文/吳曦（中國地質(zhì)大學(xué)（北京））

一、引言

李維安教授在第十屆公司治理研討會上發(fā)布了2019年中國上市公司的治理指數(shù)。公司治理指數(shù)總體呈現(xiàn)逐年上升態(tài)勢，地區(qū)間存在一定差異。按行業(yè)劃分，綜合類行業(yè)指數(shù)依舊偏低，沒有較大的改善幅度。會議提出，公司治理指數(shù)是企業(yè)風(fēng)險控制的“晴雨表”。治理水平的研究有利于上市公司的長期發(fā)展，有利于完善現(xiàn)代企業(yè)制度。不同行業(yè)、不同地區(qū)公司的績效應(yīng)得到針對性提升，同一治理因素與不同企業(yè)的績效相關(guān)性是否存在差異？又是怎樣的差異？

基于中國983家A股上市公司在2009-2018 年間的平衡面板數(shù)據(jù)，本文將對與績效有關(guān)的公司治理因素進(jìn)行實證分析，同時研究因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)、地區(qū)的不同，治理因素對績效影響的差異，利用門檻模型分析治理因素門檻值的存在性。

二、研究設(shè)計與樣本選擇

（一）研究假設(shè)

假設(shè)一：控制其他條件不變，公司如果為國有企業(yè)，企業(yè)績效要比非國有企業(yè)高。

假設(shè)二：控制其他條件不變，股權(quán)集中程度越高，企業(yè)績效越高。

假設(shè)三：控制其他條件不變，董事會規(guī)模越大，企業(yè)績效越高。

假設(shè)四：控制其他條件不變，獨立董事比例越高，企業(yè)績效越高。

假設(shè)五：控制其他條件不變，高管持股比例越高，企業(yè)績效越高。

假設(shè)六：不同行業(yè)（公共事業(yè)/綜合/工業(yè)/商業(yè)）中，公司治理結(jié)構(gòu)（產(chǎn)權(quán)性質(zhì)/股權(quán)集中度/國有股比例/董事會規(guī)模/獨立董事比例/兩職合一/高管持股比例）對企業(yè)績效的影響不同。

假設(shè)七：公司注冊所在地是否在一線城市，公司治理結(jié)構(gòu)（產(chǎn)權(quán)性質(zhì)/股權(quán)集中度/國有股比例/董事會規(guī)模/獨立董事比例/兩職合一/高管持股比例）對企業(yè)績效的影響不同。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)說明

本 文 選 取2009-2018年A 股上市公司作為研究對象。筆者對數(shù)據(jù)做了以下篩選：（1）剔除ST、*ST、ST*的公司。（2）剔除金融行業(yè)（含房地產(chǎn)）、銀行業(yè)的公司。（3）剔除數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本。最終獲得983家A股上市公司的9,830 個樣本。所用的分析軟件為StataSE15。所有指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

（三）變量選擇

本文選擇變量如表1所示。

（四）研究設(shè)計

依據(jù)2009-2018年983個A股上市公司的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，本文在確定研究模型時，先對數(shù)據(jù)進(jìn)行個體效應(yīng)和時間效應(yīng)檢驗，結(jié)果顯示固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型均優(yōu)于混合效應(yīng)模型。經(jīng)過Hausman 檢驗，P 值為0.000，使用隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)被拒絕。該面板數(shù)據(jù)使用固定效應(yīng)模型。

依據(jù)行業(yè)類型的不同，本文將加入行業(yè)類型變量，進(jìn)行分組回歸。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r不同，公司治理水平也存在差異。本文將公司分為一線城市公司與非一線城市公司并進(jìn)行分組回歸。基本模型為：

其中i 為個體，t 為時間。即EPSit為第i 個公司在第t 年的企業(yè)績效指標(biāo)；βn，it 為面板回歸系數(shù)（n=1，2……10）。μi為不 可觀察的個體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項。

表1變量說明

本文為探究治理因素變量值的大小與企業(yè)績效相關(guān)性的變化，建立門檻回歸模型，檢驗指標(biāo)變量門檻存在性。

其中qit為門檻變量，取上述公司治理變量，γ為門檻參數(shù)，門檻回歸系數(shù)分別為β1和β2。μi為個體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項。

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計（如表2）

根據(jù)表1設(shè)定，本文將對所選A 股上市公司的變量進(jìn)行統(tǒng)計描述。本文對回歸變量進(jìn)行spearman相關(guān)性檢驗，相關(guān)性矩陣中所有變量間系數(shù)均小于0.5，說明變量間沒有嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）回歸分析

結(jié)果如表3所示。

根據(jù)實證結(jié)果，可以得到如下結(jié)論：

（1）經(jīng)過EPS 的對比，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)績效無顯著影響。股權(quán)集中度與國企績效在5%的水平上呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，與非國企績效在1%的水平上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。但假設(shè)一沒有得到驗證。

（2）對于總體樣本而言，在1%的顯著性水平上，企業(yè)績效與股權(quán)集中度呈現(xiàn)正相關(guān)。假設(shè)二得到驗證。

（3）在10%的顯著性水平上，董事會規(guī)模與企業(yè)績效呈現(xiàn)正相關(guān)性，表明假設(shè)三成立。

（4）企業(yè)績效與獨立董事比例在5%的水平上呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)。

進(jìn)一步使用門檻模型后，本文發(fā)現(xiàn)獨立董事比例存在單門檻，門檻值大致在0.5左右。低于門檻值時，企業(yè)績效與獨立董事比例呈現(xiàn)不顯著正相關(guān)；獨立董事比例高于門檻值時，在5%的顯著性水平上與企業(yè)績效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。假設(shè)四沒有得到驗證。

（5）高管持股比例與企業(yè)績效在1%的顯著性水平上呈現(xiàn)正相關(guān)。股權(quán)激勵程度越高，企業(yè)績效越好，假設(shè)六成立。

（6）按行業(yè)劃分樣本公司，獨立董事比例越高，公用事業(yè)、工業(yè)、商業(yè)的企業(yè)績效越低，而綜合類行業(yè)的企業(yè)績效越高。獨立董事制度的建立對綜合類行業(yè)有積極效果，但對其他行業(yè)來說，獨立董事比例增大可能會帶來企業(yè)績效的下滑。在董事會治理方面，假設(shè)七得到驗證。

（7）按地區(qū)劃分樣本公司，在1%的顯著性水平上，非一線城市公司的股權(quán)越集中，企業(yè)績效越好；一線城市企業(yè)績效與股權(quán)集中度無顯著相關(guān)性。

董事會規(guī)模及國有股比例變量與一線城市企業(yè)績效呈不顯著負(fù)相關(guān)，與非一線企業(yè)績效呈顯著正相關(guān)。假設(shè)八得到驗證。

四、結(jié)論

本文經(jīng)過實證分析發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、國有股比例、高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效有顯著的正相關(guān)性；獨立董事比例存在單門檻，小于門檻值與績效相關(guān)性不顯著。大于門檻值時，獨立董事比例與績效呈負(fù)相關(guān)；國有企業(yè)與非國有企業(yè)績效并無顯著差異，但國有企業(yè)的股權(quán)集中度對績效存在一定的消極影響；不同行業(yè)間，綜合類行業(yè)獨立董事比例越高，企業(yè)績效越高，而其他行業(yè)則相反。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 公司治理結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效實證分析結(jié)果

行業(yè)間需要相互借鑒，不應(yīng)該讓獨立董事成為“擺設(shè)”。股權(quán)集中度、國有股比例和董事會規(guī)模與非一線城市企業(yè)績效有顯著正相關(guān)性，但與一線城市企業(yè)績效無顯著相關(guān)。我國需要“好”的治理結(jié)構(gòu)，也應(yīng)該帶動各地區(qū)縮小治理差異。