某上市公司家族控制权特征与公司绩效研究

中国民营上市公司家族控制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影响着企业的经营与发展，而公司治理的核心是家族控制权。由于我国的资本市场与国外存在较大差异，同时民营企业在控制权结构、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，国外对于家族控制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控制权特征及其对公司绩效的影响的研究是非常必要的。本文首先研究了中国民营上市公司的家族控制权特征，从家族控制权的持有比例、实现方式、内部结构、现金流权比例、管理参与度、所在地域差异、上市时间等方面进行研究假设。之后以中国证券报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影响力的指标。其次以最终控股股东及其一致行动人股权为基础，整理和计算了相应上市公司的家族控制权及其现金流权。基于以上的数据选取说明，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控制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控制权特征对公司绩效的影响作为研究对象，并得到一定的结论。关键词：家族控制权 绩效 回归分析 方差分析 R软件 SPSS统计软件一、绪言（一）课题背景根据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，并且大多是家族持有的。尽管家族企业被认为是比较落后的企业组织形态，随着企业组织制度及形式的发展与变革，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发展时期。家族对于企业的治理影响着企业的经营与发展，而公司治理的核心问题是控制权。Christina(2005)从控制权角度考察家族控制权对企业绩效的影响，得出香港家族上市公司控制权与企业绩效存在“掘壕-协同-掘壕”的立方形式的关系，家族控制权在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，市场经济仍处于发展阶段，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用金字塔式控股的股权结构，同时在控制权结构、持有比例、实现方式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控制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 国外同类研究主要集中在管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基本上是集中的，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，中国资本市场未来发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，国有控股型公司主要集中在需要国家控制的主干领域，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；而家族控股型公司主要集中在市场竞争领域，这些公司虽然大多数规模相对较小，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控制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主要的组成形式。但家族企业由于其自身的特点和发展过程，存在着家族管理的弊端，大大限制了家族企业的发展。因此，对中国大陆家族企业的控制权特征，以及该特征对公司绩效影响的研究是非常必要的，可以帮助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发展。现阶段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理机制的主要因素。然而，欧洲大陆和东亚的家族上市公司广泛采用金字塔式控股等股权结构，导致公司股权与控制权的分离，因而控制权成为研究公司治理的主要因素。中国民营上市公司的控制权既有欧洲大陆和东亚家族上市公司共有的特征，同时，在控制权的结构、类型、实现方式等方面又具有中国特殊的制度特征。事实上，由于中国大陆家族企业的控制权特征及其对公司绩效的影响的相关研究很少，我们无从得知控制权的结构、类型、实现方式等控制权特征对绩效的具体影响。综上，本文从这一被关注较少的方面展开研究，有助于挖掘影响绩效的新的因素，从而推动中国民营上市公司的发展。二、家族控制权特征分析与研究假设家族控制权的第一特征是上市公司控制权的取得方式，其途径主要包括：直接上市(IPO)、股权受让、管理层收购(MBO)三种方式。从以往的情况看来，上市公司控制权取得途径的不同，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取得上市公司控制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特殊的感情，大部分还在有效地经营和管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，基本所有民营企业的上市都是由此种方式实现。因此上市公司控制权的取得途径对于该公司的业绩已无太大影响。因此，本文将从家族控制权的持有比例、实现方式、内部结构，以及现金流权比例、管理参与度、所在地域差异以及企业上市时间等特征分析中国民营上市公司家族控制权特征对公司绩效的影响。（一）控制权持有比例特征对公司绩效的影响研究控制权持有比例特征对公司绩效的影响，主要是通过实证研究考察什么样的控制权区间利益协同效应更可能发生，什么样的控制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控制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控制权持有比例与公司绩效存在立方性关系。假设1：家族控制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）控制权实现方式特征对公司绩效的影响控制权的实现方式主要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不会造成控制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控制权的分离。控股股东可借此实现以少量的资金获得较大的控制权。尤其在多层金字塔股权结构中，不管现金流权多么小，处于金字塔控制权结构顶端的控股股东都能够控制目标公司。总体而言，金字塔式和交叉式控制权实现方式导致了控制权和现金流权分离，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，如果投资者保护很强、侵占成本很高，则会部分抑制控制权和现金流权分离度较低的控股股东的侵占动机；反之，如果侵占成本很低，则不管控制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，本文假设控制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：控制权和现金流动权分离度与公司绩效相关，但影响大小与制度环境对投资者的保护度相关（三）家族控制权内部结构特征对公司绩效的影响 家族控制权的内部结构特征是指家族控制权在家族成员内部的分配情况。它代表家族控制权由多少个家族成员拥有，各成员间的关系，家族控制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控制权的家族成员，实际上也参与到企业的经营管理中。家族控制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影响，这些问题在我国已经出现。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：家族控制权的内部结构特征对企业绩效具有一定的影响（四）家族控制权其他特征因素对公司绩效的影响1、现金流权对企业绩效的影响 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出发，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影响2、家族对公司管理的参与程度对企业绩效的影响 很多的研究表明，家族对企业管理的参与程度在企业发展的不同时期具有不同的影响。Mishra等人(2001)的研究发现：创始家族控制与公司价值正相关；创始家族在年轻企业中更具有价值；在创始家族担任CEO的情况下，董事会规模越小，创始家族控制与公司价值之间的关系越强。目前我国民营企业尚处于发展时期，很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发展和壮大。因此本文假设，在目前情况下，家族积极的参与企业的管理有利于企业绩效的改进。 假设5：控股股东参与公司管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影响 公司的发展与所在地的文化背景、当地政府的扶持力度、地理位置、地区产业发展导向等是密切相关的。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影响。 假设6：公司的地域差异特征对公司绩效具有一定影响（五）上市时间对企业绩效的影响股票市场环境对新股发行上市具有一定影响。当大盘处于上升周期、股指不断创新高时，新股往往采用超市盈率发行上市，可以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间的火爆。但是，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，严重打击投资者信心，对上市公司融资产生不利影响，从而有可能影响公司绩效。假设7：上市时间对企业绩效具有一定影响三、研究样本的选取与数据说明（一）研究样本的选取由于国有控股基本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，而管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控制的样本。 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年上市的民营企业为初始样本，剔除了一些非自然人和家族控制的民营企业以及金融类上市公司，最后样本总数为187家。本文的原始数据主要通过和讯网、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）指标选取与数据说明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，采用定性分析和定量分析相结合的方法，主要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个基本指标组成，采用盈利能力、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，并且上市公司披露的年报是经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）基本指标的计算基本指标的选取考虑了客观性、公允性和科学性。指标数据均可根据上市公司公开披露的信息进行指标定量计算，尽量避免主观因素的影响。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未来的财务数据，因此在部分指标中，我们用单年财务数据替代平均值，而成长性指标主要通过该公司当年与去年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别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. 总资产报酬率4. 投入资本经营收益率偿债能力5. 流动比率6. 强制性现金支付比率7. 现金流动负债比率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流动资金周转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：各基本指标的计分只具有相对意义，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，为根据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。公式中的参数是根据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根据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报酬率投入资本经营收益率流动比率强制性现金支出比率现金流动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动资金周转改善度总资产周转改善度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. 影响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、盈利能力和发展能力。（1）偿债能力分析短期偿债能力分析： 流动比率（CR）：流动比率是指流动资产与流动负债的比值，其计算公式为：流动比率=流动资产流动负债速动比率（QR）：速动比率是速动资产和流动负债的比值，其计算公式为：速动比率= 速动资产流动负债=流动资产-存货流动负债现金与流动负债比率(CFDR)：现金与流动负债比率是现金和现金等价物与流动负债的比值，其计算公式为：现金与流动负债比率=现金+现金等价物流动负债 现金流量与流动负债比率(CFR)：现金流量与流动负债比率是经营活动现金流量与流动负债的比值，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：资产负债率=负债总额资产总额股权比率(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：股权比率=股东权益总额资产总额权益乘数(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： 权益乘数=资产总额股东权益总额负债与股权比例(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： 负债与股权比例=负债总额股东权益总额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：债务与有形净值=负债总额股东权益-无形资产净额偿债保障比率(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： 偿债保障比率=负债总额经营活动现金净流量利息保障倍数(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：利息保障倍数= 税前利润+利息费用利息费用=净利润+所得税+利息费用利息费用（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：存货周转率= 主营业务成本存货平均余额存货周转期(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：存货周转期=360存货周转率应收账款周转率(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全过程，其计算公式： 应收账款周转率=赊销收入应收账款平均余额 或=主营业务收入应收账款平均余额应收账款周转期(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：应收账款周转期=360天应收账款周转率=应收账款平均余额360天赊销收入或=应收账款平均余额360主营业务收入营业周期(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间。如果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：营业周期=存货周转期+应收账款周转期流动资产周转率(CAT)：流动资产周转率是反映流动资产周转情况的重要指标，它等于主营业务收入与流动资产平均余额之比，其计算公式为：流动资产周转率=主营业务收入流动资产平均余额其中，流动资产平均余额=流动资产期初余额+流动资产期末余额2流动资产周转期(CATP)：流动资产周转期是反映所有流动资产周转情况的另一个重要指标，它等于360天与流动资产周转率之比，其计算公式为：流动资产周转期=360流动资产周转率=流动资产平均余额360主营业务收入固定资产周转率(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：固定资产周转率=主营业务收入固定资产平均余额其中，固定资产平均余额=固定资产期初余额+固定资产期末余额2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：固定资产周转期=360固定资产周转率=固定资产平均余额360主营业务收入总资产周转率(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：总资产周转率=主营业务收入平均资产总额其中，平均资产总额=期初资产总额+期末资产总额2总资产周转期(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：总资产周转期=360总资产周转率=总资产平均余额360主营业务收入（3）盈利能力分析总资产报酬率(RTA)：总资产报酬率反映的是企业投入的全部资金获取报酬的能力。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：总资产报酬率=息税前利润平均资产总额100%=息税前利润期初资产总额+期末资产总额2100%在实际应用中，由于各利益相关者对净利润的特别关注，更常见的总资产报酬率的计算公式为：总资产报酬率=净利润平均资产总额100%=净利润期初资产总额+期末资产总额2100%长期资金报酬率(LRRC)：长期资金报酬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：长期资金报酬率=息税前利润平均长期资金100%=息税前利润期初长期负债+期初股东权益+期末长期负债+期末股东权益2100%股东权益报酬率(ROE)：股东权益报酬率又称净资产收益率、所有者权益报酬率或权益资本报酬率，反映股东投入的资金所获得的报酬率，它等于净利润与平均股东权益的比值，其计算公式为：股东权益报酬率=净利润平均股东权益100%=净利润期初股东权益+期末股东权益2100%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：主营业务毛利率=主营业务毛利主营业务收入100%=主营业务收入-主营业务成本主营业务收入100%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：主营业务净利率=净利润主营业务收入100%普通股每股盈余(EPS)：普通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普通股股数的比值，其计算公式为：每股盈余=净利润-优先股股利平均普通股股数如果年内普通股的股数未发生变化，则平均普通股股数就是年末普通股股数。如果年内普通股股数发生了变化，则平均普通股股数的计算公式为：平均普通股股数=（普通股股数发行月份数）12=期初普通股股数+本期新增普通股股数新增普通股发行月份数12如果找不到年内新增普通股的资料，也可以用年末普通股股数代替。普通股每股现金流量(CFPS)：普通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，与平均普通股股数对比的结果。其计算公式为：每股现金流量=经营活动现金净流量-优先股股利平均普通股股数（4）发展能力分析销售（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，是评价企业发展状况和发展能力的基础性指标。其计算公式为：销售营业增长率=本年销售（营业）增长额上年销售营业总额100%资本积累率(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累能力，是评价企业发展潜力的重要指标。其计算公式为： 资本累计率=所有者权宜增长额年初所有者权益100%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）资产总额的比率，该指标从企业资产总量扩张方面衡量企业发展能力，表明企业规模增长水平对企业发展潜力的影响。其计算公式为： 总资产增长率=本期总资产增长额年初资产总额100%3体现家族控制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控制权有关的变量。根据本文假设，我们设定了与家族控制权相关的3个基本变量以及3个哑变量，分别是： 表3 体现家族控制权的变量家族控制权（FCR）最终控股股东及其一致行动人的每条控制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控制权与现金流权的分离（SQ）家族控制权/家族现金流权家族控制权的内部结构（Dummy_IS）1代表个人、父子、夫妻持有，0代表其他是否制定管理层（Dummy_Manage）1代表制定管理层，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，总共五个地域分别是：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估计和逐步回归的方法，从32项财务指标中选取对绩效有显著影响的指标，剔除对绩效没有显著影响的指标，从而获得最能影响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判断，将具有严重复共线性的变量去除。以上所述的操作主要通过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数估计参数标准差T统计量双侧概率C60.87970.1196508.830 2e-16 *流动比率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 *总资产报酬率RTA1.16970.20915.5938.38e-08 *股东权益报酬率ROE1.25470.21105.9471.44e-08 *主营业务毛利率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很多，因此可以把其他变量略去，得到：由于变量CR和QR具有很强的复共线性，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，发现去掉变量QR时使得条件数最小，为15.7323。此时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。再根据上述前6个研究假设，加入体现家族控制权的变量，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用SPSS软件对变量进行描述统计分析，观察187家企业的数据，下面将主要指标数据的描述性统计指标列示如下：表7 14个基本变量的描述性统计指标描述统计量N极小值极大值均值标准差绩效指标TSUP18748.2272.7360.87974.34217家族控制权FCR187.12.82.4390.15506家族现金流权CASH187.10.81.3879.15764控制权与现金流权的分离SQ1871.003.601.213.46716流动比率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TAT187.202.81.8187.44310总资产报酬率RTA187.02.22.0833.03907股东权益报酬率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-.302.98.2751.31380有效的 N （列表状态）187从上表可以看出，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。据该报告统计发现，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发展，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。当然，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软件对加入家族控制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）常数和解释变量参数估计参数标准差T统计量双侧概率C52.2.22.283 2e-16 *FCR-11.16.-0.6690.50420FCR214.36.0.4010.68859FCR3-11.25.-0.4600.64582CASH4.3.1.3130.19107SQ1.0.1.9190.05665 .CR-0.0.-1.1840.23815CFR2.0.10.741 2e-16 *FAT-0.0.-3.1740.00179 *TAT-1.0.-4.0637.40e-05 *RTA29.5.5.3173.31e-07 *ROE25.4.6.0997.05e-09 *MBPG6.2.2.1170.03570 *CFPS0.0.1.7920.07487 .SGR6.0.12.955 2e-16 *Dummy_IS0.0.1.3370.18296Dummy_Manage0.0.2.5960.01026 *Dummy_Area-0.0.-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，继续进行逐步回归，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估计参数标准差T统计量双侧概率C53.0.80.003 2e-16 *FCR-1.0.-2.2690.02452 *SQ0.0.1.9050.05843 .CFR2.0.10.743 2e-16 *FAT-0.0.-3.2090.00159 *TAT-1.0.-4.2223.89e-05 *RTA29.5.5.4441.74e-07 *ROE25.3.6.9317.72e-11 *MBPG5.2.1.9700.05045 .CFPS0.0.1.7210.08699 .SGR6.0.12.989 2e-16 *Dummy_Manage0.0.2.5000.01332 *判定系数0.8678F统计量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： 从上图可以看出，除少数几个点之外，大部分点都落在-2,2区间，则可以表明残差满足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图可以看出，图中的点大致趋势在一条直线上，则可以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，模型是基本合理的。4家族控制权的内生性检验表9显示整个模型的解释度为86.78%。家族控制权特征中家族控制权、控制权与现金流权的分离以及是否指定管理层通过了检验。可见，上述控制权特征对公司绩效有影响，而其他控制权特征随着外部环境的变化，对公司绩效的影响已经显著减小了。由于控制权特征中，家族控制权对绩效影响较大，下面主要讨论家族控制权与绩效关系。通过对家族控制权和绩效进行最小二乘拟合得到家族控制权与绩效关系近似为负相关关系，即随着控股股东家族控制权的增大，公司绩效向掘壕效应方向发展。上述回归结果表明，TSUP与FCR的关系为线性关系，回归模型假设家族控制权是外生变量，然而如果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。这是因为如果满足经典模型的基本假定，那么利用普通最小二乘法得到的估计量是最优线性无偏估计量。然而，当联立问题存在时，普通最小二乘估计量不是最优无偏估计量，而是有偏估计量。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是否是单向影响TSUP，而TSUP不能影响FCR），如果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，所以在设立方程时我们不能用之前设计的模型，而是要重新设计模型。考察绩效与各个变量指标和控制权特征的相关系数，如下表：表10 绩效与各个变量指标和控制权特征的相关系数TSUPFCRCASHSQCRCFRFATTAT1.0.-0.0.0.0.-0.-0.RTAROEMBPGCFPSSGRDummy_ISDummy_ManageDummy_Area0.0.0.0.0.0.0.0.从上述TSUP与各指标相关系数可以看出，除FCR外，CFR、RTA、ROE、MBPG、SGR、 Dummy_Manage与TSUP的相关系数较大，即他们对TSUP的影响相对较大，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最有影响力的财务指标，对32个财务指标做FCR的最小二乘估计和逐步回归。结果如下：表11 FCR方程对财务指标的最小二乘估计和逐步回归常数和解释变量参数估计参数标准差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MBPG0.021350.012441.7160.0878 .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控制权的7个变量做最小二乘回归，结果如下：表12 FCR方程的对家族控制权和财务指标的最小二乘回归常数和解释变量参数估计参数标准差T统计量双侧概率C-0.0.-13.223 2e-16 *绩效TSUP1.0.068350.851 2e-16 *控制权与现金流权的分离SQ0.0.29.166 2e-16 *速动比率QR0.0. 0.6250.53284现金比率CFDR-0.0.-0.9050.36657主营业毛利率MBPG0.0.1.9620.05129 .内部结构哑变量Dummy_IS 0.0. 3.147 0.00193 *管理层哑变量Dummy_Manage 0.0. 0.1510.88042地域哑变量Dummy_Area0.0.0.0210.98295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方程2：本文采用R软件对联立方程采用内生性检验，结果如下：表13 方程1的内生性检验常数和解释变量参数估计参数标准差T统计量双侧概率C60.87970.1196508.830 2e-16 * 家族控制权FCR2.89641.09992.6330.00921 *现金流量比率CFR-3.26231.1371-2.8690.00462 *总资产报酬率RTA1.86110.166711.168 2e-16 *股东权益报酬率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SGR1.16970.20915.5938.38e-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估计参数标准差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 *控制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MBPG8.150e-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很好地通过了检验，即在联立方程中家族控制权和绩效存在显著关系；而在方程2中TSUP没有通过检验，即公司绩效并不影响控制权。联立方程的分析证明，在我国自然人和家族控制公司中，家族控制权影响公司绩效，公司绩效对控制权不存在明显影响关系。综上，家族控制权不具有内生性，是个外生变量。因此，通过最小二乘估计得到模型的无偏性是准确的。5绩效的方差分析本文通过SPSS软件对不同年份的上市公司的绩