某上市公司家族控制權特征與公司績效研究

1、PAGE PAGE 55Evaluation Warning: The document was created with Spire.Doc for .NET.中國民營上市公司家族控制權特征與公司績效實證研究北京工業(yè)大學 林文喧、曾曉晨、魏然摘 要在民營企業(yè)業(yè)中，家家族對企企業(yè)的治治理直接接影響著著企業(yè)的的經(jīng)營與與發(fā)展，而而公司治治理的核核心是家家族控制制權。由于我國的資本本市場與與國外存存在較大大差異，同同時民營營企業(yè)在在控制權權結構、持持有比例例、實現(xiàn)現(xiàn)方式等等方面又又需要與我國的市市場制度度相適應應，國外外對于家家族控制制權方面面的研究究成果并并不適用用于我國國的情況況。因此此，對中中

2、國大陸陸家族企企業(yè)的控控制權特特征及其其對公司司績效的的影響的的研究是是非常必必要的。本文首先研研究了中中國民營營上市公公司的家家族控制制權特征征，從家家族控制制權的持持有比例例、實現(xiàn)現(xiàn)方式、內內部結構構、現(xiàn)金金流權比比例、管管理參與與度、所所在地域域差異、上市時間等方面進行研究假設。之后以中國證券報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(yè)財務通則中為企業(yè)規(guī)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影響力的指標。其次以最終控股股東及其一致行動人股權為基礎，整理和計算了相應上市公司的家族控制權及其現(xiàn)金流權?；谝陨系牡臄?shù)據(jù)選選取說明明，本文文選取

3、滬深兩兩市20008年年至20010年年上市的的民營企企業(yè)為初初始樣本本，剔除除了一些些非自然然人和家家族控制制的民營營企業(yè)以以及金融融類上市市公司，最最后以1187家家公司的的數(shù)據(jù)為為樣本。通通過R軟件和SSPSSS統(tǒng)計軟軟件作相相應的計計算與模模型的建建立，且且對模型型的正態(tài)態(tài)性，內內生性等等進行檢檢驗。最最后利用用方差分分析等統(tǒng)統(tǒng)計方法法，以中國國民營上上市公司司的家族控控制權特特征對公公司績效效的影響響作為研究對象象，并得得到一定定的結論論。關鍵詞：家家族控制制權 績效 回歸歸分析 方差差分析 R軟軟件 SPSSS統(tǒng)計計軟件一、緒言（一）課題題背景根據(jù)Facccioo和Lanng(22

4、0022 Thhe UUltiimatte 00wneershhip of Wessterrn EEuroopeaan CCorpporaatioon), Cllaesssenns, Djaankoov和LLangg(20000 Thee Seeparratiion of Ownnersshipp annd CConttroll inn Eaast Asiian Corrporratiionss)的研研究，西西歐和東東亞國家家或地區(qū)區(qū)的近七七成上市市公司由由單個股股東控股股，并且且大多是是家族持持有的。盡盡管家族族企業(yè)被被認為是是比較落落后的企企業(yè)組織織形態(tài)，隨隨著企業(yè)業(yè)組織制制度及形形式的發(fā)

5、發(fā)展與變變革，家家族式企企業(yè)始終終作為最最普遍的的企業(yè)組組織形態(tài)態(tài)出現(xiàn)在在任何經(jīng)經(jīng)濟發(fā)展展時期。家家族對于于企業(yè)的的治理影影響著企企業(yè)的經(jīng)經(jīng)營與發(fā)發(fā)展，而而公司治治理的核核心問題題是控制制權。CChriistiina(20005)從從控制權權角度考考察家族族控制權權對企業(yè)業(yè)績效的的影響，得得出香港港家族上上市公司司控制權權與企業(yè)業(yè)績效存存在“掘壕-協(xié)同-掘壕”的立方方形式的的關系，家家族控制制權在116.886%和和63.17%之間時時存在利利益協(xié)同同效應，小小于166.866%或大大于633.177%時則則存在掘掘壕效應應。目前前我國處處于經(jīng)濟濟轉型時時期，市市場經(jīng)濟濟仍處于于發(fā)展階階段，家

6、家族企業(yè)業(yè)的數(shù)量量規(guī)模不不斷擴大大。由于中中國民營營上市公公司廣泛泛采用金金字塔式式控股的的股權結結構，同同時在控控制權結結構、持持有比例例、實現(xiàn)現(xiàn)方式等等方面又又與中國國的市場場制度相相適應，因因此，中中國民營營上市公公司家族族控制權權特征與與績效的的關系可可能與目目前已知知的研究究結論不不同。（二）問題題的提出出 國國外同類類研究主主要集中中在管理理層持股股比例與與公司績績效、家族持持股比例例與公司司績效兩兩個領域域。與英英美公司司以股權權分散為為主的所所有權結結構不同同，中國國上市公公司的所所有權結結構基本本上是集集中的，包包括國有有控股型型公司和和家族控控股型公公司兩大大主流板板塊。因

7、因此，中中國資本本市場未未來發(fā)展展會形成成以國家家所有權權和家族族所有權權為主體體的市場場結構。其其中，國國有控股股型公司司主要集集中在需需要國家家控制的的主干領領域，這這些公司司一般規(guī)規(guī)模較大大，但在在整個資資本市場場中公司司數(shù)量比比重會逐逐步降低低；而家家族控股股型公司司主要集集中在市市場競爭爭領域，這這些公司司雖然大大多數(shù)規(guī)規(guī)模相對對較小，但但在公司司數(shù)量上上會逐步步上升。隨著中中國民營營上市公公司數(shù)量量的不斷斷擴大，研研究中國國民營上上市公司司家族控控制權特特征對中中國公司司治理制制度的完完善具有有現(xiàn)實意意義。民民營企業(yè)業(yè)是拉動動中國經(jīng)經(jīng)濟增長長的重要要力量，是是中國經(jīng)經(jīng)濟的重重要組成

8、成部分，而而家族企企業(yè)是民民營企業(yè)業(yè)最主要要的組成成形式。但家族族企業(yè)由由于其自自身的特特點和發(fā)發(fā)展過程程，存在在著家族族管理的的弊端，大大大限制制了家族族企業(yè)的的發(fā)展。因此，對中國大陸家族企業(yè)的控制權特征，以及該特征對公司績效影響的研究是非常必要的，可以幫助家族企業(yè)有效改善業(yè)績、提高競爭力，推動中國民營家族企業(yè)健康持續(xù)發(fā)展?，F(xiàn)階段中國國的市場場經(jīng)濟制制度與經(jīng)經(jīng)濟環(huán)境境決定了了中國資資本市場場的所有有權結構構與國外外存在較較大差異異。一般般地，股權權結構是是研究公公司內部部治理機機制的主主要因素素。然而而，歐洲洲大陸和和東亞的的家族上上市公司司廣泛采采用金字字塔式控控股等股股權結構構，導致致公

9、司股股權與控控制權的的分離，因而控制權成為研究公司治理的主要因素。中國民營上市公司的控制權既有歐洲大陸和東亞家族上市公司共有的特征，同時，在控制權的結構、類型、實現(xiàn)方式等方面又具有中國特殊的制度特征。事實上，由由于中國國大陸家家族企業(yè)業(yè)的控制制權特征征及其對對公司績績效的影影響的相相關研究究很少，我我們無從從得知控控制權的的結構、類類型、實實現(xiàn)方式式等控制制權特征征對績效效的具體體影響。綜上，本文從這一被關注較少的方面展開研究，有助于挖掘影響績效的新的因素，從而推動中國民營上市公司的發(fā)展。二、家族控控制權特特征分析析與研究究假設家族控制權權的第一一特征是是上市公公司控制制權的取取得方式式，其途

10、徑徑主要包包括：直直接上市市(IPPO)、股股權受讓讓、管理理層收購購(MBBO)三三種方式式。從以以往的情情況看來來，上市市公司控控制權取取得途徑徑的不同同，決定定了控股股股東對對上市公公司“態(tài)度”的不同同，尤其其在民營營企業(yè)這這一現(xiàn)象象較為明明顯。一一般地，通通過IPPO取得得上市公公司控制制權的民民營上市市公司由由創(chuàng)立者者親手締締造，這這些締造造者對其其上市公公司有著著特殊的的感情，大部分分還在有有效地經(jīng)經(jīng)營和管管理其上市公公司的各各項事務務。自從從20006年下下半年我我國重新新啟動IIPO，通通過此方方式進行行公司的的上市已已成為主主流趨勢勢，基本本所有民民營企業(yè)業(yè)的上市市都是由由此

11、種方方式實現(xiàn)現(xiàn)。因此此上市公公司控制制權的取取得途徑徑對于該該公司的的業(yè)績已已無太大大影響。因此，本文文將從家家族控制制權的持持有比例例、實現(xiàn)現(xiàn)方式、內內部結構構，以及及現(xiàn)金流流權比例例、管理理參與度度、所在在地域差差異以及及企業(yè)上上市時間間等特征征分析中中國民營營上市公公司家族族控制權權特征對對公司績績效的影影響。（一）控制制權持有有比例特特征對公公司績效效的影響響研究控制權權持有比比例特征征對公司司績效的的影響，主主要是通通過實證證研究考考察什么么樣的控控制權區(qū)區(qū)間利益益協(xié)同效效應更可可能發(fā)生生，什么么樣的控控制權區(qū)區(qū)間則是是利益侵侵害效應應或掘壕壕效應更更可能發(fā)發(fā)生。在在英美的的研究文文

12、獻中，掘掘壕效應應往往存存在于控控制權比比例區(qū)間間分布的的中間段段。如MMorcck, Shlleiffer和和Visshnyy(19988 Mannageemennt 00wneershhip andd Maarkeet VValuuatiion：An Emppiriicall Annalyysiss)的研研究結果果呈“協(xié)同掘壕協(xié)同”的三次次方形式式關系，因因此，本文假假設中國國民營上上市公司司家族控控制權持持有比例例與公司司績效存存在立方方性關系系。假設1：家家族控制制權持有有比例的的區(qū)間分分布特征征與公司司績效存存在立方方形式的的非線性性關系（二）控制制權實現(xiàn)現(xiàn)方式特特征對公公司績效效的

13、影響響控制權的實實現(xiàn)方式式主要有有控股股股東直接接持有、金金字塔式式控股、交交叉式控控股等三三種方式式，或者者這三種種方式的的混合。其其中第一一種實現(xiàn)現(xiàn)方式并并不會造造成控制制權和現(xiàn)現(xiàn)金流權權的分離離，而后后面兩種種方式以以及混合合方式往往往造成成現(xiàn)金流流權和控控制權的的分離?？乜毓晒蓶|東可借此此實現(xiàn)以以少量的的資金獲獲得較大大的控制制權。尤尤其在多多層金字字塔股權權結構中中，不管管現(xiàn)金流流權多么么小，處處于金字字塔控制制權結構構頂端的的控股股股東都能能夠控制制目標公公司?？偪傮w而言言，金字字塔式和和交叉式式控制權權實現(xiàn)方方式導致致了控制制權和現(xiàn)現(xiàn)金流權權分離，這這種分離離會促使使控股股股東產

14、生生侵占上上市公司司和其他他中小股股東利益益的沖動動。然而而，研究究侵占動動機不能能忽略控控股股東東的侵占占成本問問題，如如果投資資者保護護很強、侵占成成本很高高，則會會部分抑抑制控制制權和現(xiàn)現(xiàn)金流權權分離度度較低的的控股股股東的侵侵占動機機；反之之，如果果侵占成成本很低低，則不不管控制制權和現(xiàn)現(xiàn)金流權權是否分分離，只只要控股股股東是是部分地地擁有公公司所有有權，都都會產生生利益侵侵占動機機。因此此，本文文假設控控制權實實現(xiàn)方式式與公司司績效相相關，但但不同制制度環(huán)境境會有不不同表現(xiàn)現(xiàn)形式。 假設2：控制權和現(xiàn)金流動權分離度與公司績效相關，但影響大小與制度環(huán)境對投資者的保護度相關（三）家族族控

15、制權權內部結結構特征征對公司司績效的的影響 家族族控制權權的內部部結構特特征是指指家族控控制權在在家族成成員內部部的分配配情況。它它代表家家族控制制權由多多少個家家族成員員擁有，各各成員間間的關系系，家族族控制權權在各成成員間的的比例分分配。持持有股份份的家族族成員的的關系有有父子、兄兄弟、夫夫妻、翁翁婿、姐姐弟、母母子等各各種關系系，這些些關系以以成員間間具有血血緣關系系或者姻姻親關系系為前提提。值得得注意的的是那些些沒有持持有控制制權的家家族成員員，實際際上也參參與到企企業(yè)的經(jīng)經(jīng)營管理理中。家家族控制制權的繼繼承問題題以及成成員內部部關系是是否和諧諧對公司司績效產產生影響響，這些些問題在在

16、我國已已經(jīng)出現(xiàn)現(xiàn)。本文文認為個個人持股股、父子子持股、夫夫妻持股股是相對對穩(wěn)定的的關系，而而其他家家族持股股結構可可能給公公司帶來來不穩(wěn)定定因素。 假設3：家族控制權的內部結構特征對企業(yè)績效具有一定的影響（四）家族族控制權權其他特特征因素素對公司司績效的的影響11、現(xiàn)金金流權對對企業(yè)績績效的影影響 一般地，控股股股東的的現(xiàn)金流流權越大大，公司司的價值值越高，但國內內一些學學者從股股權分置置角度出出發(fā)，認認為家族族上市公公司在上上市時一一般均以以數(shù)十倍倍的市盈盈率發(fā)行行，從而而形成了了高額的的資本公公積，這這強化了了控股股股東通過過“掠奪性性分紅”來套取取現(xiàn)金的的動機。本本文認為為我國資資本市場

17、場存在這這些現(xiàn)象象，但掠掠奪性現(xiàn)現(xiàn)金分紅紅不具普普遍性。 假設4：控股股東持有現(xiàn)金流權的大小對企業(yè)績效具有一定的影響2、家族對對公司管管理的參參與程度度對企業(yè)業(yè)績效的的影響 很多的的研究表表明，家族對對企業(yè)管管理的參參與程度度在企業(yè)業(yè)發(fā)展的的不同時時期具有有不同的的影響。Mishra等人(2001)的研究發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)始家族控制與公司價值正相關；創(chuàng)始家族在年輕企業(yè)中更具有價值；在創(chuàng)始家族擔任CEO的情況下，董事會規(guī)模越小，創(chuàng)始家族控制與公司價值之間的關系越強。目前我國民營企業(yè)尚處于發(fā)展時期，很多企業(yè)的還處于第一代創(chuàng)始人的掌控下。創(chuàng)業(yè)者開拓進取以及創(chuàng)新精神使得企業(yè)在初期得以發(fā)展和壯大。因此本文假設，在

18、目前情況下，家族積極的參與企業(yè)的管理有利于企業(yè)績效的改進。 假設5：控股股東參與公司管理與公司績效呈顯著的正相關關系3、地域差差異對公公司績效效的影響響 公司的的發(fā)展與與所在地地的文化化背景、當當?shù)卣姆龀殖至Χ?、地地理位置置、地區(qū)區(qū)產業(yè)發(fā)發(fā)展導向向等是密密切相關關的。各各個地區(qū)區(qū)商業(yè)運運作模式式的差異異正為人人們所關關注，如如張俊杰杰(20005)在其系系列研究究叢書中中把魯商商模式的的特色歸歸結為群群像經(jīng)濟濟，蘇商商模式的的特色歸歸結為外外資拉動動式經(jīng)濟濟，浙商商模式的的特色歸歸結為民民辦經(jīng)濟濟，閩商商模式的的特色歸歸結為商商本經(jīng)濟濟，粵商商模式的的特色歸歸結為加加工貿易易式模式式經(jīng)濟

19、。因因此，本本文假設設公司的的地域差差異對公公司績效效具有影影響。 假設設6：公司司的地域域差異特特征對公公司績效效具有一一定影響響（五）上市市時間對對企業(yè)績績效的影影響股票市場環(huán)環(huán)境對新新股發(fā)行行上市具具有一定定影響。當當大盤處處于上升升周期、股股指不斷斷創(chuàng)新高高時，新新股往往往采用超超市盈率率發(fā)行上上市，可可以最大大限度地地超募融融資。當當大盤處處于下降降通道、股股指連續(xù)續(xù)調整創(chuàng)創(chuàng)新低時時，新股股上市就就有一定定風險。滬滬深兩市市自20008年年開始下下跌，市市場環(huán)境境最慘烈烈時，證證監(jiān)會曾曾一度停停止發(fā)行行新股，且且長達數(shù)數(shù)月之久久；后來來隨市場場好轉恢恢復，并并在創(chuàng)業(yè)業(yè)板設置置以后，新

20、新股發(fā)行行又經(jīng)歷歷了一段段時間的的火爆。但但是，當當市場再再次調整整后，兩兩市新股股上市當當日即大大量破發(fā)發(fā)的情景景頻頻出出現(xiàn)，嚴嚴重打擊擊投資者者信心，對對上市公公司融資資產生不不利影響響，從而而有可能能影響公公司績效效。假設7：上上市時間間對企業(yè)績效效具有一一定影響響三、研究樣樣本的選選取與數(shù)數(shù)據(jù)說明明（一）研究究樣本的的選取由于國有控控股基本本上是外外生的制制度安排排（包括括過去長長期實行行的股權權分置安安排），且且股權性性質復雜雜，其持持股比例例與公司司績效的的關系中中隱含大大量非市市場因素素。這些些樣本的的公司行行為與本本文所要要研究的的主題不不符，而管理理層持股股在我國國尚不普普遍

21、。因因此，為為與國外外同類研研究具有有可比性性，本文文只選取取由自然然人或家家族控制制的樣本本。 鑒于上上面的假設和考慮慮原始數(shù)數(shù)據(jù)的可可得性，本文的研究以滬深兩市2008年至2010年上市的民營企業(yè)為初始樣本，剔除了一些非自然人和家族控制的民營企業(yè)以及金融類上市公司，最后樣本總數(shù)為187家。本文的原始數(shù)據(jù)主要通過和訊網(wǎng)、鳳凰財經(jīng)和首創(chuàng)行情資訊分析系統(tǒng)軟件等渠道獲得。數(shù)據(jù)的具體選取方法見下一節(jié)，數(shù)據(jù)的計算通過Excel軟件實現(xiàn)，具體數(shù)據(jù)請見附錄1。 （二）指標標選取與與數(shù)據(jù)說說明1.績效的的計算本文選用中中國證券券報和清清華大學學中國企企業(yè)研究究中心，連連續(xù)111年合作作編制的的上市公公司綜合

22、合績效計計算標準準來計算算上市公公司績效效指標。此此標準參參照國際際上通行行的評估估體系并并結合我我國的實實際情況況，采用用定性分分析和定定量分析析相結合合的方法法，主要要立足于于公司的的財務數(shù)數(shù)據(jù)，完完全依據(jù)據(jù)上市公公司披露露的財務務報表數(shù)數(shù)據(jù)進行行計算。該指標體系由19個基本指標組成，采用盈利能力、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(tǒng)一規(guī)定，并且上市公司披露的年報是經(jīng)過會計事務所審計的，本文認為經(jīng)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(guī)則是一致的，不同上市公司的財務數(shù)據(jù)間具有可比性。（1）基本本指標的的計算基本指標的的

23、選取考考慮了客客觀性、公公允性和和科學性性。指標標數(shù)據(jù)均可可根據(jù)上上市公司司公開披披露的信信息進行行指標定定量計算算，盡量量避免主主觀因素素的影響響。鑒于于此次的的研究對對象為00810年上上市的公公司以及及其當年年業(yè)績，我我們無法法獲得或或預測該該公司未未來的財財務數(shù)據(jù)據(jù)，因此此在部分分指標中中，我們們用單年年財務數(shù)數(shù)據(jù)替代代平均值值，而成長長性指標標主要通通過該公公司當年年與去年年的財務務數(shù)據(jù)比比較獲得得。具體的指標標計算方方法如下下表：表1 上市公公司績效效評價指指標體系系類別指標名稱計算公式盈利能力1. 凈資資產收益益率2. 凈資資產經(jīng)常常性收益益率3. 總資資產報酬酬率4. 投入入資

24、本經(jīng)經(jīng)營收益益率償債能力5. 流動動比率6. 強制制性現(xiàn)金金支付比比率7. 現(xiàn)金金流動負負債比率率8. 資產產負債率率成長性9. 近年年銷售平平均增長長率10. 近近年利潤潤平均增增長率11. 近近年資產產平均增增長率12. 近近年資本本平均增增長率13. 銷銷售增長長趨勢該年銷售增增長率14. 利利潤增長長趨勢該年利潤增增長率運營改善效效果15. 營營業(yè)利潤潤率16流動動資金周周轉17總資資產周轉轉18存貨貨周轉19應收收款周轉轉（2）指標標積分與與績效的的計算方方法：各基本指標標的計分只具具有相對對意義，指指標最高高分均為為1000分，最最低分均均為0分。各各指標的的計分公公式見表表2。公

25、式式中為指指標得分分，為根根據(jù)上市市公司公公布的資資產負債債表、利利潤表和和現(xiàn)金流流量表中中的數(shù)據(jù)據(jù)計算出出的指標標值。公公式中的的參數(shù)是是根據(jù)全全部上市市公司的的指標數(shù)數(shù)據(jù)進行行擬合而而得出的的。最后后的綜合合計分公公式中的的權重是是根據(jù)主主成分分分析結果果給出的的，即為為該公司司的最終終績效。表2 上市市公司績績效評價價指標計計分公式式指標符號計算公式凈資產收益益率凈資產經(jīng)常常性收益益率總資產報酬酬率投入資本經(jīng)經(jīng)營收益益率流動比率強制性現(xiàn)金金支出比比率現(xiàn)金流動負負債比率率資產負債比比率近年銷售平平均增長長率近年利潤平平均增長長率近年資產平平均增長長率近年資本平平均增長長率銷售增長趨趨勢利潤

26、增長趨趨勢營業(yè)利潤率率提高度度流動資金周周轉改善善度總資產周轉轉改善度度存貨周轉改改善度應收款周轉轉改善度度盈利能力得得分償債能力得得分成長性得分分運營改善效效果得分分綜合得分2. 影響響公司績績效的財財務指標標2006年年12月月4日，中中國財政政部頒發(fā)發(fā)了新的的企業(yè)業(yè)財務通通則（財財政部令令第411號），于于20007年11月1日日開始實實行。其其中為企企業(yè)規(guī)定定了四類類財務指指標為：償債能能力、營營運能力力、盈利利能力和和發(fā)展能能力。（1）償債債能力分分析短期償償債能力力分析： 流動比率率（CR）：流動比比率是指指流動資資產與流流動負債債的比值值，其計計算公式式為：流動比率速動比率率（Q

27、R）：速動動比率是是速動資資產和流流動負債債的比值值，其計計算公式式為：速動比率現(xiàn)金與流流動負債債比率(CFDDR)：現(xiàn)金與與流動負負債比率率是現(xiàn)金金和現(xiàn)金金等價物物與流動動負債的的比值，其其計算公公式為：現(xiàn)金與流動負債比率 現(xiàn)現(xiàn)金流量量與流動動負債比比率(CCFR)：現(xiàn)金流流量與流流動負債債比率是是經(jīng)營活活動現(xiàn)金金流量與與流動負負債的比比值，其其計算公公式為：長期償債能能力分析析： 資產負債債率(AALR)：資產負負債率又又稱負債債比率，是是企業(yè)的的負債總總額與資資產總額額的比值值，其計計算公式式為：資產負債率股權比率率(ERR)：股權比比率是企企業(yè)的股股東權益益總額與與資產總總額的比比值，

28、其其計算公公式為：股權比率權益乘數(shù)數(shù)(EMM)：權益成成數(shù)是企企業(yè)的資資產總額額與股東東權益總總額的比比值，其其計算公公式為： 權益乘數(shù)負債與股股權比例例(DEER)：負債與與股權比比率是企企業(yè)的負負債總額額與股東東權益總總額的比比值，其其計算公公式為： 負債債務與有有形凈值值比率(TNDDR)：債務與與有形凈凈值比率率是企業(yè)業(yè)的負債債總額與與有形凈凈值的比比值。有有形凈值值指的是是扣除無無形資產產后的股股東權益益額。債債務與有有形凈值值的計算算公式為為：債務與有形凈值償債保障障比率(DSCCR)：償債保保障比率率是負債債總額與與經(jīng)營活活動現(xiàn)金金流量的的比值，其其計算公公式為： 償債保障比率利

29、息保障障倍數(shù)(ICRR)：利息保保障倍數(shù)數(shù)是息稅稅前利潤潤與利息息費用的的比值，其其計算公公式為：利息保障倍數(shù)（2）營運運能力分分析存貨周轉轉率(IIT)：存貨周周轉率又又叫存貨貨周轉次次數(shù)，是是主營業(yè)業(yè)務成本本與存貨貨平均余余額之比比。存貨貨周轉一一次指的的是從購購入存活活到賣出出存貨的的全過程程，其計計算公式式為：存貨周轉率存貨周轉轉期(IITP)：存貨周周轉期是是反應存存貨周轉轉情況的的另一個個總要指指標，又又稱存貨貨周轉天天數(shù)，它它是3660天與與存貨周周轉率之之比，其其計算公公式為：存貨周轉期應收賬款款周轉率率(ARRT)：應收賬賬款周轉轉率又叫叫應收賬賬款周轉轉次數(shù)，是是賒銷收收入

30、與應應收賬款款平均余余額之比比。應收收賬款周周轉一次次指的是是從應收收賬款發(fā)發(fā)生到收收回的全全過程，其其計算公公式： 應收賬款周轉率=賒銷收入應收賬款平均余額 應收賬款款周轉期期(ARRTP)：應收收專款周周轉期是是反映應應收賬款款周轉情情況的另另一個重重要指標標，又稱稱為應收收賬款周周轉天數(shù)數(shù)或應收收賬款平平均收現(xiàn)現(xiàn)期，它它是3660天與與應收賬賬款周轉轉率之比比，其計計算公式式為：應收賬款周轉期或營業(yè)周期期(BC)：營業(yè)周周期是指指從購入入存活到到售出存存貨并收收取現(xiàn)金金的這段段時間。如如果我們們將現(xiàn)銷銷視作收收賬期為為零的賒賒銷，那那么售出出存貨的的時點即即為應收收賬款發(fā)發(fā)生的時時點。因

31、因此，存存貨周轉轉期與應應收賬款款周轉期期之和就就等于從從購入存存貨到售售出存貨貨并收取取現(xiàn)金平平均需要要的天數(shù)數(shù)。營業(yè)業(yè)周期的的計算公公式為：營業(yè)周期 HYPERLINK /view/10216.htm 流動資產產周轉率率(CAAT)：流動資資產周轉轉率是反反映流動動資產周周轉情況況的重要要指標，它它等于主主營業(yè)務務收入與與流動資資產平均均余額之之比，其其計算公公式為：流動資產周轉率其中，流動資產平均余額流動資產產周轉期期(CAATP)：流動資資產周轉轉期是反反映所有有流動資資產周轉轉情況的的另一個個重要指指標，它它等于3360天天與流動動資產周周轉率之之比，其其計算公公式為：流動資產周轉期

32、固定資產產周轉率率(FAAT)：固定資資產周轉轉率是反反映固定定資產周周轉快慢慢的重要要指標，它它等于主主營業(yè)務務收入與與固定資資產平均均余額之之比，其其計算公公式為：固定資產周轉率其中，固定資產平均余額固定資產產周轉期期(FAATP)：固定資資產周轉轉期是反反應固定定資產周周轉情況況的另一一個重要要指標，它它等于3360天天與固定定資產周周轉率之之比，其其計算公公式為：固定資產周轉期總資產周周轉率(TATT)：總資產產周轉率率是反映映企業(yè)所所有資產產周轉情情況的重重要指標標，它等等于主營營業(yè)務收收入與平平均資產產總額之之比，其其計算公公式為：總資產周轉率其中，平均資產總額總資產周周轉期(TA

33、TTP)：總資產產周轉期期是反映映企業(yè)所所有資產產周轉情情況的另另一個重重要指標標，它等等于3660天與與總資產產周轉率率之比，其其計算公公式為：總資產周轉期（3）盈利利能力分分析總資產報報酬率(RTAA)：總資產產報酬率率反映的的是企業(yè)業(yè)投入的的全部資資金獲取取報酬的的能力。它它等于企企業(yè)的息息稅前利利潤同平平均資產產總額的的比率，其其計算公公式為：總資產報酬率在實際應用用中，由由于各利利益相關關者對凈凈利潤的的特別關關注，更更常見的的總資產產報酬率率的計算算公式為為：總資產報酬率長期資金金報酬率率(LRRRC)：長期期資金報報酬率是是企業(yè)息息稅前利利潤同平平均長期期資金的的比值，其其計算公

34、公式為：長期資金報酬率股東權益益報酬率率(ROOE)：股東權權益報酬酬率又稱稱凈資產產收益率率、所有有者權益益報酬率率或權益益資本報報酬率，反反映股東東投入的的資金所所獲得的的報酬率率，它等等于凈利利潤與平平均股東東權益的的比值，其其計算公公式為：股東權益報酬率主營業(yè)務務毛利率率(MBBPG)：主營業(yè)業(yè)務毛利利率是主主營業(yè)務務毛利與與主營業(yè)業(yè)務收入入的比值值。所謂謂主營業(yè)業(yè)務毛利利，是指指主營業(yè)業(yè)務收入入扣減主主營業(yè)務務成本后后的余額額。主營營業(yè)務毛毛利率的的計算公公式為：主營業(yè)務毛利率=主營業(yè)務毛利主營業(yè)務收入100%=主營業(yè)務收入-主營業(yè)務成本主營業(yè)務收入100%主營業(yè)務務凈利率率(NPP

35、MB)：主營業(yè)業(yè)務凈利利率是凈凈利潤與與主營業(yè)主營業(yè)務凈利率普通股每每股盈余余(EPPS)：普通股股每股盈盈余簡稱稱為每股股盈余或或每股利利潤，是是凈利潤潤扣除優(yōu)優(yōu)先股股股利后的的余額與與平均普普通股股股數(shù)的比比值，其其計算公公式為：每股盈余如果年內普普通股的的股數(shù)未未發(fā)生變變化，則則平均普普通股股股數(shù)就是是年末普普通股股股數(shù)。如如果年內內普通股股股數(shù)發(fā)發(fā)生了變變化，則則平均普普通股股股數(shù)的計計算公式式為：平均普通股股數(shù)如果找不到到年內新新增普通通股的資資料，也也可以用用年末普普通股股股數(shù)代替替。普通股每每股現(xiàn)金金流量(CFPPS)：普通股股每股現(xiàn)現(xiàn)金流量量簡稱每每股現(xiàn)金金流量，是是經(jīng)營活活動

36、產生生的現(xiàn)金金流量凈凈額扣除除優(yōu)先股股股利之之后，與與平均普普通股股股數(shù)對比比的結果果。其計計算公式式為：每股現(xiàn)金流量（4）發(fā)展展能力分分析銷售（營營業(yè)）增增長率（SSGR）：銷售（營業(yè)）增長率表示本年銷售（營業(yè)）收入增長額與上年銷售（營業(yè)）收入總額的比率，是評價企業(yè)發(fā)展狀況和發(fā)展能力的基礎性指標。其計算公式為：銷售資本積累累率(RRCA)：資本本累計率率是指企企業(yè)本年年所有者者權益增增長額同同年初所所有者權權益的比比率。該該指標表表示企業(yè)業(yè)當年資資本的積積累能力力，是評評價企業(yè)業(yè)發(fā)展?jié)摑摿Φ闹刂匾笜藰?。其計計算公式式為?資本累計率總資產增增長率(TAGG)：總資產產增長率率是指本本年總資

37、資產增長長額同年年初（即即上年末末）資產產總額的的比率，該該指標從從企業(yè)資資產總量量擴張方方面衡量量企業(yè)發(fā)發(fā)展能力力，表明明企業(yè)規(guī)規(guī)模增長長水平對對企業(yè)發(fā)發(fā)展?jié)摿αΦ挠绊戫憽Ｆ溆嬘嬎愎绞綖椋?總資產增長率3體現(xiàn)家家族控制制權的變變量為了進行對對上述假假設的驗驗證與分分析，需需要制定定一些和和家族控控制權有有關的變變量。根根據(jù)本文文假設，我我們設定定了與家家族控制制權相關關的3個個基本變變量以及及3個啞啞變量，分分別是： 表3 體體現(xiàn)家族族控制權權的變量量家族控制權權（FCCR）最終控股股股東及其其一致行行動人的的每條控控制鏈條條中的持持股比例例最小值值的累加加家族現(xiàn)金流流權（CCASHH）最

38、終控股股股東及其其一致行行動人的的各鏈條條持股比比例的乘乘積控制權與現(xiàn)現(xiàn)金流權權的分離離（SQQ）家族控制權權/家族族現(xiàn)金流流權家族控制權權的內部部結構（Dummmy_IIS）1代表個人人、父子子、夫妻妻持有，00代表其其他是否制定管管理層（DDummmy_MManaage）1代表制定定管理層層，0代代表不指指定公司所在地地域（DDummmy_AAreaa）1代表目標標企業(yè)，00代表非非目標企企業(yè)，總總共五個個地域分分別是：山東、江江蘇、浙浙江、福福建、廣廣東四、模型的的建立1. 財務務指標的的選取本文通過最最小二乘乘估計和逐逐步回歸歸的方法法，從332項財財務指標標中選取取對績效效有顯著著影

39、響的的指標，剔剔除對績績效沒有有顯著影影響的指指標，從從而獲得得最能影影響績效效的少數(shù)數(shù)財務指指標。而而此322項數(shù)據(jù)據(jù)之間的的極差較較大，需需要對數(shù)數(shù)據(jù)進行行中心標標準化，再再進行回回歸分析析。其次次，對選取的的變量進進行復共共線性的的判斷，將將具有嚴嚴重復共共線性的的變量去去除。以以上所述述的操作作主要通通過R軟軟件完成成。逐步回歸的的結果如如下：表4 財務指指標的選選取常數(shù)和解釋釋變量參數(shù)估計參數(shù)標準差差T統(tǒng)計量雙側概率C60.877970.11996508.8830 2e-16 *流動比率CCR2.896641.099992.63330.009921 *速動比率QQR-3.266231

40、.13771-2.86690.004462 *現(xiàn)金流量比比率CFFR1.861110.1666711.1668 2e-16 *固定資產周周轉率FFAT-0.499940.15009-3.30090.001114 *總資產周轉轉率TAAT-0.877210.19661-4.44481.54ee-055 *總資產報酬酬率RTTA1.169970.209915.59338.38ee-088 *股東權益報報酬率RROE1.254470.211105.94771.44ee-088 *主營業(yè)務毛毛利率MMBPGG0.507750.228832.22330.027751 *每股現(xiàn)金流流量CFFPS0.368

41、800.130072.81550.005544*營業(yè)增長率率SGRR1.980010.1477313.4444 2e-16 *判定系數(shù)0.86557F統(tǒng)計量113.44調整的判定定系數(shù)0.8588F統(tǒng)計量的的概率1100，則則認為存存在中等等程度的的復共線線性。通通過R軟軟件求得得相關系系數(shù)矩陣陣的最小小特征值值為，對對應的特特征向量量為因而回歸自自變量之之間有如如下復共共線性關關系：注意到，CCR和QQR的系系數(shù)比其他變變量大很很多，因此此可以把把其他變量量略去，得到：由于變量CCR和QQR具有有很強的的復共線線性，因因此去掉掉其一計計算相關關系數(shù)矩矩陣的條條件數(shù)，通過R軟件的計算，發(fā)現(xiàn)去掉

42、變量QR時使得條件數(shù)最小，為15.7323。此時認為變量間不存在復共線性。2.建立模模型將這9個財財務指標標作為方方程的自自變量。再再根據(jù)上上述前66個研究究假設，加入體現(xiàn)家族控制權的變量，建立模型如下： 其中，TSSUP是是清華大大學與中中國證券券報合編編的績效效指標。五、模型的的求解與檢驗（一）變量量的描述述統(tǒng)計分分析首先采用SSPSSS軟件對對變量進進行描述述統(tǒng)計分分析，觀觀察1887家企企業(yè)的數(shù)數(shù)據(jù)，下下面將主主要指標標數(shù)據(jù)的的描述性性統(tǒng)計指指標列示示如下：表7 14個個基本變變量的描描述性統(tǒng)統(tǒng)計指標標描述統(tǒng)計量量N極小值極大值均值標準差績效指標TTSUPP18748.22272.73

43、360.877974.342217家族控制權權FCRR3900.155006家族現(xiàn)金流流權CAASH8799.157664控制權與現(xiàn)現(xiàn)金流權權的分離離SQ1871.003.601.2133.467116流動比率CCR187.6949.5446.52447.03117現(xiàn)金流量比比率CFFR187-2.3553.46.14988.655666固定資產周周轉率FFAT187.35262.11010.788326.23341總資產周轉轉率TAAT1877.443110總資產報酬酬率RTTA187.02.22.08333.039007股東權益報報酬率RROE187.02.40.13377.055004主

44、營業(yè)務毛毛利率MMBPGG187.02.42.14444.079556每股現(xiàn)金流流量CFFPS187-2.04418.7553.816632.87007營業(yè)增長率率SGRR187-.302.98.27511.313880有效的 NN （列列表狀態(tài)態(tài)）187從上表可以以看出，我國民民營上市市企業(yè)平平均績效效水平為為60.87997，該該指標實實際高于于20008年全全國上市市公司平平均水平平57.4177。這一一結果與與中國國公司治治理報告告（20005）：民營公公司治理理的結結論相反反。據(jù)該該報告統(tǒng)統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)現(xiàn)，中國國民營上上市公司司的整體體業(yè)績落落后于非非民營性性質上市市公司的的平均水水平。由

45、由此，本本文認為為隨著社社會經(jīng)濟濟發(fā)展，08、009、110年上上市的民民營企業(yè)業(yè)的治理制制度逐步步完善，公公司的績績效有著著顯著的的進步。當當然，這這一結論論不排除除因為樣樣本量不不足所帶帶來的誤誤差。（二）模型型的實證證檢驗1. 模型型的擬合合首先通過RR軟件對對加入家家族控制制權變量量的模型型進行最最小二乘乘回歸，得得到的結結果如下下：表8 模型擬擬合（最最小二乘乘回歸）常數(shù)和解釋釋變量參數(shù)估計參數(shù)標準差差T統(tǒng)計量雙側概率C52.433873312.3533263322.2883 2e-16 *FCR-11.2223558216.76686227-0.66690.504420FCR214

46、.7336088536.700649950.40110.688859FCR3-11.9957224025.97711664-0.46600.645582CASH4.884455993.721105221.31330.191107SQ1.399983660.729940001.91990.056665 .CR-0.022533370.02114033-1.18840.238815CFR2.289952990.2133154410.7441 2e-16 *FAT-0.011878820.00559177-3.17740.001179 *TAT-1.877101150.46004633-4.0663

47、7.40ee-055 *RTA29.788690065.602260225.31773.31ee-077 *ROE25.177823334.128846556.09997.05ee-099 *MBPG6.114458992.887788112.11770.035570 *CFPS0.081180220.045564111.79220.074487 .SGR6.096649220.4700589912.9555 2e-16 *Dummyy_ISS0.463396000.346696881.33770.182296Dummyy_Maanagge0.790017660.304435772.59660

48、.010026 *Dummyy_Arrea-0.200833360.27330655-0.76630.446656判定系數(shù)0.87117F統(tǒng)計量67.533調整的判定定系數(shù)0.85888F統(tǒng)計量的的概率 2.22e-116由上表可得得，一些些變量并并沒有嚴嚴格通過過檢驗，繼繼續(xù)進行行逐步回回歸，得得到的結結果如下下：表9 模型擬擬合（逐逐步回歸歸）常數(shù)和解釋釋變量參數(shù)估計參數(shù)標準差差T統(tǒng)計量雙側概率C53.366395550.6677025580.0003 2e-16 *FCR-1.800678890.79664433-2.26690.024452 *SQ0.514456550.2700124

49、41.90550.058843 .CFR2.228844440.2077429910.7443 2e-16 *FAT-0.011841120.00557399-3.20090.001159 *TAT-1.888951130.44775922-4.22223.89ee-055 *RTA29.777511125.468886665.44441.74ee-077 *ROE25.077828853.618838116.93117.72ee-111 *MBPG5.330040332.706620331.97000.050045 .CFPS0.076648110.044443661.72110.08669

50、9 .SGR6.077791660.4677916612.9889 2e-16 *Dummyy_Maanagge0.729995550.291192442.50000.013332 *判定系數(shù)0.86778F統(tǒng)計量104.44調整的判定定系數(shù)0.85995F統(tǒng)計量的的概率 2.22e-116綜上，本文文得到更更加優(yōu)化化的模型型為： 2. Gaausss-Maarkoov假設設的驗證證當進行最小小二乘回回歸的討討論時，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） （等等方差）（c） （不不相關）通過R軟件件作出的的績效的的回歸值值與標準準化殘

51、差差的散點點圖如下下： 從從上圖可可以看出出，除少數(shù)幾幾個點之之外，大大部分點點都落在在-22,2區(qū)間，則可以表明殘差滿足Gauss-Markov假設。3. 正態(tài)態(tài)性檢驗驗通過SPSSS軟件件畫出殘殘差的QQ-Q散點圖，進進一步檢檢驗殘差差是否服服從正態(tài)態(tài)分布：從殘差Q-Q圖可可以看出出，圖中中的點大大致趨勢勢在一條條直線上上，則可可以認為為殘差服服從正態(tài)態(tài)分布。綜上所述，殘殘差滿足足獨立性性、等方方差性和和正態(tài)性性假設，模模型是基基本合理理的。4家族控控制權的的內生性性檢驗表9顯示整整個模型型的解釋釋度為886.778%。家家族控制制權特征征中家族族控制權權、控制權權與現(xiàn)金金流權的的分離以以

52、及是否否指定管管理層通通過了檢檢驗?？煽梢?，上上述控制制權特征征對公司司績效有有影響，而而其他控控制權特特征隨著著外部環(huán)環(huán)境的變變化，對對公司績績效的影影響已經(jīng)經(jīng)顯著減減小了。由于控制權權特征中中，家族族控制權權對績效效影響較較大，下下面主要要討論家家族控制制權與績績效關系系。通過過對家族族控制權權和績效效進行最最小二乘乘擬合得得到家族族控制權權與績效效關系近近似為負負相關關關系，即即隨著控控股股東東家族控制制權的增增大，公公司績效效向掘壕壕效應方方向發(fā)展展。上述回歸結結果表明明，TSSUP與與FCRR的關系系為線性性關系，回回歸模型型假設家家族控制制權是外外生變量量，然而而如果它它事實上上是

53、由內內生決定定的，那那么最小小二乘法法回歸結結果可能能被錯誤誤解釋。這這是因為為如果滿滿足經(jīng)典典模型的的基本假假定，那那么利用用普通最最小二乘乘法得到到的估計計量是最最優(yōu)線性性無偏估估計量。然而，當聯(lián)立問題存在時，普通最小二乘估計量不是最優(yōu)無偏估計量，而是有偏估計量。對此，本文試圖通過建立聯(lián)立方程，并對聯(lián)立方程進行內生性檢驗。（1）設計計聯(lián)立方方程a方程11因因變量為為TSUUP的方方程由于要考察察內生性性（即FFCR是是否是單單向影響響TSUUP，而而TSUUP不能能影響FFCR），如如果存在在內生性性則表明明由上述述方程得得出的FFCR和和TSUUP的負負相關關關系不一一定成立立，所以以在

54、設立立方程時時我們不不能用之之前設計計的模型型，而是是要重新新設計模模型?？伎疾炜冃c各個個變量指指標和控控制權特特征的相相關系數(shù)數(shù)，如下下表：表10 績效效與各個個變量指指標和控控制權特特征的相相關系數(shù)數(shù)TSUPFCRCASHSQCRCFRFATTAT1.0000000000.019916992-0.0442744690.0433865530.0888564480.576670118-0.077910075-0.077164458RTAROEMBPGCFPSSGRDummyy_ISSDummyy_MaanaggeDummyy_Arrea0.7333315540.6522097730.543

55、3058800.1899502290.3522873360.0266313310.3800546600.039936224從上述TSSUP與與各指標標相關系系數(shù)可以以看出，除除FCRR外，CCFR、RTAA、ROEE、MBPPG、SGRR、 Duummyy_Maanagge與TTSUPP的相關關系數(shù)較較大，即即他們對對TSUUP的影影響相對對較大，因因此設立立方程如如下：方程1：b方程22因因變量為為FCRR的方程程為找到對FFCR最最有影響響力的財財務指標標，對332個財財務指標標做FCCR的最最小二乘乘估計和和逐步回回歸。結結果如下下：表11 FCCR方程程對財務務指標的的最小二二乘估計計

56、和逐步步回歸常數(shù)和解釋釋變量參數(shù)估計參數(shù)標準差差T統(tǒng)計量雙側概率C0.4388990.01111839.26632e-116 *速動比率QQR0.1155170.0566302.04550.04222 *現(xiàn)金比率CCFDRR-0.12233550.055580-2.21110.02883 *主營業(yè)毛利利率MBBPG0.0211350.0122441.71660.08778 .判定系數(shù)0.15229F統(tǒng)計量2.7722調整的判定定系數(shù)0.043347F統(tǒng)計量的的概率0.042293將上述留下下的這些些變量加加上家族族控制權權的7個個變量做做最小二二乘回歸歸，結果果如下：表12 FCCR方程程的對

57、家家族控制制權和財財務指標標的最小小二乘回回歸常數(shù)和解釋釋變量參數(shù)估計參數(shù)標準差差T統(tǒng)計量雙側概率C-0.2443122340.018838662-13.2223 2e-16 *績效TSUUP1.0588187730.0688350.8551 2e-16 *控制權與現(xiàn)現(xiàn)金流權權的分離離SQ0.1988954440.00668211529.1666 2e-16 *速動比率QQR0.0011405550.002224992 0.66250.532284現(xiàn)金比率CCFDRR-0.0002300190.002254229-0.90050.366657主營業(yè)毛利利率MBBPG0.0788954400.0

58、400236651.96220.051129 .內部結構啞啞變量DDummmy_IIS 0.00243347880.007773663 3.1147 0.001193 *管理層啞變變量Duummyy_Maanagge 0.00009995330.006660666 0.11510.880042地域啞變量量Dummmy_Areea0.0000131170.0066154410.02110.982295判定系數(shù)0.037795F統(tǒng)計量365.99調整的判定定系數(shù)0.94227F統(tǒng)計量的的概率 2.22e-116由通過檢驗驗的變量量得到方方程2：本文采用RR軟件對對聯(lián)立方方程采用用內生性性檢驗，結結

59、果如下下：表13 方程程1的內內生性檢檢驗常數(shù)和解釋釋變量參數(shù)估計參數(shù)標準差差T統(tǒng)計量雙側概率C60.877970.11996508.8830 2e-16 * 家族控制權權FCRR2.896641.099992.63330.009921 *現(xiàn)金流量比比率CFFR-3.266231.13771-2.86690.0004622 *總資產報酬酬率RTTA1.861110.1666711.1668 2e-16 *股東權益報報酬率RROE-0.499940.15009-3.30090.0001144 *主營業(yè)務毛毛利率MMBPGG-0.877210.19661-4.44481.54ee-055 *營業(yè)增

60、長率率SGRR1.169970.209915.59338.38ee-088 *地域啞變量量Dummmy_Areea1.254470.211105.94771.44ee-088 *判定系數(shù)0.86557F統(tǒng)計量113.44調整的判定定系數(shù)0.8588F統(tǒng)計量的的概率 2.22e-116表14 方程程2的內內生性檢檢驗常數(shù)和解釋釋變量參數(shù)估計參數(shù)標準差差T統(tǒng)計量雙側概率C5.1577e-0021.1533e-0010.44770.6555績效TSUUP1.6833e-0031.8799e-0030.89660.3722家族現(xiàn)金流流權CAASH7.6900e-0015.1400e-00214.966