族操縱權的持有比例、實現方式、內部結構、現金流權比例、治理參與度、所在地域差異、上市時刻等方面進行研究假設。之后以中國證券報

2、和清華大學合作編制的公司綜合績效標準計算績效，再從中國財政部的企業財務通則中為企業規定的四類財務指標中，通過最小二乘回歸與逐步回歸的方法選取對績效最有阻礙力的指標。其次以最終控股股東及其一致行動人股權為基礎，整理和計罷了相應上市公司的家族操縱權及其現金流權。基于以上的數據選取講明，本文選取滬深兩市2008年至2010年上市的民營企業為初始樣本，剔除了一些非自然人和家族操縱的民營企業以及金融類上市公司，最后以187家公司的數據為樣本。通過R軟件和SPSS統計軟件作相應的計算與模型的建立，且對模型的正態性，內生性等進行檢驗。最后利用方差分析等統計方法，以中國民營上市公司的家族操縱權特征對公司績效的

3、阻礙作為研究對象，并得到一定的結論。關鍵詞：家族操縱權 績效 回歸分析 方差分析 R軟件 SPSS統計軟件一、緒言（一）課題背景依照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，西歐和東亞國家或地區的近七成上市公司由單個股東控股，同時大多是家族持有的。盡總管族企業被認為是比較落后的企業組織形態，隨

4、著企業組織制度及形式的進展與變革，家族式企業始終作為最普遍的企業組織形態出現在任何經濟進展時期。家族關于企業的治理阻礙著企業的經營與進展，而公司治理的核心問題是操縱權。Christina(2005)從操縱權角度考察家族操縱權對企業績效的阻礙，得出香港家族上市公司操縱權與企業績效存在“掘壕-協同-掘壕”的立方形式的關系，家族操縱權在16.86%和63.17%之間時存在利益協同效應，小于16.86%或大于63.17%時則存在掘壕效應。目前我國處于經濟轉型時期，市場經濟仍處于進展時期，家族企業的數量規模不斷擴大。由于中國民營上市公司廣泛采納金字塔式控股的股權結構，同時在操縱權結構、持有比例、實現方式

5、等方面又與中國的市場制度相適應，因此，中國民營上市公司家族操縱權特征與績效的關系可能與目前已知的研究結論不同。（二）問題的提出 國外同類研究要緊集中在治理層持股比例與公司績效、家族持股比例與公司績效兩個領域。與英美公司以股權分散為主的所有權結構不同，中國上市公司的所有權結構差不多上是集中的，包括國有控股型公司和家族控股型公司兩大主流板塊。因此，中國資本市場以后進展會形成以國家所有權和家族所有權為主體的市場結構。其中，國有控股型公司要緊集中在需要國家操縱的主干領域，這些公司一般規模較大，但在整個資本市場中公司數量比重會逐步降低；而家族控股型公司要緊集中在市場競爭領域，這些公司盡管大多數規模相對較

6、小，但在公司數量上會逐步上升。隨著中國民營上市公司數量的不斷擴大，研究中國民營上市公司家族操縱權特征對中國公司治理制度的完善具有現實意義。民營企業是拉動中國經濟增長的重要力量，是中國經濟的重要組成部分，而家族企業是民營企業最要緊的組成形式。但家族企業由于其自身的特點和進展過程，存在著家族治理的弊端，大大限制了家族企業的進展。因此，對中國大陸家族企業的操縱權特征，以及該特征對公司績效阻礙的研究是特不必要的，能夠關心家族企業有效改善業績、提高競爭力，推動中國民營家族企業健康持續進展。現時期中國的市場經濟制度與經濟環境決定了中國資本市場的所有權結構與國外存在較大差異。一般地，股權結構是研究公司內部治

7、理機制的要緊因素。然而，歐洲大陸和東亞的家族上市公司廣泛采納金字塔式控股等股權結構，導致公司股權與操縱權的分離，因而操縱權成為研究公司治理的要緊因素。中國民營上市公司的操縱權既有歐洲大陸和東亞家族上市公司共有的特征，同時，在操縱權的結構、類型、實現方式等方面又具有中國專門的制度特征。事實上，由于中國大陸家族企業的操縱權特征及其對公司績效的阻礙的相關研究專門少，我們無從得知操縱權的結構、類型、實現方式等操縱權特征對績效的具體阻礙。綜上，本文從這一被關注較少的方面展開研究，有助于挖掘阻礙績效的新的因素，從而推動中國民營上市公司的進展。二、家族操縱權特征分析與研究假設家族操縱權的第一特征是上市公司操

8、縱權的取得方式，其途徑要緊包括：直接上市(IPO)、股權受讓、治理層收購(MBO)三種方式。從以往的情況看來，上市公司操縱權取得途徑的不同，決定了控股股東對上市公司“態度”的不同，尤其在民營企業這一現象較為明顯。一般地，通過IPO取得上市公司操縱權的民營上市公司由創立者親手締造，這些締造者對其上市公司有著專門的感情，大部分還在有效地經營和治理其上市公司的各項事務。自從2006年下半年我國重新啟動IPO，通過此方式進行公司的上市已成為主流趨勢，差不多所有民營企業的上市差不多上由此種方式實現。因此上市公司操縱權的取得途徑關于該公司的業績已無太大阻礙。因此，本文將從家族操縱權的持有比例、實現方式、內

9、部結構，以及現金流權比例、治理參與度、所在地域差異以及企業上市時刻等特征分析中國民營上市公司家族操縱權特征對公司績效的阻礙。（一）操縱權持有比例特征對公司績效的阻礙研究操縱權持有比例特征對公司績效的阻礙，要緊是通過實證研究考察什么樣的操縱權區間利益協同效應更可能發生，什么樣的操縱權區間則是利益侵害效應或掘壕效應更可能發生。在英美的研究文獻中，掘壕效應往往存在于操縱權比例區間分布的中間段。如Morck, Shleifer和Vishny(1988 Management 0wnership and Market Valuation：An Empirical Analysis)的研究結果呈“協同掘壕協

10、同”的三次方形式關系，因此，本文假設中國民營上市公司家族操縱權持有比例與公司績效存在立方性關系。假設1：家族操縱權持有比例的區間分布特征與公司績效存在立方形式的非線性關系（二）操縱權實現方式特征對公司績效的阻礙操縱權的實現方式要緊有控股股東直接持有、金字塔式控股、交叉式控股等三種方式，或者這三種方式的混合。其中第一種實現方式并可不能造成操縱權和現金流權的分離，而后面兩種方式以及混合方式往往造成現金流權和操縱權的分離。控股股東可借此實現以少量的資金獲得較大的操縱權。尤其在多層金字塔股權結構中，不管現金流權多么小，處于金字塔操縱權結構頂端的控股股東都能夠操縱目標公司。總體而言，金字塔式和交叉式操縱

11、權實現方式導致了操縱權和現金流權分離，這種分離會促使控股股東產生侵占上市公司和其他中小股東利益的沖動。然而，研究侵占動機不能忽略控股股東的侵占成本問題，假如投資者愛護專門強、侵占成本專門高，則會部分抑制操縱權和現金流權分離度較低的控股股東的侵占動機；反之，假如侵占成本專門低，則不管操縱權和現金流權是否分離，只要控股股東是部分地擁有公司所有權，都會產生利益侵占動機。因此，本文假設操縱權實現方式與公司績效相關，但不同制度環境會有不同表現形式。 假設2：操縱權和現金流淌權分離度與公司績效相關，但阻礙大小與制度環境對投資者的愛護度相關（三）家族操縱權內部結構特征對公司績效的阻礙 家族操縱權的內部結構特

12、征是指家族操縱權在家族成員內部的分配情況。它代表家族操縱權由多少個家族成員擁有，各成員間的關系，家族操縱權在各成員間的比例分配。持有股份的家族成員的關系有父子、兄弟、夫妻、翁婿、姐弟、母子等各種關系，這些關系以成員間具有血緣關系或者姻親關系為前提。值得注意的是那些沒有持有操縱權的家族成員，實際上也參與到企業的經營治理中。家族操縱權的繼承問題以及成員內部關系是否和諧對公司績效產生阻礙，這些問題在我國差不多出現。本文認為個人持股、父子持股、夫妻持股是相對穩定的關系，而其他家族持股結構可能給公司帶來不穩定因素。 假設3：家族操縱權的內部結構特征對企業績效具有一定的阻礙（四）家族操縱權其他特征因素對公

13、司績效的阻礙1、現金流權對企業績效的阻礙 一般地，控股股東的現金流權越大，公司的價值越高，但國內一些學者從股權分置角度動身，認為家族上市公司在上市時一般均以數十倍的市盈率發行，從而形成了高額的資本公積，這強化了控股股東通過“掠奪性分紅”來套取現金的動機。本文認為我國資本市場存在這些現象，但掠奪性現金分紅不具普遍性。 假設4：控股股東持有現金流權的大小對企業績效具有一定的阻礙2、家族對公司治理的參與程度對企業績效的阻礙 專門多的研究表明，家族對企業治理的參與程度在企業進展的不同時期具有不同的阻礙。Mishra等人(2001)的研究發覺：創始家族操縱與公司價值正相關；創始家族在年輕企業中更具有價值

14、；在創始家族擔任CEO的情況下，董事會規模越小，創始家族操縱與公司價值之間的關系越強。目前我國民營企業尚處于進展時期，專門多企業的還處于第一代創始人的掌控下。創業者開拓進取以及創新精神使得企業在初期得以進展和壯大。因此本文假設，在目前情況下，家族積極的參與企業的治理有利于企業績效的改進。 假設5：控股股東參與公司治理與公司績效呈顯著的正相關關系3、地域差異對公司績效的阻礙 公司的進展與所在地的文化背景、當地政府的扶持力度、地理位置、地區產業進展導向等是緊密相關的。各個地區商業運作模式的差異正為人們所關注，如張俊杰(2005)在其系列研究叢書中把魯商模式的特色歸結為群像經濟，蘇商模式的特色歸結為

15、外資拉動式經濟，浙商模式的特色歸結為民辦經濟，閩商模式的特色歸結為商本經濟，粵商模式的特色歸結為加工貿易式模式經濟。因此，本文假設公司的地域差異對公司績效具有阻礙。 假設6：公司的地域差異特征對公司績效具有一定阻礙（五）上市時刻對企業績效的阻礙股票市場環境對新股發行上市具有一定阻礙。當大盤處于上升周期、股指不斷創新高時，新股往往采納超市盈率發行上市，能夠最大限度地超募融資。當大盤處于下降通道、股指連續調整創新低時，新股上市就有一定風險。滬深兩市自2008年開始下跌，市場環境最慘烈時，證監會曾一度停止發行新股，且長達數月之久；后來隨市場好轉恢復，并在創業板設置以后，新股發行又經歷了一段時刻的火爆

16、。然而，當市場再次調整后，兩市新股上市當日即大量破發的情景頻頻出現，嚴峻打擊投資者信心，對上市公司融資產生不利阻礙，從而有可能阻礙公司績效。假設7：上市時刻對企業績效具有一定阻礙三、研究樣本的選取與數據講明（一）研究樣本的選取由于國有控股差不多上是外生的制度安排（包括過去長期實行的股權分置安排），且股權性質復雜，其持股比例與公司績效的關系中隱含大量非市場因素。這些樣本的公司行為與本文所要研究的主題不符，而治理層持股在我國尚不普遍。因此，為與國外同類研究具有可比性，本文只選取由自然人或家族操縱的樣本。 鑒于上面的假設和考慮原始數據的可得性，本文的研究以滬深兩市2008年至2010年上市的民營企業

17、為初始樣本，剔除了一些非自然人和家族操縱的民營企業以及金融類上市公司，最后樣本總數為187家。本文的原始數據要緊通過和訊網、鳳凰財經和首創行情資訊分析系統軟件等渠道獲得。數據的具體選取方法見下一節，數據的計算通過Excel軟件實現，具體數據請見附錄1。 （二）指標選取與數據講明1.績效的計算本文選用中國證券報和清華大學中國企業研究中心，連續11年合作編制的上市公司綜合績效計算標準來計算上市公司績效指標。此標準參照國際上通行的評估體系并結合我國的實際情況，采納定性分析和定量分析相結合的方法，要緊立足于公司的財務數據，完全依據上市公司披露的財務報表數據進行計算。該指標體系由19個差不多指標組成，采

18、納盈利能力、償債能力、成長性、運營改善效果4類指標進行綜合排名。由于國家對上市公司的財務處理有統一規定，同時上市公司披露的年報是通過會計事務所審計的，本文認為經會計事務所審計的財務報表是可信的，并假定所有上市公司財務處理的規則是一致的，不同上市公司的財務數據間具有可比性。（1）差不多指標的計算差不多指標的選取考慮了客觀性、公允性和科學性。指標數據均可依照上市公司公開披露的信息進行指標定量計算，盡量幸免主觀因素的阻礙。鑒于此次的研究對象為0810年上市的公司以及其當年業績，我們無法獲得或預測該公司以后的財務數據，因此在部分指標中，我們用單年財務數據替代平均值，而成長性指標要緊通過該公司當年與去年

19、的財務數據比較獲得。具體的指標計算方法如下表：表1 上市公司績效評價指標體系類不指標名稱計算公式盈利能力1. 凈資產收益率2. 凈資產經常性收益率3. 總資產酬勞率4. 投入資本經營收益率償債能力5. 流淌比率6. 強制性現金支付比率7. 現金流淌負債比率8. 資產負債率成長性9. 近年銷售平均增長率10. 近年利潤平均增長率11. 近年資產平均增長率12. 近年資本平均增長率13. 銷售增長趨勢該年銷售增長率14. 利潤增長趨勢該年利潤增長率運營改善效果15. 營業利潤率16流淌資金周轉17總資產周轉18存貨周轉19應收款周轉（2）指標積分與績效的計算方法：各差不多指標的計分只具有相對意義，

20、指標最高分均為100分，最低分均為0分。各指標的計分公式見表2。公式中為指標得分，為依照上市公司公布的資產負債表、利潤表和現金流量表中的數據計算出的指標值。公式中的參數是依照全部上市公司的指標數據進行擬合而得出的。最后的綜合計分公式中的權重是依照主成分分析結果給出的，即為該公司的最終績效。表2 上市公司績效評價指標計分公式指標符號計算公式凈資產收益率凈資產經常性收益率總資產酬勞率投入資本經營收益率流淌比率強制性現金支出比率現金流淌負債比率資產負債比率近年銷售平均增長率近年利潤平均增長率近年資產平均增長率近年資本平均增長率銷售增長趨勢利潤增長趨勢營業利潤率提高度流淌資金周轉改善度總資產周轉改善度

21、存貨周轉改善度應收款周轉改善度盈利能力得分償債能力得分成長性得分運營改善效果得分綜合得分2. 阻礙公司績效的財務指標2006年12月4日，中國財政部頒發了新的企業財務通則（財政部令第41號），于2007年1月1日開始實行。其中為企業規定了四類財務指標為：償債能力、營運能力、盈利能力和進展能力。（1）償債能力分析短期償債能力分析： 流淌比率（CR）：流淌比率是指流淌資產與流淌負債的比值，其計算公式為：速動比率（QR）：速動比率是速動資產和流淌負債的比值，其計算公式為：現金與流淌負債比率(CFDR)：現金與流淌負債比率是現金和現金等價物與流淌負債的比值，其計算公式為： 現金流量與流淌負債比率(CF

22、R)：現金流量與流淌負債比率是經營活動現金流量與流淌負債的比值，其計算公式為：長期償債能力分析： 資產負債率(ALR)：資產負債率又稱負債比率，是企業的負債總額與資產總額的比值，其計算公式為：股權比率(ER)：股權比率是企業的股東權益總額與資產總額的比值，其計算公式為：權益乘數(EM)：權益成數是企業的資產總額與股東權益總額的比值，其計算公式為： 負債與股權比例(DER)：負債與股權比率是企業的負債總額與股東權益總額的比值，其計算公式為： 債務與有形凈值比率(TNDR)：債務與有形凈值比率是企業的負債總額與有形凈值的比值。有形凈值指的是扣除無形資產后的股東權益額。債務與有形凈值的計算公式為：償

23、債保障比率(DSCR)：償債保障比率是負債總額與經營活動現金流量的比值，其計算公式為： 利息保障倍數(ICR)：利息保障倍數是息稅前利潤與利息費用的比值，其計算公式為：（2）營運能力分析存貨周轉率(IT)：存貨周轉率又叫存貨周轉次數，是主營業務成本與存貨平均余額之比。存貨周轉一次指的是從購入存活到賣出存貨的全過程，其計算公式為：存貨周轉期(ITP)：存貨周轉期是反應存貨周轉情況的另一個總要指標，又稱存貨周轉天數，它是360天與存貨周轉率之比，其計算公式為：應收賬款周轉率(ART)：應收賬款周轉率又叫應收賬款周轉次數，是賒銷收入與應收賬款平均余額之比。應收賬款周轉一次指的是從應收賬款發生到收回的

24、全過程，其計算公式： 應收賬款周轉期(ARTP)：應收專款周轉期是反映應收賬款周轉情況的另一個重要指標，又稱為應收賬款周轉天數或應收賬款平均收現期，它是360天與應收賬款周轉率之比，其計算公式為：營業周期(BC)：營業周期是指從購入存活到售出存貨并收取現金的這段時刻。假如我們將現銷視作收賬期為零的賒銷，那么售出存貨的時點即為應收賬款發生的時點。因此，存貨周轉期與應收賬款周轉期之和就等于從購入存貨到售出存貨并收取現金平均需要的天數。營業周期的計算公式為：HYPERLINK /view/10216.htm t _blank流淌資產周轉率(CAT)：流淌資產周轉率是反映流淌資產周轉情況的重要指標，它

25、等于主營業務收入與流淌資產平均余額之比，其計算公式為：其中，流淌資產周轉期(CATP)：流淌資產周轉期是反映所有流淌資產周轉情況的另一個重要指標，它等于360天與流淌資產周轉率之比，其計算公式為：固定資產周轉率(FAT)：固定資產周轉率是反映固定資產周轉快慢的重要指標，它等于主營業務收入與固定資產平均余額之比，其計算公式為：其中，固定資產周轉期(FATP)：固定資產周轉期是反應固定資產周轉情況的另一個重要指標，它等于360天與固定資產周轉率之比，其計算公式為：總資產周轉率(TAT)：總資產周轉率是反映企業所有資產周轉情況的重要指標，它等于主營業務收入與平均資產總額之比，其計算公式為：其中，總資

26、產周轉期(TATP)：總資產周轉期是反映企業所有資產周轉情況的另一個重要指標，它等于360天與總資產周轉率之比，其計算公式為：（3）盈利能力分析總資產酬勞率(RTA)：總資產酬勞率反映的是企業投入的全部資金獵取酬勞的能力。它等于企業的息稅前利潤同平均資產總額的比率，其計算公式為：在實際應用中，由于各利益相關者對凈利潤的特不關注，更常見的總資產酬勞率的計算公式為：長期資金酬勞率(LRRC)：長期資金酬勞率是企業息稅前利潤同平均長期資金的比值，其計算公式為：股東權益酬勞率(ROE)：股東權益酬勞率又稱凈資產收益率、所有者權益酬勞率或權益資本酬勞率，反映股東投入的資金所獲得的酬勞率，它等于凈利潤與平

27、均股東權益的比值，其計算公式為：主營業務毛利率(MBPG)：主營業務毛利率是主營業務毛利與主營業務收入的比值。所謂主營業務毛利，是指主營業務收入扣減主營業務成本后的余額。主營業務毛利率的計算公式為：主營業務凈利率(NPMB)：主營業務凈利率是凈利潤與主營業務收入的比值，其計算公式為：一般股每股盈余(EPS)：一般股每股盈余簡稱為每股盈余或每股利潤，是凈利潤扣除優先股股利后的余額與平均一般股股數的比值，其計算公式為：假如年內一般股的股數未發生變化，則平均一般股股數確實是年末一般股股數。假如年內一般股股數發生了變化，則平均一般股股數的計算公式為：假如找不到年內新增一般股的資料，也能夠用年末一般股股

28、數代替。一般股每股現金流量(CFPS)：一般股每股現金流量簡稱每股現金流量，是經營活動產生的現金流量凈額扣除優先股股利之后，與平均一般股股數對比的結果。其計算公式為：（4）進展能力分析銷售（營業）增長率（SGR）：銷售（營業）增長率表示本年銷售（營業）收入增長額與上年銷售（營業）收入總額的比率，是評價企業進展狀況和進展能力的基礎性指標。其計算公式為：資本積存率(RCA)：資本累計率是指企業本年所有者權益增長額同年初所有者權益的比率。該指標表示企業當年資本的積存能力，是評價企業進展潛力的重要指標。其計算公式為： 總資產增長率(TAG)：總資產增長率是指本年總資產增長額同年初（即上年末）資產總額的

29、比率，該指標從企業資產總量擴張方面衡量企業進展能力，表明企業規模增長水平對企業進展潛力的阻礙。其計算公式為： 3體現家族操縱權的變量為了進行對上述假設的驗證與分析，需要制定一些和家族操縱權有關的變量。依照本文假設，我們設定了與家族操縱權相關的3個差不多變量以及3個啞變量，分不是： 表3 體現家族操縱權的變量家族操縱權（FCR）最終控股股東及其一致行動人的每條操縱鏈條中的持股比例最小值的累加家族現金流權（CASH）最終控股股東及其一致行動人的各鏈條持股比例的乘積操縱權與現金流權的分離（SQ）家族操縱權/家族現金流權家族操縱權的內部結構（Dummy_IS）1代表個人、父子、夫妻持有，0代表其他是否

30、制定治理層（Dummy_Manage）1代表制定治理層，0代表不指定公司所在地域（Dummy_Area）1代表目標企業，0代表非目標企業，總共五個地域分不是：山東、江蘇、浙江、福建、廣東四、模型的建立1. 財務指標的選取本文通過最小二乘可能和逐步回歸的方法，從32項財務指標中選取對績效有顯著阻礙的指標，剔除對績效沒有顯著阻礙的指標，從而獲得最能阻礙績效的少數財務指標。而此32項數據之間的極差較大，需要對數據進行中心標準化，再進行回歸分析。其次，對選取的變量進行復共線性的推斷，將具有嚴峻復共線性的變量去除。以上所述的操作要緊通過R軟件完成。逐步回歸的結果如下：表4 財務指標的選取常數和解釋變量參

31、數可能參數標準差T統計量雙側概率C60.87970.1196508.830 2e-16 *流淌比率CR2.89641.09992.6330.00921 *速動比率QR-3.26231.1371-2.8690.00462 *現金流量比率CFR1.86110.166711.168 2e-16 *固定資產周轉率FAT-0.49940.1509-3.3090.00114 *總資產周轉率TAT-0.87210.1961-4.4481.54e-05 *總資產酬勞率RTA1.16970.20915.5938.38e-08 *股東權益酬勞率ROE1.25470.21105.9471.44e-08 *主營業務毛

32、利率MBPG0.50750.22832.2230.02751 *每股現金流量CFPS0.36800.13072.8150.00544*營業增長率SGR1.98010.147313.444 2e-16 *判定系數0.8657F統計量113.4調整的判定系數0.858F統計量的概率100，則認為存在中等程度的復共線性。通過R軟件求得相關系數矩陣的最小特征值為，對應的特征向量為因而回歸自變量之間有如下復共線性關系：注意到，CR和QR的系數比其他變量大專門多，因此能夠把其他變量略去，得到：由于變量CR和QR具有專門強的復共線性，因此去掉其一計算相關系數矩陣的條件數，通過R軟件的計算，發覺去掉變量QR時

33、使得條件數最小，為15.7323。現在認為變量間不存在復共線性。2.建立模型將這9個財務指標作為方程的自變量。再依照上述前6個研究假設，加入體現家族操縱權的變量，建立模型如下： 其中，TSUP是清華大學與中國證券報合編的績效指標。五、模型的求解與檢驗（一）變量的描述統計分析首先采納SPSS軟件對變量進行描述統計分析，觀看187家企業的數據，下面將要緊指標數據的描述性統計指標列示如下：表7 14個差不多變量的描述性統計指標描述統計量N微小值極大值均值標準差績效指標TSUP18748.2272.7360.87974.34217家族操縱權FCR390.15506家族現金流權CASH879.15764

34、操縱權與現金流權的分離SQ1871.003.601.213.46716流淌比率CR187.6949.546.5247.0317現金流量比率CFR187-2.353.46.1498.65566固定資產周轉率FAT187.35262.1010.78326.2341總資產周轉率TAT187.44310總資產酬勞率RTA187.02.22.0833.03907股東權益酬勞率ROE187.02.40.1337.05504主營業務毛利率MBPG187.02.42.1444.07956每股現金流量CFPS187-2.0418.753.81632.8707營業增長率SGR187-.302.98.2751.31

35、380有效的 N （列表狀態）187從上表能夠看出，我國民營上市企業平均績效水平為60.8797，該指標實際高于2008年全國上市公司平均水平57.417。這一結果與中國公司治理報告（2005）：民營公司治理的結論相反。據該報告統計發覺，中國民營上市公司的整體業績落后于非民營性質上市公司的平均水平。由此，本文認為隨著社會經濟進展，08、09、10年上市的民營企業的治理制度逐步完善，公司的績效有著顯著的進步。因此，這一結論不排除因為樣本量不足所帶來的誤差。（二）模型的實證檢驗1. 模型的擬合首先通過R軟件對加入家族操縱權變量的模型進行最小二乘回歸，得到的結果如下：表8 模型擬合（最小二乘回歸）常

36、數和解釋變量參數可能參數標準差T統計量雙側概率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判定系數0.8717F統計量67.53調整的判定系數0.8588F統計量的概率 2.2e-16由上表可得，一些變量并沒有嚴格通過檢驗，接著進行逐步回歸，得到的結果如下：表9 模型擬合（逐步回歸）常數和解釋變量參數可能參數標準差T統計量雙側概率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 *判定系數0.8678F統計量

40、104.4調整的判定系數0.8595F統計量的概率 2.2e-16綜上，本文得到更加優化的模型為： 2. Gauss-Markov假設的驗證當進行最小二乘回歸的討論時，本文對模型做了一些標準假設，即Gauss-Markov假設，假定模型誤差滿足下列條件：（a）（b） （等方差）（c） （不相關）通過R軟件作出的績效的回歸值與標準化殘差的散點圖如下： 從上圖能夠看出，除少數幾個點之外，大部分點都落在-2,2區間，則能夠表明殘差滿足Gauss-Markov假設。3. 正態性檢驗通過SPSS軟件畫出殘差的Q-Q散點圖，進一步檢驗殘差是否服從正態分布：從殘差Q-Q圖能夠看出，圖中的點大致趨勢在一條直線

41、上，則能夠認為殘差服從正態分布。綜上所述，殘差滿足獨立性、等方差性和正態性假設，模型是差不多合理的。4家族操縱權的內生性檢驗表9顯示整個模型的解釋度為86.78%。家族操縱權特征中家族操縱權、操縱權與現金流權的分離以及是否指定治理層通過了檢驗。可見，上述操縱權特征對公司績效有阻礙，而其他操縱權特征隨著外部環境的變化，對公司績效的阻礙差不多顯著減小了。由于操縱權特征中，家族操縱權對績效阻礙較大，下面要緊討論家族操縱權與績效關系。通過對家族操縱權和績效進行最小二乘擬合得到家族操縱權與績效關系近似為負相關關系，即隨著控股股東家族操縱權的增大，公司績效向掘壕效應方向進展。上述回歸結果表明，TSUP與F

42、CR的關系為線性關系，回歸模型假設家族操縱權是外生變量，然而假如它事實上是由內生決定的，那么最小二乘法回歸結果可能被錯誤解釋。這是因為假如滿足經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優線性無偏可能量。然而，當聯立問題存在時，一般最小二乘可能量不是最優無偏可能量，而是有偏可能量。對此，本文試圖通過建立聯立方程，并對聯立方程進行內生性檢驗。（1）設計聯立方程a方程1因變量為TSUP的方程由于要考察內生性（即FCR是否是單向阻礙TSUP，而TSUP不能阻礙FCR），假如存在內生性則表明由上述方程得出的FCR和TSUP的負相關關系不一定成立，因此在設立方程時我們不能用之前設計的模型

43、，而是要重新設計模型。考察績效與各個變量指標和操縱權特征的相關系數，如下表：表10 績效與各個變量指標和操縱權特征的相關系數TSUPFCRCASHSQCRCFRFATTAT1.00000000.0191692-0.04274690.04386530.08856480.5767018-0.0791075-0.0716458RTAROEMBPGCFPSSGRDummy_ISDummy_ManageDummy_Area0.73331540.65209730.54305800.18950290.35287360.02631310.38054600.0393624從上述TSUP與各指標相關系數能夠看出，

44、除FCR外，CFR、RTA、ROE、MBPG、SGR、 Dummy_Manage與TSUP的相關系數較大，即他們對TSUP的阻礙相對較大，因此設立方程如下：方程1：b方程2因變量為FCR的方程為找到對FCR最有阻礙力的財務指標，對32個財務指標做FCR的最小二乘可能和逐步回歸。結果如下：表11 FCR方程對財務指標的最小二乘可能和逐步回歸常數和解釋變量參數可能參數標準差T統計量雙側概率C0.438990.0111839.2632e-16 *速動比率QR0.115170.056302.0450.0422 *現金比率CFDR-0.123350.05580-2.2110.0283 *主營業毛利率MB

45、PG0.021350.012441.7160.0878 .判定系數0.1529F統計量2.772調整的判定系數0.04347F統計量的概率0.04293將上述留下的這些變量加上家族操縱權的7個變量做最小二乘回歸，結果如下：表12 FCR方程的對家族操縱權和財務指標的最小二乘回歸常數和解釋變量參數可能參數標準差T統計量雙側概率C-0.24312340.0183862-13.223 2e-16 *績效TSUP1.05818730.068350.851 2e-16 *操縱權與現金流權的分離SQ0.19895440.006821529.166 2e-16 *速動比率QR0.00140550.00224

46、92 0.6250.53284現金比率CFDR-0.00230190.0025429-0.9050.36657主營業毛利率MBPG0.07895400.04023651.9620.05129 .內部結構啞變量Dummy_IS 0.02434780.0077363 3.147 0.00193 *治理層啞變量Dummy_Manage 0.00099530.0066066 0.1510.88042地域啞變量Dummy_Area0.00013170.00615410.0210.98295判定系數0.03795F統計量365.9調整的判定系數0.9427F統計量的概率 2.2e-16由通過檢驗的變量得到

47、方程2：本文采納R軟件對聯立方程采納內生性檢驗，結果如下：表13 方程1的內生性檢驗常數和解釋變量參數可能參數標準差T統計量雙側概率C60.87970.1196508.830 2e-16 * 家族操縱權FCR2.89641.09992.6330.00921 *現金流量比率CFR-3.26231.1371-2.8690.00462 *總資產酬勞率RTA1.86110.166711.168 2e-16 *股東權益酬勞率ROE-0.49940.1509-3.3090.00114 *主營業務毛利率MBPG-0.87210.1961-4.4481.54e-05 *營業增長率SGR1.16970.2091

48、5.5938.38e-08 *地域啞變量Dummy_Area1.25470.21105.9471.44e-08 *判定系數0.8657F統計量113.4調整的判定系數0.858F統計量的概率 2.2e-16表14 方程2的內生性檢驗常數和解釋變量參數可能參數標準差T統計量雙側概率C5.157e-021.153e-010.4470.655績效TSUP1.683e-031.879e-030.8960.372家族現金流權CASH7.690e-015.140e-0214.9602e-16 *操縱權與現金流權的分離SQ-5.665e-056.632e-05-0.8540.394主營業務毛利率MBPG8.

49、150e-031.028e-010.0790.937內部結構Dummy_IS-8.875e-031.836e-02-0.4830.629判定系數0.6554F統計量68.86調整的判定系數0.6459F統計量的概率 2.2e-16通過上述報告，在方程1中，FCR專門好地通過了檢驗，即在聯立方程中家族操縱權和績效存在顯著關系；而在方程2中TSUP沒有通過檢驗，即公司績效并不阻礙操縱權。聯立方程的分析證明，在我國自然人和家族操縱公司中，家族操縱權阻礙公司績效，公司績效對操縱權不存在明顯阻礙關系。綜上，家族操縱權不具有內生性，是個外生變量。因此，通過最小二乘可能得到模型的無偏性是準確的。5績效的方差

50、分析本文通過SPSS軟件對不同年份的上市公司的績效進行方差分析，對假設7：“上市時刻對企業績效具有阻礙”進行檢驗。（1）首先對不同年份上市公司的績效進行正態性檢驗，利用SPSS統計軟件分不作出三年上市公司績效的Q-Q散點圖。圖示如下：由上述3組圖片可知，每張圖中的點大致趨勢在一條直線上，則可認為三年上市公司的績效均服從正態分布。下表為三年上市公司績效的描述性統計：表15 三年上市公司績效的描述性統計描述N均值標準差標準誤均值的 95% 置信區間微小值極大值下限上限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總數18760.87974.34217.3175360.253361.506248.2272.73（2）驗證三組樣本均來自正態分布的總體，下面即對績效進行單因素方差分析，同樣利用SPSS統計軟件實現：表16 方差分析表ANOVA平方和df均方F顯著性組間（組合）196.747298.3745.468.005組內3310.17218417.990總數3506.919186由上述報告，關于不用年度單因素方差分析

52、的p-value=0.005，故拒絕假設7，即認為上市時刻對企業績效不具有顯著阻礙。六、模型結果分析（一）家族操縱權持有比例特征對公司績效的阻礙從回歸的結果看，家族操縱權在顯著性水平為0.05時通過了檢驗，然而與績效成線性關系。隨著家族操縱權持有比例的增加，公司的績效有所減小。本文結果與英美大多數學者的家族操縱權特征與公司績效成立方性關系的研究結果有專門大差異，這講明我國民營上市公司最終控股股東的行為特征與英美等國有專門大區不，導致這種區不的緣故需要進一步研究。本文對這一結果的解讀是：關系形態和趨勢的不同是因為中國和英美國情存在較大差異，從而導致了完全不同的公司行為。此外，國內外不同地區制度環

53、境存在較大差異，制度環境差異導致了中國和英美抑制控股股東攫取操縱權私有收益動機的差異。另外，從本次研究的絕大多數樣本的家族操縱權持有比例的數據上，數據區間差不多已落入英美研究結論中的“掘壕”區間中。同時，此次研究在搜索數據上也存在一定困難，造成樣本量較小，因此不排除數據搜集所帶來的局限性，這一問題有待進一步研究改進。（二）操縱權實現方式特征對公司績效的阻礙SQ指標的回歸結果在顯著性水平為0.1時通過檢驗。從以往的研究結果看，在制度環境一定的條件下，操縱權與現金流權分離度越大，控股股東則越有動力經營公司。由上述研究報告SQ指標的回歸結果可知，操縱權與現金流權分離度與該公司的績效正相關，故與以往的

54、研究結果相符合。綜上，本文認為操縱權與現金流權分離度對績效存在一定阻礙，且對績效成正相關關系。（三）家族操縱權內部結構特征對公司績效的阻礙Dummy_IS指標的回歸結果沒有通過檢驗，因此關于操縱權內部結構對績效有阻礙的假設不成立。本文的分析是我國民營企業大部分還處于第一代創始人的經營治理下，家族成員間的關系尚不足以顯著阻礙公司績效。（四）現金流權對企業績效的阻礙家族現金流權是最終控股股東及其一致行動人的各鏈條持股比例的乘積，股東持股鏈條越長，持股人員就越復雜，家族現金流權越小。CASH指標并沒有通過檢驗，講明家族現金流權關于企業的績效無明顯阻礙。通過搜集數據的過程發覺，我國家族上市公司的最終控

55、股股東的持股鏈條專門短，除直接控股外，差不多差不多上實際操縱人擁有的公司對上市企業進行控股，造成了現金流權對企業績效阻礙不大的結果。（五）家族對公司治理的參與程度對企業績效的阻礙Dummy_Manage指標在顯著性水平為0.05時通過檢驗，驗證了相應的假設。即控股股東積極參與公司經營治理有助于提升公司的業績。通過對資料的進一步整理分析，本文發覺由公司的創始人執掌經營的公司具有良好的業績，而績效較差的公司則要緊集中在控股股東間接操縱的公司中。（六）地域差異對公司績效的阻礙通過對地域啞變量的檢驗分析，發覺地域差異沒有通過顯著性檢驗，這講明不同地區的商業運作模式還不足以對績效產生顯著阻礙。（七）上市時刻對企業績效的阻礙在對三年績效的方差分析中，本文拒絕了原假設，即認為三年的績效沒有大體差不，上市時刻對企業績效不具有顯著阻礙。在近三年國內外經濟市場經歷重重危機，進展形勢普遍不被看好的情況下，我國經濟進展飽受巨大進展壓力，加上歐美股市暴跌的阻礙，造成我國股市連續受挫。即使如此，近三年來我國新上市的民營企業，特不是家族企業，始終能保持一定的績效水平。同時，我國經濟形勢擺脫危機阻礙，持續向好。使民營上市公司收到市場熱捧，走出了低迷的市場趨勢。由此可見，我國民營上市企業差不多不受上市的時刻環境阻礙，