某上市公司家族控制权特征与公司绩效研究

1、PAGE PAGE 55Evaluation Warning: The document was created with Spire.Doc for .NET.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 要在民营企业业中，家家族对企企业的治治理直接接影响着着企业的的经营与与发展，而而公司治治理的核核心是家家族控制制权。由于我国的资本本市场与与国外存存在较大大差异，同同时民营营企业在在控制权权结构、持持有比例例、实现现方式等等方面又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

2、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。本文首先研研究了中中国民营营上市公公司的家家族控制制权特征征，从家家族控制制权的持持有比例例、实现现方式、内内部结构构、现金金流权比比例、管管理参与与度、所所在地域域差异、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。基于以上的的数据选选取说明明，本文文选取

3、沪深两两市20008年年至20010年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，最最后以1187家家公司的的数据为为样本。通通过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：家家族控制制权 绩效 回归归分析 方差差分析 R软软件 SPSSS统计计软件一、绪言（一）课题题背景根据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。尽尽管家族族企业被被认为是是比较落落后的企企业组织织形态，随随着企业业组织制制度及形形式的发

5、发展与变变革，家家族式企企业始终终作为最最普遍的的企业组组织形态态出现在在任何经经济发展展时期。家家族对于于企业的的治理影影响着企企业的经经营与发发展，而而公司治治理的核核心问题题是控制制权。CChriistiina(20005)从从控制权权角度考考察家族族控制权权对企业业绩效的的影响，得得出香港港家族上上市公司司控制权权与企业业绩效存存在“掘壕-协同-掘壕”的立方方形式的的关系，家家族控制制权在116.886%和和63.17%之间时时存在利利益协同同效应，小小于166.866%或大大于633.177%时则则存在掘掘壕效应应。目前前我国处处于经济济转型时时期，市市场经济济仍处于于发展阶阶段，家

6、家族企业业的数量量规模不不断扩大大。由于中中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，因因此，中中国民营营上市公公司家族族控制权权特征与与绩效的的关系可可能与目目前已知知的研究究结论不不同。（二）问题题的提出出 国国外同类类研究主主要集中中在管理理层持股股比例与与公司绩绩效、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，包包括国有有控股型型公司和和家族控控股型公公司两大大主流板板块。因

7、因此，中中国资本本市场未未来发展展会形成成以国家家所有权权和家族族所有权权为主体体的市场场结构。其其中，国国有控股股型公司司主要集集中在需需要国家家控制的的主干领领域，这这些公司司一般规规模较大大，但在在整个资资本市场场中公司司数量比比重会逐逐步降低低；而家家族控股股型公司司主要集集中在市市场竞争争领域，这这些公司司虽然大大多数规规模相对对较小，但但在公司司数量上上会逐步步上升。随着中中国民营营上市公公司数量量的不断断扩大，研研究中国国民营上上市公司司家族控控制权特特征对中中国公司司治理制制度的完完善具有有现实意意义。民民营企业业是拉动动中国经经济增长长的重要要力量，是是中国经经济的重重要组成

8、成部分，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，大大大限制制了家族族企业的的发展。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。现阶段中国国的市场场经济制制度与经经济环境境决定了了中国资资本市场场的所有有权结构构与国外外存在较较大差异异。一般般地，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

9、司股股权与控控制权的的分离，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，我我们无从从得知控控制权的的结构、类类型、实实现方式式等控制制权特征征对绩效效的具体体影响。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、家族控控制权特特征分析析与研究究假设家族控制权权的第一一特征是是上市公公司控制制权的取取得方式式，其途

10、径径主要包包括：直直接上市市(IPPO)、股股权受让让、管理理层收购购(MBBO)三三种方式式。从以以往的情情况看来来，上市市公司控控制权取取得途径径的不同同，决定定了控股股股东对对上市公公司“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，通通过IPPO取得得上市公公司控制制权的民民营上市市公司由由创立者者亲手缔缔造，这这些缔造造者对其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，通通过此方方式进行行公司的的上市已已成为主主流趋势势，基本本所有民民营企业业的上市市都是由由此

11、种方方式实现现。因此此上市公公司控制制权的取取得途径径对于该该公司的的业绩已已无太大大影响。因此，本文文将从家家族控制制权的持持有比例例、实现现方式、内内部结构构，以及及现金流流权比例例、管理理参与度度、所在在地域差差异以及及企业上上市时间间等特征征分析中中国民营营上市公公司家族族控制权权特征对对公司绩绩效的影影响。（一）控制制权持有有比例特特征对公公司绩效效的影响响研究控制权权持有比比例特征征对公司司绩效的的影响，主主要是通通过实证证研究考考察什么么样的控控制权区区间利益益协同效效应更可可能发生生，什么么样的控控制权区区间则是是利益侵侵害效应应或掘壕壕效应更更可能发发生。在在英美的的研究文文

12、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：家家族控制制权持有有比例的的区间分分布特征征与公司司绩效存存在立方方形式的的非线性性关系（二）控制制权实现现方式特特征对公公司绩效效的

13、影响响控制权的实实现方式式主要有有控股股股东直接接持有、金金字塔式式控股、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。其其中第一一种实现现方式并并不会造造成控制制权和现现金流权权的分离离，而后后面两种种方式以以及混合合方式往往往造成成现金流流权和控控制权的的分离。控控股股东东可借此此实现以以少量的的资金获获得较大大的控制制权。尤尤其在多多层金字字塔股权权结构中中，不管管现金流流权多么么小，处处于金字字塔控制制权结构构顶端的的控股股股东都能能够控制制目标公公司。总总体而言言，金字字塔式和和交叉式式控制权权实现方方式导致致了控制制权和现现金流权权分离，这这种分离离会促使使控股股股东产

14、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）家族族控

15、制权权内部结结构特征征对公司司绩效的的影响 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。它它代表家家族控制制权由多多少个家家族成员员拥有，各各成员间间的关系系，家族族控制权权在各成成员间的的比例分分配。持持有股份份的家族族成员的的关系有有父子、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

16、我国已已经出现现。本文文认为个个人持股股、父子子持股、夫夫妻持股股是相对对稳定的的关系，而而其他家家族持股股结构可可能给公公司带来来不稳定定因素。 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）家族族控制权权其他特特征因素素对公司司绩效的的影响11、现金金流权对对企业绩绩效的影影响 一般地，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，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。本本文认为为我国资资本市场

17、场存在这这些现象象，但掠掠夺性现现金分红红不具普普遍性。 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、家族对对公司管管理的参参与程度度对企业业绩效的的影响 很多的的研究表表明，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。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

18、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、地域差差异对公公司绩效效的影响响 公司的的发展与与所在地地的文化化背景、当当地政府府的扶持持力度、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(20005)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

19、。因因此，本本文假设设公司的的地域差差异对公公司绩效效具有影影响。 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）上市市时间对对企业绩绩效的影影响股票市场环环境对新新股发行行上市具具有一定定影响。当当大盘处处于上升升周期、股股指不断断创新高高时，新新股往往往采用超超市盈率率发行上上市，可可以最大大限度地地超募融融资。当当大盘处处于下降降通道、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。沪沪深两市市自20008年年开始下下跌，市市场环境境最惨烈烈时，证证监会曾曾一度停停止发行行新股，且且长达数数月之久久；后来来随市场场好转恢恢复，并并在创业业板设置置以后，新

20、新股发行行又经历历了一段段时间的的火爆。但但是，当当市场再再次调整整后，两两市新股股上市当当日即大大量破发发的情景景频频出出现，严严重打击击投资者者信心，对对上市公公司融资资产生不不利影响响，从而而有可能能影响公公司绩效效。假设7：上上市时间间对企业绩效效具有一一定影响响三、研究样样本的选选取与数数据说明明（一）研究究样本的的选取由于国有控控股基本本上是外外生的制制度安排排（包括括过去长长期实行行的股权权分置安安排），且且股权性性质复杂杂，其持持股比例例与公司司绩效的的关系中中隐含大大量非市市场因素素。这些些样本的的公司行行为与本本文所要要研究的的主题不不符，而管理理层持股股在我国国尚不普普遍

21、。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）指标标选取与与数据说说明1.绩效的的计算本文选用中中国证券券报和清清华大学学中国企企业研究究中心，连连续111年合作作编制的的上市公公司综合

22、合绩效计计算标准准来计算算上市公公司绩效效指标。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）基本本指标的的计算基本指标的的

23、选取考考虑了客客观性、公公允性和和科学性性。指标标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年上上市的公公司以及及其当年年业绩，我我们无法法获得或或预测该该公司未未来的财财务数据据，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。具体的指标标计算方方法如下下表：表1 上市公公司绩效效评价指指标体系系类别指标名称计算公式盈利能力1. 净资资产收益益率2. 净资资产经常常性收益益率3. 总资资产报酬酬率4. 投入入资

24、本经经营收益益率偿债能力5. 流动动比率6. 强制制性现金金支付比比率7. 现金金流动负负债比率率8. 资产产负债率率成长性9. 近年年销售平平均增长长率10. 近近年利润润平均增增长率11. 近近年资产产平均增增长率12. 近近年资本本平均增增长率13. 销销售增长长趋势该年销售增增长率14. 利利润增长长趋势该年利润增增长率运营改善效效果15. 营营业利润润率16流动动资金周周转17总资资产周转转18存货货周转19应收收款周转转（2）指标标积分与与绩效的的计算方方法：各基本指标标的计分只具具有相对对意义，指指标最高高分均为为1000分，最最低分均均为0分。各各指标的的计分公公式见表表2。公

25、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 上市市公司绩绩效评价价指标计计分公式式指标符号计算公式净资产收益益率净资产经常常性收益益率总资产报酬酬率投入资本经经营收益益率流动比率强制性现金金支出比比率现金流动负负债比率率资产负债比比率近年销售平平均增长长率近年利润平平均增长长率近年资产平平均增长长率近年资本平平均增长长率销售增长趋趋势利润

26、增长趋趋势营业利润率率提高度度流动资金周周转改善善度总资产周转转改善度度存货周转改改善度应收款周转转改善度度盈利能力得得分偿债能力得得分成长性得分分运营改善效效果得分分综合得分2. 影响响公司绩绩效的财财务指标标2006年年12月月4日，中中国财政政部颁发发了新的的企业业财务通通则（财财政部令令第411号），于于20007年11月1日日开始实实行。其其中为企企业规定定了四类类财务指指标为：偿债能能力、营营运能力力、盈利利能力和和发展能能力。（1）偿债债能力分分析短期偿偿债能力力分析： 流动比率率（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：流动比率速动比率率（Q

27、R）：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：速动比率现金与流流动负债债比率(CFDDR)：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，其其计算公公式为：现金与流动负债比率 现现金流量量与流动动负债比比率(CCFR)：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：长期偿债能能力分析析： 资产负债债率(AALR)：资产负负债率又又称负债债比率，是是企业的的负债总总额与资资产总额额的比值值，其计计算公式式为：资产负债率股权比率率(ERR)：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，

28、其其计算公公式为：股权比率权益乘数数(EMM)：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： 权益乘数负债与股股权比例例(DEER)：负债与与股权比比率是企企业的负负债总额额与股东东权益总总额的比比值，其其计算公公式为： 负债债务与有有形净值值比率(TNDDR)：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：债务与有形净值偿债保障障比率(DSCCR)：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量的的比值，其其计算公公式为： 偿债保障比率利

29、息保障障倍数(ICRR)：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，其其计算公公式为：利息保障倍数（2）营运运能力分分析存货周转转率(IIT)：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：存货周转率存货周转转期(IITP)：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：存货周转期应收账款款周转率率(ARRT)：应收账账款周转转率又叫叫应收账账款周转转次数，是是赊销收收入

30、与应应收账款款平均余余额之比比。应收收账款周周转一次次指的是是从应收收账款发发生到收收回的全全过程，其其计算公公式： 应收账款周转率=赊销收入应收账款平均余额 应收账款款周转期期(ARRTP)：应收收专款周周转期是是反映应应收账款款周转情情况的另另一个重重要指标标，又称称为应收收账款周周转天数数或应收收账款平平均收现现期，它它是3660天与与应收账账款周转转率之比比，其计计算公式式为：应收账款周转期或营业周期期(BC)：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。如如果我们们将现销销视作收收账期为为零的赊赊销，那那么售出出存货的的时点即即为应收收账款发发生的时时点。因

31、因此，存存货周转转期与应应收账款款周转期期之和就就等于从从购入存存货到售售出存货货并收取取现金平平均需要要的天数数。营业业周期的的计算公公式为：营业周期 HYPERLINK /view/10216.htm 流动资产产周转率率(CAAT)：流动资资产周转转率是反反映流动动资产周周转情况况的重要要指标，它它等于主主营业务务收入与与流动资资产平均均余额之之比，其其计算公公式为：流动资产周转率其中，流动资产平均余额流动资产产周转期期(CAATP)：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

32、固定资产产周转率率(FAAT)：固定资资产周转转率是反反映固定定资产周周转快慢慢的重要要指标，它它等于主主营业务务收入与与固定资资产平均均余额之之比，其其计算公公式为：固定资产周转率其中，固定资产平均余额固定资产产周转期期(FAATP)：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，它它等于3360天天与固定定资产周周转率之之比，其其计算公公式为：固定资产周转期总资产周周转率(TATT)：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：总资产周转率其中，平均资产总额总资产周周转期(TA

33、TTP)：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，其其计算公公式为：总资产周转期（3）盈利利能力分分析总资产报报酬率(RTAA)：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。它它等于企企业的息息税前利利润同平平均资产产总额的的比率，其其计算公公式为：总资产报酬率在实际应用用中，由由于各利利益相关关者对净净利润的的特别关关注，更更常见的的总资产产报酬率率的计算算公式为为：总资产报酬率长期资金金报酬率率(LRRRC)：长期期资金报报酬率是是企业息息税前利利润同平平均长期期资金的的比值，其其计算公

34、公式为：长期资金报酬率股东权益益报酬率率(ROOE)：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，反反映股东东投入的的资金所所获得的的报酬率率，它等等于净利利润与平平均股东东权益的的比值，其其计算公公式为：股东权益报酬率主营业务务毛利率率(MBBPG)：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%主营业务务净利率率(NPP

35、MB)：主营业业务净利利率是净净利润与与主营业主营业务净利率普通股每每股盈余余(EPPS)：普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：每股盈余如果年内普普通股的的股数未未发生变变化，则则平均普普通股股股数就是是年末普普通股股股数。如如果年内内普通股股股数发发生了变变化，则则平均普普通股股股数的计计算公式式为：平均普通股股数如果找不到到年内新新增普通通股的资资料，也也可以用用年末普普通股股股数代替替。普通股每每股现金金流量(CFPPS)：普通股股每股现现金流量量简称每每股现金金流量，是是经营活活动

36、产生生的现金金流量净净额扣除除优先股股股利之之后，与与平均普普通股股股数对比比的结果果。其计计算公式式为：每股现金流量（4）发展展能力分分析销售（营营业）增增长率（SSGR）：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：销售资本积累累率(RRCA)：资本本累计率率是指企企业本年年所有者者权益增增长额同同年初所所有者权权益的比比率。该该指标表表示企业业当年资资本的积积累能力力，是评评价企业业发展潜潜力的重重要指标标。其计计算公式式为： 资本累计率总资产增增长率(TAGG)：总资产产增长率率是指本本年总资

37、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，该该指标从从企业资资产总量量扩张方方面衡量量企业发发展能力力，表明明企业规规模增长长水平对对企业发发展潜力力的影响响。其计计算公式式为： 总资产增长率3体现家家族控制制权的变变量为了进行对对上述假假设的验验证与分分析，需需要制定定一些和和家族控控制权有有关的变变量。根根据本文文假设，我我们设定定了与家家族控制制权相关关的3个个基本变变量以及及3个哑哑变量，分分别是： 表3 体体现家族族控制权权的变量量家族控制权权（FCCR）最终控股股股东及其其一致行行动人的的每条控控制链条条中的持持股比例例最小值值的累加加家族现金流流权（CCASHH）最

38、终控股股股东及其其一致行行动人的的各链条条持股比比例的乘乘积控制权与现现金流权权的分离离（SQQ）家族控制权权/家族族现金流流权家族控制权权的内部部结构（Dummmy_IIS）1代表个人人、父子子、夫妻妻持有，00代表其其他是否制定管管理层（DDummmy_MManaage）1代表制定定管理层层，0代代表不指指定公司所在地地域（DDummmy_AAreaa）1代表目标标企业，00代表非非目标企企业，总总共五个个地域分分别是：山东、江江苏、浙浙江、福福建、广广东四、模型的的建立1. 财务务指标的的选取本文通过最最小二乘乘估计和逐逐步回归归的方法法，从332项财财务指标标中选取取对绩效效有显著著影

39、响的的指标，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，再再进行回回归分析析。其次次，对选取的的变量进进行复共共线性的的判断，将将具有严严重复共共线性的的变量去去除。以以上所述述的操作作主要通通过R软软件完成成。逐步回归的的结果如如下：表4 财务指指标的选选取常数和解释释变量参数估计参数标准差差T统计量双侧概率C60.877970.11996508.8830 2e-16 *流动比率CCR2.896641.099992.63330.009921 *速动比率QQR-3.266231

40、.13771-2.86690.004462 *现金流量比比率CFFR1.861110.1666711.1668 2e-16 *固定资产周周转率FFAT-0.499940.15009-3.30090.001114 *总资产周转转率TAAT-0.877210.19661-4.44481.54ee-055 *总资产报酬酬率RTTA1.169970.209915.59338.38ee-088 *股东权益报报酬率RROE1.254470.211105.94771.44ee-088 *主营业务毛毛利率MMBPGG0.507750.228832.22330.027751 *每股现金流流量CFFPS0.368

41、800.130072.81550.005544*营业增长率率SGRR1.980010.1477313.4444 2e-16 *判定系数0.86557F统计量113.44调整的判定定系数0.8588F统计量的的概率1100，则则认为存存在中等等程度的的复共线线性。通通过R软软件求得得相关系系数矩阵阵的最小小特征值值为，对对应的特特征向量量为因而回归自自变量之之间有如如下复共共线性关关系：注意到，CCR和QQR的系系数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CCR和QQR具有有很强的的复共线线性，因因此去掉掉其一计计算相关关系数矩矩阵的条条件数，通过R软件的计算，发现去掉

42、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.建立模模型将这9个财财务指标标作为方方程的自自变量。再再根据上上述前66个研究究假设，加入体现家族控制权的变量，建立模型如下： 其中，TSSUP是是清华大大学与中中国证券券报合编编的绩效效指标。五、模型的的求解与检验（一）变量量的描述述统计分分析首先采用SSPSSS软件对对变量进进行描述述统计分分析，观观察1887家企企业的数数据，下下面将主主要指标标数据的的描述性性统计指指标列示示如下：表7 14个个基本变变量的描描述性统统计指标标描述统计量量N极小值极大值均值标准差绩效指标TTSUPP18748.22272.73

43、360.877974.342217家族控制权权FCRR3900.155006家族现金流流权CAASH8799.157664控制权与现现金流权权的分离离SQ1871.003.601.2133.467116流动比率CCR187.6949.5446.52447.03117现金流量比比率CFFR187-2.3553.46.14988.655666固定资产周周转率FFAT187.35262.11010.788326.23341总资产周转转率TAAT1877.443110总资产报酬酬率RTTA187.02.22.08333.039007股东权益报报酬率RROE187.02.40.13377.055004主

44、营业务毛毛利率MMBPGG187.02.42.14444.079556每股现金流流量CFFPS187-2.04418.7553.816632.87007营业增长率率SGRR187-.302.98.27511.313880有效的 NN （列列表状态态）187从上表可以以看出，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）：民营公公司治理理的结结论相反反。据该该报告统统计发现现，中国国民营上上市公司司的整体体业绩落落后于非非民营性性质上市市公司的的平均水水平。由

45、由此，本本文认为为随着社社会经济济发展，08、009、110年上上市的民民营企业业的治理制制度逐步步完善，公公司的绩绩效有着着显著的的进步。当当然，这这一结论论不排除除因为样样本量不不足所带带来的误误差。（二）模型型的实证证检验1. 模型型的拟合合首先通过RR软件对对加入家家族控制制权变量量的模型型进行最最小二乘乘回归，得得到的结结果如下下：表8 模型拟拟合（最最小二乘乘回归）常数和解释释变量参数估计参数标准差差T统计量双侧概率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判定系数0.87117F统计量67.533调整的判定定系数0.85888F统计量的的概率 2.22e-116由上表可得得，一些些变量并并没有严严格通过过检验，继继续进行行逐步回回归，得得到的结结果如下下：表9 模型拟拟合（逐逐步回归归）常数和解释释变量参数估计参数标准差差T统计量双侧概率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 *判定系数0.86778F统计量104.44调整的判定定系数0.85995F统计量的的概率 2.22e-116综上，本文文得到更更加优化化的模型型为： 2. Gaausss-Maarkoov假设设的验证证当进行最小小二乘回回归的讨讨论时，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） （等等方差）（c） （不不相关）通过R软件件作出的的绩效的的回归值值与标准准化残

51、差差的散点点图如下下： 从从上图可可以看出出，除少数几几个点之之外，大大部分点点都落在在-22,2区间，则可以表明残差满足Gauss-Markov假设。3. 正态态性检验验通过SPSSS软件件画出残残差的QQ-Q散点图，进进一步检检验残差差是否服服从正态态分布：从残差Q-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，残残差满足足独立性性、等方方差性和和正态性性假设，模模型是基基本合理理的。4家族控控制权的的内生性性检验表9显示整整个模型型的解释释度为886.778%。家家族控制制权特征征中家族族控制权权、控制权权与现金金流权的的分离以以

52、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征对公司司绩效有有影响，而而其他控控制权特特征随着着外部环环境的变变化，对对公司绩绩效的影影响已经经显著减减小了。由于控制权权特征中中，家族族控制权权对绩效效影响较较大，下下面主要要讨论家家族控制制权与绩绩效关系系。通过过对家族族控制权权和绩效效进行最最小二乘乘拟合得得到家族族控制权权与绩效效关系近近似为负负相关关关系，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。上述回归结结果表明明，TSSUP与与FCRR的关系系为线性性关系，回回归模型型假设家家族控制制权是外外生变量量，然而而如果它它事实上上是

53、由内内生决定定的，那那么最小小二乘法法回归结结果可能能被错误误解释。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）设计计联立方方程a方程11因因变量为为TSUUP的方方程由于要考察察内生性性（即FFCR是是否是单单向影响响TSUUP，而而TSUUP不能能影响FFCR），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

54、设立立方程时时我们不不能用之之前设计计的模型型，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从上述TSSUP与与各指标标相关系系数可以以看出，除除FCRR外，CCFR、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，因因此设立立方程如如下：方程1：b方程22因因变量为为FCRR的方程程为找到对FFCR最最有影响响力的财财务指标标，对332个财财务指标标做FCCR的最最小二乘乘估计和和逐步回回归。结结果如下下：表11 FCCR方程程对财务务指标的的最小二二乘估计计

56、和逐步步回归常数和解释释变量参数估计参数标准差差T统计量双侧概率C0.4388990.01111839.26632e-116 *速动比率QQR0.1155170.0566302.04550.04222 *现金比率CCFDRR-0.12233550.055580-2.21110.02883 *主营业毛利利率MBBPG0.0211350.0122441.71660.08778 .判定系数0.15229F统计量2.7722调整的判定定系数0.043347F统计量的的概率0.042293将上述留下下的这些些变量加加上家族族控制权权的7个个变量做做最小二二乘回归归，结果果如下：表12 FCCR方程程的对

57、家家族控制制权和财财务指标标的最小小二乘回回归常数和解释释变量参数估计参数标准差差T统计量双侧概率C-0.2443122340.018838662-13.2223 2e-16 *绩效TSUUP1.0588187730.0688350.8551 2e-16 *控制权与现现金流权权的分离离SQ0.1988954440.00668211529.1666 2e-16 *速动比率QQR0.0011405550.002224992 0.66250.532284现金比率CCFDRR-0.0002300190.002254229-0.90050.366657主营业毛利利率MBBPG0.0788954400.0

58、400236651.96220.051129 .内部结构哑哑变量DDummmy_IIS 0.00243347880.007773663 3.1147 0.001193 *管理层哑变变量Duummyy_Maanagge 0.00009995330.006660666 0.11510.880042地域哑变量量Dummmy_Areea0.0000131170.0066154410.02110.982295判定系数0.037795F统计量365.99调整的判定定系数0.94227F统计量的的概率 2.22e-116由通过检验验的变量量得到方方程2：本文采用RR软件对对联立方方程采用用内生性性检验，结结

59、果如下下：表13 方程程1的内内生性检检验常数和解释释变量参数估计参数标准差差T统计量双侧概率C60.877970.11996508.8830 2e-16 * 家族控制权权FCRR2.896641.099992.63330.009921 *现金流量比比率CFFR-3.266231.13771-2.86690.0004622 *总资产报酬酬率RTTA1.861110.1666711.1668 2e-16 *股东权益报报酬率RROE-0.499940.15009-3.30090.0001144 *主营业务毛毛利率MMBPGG-0.877210.19661-4.44481.54ee-055 *营业增

60、长率率SGRR1.169970.209915.59338.38ee-088 *地域哑变量量Dummmy_Areea1.254470.211105.94771.44ee-088 *判定系数0.86557F统计量113.44调整的判定定系数0.8588F统计量的的概率 2.22e-116表14 方程程2的内内生性检检验常数和解释释变量参数估计参数标准差差T统计量双侧概率C5.1577e-0021.1533e-0010.44770.6555绩效TSUUP1.6833e-0031.8799e-0030.89660.3722家族现金流流权CAASH7.6900e-0015.1400e-00214.966