中国民营上市公司家族控制权特征与公司绩效实证研究

1、PAGE PAGE 46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 要要在民营企企业中，家族对对企业的的治理直直接影响响着企业业的经营营与发展展，而公公司治理理的核心心是家族族控制权权。由于我国的资本本市场与与国外存存在较大大差异，同时民民营企业业在控制制权结构构、持有有比例、实现方方式等方方面又需要与我国的市市场制度度相适应应，国外外对于家家族控制制权方面面的研究究成果并并不适用用于我国国的情况况。因此此，对中中国大陆陆家族企企业的控控制权特特征及其其对公司司绩效的的影响的的研究是是非常必必要的。本文首先先研究了了中国民民营上市市公司的的家族控控制权

2、特特征，从从家族控控制权的的持有比比例、实实现方式式、内部部结构、现金流流权比例例、管理理参与度度、所在在地域差差异、上上市时间间等方面面进行研研究假设设。之后以以中国证证券报和和清华大大学合作作编制的的公司综综合绩效效标准计计算绩效效，再从从中国财财政部的的企业业财务通通则中中为企业业规定的的四类财财务指标标中，通通过最小小二乘回回归与逐逐步回归归的方法法选取对对绩效最最有影响响力的指指标。其次以以最终控控股股东东及其一一致行动动人股权权为基础础，整理理和计算算了相应应上市公公司的家家族控制制权及其其现金流流权。基于以上上的数据据选取说说明，本本文选取沪深两两市20008年年至20010年年

3、上市的的民营企企业为初初始样本本，剔除除了一些些非自然然人和家家族控制制的民营营企业以以及金融融类上市市公司，最后以以1877家公司司的数据据为样本本。通过过R软件和SSPSSS统计软软件作相相应的计计算与模模型的建建立，且且对模型型的正态态性，内内生性等等进行检检验。最最后利用用方差分分析等统统计方法法，以中国国民营上上市公司司的家族控控制权特特征对公公司绩效效的影响响作为研究对象象，并得得到一定定的结论论。关键词：家族控控制权 绩效效 回回归分析析 方方差分析析 RR软件 SPPSS统统计软件件一、绪言言（一）课课题背景景根据Faacciio和Lanng(220022 Thhe UUlti

4、imatte 00wneershhip of Wessterrn EEuroopeaan CCorpporaatioon), Cllaesssenns, Djaankoov和LLangg(20000 Thee Seeparratiion of Ownnersshipp annd CConttroll inn Eaast Asiian Corrporratiionss)的研研究，西西欧和东东亚国家家或地区区的近七七成上市市公司由由单个股股东控股股，并且且大多是是家族持持有的。尽管家家族企业业被认为为是比较较落后的的企业组组织形态态，随着着企业组组织制度度及形式式的发展展与变革革，家族族式企业业始

5、终作作为最普普遍的企企业组织织形态出出现在任任何经济济发展时期期。家族族对于企企业的治治理影响响着企业业的经营营与发展展，而公公司治理理的核心心问题是控控制权。Chrristtinaa(20005)从控制制权角度度考察家家族控制制权对企企业绩效效的影响响，得出出香港家家族上市市公司控控制权与与企业绩绩效存在在“掘壕-协同-掘壕”的立方方形式的的关系，家族控控制权在在16.86%和63.17%之间时时存在利利益协同同效应，小于116.886%或或大于663.117%时时则存在在掘壕效效应。目目前我国国处于经经济转型型时期，市场经经济仍处处于发展展阶段，家族企企业的数数量规模模不断扩扩大。由于中中

6、国民营营上市公公司广泛泛采用金金字塔式式控股的的股权结结构，同同时在控控制权结结构、持持有比例例、实现现方式等等方面又又与中国国的市场场制度相相适应，因此，中国民民营上市市公司家家族控制制权特征征与绩效效的关系系可能与与目前已知知的研究究结论不不同。（二）问问题的提提出 国外同同类研究究主要集集中在管管理层持持股比例例与公司司绩效、家族持持股比例例与公司司绩效两两个领域域。与英英美公司司以股权权分散为为主的所所有权结结构不同同，中国国上市公公司的所所有权结结构基本本上是集集中的，包括国国有控股股型公司司和家族族控股型型公司两两大主流流板块。因此，中国资资本市场场未来发发展会形形成以国国家所有有

7、权和家家族所有有权为主主体的市市场结构构。其中中，国有有控股型型公司主主要集中中在需要要国家控控制的主主干领域域，这些些公司一一般规模模较大，但在整整个资本本市场中中公司数数量比重重会逐步步降低；而家族族控股型型公司主主要集中中在市场场竞争领领域，这这些公司司虽然大大多数规规模相对对较小，但在公公司数量量上会逐逐步上升升。随着中中国民营营上市公公司数量量的不断断扩大，研究中中国民营营上市公公司家族族控制权权特征对对中国公公司治理理制度的的完善具具有现实实意义。民营企企业是拉拉动中国国经济增增长的重重要力量量，是中中国经济济的重要要组成部部分，而而家族企企业是民民营企业业最主要要的组成成形式。但

8、家族族企业由由于其自自身的特特点和发发展过程程，存在在着家族族管理的的弊端，大大限限制了家家族企业业的发展展。因此此，对中中国大陆陆家族企企业的控控制权特特征，以以及该特征征对公司司绩效影影响的研研究是非非常必要要的，可以帮助助家族企企业有效效改善业业绩、提提高竞争争力，推推动中国国民营家家族企业业健康持持续发展展。现阶段中中国的市市场经济济制度与与经济环环境决定定了中国国资本市市场的所所有权结结构与国国外存在在较大差差异。一一般地，股权权结构是是研究公公司内部部治理机机制的主主要因素素。然而而，欧洲洲大陆和和东亚的的家族上上市公司司广泛采采用金字字塔式控控股等股股权结构构，导致致公司股股权与

9、控控制权的的分离，因而控制制权成为为研究公公司治理理的主要要因素。中国民民营上市市公司的的控制权权既有欧欧洲大陆陆和东亚亚家族上上市公司司共有的的特征，同时，在控制制权的结结构、类类型、实实现方式式等方面面又具有有中国特特殊的制制度特征征。事实上，由于中国国大陆家家族企业业的控制制权特征征及其对对公司绩绩效的影影响的相相关研究究很少，我们无无从得知知控制权权的结构构、类型型、实现现方式等等控制权权特征对对绩效的的具体影影响。综综上，本文从这这一被关关注较少少的方面面展开研研究，有助于于挖掘影影响绩效效的新的的因素，从而推推动中国国民营上上市公司司的发展。二、家族族控制权权特征分分析与研研究假设

10、设家族控制制权的第第一特征征是上市市公司控控制权的的取得方方式，其途径径主要包包括：直直接上市市(IPPO)、股权受受让、管管理层收收购(MMBO)三种方方式。从从以往的的情况看看来，上上市公司司控制权权取得途途径的不不同，决决定了控控股股东东对上市市公司“态度”的不同同，尤其其在民营营企业这这一现象象较为明明显。一一般地，通过IIPO取取得上市市公司控控制权的的民营上上市公司司由创立立者亲手手缔造，这些缔缔造者对对其上市公公司有着着特殊的的感情，大部分分还在有有效地经经营和管管理其上市公公司的各各项事务务。自从从20006年下下半年我我国重新新启动IIPO，通过此此方式进进行公司司的上市市已

11、成为为主流趋趋势，基基本所有有民营企企业的上上市都是是由此种种方式实实现。因因此上市市公司控控制权的的取得途途径对于于该公司司的业绩绩已无太太大影响响。因此，本本文将从从家族控控制权的的持有比比例、实实现方式式、内部部结构，以及现现金流权权比例、管理参参与度、所在地地域差异异以及企企业上市市时间等等特征分分析中国国民营上上市公司司家族控控制权特特征对公公司绩效效的影响响。（一）控控制权持持有比例例特征对对公司绩绩效的影影响研究控制制权持有有比例特特征对公公司绩效效的影响响，主要要是通过过实证研研究考察察什么样样的控制制权区间间利益协协同效应应更可能能发生，什么样样的控制制权区间间则是利利益侵害

12、害效应或或掘壕效效应更可可能发生生。在英英美的研研究文献献中，掘掘壕效应应往往存存在于控控制权比比例区间间分布的的中间段段。如MMorcck, Shlleiffer和和Visshnyy(19988 Mannageemennt 00wneershhip andd Maarkeet VValuuatiion：An Emppiriicall Annalyysiss)的研研究结果果呈“协同掘壕协同”的三次次方形式式关系，因此，本文假假设中国国民营上上市公司司家族控控制权持持有比例例与公司司绩效存存在立方方性关系系。假设1：家族控控制权持持有比例例的区间间分布特特征与公公司绩效效存在立立方形式式的非线线

13、性关系系（二）控控制权实实现方式式特征对对公司绩绩效的影影响控制权的的实现方方式主要要有控股股股东直直接持有有、金字字塔式控控股、交交叉式控控股等三三种方式式，或者者这三种种方式的的混合。其中第第一种实实现方式式并不会会造成控控制权和和现金流流权的分分离，而而后面两两种方式式以及混混合方式式往往造造成现金金流权和和控制权权的分离离。控股股股东可可借此实实现以少少量的资资金获得得较大的的控制权权。尤其其在多层层金字塔塔股权结结构中，不管现现金流权权多么小小，处于于金字塔塔控制权权结构顶顶端的控控股股东东都能够够控制目目标公司司。总体体而言，金字塔塔式和交交叉式控控制权实实现方式式导致了了控制权权

14、和现金金流权分分离，这这种分离离会促使使控股股股东产生生侵占上上市公司司和其他他中小股股东利益益的冲动动。然而而，研究究侵占动动机不能能忽略控控股股东东的侵占占成本问问题，如如果投资资者保护护很强、侵占成成本很高高，则会会部分抑抑制控制制权和现现金流权权分离度度较低的的控股股股东的侵侵占动机机；反之之，如果果侵占成成本很低低，则不不管控制制权和现现金流权权是否分分离，只只要控股股股东是是部分地地拥有公公司所有有权，都都会产生生利益侵侵占动机机。因此此，本文文假设控控制权实实现方式式与公司司绩效相相关，但但不同制制度环境境会有不不同表现现形式。 假设2：控制制权和现现金流动动权分离离度与公公司绩

15、效效相关，但影响响大小与与制度环环境对投投资者的的保护度度相关（三）家家族控制制权内部部结构特特征对公公司绩效效的影响响 家族族控制权权的内部部结构特特征是指指家族控控制权在在家族成成员内部部的分配配情况。它代表表家族控控制权由由多少个个家族成成员拥有有，各成成员间的的关系，家族控控制权在在各成员员间的比比例分配配。持有有股份的的家族成成员的关关系有父父子、兄兄弟、夫夫妻、翁翁婿、姐姐弟、母母子等各各种关系系，这些些关系以以成员间间具有血血缘关系系或者姻姻亲关系系为前提提。值得得注意的的是那些些没有持持有控制制权的家家族成员员，实际际上也参参与到企企业的经经营管理理中。家家族控制制权的继继承问

16、题题以及成成员内部部关系是是否和谐谐对公司司绩效产产生影响响，这些些问题在在我国已已经出现现。本文文认为个个人持股股、父子子持股、夫妻持持股是相相对稳定定的关系系，而其其他家族族持股结结构可能能给公司司带来不不稳定因因素。 假设3：家族族控制权权的内部部结构特特征对企企业绩效效具有一一定的影影响（四）家家族控制制权其他他特征因因素对公公司绩效效的影响响1、现金金流权对对企业绩绩效的影影响 一般般地，控股股股东的的现金流流权越大大，公司司的价值值越高，但国内内一些学学者从股股权分置置角度出出发，认认为家族族上市公公司在上上市时一一般均以以数十倍倍的市盈盈率发行行，从而而形成了了高额的的资本公公积

17、，这这强化了了控股股股东通过过“掠夺性性分红”来套取取现金的的动机。本文认认为我国国资本市市场存在在这些现现象，但但掠夺性性现金分分红不具具普遍性性。 假设4：控股股股东持持有现金金流权的的大小对对企业绩绩效具有有一定的的影响2、家族族对公司司管理的的参与程程度对企企业绩效效的影响响 很多多的研究究表明，家族对对企业管管理的参参与程度度在企业业发展的的不同时时期具有有不同的的影响。Misshraa等人(220011)的研研究发现现：创始始家族控控制与公公司价值值正相关关；创始始家族在在年轻企企业中更更具有价价值；在在创始家家族担任任CEOO的情况况下，董董事会规规模越小小，创始始家族控控制与公

18、公司价值值之间的的关系越越强。目目前我国国民营企企业尚处处于发展展时期，很多企企业的还还处于第第一代创创始人的掌控控下。创创业者开开拓进取取以及创创新精神神使得企企业在初初期得以以发展和和壮大。因此本本文假设设，在目前前情况下下，家族族积极的的参与企企业的管管理有利利于企业业绩效的的改进。 假设5：控股股股东参参与公司司管理与与公司绩绩效呈显显著的正正相关关关系3、地域域差异对对公司绩绩效的影影响 公司司的发展展与所在在地的文文化背景景、当地地政府的的扶持力力度、地地理位置置、地区区产业发发展导向向等是密密切相关关的。各各个地区区商业运运作模式式的差异异正为人人们所关关注，如如张俊杰杰(200

19、05)在其系系列研究究丛书中中把鲁商商模式的的特色归归结为群群像经济济，苏商商模式的的特色归归结为外外资拉动动式经济济，浙商商模式的的特色归归结为民民办经济济，闽商商模式的的特色归归结为商商本经济济，粤商商模式的的特色归归结为加加工贸易易式模式式经济。因此，本文假假设公司司的地域域差异对对公司绩绩效具有有影响。 假设设6：公司司的地域域差异特特征对公公司绩效效具有一一定影响响（五）上上市时间间对企业业绩效的的影响股票市场场环境对对新股发发行上市市具有一定定影响。当大盘盘处于上上升周期期、股指指不断创创新高时时，新股股往往采采用超市市盈率发发行上市市，可以以最大限限度地超超募融资资。当大大盘处于

20、于下降通通道、股股指连续续调整创创新低时时，新股股上市就就有一定定风险。沪深两两市自220088年开始始下跌，市场环环境最惨惨烈时，证监会会曾一度度停止发发行新股股，且长长达数月月之久；后来随随市场好好转恢复复，并在在创业板板设置以以后，新新股发行行又经历历了一段段时间的的火爆。但是，当市场场再次调调整后，两市新新股上市市当日即即大量破破发的情情景频频频出现，严重打打击投资资者信心心，对上上市公司司融资产产生不利利影响，从而有有可能影影响公司司绩效。假设7：上市时时间对企业绩效效具有一一定影响响三、研究究样本的的选取与与数据说说明（一）研研究样本本的选取取由于国有有控股基基本上是是外生的的制度

21、安安排（包包括过去去长期实实行的股股权分置置安排），且股股权性质质复杂，其持股股比例与与公司绩绩效的关关系中隐隐含大量量非市场场因素。这些样样本的公公司行为为与本文文所要研研究的主主题不符符，而管理理层持股股在我国国尚不普普遍。因因此，为为与国外外同类研研究具有有可比性性，本文文只选取取由自然然人或家家族控制制的样本本。 鉴于上上面的假设和考虑虑原始数数据的可可得性，本文的的研究以以沪深两两市20008年至20010年上市的的民营企企业为初初始样本本，剔除除了一些些非自然然人和家家族控制制的民营营企业以以及金融融类上市市公司，最后样样本总数数为187家。本文的的原始数数据主要要通过和讯讯网、凤

22、凰凰财经和和首创行行情资讯讯分析系系统软件件等渠道道获得。数据的的具体选选取方法法见下一一节，数数据的计计算通过过Exceel软件件实现，具体数数据请见见附录11。 （二）指指标选取取与数据据说明1.绩效效的计算算本文选用用中国证证券报和和清华大大学中国国企业研研究中心心，连续续11年年合作编编制的上上市公司司综合绩绩效计算算标准来来计算上上市公司司绩效指指标。此此标准参参照国际际上通行行的评估估体系并并结合我我国的实实际情况况，采用用定性分分析和定定量分析析相结合合的方法法，主要要立足于于公司的的财务数数据，完完全依据据上市公公司披露露的财务务报表数数据进行行计算。该指标标体系由由19个基基

23、本指标标组成，采用盈盈利能力力、偿债债能力、成长性性、运营营改善效效果4类类指标进进行综合合排名。由于国国家对上上市公司司的财务务处理有有统一规规定，并并且上市市公司披披露的年年报是经经过会计计事务所所审计的的，本文文认为经经会计事事务所审审计的财财务报表表是可信信的，并并假定所所有上市市公司财财务处理理的规则则是一致致的，不不同上市市公司的的财务数数据间具具有可比比性。（1）基基本指标标的计算算基本指标标的选取取考虑了了客观性性、公允允性和科科学性。指标数数据均可可根据上上市公司司公开披披露的信信息进行行指标定定量计算算，尽量量避免主主观因素素的影响响。鉴于于此次的的研究对对象为00810年

24、上上市的公公司以及及其当年年业绩，我们无无法获得得或预测测该公司司未来的的财务数据据，因此此在部分分指标中中，我们们用单年年财务数数据替代代平均值值，而成长长性指标标主要通通过该公公司当年年与去年年的财务务数据比比较获得得。具体的指指标计算算方法如如下表：表1 上市市公司绩绩效评价价指标体体系类别指标名称称计算公式式盈利能力力1. 净净资产收收益率2. 净净资产经经常性收收益率3. 总总资产报报酬率4. 投投入资本本经营收收益率偿债能力力5. 流流动比率率6. 强强制性现现金支付付比率7. 现现金流动动负债比比率8. 资资产负债债率成长性9. 近近年销售售平均增增长率10. 近年利利润平均均增

25、长率率11. 近年资资产平均均增长率率12. 近年资资本平均均增长率率13. 销售增增长趋势势该年销售售增长率率14. 利润增增长趋势势该年利润润增长率率运营改善善效果15. 营业利利润率16流流动资金金周转17总总资产周周转18存存货周转转19应应收款周周转（2）指指标积分分与绩效效的计算算方法：各基本指指标的计计分只具具有相对对意义，指标最最高分均均为1000分，最低分分均为00分。各各指标的的计分公公式见表表2。公式式中为指指标得分分，为根根据上市市公司公公布的资资产负债债表、利利润表和和现金流流量表中中的数据据计算出出的指标标值。公公式中的的参数是是根据全全部上市市公司的的指标数数据进

26、行行拟合而而得出的的。最后后的综合合计分公公式中的的权重是是根据主主成分分分析结果果给出的的，即为为该公司司的最终终绩效。表2 上上市公司司绩效评评价指标标计分公公式指标符号计算公式式净资产收收益率净资产经经常性收收益率总资产报报酬率投入资本本经营收收益率流动比率率强制性现现金支出出比率现金流动动负债比比率资产负债债比率近年销售售平均增增长率近年利润润平均增增长率近年资产产平均增增长率近年资本本平均增增长率销售增长长趋势利润增长长趋势营业利润润率提高高度流动资金金周转改改善度总资产周周转改善善度存货周转转改善度度应收款周周转改善善度盈利能力力得分偿债能力力得分成长性得得分运营改善善效果得得分综

27、合得分分2. 影影响公司司绩效的的财务指指标20066年122月4日日，中国国财政部部颁发了了新的企业财财务通则则（财财政部令令第411号），于20007年年1月11日开始始实行。其中为为企业规规定了四四类财务务指标为为：偿债债能力、营运能能力、盈盈利能力力和发展展能力。（1）偿偿债能力力分析短期期偿债能能力分析析： 流动比比率（CR）：流动比比率是指指流动资资产与流流动负债债的比值值，其计计算公式式为：流动比率=流动资产流动负债速动比比率（QR）：速动动比率是是速动资资产和流流动负债债的比值值，其计计算公式式为：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与流动负负债比率率(C

28、FFDR)：现金与与流动负负债比率率是现金金和现金金等价物物与流动动负债的的比值，其计算算公式为为：现金与流动负债比率=现金+现金等价物流动负债 现金流流量与流流动负债债比率(CFRR)：现金流流量与流流动负债债比率是是经营活活动现金金流量与与流动负负债的比比值，其其计算公公式为：长期偿债债能力分分析： 资产负负债率(ALRR)：资产负负债率又又称负债债比率，是企业业的负债债总额与与资产总总额的比比值，其其计算公公式为：资产负债率=负债总额资产总额股权比比率(EER)：股权比比率是企企业的股股东权益益总额与与资产总总额的比比值，其其计算公公式为：股权比率=股东权益总额资产总额权益乘乘数(EEM

29、)：权益成成数是企企业的资资产总额额与股东东权益总总额的比比值，其其计算公公式为： 权益乘数=资产总额股东权益总额负债与与股权比比例(DDER)：负债债与股权权比率是是企业的的负债总总额与股股东权益益总额的的比值，其计算算公式为为： 负债与股权比例=负债总额股东权益总额债务与与有形净净值比率率(TNNDR)：债务与与有形净净值比率率是企业业的负债债总额与与有形净净值的比比值。有有形净值值指的是是扣除无无形资产产后的股股东权益益额。债债务与有有形净值值的计算算公式为为：债务与有形净值=负债总额股东权益-无形资产净额偿债保保障比率率(DSSCR)：偿债保保障比率率是负债债总额与与经营活活动现金金流

30、量的的比值，其计算算公式为为： 偿债保障比率=负债总额经营活动现金净流量利息保保障倍数数(ICCR)：利息保保障倍数数是息税税前利润润与利息息费用的的比值，其计算算公式为为：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）营营运能力力分析存货周周转率(IT)：存货周周转率又又叫存货货周转次次数，是是主营业业务成本本与存货货平均余余额之比比。存货货周转一一次指的的是从购购入存活活到卖出出存货的的全过程程，其计计算公式式为：存货周转率= 主营业务成本存货平均余额存货周周转期(ITPP)：存货周周转期是是反应存存货周转转情况的的另一个个总要指指标，又又称存货货周转天

31、天数，它它是3660天与与存货周周转率之之比，其其计算公公式为：存货周转期=360存货周转率应收账账款周转转率(AART)：应收账账款周转转率又叫叫应收账账款周转转次数，是赊销销收入与与应收账账款平均均余额之之比。应应收账款款周转一一次指的的是从应应收账款款发生到到收回的的全过程程，其计计算公式式： 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账款周转转期(AARTPP)：应应收专款款周转期期是反映映应收账账款周转转情况的的另一个个重要指指标，又又称为应应收账款款周转天天数或应应收账款款平均收收现期，它是3360天天与应收收账款周周转率之之比，其其计算公公式

32、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周期(BBC)：营业周周期是指指从购入入存活到到售出存存货并收收取现金金的这段段时间。如果我我们将现现销视作作收账期期为零的的赊销，那么售售出存货货的时点点即为应应收账款款发生的的时点。因此，存货周周转期与与应收账账款周转转期之和和就等于于从购入入存货到到售出存存货并收收取现金金平均需需要的天天数。营营业周期期的计算算公式为为：营业周期=存货周转期+应收账款周转期 HYPERLINK /view/10216.htm 流动资资产周转转率(CCAT)：流动资资产周转转率是反反映流

33、动动资产周周转情况况的重要要指标，它等于于主营业业务收入入与流动动资产平平均余额额之比，其计算算公式为为：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流动资资产周转转期(CCATPP)：流动资资产周转转期是反反映所有有流动资资产周转转情况的的另一个个重要指指标，它它等于3360天天与流动动资产周周转率之之比，其其计算公公式为：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资产周转转率(FFAT)：固定定资产周周转率是是反映固固定资产产周转快快慢的重重要指标标，它等等于主营营业务收收入与固固定资产产平均余

34、余额之比比，其计计算公式式为：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固定资资产周转转期(FFATPP)：固定资资产周转转期是反反应固定定资产周周转情况况的另一一个重要要指标，它等于于3600天与固固定资产产周转率率之比，其计算算公式为为：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产周转率率(TAAT)：总资产产周转率率是反映映企业所所有资产产周转情情况的重重要指标标，它等等于主营营业务收收入与平平均资产产总额之之比，其其计算公公式为：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

35、初资产总额+期末资产总额2总资产产周转期期(TAATP)：总资产产周转期期是反映映企业所所有资产产周转情情况的另另一个重重要指标标，它等等于3660天与与总资产产周转率率之比，其计算算公式为为：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）盈盈利能力力分析总资产产报酬率率(RTTA)：总资产产报酬率率反映的的是企业业投入的的全部资资金获取取报酬的的能力。它等于于企业的的息税前前利润同同平均资资产总额额的比率率，其计计算公式式为：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%在实际应应用中，由于各各利益相相关者对对净利润润的

36、特别别关注，更常见见的总资资产报酬酬率的计计算公式式为：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%长期资资金报酬酬率(LLRRCC)：长长期资金金报酬率率是企业业息税前前利润同同平均长长期资金金的比值值，其计计算公式式为：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%股东权权益报酬酬率(RROE)：股东权权益报酬酬率又称称净资产产收益率率、所有有者权益益报酬率率或权益益资本报报酬率，反映股股东投入入的资金金所获得得的报酬酬率，它它等于净净利润与与平均股股东权益益的比值值，其计计

37、算公式式为：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%主营业业务毛利利率(MMBPGG)：主营业业务毛利利率是主主营业务务毛利与与主营业业务收入入的比值值。所谓谓主营业业务毛利利，是指指主营业业务收入入扣减主主营业务务成本后后的余额额。主营营业务毛毛利率的的计算公公式为：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%主营业业务净利利率(NNPMBB)：主营业业务净利利率是净净利润与与主营业业务收入入的比值值，其计计算公式式为：主营业务净利率=净利润主营业务收入100%普通股股每股盈盈余(EEPS)：普

38、通股股每股盈盈余简称称为每股股盈余或或每股利利润，是是净利润润扣除优优先股股股利后的的余额与与平均普普通股股股数的比比值，其其计算公公式为：每股盈余=净利润-优先股股利平均普通股股数如果年内内普通股股的股数数未发生生变化，则平均均普通股股股数就就是年末末普通股股股数。如果年年内普通通股股数数发生了了变化，则平均均普通股股股数的的计算公公式为：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如果找不不到年内内新增普普通股的的资料，也可以以用年末末普通股股股数代代替。普通股股每股现现金流量量(CFFPS)：普通股股每股现现金流量量简称每每股现

39、金金流量，是经营营活动产产生的现现金流量量净额扣扣除优先先股股利利之后，与平均均普通股股股数对对比的结结果。其其计算公公式为：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）发发展能力力分析销售（营业）增长率率（SGGR）：销售（营业）增长率率表示本本年销售售（营业业）收入入增长额额与上年年销售（营业）收入总总额的比比率，是是评价企企业发展展状况和和发展能能力的基基础性指指标。其其计算公公式为：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%资本积积累率(RCAA)：资资本累计计率是指指企业本本年所有有者权益益增长额额同年初初所有者者权益的的比率。该指标标表示企企

40、业当年年资本的的积累能能力，是是评价企企业发展展潜力的的重要指指标。其其计算公公式为： 资本累计率=所有者权宜增长额年初所有者权益100%总资产产增长率率(TAAG)：总资产产增长率率是指本本年总资资产增长长额同年年初（即即上年末末）资产产总额的的比率，该指标标从企业业资产总总量扩张张方面衡衡量企业业发展能能力，表表明企业业规模增增长水平平对企业业发展潜潜力的影影响。其其计算公公式为： 总资产增长率=本期总资产增长额年初资产总额100%3体现现家族控控制权的的变量为了进行行对上述述假设的的验证与与分析，需要制制定一些些和家族族控制权权有关的的变量。根据本本文假设设，我们们设定了了与家族族控制权

41、权相关的的3个基基本变量量以及33个哑变变量，分分别是： 表3 体体现家族族控制权权的变量量家族控制制权（FFCR）最终控股股股东及及其一致致行动人人的每条条控制链链条中的的持股比比例最小小值的累累加家族现金金流权（CASSH）最终控股股股东及及其一致致行动人人的各链链条持股股比例的的乘积控制权与与现金流流权的分分离（SSQ）家族控制制权/家家族现金金流权家族控制制权的内内部结构构（Dummmy_IS）1代表个个人、父父子、夫夫妻持有有，0代代表其他他是否制定定管理层层（Duummyy_Maanagge）1代表制制定管理理层，00代表不不指定公司所在在地域（Dummmy_Areea）1代表目目

42、标企业业，0代代表非目目标企业业，总共共五个地地域分别别是：山山东、江江苏、浙浙江、福福建、广广东四、模型型的建立立1. 财财务指标标的选取取本文通过过最小二二乘估计计和逐步步回归的的方法，从322项财务务指标中中选取对对绩效有有显著影影响的指指标，剔剔除对绩绩效没有有显著影影响的指指标，从从而获得得最能影影响绩效效的少数数财务指指标。而而此322项数据据之间的的极差较较大，需需要对数数据进行行中心标标准化，再进行行回归分分析。其次次，对选取的的变量进进行复共共线性的的判断，将具有有严重复复共线性性的变量量去除。以上所所述的操操作主要要通过RR软件完完成。逐步回归归的结果果如下：表4 财务务指

43、标的的选取常数和解解释变量量参数估计计参数标准准差T统计量量双侧概率率C60.8879770.11196508.8300 2ee-166 *流动比率率CR2.899641.099992.63330.0009211 *速动比率率QR-3.2262331.13371-2.88690.0004622 *现金流量量比率CCFR1.866110.1666711.1168 2ee-166 *固定资产产周转率率FATT-0.4499440.15509-3.33090.0001144 *总资产周周转率TTAT-0.8872110.19961-4.44481.544e-005 *总资产报报酬率RRTA1.166

44、970.200915.59938.388e-008 *股东权益益报酬率率ROEE1.255470.211105.94471.444e-008 *主营业务务毛利率率MBPPG0.500750.222832.22230.0227511 *每股现金金流量CCFPSS0.366800.133072.81150.0005444*营业增长长率SGGR1.988010.1447313.4444 2ee-166 *判定系数数0.86657F统计量量113.4调整的判判定系数数0.8558F统计量量的概率率1100，则认为为存在中中等程度度的复共共线性。通过RR软件求求得相关关系数矩矩阵的最最小特征征值为，对应

45、的的特征向向量为因而回归归自变量量之间有有如下复复共线性性关系：注意到，CR和和QR的的系数比比其他变变量大很很多，因此此可以把把其他变量量略去，得到：由于变量量CR和和QR具具有很强强的复共共线性，因此去去掉其一一计算相相关系数数矩阵的的条件数数，通过过R软件件的计算算，发现现去掉变变量QRR时使得得条件数数最小，为155.73323。此时认认为变量量间不存存在复共共线性。2.建立立模型将这9个个财务指指标作为为方程的的自变量量。再根根据上述述前6个研研究假设设，加入入体现家家族控制制权的变变量，建建立模型型如下： 其中，TTSUPP是清华大大学与中中国证券券报合编编的绩效效指标。五、模型型

46、的求解解与检验（一）变变量的描描述统计计分析首先采用用SPSSS软件件对变量量进行描描述统计计分析，观察1187家家企业的的数据，下面将将主要指指标数据据的描述述性统计计指标列列示如下下：表7 144个基本本变量的的描述性性统计指指标描述统计计量N极小值极大值均值标准差绩效指标标TSUUP18748.22272.77360.8879774.3442177家族控制制权FCCR187.12.82.43990.155506家族现金金流权CCASHH187.10.81.38779.157764控制权与与现金流流权的分分离SQQ1871.0003.6001.2113.467716流动比率率CR187.6

47、949.5546.52247.03317现金流量量比率CCFR187-2.3353.466.14998.655566固定资产产周转率率FATT187.35262.1010.778326.223411总资产周周转率TTAT187.202.811.81887.443310总资产报报酬率RRTA187.02.22.08333.039907股东权益益报酬率率ROEE187.02.40.13337.055504主营业务务毛利率率MBPPG187.02.42.14444.079956每股现金金流量CCFPSS187-2.00418.7753.811632.87707营业增长长率SGGR187-.3002.

48、988.27551.313380有效的 N （列表状状态）187从上表可可以看出出，我国民民营上市市企业平平均绩效效水平为为60.87997，该该指标实实际高于于20008年全全国上市市公司平平均水平平57.4177。这一一结果与与中国国公司治治理报告告（20005）：民营营公司治治理的的结论相相反。据据该报告告统计发发现，中中国民营营上市公公司的整整体业绩绩落后于于非民营营性质上上市公司司的平均均水平。由此，本文认认为随着着社会经经济发展展，08、09、10年年上市的的民营企企业的治理制制度逐步步完善，公司的的绩效有有着显著著的进步步。当然然，这一一结论不不排除因因为样本本量不足足所带来来的

49、误差差。（二）模模型的实实证检验验1. 模模型的拟拟合首先通过过R软件件对加入入家族控控制权变变量的模模型进行行最小二二乘回归归，得到到的结果果如下：表8 模型型拟合（最小二二乘回归归）常数和解解释变量量参数估计计参数标准准差T统计量量双侧概率率C52.443877312.3553266322.2283 2ee-166 *FCR-11.2233582216.77686627-0.66690.5004200FCR2214.7736008536.770644950.40010.6888599FCR33-11.9577240025.99711164-0.44600.6445822CASHH4.888

50、455593.722105521.31130.1991077SQ1.399983360.722940001.91190.0556655 .CR-0.002533370.02214003-1.11840.2338155CFR2.288952290.2113155410.7741 2ee-166 *FAT-0.001877820.00059117-3.11740.0001799 *TAT-1.887100150.46604663-4.00637.400e-005 *RTA29.778699065.600260025.31173.311e-007 *ROE25.117822334.122846656

51、.09997.055e-009 *MBPGG6.111458892.888788812.11170.0335700 *CFPSS0.088180020.044564411.79920.0774877 .SGR6.099649920.4770588912.9955 2ee-166 *Dummmy_IIS0.466396600.344696681.33370.1882966Dummmy_MManaage0.799017760.300435572.59960.0110266 *Dummmy_AAreaa-0.220833360.27730665-0.77630.4446566判定系数数0.87717

52、F统计量量67.553调整的判判定系数数0.85588F统计量量的概率率 2.2e-16由上表可可得，一一些变量量并没有有严格通过过检验，继续进进行逐步步回归，得到的的结果如如下：表9 模型型拟合（逐步回回归）常数和解解释变量量参数估计计参数标准准差T统计量量双侧概率率C53.336399550.6667022580.0003 2ee-166 *FCR-1.880677890.79964443-2.22690.0224522 *SQ0.511456650.277012241.90050.0558433 .CFR2.222844440.2007422910.7743 2ee-166 *FAT-0

53、.001844120.00057339-3.22090.0001599 *TAT-1.888955130.44475992-4.22223.899e-005 *RTA29.777511125.466886665.44441.744e-007 *ROE25.007822853.611838816.93317.722e-111 *MBPGG5.333040032.700620031.97700.0550455 .CFPSS0.077648810.044443361.72210.0886999 .SGR6.077791160.4667911612.9989 2ee-166 *Dummmy_MMana

54、age0.722995550.299192242.50000.0113322 *判定系数数0.86678F统计量量104.4调整的判判定系数数0.85595F统计量量的概率率 2.2e-16综上，本本文得到到更加优优化的模模型为： 2. GGausss-MMarkkov假假设的验验证当进行最最小二乘乘回归的的讨论时时，本文文对模型型做了一一些标准准假设，即Gaausss-Maarkoov假设设，假定定模型误误差满足足下列条条件：（a）（b） （等方差差）（c） （不相关关）通过R软软件作出出的绩效效的回归归值与标标准化残残差的散散点图如如下： 从上图图可以看看出，除除少数几几个点之之外，大大部

55、分点点都落在在-22,2区间，则可以以表明残残差满足足Gauuss-Marrkovv假设。3. 正正态性检检验通过SPPSS软软件画出出残差的的Q-Q散点图，进一步步检验残残差是否否服从正正态分布布：从残差QQ-Q图可可以看出出，图中中的点大大致趋势势在一条条直线上上，则可可以认为为残差服服从正态态分布。综上所述述，残差差满足独独立性、等方差差性和正正态性假假设，模模型是基基本合理理的。4家族族控制权权的内生生性检验验表9显示示整个模模型的解解释度为为86.78%。家族族控制权权特征中中家族控控制权、控制权权与现金金流权的的分离以以及是否否指定管管理层通通过了检检验。可可见，上上述控制制权特征

56、征对公司司绩效有有影响，而其他他控制权权特征随随着外部部环境的的变化，对公司司绩效的的影响已已经显著著减小了了。由于控制制权特征征中，家家族控制制权对绩绩效影响响较大，下面主主要讨论论家族控控制权与与绩效关关系。通通过对家家族控制制权和绩绩效进行行最小二二乘拟合合得到家家族控制制权与绩绩效关系系近似为为负相关关关系，即即随着控控股股东东家族控制制权的增增大，公公司绩效效向掘壕壕效应方方向发展展。上述回归归结果表表明，TTSUPP与FCCR的关关系为线线性关系系，回归归模型假假设家族族控制权权是外生生变量，然而如如果它事事实上是是由内生生决定的的，那么么最小二二乘法回回归结果果可能被被错误解解释

57、。这这是因为为如果满满足经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计计量是最最优线性性无偏估估计量。然而，当联立立问题存存在时，普通最最小二乘乘估计量量不是最最优无偏偏估计量量，而是是有偏估估计量。对此，本文试试图通过过建立联联立方程程，并对对联立方方程进行行内生性性检验。（1）设设计联立立方程a方程程1因变量量为TSSUP的的方程由于要考考察内生生性（即即FCRR是否是是单向影影响TSSUP，而TSSUP不不能影响响FCRR），如如果存在在内生性性则表明明由上述述方程得得出的FFCR和和TSUUP的负负相关关关系不一一定成立立，所以以在设立立方程时时我们不不能用之之前

58、设计计的模型型，而是是要重新新设计模模型。考考察绩效效与各个个变量指指标和控控制权特特征的相相关系数数，如下下表：表10 绩绩效与各各个变量量指标和和控制权权特征的的相关系系数TSUPPFCRCASHHSQCRCFRFATTAT1.0000000000.011916692-0.00427746990.0443866530.0888566480.577670018-0.0079110755-0.0071664588RTAROEMBPGGCFPSSSGRDummmy_IISDummmy_MManaageDummmy_AAreaa0.7333311540.6552099730.5443055800.

59、1889500290.3552877360.0226311310.3880544600.033936624从上述TTSUPP与各指指标相关关系数可可以看出出，除FFCR外外，CFFR、RTAA、ROEE、MBPPG、SGRR、 Duummyy_Maanagge与TTSUPP的相关关系数较较大，即即他们对对TSUUP的影影响相对对较大，因此设设立方程程如下：方程1：b方程程2因变量量为FCCR的方方程为找到对对FCRR最有影影响力的的财务指指标，对对32个个财务指指标做FFCR的的最小二二乘估计计和逐步步回归。结果如如下：表11 FFCR方方程对财财务指标标的最小小二乘估估计和逐逐步回归归常数和

60、解解释变量量参数估计计参数标准准差T统计量量双侧概率率C0.43389990.011118839.22632e-16 *速动比率率QR0.11151770.05563002.04450.04422 *现金比率率CFDDR-0.11233350.0555800-2.22110.02283 *主营业毛毛利率MMBPGG0.02213550.01124441.71160.08878 .判定系数数0.15529F统计量量2.7772调整的判判定系数数0.0443477F统计量量的概率率0.0442933将上述留留下的这这些变量量加上家家族控制制权的77个变量量做最小小二乘回回归，结结果如下下：表12