上市公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效間內(nèi)生性關(guān)系研究

1、上市公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效間內(nèi)生性關(guān)系研究收稿日期：2011-12-23基金輔助：國(guó)家自然基金項(xiàng)目“基于近似支持向量機(jī)模型和風(fēng)險(xiǎn)視角的商業(yè)銀行公司治理評(píng)價(jià)（70673054）”、陜西省普通高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)特色學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目、西安工業(yè)大學(xué)校長(zhǎng)基金項(xiàng)目“貨幣政策變動(dòng)對(duì)商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)管理影響的實(shí)證研究(xagdxjj0823）”。 作者簡(jiǎn)介：侯劍平（1971.9），男，西安工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，博士，副教授，主要研究方向：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)與金融。email：hjp0498，手機(jī)姚關(guān)琦（1981.6），男，西安工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，碩士研究生，主要研究方向：公司治理。email：41

2、4474527，電話徐平安（1975），男，中國(guó)建設(shè)銀行陜西分行，經(jīng)濟(jì)師，主要研究方向：商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)管理。email電話通訊作者：侯劍平，hjp0498。侯劍平1 姚關(guān)琦1 徐平安2 （1.西安工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，西安，710032；2.建設(shè)銀行陜西分行，西安，710006）摘要：為了研究公司治理與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系，我們從控制權(quán)結(jié)構(gòu)角度出發(fā)，首先構(gòu)建了衡量控制權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)ci，然后采用內(nèi)生性聯(lián)立方程模型進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)上市公司的控制權(quán)結(jié)構(gòu)與績(jī)效間存在嚴(yán)重內(nèi)生性關(guān)系。在考慮內(nèi)生性關(guān)系的情況下，兩者之間的相關(guān)系

3、數(shù)比不考慮內(nèi)生性關(guān)系要高許多。研究認(rèn)為公司控制權(quán)的分散有利于提升企業(yè)績(jī)效，而且企業(yè)績(jī)效水平的提高對(duì)控制權(quán)的制衡也有很強(qiáng)的反饋?zhàn)饔?。同時(shí)我們還發(fā)現(xiàn)在中國(guó)資本市場(chǎng)，托賓q值作為績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)比盈力能力更有效。關(guān)鍵詞：控制權(quán)結(jié)構(gòu)；上市公司；績(jī)效；托賓q值；內(nèi)生性中圖分類號(hào)：f063.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：a 文章編號(hào)：一、 前言真正決定公司利益分配和經(jīng)營(yíng)方法的并不是公司的所有權(quán)結(jié)構(gòu)，而是控制權(quán)結(jié)構(gòu)1。所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)制度，注定從一開始就存在著公司控制權(quán)競(jìng)爭(zhēng)的問題。這種競(jìng)爭(zhēng)首先是股東與董事會(huì)之間的競(jìng)爭(zhēng)，股東雖然擁有公司，但決策權(quán)卻在董事會(huì)手中。如果公司股權(quán)過于分散，管理層缺乏監(jiān)督，董事會(huì)就有可能會(huì)

4、利用信息上的優(yōu)勢(shì)最終掌握公司的控制權(quán)，將追求董事會(huì)集團(tuán)利益最大化作為公司經(jīng)營(yíng)目標(biāo)，從而損害公司股東的利益；其次，董事會(huì)雖然擁有任免經(jīng)理層的權(quán)力，然而經(jīng)理層的權(quán)力一旦形成，或許會(huì)控制董事會(huì)甚至任命自己為董事長(zhǎng)或ceo，并且可能存在董事會(huì)與經(jīng)理人員合謀損害股東利益的問題。股權(quán)集中雖然增強(qiáng)了對(duì)管理層的控制，解決了股權(quán)分散條件下的外部公眾股東難以監(jiān)督內(nèi)部管理層的問題，但是卻會(huì)產(chǎn)生新的問題，因?yàn)楣究刂茩?quán)的競(jìng)爭(zhēng)同時(shí)也存在于不同的股東之間，代理理論的最新研究證實(shí)道德風(fēng)險(xiǎn)并非只會(huì)發(fā)生在公司管理層身上，大股東也有動(dòng)機(jī)利用自身股權(quán)達(dá)到優(yōu)勢(shì)比例來對(duì)上市公司實(shí)施控制，并與公司管理層合謀侵吞中小股東的利益。另外在母公

5、司與子公司之間所發(fā)生的關(guān)聯(lián)交易也會(huì)成為以實(shí)際控制權(quán)謀取利益的渠道。公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)一直是公司治理的核心課題。進(jìn)入新世紀(jì)以來，歐美國(guó)家頻頻發(fā)生企業(yè)財(cái)務(wù)丑聞，完全控制了公司的管理層們?yōu)榱俗陨砝娲鄹呢?cái)務(wù)報(bào)表，公布虛假信息，將這些公司推向無法逆轉(zhuǎn)的破產(chǎn)道路。這些企業(yè)的破產(chǎn)，帶來的不僅是股東財(cái)產(chǎn)的蒸發(fā)，而且使得整個(gè)社會(huì)的公司信用陷入了危機(jī)。中國(guó)國(guó)美公司的控制權(quán)之爭(zhēng)，引起了業(yè)界的廣泛關(guān)注，博弈的結(jié)果使國(guó)美公司從傳統(tǒng)的家族經(jīng)營(yíng)走向公眾公司。這些事件給人們帶來了新的思考，讓公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)又成為了公司治理研究的熱點(diǎn)。二、 相關(guān)研究綜述從以往的相關(guān)研究以及相關(guān)的法律我們可以看出公司控制權(quán)有兩層意思：一是任免公司管

6、理層和決定管理層報(bào)酬的權(quán)力（fama & jensen，1983）2；二是決定公司經(jīng)營(yíng)運(yùn)作的權(quán)力。有些學(xué)者將這兩方面綜合起來，認(rèn)為控制權(quán)是參與者對(duì)公司活動(dòng)產(chǎn)生影響的權(quán)利。張維迎(1996)認(rèn)為，一般意義上的控制權(quán)是指當(dāng)一個(gè)信號(hào)被顯示時(shí)決定選擇什么行動(dòng)的權(quán)威(authority)3。對(duì)公司控制權(quán)與企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系的研究中，大多數(shù)文獻(xiàn)都是從影響控制權(quán)結(jié)構(gòu)的兩個(gè)子方面分別來研究。一方面有研究者從股權(quán)層面來研究控制權(quán)結(jié)構(gòu)與績(jī)效的關(guān)系，如mc connell和servaes(1990)認(rèn)為公司價(jià)值是公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的函數(shù)，他們以托賓q值作為績(jī)效，實(shí)證分析了股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)q值與公司內(nèi)部股東所擁有的股權(quán)之

7、間具有倒u型曲線關(guān)系4。陳曉等人（2000）對(duì)我國(guó)上市公司股權(quán)多元化進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，法人股和流通股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效有正面影響，在競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)國(guó)有股比例對(duì)績(jī)效有負(fù)面影響5。張紅軍（2000）認(rèn)為相對(duì)于分散的社會(huì)公眾股東來說，法人股東既有激勵(lì)又有能力監(jiān)督和控制公司經(jīng)理人員并因而在公司治理結(jié)構(gòu)中扮演著重要角色，他通過1998年滬深兩市的數(shù)據(jù)實(shí)證研究顯示，中國(guó)社會(huì)公眾股東比例對(duì)公司績(jī)效沒有顯著的影響，而且股權(quán)集中度與公司績(jī)效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，法人股東的股權(quán)比例對(duì)公司績(jī)效有顯著的正效應(yīng)6。另外有許多學(xué)者是從管理層的角度去研究控制權(quán)結(jié)構(gòu)與績(jī)效的關(guān)系，如bhagat和black在1999年的研究中發(fā)現(xiàn)董事會(huì)獨(dú)

8、立性和企業(yè)績(jī)效間呈微弱的正相關(guān)關(guān)系，但在2002年他們對(duì)于兩者間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了全面、系統(tǒng)地研究，最后得出兩者并不相關(guān)的結(jié)論，即董事會(huì)獨(dú)立性無法提升公司績(jī)效7。hermalin和weisbach（1988）認(rèn)為當(dāng)企業(yè)績(jī)效較差時(shí)，便會(huì)增加獨(dú)立董事的名額以期改善業(yè)績(jī)，也就是說企業(yè)績(jī)效會(huì)影響董事會(huì)的獨(dú)立性8。李漢軍等（2007）在考慮了公司治理的滯后效應(yīng)后，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)獨(dú)立性和公司績(jī)效間呈現(xiàn)u型動(dòng)態(tài)關(guān)系9，從而證實(shí)了hermalin和weisbach的觀點(diǎn)，李漢軍還指出主動(dòng)增加獨(dú)立董事可以改善公司的績(jī)效，這種正面促進(jìn)效應(yīng)將滯后體現(xiàn)出來，被動(dòng)增加獨(dú)立董事不能明顯改善公司績(jī)效。郝云宏（2010）對(duì)董事會(huì)與

9、企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事比重的提升雖不必然導(dǎo)致績(jī)效的提高，但績(jī)效的提高卻導(dǎo)致了董事會(huì)獨(dú)立性的下降10。孫永祥（2000）對(duì)董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)績(jī)效間的關(guān)系進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，兩者之間存在負(fù)相關(guān)，董事會(huì)規(guī)模越小，則公司績(jī)效越佳11。從以上學(xué)者的研究結(jié)果可以看到，公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效之間是一種錯(cuò)綜復(fù)雜的關(guān)系，控制權(quán)結(jié)構(gòu)既會(huì)影響企業(yè)績(jī)效的發(fā)揮，同時(shí)也受制于企業(yè)績(jī)效。而已有的研究試圖證明兩者之間的關(guān)系，但卻理想化的將其中一個(gè)看作是外生變量，采用傳統(tǒng)的普通線性回歸模型來分析，沒有考慮兩者之間的互相促進(jìn)、互相制約的關(guān)系，這必然會(huì)影響結(jié)論的有效性。本文從內(nèi)生性的角度出發(fā)，采用聯(lián)立方程模型，使控制權(quán)結(jié)構(gòu)

10、和企業(yè)績(jī)效內(nèi)生于研究模型中，重新考察兩者之間的關(guān)系，相信這樣的研究會(huì)得到與實(shí)際情況更加相符的結(jié)果。另外，對(duì)于控制權(quán)結(jié)構(gòu)的研究，學(xué)者們一般從影響它的兩個(gè)子因素分別研究，但是李子偉（2008）的研究證實(shí)股權(quán)結(jié)構(gòu)與管理層的特征之間也是內(nèi)生決定關(guān)系12，因此將控制權(quán)結(jié)構(gòu)的這兩個(gè)子因素割裂開來并不能完整的體現(xiàn)控制權(quán)結(jié)構(gòu)。本文不再將股權(quán)結(jié)構(gòu)與管理層的特征分開來研究，而是采用主成分分析法編制了衡量控制權(quán)結(jié)構(gòu)的綜合指數(shù)。三、 公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)的度量（一） 控制權(quán)結(jié)構(gòu)指標(biāo)選取控制權(quán)結(jié)構(gòu)是指公司內(nèi)部對(duì)控制權(quán)的分配、制衡關(guān)系，是一種靜態(tài)的結(jié)構(gòu)，是權(quán)力在股東、董事會(huì)、經(jīng)理層之間的配置。中國(guó)的經(jīng)理人市場(chǎng)尚沒有形成，且經(jīng)理

11、人的任命多與股東或董事會(huì)關(guān)聯(lián)，因此我國(guó)上市公司經(jīng)理層很難找到一個(gè)合適的指標(biāo)來描述。我國(guó)上市公司收購管理辦法中的規(guī)定認(rèn)為，股權(quán)和董事會(huì)結(jié)構(gòu)是一個(gè)公司控制權(quán)的集中體現(xiàn)。因此本文將董事會(huì)與經(jīng)理層合并為管理層來分析，將影響控制權(quán)結(jié)構(gòu)的因素分為股權(quán)和管理層兩個(gè)部分來考察。在本文研究中，我們從股權(quán)結(jié)構(gòu)和管理層兩個(gè)方面選用了以下指標(biāo)來反映公司的控制權(quán)結(jié)構(gòu)。1.第一大股東持股比例：一般而言，大股東會(huì)積極參與公司治理，而小股東既沒有監(jiān)控企業(yè)經(jīng)理的動(dòng)機(jī)，也沒有監(jiān)控的能力，因此沒有參與公司治理的積極性。第一大股東持股比例過高會(huì)實(shí)際上控制公司，同時(shí)也對(duì)管理層形成有效監(jiān)管。2.赫芬達(dá)爾指數(shù)h10（herfindahl

12、index）：該指數(shù)是用來測(cè)量股權(quán)在各股東之間分配的離散程度，它的計(jì)算是將各股東的持股比例的平方加總。赫芬達(dá)爾指數(shù)越接近1，股權(quán)集中度就越高，越接近0股東間的制衡性就越好。在本文的研究中我們?nèi)∏笆蠊蓶|的持股比例來計(jì)算赫芬達(dá)爾指數(shù)。 （1）其中si為第i個(gè)股東持股比例。3.國(guó)有股比例：在中國(guó)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中，比例最大的是國(guó)有股，國(guó)有控股上市企業(yè)大多從事壟斷性行業(yè)，但同時(shí)國(guó)有控股公司并不一定以公司利潤(rùn)最大化為目標(biāo)，國(guó)有控股的公司經(jīng)營(yíng)上缺乏效率，并且發(fā)生“隧道行為”的可能性很大13。在國(guó)有控股的公司中管理層多以行政委派為主，具有很強(qiáng)的行政色彩5，國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)在控制權(quán)結(jié)構(gòu)上存在著較大差異。4

13、.社會(huì)法人股比例：社會(huì)法人股和國(guó)有股都是中國(guó)上市企業(yè)所特有的情況，我國(guó)學(xué)者在公司治理的研究中普遍比較重視這一特色，而且從理論和實(shí)證上都已證明社會(huì)法人股的參與對(duì)于上市公司的績(jī)效的提升起著重要的作用。5.董事會(huì)規(guī)模：董事會(huì)是企業(yè)的最高決策機(jī)構(gòu)，同時(shí)也是股東利益的代表者，對(duì)于在公司中有話語權(quán)的股東來講，都會(huì)委派代表自已利益的董事，這無疑會(huì)改變董事會(huì)的規(guī)模與結(jié)構(gòu)。董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)分散公司權(quán)力，對(duì)于控制權(quán)有制衡作用。6.獨(dú)立董事比例：獨(dú)立董事具有獨(dú)立性，不像內(nèi)部董事，直接受制于控股股東和公司經(jīng)理層，從而可能有利于董事會(huì)對(duì)公司事務(wù)的獨(dú)立判斷。同時(shí)，獨(dú)立董事所具有的專業(yè)知識(shí)能促進(jìn)董事會(huì)的決策科學(xué)化。7.兩

14、職合一：在公司制度的設(shè)計(jì)中董事會(huì)和經(jīng)理層也是一種互相制約的關(guān)系，有著嚴(yán)格的權(quán)力劃分。如果董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職由一個(gè)人兼任，會(huì)弱化這種權(quán)力上的制約，公司的發(fā)展更易受到管理層的意志和個(gè)人關(guān)系的影響。對(duì)于由兩個(gè)人分別擔(dān)任董事長(zhǎng)和總經(jīng)理職務(wù)的取值為2，兩職合一的取值為1。董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例和兩職合一這三個(gè)指標(biāo)與其它指標(biāo)相比，對(duì)于控制權(quán)結(jié)構(gòu)起著相反的作用。為了使研究更有效，我們對(duì)這三個(gè)變量進(jìn)行正向化處理，分別取倒數(shù)。8.高管持股比例：高管持股既具有管理層的因素，同時(shí)有影響股權(quán)結(jié)構(gòu)的因素。高管持股一般都是個(gè)人行為，它一方面可以反映出公司對(duì)于高層管理的激勵(lì)，另一方面也能反映出管理層對(duì)于本公司的信心。我們

15、對(duì)高管持股比例的實(shí)際比例作對(duì)數(shù)處理后作為這個(gè)指標(biāo)的取值。（二）控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)的建立本文采用數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫（resset）提供的上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)。我們利用2009年在上海交易所上市的公司作為樣本，剔除數(shù)據(jù)不全的以及金融類公司后余下733家公司，數(shù)據(jù)處理過程采用eviews6.0軟件。表1 控制權(quán)變量間相關(guān)系數(shù)tab.1 correlation coefficient of control variables變量代碼大股東持股赫芬達(dá)指數(shù)國(guó)有股比例法人股比例董事會(huì)規(guī)模獨(dú)董比例兩職合一高管持股大股東持股top11.00赫芬達(dá)指數(shù)herf100.9591.00國(guó)有股比例ownsta0.5220.

16、5241.00法人股比例owncor-0.0030.018-0.5521.00董事會(huì)規(guī)模sizdir0.0610.033-0.0560.1021.00獨(dú)董比例inddir-0.032-0.031-0.0220.022-0.1551.00兩職合一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從表1的相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各變量間存在著一定程度的相關(guān)性。大股東持股比例和赫芬達(dá)爾指數(shù)的相關(guān)性達(dá)到0.9以上，根據(jù)赫達(dá)芬爾指數(shù)的計(jì)算公式我們可以推知這是因?yàn)槲覈?guó)上

17、市公司存在著高度的股權(quán)集中形式，所以導(dǎo)致了兩者間的高度相關(guān)，而國(guó)有股比例與赫達(dá)芬爾指數(shù)的相關(guān)性為0.524也可以印證這一推測(cè)。國(guó)有股與大股東持股比例的相關(guān)性是0.522，這反映了國(guó)有股在中國(guó)上市公司股權(quán)比例中的主導(dǎo)地位，股權(quán)集中度高的大多是國(guó)有控股公司。社會(huì)法人股比例與國(guó)有股比例之間存在著負(fù)相關(guān)，法人投資者雖然有在上市公司中取得控股地位的傾向，但在國(guó)有控股的公司，社會(huì)法人股有時(shí)很難取得控股地位，在股權(quán)分置改革后法人投資者出于理性考慮可能會(huì)傾向于選擇退出。高管持股與大股東持股、赫芬達(dá)爾指數(shù)和國(guó)有股比例之間負(fù)相關(guān)，也就是說在國(guó)有控股或社會(huì)法人股控股的公司，高層管理人員基本很少持股或不持股，這可能因

18、為我國(guó)國(guó)有控股公司的管理人員一般多來自于行政任命，大多都具有行政級(jí)別，這樣的管理人員對(duì)于公司的發(fā)展前景并不看重，這說明我國(guó)上市企業(yè)的高層管理任命方式尚不科學(xué)，不能充分發(fā)揮管理人員的積極性；另外在國(guó)有企業(yè)所有者缺位的情況下，國(guó)有控股公司的高管股權(quán)激勵(lì)可能存在著自我激勵(lì)問題。除上述變量間存在一定的相關(guān)性外，其它變量間的相關(guān)性比較弱。本研究選取的指標(biāo)從各個(gè)不同方面反映了公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)的特征。為了能更客觀的描述控制權(quán)結(jié)構(gòu)，我們采用主成分分析法對(duì)這八個(gè)變量進(jìn)行處理，計(jì)算出一個(gè)綜合指標(biāo)控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)ci。我們所使用的八個(gè)原始指標(biāo)是對(duì)控制權(quán)結(jié)構(gòu)各個(gè)方面的量化，而且在數(shù)值上具有同向性：即指標(biāo)數(shù)值越大說明控制權(quán)

19、越集中，反之，控制權(quán)越分散。因此我們這里所計(jì)算出的控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)ci，也有同樣的性質(zhì)。四、 實(shí)證研究（一） 績(jī)效及指標(biāo)的選擇在已往研究中，學(xué)者們對(duì)于公司績(jī)效指標(biāo)的選擇往往很不一致，常用的有十多種，馮根福（2001）對(duì)于公司績(jī)效指標(biāo)作過全面和深入的闡述14。本文借鑒前人研究采用總資產(chǎn)收益率（roa）和每股收益（eps）15作為績(jī)效指標(biāo)。這兩個(gè)指標(biāo)能夠直觀的體現(xiàn)公司的盈力能力，是評(píng)價(jià)企業(yè)績(jī)效的最常用指標(biāo)。roa=凈利潤(rùn)/平均資產(chǎn)總額eps=利潤(rùn)/總股數(shù)為了更加深入細(xì)致的研究控制權(quán)結(jié)構(gòu)與績(jī)效間的內(nèi)生性關(guān)系，我們引入國(guó)外常用的績(jī)效指標(biāo)托賓q值（tq）。因?yàn)橥匈eq值的計(jì)算方法不同可能會(huì)導(dǎo)致結(jié)論不同，因此

20、在學(xué)術(shù)界一直有爭(zhēng)議。這里我們采用mcneil（1999）16使用的計(jì)算方法： （2）其中，mv為企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值，等于相應(yīng)公司年末總市值+長(zhǎng)期負(fù)債合計(jì)+短期負(fù)債合計(jì)；c為企業(yè)的重置成本。重置成本是指企業(yè)重新取得與其所擁有的某項(xiàng)資本相同或與其功能相當(dāng)?shù)馁Y產(chǎn)需要支付的現(xiàn)金或現(xiàn)金等價(jià)物。由于中國(guó)上市公司的重置成本的計(jì)量存在較大困難，我們采用上市公司年末的總資產(chǎn)替代。（二）控制變量一般研究認(rèn)為，影響企業(yè)績(jī)效的因素非常多，既有外部的宏觀政策因素，也有企業(yè)微觀內(nèi)部的各方面因素，而控制權(quán)結(jié)構(gòu)僅是影響企業(yè)績(jī)效因素的一部分，為了控制其它因素對(duì)績(jī)效的影響，我們?cè)趯?shí)證研究中引入以下4個(gè)控制變量。1.資產(chǎn)負(fù)債率：負(fù)債總額

21、與資產(chǎn)總額的比值，它可以反映上市公司的風(fēng)險(xiǎn)程度，同時(shí)也體現(xiàn)該企業(yè)獲得銀行資金支持的力度。理論上，績(jī)效好的公司獲得資金更容易，也會(huì)有相對(duì)較高的資產(chǎn)負(fù)債率。2.企業(yè)規(guī)模：我們以上市公司年末總市值的對(duì)數(shù)來表示企業(yè)規(guī)模大小。規(guī)模報(bào)酬理論認(rèn)為規(guī)模效應(yīng)是有限的，不同的規(guī)模對(duì)于企業(yè)績(jī)效的影響不同。3.區(qū)域因素：由于我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，上市公司所處不同的地區(qū)也會(huì)對(duì)公司的績(jī)效產(chǎn)生一定的影響，我們以傳統(tǒng)劃分方法把我國(guó)上市公司所處地區(qū)分為華北、華南、華中、東北、西北、西南、華東七大區(qū)域。4.行業(yè)因素：根據(jù)證監(jiān)會(huì)頒布的上市公司行業(yè)分類指引，除去金融類公司，剩下的分為十二類。（三）樣本描述性統(tǒng)計(jì)上市公司績(jī)效指標(biāo)、

22、財(cái)務(wù)指標(biāo)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)組成等方面的相關(guān)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。1.財(cái)務(wù)指標(biāo)：上市企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率平均為52.3%，不同公司的資產(chǎn)負(fù)債率差別較大，最小的接近于0，最大的接近于100%。主營(yíng)業(yè)收入平均為100多億，總股數(shù)平均為12億多股，總市值平均為160多億元。2.績(jī)效指標(biāo)：托賓q值平均為2.426，美國(guó)上市公司托賓q值一般在0.5-2之間波動(dòng)，這種大的區(qū)別一方面是因?yàn)橛?jì)算采取的數(shù)據(jù)不同，另一方面也反映了我國(guó)上市公司市值普遍被高估，確實(shí)是一個(gè)風(fēng)險(xiǎn)較高的市場(chǎng)。研究樣本公司的總資產(chǎn)收益率平均為0.034，績(jī)效最差公司指標(biāo)為-0.283；樣本公司的每股收益平均為0.334、凈利潤(rùn)平均為6多億元

23、。3.股權(quán)結(jié)構(gòu)：控制權(quán)結(jié)構(gòu)雖然異于股權(quán)結(jié)構(gòu)，但是卻有賴于股權(quán)結(jié)構(gòu)。分析股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)于考察控制權(quán)結(jié)構(gòu)有重要作用。第一大股東持股比例平均為38%；赫芬達(dá)爾指數(shù)10是前十大股東持股比例的平方和，樣本公司的平均值為0.184，這個(gè)值遠(yuǎn)離于1，說明我國(guó)上市公司的股權(quán)還是有一定程度的分散，這有利于股權(quán)制衡。國(guó)有股的平均比例為25%，法人股比例平均為10.7%。4.董事會(huì)組成：董事會(huì)的規(guī)模平均值在13人左右，標(biāo)準(zhǔn)差為3.8，獨(dú)立董事比例平均為35.5%，標(biāo)準(zhǔn)差8.7，這說明我國(guó)上市公司的董事會(huì)規(guī)模和獨(dú)立董事的設(shè)置沒有太大的差異。我國(guó)引進(jìn)獨(dú)立董事制度時(shí)間并不是很長(zhǎng)，于東智、王化成(2003)的經(jīng)驗(yàn)分析表明，目前

24、的獨(dú)立董事制度并沒有發(fā)揮其效用。首先，獨(dú)立董事的“獨(dú)立性”值得懷疑，獨(dú)立性是獨(dú)立董事制度的“靈魂”，而中國(guó)目前的上市公司，獨(dú)立董事一般由ceo提名擔(dān)任，因而獨(dú)立董事實(shí)際上難以真正獨(dú)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層管理者0持股，說明國(guó)外比較成熟的股權(quán)激勵(lì)在我國(guó)還未很好實(shí)施。表2 樣本各變量描述性統(tǒng)計(jì)tab.2 descriptive statistics of variables變量平均標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值財(cái)務(wù)指標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率0.5230.1810.0350.957主營(yíng)業(yè)收入（萬元）1007198661077736134505200總股數(shù)（萬股）127030 678422

25、5351 16192207 總市值（萬元）1613190941237171737223776311績(jī)效指標(biāo)托賓q值2.4261.0130.8705.900總資產(chǎn)收益率0.0340.054-0.2830.330 每股收益0.3340.508-1.7193.873凈利潤(rùn)（萬元）62443488801-67371310637800股權(quán)屬性第一大股東持股比0.3800.1560.0800.864赫芬達(dá)爾指數(shù)100.1840.1270.0080.759國(guó)有股比例0.2500.22400.862法人股比例0.1070.17600.836管理層董事會(huì)規(guī)模13.0883.808531獨(dú)立董事比例0.3560.

26、0870.0770.625高管持股比例0.0090.050 0.506控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)2.1071.0960.1996.144（四）實(shí)證研究及結(jié)果分析1.普通最小二乘法回歸分析我們先不考慮變量之間的內(nèi)生性關(guān)系，可以建立如下多元回歸方程 （3）其中，pj為企業(yè)績(jī)效；cij即控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)；daj為資產(chǎn)負(fù)債率；industrialj代表上市公司所在行業(yè)；是隨機(jī)誤差項(xiàng)。我們先以tq作為績(jī)效，以ci作為解釋變量，分別引入控制變量，進(jìn)行了三組回歸，再用總資產(chǎn)收益率和每股收益作為績(jī)效進(jìn)行同樣的回歸，結(jié)果如表3所示。表3 控制權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)績(jī)效的影響作用（未考慮內(nèi)生性）tab.3 control structure

27、 influence on the performance(without considering endogenous)績(jī)效tqroaepsci-0.145*（-4.300）-0.126*（-4.025）-0.099*（-3.058）0.003*（1.650）0.058*（3.285）資產(chǎn)負(fù)債率-2.140*（-11.329）-2.055*（-10.523）-0.062*（-5.475）0.013（0.123）農(nóng)、林、牧、副、漁業(yè)0.546*（1.811）-0.029*（-1.661)-0.193（-1.176）采掘業(yè)0.095（0.393）0.033*（2.321)0.550*（4.153

28、）制造業(yè)0.008（0.051）-0.010(-1.084)0.001（0.015）電力、煤氣及水的生產(chǎn)-0.457*（-2.228）-0.005（-0.396)-0.045（-0.405）建筑業(yè)-0.281（-1.040）-0.003（-0.185)0.092（0.624）交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)-0.696*（-3.343）0.001（0.116）-0.059（-0.521）信息技術(shù)業(yè)0.239（1.100）-0.003（-0.223）0.023（0.191）批發(fā)和零售貿(mào)易0.002（0.009）0.004（0.377）0.197*（1.898）房地產(chǎn)業(yè)-0.093（-0.492）-0.003（-

29、0.318）0.039（0.373）社會(huì)服務(wù)業(yè)0.065（0.240）0.014（0.881）0.126（0.853）傳播與文化產(chǎn)業(yè)0.407（0.742）0.014（0.438）-0.033（-0.112）調(diào)整的r方0.0230.1680.2030.0670.059f值18.48975.02915.3745.0254.515注：*表示在1%的水平上顯著，*表示在5%的水平上顯著，*表示在10%的水平上顯著。括號(hào)中的數(shù)據(jù)是t統(tǒng)計(jì)值。我們可以看到在沒有考慮控制變量的情況下，ci的回歸系數(shù)為-0.145。在增加各種控制變量后，ci的回歸系數(shù)明顯降低，但依然在1%的水平上顯著?；貧w系數(shù)減少的部分是被

30、加入的控制變量所解釋的那部分。而ci對(duì)于總資產(chǎn)收益率和每股收益的回歸系數(shù)也比很小，僅為0.003和0.058，但在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。也就是說，控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)每提高1個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)托賓q值會(huì)降低0.099個(gè)百分點(diǎn)，而總資產(chǎn)收益率和每股收益會(huì)上升0.003和0.058個(gè)百分點(diǎn)。資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)于績(jī)效指標(biāo)的回歸系數(shù)為負(fù)，說明績(jī)效好的公司一般都擁有良好的資產(chǎn)狀況，資產(chǎn)負(fù)債率較低。采掘業(yè)等具有高利潤(rùn)的壟斷行業(yè)與績(jī)效有顯著的正相關(guān)，而電力，交通等以服務(wù)為主的行業(yè)則與績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)。在這里我們注意到，當(dāng)分別以tq、roa和eps作為績(jī)效時(shí)，盡管ci的回歸系數(shù)都很小，但是卻有著明顯的差異：ci對(duì)tq的回歸系數(shù)為負(fù)值

31、，而對(duì)于另外兩個(gè)績(jī)效指標(biāo)的回歸系數(shù)卻為正值，而且在統(tǒng)計(jì)上都是非常顯著的。這一方面可以印證以前學(xué)者的研究結(jié)果，即控制權(quán)與企業(yè)績(jī)效無關(guān)或微弱正相關(guān)。另一方面這也可以作為國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界對(duì)于托賓q值持有爭(zhēng)議的一個(gè)理由，蒲自立（2008）在研究中曾得到和本研究類似的結(jié)果，但是他把這個(gè)解釋為“由于中國(guó)資本市場(chǎng)長(zhǎng)期存在流通股和非流通股，使得總資本的市場(chǎng)價(jià)值無法得到體現(xiàn)”，同時(shí)“計(jì)量的不準(zhǔn)確可能會(huì)導(dǎo)致結(jié)論的偏頗?！?7這樣解釋當(dāng)然有其合理性，但是隨著中國(guó)資本市場(chǎng)的改革，大部分上市企業(yè)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)全流通，中國(guó)資本市場(chǎng)必將趨于理性化。因此對(duì)于這個(gè)問題還要進(jìn)一步探討。以上的回歸結(jié)果可以確定控制權(quán)結(jié)構(gòu)和企業(yè)績(jī)效之間是有相關(guān)性

32、的，但是這種相關(guān)性很小，而且有矛盾。之所以會(huì)有這樣的結(jié)果，我們分析認(rèn)為，控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系并非簡(jiǎn)單的自變量與因變量的關(guān)系，也不是決定與被決定的關(guān)系，它們是互相促進(jìn)，互相制約的關(guān)系，是公司治理活動(dòng)中的兩個(gè)內(nèi)生變量。因此這種關(guān)系無法用單方程模型來描述，下面我們從變量的內(nèi)生性角度出發(fā)，對(duì)控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效間的關(guān)系作進(jìn)一步研究。2.變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)考慮到控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效之間的內(nèi)生性關(guān)系，我們建立聯(lián)立方程模型，將控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)ci和績(jī)效分別作為自變量與因變量進(jìn)行回歸。 （4） （5）sizej表示企業(yè)規(guī)模，取值是主營(yíng)業(yè)收入的對(duì)數(shù)；regionj是代表上市公司注冊(cè)地所在的地區(qū)的虛擬變量；

33、、分別是兩個(gè)方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)。表4是對(duì)ci的內(nèi)生性檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)結(jié)果，顯然無論是以tq、roa還是以eps作為績(jī)效指標(biāo)，都無法避免控制權(quán)結(jié)構(gòu)和企業(yè)績(jī)效之間的內(nèi)生性關(guān)系，ci與p之間的內(nèi)生性是很顯著的。表4 績(jī)效指標(biāo)和ci的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果tab.4 endogeneity test results between performance and control structure績(jī)效ci殘差回歸系數(shù)的值t檢驗(yàn)量tq0.1631.715roa-0.038-7.223eps-0.447-9.0853.內(nèi)生性工具變量法回歸分析解決內(nèi)生性問題通常使用的方法是工具變量法，首先要選擇合適的工具變量，選擇原則是

34、，該變量與存在內(nèi)生性的兩個(gè)變量中的自變量相關(guān)，與因變量不相關(guān)。然后在考查的時(shí)段內(nèi)將有內(nèi)生關(guān)系的每一變量分別作為因變量，對(duì)其他變量進(jìn)行回歸。這樣處理之后的回歸系數(shù)就較為可靠，有效地剔除了由內(nèi)生性所帶來的影響。在沒有內(nèi)生性關(guān)系的情況下，使用普通最小二乘法得到的結(jié)果是最優(yōu)的無偏估計(jì)值。但是，如前所述，在本文所考察的變量之間有嚴(yán)重的內(nèi)生性，普通最小二乘法就會(huì)失去其有效性，它所估計(jì)出來的結(jié)果將會(huì)是有偏的。參照計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，我們將引入工具變量采用二階段最小二乘法（tls）對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)。tls方法的難點(diǎn)在于工具變量的選擇，工具變量應(yīng)當(dāng)和它所替代的解釋變量有很強(qiáng)的相關(guān)性，而與被解釋變量無關(guān)。股權(quán)制衡度

35、與控制權(quán)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，而與各個(gè)績(jī)效指標(biāo)基本無關(guān)（股權(quán)制衡度與tq的相關(guān)系數(shù)是-0.11，與roa的相關(guān)系數(shù)是-0.13，與eps的相關(guān)系數(shù)是-0.11），滿足工具變量的條件，所以我們用股權(quán)制衡度作為控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)的工具變量。我們研究中對(duì)股權(quán)制衡度的取值是：第一大股東持股份額與第二至十大股東持股份額之比。對(duì)于績(jī)效指標(biāo)，我們用市值賬面價(jià)值之比（mb）來作為托賓q值的工具變量，用凈資產(chǎn)收益率（roe）作為roa和eps的工具變量。市值賬面價(jià)值比、凈資產(chǎn)收益率與控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)的相關(guān)系數(shù)分別是-0.12、0.05。引入工具變量，可以消除控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)與企業(yè)績(jī)效之間的內(nèi)生性關(guān)系。表5是我們采用二階段最小二

36、乘法分別對(duì)聯(lián)立方程中的兩個(gè)方程進(jìn)行回歸分析的結(jié)果。表5 考慮內(nèi)生性的情況下回歸結(jié)果tab.5 regression results when considering endogenous控制權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)績(jī)效的影響作用績(jī)效對(duì)控制權(quán)結(jié)構(gòu)的反饋?zhàn)饔米兞縯qroaeps變量cici-0.217*（-3.282）-0.013*（-3.186）-0.110*（-2.898）績(jī)效tq、roa、eps-0.109*（-1.861）-1.620*（-1.876）-0.213*（-1.867）資產(chǎn)負(fù)債-1.999*（-10.049）-0.054*（-4.549）0.093（0.817）規(guī)模0.399*（10.611）

37、0.442*（11.104）0.458*（10.427）農(nóng)、林、牧、副、漁業(yè)0.638*（2.074）-0.017（-0.901）-0.062（-0.351）東北-0.012（-0.066）-0.010（-0.053）-0.011（-0.059）采掘業(yè)0.324（1.203）0.063*（3.912）0.876*（5.683）華北0.249（1.553）0.247（1.538）0.258（1.600）制造業(yè)0.087（0.529）0.001（0.066）0.114（1.213）華東-0.096（-0.688）-0.081（-0.578）-0.068（-0.482）電力、煤氣及水的生產(chǎn)-0.36

38、0*（-1.695）0.008（0.654）0.094（0.771）華南-0.349*（-1.751）-0.308（-1.550）-0.315（-1.581）建筑業(yè)-0.193（-0.702）0.009（0.533）0.217（1.372）華中0.069（0.406）0.074（0.429）0.095（0.553）交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)-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）信息技術(shù)業(yè)0.269（1.228）0.001（0.102）0.067（0.531）批發(fā)和零售貿(mào)易0.

39、036（0.186）0.009（0.755）0.246*（2.227）房地產(chǎn)業(yè)-0.017（-0.089）0.007（0.573）0.148（1.319）社會(huì)服務(wù)業(yè)0.129（0.469）0.022（1.354）0.218（1.378）傳播與文化產(chǎn)業(yè)0.668（1.176）0.049（1.434）0.340（1.045）調(diào)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%的水平上顯著，*表示在5%的水平上顯著，*表示在10%的水平上顯著。括號(hào)中的數(shù)據(jù)是t統(tǒng)計(jì)值。表5中的回歸結(jié)果說明，在

40、考慮內(nèi)生性的情況下，控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)對(duì)企業(yè)績(jī)效有負(fù)面的影響作用，同時(shí)績(jī)效對(duì)于控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)也有負(fù)的反饋?zhàn)饔?。也就是說，控制權(quán)的分散有助于企業(yè)績(jī)效的提高，企業(yè)績(jī)效的提高會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致控制權(quán)的分散。企業(yè)規(guī)模對(duì)控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)的回歸系數(shù)在0.4-0.5之間，而且在1%的水平上顯著，這說明我國(guó)規(guī)模越大的上市公司，控制權(quán)越集中。我國(guó)上市公司的現(xiàn)狀正是以國(guó)有控股為主，董事會(huì)運(yùn)作存在著嚴(yán)重的集權(quán)色彩，社會(huì)公眾股難以發(fā)揮其有效監(jiān)督作用的狀態(tài)，控制權(quán)集中度較高，這極不利于公司績(jī)效水平的提升。表6 兩種方法回歸系數(shù)的比較tab.6 regression coefficients contrast of two meth

41、ods olstls績(jī)效為因變量tq-0.099-0.217roa0.003-0.013eps0.058-0.110ci為因變量tq-0.112-0.109roa-1.108-1.620eps-0.041-0.213在表6中，我們將考慮內(nèi)生性后與未考慮內(nèi)生性時(shí)所得回歸系數(shù)進(jìn)行對(duì)比可以看出，在考慮到內(nèi)生性的情況下，績(jī)效作為因變量時(shí)兩種回歸系數(shù)相差2倍，控制權(quán)結(jié)構(gòu)作為因變量時(shí)兩種回歸系數(shù)相差也有1-4倍的差距。也就是說，單方程模型與考慮了內(nèi)生性的聯(lián)立方程模型相比，嚴(yán)重低估了控制權(quán)結(jié)構(gòu)與績(jī)效間的相互關(guān)系。在單方程模型中，控制權(quán)結(jié)構(gòu)指數(shù)與績(jī)效之間會(huì)因?yàn)橹笜?biāo)選取不同而表現(xiàn)出相互矛盾的相關(guān)性。一般出現(xiàn)這種

42、矛盾時(shí)，我們更愿意相信代表盈力能力的指標(biāo)：總資產(chǎn)收益率和每股收益。但是考慮了內(nèi)生性關(guān)系后，我們可以看到，回歸的結(jié)果都是負(fù)相關(guān)，只有用托賓q值作為績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)時(shí)，單方程模型和聯(lián)立方程模型才有一致性的結(jié)論。這說明學(xué)術(shù)界一直有爭(zhēng)議的托賓q值才能作為更客觀的績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)。托賓q值是企業(yè)在資本市場(chǎng)的價(jià)格對(duì)企業(yè)本身價(jià)值的比值，是資本市場(chǎng)價(jià)格對(duì)于實(shí)體價(jià)值的理性回歸。以收益率為代表的盈力能力作為績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)具有偏面性，因?yàn)橛δ芰Σ⒉荒芊从称髽I(yè)其它方面的狀況，比如企業(yè)的成長(zhǎng)潛力、償還能力、運(yùn)營(yíng)能力、固定資產(chǎn)價(jià)值、無形資產(chǎn)價(jià)值。我們認(rèn)為，雖然中國(guó)的資本市場(chǎng)具有特殊性，但這并不影響將托賓q值作為績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)的有效

43、性。五、 結(jié)論本文通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而且相關(guān)性比以前研究所認(rèn)為的要高得多。公司控制權(quán)過于集中，不利于績(jī)效的提升。目前我國(guó)資本市場(chǎng)以國(guó)有控股為主，大股東牢牢掌握著公司的運(yùn)營(yíng)，董事會(huì)運(yùn)作存在著嚴(yán)重的集權(quán)色彩，社會(huì)公眾股難以發(fā)揮其有效監(jiān)督作用的狀態(tài)，控制權(quán)集中度較高，這極不利于公司績(jī)效水平的提升。而績(jī)效水平低，則很難吸引投資者進(jìn)入，反過來又使我國(guó)資本市場(chǎng)一股獨(dú)大的局面更加僵化。從分散控制權(quán)的思路出發(fā)，將股權(quán)改革和董事會(huì)獨(dú)立性改革作為國(guó)有上市企業(yè)改革的突破口，形成控制權(quán)與績(jī)效間的良性循環(huán)，是一個(gè)比較好的嘗試。同時(shí)我們的實(shí)證研究還證實(shí)，公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效間的內(nèi)生

44、性是很嚴(yán)重的。無論影響控制權(quán)結(jié)構(gòu)的各個(gè)因素，還是企業(yè)績(jī)效的各個(gè)指標(biāo)，它們都是企業(yè)的內(nèi)生變量。認(rèn)為公司控制權(quán)決定企業(yè)績(jī)效，或企業(yè)績(jī)效決定控制權(quán)結(jié)構(gòu)的看法都是片面的。因此在上市企業(yè)改革過程中，僅僅從一個(gè)方面去思考是不行的。從實(shí)證的結(jié)果我們還發(fā)現(xiàn)，在中國(guó)資本市場(chǎng)，用托賓q值作為績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)是非常有效的。托賓q值在國(guó)外使用比較普遍，但在國(guó)內(nèi)卻倍受學(xué)術(shù)界所詬病，究其原因，一方面是計(jì)算托賓q值時(shí)所使用的數(shù)據(jù)難以獲得，一般都用相接近的數(shù)據(jù)來替代；另一方面在有些實(shí)證研究中用托賓q值所得到結(jié)果與使用其它指標(biāo)可能會(huì)產(chǎn)生矛盾。本文的研究認(rèn)為之所以會(huì)產(chǎn)生這樣的矛盾，可能是因?yàn)檠芯孔兞慷际菑?fù)雜的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)內(nèi)生的，將變量之

45、間理解為簡(jiǎn)單的自變量與因變量的關(guān)系必然會(huì)得到與實(shí)際不符的結(jié)論。參 考 文 獻(xiàn)1 陳俊青. 產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、控制權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究d. 浙江大學(xué)，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.

46、1983, (26): 301-325.3 張維迎. 所有制、治理結(jié)構(gòu)及委托一代理關(guān)系j. 經(jīng)濟(jì)研究, 1996, (9): 14-22.weiying zhang. ownership，governance structure and principal-agentj. economic research journal, 1996, (9): 14-22.4 me connell j，h servaes. additional evidence on equity ownership and corporate valuej. journal of finaneial economies，

47、1990, (27): 595-612.5 陳曉，江東. 股權(quán)多元化、公司業(yè)績(jī)與行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性j. 經(jīng)濟(jì)研究, 2000, (8): 29-35.chen xiao,jiang dong. ownership pluralization, firm performance and industry competitionj. economic research journal, 2000, (8): 29-35.6 張紅軍. 中國(guó)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的理論及實(shí)證分析j. 經(jīng)濟(jì)科學(xué), 2000, (4): 34-44.hongjun.zhang. theoretical and empiric

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

49、rds of directors as an endogenously determined institution:a survey of the economic literature. working paper science research network，2000.9 李漢軍，張俊喜. 董事會(huì)獨(dú)立性和有效性的動(dòng)態(tài)分析j. 南開經(jīng)濟(jì)研究, 2007, (6): 61-75.li hanjun,zhang junxi. dynamic analysis on the relationship between board independence and long-term firm

50、performancej. nankai economic studies, 2007, (6): 61-75.10 郝云宏，周翼翔. 董事會(huì)結(jié)構(gòu)、公司治理與績(jī)效基于動(dòng)態(tài)內(nèi)生性視角的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)j.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2010, (5): 110-120.hao yun-hong,zhou yi-xiang. board structure, corporate governance and performancethe empiricalevidence based on dynamic endogeneityj. china industrial economics, 2010, (5): 110

51、-120.11 孫永祥，章融. 董事會(huì)規(guī)模、公司治理與績(jī)效j. 企業(yè)經(jīng)濟(jì), 2000, (10): 13-15.yongxiang sun,rong zhang. scale of board,corporation governance and performancej. enterprise economy, 2000, (10): 13-15.12 李子偉. 我國(guó)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與董事會(huì)特征影響關(guān)系的實(shí)證研究d. 浙江大學(xué), 2007.li ziwei. empirical analysis on relationship between ownership structure and

52、board featured. zhejiang university, 2007.13 白重恩，劉俏，陸洲，宋敏，張俊喜. 中國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)的實(shí)證研究j. 經(jīng)濟(jì)研究, 2005, (2): 81-91.chongen bai,qiao liu,joe lu,frank m.song,junxi zhang. an empirical study on chinese listed firms,corporate governancej. economic research journal, 2005, (2): 81-91.14 馮根福，王會(huì)芳. 上市公司績(jī)效多角度綜合評(píng)價(jià)及其實(shí)證分析j. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2001, (12): 23-29.feng genfu,wang