上市公司控制权结构与企业绩效间内生性关系研究

1、上市公司控制权结构与企业绩效间内生性关系研究收稿日期：2011-12-23基金辅助：国家自然基金项目“基于近似支持向量机模型和风险视角的商业银行公司治理评价（70673054）”、陕西省普通高校哲学社会科学特色学科建设项目、西安工业大学校长基金项目“货币政策变动对商业银行经营管理影响的实证研究(xagdxjj0823）”。 作者简介：侯剑平（1971.9），男，西安工业大学经济管理学院，博士，副教授，主要研究方向：计量经济学与金融。email：hjp0498，手机姚关琦（1981.6），男，西安工业大学经济管理学院，硕士研究生，主要研究方向：公司治理。email：41

2、4474527，电话徐平安（1975），男，中国建设银行陕西分行，经济师，主要研究方向：商业银行信用风险管理。email电话通讯作者：侯剑平，hjp0498。侯剑平1 姚关琦1 徐平安2 （1.西安工业大学经济管理学院，西安，710032；2.建设银行陕西分行，西安，710006）摘要：为了研究公司治理与企业绩效之间的关系，我们从控制权结构角度出发，首先构建了衡量控制权结构的指标ci，然后采用内生性联立方程模型进行实证研究，发现上市公司的控制权结构与绩效间存在严重内生性关系。在考虑内生性关系的情况下，两者之间的相关系

3、数比不考虑内生性关系要高许多。研究认为公司控制权的分散有利于提升企业绩效，而且企业绩效水平的提高对控制权的制衡也有很强的反馈作用。同时我们还发现在中国资本市场，托宾q值作为绩效评价指标比盈力能力更有效。关键词：控制权结构；上市公司；绩效；托宾q值；内生性中图分类号：f063.1 文献标识码：a 文章编号：一、 前言真正决定公司利益分配和经营方法的并不是公司的所有权结构，而是控制权结构1。所有权与经营权分离的现代企业制度，注定从一开始就存在着公司控制权竞争的问题。这种竞争首先是股东与董事会之间的竞争，股东虽然拥有公司，但决策权却在董事会手中。如果公司股权过于分散，管理层缺乏监督，董事会就有可能会

4、利用信息上的优势最终掌握公司的控制权，将追求董事会集团利益最大化作为公司经营目标，从而损害公司股东的利益；其次，董事会虽然拥有任免经理层的权力，然而经理层的权力一旦形成，或许会控制董事会甚至任命自己为董事长或ceo，并且可能存在董事会与经理人员合谋损害股东利益的问题。股权集中虽然增强了对管理层的控制，解决了股权分散条件下的外部公众股东难以监督内部管理层的问题，但是却会产生新的问题，因为公司控制权的竞争同时也存在于不同的股东之间，代理理论的最新研究证实道德风险并非只会发生在公司管理层身上，大股东也有动机利用自身股权达到优势比例来对上市公司实施控制，并与公司管理层合谋侵吞中小股东的利益。另外在母公

5、司与子公司之间所发生的关联交易也会成为以实际控制权谋取利益的渠道。公司控制权结构一直是公司治理的核心课题。进入新世纪以来，欧美国家频频发生企业财务丑闻，完全控制了公司的管理层们为了自身利益篡改财务报表，公布虚假信息，将这些公司推向无法逆转的破产道路。这些企业的破产，带来的不仅是股东财产的蒸发，而且使得整个社会的公司信用陷入了危机。中国国美公司的控制权之争，引起了业界的广泛关注，博弈的结果使国美公司从传统的家族经营走向公众公司。这些事件给人们带来了新的思考，让公司控制权结构又成为了公司治理研究的热点。二、 相关研究综述从以往的相关研究以及相关的法律我们可以看出公司控制权有两层意思：一是任免公司管

6、理层和决定管理层报酬的权力（fama & jensen，1983）2；二是决定公司经营运作的权力。有些学者将这两方面综合起来，认为控制权是参与者对公司活动产生影响的权利。张维迎(1996)认为，一般意义上的控制权是指当一个信号被显示时决定选择什么行动的权威(authority)3。对公司控制权与企业绩效之间关系的研究中，大多数文献都是从影响控制权结构的两个子方面分别来研究。一方面有研究者从股权层面来研究控制权结构与绩效的关系，如mc connell和servaes(1990)认为公司价值是公司股权结构的函数，他们以托宾q值作为绩效，实证分析了股权结构的影响，发现q值与公司内部股东所拥有的股权之

7、间具有倒u型曲线关系4。陈晓等人（2000）对我国上市公司股权多元化进行研究发现，法人股和流通股比例对企业绩效有正面影响，在竞争性行业国有股比例对绩效有负面影响5。张红军（2000）认为相对于分散的社会公众股东来说，法人股东既有激励又有能力监督和控制公司经理人员并因而在公司治理结构中扮演着重要角色，他通过1998年沪深两市的数据实证研究显示，中国社会公众股东比例对公司绩效没有显著的影响，而且股权集中度与公司绩效存在显著的正相关关系，法人股东的股权比例对公司绩效有显著的正效应6。另外有许多学者是从管理层的角度去研究控制权结构与绩效的关系，如bhagat和black在1999年的研究中发现董事会独

8、立性和企业绩效间呈微弱的正相关关系，但在2002年他们对于两者间的互动关系进行了全面、系统地研究，最后得出两者并不相关的结论，即董事会独立性无法提升公司绩效7。hermalin和weisbach（1988）认为当企业绩效较差时，便会增加独立董事的名额以期改善业绩，也就是说企业绩效会影响董事会的独立性8。李汉军等（2007）在考虑了公司治理的滞后效应后，发现董事会独立性和公司绩效间呈现u型动态关系9，从而证实了hermalin和weisbach的观点，李汉军还指出主动增加独立董事可以改善公司的绩效，这种正面促进效应将滞后体现出来，被动增加独立董事不能明显改善公司绩效。郝云宏（2010）对董事会与

9、企业绩效之间的关系研究发现，独立董事比重的提升虽不必然导致绩效的提高，但绩效的提高却导致了董事会独立性的下降10。孙永祥（2000）对董事会规模与企业绩效间的关系进行研究发现，两者之间存在负相关，董事会规模越小，则公司绩效越佳11。从以上学者的研究结果可以看到，公司控制权结构与企业绩效之间是一种错综复杂的关系，控制权结构既会影响企业绩效的发挥，同时也受制于企业绩效。而已有的研究试图证明两者之间的关系，但却理想化的将其中一个看作是外生变量，采用传统的普通线性回归模型来分析，没有考虑两者之间的互相促进、互相制约的关系，这必然会影响结论的有效性。本文从内生性的角度出发，采用联立方程模型，使控制权结构

10、和企业绩效内生于研究模型中，重新考察两者之间的关系，相信这样的研究会得到与实际情况更加相符的结果。另外，对于控制权结构的研究，学者们一般从影响它的两个子因素分别研究，但是李子伟（2008）的研究证实股权结构与管理层的特征之间也是内生决定关系12，因此将控制权结构的这两个子因素割裂开来并不能完整的体现控制权结构。本文不再将股权结构与管理层的特征分开来研究，而是采用主成分分析法编制了衡量控制权结构的综合指数。三、 公司控制权结构的度量（一） 控制权结构指标选取控制权结构是指公司内部对控制权的分配、制衡关系，是一种静态的结构，是权力在股东、董事会、经理层之间的配置。中国的经理人市场尚没有形成，且经理

11、人的任命多与股东或董事会关联，因此我国上市公司经理层很难找到一个合适的指标来描述。我国上市公司收购管理办法中的规定认为，股权和董事会结构是一个公司控制权的集中体现。因此本文将董事会与经理层合并为管理层来分析，将影响控制权结构的因素分为股权和管理层两个部分来考察。在本文研究中，我们从股权结构和管理层两个方面选用了以下指标来反映公司的控制权结构。1.第一大股东持股比例：一般而言，大股东会积极参与公司治理，而小股东既没有监控企业经理的动机，也没有监控的能力，因此没有参与公司治理的积极性。第一大股东持股比例过高会实际上控制公司，同时也对管理层形成有效监管。2.赫芬达尔指数h10（herfindahl

12、index）：该指数是用来测量股权在各股东之间分配的离散程度，它的计算是将各股东的持股比例的平方加总。赫芬达尔指数越接近1，股权集中度就越高，越接近0股东间的制衡性就越好。在本文的研究中我们取前十大股东的持股比例来计算赫芬达尔指数。 （1）其中si为第i个股东持股比例。3.国有股比例：在中国上市公司股权结构中，比例最大的是国有股，国有控股上市企业大多从事垄断性行业，但同时国有控股公司并不一定以公司利润最大化为目标，国有控股的公司经营上缺乏效率，并且发生“隧道行为”的可能性很大13。在国有控股的公司中管理层多以行政委派为主，具有很强的行政色彩5，国有企业与民营企业在控制权结构上存在着较大差异。4

13、.社会法人股比例：社会法人股和国有股都是中国上市企业所特有的情况，我国学者在公司治理的研究中普遍比较重视这一特色，而且从理论和实证上都已证明社会法人股的参与对于上市公司的绩效的提升起着重要的作用。5.董事会规模：董事会是企业的最高决策机构，同时也是股东利益的代表者，对于在公司中有话语权的股东来讲，都会委派代表自已利益的董事，这无疑会改变董事会的规模与结构。董事会规模的扩大会分散公司权力，对于控制权有制衡作用。6.独立董事比例：独立董事具有独立性，不像内部董事，直接受制于控股股东和公司经理层，从而可能有利于董事会对公司事务的独立判断。同时，独立董事所具有的专业知识能促进董事会的决策科学化。7.两

14、职合一：在公司制度的设计中董事会和经理层也是一种互相制约的关系，有着严格的权力划分。如果董事长和总经理两职由一个人兼任，会弱化这种权力上的制约，公司的发展更易受到管理层的意志和个人关系的影响。对于由两个人分别担任董事长和总经理职务的取值为2，两职合一的取值为1。董事会规模、独立董事比例和两职合一这三个指标与其它指标相比，对于控制权结构起着相反的作用。为了使研究更有效，我们对这三个变量进行正向化处理，分别取倒数。8.高管持股比例：高管持股既具有管理层的因素，同时有影响股权结构的因素。高管持股一般都是个人行为，它一方面可以反映出公司对于高层管理的激励，另一方面也能反映出管理层对于本公司的信心。我们

15、对高管持股比例的实际比例作对数处理后作为这个指标的取值。（二）控制权结构指数的建立本文采用数据来源于锐思数据库（resset）提供的上市公司的相关数据。我们利用2009年在上海交易所上市的公司作为样本，剔除数据不全的以及金融类公司后余下733家公司，数据处理过程采用eviews6.0软件。表1 控制权变量间相关系数tab.1 correlation coefficient of control variables变量代码大股东持股赫芬达指数国有股比例法人股比例董事会规模独董比例两职合一高管持股大股东持股top11.00赫芬达指数herf100.9591.00国有股比例ownsta0.5220.

16、5241.00法人股比例owncor-0.0030.018-0.5521.00董事会规模sizdir0.0610.033-0.0560.1021.00独董比例inddir-0.032-0.031-0.0220.022-0.1551.00两职合一tow-0.149-0.134-0.1290.0130.093-0.0191.00高管持股ownexe-0.266-0.276-0.210-0.0260.040-0.0370.1231.00从表1的相关系数矩阵可以看出，各变量间存在着一定程度的相关性。大股东持股比例和赫芬达尔指数的相关性达到0.9以上，根据赫达芬尔指数的计算公式我们可以推知这是因为我国上

17、市公司存在着高度的股权集中形式，所以导致了两者间的高度相关，而国有股比例与赫达芬尔指数的相关性为0.524也可以印证这一推测。国有股与大股东持股比例的相关性是0.522，这反映了国有股在中国上市公司股权比例中的主导地位，股权集中度高的大多是国有控股公司。社会法人股比例与国有股比例之间存在着负相关，法人投资者虽然有在上市公司中取得控股地位的倾向，但在国有控股的公司，社会法人股有时很难取得控股地位，在股权分置改革后法人投资者出于理性考虑可能会倾向于选择退出。高管持股与大股东持股、赫芬达尔指数和国有股比例之间负相关，也就是说在国有控股或社会法人股控股的公司，高层管理人员基本很少持股或不持股，这可能因

18、为我国国有控股公司的管理人员一般多来自于行政任命，大多都具有行政级别，这样的管理人员对于公司的发展前景并不看重，这说明我国上市企业的高层管理任命方式尚不科学，不能充分发挥管理人员的积极性；另外在国有企业所有者缺位的情况下，国有控股公司的高管股权激励可能存在着自我激励问题。除上述变量间存在一定的相关性外，其它变量间的相关性比较弱。本研究选取的指标从各个不同方面反映了公司控制权结构的特征。为了能更客观的描述控制权结构，我们采用主成分分析法对这八个变量进行处理，计算出一个综合指标控制权结构指数ci。我们所使用的八个原始指标是对控制权结构各个方面的量化，而且在数值上具有同向性：即指标数值越大说明控制权

19、越集中，反之，控制权越分散。因此我们这里所计算出的控制权结构指数ci，也有同样的性质。四、 实证研究（一） 绩效及指标的选择在已往研究中，学者们对于公司绩效指标的选择往往很不一致，常用的有十多种，冯根福（2001）对于公司绩效指标作过全面和深入的阐述14。本文借鉴前人研究采用总资产收益率（roa）和每股收益（eps）15作为绩效指标。这两个指标能够直观的体现公司的盈力能力，是评价企业绩效的最常用指标。roa=净利润/平均资产总额eps=利润/总股数为了更加深入细致的研究控制权结构与绩效间的内生性关系，我们引入国外常用的绩效指标托宾q值（tq）。因为托宾q值的计算方法不同可能会导致结论不同，因此

20、在学术界一直有争议。这里我们采用mcneil（1999）16使用的计算方法： （2）其中，mv为企业市场价值，等于相应公司年末总市值+长期负债合计+短期负债合计；c为企业的重置成本。重置成本是指企业重新取得与其所拥有的某项资本相同或与其功能相当的资产需要支付的现金或现金等价物。由于中国上市公司的重置成本的计量存在较大困难，我们采用上市公司年末的总资产替代。（二）控制变量一般研究认为，影响企业绩效的因素非常多，既有外部的宏观政策因素，也有企业微观内部的各方面因素，而控制权结构仅是影响企业绩效因素的一部分，为了控制其它因素对绩效的影响，我们在实证研究中引入以下4个控制变量。1.资产负债率：负债总额

21、与资产总额的比值，它可以反映上市公司的风险程度，同时也体现该企业获得银行资金支持的力度。理论上，绩效好的公司获得资金更容易，也会有相对较高的资产负债率。2.企业规模：我们以上市公司年末总市值的对数来表示企业规模大小。规模报酬理论认为规模效应是有限的，不同的规模对于企业绩效的影响不同。3.区域因素：由于我国区域经济发展的不平衡，上市公司所处不同的地区也会对公司的绩效产生一定的影响，我们以传统划分方法把我国上市公司所处地区分为华北、华南、华中、东北、西北、西南、华东七大区域。4.行业因素：根据证监会颁布的上市公司行业分类指引，除去金融类公司，剩下的分为十二类。（三）样本描述性统计上市公司绩效指标、

22、财务指标、股权结构和董事会组成等方面的相关指标的描述性统计结果见表2。1.财务指标：上市企业的资产负债率平均为52.3%，不同公司的资产负债率差别较大，最小的接近于0，最大的接近于100%。主营业收入平均为100多亿，总股数平均为12亿多股，总市值平均为160多亿元。2.绩效指标：托宾q值平均为2.426，美国上市公司托宾q值一般在0.5-2之间波动，这种大的区别一方面是因为计算采取的数据不同，另一方面也反映了我国上市公司市值普遍被高估，确实是一个风险较高的市场。研究样本公司的总资产收益率平均为0.034，绩效最差公司指标为-0.283；样本公司的每股收益平均为0.334、净利润平均为6多亿元

23、。3.股权结构：控制权结构虽然异于股权结构，但是却有赖于股权结构。分析股权结构对于考察控制权结构有重要作用。第一大股东持股比例平均为38%；赫芬达尔指数10是前十大股东持股比例的平方和，样本公司的平均值为0.184，这个值远离于1，说明我国上市公司的股权还是有一定程度的分散，这有利于股权制衡。国有股的平均比例为25%，法人股比例平均为10.7%。4.董事会组成：董事会的规模平均值在13人左右，标准差为3.8，独立董事比例平均为35.5%，标准差8.7，这说明我国上市公司的董事会规模和独立董事的设置没有太大的差异。我国引进独立董事制度时间并不是很长，于东智、王化成(2003)的经验分析表明，目前

24、的独立董事制度并没有发挥其效用。首先，独立董事的“独立性”值得怀疑，独立性是独立董事制度的“灵魂”，而中国目前的上市公司，独立董事一般由ceo提名担任，因而独立董事实际上难以真正独立。高管持股比例平均只有0.9%，而且有一大批上市公司的高层管理者0持股，说明国外比较成熟的股权激励在我国还未很好实施。表2 样本各变量描述性统计tab.2 descriptive statistics of variables变量平均标准差最小值最大值财务指标资产负债率0.5230.1810.0350.957主营业收入（万元）1007198661077736134505200总股数（万股）127030 678422

25、5351 16192207 总市值（万元）1613190941237171737223776311绩效指标托宾q值2.4261.0130.8705.900总资产收益率0.0340.054-0.2830.330 每股收益0.3340.508-1.7193.873净利润（万元）62443488801-67371310637800股权属性第一大股东持股比0.3800.1560.0800.864赫芬达尔指数100.1840.1270.0080.759国有股比例0.2500.22400.862法人股比例0.1070.17600.836管理层董事会规模13.0883.808531独立董事比例0.3560.

26、0870.0770.625高管持股比例0.0090.050 0.506控制权结构指数2.1071.0960.1996.144（四）实证研究及结果分析1.普通最小二乘法回归分析我们先不考虑变量之间的内生性关系，可以建立如下多元回归方程 （3）其中，pj为企业绩效；cij即控制权结构指数；daj为资产负债率；industrialj代表上市公司所在行业；是随机误差项。我们先以tq作为绩效，以ci作为解释变量，分别引入控制变量，进行了三组回归，再用总资产收益率和每股收益作为绩效进行同样的回归，结果如表3所示。表3 控制权结构对绩效的影响作用（未考虑内生性）tab.3 control structure

27、 influence on the performance(without considering endogenous)绩效tqroaepsci-0.145*（-4.300）-0.126*（-4.025）-0.099*（-3.058）0.003*（1.650）0.058*（3.285）资产负债率-2.140*（-11.329）-2.055*（-10.523）-0.062*（-5.475）0.013（0.123）农、林、牧、副、渔业0.546*（1.811）-0.029*（-1.661)-0.193（-1.176）采掘业0.095（0.393）0.033*（2.321)0.550*（4.153

28、）制造业0.008（0.051）-0.010(-1.084)0.001（0.015）电力、煤气及水的生产-0.457*（-2.228）-0.005（-0.396)-0.045（-0.405）建筑业-0.281（-1.040）-0.003（-0.185)0.092（0.624）交通运输、仓储业-0.696*（-3.343）0.001（0.116）-0.059（-0.521）信息技术业0.239（1.100）-0.003（-0.223）0.023（0.191）批发和零售贸易0.002（0.009）0.004（0.377）0.197*（1.898）房地产业-0.093（-0.492）-0.003（-

29、0.318）0.039（0.373）社会服务业0.065（0.240）0.014（0.881）0.126（0.853）传播与文化产业0.407（0.742）0.014（0.438）-0.033（-0.112）调整的r方0.0230.1680.2030.0670.059f值18.48975.02915.3745.0254.515注：*表示在1%的水平上显著，*表示在5%的水平上显著，*表示在10%的水平上显著。括号中的数据是t统计值。我们可以看到在没有考虑控制变量的情况下，ci的回归系数为-0.145。在增加各种控制变量后，ci的回归系数明显降低，但依然在1%的水平上显著。回归系数减少的部分是被

30、加入的控制变量所解释的那部分。而ci对于总资产收益率和每股收益的回归系数也比很小，仅为0.003和0.058，但在统计上是显著的。也就是说，控制权结构指数每提高1个百分点，企业托宾q值会降低0.099个百分点，而总资产收益率和每股收益会上升0.003和0.058个百分点。资产负债率对于绩效指标的回归系数为负，说明绩效好的公司一般都拥有良好的资产状况，资产负债率较低。采掘业等具有高利润的垄断行业与绩效有显著的正相关，而电力，交通等以服务为主的行业则与绩效显著负相关。在这里我们注意到，当分别以tq、roa和eps作为绩效时，尽管ci的回归系数都很小，但是却有着明显的差异：ci对tq的回归系数为负值

31、，而对于另外两个绩效指标的回归系数却为正值，而且在统计上都是非常显著的。这一方面可以印证以前学者的研究结果，即控制权与企业绩效无关或微弱正相关。另一方面这也可以作为国内学术界对于托宾q值持有争议的一个理由，蒲自立（2008）在研究中曾得到和本研究类似的结果，但是他把这个解释为“由于中国资本市场长期存在流通股和非流通股，使得总资本的市场价值无法得到体现”，同时“计量的不准确可能会导致结论的偏颇。”17这样解释当然有其合理性，但是随着中国资本市场的改革，大部分上市企业已经实现全流通，中国资本市场必将趋于理性化。因此对于这个问题还要进一步探讨。以上的回归结果可以确定控制权结构和企业绩效之间是有相关性

32、的，但是这种相关性很小，而且有矛盾。之所以会有这样的结果，我们分析认为，控制权结构与企业绩效之间的关系并非简单的自变量与因变量的关系，也不是决定与被决定的关系，它们是互相促进，互相制约的关系，是公司治理活动中的两个内生变量。因此这种关系无法用单方程模型来描述，下面我们从变量的内生性角度出发，对控制权结构与企业绩效间的关系作进一步研究。2.变量的内生性检验考虑到控制权结构与企业绩效之间的内生性关系，我们建立联立方程模型，将控制权结构指数ci和绩效分别作为自变量与因变量进行回归。 （4） （5）sizej表示企业规模，取值是主营业收入的对数；regionj是代表上市公司注册地所在的地区的虚拟变量；

33、、分别是两个方程的随机误差项。表4是对ci的内生性检验的t统计结果，显然无论是以tq、roa还是以eps作为绩效指标，都无法避免控制权结构和企业绩效之间的内生性关系，ci与p之间的内生性是很显著的。表4 绩效指标和ci的内生性检验结果tab.4 endogeneity test results between performance and control structure绩效ci残差回归系数的值t检验量tq0.1631.715roa-0.038-7.223eps-0.447-9.0853.内生性工具变量法回归分析解决内生性问题通常使用的方法是工具变量法，首先要选择合适的工具变量，选择原则是

34、，该变量与存在内生性的两个变量中的自变量相关，与因变量不相关。然后在考查的时段内将有内生关系的每一变量分别作为因变量，对其他变量进行回归。这样处理之后的回归系数就较为可靠，有效地剔除了由内生性所带来的影响。在没有内生性关系的情况下，使用普通最小二乘法得到的结果是最优的无偏估计值。但是，如前所述，在本文所考察的变量之间有严重的内生性，普通最小二乘法就会失去其有效性，它所估计出来的结果将会是有偏的。参照计量经济学原理，我们将引入工具变量采用二阶段最小二乘法（tls）对模型进行重新估计。tls方法的难点在于工具变量的选择，工具变量应当和它所替代的解释变量有很强的相关性，而与被解释变量无关。股权制衡度

35、与控制权结构密切相关，而与各个绩效指标基本无关（股权制衡度与tq的相关系数是-0.11，与roa的相关系数是-0.13，与eps的相关系数是-0.11），满足工具变量的条件，所以我们用股权制衡度作为控制权结构指数的工具变量。我们研究中对股权制衡度的取值是：第一大股东持股份额与第二至十大股东持股份额之比。对于绩效指标，我们用市值账面价值之比（mb）来作为托宾q值的工具变量，用净资产收益率（roe）作为roa和eps的工具变量。市值账面价值比、净资产收益率与控制权结构指数的相关系数分别是-0.12、0.05。引入工具变量，可以消除控制权结构指数与企业绩效之间的内生性关系。表5是我们采用二阶段最小二

36、乘法分别对联立方程中的两个方程进行回归分析的结果。表5 考虑内生性的情况下回归结果tab.5 regression results when considering endogenous控制权结构对绩效的影响作用绩效对控制权结构的反馈作用变量tqroaeps变量cici-0.217*（-3.282）-0.013*（-3.186）-0.110*（-2.898）绩效tq、roa、eps-0.109*（-1.861）-1.620*（-1.876）-0.213*（-1.867）资产负债-1.999*（-10.049）-0.054*（-4.549）0.093（0.817）规模0.399*（10.611）

37、0.442*（11.104）0.458*（10.427）农、林、牧、副、渔业0.638*（2.074）-0.017（-0.901）-0.062（-0.351）东北-0.012（-0.066）-0.010（-0.053）-0.011（-0.059）采掘业0.324（1.203）0.063*（3.912）0.876*（5.683）华北0.249（1.553）0.247（1.538）0.258（1.600）制造业0.087（0.529）0.001（0.066）0.114（1.213）华东-0.096（-0.688）-0.081（-0.578）-0.068（-0.482）电力、煤气及水的生产-0.36

38、0*（-1.695）0.008（0.654）0.094（0.771）华南-0.349*（-1.751）-0.308（-1.550）-0.315（-1.581）建筑业-0.193（-0.702）0.009（0.533）0.217（1.372）华中0.069（0.406）0.074（0.429）0.095（0.553）交通运输、仓储业-0.530*（-2.354）0.024*（1.750）0.178（1.383）西北-0.041（-0.213）-0.062（-0.318）-0.063（-0.321）信息技术业0.269（1.228）0.001（0.102）0.067（0.531）批发和零售贸易0.

39、036（0.186）0.009（0.755）0.246*（2.227）房地产业-0.017（-0.089）0.007（0.573）0.148（1.319）社会服务业0.129（0.469）0.022（1.354）0.218（1.378）传播与文化产业0.668（1.176）0.049（1.434）0.340（1.045）调整的r方0.189-0.024-0.0590.1860.1770.170f值15.2225.1693.92321.11520.91020.730注：*表示在1%的水平上显著，*表示在5%的水平上显著，*表示在10%的水平上显著。括号中的数据是t统计值。表5中的回归结果说明，在

40、考虑内生性的情况下，控制权结构指数对企业绩效有负面的影响作用，同时绩效对于控制权结构指数也有负的反馈作用。也就是说，控制权的分散有助于企业绩效的提高，企业绩效的提高会进一步导致控制权的分散。企业规模对控制权结构指数的回归系数在0.4-0.5之间，而且在1%的水平上显著，这说明我国规模越大的上市公司，控制权越集中。我国上市公司的现状正是以国有控股为主，董事会运作存在着严重的集权色彩，社会公众股难以发挥其有效监督作用的状态，控制权集中度较高，这极不利于公司绩效水平的提升。表6 两种方法回归系数的比较tab.6 regression coefficients contrast of two meth

41、ods olstls绩效为因变量tq-0.099-0.217roa0.003-0.013eps0.058-0.110ci为因变量tq-0.112-0.109roa-1.108-1.620eps-0.041-0.213在表6中，我们将考虑内生性后与未考虑内生性时所得回归系数进行对比可以看出，在考虑到内生性的情况下，绩效作为因变量时两种回归系数相差2倍，控制权结构作为因变量时两种回归系数相差也有1-4倍的差距。也就是说，单方程模型与考虑了内生性的联立方程模型相比，严重低估了控制权结构与绩效间的相互关系。在单方程模型中，控制权结构指数与绩效之间会因为指标选取不同而表现出相互矛盾的相关性。一般出现这种

42、矛盾时，我们更愿意相信代表盈力能力的指标：总资产收益率和每股收益。但是考虑了内生性关系后，我们可以看到，回归的结果都是负相关，只有用托宾q值作为绩效评价指标时，单方程模型和联立方程模型才有一致性的结论。这说明学术界一直有争议的托宾q值才能作为更客观的绩效评价指标。托宾q值是企业在资本市场的价格对企业本身价值的比值，是资本市场价格对于实体价值的理性回归。以收益率为代表的盈力能力作为绩效评价指标具有偏面性，因为盈力能力并不能反映企业其它方面的状况，比如企业的成长潜力、偿还能力、运营能力、固定资产价值、无形资产价值。我们认为，虽然中国的资本市场具有特殊性，但这并不影响将托宾q值作为绩效评价指标的有效

43、性。五、 结论本文通过实证发现公司控制权结构与企业绩效间存在负相关关系，而且相关性比以前研究所认为的要高得多。公司控制权过于集中，不利于绩效的提升。目前我国资本市场以国有控股为主，大股东牢牢掌握着公司的运营，董事会运作存在着严重的集权色彩，社会公众股难以发挥其有效监督作用的状态，控制权集中度较高，这极不利于公司绩效水平的提升。而绩效水平低，则很难吸引投资者进入，反过来又使我国资本市场一股独大的局面更加僵化。从分散控制权的思路出发，将股权改革和董事会独立性改革作为国有上市企业改革的突破口，形成控制权与绩效间的良性循环，是一个比较好的尝试。同时我们的实证研究还证实，公司控制权结构与企业绩效间的内生

44、性是很严重的。无论影响控制权结构的各个因素，还是企业绩效的各个指标，它们都是企业的内生变量。认为公司控制权决定企业绩效，或企业绩效决定控制权结构的看法都是片面的。因此在上市企业改革过程中，仅仅从一个方面去思考是不行的。从实证的结果我们还发现，在中国资本市场，用托宾q值作为绩效评价指标是非常有效的。托宾q值在国外使用比较普遍，但在国内却倍受学术界所诟病，究其原因，一方面是计算托宾q值时所使用的数据难以获得，一般都用相接近的数据来替代；另一方面在有些实证研究中用托宾q值所得到结果与使用其它指标可能会产生矛盾。本文的研究认为之所以会产生这样的矛盾，可能是因为研究变量都是复杂的经济活动内生的，将变量之

45、间理解为简单的自变量与因变量的关系必然会得到与实际不符的结论。参 考 文 献1 陈俊青. 产品市场竞争、控制权结构与公司绩效关系的实证研究d. 浙江大学，2009.junqing chen. product market competition,control structure and firm performance: an empirical analysisd. zhejiang university, 2009.2 fama e，jensen m. separation of ownership and controlj. journal of law and economies.

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48、al analysis between control structure of chinese listed company and firm performancej. economic science, 2000, (4): 34-44.7 sanji bhagat&bernrd black. the non-correlation between board composition and long-term firm performancej. journal of corporation law, 2002, 231. 8 bebjamin e h,micheal s w. boa

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