田銀華，鄺嫦娥，張 敏

（1．湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201；2．湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105）

我國(guó)家族企業(yè)普遍采取家族成員直接參與企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理的單邊治理結(jié)構(gòu)，這種治理結(jié)構(gòu)嚴(yán)重阻礙了家族企業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)大。因此，必須實(shí)現(xiàn)家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和制度創(chuàng)新，一方面，家族企業(yè)積極引入職業(yè)經(jīng)理人，實(shí)現(xiàn)所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離，優(yōu)化家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)；另一方面，家族企業(yè)通過直接或間接持有上市公司股份取得其控制權(quán)，改變?cè)幸試?guó)有股為主的上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)。這些在一定程度上影響了家族企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)，而家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的改變又直接影響到其經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提高。同時(shí)，經(jīng)營(yíng)績(jī)效是家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)健全與否的最有效、最直接的反映。因此，本文認(rèn)為有必要對(duì)家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系進(jìn)行研究，力求為我國(guó)上市家族企業(yè)的內(nèi)部治理提供有參考意義的指導(dǎo)，從而提高家族企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

一、文獻(xiàn)綜述

對(duì)家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系的研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已取得了許多有價(jià)值的成果：如Shleifer和Vishny（1986）認(rèn)為一定的股權(quán)集中度有利于提高家族企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和避免公司成員在股權(quán)高度分散情況下“搭便車”問題。[1]Lins和Servaes（1995）在對(duì)18個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家的上市家族企業(yè)研究中發(fā)現(xiàn)大股東對(duì)企業(yè)價(jià)值有正面影響。[2]Tricker（1984）、Sehulze和Lubatkin（2001）認(rèn)為在董事會(huì)中引入外部董事可以增加董事的客觀性和獨(dú)立性，從而可以提高家族企業(yè)決策過程的質(zhì)量。[3-4]Anderson和Reeb（2003）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)家族持股比例在1/3之前企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效表現(xiàn)為上升，超過1/3之后企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效表現(xiàn)為下降。[5]張紅軍（2000）認(rèn)為公司業(yè)績(jī)與法人股的比例呈現(xiàn)高度正相關(guān)，國(guó)家股比例則與公司業(yè)績(jī)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。[6]馬麗波等（2006）探討了中國(guó)家族企業(yè)發(fā)展過程中治理模式的變遷路徑，即契約和關(guān)系治理的相機(jī)抉擇或整合。[7]劉學(xué)方等（2006）通過探索性和驗(yàn)證性因子分析建立了家族企業(yè)接班人勝任力模型，發(fā)現(xiàn)組織承諾、誠(chéng)信正直等因子對(duì)家族企業(yè)繼承績(jī)效具有顯著的相關(guān)關(guān)系。[8]楊龍志（2007）采用回歸估計(jì)和多模型比較方法，分析了家族企業(yè)外部顧問董事比例對(duì)治理效率和經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，認(rèn)為最佳外部顧問董事比例在0.3-0.5之間。[9]趙昌文等（2008）對(duì)2006年A股上市的392家家族企業(yè)進(jìn)行了獨(dú)立董事對(duì)企業(yè)價(jià)值影響的研究，認(rèn)為有行業(yè)專長(zhǎng)、學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景、政府關(guān)系等特征的獨(dú)立董事對(duì)企業(yè)價(jià)值有顯著的促進(jìn)作用。[10]何軒等（2008）以非上市家族企業(yè)為樣本，探討職業(yè)經(jīng)理人持股對(duì)家族企業(yè)決策質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)兩者之間并無直接關(guān)系。[11]

綜合已有文獻(xiàn)，在家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系的問題上，多數(shù)學(xué)者采用的是治理結(jié)構(gòu)各要素對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的全變量回歸研究。然而，這種方法面臨的一個(gè)問題是：變量選擇過少可能遺漏重要解釋變量；變量選擇過多又會(huì)產(chǎn)生多重共線性。因此，本文在已有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，根據(jù)家族企業(yè)特點(diǎn)，從總經(jīng)理特質(zhì)、股權(quán)集中度、董事會(huì)規(guī)模及債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)等多角度選取變量，并運(yùn)用因子分析法提取重要因子變量，繼而對(duì)因子變量和經(jīng)營(yíng)績(jī)效進(jìn)行回歸，以期更全面深刻地闡釋中國(guó)上市家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系。

二、模型構(gòu)建

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009年在上交所和深交所進(jìn)行交易的家族控股（第一大股東為自然人及其家族）上市公司作為初始樣本。樣本首先剔除存在以下幾種情況的公司：金融保險(xiǎn)類上市公司，數(shù)據(jù)遺漏、不全的公司，經(jīng)營(yíng)狀況異常（ST、PT或資產(chǎn)負(fù)債率超過100%）的公司，發(fā)行B股、H股、S股、N股等的公司，在當(dāng)年進(jìn)行并購(gòu)、重組或者進(jìn)行較大的資產(chǎn)置換的公司。經(jīng)過篩選最后確定了184家家族上市公司為研究樣本。本文所采用的所有財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及有關(guān)測(cè)度數(shù)據(jù)均來自巨潮資訊網(wǎng)公司年報(bào)，并利用上海證券交易所和深圳證券交易所網(wǎng)站公開披露的上市公司年報(bào)信息進(jìn)行補(bǔ)充。

2.檢驗(yàn)?zāi)Ｐ团c變量定義

為了研究家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系，本文設(shè)置原始模型如下：

模型中各變量含義如表1所示：

表1 變量定義

三、實(shí)證分析

1.因子分析

由于自變量數(shù)目較多，進(jìn)行變量全回歸容易引起多重共線性問題，簡(jiǎn)單剔除變量則會(huì)遺漏重要信息，破壞模型的完整性。因此本文擬運(yùn)用因子分析法提取公共因子，用較少并且相互獨(dú)立的因子作為新的自變量。

采用SPSS18.0計(jì)算得到KMO統(tǒng)計(jì)量為0.574，Bartlett’s Test of Sphericity統(tǒng)計(jì)量為321.852，p值為0.000。雖然KMO統(tǒng)計(jì)量偏低，但是Bartlett’s Test of Sphericity對(duì)應(yīng)概率說明原有變量適合作因子分析。因此，只要提取的因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到一定水平就可以嘗試因子分析方法。經(jīng)過分析，我們得到各因子的特征值、方差貢獻(xiàn)率和累積方差貢獻(xiàn)率，見表2。

表2可見，從13個(gè)測(cè)試變量中可以提取出4個(gè)因子，累積可以解釋原有變量總方差的50%，使原有變量信息丟失較少，因子分析效果較為理想。由于初始因子載荷矩陣中各因子對(duì)測(cè)試變量的載荷比較分散，因子的實(shí)際含義不夠清晰，為了使因子載荷矩陣系數(shù)向0和1分化，一個(gè)變量只在盡可能少的因子上有比較高的載荷，從而因子的實(shí)際意義更加明顯，對(duì)初始因子載荷矩陣按方差最大正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，見表3。

表2 因子特征值、貢獻(xiàn)率及累計(jì)貢獻(xiàn)率

表3 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

表3可見，第一個(gè)因子在家族持股比例、董事長(zhǎng)持股比例、總經(jīng)理持股比例和總經(jīng)理是否來自家族成員上有較大載荷，這些變量主要是反映家族及董事長(zhǎng)的控股狀況及對(duì)公司的控制決策情況，因此可以命名為高管控制力因子（F1）；第二個(gè)因子在董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事個(gè)數(shù)、監(jiān)事會(huì)規(guī)模三方面有較大載荷，這些變量主要是反映董事會(huì)的規(guī)模及治理結(jié)構(gòu)，因此可以命名為董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)因子（F2）；第三個(gè)因子在年度董事會(huì)議次數(shù)和債權(quán)人治理上有較大載荷，這兩個(gè)變量主要反映公司董事會(huì)的運(yùn)作及外部治理狀況，因此可以命名為債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)因子（F3）；第四個(gè)因子在總經(jīng)理年收入、總經(jīng)理任現(xiàn)職年限、總經(jīng)理年齡上和總經(jīng)理學(xué)歷上有較大載荷，這個(gè)變量主要反映了總經(jīng)理的特質(zhì)，因此命名為總經(jīng)理特質(zhì)因子（F4）。

因此，上述4個(gè)因子可以分別反映公司治理的4個(gè)不同方面，而且經(jīng)過因子正交旋轉(zhuǎn)它們之間是相互獨(dú)立的。將上述4個(gè)因子采用回歸方法求出因子得分矩陣，將4個(gè)因子的得分F1、F2、F3、F4作為新的自變量，用于和因變量回歸。

2.回歸分析

通過因子分析將原模型自變量轉(zhuǎn)化成新的因子變量后，有效地解決了原模型自變量過多可能產(chǎn)生的多重共線性問題。由此原模型轉(zhuǎn)變?yōu)椋?/p>

由于Eviews在多元回歸分析中更為常用，本文運(yùn)用Eviews7.0對(duì)上述（3）、（4）二個(gè)模型分別進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4。

表4 模型3、4的回歸結(jié)果

從上述模型的回歸結(jié)果可以看出：

總體上，兩個(gè)模型全部在0.01水平上通過了F檢驗(yàn)，截面數(shù)據(jù)AdjR2水平接近16%，說明模型擬合效果尚可。比較模型3和模型4，我們發(fā)現(xiàn)，在加入控制變量Lnta（總資產(chǎn)對(duì)數(shù)）和MaREV（營(yíng)業(yè)收入）后，模型AdjR2值有所增大，且MaREV在0.1水平上顯著，這說明控制變量的加入對(duì)模型的構(gòu)建有所改進(jìn)，即總資產(chǎn)和營(yíng)業(yè)收入對(duì)上市家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效都有影響作用，不同的是：總資產(chǎn)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響為負(fù)，但是不顯著，這可能由于規(guī)模越大，家族企業(yè)內(nèi)部管理機(jī)制尚不健全導(dǎo)致；營(yíng)業(yè)收入則對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生顯著的正的影響。

各因子方面，F(xiàn)1、F4在兩個(gè)模型中都表現(xiàn)出0.01水平上的顯著性，且其系數(shù)都為正，這說明高管控制力、總經(jīng)理特質(zhì)與上市家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。F2在兩個(gè)模型中表現(xiàn)出了0.05水平上的顯著性，但是其系數(shù)為負(fù)。由此，我們得知家族企業(yè)董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。規(guī)模過大的董事會(huì)會(huì)導(dǎo)致董事會(huì)成員之間溝通與協(xié)調(diào)的困難，對(duì)策略與思路的理解有偏頗，不利于正確決策的制定，降低了決策效率，從而導(dǎo)致績(jī)效的下滑。另一方面，F(xiàn)3在模型3中系數(shù)為正，說明債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)與上市家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間存在正相關(guān)關(guān)系，但是不顯著；但在模型4中系數(shù)為負(fù)，不顯著，這說明債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)對(duì)家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響因企業(yè)規(guī)模和營(yíng)業(yè)收入的不同而不同，規(guī)模越大，營(yíng)業(yè)收入越高，債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效增長(zhǎng)的抑制作用就越大。

四、結(jié)論

本文首先對(duì)影響上市家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的相關(guān)變量進(jìn)行因子分析，構(gòu)建回歸模型。其次，在考慮上市家族企業(yè)的總資產(chǎn)及營(yíng)業(yè)收入后，將這兩個(gè)變量加入計(jì)量模型，并對(duì)上述兩個(gè)模型分別進(jìn)行回歸分析。得出：（1）高管控制力、總經(jīng)理特質(zhì)及企業(yè)營(yíng)業(yè)收入3個(gè)因子對(duì)上市家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生正的影響，且高管控制力和總經(jīng)理特質(zhì)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響較為顯著。（2）董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)及企業(yè)總資產(chǎn)對(duì)上市家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)的影響，且董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)的影響較為顯著。（3）債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)對(duì)家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響因企業(yè)規(guī)模和營(yíng)業(yè)收入的不同而不同。

為此，我們認(rèn)為上市家族企業(yè)要從以下幾方面入手，推動(dòng)企業(yè)改善經(jīng)營(yíng)管理，提高運(yùn)作效率，從而提高企業(yè)績(jī)效。第一，實(shí)行股權(quán)集中制。家族控股股東擁有絕對(duì)控制權(quán)，就會(huì)從各方面支持企業(yè)的發(fā)展，使家族和企業(yè)利益保持一致，有利于企業(yè)的經(jīng)營(yíng)，同時(shí)便于對(duì)上市家族企業(yè)的管理人員進(jìn)行監(jiān)督和激勵(lì)。第二，建立長(zhǎng)效激勵(lì)機(jī)制。在家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)者即總經(jīng)理的任用上，應(yīng)傾向于選取年齡較長(zhǎng)、學(xué)歷較高、有豐富企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理經(jīng)驗(yàn)的人員擔(dān)當(dāng)，同時(shí)給予一定的股份配額，有利于避免經(jīng)營(yíng)者的“逆向選擇”和“道德風(fēng)險(xiǎn)”。第三，構(gòu)建適度規(guī)模的董事會(huì)。董事會(huì)規(guī)模過大會(huì)出現(xiàn)機(jī)能障礙，易使家族企業(yè)董事會(huì)成員產(chǎn)生“搭便車”動(dòng)機(jī)，但也不意味著規(guī)模越小越好，構(gòu)建適宜的董事會(huì)規(guī)模應(yīng)以現(xiàn)行規(guī)模對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生的利弊衡量。

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