摘要：本文在探討股票價格與公司績效關(guān)系的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國證券市場實際，引入資本結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素綜合考察對公司績效變化的影響程度。研究結(jié)果表明，資本結(jié)構(gòu)和公司績效在5%的置信水平下存在顯著性的負(fù)相關(guān)關(guān)系；第一大股東持股比例、股權(quán)集中度對公司績效的影響在統(tǒng)計意義上都是不顯著的；制造業(yè)和綜合類股價對上市公司績效的影響比較顯著，其它行業(yè)不存在顯著性差異，且行業(yè)平均敏感系數(shù)和股價的歷史波動率并不存在相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：股票價格；資本結(jié)構(gòu)；股權(quán)結(jié)構(gòu)；公司績效；面板數(shù)據(jù)模型

中圖分類號：F830.91文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X(2009)05-0057-06

一、文獻(xiàn)綜述

股票價格與公司績效的相關(guān)性研究始于Ball和Brown（1968）的研究工作［1］，他們以1946—1965年261家紐約股票交易所（NYSE）上市的股票作為樣本，分析得到盈余變動與股票非正常報酬率之間存在顯著的統(tǒng)計相關(guān)性。理論上講，公司的權(quán)益收益源于公司盈余，上市公司的業(yè)績是其股價的內(nèi)在價值體現(xiàn)，根據(jù)Ball和Brown的研究結(jié)果可得出上市公司的業(yè)績與股票價格之間具有很強的關(guān)聯(lián)性。在此后40年的發(fā)展歷程中，國外在這一領(lǐng)域的研究主要呈現(xiàn)出二個特點：一是該理論的研究是建立在統(tǒng)計和比較分析基礎(chǔ)上，更注重于理論的實證性研究；二是由于研究對象的不同，各流派的研究方法有所不同。但是無論采取何種研究方法和方式，其結(jié)論基本上是一致的，即都肯定了股價的信息含量，且股票價格與經(jīng)營績效是相互影響的。

國內(nèi)股票價格與公司績效的相關(guān)研究始于20世紀(jì)90年代，趙宇龍(1998)［2］采用事項研究的方法，考察了滬市123家樣本公司在1994—1996年3個會計年度的會計盈余披露日前后各8個交易周內(nèi)未預(yù)期盈余與股票非正常報酬率之間的關(guān)系。在對混合樣本進(jìn)行研究時，他找到了會計盈余數(shù)據(jù)具有信息含量的經(jīng)驗證據(jù)，但在對1994年和1995年兩個會計年度盈余披露的單獨檢驗中，沒有發(fā)現(xiàn)未預(yù)期盈余與股票非正常報酬率之間的統(tǒng)計相關(guān)性。近年的晏艷陽、胡俊(2006)［3］通過對1993—2003年滬深兩市上市公司的綜合業(yè)績與股票價格指數(shù)進(jìn)行時間序列的相關(guān)性檢驗，結(jié)果表明證券市場價格走勢與上市公司績效之間不存在長期均衡的關(guān)系，認(rèn)為我國證券市場的價格是脫離其依托主體──上市公司業(yè)績的變化而變化的，由此也可見我國證券市場發(fā)育和理性的程度都很低。從國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)來看，股票價格與公司績效的關(guān)聯(lián)度方面還沒有形成一致的結(jié)論，但我國學(xué)者普遍認(rèn)為國內(nèi)上市公司股價往往嚴(yán)重偏離公司業(yè)績，股票價格發(fā)現(xiàn)機制不健全，證券市場難以發(fā)揮對經(jīng)營者的評價和激勵—約束機制。失真的股價造成股價的信號傳遞功能失靈，即股票價格不能正確地反映并評價公司的績效。

上市公司資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和經(jīng)營績效研究派別眾多。關(guān)于資本結(jié)構(gòu)理論，眾多主流學(xué)派沒有能就資本結(jié)構(gòu)對績效的影響問題做出一個一致性的答案。資本結(jié)構(gòu)的研究迄今為止仍是一個“資本結(jié)構(gòu)之迷” 。近些年來，關(guān)于股權(quán)與績效的研究已經(jīng)成為中國上市公司財務(wù)研究的熱點，因為不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)具有不同的公司治理效應(yīng)，從而產(chǎn)生不同的公司績效。我國學(xué)術(shù)界較早就開始對上市公司高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)及我國獨特的股權(quán)分割格局對公司績效的影響進(jìn)行研究，也取得了一些成果，但縱觀國內(nèi)的這部分研究成果，關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司治理、績效關(guān)系的理論及實證研究迄今還沒有形成統(tǒng)一的定論。

既然我國上市公司業(yè)績的相關(guān)信息與股票價格的相關(guān)程度不高，有的研究甚至得出二者之間沒有關(guān)系或者存在反向關(guān)系的結(jié)論，那么影響公司績效除股價外還有其他哪些因素？資本結(jié)構(gòu)與股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司績效影響有多大？這些問題不僅直接影響到投資者的投資利益，也關(guān)系到上市公司資源配置等功能的有效發(fā)揮。本文運用面板數(shù)據(jù)方法就遼寧板塊的整體股價、資本結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素對公司經(jīng)營績效的影響機制展開研究，試圖通過實證反映他們之間的關(guān)系，從而能為促進(jìn)公司經(jīng)營績效的改善和優(yōu)化我國證券市場信息披露監(jiān)管機制等方面提供借鑒。

二、數(shù)據(jù)與模型

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文在樣本選取時堅持三個原則：（1）考慮到A股市場和B股市場的分割、投資主體和定價機制的差別，本文樣本不包括B股股票。（2）由于ST股公司和某些賬面凈資產(chǎn)為負(fù)的公司已經(jīng)處于非正常狀態(tài)，本文選取的樣本不包括ST公司。（3）鑒于新近上市的公司股價數(shù)據(jù)較少，對比時容易產(chǎn)生誤差，本文選取的樣本剔除了1999年以后上市的公司，只包含1998年以前上市的公司。

按照以上樣本選取原則，在遼寧52家境內(nèi)上市公司中(截止到2007年底)選取符合條件的26家上市公司，樣本區(qū)間為1998—2007年，共有1 560個觀測樣本。所有數(shù)據(jù)來源于wind資訊金融終端。面板數(shù)據(jù)分析通過EViews 5.1完成。

附表1實證分析樣本公司概覽

證券代碼證券簡稱首發(fā)上市日期公司中文名稱所屬證監(jiān)會行業(yè)［行業(yè)級別］門類行業(yè)

600719.SH大連熱電1996-07-16大連熱電股份有限公司電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)

600795.SH國電電力1997-03-18國電電力發(fā)展股份有限公司電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)

000558.SZ萊茵置業(yè)1994-05-09萊茵達(dá)置業(yè)股份有限公司房地產(chǎn)業(yè)

000616.SZ億城股份1996-11-08億城集團(tuán)股份有限公司房地產(chǎn)業(yè)

000511.SZ銀基發(fā)展1993-05-18沈陽銀基發(fā)展股份有限公司房地產(chǎn)業(yè)

600758.SH紅陽能源1996-10-29遼寧紅陽能源投資股份有限公司建筑業(yè)

600125.SH鐵龍物流1998-05-11中鐵鐵龍集裝箱物流股份有限公司交通運輸、倉儲業(yè)

000679.SZ大連友誼1997-01-24大連友誼(集團(tuán))股份有限公司批發(fā)和零售貿(mào)易

600694.SH大商股份1993-11-22大商集團(tuán)股份有限公司批發(fā)和零售貿(mào)易

600739.SH遼寧成大1996-08-19遼寧成大股份有限公司批發(fā)和零售貿(mào)易

000715.SZ中興商業(yè)1997-05-08中興-沈陽商業(yè)大廈(集團(tuán))股份有限公司批發(fā)和零售貿(mào)易

600718.SH東軟股份1996-06-18沈陽東軟軟件股份有限公司信息技術(shù)業(yè)

600077.SH國能集團(tuán)1997-05-20遼寧國能集團(tuán)(控股)股份有限公司信息技術(shù)業(yè)

000898.SZ鞍鋼股份1997-12-25鞍鋼股份有限公司制造業(yè)

000761.SZ本鋼板材1998-01-15本鋼板材股份有限公司制造業(yè)

000530.SZ大冷股份1993-12-08大連冷凍機股份有限公司制造業(yè)

600747.SH大連控股1996-09-16大連大顯控股股份有限公司制造業(yè)

000585.SZ東北電氣1995-12-13東北電氣發(fā)展股份有限公司制造業(yè)

000597.SZ東北制藥1996-05-23東北制藥集團(tuán)股份有限公司制造業(yè)

000820.SZ金城股份1998-06-30金城造紙股份有限公司制造業(yè)

000818.SZ錦化氯堿1997-10-17錦化化工集團(tuán)氯堿股份有限公司制造業(yè)

000059.SZ遼通化工1997-01-30遼寧華錦通達(dá)化工股份有限公司制造業(yè)

000698.SZ沈陽化工1997-02-20沈陽化工股份有限公司制造業(yè)

000410.SZ沈陽機床1996-07-18沈陽機床股份有限公司制造業(yè)

000751.SZ鋅業(yè)股份1997-06-26葫蘆島鋅業(yè)股份有限公司制造業(yè)

000881.SZ大連國際1998-09-02中國大連國際合作(集團(tuán))股份有限公司綜合類資料來源: Wind資訊

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)分析

1.變量選擇

表1 變量定義表

變量名稱變量符號變量定義

凈資產(chǎn)收益率（%）ROEROE=凈利潤／總資產(chǎn)

股價（元）SP樣本股票的未加權(quán)的年度均價

資產(chǎn)負(fù)債率（%）LV資產(chǎn)負(fù)債率=總負(fù)債／總資產(chǎn)

流通股比例（%）CSP流通股比例=流通股／總股本

第一大股東持股比例（%）CR1第一大股東持股比例=第一大股東持股／總股本

股權(quán)集中度（%）CR10股權(quán)集中度=前十大股東持股比例之和

為了深入研究遼寧板塊股價對公司經(jīng)營績效的影響，在變量的選取上除了股票價格外還選取了資本結(jié)構(gòu)與股權(quán)結(jié)構(gòu)等變量作為模型的解釋變量，各變量的界定如表1所示。本文用凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為衡量上市公司績效（P）的指標(biāo)；以各只股票的未加權(quán)的年度均價作為股價（SP）變量；以資產(chǎn)負(fù)債率（LV）反映資本結(jié)構(gòu)；以流通股比例（CSP）、第一大股東持股比例(CR1)、股權(quán)集中度(CR10)代表股本結(jié)構(gòu)（OS）。

2.描述性統(tǒng)計分析

表2是1998—2007年遼寧上市公司相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果；圖1反映了各相關(guān)變量平均值的逐年變化情況。

表2相關(guān)變量描述統(tǒng)計表

變量名稱變量符號最小值最大值中位數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)差

凈資產(chǎn)收益率(%)ROE-110.20964.8597.2066.67113.389

股價(元)SP0.12748.7506.9558.4597.116

資產(chǎn)負(fù)債率(%)LV10.98891.26347.52549.07016.351

流通股比例(%)CSP17.88286.15241.68043.78113.496

第一大股東持股比例(%)CR112.77082.12040.16042.50416.038

股權(quán)集中度(%)CR1022.07087.44058.59960.01712.878

圖1 相關(guān)變量平均值逐年變化趨勢圖

從表2和圖1可以看出：(1)各相關(guān)變量基本是穩(wěn)定的，沒有發(fā)生大的異常突變。(2)各變量的中位數(shù)和平均值大致相當(dāng)，說明變量分布比較對稱，符合統(tǒng)計分布。(3)凈資產(chǎn)收益率(ROE)由1998年的10.44%下降至2002年的0.08%，并在2002年后一直處于上升的趨勢。(4)資產(chǎn)負(fù)債率(LV)由1998年的41.84%上升至2002年的51.68%，隨后幾年一直保持50%左右，說明遼寧上市公司再融資比例下降。(5)流通股比例(CSP)在2005年以前變化不是很大，2005—2007年有較大幅度的上升，說明隨著股權(quán)分置改革的不斷深入，遼寧上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)正在逐步走向合理。(6)第一大股東持股比例(CR1)較穩(wěn)定地保持在42%左右，反映了第一大股東仍牢固地保持著對公司的控制權(quán)。(7)描述股權(quán)集中度的前十大股東持股比例（CR10）在2005年前保持60%左右，2005年后有下降的趨勢。

（三）模型選擇與形式的設(shè)定

1.模型選擇

國內(nèi)外關(guān)于上市公司業(yè)績與股票價格相關(guān)性的理論與實證研究已有很多，這些研究不論在理論上還是方法上都在不斷地改進(jìn)，取得了一定的成果，但是仍存在著分析不夠全面、樣本容量不夠大等問題，所以本文采用了面板數(shù)據(jù)模型，在一定程度上很好地彌補了以往研究的不足。面板模型（Panel Data）又被稱為平行數(shù)據(jù)、時間序列/截面數(shù)據(jù)模型等，它綜合了時間序列和橫截面兩個維度上的信息，能更好地識別和度量單純的時間序列和單純的橫截面數(shù)據(jù)所不能發(fā)現(xiàn)的影響因素。同時，從模型的效果方面來說，面板模型擴(kuò)大了樣本容量，能夠減少解釋變量出現(xiàn)多重共線性的可能性以及模型中被忽略變量與解釋變量的相關(guān)性，所以利用面板模型進(jìn)行分析效果優(yōu)于單純時間序列或截面數(shù)據(jù)的分析。

本文選用的面板模型為：

Pit=f(LN(SP)it，LVit，OSit)+uit(1)

其中，i代表橫截面維度，t代表時間維度；Pit為上市公司經(jīng)營績效變量；LN(SP)it為股票未加權(quán)年度均價的自然對數(shù)；LVit表示資本結(jié)構(gòu)的解釋變量； OSit代表股權(quán)結(jié)構(gòu)的一組解釋變量；uit為均值為零的白噪聲序列。

2.模型形式設(shè)定

模型(1)包括三種情形：變系數(shù)模型、變截距模型和既無個體影響又無結(jié)構(gòu)變化的一般模型。最后一種情形相當(dāng)于將多個時期的截面數(shù)據(jù)堆積在一起作為樣本數(shù)據(jù)，能夠起到增加樣本變量的作用；變系數(shù)模型，即除了存在個體影響，橫截面的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也是變化的，因而結(jié)構(gòu)參數(shù)在不同橫截面單位上是不同的，也稱無約束模型；變截距模型假設(shè)在個體成員上存在個體影響而無結(jié)構(gòu)變化，并且個體影響可以用截距項的差別來說明。

不同模型形式其估計結(jié)果有很大差異，如果模型形式設(shè)定不正確，估計結(jié)果將與所要模擬的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實偏離甚遠(yuǎn)，因此在建立面板模型前需對模型形式的設(shè)定進(jìn)行檢驗，即檢驗樣本數(shù)據(jù)符合哪種模型形式，從而避免模型設(shè)定的偏差，改進(jìn)參數(shù)估計的有效性。檢驗原理基于以下兩個假設(shè)：

H1：斜率在不同的橫截面樣本點和時間上都相同，但截距不相同，即模型屬于變截距模型。

H2：斜率和截距在不同的橫截面樣本點和時間上都相同，即一般的模型形式。

檢驗方法經(jīng)常使用協(xié)方差檢驗，該檢驗是通過構(gòu)造兩個F統(tǒng)計量來完成的，在假設(shè)H1和H2下的F統(tǒng)計量分別為：

F1=（S2-S1）/［（N-1）k］S1/［NT-N（k+1）］~F［（N-1）k，N（T-k-1）］（2）

F2=（S3-S1）/［（N-1）（k+1）］S1/［NT-N（k+1）］~F［（N-1）（k+1），N（T-k-1）］（3）

如果接受假設(shè)H2，即樣本數(shù)據(jù)符合一般模型，沒必要進(jìn)行進(jìn)一步檢驗；如果拒絕H2，則需進(jìn)一步檢驗假設(shè)H1，如接受假設(shè)H1，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合模型變截距模型，反之為樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。

其中，S1、S2、S3分別是變系數(shù)模型、變截距模型和一般模型進(jìn)行估計時的殘差平方和，N表示個體截面成員的個數(shù)，T表示每個截面成員的觀測時期總數(shù)，k為待估計參數(shù)（不含截距項）的個數(shù)。

將數(shù)據(jù)代入3個模型，得出相應(yīng)的殘差平方和為：S1=2.254162，S2=11.99932，S3=20.84466，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3面板模型設(shè)定形式的檢驗

F檢驗值自由度臨界值（1%顯著性水平）臨界值（5%顯著性水平）

F1=3.5969（125，104）1.561.37

F2=5.7181（150，104）1.541.35

由表3可以看出，在1%和5%的顯著性水平上，F(xiàn)1統(tǒng)計量的值和F2統(tǒng)計量的值均大于檢驗的臨界值，所以認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。

對于固定效應(yīng)模型（Fixed Effects Model）還是隨機效應(yīng)模型（Random Effects Model）的選擇，經(jīng)驗表明，當(dāng)不能把觀測個體當(dāng)作從一個大總體中隨機抽樣的結(jié)果時，使用固定效應(yīng)模型；否則選擇隨機效應(yīng)模型。由于本文研究的26家樣本公司是按一定的規(guī)則選取的樣本，并非是從總體隨機抽取的樣本，個體成員之間的差異可以被看作回歸系數(shù)的參數(shù)變動，因此按照經(jīng)驗方法直接選取了固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，省去了通過Hausman檢驗來判斷模型類型的步驟［4］，該模型的特點在于同時考慮了橫截面數(shù)據(jù)和時間序列，消除了橫截面的偏差，著重于以固定截距代表每個橫截面單元的不同特征。

（四）回歸結(jié)果與分析

為了反映個體之間的差異性，更為深入地研究26家上市公司或所屬行業(yè)（CSRC）的股價對經(jīng)營績效的敏感度差異，建立了以股價LN（SP）為截面特定系數(shù)變量的固定效應(yīng)變系數(shù)模型：

Pit=c+αi+βiLN（SP）it+γ1LVit+γ2CSPit+γ3CR1it+γ4CR10it+uit，i=1，2 ，…26， t=1，2，…10(4)

其中，c為各截面成員的公共截距項，αi為各截面成員特有的截距項，βi為各上市公司的股價對經(jīng)營績效的敏感系數(shù)，γi（i=1，2，3，4）為各上市公司資本結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)變量對其經(jīng)營績效的敏感系數(shù)。

似不相關(guān)回歸法（SUR）是對假設(shè)出現(xiàn)的截面異方差和同期相關(guān)性同時進(jìn)行修正的廣義最小二乘法，但此法對橫截面單元多而時序長度較短的面板模型估計是失效的，模型（4）就是這種類型。為了減少由于橫截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響，采用估計橫截面權(quán)重的加權(quán)最小二乘法對模型進(jìn)行估計，回歸結(jié)果如表4所示。

從表4得知模型整體擬合效果較好。調(diào)整的可決系數(shù)達(dá)97.5%，個股股價對上市公司經(jīng)營績效的敏感系數(shù) βi都通過了t檢驗（檢驗的相伴概率全為0.000，未列入表中）。DW值為1.819073，當(dāng)樣本容量為260（NT=26×10）、解釋變量個數(shù)為5時，查D-W檢驗的臨界值表可得在1%的顯著性水平上dL = 1.46， du=1.63，因為 dU

表4模型（4）估計結(jié)果

上市公司 （股票名稱）αi

βi

系數(shù)值t統(tǒng)計量上市公司 （股票名稱）αi

βi

系數(shù)值t統(tǒng)計量

制造業(yè)

沈陽機床 0.3666340.08325114.87568鋅業(yè)股份-0.1667270.13675419.23744

東北制藥-0.4045030.17887919.30282東北電氣-0.7382290.25043213.20769

大連控股-0.1631820.1186089.61232沈陽化工-0.2130310.15126619.12072

大冷-0.3677790.17519420.39991本鋼-0.2593330.15023213.41438

鞍鋼股份-0.0446800.09879212.69512遼通化工-0.2199500.15102326.95545

金城股份-0.5161300.18629313.33916錦化氯堿-0.3810350.17488515.46703

批發(fā)與零售貿(mào)易

中興商業(yè)-0.0424010.11874715.90616大商股份 0.7442770.04829412.86419

大連友誼-0.1382230.13432516.44365遼寧成大 0.5492800.0594837.539602

交通運輸、倉儲業(yè)

鐵龍物流 0.3711920.07986513.47318

電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)

大連熱電-0.0908910.12970815.62740國電電力 0.6256380.0550099.038036

房地產(chǎn)業(yè)

銀基發(fā)展-0.0770150.13222016.26485萊茵置業(yè)-0.0225960.12027611.36478

億城股份0.2617250.08755510.83192

信息技術(shù)業(yè)

國能集團(tuán) 0.1009530.09498710.85206東軟股份 0.8419930.04732016.40913

建筑業(yè)

紅陽能源-0.2634850.15124714.04547

綜合類

大連國際 0.2474970.0757028.316288

共同截距c1.302089t統(tǒng)計量=12.35810 （0.0000）

γ1-0.001854t統(tǒng)計量= -2.553437 （0.0114）

γ2-0.002367t統(tǒng)計量= -2.687376 （0.0078）

γ3-0.000760t統(tǒng)計量= -0.600232 （0.5490）

γ4-0.000390t統(tǒng)計量= -0.260712 （0.7946）

調(diào)整可決系數(shù)R2 0.975201

DW值1.819073

F統(tǒng)計量186.1829（0.0000）

注：t統(tǒng)計量括號內(nèi)是t檢驗的相伴概率，F(xiàn)統(tǒng)計量括號內(nèi)是F檢驗的相伴概率。

模型（4）的估計結(jié)果顯示：（1）資本結(jié)構(gòu)和公司績效在5%的置信水平上存在顯著性的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即負(fù)債的增加將降低公司的經(jīng)營績效。（2）流通股比例與績效負(fù)相關(guān)。（3）第一大股東持股比

例、股權(quán)集中度變量前的系數(shù)在統(tǒng)計意義上不顯著，說明“一股獨大”或股權(quán)的集中程度對遼寧上市公司績效的負(fù)面影響不是很顯著。

變系數(shù)模型只說明了各截面變量前面的系數(shù)不是完全相同，由表4的檢驗結(jié)果看，模型（4）中上市公司股價系數(shù)似乎存在差異，為了進(jìn)一步了解各行業(yè)股價對績效變量敏感系數(shù)之間的差異情況，借助系數(shù)約束條件的Wald 檢驗分析了不同行業(yè)股價對績效的平均敏感系數(shù)之間的關(guān)系。

對上述固定效應(yīng)變系數(shù)模型進(jìn)行Wald檢驗的結(jié)果如表5所示，由于篇幅所限，只列出部分檢驗結(jié)果。

檢驗結(jié)果表明批發(fā)與零售貿(mào)易，交通運輸、倉儲業(yè)，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)4大行業(yè)間的敏感系數(shù)不存在顯著的差異；信息技術(shù)業(yè)和建筑業(yè)間也不存在顯著的差異；制造業(yè)和綜合類兩大行業(yè)與其他行業(yè)均存在著顯著差異。

表6是各行業(yè)股價對績效的平均敏感系數(shù)和平均歷史波動率，其中平均歷史波動率反映的是股票年度收益率的平均標(biāo)準(zhǔn)誤差。

表5 Wald檢驗結(jié)果

原假設(shè)χ2統(tǒng)計量原假設(shè)H0χ2統(tǒng)計量

βi制=βi批

48.89805

（0.0000）βi批=βi交

0.242107

（0.6227）

βi交=βi電

0.096164

(0.7565)βi電=βi房

0.140010

（0.7083）

βi房=βi信

25.32513

（0.0000）βi信=βi建

67.94878

（0.4485）

βi建=βi綜

169.2488

（0.0000）βi綜=βi制

467.2049

（0.0000）

注：βi制等分別表示各行業(yè)股價對績效的平均敏感系數(shù)，χ2統(tǒng)計量下面括號內(nèi)數(shù)據(jù)是檢驗的相伴概率。

表6 各行業(yè)股價的敏感系數(shù)與歷史波動率

行 業(yè)(CSRC)行業(yè)平均敏感系數(shù)股價的平均歷史波動率

制造業(yè)0.15460.4336

建筑業(yè)0.15120.4633

房地產(chǎn)業(yè)0.11340.5051

電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)0.09240.4473

批發(fā)與零售貿(mào)易0.09020.5041

交通運輸、倉儲業(yè)0.07990.2926

綜合類0.07570.6458

信息技術(shù)業(yè)0.07120.4399

由表6看出不同行業(yè)股價對上市公司績效的影響力度差異不是很大，其中，制造業(yè)與建筑業(yè)的行業(yè)股價對績效的影響度較大。

經(jīng)計算，行業(yè)平均敏感系數(shù)與股價的歷史波動率的相關(guān)系數(shù)為-0.077，且相伴概率為0.428＞0.01，說明二者在1%置信水平上不存在線性相關(guān)關(guān)系。

三、研究結(jié)論

本文建立了一個研究股價、資本結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)對經(jīng)營績效影響的面板模型，使用了基于固定效應(yīng)變系數(shù)模型的廣義加權(quán)最小二乘法對模型進(jìn)行了檢驗。通過研究得出以下結(jié)論：

第一，資本結(jié)構(gòu)與績效在5%的置信水平上存在顯著性的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即負(fù)債的增加將降低公司的經(jīng)營績效，這個結(jié)論與權(quán)衡理論的預(yù)測一致，但與優(yōu)序融資理論相悖。

第二，流通股比例與績效負(fù)相關(guān)，這個結(jié)論與陳小悅和徐曉東（2001）［5］是一致的，說明遼寧現(xiàn)階段流通股股東并不能成為公司有效的監(jiān)督者，反而對公司績效的提高產(chǎn)生了負(fù)面影響。

第三，第一大股東持股比例、股權(quán)集中度對經(jīng)營績效的影響在統(tǒng)計意義上都是不顯著的，反映了遼寧上市公司的第一大股東或少數(shù)大股東結(jié)成聯(lián)盟治理對績效的影響效果不顯著。

第四，不同行業(yè)的股價對上市公司績效的影響力度大多不存在顯著性差異，只有制造業(yè)和綜合類與其它行業(yè)相比存在差異，且行業(yè)平均敏感系數(shù)和股價的歷史波動率不存在相關(guān)關(guān)系。

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（責(zé)任編輯：韓淑麗）