【2017年整理】研究领域金融经济学

研究领域金融经济学中国上市家族企业治理结构与绩效关系研究李新春王宣喻（中山大学中国家族企业研究中心）摘要本文以112家上市家族企业为研究样本，考察了采用主成分分析法考察了股权结构、董事会规模、两职合一等治理变量与绩效之间的关系，结果表明，家族持股比例与绩效间存在U型关系，家族成员董事比例与绩效间存在倒U型关系，董事会规模与绩效间存在倒U型关系，家族成员的两职兼任状态对绩效有正的影响；而第二至第五大股东持股比例、流通股比例、独立董事比例与绩效之间并不显著相关。关键词上市家族企业治理结构股权治理董事会治理ABSTRACTWEUSETHESAMPLEOF112FAMILYFIRMSINCHINAWHICHWENTPUBLICBEFOREDECEMBER31STOF2002ANDTHENWEEXAMINEBYTHENUMBERSWHETHERTHEREISRELATIONBETWEENCORPORATEGOVERNANCEOFPUBLICFAMILYFIRMSINCHINAANDTHEIRPERFORMANCE,ANDWHATITISIFHAVETHEOUTCOMEINDICATESTHATTHERELATIONBETWEENFAMILYSHAREHOLDERSPROPORTIONANDCORPORATEPERFORMANCEPRESENTSSHAPEUTHERELATIONBETWEENPROPORTIONOFFAMILYDIRECTORSANDCORPORATEPERFORMANCEPRESENTSCONVERSESHAPEUTHESCALEOFBOARDSPRESENTSTHECONVERSESHAPEURELATIONWITHTHEPERFORMANCEITPRESENTSPOSITIVERELATIONBETWEENDUALITYOFCEOANDCHAIRMANANDPERFORMANCEFROMTHERESULTS,WEFINDTHEREISNONOTABLERELATIONBETWEENTHEBIGGESTTWOTOFIVESHAREHOLDERSPROPORTIONANDCORPORATEPERFORMANCENEITHERISTHECIRCULATINGSHARESNORISTHEPROPORTIONOFINDEPENDENTDIRECTORSKEYWORDSPUBLICFAMILYFIRMGOVERNANCESHAREHOLDERSBOARDPERFORMANCE一、问题的提出综观国内外关于上市公司的文献，可以看出研究者关注的重点都是企业绩效或价值的影响因素分析。其中，治理结构与企业绩效之间的相关关系，更是成为关注的焦点。不同的研究者得出的结论不尽相同（HOLDERNESS和SHEEHAN，1988；SHLEIFER和VISHNY，1987；JESEN和MECKLING，1976；LAPORTA、LOPEZDESILANES、SHLEIFER和VISHNY，1998，2000；CLAESSENS，DJANKOV，LINS，1999；FAN和LANG，1998；孙永祥，黄祖辉，1999；朱祥武，宋勇，2001；陈晓，江东，2000；吴淑琨等，2001；于东智，2001；苏启林，2003；申尊焕，2004等）。但我们可以发现国内研究者对公司治理结构和绩效的研究，除苏启林和朱文（2003）、申尊焕等（2004）外，还很少有人把上市家族企业作为一个特殊的样本群单独加以考虑。和国有上市公司相对照，上市家族企业在股权结构安排上也呈现出“一股独大”的现象，那么，那些影响国有上市公司绩效的因素，如股权结构、董事会规模、董事会结构、董事长与总经理人员安排等治理机制对上市家族企业绩效或价值的变动会有怎样的影响国内外尚无人对此进行有益的探讨。基于此，所以本文系统的考察上市家族企业的治理结构，侧重于分析其股权结构、董事会与绩效有无关系有什么关系并据此探讨能否通过改善其治理结构来提高企业绩效。二、研究对象1上市家族企业的界定在家族企业的研究中，有关家族企业的定义是学者们一直难以取得一致意见的问题。CHUA，CHRISMANSHARMA1999在对前人的研究回顾的基础上总结出27种家族企业的不同定义。综合家族企业研究文献和上市公司研究中常见的变量指标，本文认为上市家族企业必须符合以下三个条件1、上市公司的第一大股东必须是可以追踪的，其最终所有者必须是自然人或家族（成员之间具有血缘或姻缘关系）。（1）若自然人直接持股，其与家族成员必须累计是第一大股东；（2）若自然人或家族通过其它公司间接持有上市股票的，该中间公司必须是上市公司的第一大股东或实际控股股东；（3）若自然人或家族同时采用直接持股与间接持股两种方式的，其控制权累计数必须能使之确保第一大股东的地位；12、最大家族股东的控制权必须超过上市公司的公司临界控制权，只有这样家族股东才会在控制权争夺战中，比较容易赢得大多数其他股东的支持，处于优势表决权地位。3、家族必须对企业的经营管理拥有实际控制权2，即家族的某个成员任董事长或总经理，或两名以上家族成员进入公司的高级管理层（主要指出任董事、执行董事、法人代表、总经理、副总经理等职）。2家族持股比例、控制权及家族上市公司临界控制权的计算（1）家族持股比例及控制权的计算3如图一所示，在第一种情况下，A家族对C上市公司的控制链有两条直接拥有C公司的股权；通过B公司持有C公司的股权。因此A公司对C上市公司的持股比例FS及控制权CONTROL分别是FS上市CCONTROL上市CMIN（，）而在第二种情况下，A家族对C上市公司的控制链有三条直接拥有C上市公司的股权；通过B公司持有C公司的股权；通过D、E公司持有C公司的股权。因此A家族对C上市公司的持股比例FS及控制权CONTROL分别是FS上市CCONTROL上市CMIN（，）MIN（，）1注N（NN）个自然人或家族直接或间接持有上市公司股份，若不是血缘关系或夫妻关系，其持股比例不能累加2注由于实际控制权的测量存在困难，而一定的管理岗位可以近似地显示控制权掌控的信号，因此，本文用管理岗位条件来同时表示实际控制权条件和管理岗位条件3注本文采用的是CLAESSENS等（2000）给出的控制权计算方法。LAPORTA（1998）、苏启林等（2003）在计算控制权时，并不像本文取两条控制链上控制权的最小值累加，而是先取每条控制链上的控制权最小值，再比较所有控制链的最小值，取其最大值。但本文认为这种累加虽可能出现控制权超过100的情况使之失去意义，却更能真实反映控股者在上市公司中的表决权。A家族C上市公司B公司类型IA家族C上市公司B公司D公司类型IIE公司图一家族企业控制权计算（2）临界控制权的计算单一家族持有一家股份公司的控制权份额达到何种临界值时，即临界控制权比例达到多少时，才算控制了该公司对这一问题，学术界至今还没有一个明确的数量界定标准。大多数学者（MOK，1992；LAPORTA，1999；CLAESSENS，2000以及苏启林，2003）将公司的临界控制权标准定为10、20、30和40。然而本文认为这种固定的控制权水平并没有考虑到企业股权结构的差异性。例如，10的股权要求对于股权高度集中的公司来说也许太低了，而20的股权要求对于股权高度分散的公司来说又太高了。为了处理这个问题，本文参照CUBBIN和LEECH（1983）、LEECH（1987）及台湾学者叶银华等（2001）的研究，利用下面的公式来计算每家公司的临界控制权（也就是获得有效控制所必需的控制权水平），如下（公式I）1ZHZPP是临界控制权水平；Z是表示标准正态分布中概率为时的Z值；是在股东大会上赢得投票权的可能性，取值099，表示控股股东有极大的可能性能够赢得投票权，Z即为233；表示各股东实行其投票权的可能性，本文假设每个股东都会行使其投票权，从而取值为1；H是表示股权集中度的HERFINDAHL指数，本文取前5大股东的持股比例的平方和H5。以此来计算对公司实施有效控制的临界控制权水平。三、研究假设1股权集中度与绩效的关系在中国，大部分的家族是通过一个家族控制的控股集团（公司）间接对上市公司进行控制。当家族对控股集团的所有权小于100时，控股家族的控制权与现金流权（家族持有上市公司的股权比例）就开始分离（苏启林，2003）。这意味着家族可以用较少的现金流权对上市公司保持控制。当家族的现金流权在比较低的程度时，家族掠夺其它股东的收益高于按照其股权结构应该分得的剩余，此时家族的掠夺动机很强。随着家族持股比例的增加，家族股东对企业的控制能力也越强，对股东进行掠夺的能力也相应提高，从而对企业的绩效有负向影响。然而，当家族持股超过一定比例时，家族将精力放在争夺企业剩余方面就是不理性的，对其而言，注重剩余创造的目标就优于注重争夺剩余分配的目标。因为此时家族将精力与资源配置在创造企业剩余的目标上比配置在与小股东争夺剩余的目标上，能获得更多的总剩余。此时，随着家族持股比例的增加，家族股东会越来越关注企业剩余的创造，相应的企业的绩效也会越来越好。所以我们提出第一个假设H1上市家族企业中，家族的持股比例与绩效之间存在U型关系。当上市家族企业有其它的非家族大股东存在时，他们也会因为自身的利益之所在而关心企业的经营运作，有动力去了解有关企业的信息，希望拥有一定的决策权力以保护自己的利益不受侵害、得到增值。因而随着股权比例的提高，这些非家族股东对家族股东的监督制约能力就越强，越能避免家族股东对他们的掠夺行为，从而有利于公司绩效的提高。我们以第二到第五大股东的持股比例之和来衡量非家族股东对家族股东的监督制约能力H2上市家族企业中，第二到第五大股东的持股比例与企业的绩效正相关。2股权构成与绩效的关系中国特色的股权结构即是设置流通股与非流通股的制度。这种股权割裂使得上市家族企业中持有非流通股的家族股东与持有流通股的小股东之间产生了代理冲突。理论上，流通股对上市公司价值的影响是通过股票市场的价格信号和接管控制功能来实现。但我国资本市场极其不发达，股票市场是弱型有效，敌意兼并事件很少发生。且流通股持有者大多是广大的中小股东，他们因持股比例较小，往往追求的是短期股票买卖差价，而非着眼于公司长期发展所带来的股息收入，具有很强的投机性，他们既没有监督公司的动机，也无监督公司的能力，所以更倾向于争夺企业的剩余分配，对公司的价值不利。H3上市家族企业中，流通股比重与企业的绩效之间存在反向关系。3董事会的结构对企业绩效的影响家族成员在董事会中任职是家族对上市公司保持经营控制权的必要条件，将使得企业决策向有利于家族的方向做出。当家族成员在董事会中的比例较低时，家族股东对上市公司的实际控制也就随之维持在一个较低的水平，其他非家族的董事成员也会积极性影响家族决策，此时董事会的决策效率会因为家族董事与非家族成员董事之间的博弈而比较低。随着家族成员董事比例的增加，董事会决策的效率将会因此而提高，同时非家族成员董事对家族股东的决策仍具有一定的影响，家族股东很难做出掠夺其它股东利益的行为，因而决策的水平仍比较高，家族成员董事会积极的与其它董事一起去监督经理层，防止经理们追求短期业绩的行为，从而有利于公司绩效的提升。但是在家族成员董事比例超过某一水平时，家族股东就可以左右企业的决策，其他董事的投票权将无法对企业决策发生影响，因此难以对家族成员董事剥削其它股东的行为进行监督和制约，决策水平将会下降，因此对企业绩效有负的影响。所以我们可以得出以下假设H4上市家族企业中，家族成员董事在董事会中所占的比例与绩效间存在倒U型关系。对于独立董事在家族公司治理中的角色功能，MUELLER（1998）做过较为全面的描述他认为独立董事在公司中充当仲裁者，处理、协调公司决策层内的矛盾、冲突和争端；弥补决策层的能力缺陷；为决策层做出非常决策提供独立的思想与支持；建立与决策层坦诚的信任关系，共同关心、处理公司事务；洞察决策层可能做出的错误和危机，并予以及时的反对和制止；引导和推动决策层做出有关公司发展的、重大的战略性决策和调整；提供外部董事拥有的、有利于公司利益的社会网络资源。此外，独立董事也是证监会对上市公司董事会成员构成提出的先决条件，对上市家族企业来说，必须在其董事会中引入非家族成员的独立董事。因此，独立董事能够提高上市家族企业的治理效率。如果独立董事比例太低，则不利于董事会在进行重大决策时保持客观性和独立性，家族成员董事将不可避免的为其家族的利益提供支持，有此可能对保护中小股东的利益构成威胁，最终会降低公司绩效。但是独立董事在董事会中占有太高的比例也会产生一些不利因素，这是因为独立董事无法充分地掌握企业内部的信息。这样，在独立董事比例过高时，董事会可能缺乏足够的企业信息会造成决策偏离实际。H5上市家族企业中，独立董事的比例在董事会中所占的比例与绩效间存在倒U型关系。4上市家族企业董事会的规模对企业绩效的影响本文认为，董事会的规模与公司绩效间并非简单的单调关系，董事会规模过大或过小都有一定的有利优势，但也都对公司的绩效具有不利的影响，可在特定的条件下可能存在一个最优的董事会规模使得公司绩效达到最大。董事会在规模较大、人数较多的时候会出现董事会成员间沟通和谐调的困难，使很多很好的策略和思路因理解的偏颇遭到流产，很难就问题达成一致，从而决策效率低下，影响董事会发挥作用（LIPTON和LORSCH，1992）。但是规模大也会使得董事会内部的专业知识、管理知识得到较好的互补；而且大的董事会往往由多方利益的代表参与，因而有利于协调各方的利益，吸引各种不同的意见可减少公司的经营风险。当董事会规模较小会使得决策效率得到显著提高，但是也容易被家族股东控制，关于家族股东与非家族股东之间权、责、利关系的监督和制衡职能就会变弱，相应的对企业的绩效有负的影响。所以我们可以得出第六个假设H6上市家族企业中，董事会的规模与绩效间存在倒U型关系。5董事长和总经理两职合一对企业绩效的影响董事长与总经理两职的是否分离反映了公司董事会的独立性和执行层创新自由的空间。国外的股东行为主义者指出，CEO和董事长的职务应该分设。然而在上市的家族企业中，董事长与总经理的人选安排必须符合家族对企业实行有效控制的原则，必须使得家族能够影响企业经营决策和企业剩余的创造与分配。如果家族不能对企业的实际经营权进行监督和控制，掌握经营权的非家族经理人就有动力去侵占企业和家族利益。因此，董事长兼任总经理，所有者、决策者及执行者三职合一，或是由家族成员担任高级管理职位，这样家族成员之间特有的血缘、亲缘关系使家族企业管理者之间一般负担较低的心理契约成本，可以节省委托代理成本，同时也使企业能够根据市场环境的变化迅速做出明确而有效的决策从而有利于公司绩效的提高。但是两职合一也容易削弱董事会对经理层监督的有效性，使得企业的经营管理按照家族的意图来进行，加强家族股东对其它股东的掠夺能力。同时，两职合一必然会导致高度集中的决策机制，在家族成员的综合管理素质跟不上企业上市后规模的增大，并缺乏有效的权力制衡机制，特别是缺乏有效干预个人错误的决策机制时，企业的决策风险极大，对绩效具有不利的影响。由于在我国上市公司中，大多数公司选择了这种两职分离的模式，所以我们假设被市场广泛认同的两职分离有利于绩效的提高。据此，我们提出以下假设H7上市家族企业中，董事长与总经理两职兼任状态对企业绩效有负的影响关系。四、实证研究（一）样本选择及数据来源1样本选择（1）第一轮筛选本文利用CSMAR数据库，对2002年12月31日前在上交所和深交所上市的1302家公司，根据（1）第一大股东的最终控制者必须追踪到是自然人或家族；（2）家族股东对上市公司的控制权必须要达到或高于该公司的临界控制权（具体计算方法见132）；（3）家族成员任董事长或总经理，或两名以上家族成员进入公司的高级管理层（主要指出任董事、法人代表、总经理、副总经理等职）这三个条件进行第一轮筛选。同时满足以上三个条件的样本公司有117家。（2）第二轮筛选考虑到公司治理结构对绩效的影响具有时滞性，即2002年的数据不能真实反映在2002年末上市的公司其治理结构对绩效的影响；且截止到2005年4月12日，117家上市家族企业中尚有49家公司的2004年度报告尚未公布，所以本文以2003年的截面数据来进行研究。为消除异样样本对实证结论的影响，保证数据的有效性，我们对第一轮样本中进行第二轮筛选4，标准如下A在样本中剔除股权及董事会结构在2002年12月31日至2003年12月31日发生变化的上市公司。B在样本中剔除净资产小于零的上市公司。C在样本中剔除同时含有A股及H股的上市公司。由于A股市场与H股市场具有一定的分割性，它们在市场运行特点方面具有较大的差异；而且H股的持有人均为香港证券结算有限公司，无法获得H股的详细持股资料。D在样本中剔除在2002年到2003年间因信息披露等原因被中国证券监督管理委员会处罚过的公司。最后，共得到112家样本家族企业。2数据来源本文研究数据均来源于上市公司2003年度财务报告，年度财务报告下载自巨潮财讯网站（HTTP/WWWCNINFOCOMCN）。对于2003年报中披露不完全的信息，如最终控制人或家族的控股结构、持股比例等，本文从新财经、新财富、新浪财经网（HTTP/FINANCESINACOMCN）等处及利用搜索引擎GOOGLE进行收集。（二）变量的选择及模型的构建1因变量公司绩效4需要指出的是，本文在统计分析时尽可能地避免了对数据选择的歧视性，例如将一些亏损公司如ST炎黄（000805）、ST光明（000587）包括在研究样本中。而国内一些学者如张红军（2000）、孙永祥（1999）等并没有对此予以足够的重视，这样对公司绩效与治理机制的研究从统计方法上是带有歧视性样本的，会引起实证结果的偏差。上市公司的绩效评价及具体的指标选择一直是国内外学者关注的焦点。目前主要使用的指标分为三大类一是单项财务指标，如ROA、ROE等。单项指标往往无法全面反映企业的治理效率，容易得出不一致甚至完全相反的结论，实证结果的可信度比较低。而且，对于这些指标的选取还存在较大争议。二是价值指标，最常见的就是托宾Q值。由于我国证券市场的分割性，存在着流通股和非流通股，因此在计算上市公司的市场价值时存在较强的主观性。上市公司资产的重置价值因缺乏旧货市场而比较困难，没有足够的数据信息来准确计算上市公司总资产的重置成本。另外，国内学者对公司重置价值的计算方法也存在很大差异。如孙永祥等（1999）采用公司股票的市值与公司发行的债券市值来计算公司的市值，采用公司总资产的会计值代替重置值。苏启林等（2003）参照MITHCHELL和LEHN等（1990）将TOBINQ近似于PROXYQ的结论，用公司流通市值与公司非流通股市值、负债帐面价值之和作为公司市值，将资产帐面价值作为重置值。因此，我国学者受客观条件限制，在具体计算TOBINQ时的方法是多样的，存在很大的主观性，其结果不具有可比性。三是近年来部分学者和机构提出的综合评分的方法对上市公司业绩进行评价，这种评分方法也存在严重缺陷，就是评价体系中的各财务指标的权重都是依据主观或经验判断事先设定好的，这就难免会给评价的结果带来一定的主观性。针对以上问题，本文参照赵旭、凌亢（2000）的方法，通过借鉴国内外已有的评价体系，选取总资产收益率等11个指标（见表1）作为分析的起点，根据主成分分析法建立综合评价函数对我国上市家族企业的绩效P进行评价。表1绩效评价指标变量指标名称指标计算公式X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11总资产收益率净资产收益率每股收益总资产增长率净利润增长率主营收入增长率存货周转率应收账款周转率流动比率股东权益比负债权益比净利润/期末总资产期初总资产1/2净利润/期末净资产期初净资产1/2净利润/股份总数期末总资产期初总资产/期初总资产期末净利润期初净利润/期初净利润（期末主营业务收入期初主营业务收入）/期初主营业务收入主营业务成本/存货主营业务收入/应收账款期末流动资产/期末流动负债股东权益/总资产负债总额/股东权益我们建立表中的指标体系是基于如下考虑首先，指标数目方面。我国学者所选择的综合评价上市公司的指标有许多种类，甚至可以达到数十个之多。通过对国内学者常用的诸多评价指标进行比较分析，最后选择总资产收益率等11个指标。从反复检验结果来看，选择更多的评价指标尽管可以使实证结果所涵盖的内容更丰富，反映的信息量更多。但由于这些指标相互之间具有一定的相关性，如果选择的指标越多，则它们之间的相关性越强，重叠信息越多，指标间的关系也越复杂，评价结果却不尽人意。特别是当多个指标重叠反映同一特征时，评价结果更现出不合理性。而多个指标均匀反映同一特征时（即重叠信息的分布平均），评价结果与我们所选择的11个指标的体系差异不大，都显示了其合理性。因此，从所反映的信息量来看，11个指标与更多指标之间的差距不大，也更有利于简化评价工作及操作。其次，指标计量方面。我们所选用的11个指标都是常用的财务比率指标，均为可计量性的，分别反映了上市公司盈利能力、成长能力、偿债能力及资产管理能力四个方面的绩效内容。从可操作性上考虑，这些指标很容易从上市公司公开的年度财务报表中得到，信息非常透明。所选11个指标均为可计量性的，一方面基于可操作性考虑，另一方面则保证了评价的客观性。而且，从指标内容上看，它们均与评价目的具有较强的相关性。2自变量各治理机制变量（1）FS家族持股比例，表示家族直接或间接持有的上市公司股份占公司全部股份的比例，具体计算方法参见132。参照苏启林（2003），若最终控制者实质控制而没有披露其持股比例的，为研究方便，均假设为100。（2）BLOCKSHARE表示上市家族企业中，第二到第五大股东持股比例之和。（3）FTS流通股比重，表示流通股占公司全部股本的比重。（4）FM家族成员董事比例，由于董事的家族成员身份难以确认，本文基于泛家族的考虑，将可追踪的家族成员、同时在家族控股的中间公司及此上市公司董事会任职的人员的数目之和占全部董事的比例表示为家族成员董事比例。（5）BS董事会规模，本文用公司2003年报中披露的公司董事人数表示。（6）NONP独立董事比例，独立董事指公司2003年报中明确披露其身份为独立董事的董事。（7）CC董事长、CEO两职兼任虚拟变量，将两职状态分为三类两职完全分离（总经理和/或董事长由非控股家族成员担任）、两职部分合一（董事长、总经理由控股家族成员担任，但并非一人）、两职完全合一（来自控股家族的董事长兼任总经理），两职分离取值为0，部分分离为05，两职合一为1。3控制变量（1）企业规模（SIZE）由于在我国的上市家族企业中存在比重较大的非流通股，因此公司市值并不能准确反映上市公司的规模。因此本文参照张红军（2000）、刘国亮等（2000）、于东智（2002）等国内学者的研究，将公司总资产（单位为亿元）作为公司规模的代表变量，表达企业的规模效应对绩效的影响，并做自然对数处理。（2）成长能力（GROWTH）由于公司业绩一般会表现出一定的惯性，因此本文将上市家族企业的业绩成长能力作为影响因素之一，并参照徐二明（2000）、吴淑琨（2002）等前人研究将销售收入增长率作为公司成长能力的代表变量。（3）行业属性（INDUSTRY）我国的上市家族企业分布在不同的行业中。如果在实证研究时样本公司横跨多个行业而没有进行区分，则难以剔除行业环境、竞争程度等因素对上市公司绩效的影响，因此有必要在实证研究时引入代表行业因素的虚拟变量。本文参考前人研究，根据行业的宏观环境、竞争程度等因素，将上市家族企业所在的行业分成加工制造类、IT通讯类、医药食品类、建筑房地产类、服务类、综合其它类这6类行业，并将其设为虚拟变量，即INDUII1、26；其中以加工制造类企业作为基准行业，取值方法为如果样本公司属于加工制造类企业，则INDU11，否则等于0，其它行业虚拟变量依次类推。4模型的构建为了检验假设，我们参照吴淑琨（2001）、章彪（2003）等学者的研究，构建了以下回归模型P01GOV2SIZE3GROWTHJINDUJ（模型I）同时为了验证治理机制变量与绩效之间可能存在的曲线关系，我们在模型I中加入了治理变量的二次项，如下P01GOV2GOV23SIZE4GROWTHJINDUJ（模型II）以上各模型中，GOV是指治理结构的各变量；0为截距，I（I1、2）、J（J1、26）为模型回归系数；为随机变量，代表影响企业绩效的其它变量。（三）中国上市家族企业的描述性分析1家族企业的上市模式家族企业的上市模式大体上可以分为两类通过IPO（首次公开发行）直接方式成为上市公司的，以及通过买壳、MBO等股权受让方式间接上市的家族企业。可以发现，直接上市家族企业的每股收益、总资产收益率、净资产收益率指标，以及总资产增长率、净利润增长率上都显著高于间接上市的家族企业（见表42），表明直接上市家族企业的盈利能力及成长能力均显著高于间接上市的家族企业。表2直接上市、间接上市家族企业比较直接上市通过股权受让间接上市样本公司数（家）4765平均总资产（亿元）1251717523平均主营业务收入均值（亿元）07550623平均每股收益（元）02830179平均总资产收益率（）39762199平均净资产收益率（）65375143平均总资产增长率（）3084026623平均净利润增长率（）650364172上市家族企业的行业分布按照2001年4月证监会和沪、深交易所规定的行业分类标准，本文将家族上市公司化分为6个行业大类。其中，加工制造类最多，共有42家；IT通讯类其次，有27家。其余公司的行业分布见图二。IT上上上241127上上上8049上上上上上375042上上上上上98211上上上上上133915上上上上上7148上上上上上上上上上上上图二上市家族企业行业分布图3上市家族企业的股权结构特征在全部112家上市家族企业中，家族直接控股的有7家，占625；而家族间接控股的（包括那些既直接拥有上市公司股权，又通过中间企业拥有上市公司股权的上市公司）有105家，占9375。家族平均持股比例为2897。其中，健康元（600380）朱保国家族的持股比例最高，达7417；而ST屯河（600737）唐万新唐万里家族的持股比例最低，仅有639。处于绝对控股状态的企业共有10家，占全部上市家族企业的90。持股比例在10以下的家族企业共有18家，占公司总数的16，如表43所示。此外，拥有持股比例超过5的其它股东的公司有68家，占公司总数的607。112家上市家族企业中，第二至第五大股东的持股比例之和的均值为1736，明显小于家族的持股比例，说明家族股东一股独大的现象是十分明显的。从流通股比例来看，其均值达到了4109，表明上市家族企业中未流通股在公司总股本中的比重仍是相当的大，使得二级市场的股权流动对公司的制约弱化，公司的控制权被固化。表3上市家族公司股权分布家族持股比例公司数目单项百分比累计百分比10以下181601601019991816032020299935313633303999191708034049991210791050以上1090100总计112100表4上市家族企业股权结构情况最小值最大值均值中位数标准差FS（）6397117255226701472BLOCKSHARE（）0574580173617621114FTS（）250077804109433711544上市家族企业的控制权结构特征本文的研究对象当中，有97家上市公司存在金字塔式控制结构5。（在这些公司当中，尽管有少量的多重持股现象，但本质上只是金字塔式结构中较复杂的一种形式。）尚未确切发现有复式投票制、交叉控股及其各种控制结构综合运用的公司，这主要因为我国家族控制的上市公司发展较迟，除对发行双重股票有法律的限制之外，控制性家族也缺乏经济实力与操作方面的经验（苏启林，2003）。所以，在我国家族控制上市公司的控制结构特征集中地体现为金字塔式结构，如德隆、复星、东方集团、新希望、朝华集团等。家族控制权及上市家族企业临界控制权的统计特征见下表表5上市家族企业控制权情况最小值最大值均值中位数标准差控制权（）20148500399432962133临界控制权（）8813351167718269345董事会治理机制特征112家上市家族企业当中，家族成员董事平均比例为2920。董事长来自控股家族上市公司的有101家，占902；董事长与总经理兼任及部分分离（即董事长、总经理均来自控股家族，只是并非同一人）的公司有49家，只占公司总数的4375。这说明上市家族企业中，所有权与经营权虽然在一定程度上有所分开，从外部引进职业经理人成为大多数上市家族企业吸收人力资本的主要方式。但仍有部分家族上市公司在管理上的家族色彩比较浓厚，家族成员不但在董事会安排家族成员对上市公司进行控制，而且在经营权上也不断插手，使得职业经理人在该家族控制的上市公司中难以掌握充分的经营权。从董事会规模上看，大部分家族企业似乎都达到了理论上的911最优规模，而且董5注满足金字塔式结构需两个条件一是上市公司要有控股股东；二是控股股东与上市公司之间至少有一个其非完全控制的公司。特例朱保国家族虽然通过百业源投资及鸿信行间接控股健康元药业集团，但百业源投资及鸿信行均为其家族拥有100股权的公司，故朱保国家族对健康元的控制不是金字塔式结构事成员除了家族成员之外，还包括机构投资者、独立董事以及企业的非家族高层经营者。董事会人员的构成从数据上来看，也较上市前更为分散。从独立董事比例来看，平均每家上市公司的独立董事都超过了董事会人数的1/3，家族对董事会的控制力在逐步减弱。表6上市家族企业董事会结构情况最小值最大值均值中位数标准差家族成员董事比例（）1110667029202671942董事会规模（个）5159229513独立董事比例（）222255563346333312766绩效及各治理变量之间的相关分析根据表7，变量间存在显著相关关系的有（1）FS、FM与CONTROL显著相关，意味着家族控股比例或家族成员董事比例越大，家族对企业的控制就越强。（2）FS与BS，FM与BS负相关，即家族持股和参与管理比例越大，董事会人数越少，说明典型家族控股的上市公司倾向于采用较小的董事会规模，保持决策权的集中。例如，迪马股份的家族持股比例高达62，而董事会人数包括2名独立董事在内仅有5人。（3）BS与NONP负相关，即董事会规模越大，独立董事比例越低。这是由于独立董事人数相对固定，而董事会人数变化较大。（4）CONTROL与BS之间负相关。这意味着家族控制权比例越大，董事会规模越小，董事会效率越高。（5）CC与P之间正相关。这意味着来自家族股东的董事长与总经理的两职兼任对绩效有正的影响，（6）FM、CONTROL与BLOCKSHARE之间显著的负相关，这意味着随着家族持股比例及控制权的提高，第二至第五大股东的持股比例明显减少，家族“一股独大”的现象十分明显。表7绩效及各治理变量之间的相关分析PFSCONTROLBSFMNONPCCFTSBLOCKPCORRELATION1SIGFSCORRELATION1971SIG170CONTROLCORRELATI0928241ONSIG475000BSCORRELATION2138832961SIG126016019FMCORRELATION2592293322351SIG122131008015NONPCORRELATION2881033248141761SIG383420010000168CCCORRELATION2450390170422200511SIG053764893746083690SIZECORRELATION1510450291330571050911SIG238725820298660415476BLOCKCORRELATION1462083321234042001390851SIG254102008338001117278508N112112112112112112112112112注和分别表示5和1的显著性水平,N为样本数（四）回归模型及结果1绩效与家族持股比例的关系假设1在影响公司绩效的其它因素不变时，家族持股比例FS与企业绩效P之间存在U型关系回归模型P01FS2SIZE3GROWTHJINDUJ（模型1）P01FS2FS23SIZE4GROWTHJINDUJ（模型2）以上各模型中，0为截距，I（I1、24）、J（J1、26）为模型回归系数；为随机变量，代表影响企业绩效的其它变量。回归结果如下表8家族持股比例与公司绩效的实证检验结果变量模型1模型2常数项1049SIG00152629SIG0029FS2276SIG2119748SIG0082FS216777SIG0054SIZE0851SIG00470524SIG0119GROWTH0715SIG01200709SIG0092INDUYESYESR203220649ADJUSTEDR202580581FVALUE15343SIG000014310SIG0000注、和分别表示10、5和1的显著性水平；括号中的数值为双侧T检验的P值；YES表示至少有一个行业虚拟变量在统计上是显著的；样本数N112（本表根据原始回归结果整理而成）模型1的R2为0258，拟合优度水平不高，虽然由其系数可知，公司绩效指标P值与家族控股比例FS的具有一定的正相关关系，但在统计上并不显著，所以它们之间可能存在的是非线性关系，因此我们有必要在模型1中加入家族控股比例的二次项，检验家族持股比例与公司绩效之间是否存在着二次曲线关系。结果显示，家族持股比例的二次项与一次项在模型2中均具有统计显著性，但是二次项系数为正，一次项系数为负，因此家族持股比例与绩效之间呈U型关系，即在家族持股比例比较低时，随着持股比例的提高，公司绩效逐步下降。但当家族持股比例增加到一定程度时，公司绩效开始随着家族持股比例的提高而逐步上升，假设1成立。将回归系数代入模型2中，我们可以得到绩效与家族持股比例的拟合方程P16777FS29748FS02905时，家族持股比例越高，公司价值越高。频数分布FS3648时，家族成员董事比例越高，公司价值越低。当前家族上市公司家族成员董事比例频数分布FM3648，比例为58。表明大多数上市家族企业中，家族成员董事比例仍比较低，处于与绩效正相关的阶段。5绩效与独立董事比例的回归结果假设5在影响公司绩效的其它因素不变时，独立董事比例NONP与企业绩效P之间存在倒U型关系回归模型P01NONP2SIZE3GROWTHJINDUJ（模型7）P01NONP2NONP23SIZE4GROWTHJINDUJ（模型8）以上各模型中，0为截距，I（I1、24）、J（J1、26）为模型回归系数；为随机变量，代表影响企业绩效的其它变量。回归结果如下表12独立董事比例与公司绩效的实证检验结果变量模型7模型8常数项1049SIG00453827SIG0037NONP6172SIG038112612SIG0215NONP216927SIG0171SIZE0803SIG01680524SIG0254GROWTH0706SIG00860709SIG0012INDUYESYESR206280651ADJUSTEDR205250584FVALUE9962SIG00009712SIG0000注、和分别表示10、5和1的显著性水平；括号中的数值为双侧T检验的P值；YES表示至少有一个行业虚拟变量在统计上是显著的；样本数N112（本表根据原始回归结果整理而成）由模型7、8系数可知，公司绩效指标与独立董事的比例之间没有显著的相关关系。假设5不成立。说明在我国的上市家族企业中，尽管每家都建立了独立董事制度，聘请了独立董事，但是这些独立董事并没有在上市家族企业的治理中发挥必要的监督和控制作用。这可能与我国独立董事制度的不完善等有关，是否尊重独立董事的意见还是靠家族股东的自觉，而非制度性的约束。6绩效与董事会规模的回归结果假设6在影响公司绩效的其它因素不变时，董事会规模BS与企业绩效P之间存在倒U型关系回归模型P01BS2SIZE3GROWTHJINDUJ（模型9）P01BS2BS23SIZE4GROWTHJINDUJ（模型10）以上各模型中，0为截距，I（I1、24）、J（J1、26）为模型回归系数；为随机变量，代表影响企业绩效的其它变量。回归结果如下表13董事会规模与公司绩效的实证检验结果变量模型9模型10常数项1049SIG00453302SIG0070BS0206SIG02310169SIG0048BS20009SIG0069SIZE0960SIG00880653SIG0073GROWTH0712SIG00070688SIG0076INDUYESYESR205210624ADJUSTEDR204570552FVALUE9668SIG00008633SIG0000注、和分别表示10、5和1的显著性水平；括号中的数值为双侧T检验的P值；YES表示至少有一个行业虚拟变量在统计上是显著的；样本数N112（本表根据原始回归结果整理而成）由模型11的系数可知，公司绩效指标P值与董事会规模的比例之间相关关系不显著。但模型10结果显示，董事会规模的二次项与一次项均具有统计显著性，且二次项系数为负，一次项系数为正，因此董事会规模与绩效之间呈倒U型关系，假设6成立。将回归系数代入模型12中，我们可以得到公司绩效与董事会规模的拟合方程P0009BS20169BS0BS1，令DP/DBS0，得BS94所以董事会的最佳规模是9人。在这112家上市家族企业中，大多数公司都选择了9人的董事会规模，这说明在市场化机制的运作下，大多数公司都选择了最有利于公司绩效提高的董事会规模。7绩效与两职兼任状态的关系假设7在影响公司绩效的其它因素不变时，控股家族成员的两职兼任状态CC与企业绩效P之间存在负向关系回归模型P01CC2SIZE3GROWTHJINDUJ（模型11）以上各模型中，0为截距，I（I1、2、3）、J（J1、26）为模型回归系数；为随机变量，代表影响企业绩效的其它变量。回归结果如下表14两职兼任状态与公司绩效的实证检验结果变量模型8常数项1225SIG0104CC1297SIG0048SIZE0950SIG0108GROWTH0711SIG0052INDUYESR20626ADJUSTEDR20563FVALUE10862SIG0000注、和分别表示10、5和1的显著性水平；括号中的数值为双侧T检验的P值；YES表示至少有一个行业虚拟变量在统计上是显著的；样本数N112（本表根据原始回归结果整理而成）代表两职状态的虚拟变量CC与绩效之间存在正向关系，说明上市家族企业的两职合一有助于绩效的提高，假设7不成立。这说明在上市家族企业中，来自家族股东的董事长、总经理两职兼任有利于公司绩效的提高。可能是因为家族企业上市的时间还比较短，家族成员的能力不足尚未体现出来。两职合一更有利于发挥经营者的创新动力与能力，使其做出正确的决策来应对多变的市场环境。在以上各回归模型中，我们发现INDU、GROWTH、SIZE与公司绩效间有一定的显著关系，因而在考察上市家族企业治理结构与绩效的关系时，应考虑到行业差别、企业规模及成长性等因素对绩效的影响。五、研究结论本文以2002年12月31日前在深交所、上交所上市的112家上市家族企业为样本，通过借鉴前人的研究成果，系统的考察了股权治理、董事会治理各机制对公司绩效的影响关系。通过研究，本文得出以下基本结论1公司绩效与家族持股比例之间存在U型关系回归结果表明，在控制其它因素对绩效的影响后，家族持股比例与绩效间存在U型关系。当家族持股比例小于2905时，随着家族持股比例的提高，公司绩效逐步下降；表明这时家族股东掠夺其它股东的收益高于其分配到的企业剩余，随着其持股比例的增加，家族对上市公司的控制能力也逐步增强，相应的掠夺能力会逐步提高，公司绩效水平会随之而下降。但当家族持股比例增加到一定程度时，公司绩效开始随着家族持股比例的提高而逐步上升，说明家族股东在这个时候会以创造企业剩余为主要目标，股权的集中对绩效有正的影响。在我国大部分的上市家族企业中，家族持股比例较低，仍处于与绩效负相关的阶段，家族股东与其它中小股东之间的代理问题比较严重。2绩效与第二至第五大股东的持股比例之间并没有显著的正向关系回归结果表明，在控制其它因素对绩效的影响后，上市家族企业的第二至第五大股东的持股比例与绩效之间不相关。这表明在上市家族企业中，虽然有其它的非家族大股东会因为自身的利益而关心企业的经营运作，希望拥有一定的权力以保护自己的利益不受侵害，但是由于他们的持股比例较低，并不能对家族股东形成有效的制约和监督来对绩效有正的影响。3流通股在上市家族企业的治理中虽然有积极作用，但效果不显著。回归结果表明，在控制其它因素对绩效的影响后，流通股比例对绩效并没有显著的积极影响。这可能与我国广大的中小散户投资者投机股票、寻求短期差价的心理是一致的。他们对上市公司的治理一般没有浓厚的兴趣，一方面他们没有激励动机，另一方面他们也没有能力对控股家族的掠夺行为进行监督和控制。“搭便车”可能是为数众多的流通股股东在我国的理性选择，但结果却对家族上市公司的绩效没有明显的促进作用。流通股股东作为中小股东在上市家族企业的治理中的作用没有受到重视，他们的正当利益得不到保护，而流通股在提高公司绩效方面的应有的作用也没有得到发挥。4公司绩效与家族成员董事比例存在倒U型关系。回归结果表明，在控制其它因素对绩效的影响后，家族成员董事比例与绩效之间存在倒U型关系。当FM3648时，家族成员董事比例越高，公司的价值越大，表明此时董事会的决策效率及决策水平都比较高。在非家族成员董事的影响下，家族成员董事将会与之一起去对企业的经营管理进行积极的监督和控制，使经营管理朝有利于上市公司长期发展的方向前进。但是当家族成员董事比例超过3648时，家族股东就可以左右企业的决策，其他董事的投票权将无法对企业的决策发生影响，因此难以对家族成员董事剥削其它股东的行为进行监督和制约，董事会的决策水平将会下降，对企业绩效有负的影响。我国大多数的上市家族企业其家族成员董事比例比较低，处于与绩效正相关的阶段，说明在这些企业中，家族成员董事与非家族成员董事之间的博弈使得董事会决策水平及效率维持在一个较高的水平。5公司绩效与独立董事比例不存在显著的相关关系。回归结果表明，在控制其它因素对绩效的影响后，独立董事比例与绩效之间的关系不显著。说明现阶段人们对独立董事提升公司治理效率的期望过高，独立董事未能对公司绩效的提高产生显著作用。6上市家族企业的绩效与董事会的规模间存在显著的倒U型关系。在控制其它因素的影响后，回归结果表明董事会的规模与绩效之间存在一种倒U型关系。当董事会规模少于9人时，公司绩效