秦斐 葛玉輝

摘 要：研究選取2007—2008年滬深兩市A股上市公司中混合所有制企業(yè)為樣本，研究混合所有制企業(yè)中，股權(quán)制衡度、高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效三者之間的關(guān)系。結(jié)果表明，股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效之間呈顯著的U型關(guān)系，說(shuō)明較低或者過(guò)高的股權(quán)制衡度均不能使得企業(yè)績(jī)效提高。進(jìn)一步研究得出，高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效的中介作用不顯著，股權(quán)制衡度在高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效之間起到調(diào)節(jié)作用。結(jié)合分權(quán)控制理論，研究結(jié)果為混合所有制企業(yè)進(jìn)行改革提供了依據(jù)。

關(guān)鍵詞：股權(quán)制衡度;企業(yè)績(jī)效;高管團(tuán)隊(duì)

中圖分類號(hào)：F272.5? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號(hào)：1673-291X（2020）15-0046-06

引言

黨的十九大報(bào)告提出，“企業(yè)需要進(jìn)行改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，建設(shè)具有全球競(jìng)爭(zhēng)力的一流企業(yè)?！币恍W(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了相對(duì)集中化傾向，導(dǎo)致大股東治理就像一把“雙刃劍”。在混合所有制企業(yè)中，企業(yè)股權(quán)的高度集中會(huì)導(dǎo)致內(nèi)部人控制問(wèn)題，容易發(fā)生大股東侵占中小股東利益的行為。而在企業(yè)股權(quán)高度分散的情況下，又會(huì)面臨監(jiān)督問(wèn)題，即企業(yè)決策缺乏效率。股權(quán)制衡是指至少有兩個(gè)及以上的大股東共同行使公司的決策權(quán)，但由于他們之間各自利益牽制，每個(gè)大股東都不能做出只為自己謀取私利的行為，這樣有效地監(jiān)督其他股東的行為，所以是一種相對(duì)有效的公司治理結(jié)構(gòu)。

本文基于分權(quán)控制理論和高層梯隊(duì)理論，研究我國(guó)混合所有制企業(yè)的股權(quán)制衡度、高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效

股權(quán)制衡是指企業(yè)中大股東之間通過(guò)內(nèi)部制約，使得他們無(wú)法根據(jù)自身的利益做出企業(yè)的重大決策，從而達(dá)到一種互相制約的作用。目前已有的研究中，一類觀點(diǎn)認(rèn)為股權(quán)制衡度的提高能夠提高企業(yè)績(jī)效。例如，陳信元等發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡不僅很好地約束了第一大股東的私利行為，也對(duì)公司管理者產(chǎn)生了監(jiān)督作用[1]。陳德萍等研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡可以改善公司的治理，其他大股東對(duì)控股股東的制衡能力越大，公司的價(jià)值就越高[2]。Shleifer and Vishney研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡度高的公司具有更高的經(jīng)營(yíng)績(jī)效[3]。另一類觀點(diǎn)認(rèn)為，并非股權(quán)制衡度越高則企業(yè)績(jī)效越高。隋靜等研究發(fā)現(xiàn)，存在最優(yōu)的股權(quán)制衡水平來(lái)提高企業(yè)績(jī)效[4]。劉運(yùn)國(guó)等研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡企業(yè)的績(jī)效要優(yōu)于股權(quán)集中度較高的企業(yè)，但是他們之間的差異并不顯著[5]。阮素梅等研究發(fā)現(xiàn)，過(guò)低或者過(guò)高的股權(quán)制衡度均不利于企業(yè)績(jī)效的提升[6]。

目前關(guān)于混合所有制企業(yè)與績(jī)效的研究中，研究較多的是兩者之間的直接影響，而對(duì)兩者之間的間接效應(yīng)的研究則較少。企業(yè)的績(jī)效可能會(huì)受到高管團(tuán)隊(duì)的不同特征的影響。所以引入高管團(tuán)隊(duì)特征這一中介變量檢驗(yàn)其對(duì)股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效之間的綜合影響。

（二）高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效

根據(jù)高層梯隊(duì)理論，大部分學(xué)者對(duì)高管團(tuán)隊(duì)特征的研究主要選擇高管的規(guī)模、年齡、性別、學(xué)歷以及任期等特征。一類觀點(diǎn)認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)企業(yè)績(jī)效有顯著影響。例如，陶寶山等研究發(fā)現(xiàn)，高管的年齡與企業(yè)績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)，受教育程度與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)[7]。李春濤等研究發(fā)現(xiàn)，高管教育水平與企業(yè)績(jī)效之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系[8]。而另一類觀點(diǎn)認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)企業(yè)績(jī)效無(wú)顯著影響。例如，王穎研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高管的年齡等與企業(yè)績(jī)效沒(méi)有顯著的相關(guān)關(guān)系[9]。張慧等研究發(fā)現(xiàn)，除金融行業(yè)兩者之間呈現(xiàn)微弱正相關(guān)關(guān)系外，其余行業(yè)均不存在相關(guān)關(guān)系[10]。

根據(jù)文獻(xiàn)綜述發(fā)現(xiàn)目前對(duì)股權(quán)制衡度，高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效之間綜合關(guān)系的研究較少，且高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響的結(jié)果各不相同。所以，本文基于分權(quán)控制理論，實(shí)證研究股權(quán)制衡度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系的假設(shè)

由上述文獻(xiàn)綜述所述，我國(guó)混合所有制企業(yè)的股權(quán)相對(duì)集中，第一大股東可能利用自身優(yōu)勢(shì)而侵害其他股東的利益。根據(jù)分權(quán)控制理論[11]，當(dāng)處于控制性地位的股東較少時(shí)，控制性地位的大股東有激勵(lì)阻止經(jīng)理人做出任何降低企業(yè)績(jī)效的商業(yè)決策，從避免監(jiān)督過(guò)度的目標(biāo)出發(fā)，他們鼓勵(lì)引入新的大股東，實(shí)現(xiàn)“分權(quán)控制”。分權(quán)控制因而成為解決“一股獨(dú)大”股權(quán)結(jié)構(gòu)下容易導(dǎo)致的大股東監(jiān)督過(guò)度與內(nèi)部人控制問(wèn)題之間平衡的實(shí)現(xiàn)機(jī)制。股權(quán)制衡的目的就是將原有的單個(gè)股東為主的股權(quán)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)槎鄠€(gè)大股東的股權(quán)結(jié)構(gòu)，互相制約杜絕了因一個(gè)股東決策的盲目性而給企業(yè)帶來(lái)?yè)p失的情況發(fā)生[12]。因?yàn)?，本文提出如下假設(shè)：

H1：股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效之間呈U型關(guān)系。

（二）股權(quán)制衡度、高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效之間的綜合關(guān)系

根據(jù)委托代理理論，由于企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離，其他股東想要實(shí)現(xiàn)對(duì)第一大股東的監(jiān)督作用，那么企業(yè)的前幾大股東必須要有一定的制衡度。高管的不同特征會(huì)對(duì)企業(yè)的決策產(chǎn)生重大影響，這些決策會(huì)直接作用于企業(yè)績(jī)效。衛(wèi)旭華等建議，管理者注重高管團(tuán)隊(duì)的構(gòu)成，如降低第一大股東持股比例[13]。楊林研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)的年齡和任職經(jīng)歷多樣性具有顯著的正向影響[14]。因此，股權(quán)制衡度不同的混合所有制企業(yè)，高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能不同。

本文認(rèn)為，股權(quán)制衡度會(huì)直接影響企業(yè)績(jī)效。不同的股權(quán)制衡度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)特征有影響，從而影響企業(yè)績(jī)效，且股權(quán)制衡度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效之間有調(diào)節(jié)作用。因此提出如下假設(shè)：

H2：高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系不具有中介作用。

H3：股權(quán)制衡度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效具有調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2017—2018年滬深兩市A股上市公司作為初始的數(shù)據(jù)樣本，然后對(duì)初始樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行逐步篩選。首先，本文從色諾芬金融數(shù)據(jù)庫(kù)中篩選出符合條件的數(shù)據(jù)樣本。其次，去除ST和*ST 的上市公司。再次，獲取高管團(tuán)隊(duì)特征數(shù)據(jù)。在國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中高管動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取高管團(tuán)隊(duì)特征的數(shù)據(jù)。有些上市公司高管特征中存在部分缺失數(shù)據(jù)，故從樣本中去除有缺失數(shù)據(jù)的樣本。經(jīng)過(guò)以上步驟的篩選后，本文最終獲得了有效數(shù)據(jù)一共6 664組。本文其他的財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)源于CCER金融經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)以及國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。最后，本文使用SPSS17.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的分析和處理。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.因變量。從企業(yè)的財(cái)務(wù)指標(biāo)分析，凈資產(chǎn)收益率ROE也是作為衡量企業(yè)績(jī)效的重要指標(biāo)之一。但是目前很多監(jiān)管機(jī)構(gòu)將該指標(biāo)作為考核企業(yè)公開(kāi)發(fā)行股票等行為的重要指標(biāo)之一，一些企業(yè)就會(huì)進(jìn)行盈余管理，從而該指標(biāo)無(wú)法準(zhǔn)確衡量當(dāng)前企業(yè)的績(jī)效。所以，本文選擇的是總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（ROA），作為衡量企業(yè)績(jī)效的指標(biāo)。

2.自變量。股權(quán)制衡度（Z）。本文參考陳德萍等[2]的方法采用第二到第五大股東的持股比例除第一大股東的持股比例來(lái)衡量股權(quán)制衡度。

3.中介變量。高管團(tuán)隊(duì)特征（TMT）。Hambrick等（1984）提出的“高層梯隊(duì)”理論指出，企業(yè)高層梯隊(duì)的各種特征也會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響[15]。本文選擇的高管團(tuán)隊(duì)特征包括性別，年齡、學(xué)歷、任期等，從這些具體的高管特征中研究其對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。其次，本文運(yùn)用因子分析法對(duì)高管團(tuán)隊(duì)特征進(jìn)行降維處理，得出一個(gè)能夠相對(duì)完整的代表高管團(tuán)隊(duì)特征的綜合值。本文選取高管團(tuán)隊(duì)特征，包括高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模、性別特征、年齡特征、學(xué)歷特征以及任期特征，總共8個(gè)指標(biāo)來(lái)進(jìn)行全面衡量高管團(tuán)隊(duì)的特征（見(jiàn)表1）。再次，對(duì)以上數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和巴特萊特球體檢驗(yàn)，即Bartlett檢驗(yàn)，得到的數(shù)據(jù)（見(jiàn)表2）。該檢驗(yàn)得出總體樣本的KMO值為0.660，大于0.5，且Bartlett檢驗(yàn)的Sig=0<0.01，表示本文選取的8個(gè)高管特征指標(biāo)適合做因子分析。最后，經(jīng)過(guò)因子分析處理得出，樣本特征值大于1的3個(gè)主要成分，其累計(jì)的方差貢獻(xiàn)率達(dá)到了53.14%（見(jiàn)表3），這說(shuō)明，原指標(biāo)大部分可以用高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模、女性比例、平均年齡這3個(gè)主要的成分表示，這3個(gè)因子可以衡量樣本中的高管團(tuán)隊(duì)特征（TMT）數(shù)據(jù)。然后，根據(jù)每個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)的權(quán)重，可以計(jì)算樣本中的高管團(tuán)隊(duì)特征的綜合得分函數(shù)是：

TMT=（0.25×F1+0.15359×F2+0.12781×F3）/53.14%

4.控制變量。通過(guò)文獻(xiàn)梳理，為了使得模型更加準(zhǔn)確，本文選取的控制變量有公司成長(zhǎng)能力、公司運(yùn)營(yíng)能力、財(cái)務(wù)杠桿以及公司現(xiàn)金流量能力，分別用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率以及每股現(xiàn)金流量來(lái)表示。本文所有變量的具體衡量方式（見(jiàn)表2）。

（三）模型設(shè)計(jì)

本文先考察企業(yè)股權(quán)制衡度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，構(gòu)建了以下模型：

ROA=a0+a1Z+a2Control+？著（1a）

ROA=a0+a1Z+a2Z2+a3Control+？著（1b）

其次，本文考察了股權(quán)制衡度，高管團(tuán)隊(duì)特征（TMT）與企業(yè)績(jī)效之間的綜合關(guān)系。本文檢驗(yàn)了作為中介變量的高管團(tuán)隊(duì)特征與作為自變量的股權(quán)制衡度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，即構(gòu)建了模型2來(lái)檢驗(yàn)股權(quán)制衡度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)特征的曲線的影響關(guān)系。模型中的Control均為控制變量，M為中介變量即高管團(tuán)隊(duì)特征（TMT），X為自變量即股權(quán)制衡度（Z），T為調(diào)節(jié)變量也即股權(quán)制衡度（Z），XT為股權(quán)制衡度的二次項(xiàng)即交互項(xiàng)。模型2如下：

M=a0+a1X+a2T+a3XT+a4Control+？著（2）

最后，本文綜合考察了股權(quán)制衡度與高管團(tuán)隊(duì)之間的關(guān)系以及高管團(tuán)隊(duì)特征作為中介變量對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響以及考察作為調(diào)節(jié)變量的股權(quán)制衡度在高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)企業(yè)績(jī)效影響中的作用，即構(gòu)建了模型3。模型中的Y是因變量，即企業(yè)績(jī)效（ROA），X為自變量即股權(quán)制衡度（Z），M為中介變量即高管團(tuán)隊(duì)特征（TMT），T為調(diào)節(jié)變量也即股權(quán)制衡度（Z），XT為股權(quán)制衡度的二次項(xiàng)，MT為高管團(tuán)隊(duì)特征與股權(quán)制衡度的交互項(xiàng)。模型3如下：

Y=a0+a1X+a2M+a3T+a4XT+a5MT+a6Control+？著（3）

四、實(shí)證結(jié)果分析

第一，描述性統(tǒng)計(jì)分析。本文對(duì)所有的連續(xù)型變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)量有均值、標(biāo)準(zhǔn)差、極大值和極小值。從數(shù)據(jù)中得出以下結(jié)論：首先，樣本企業(yè)的總體績(jī)效水平較低，且各個(gè)企業(yè)時(shí)間的差異較明顯。樣本企業(yè)的總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率ROA的均值為0.037，說(shuō)明樣本企業(yè)的總體績(jī)效都較低，企業(yè)應(yīng)當(dāng)改以來(lái)提高盈利能力。其次，樣本企業(yè)的股權(quán)制衡度為0.7983，說(shuō)明樣本企業(yè)的股權(quán)制衡度相對(duì)較高，多個(gè)大股東的存在，由于大股東之間的利益沖突可能導(dǎo)致利益爭(zhēng)奪或者由于經(jīng)營(yíng)意見(jiàn)分歧而造成企業(yè)治理能力的失效。所以，企業(yè)應(yīng)當(dāng)有一個(gè)相對(duì)適中的股權(quán)制衡度，過(guò)高或者過(guò)低的股權(quán)制衡度都會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響。

第二，相關(guān)性分析。本文對(duì)連續(xù)型變量進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果（見(jiàn)表3）。根據(jù)表3中的數(shù)據(jù)結(jié)果得出，股權(quán)制衡度、高管團(tuán)隊(duì)特征以及企業(yè)績(jī)效之間兩兩都表現(xiàn)出顯著的相關(guān)性。其次，在控制變量中，除了資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)性不顯著，其他控制變量均與企業(yè)績(jī)效顯著相關(guān)，說(shuō)明在模型中加入這些控制變量可以提高模型的擬合優(yōu)度。另外，經(jīng)Person相關(guān)性分析，模型中的變量的系數(shù)均小于0.5，且單個(gè)變量的VIF均小于1.5，通過(guò)了VIF檢驗(yàn)，故不存在多重共線性問(wèn)題。

第三，回歸分析。本文在進(jìn)行相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上建立模型來(lái)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果（見(jiàn)表4）。首先，根據(jù)模型1a與1b，模型中的所有連續(xù)型變量的方差膨脹因子均小于1.5，說(shuō)明模型中不存在多重共線性問(wèn)題。其次，本文為了檢驗(yàn)假設(shè)H1中股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效呈U型關(guān)系，采取了層次回歸分析的方法。其一，先檢驗(yàn)其線性關(guān)系，接著在模型中加入二次項(xiàng)檢驗(yàn)其U型關(guān)系。根據(jù)模型1a與1b的回歸結(jié)果得出，在模型中加入股權(quán)制衡度的平方后，二次項(xiàng)的系數(shù)為正，而一次項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明了股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效之間呈現(xiàn)出U型關(guān)系，同時(shí)也說(shuō)明股權(quán)較低程度或者過(guò)高程度的制衡均不利于企業(yè)績(jī)效的提高，而只有當(dāng)股權(quán)制衡度適中時(shí)，才能發(fā)揮正向的制衡影響，從而提高企業(yè)的績(jī)效，即驗(yàn)證了假設(shè)1。其二，考察模型2，根據(jù)建立的模型進(jìn)行回歸分析。模型2中的因變量是高管團(tuán)隊(duì)特征（TMT），模型結(jié)果中一次項(xiàng)系數(shù)為正，而二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，從而證實(shí)了股權(quán)制衡度與高管團(tuán)隊(duì)特征的線性關(guān)系，從而驗(yàn)證了假設(shè)H2。其三，考察模型3，根據(jù)建立的模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果（見(jiàn)表4）。模型3中的所有連續(xù)型變量的方差膨脹因子均小于2，說(shuō)明模型中不存在多重共線性問(wèn)題。由回歸結(jié)果得出，與模型1b相比，加入了高管團(tuán)隊(duì)特征（TMT）后，模型的擬合優(yōu)度R方并未顯著提高，股權(quán)制衡度的系數(shù)任顯著，說(shuō)明高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效的U型關(guān)系沒(méi)有明顯的中介效應(yīng)。股權(quán)制衡度與高管團(tuán)隊(duì)特征的乘積項(xiàng)說(shuō)明了股權(quán)制衡度在高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效之間起到正向的調(diào)節(jié)作用，從而驗(yàn)證了假設(shè)H3。

第四，穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了驗(yàn)證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還做了以下工作：考慮到股東利益沖突對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能存在時(shí)滯，其對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能會(huì)在下一年度的總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率中體現(xiàn)，所以選取滯后一期的總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率作為因變量，結(jié)果未發(fā)生變化。

五、研究結(jié)論與啟示

本文實(shí)證檢驗(yàn)了股權(quán)制衡度，高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效之間的綜合關(guān)系。研究結(jié)果表明，股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效之間呈顯著的U型關(guān)系，高管團(tuán)隊(duì)特征對(duì)股權(quán)制衡度與企業(yè)績(jī)效的U 型關(guān)系沒(méi)有明顯的中介作用，股權(quán)制衡度在高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)績(jī)效關(guān)系中起到調(diào)節(jié)作用。

通過(guò)本文的研究，對(duì)當(dāng)前的企業(yè)提升績(jī)效有以下的啟示。

目前，適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)制衡有助于解決股權(quán)集中與分散之間的矛盾，保護(hù)股東的利益，對(duì)提高企業(yè)績(jī)效有重要的作用。所以，混合所有制企業(yè)可以根據(jù)實(shí)際情況減少第一大股東的持股比例，而增加后幾大股東的持股比例，從而使得股權(quán)制衡度保持在一個(gè)相對(duì)合理的范圍之內(nèi)。

本文也存在一些局限性，未來(lái)的研究可以在此基礎(chǔ)上進(jìn)行深化。本文選擇滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，獲得二手?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)分析，未來(lái)研究還可以通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查的方式獲得一手?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行分析。此外，對(duì)于高管團(tuán)隊(duì)特征的測(cè)量指標(biāo)，是根據(jù)高層梯隊(duì)理論設(shè)計(jì)的指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，未來(lái)的研究還可以借鑒Mitchell et al.[16]的測(cè)量指標(biāo)，通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查的方式來(lái)獲取相應(yīng)的數(shù)據(jù)，從而對(duì)目前的研究結(jié)論進(jìn)行深化和發(fā)展，為企業(yè)深化改革從而提高績(jī)效提供參考。

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Equity Balance Degree，Characteristics of Senior Management Team

and Enterprise Performance in Mixed ownership enterprises

QIN Fei，GE Yu-hui

（Shanghai University of Science and Technology Management College，Shanghai 200093，China）

Abstract：The study selects mixed ownership enterprises in the Shanghai and Shenzhen A-share listed companies from 2007 to 2008 as a sample，and studies the relationship between the ownership balance，executive team characteristics and corporate performance among the mixed ownership enterprises.The results show that there is a significant U-shaped relationship between the balance of equity and corporate performance，indicating that neither a low nor too high equity balance can not improve corporate performance.Further research shows that the intermediary role of the characteristics of the executive team on the balance of equity and corporate performance is not significant，and the balance of equity plays a moderating role between the characteristics of the senior management team and corporate performance.Combining with the theory of decentralized control，the research results of this paper provide a basis for the reform of mixed ownership enterprises.

Key words：equity balance;corporate performance;executive team