1、我國上市公司治理構造對企業競爭力影響的實證研究摘要：文章選取公司治理構造中具有代表性的二個維度股權構造、董事會，研究公司治理對企業競爭力的影響，并在理論分析的根底上展開實證研究。結合我國上市公司的現狀，深化分析問題產生的根源和解決途徑，為完善我國上市公司治理構造以提升企業競爭力提供政策支持。關鍵詞：治理構造；企業競爭力；股權構造；董事會一、問題的提出從理論的角度看，要形成強大的競爭力，應該從建立和完善公司治理制度開場，這種觀點已經得到了眾多學者的肯定。然而，公司治理構造對企業競爭力的詳細的影響機理如何，不同的國家、不同地區以及不同的企業規模等外在因素的影響下，公司治理多維度組合又如何影響企業的

2、競爭力等問題，需要進一步的研究、探究。基于房地產行業的現狀，本文將其作為我國上市公司的代表，研究公司治理構造對企業競爭力的影響，探究建立科學有效的公司治理構造，使公司走上良性開展的道路，以進步公司的競爭力。本文從實證的角度，通過搜集數據，提出假設，利用spss16.0軟件加以分析，對最新的數據進展實證研究，得出我國上市公司治理構造對企業競爭力的影響最接近現實的研究結果。通過對股權構造、董事會對企業競爭力影響的分析，提出以下假設：結合我國上市公司狀況，代理人又多為行政命令方式，他們有可能并不關心公司的價值增長，在國家股東所有者權利缺失時謀取自身利益。提出：假設1：國有股持股比例對企業競爭力存在負

3、向影響。基于對上市公司股權集中度和制衡關系的分析，提出：假設2：第一大股東持股比例對企業競爭力影響存在倒“u型關系。假設3：第二至第十大股東的持股比例對企業競爭力存在正向影響。假設4：董事會規模與企業競爭力之間呈現倒u型相關關系。假設5：董事會會議次數越多，越不利于公司競爭力的提升。假設6：獨立董事的比例對企業競爭力存在正向影響。假設7：董事會鼓勵對企業競爭力有正向的影響關系。二、樣本選取本文選取我國上市公司中的房地產行業截面數據作為研究的樣本，選榷中國企業競爭力報告2021?中提供的72家房地產行業上市公司，并按照以下條件進展剔除和挑選：剔除st、pt公司，其經營和財務都很可能己存在嚴重的治

4、理問題，企業的消費經營有可能出現了宏大的非正常干擾因素，相關指標值偏離實際情況；剔除了指標有缺失的公司；剔除主營業務轉變為非房地產行業的公司。結果挑選以后，本研究樣本容量變為我國滬、深兩地主板上市公司房地產板塊共計57上市公司。三、變量描繪性分析本文對選取的57家房地產行業上市公司相關的變量做描繪性統計分析，結果如表1所示。從表1描繪性統計結果來看：第一，就被解釋變量企業競爭力指數而言。57家房地產行業上市公司企業競爭力指數最高0.91，最低為-0.67，均值0.14，在區間-1，1范圍內，差異較為明顯。第二，股權構造方面。國有股持股比例最高到達79.67%，最低值為零，均值也到達了23.89

5、%，可見在房地產行業中，國有股一股獨大的可能性存在；第一大股東的持股比例最低為8.94%，最高到達82.44%，反映出在某些上市公司中，股權構造較為集中，而相比而言，第二到第十大股東持股比例之和最多為40.67%，最少僅為1%，從第一大股東及第二至第十大股東持股比例之和可以看出，我國上市公司股權構造在很多企業內較為集中。第三，董事會方面。董事會人數最多15人，最少僅為5人，不同企業間存在差異；年度董事會會議次數變量中，最多召開了36次，最少僅為4次，可見不同的上市公司差異較為顯著；董事會鼓勵方面，董事會持股比例最少為0，最多的也僅為8.53%，可見持股比例并不高。兩職兼任情況如表1所示，57家

6、上市公司中，僅有10家公司存在兩職兼任情況，僅占總數的17.5%，47家上市公司并不存在兩職兼任情況，可見兩職兼任情況在我國房地產行業上市公司中并不常見。第四，控制變量。選取的企業總資產的自然對數，最小值為19.9，最大為24.6，標準差為1.12，可以表達出不同上市公司的企業差異，較為合理。四、最小二乘法回歸分析就搜集到的數據，本文采用普通最小二乘法做多元回歸分析，建立股權構造、董事會模型。模型1：y=+b1x11+b2x12+b3x131+b4x132+b5x14+b6z+u模型2：y=+b1x211+b2x212+b3x22+b4x23+b5x24+b6x25+b7z+u模型中：為常數項

7、，bi為回歸系數，u是回歸殘差項。據以上模型，做多元回歸分析，spss16.0輸出結果如下：從模型1和模型2的模型概述表可以看出見表2，各維度及維度組合對企業競爭力指數的回歸結果顯示，各模型的r值均超過0.58，最小0.589，r2均超過了0.34，最小為0.346，而adjustedrsquare也均超過30%，擬合效果較好。模型f檢驗統計量的觀測值為在1%程度上顯著，顯著性程度最高也只有0.009，說明模型通過在顯著性程度a=0.01的顯著性檢驗，模型因變量與所有自變量間相關關系顯著，擬合效果好。兩個方程的d-durbin-atsn檢驗值均近于2，最大2.199，最小2.053，說明模型變

8、量無序列相關性。一模型1：股權構造與企業競爭力指數回歸結果分析表3，從共線性檢驗看，除x131、x132外，各變量的容忍度均遠離0而將近于1，方差膨脹因子均小于10，說明該模型各變量之間并不只是嚴重的多重共線性；從各自變量回歸系數b及t值看，僅有x12及控制變量z通過了顯著性檢驗，可見我們將企業規模作為控制變量是正確的。二模型2：董事會對企業競爭力指數回歸結果分析表4，從共線性檢驗看，除x211、x212外，各變量的容忍度均遠離0而將近于1，方差膨脹因子均小于10，說明該模型各變量之間并不只是嚴重的多重共線性；從各自變量回歸系數及t值看，僅x24及控制變量z通過了顯著性檢驗。為考察異常值是否存

9、在，分析回歸結果發現，各回歸模型的標準化殘差均在-3，3區間內，因此，樣本數據并沒有奇異值。五、研究結論一股權構造與企業競爭力的關系用來消除股權過度集中的方法就是股權制衡，有相對控股股東與大股東抗衡，能有效抵抗大股東損害小股東利益的行為發生。從回歸結果中看出，雖然這種制衡有利于上市公司企業競爭力的提升，然而并沒有通過統計學上檢驗，效用有限，這與目前我們上市公司中“一股獨大場面有一定關系，由于第二至第十大股東持股比例過低有關，較少的股份使得他們的發言效用較弱。二董事會與企業競爭力的關系董事會鼓勵一般有股權鼓勵和薪酬鼓勵，由于股權鼓勵的長期性和持久性，使得其對董事的鼓勵作用更大。從實證結果來看，雖然董事會持股比例并不高，均值僅有0.23%，卻對董事起到了積極作用，進步了董事的工作積極性和主動性，提升了企業競爭力，回歸結果在統計學上顯著。參考文獻：1、吳淑棍,劉忠明,范建強.非執行董事與公司績效的實證研究j.中國工業經濟,2001(9).2、李維安,王守志,王世權.大股東股權競爭與監事會治