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）

我國家族企業(yè)普遍采取家族成員直接參與企業(yè)經(jīng)營管理的單邊治理結(jié)構(gòu)，這種治理結(jié)構(gòu)嚴重阻礙了家族企業(yè)規(guī)模的不斷擴大。因此，必須實現(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，實現(xiàn)所有權(quán)和經(jīng)營權(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)，改變原有以國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)營績效的提高。同時，經(jīng)營績效是家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)健全與否的最有效、最直接的反映。因此，本文認為有必要對家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效之間的關(guān)系進行研究，力求為我國上市家族企業(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)營績效。

一、文獻綜述

對家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效關(guān)系的研究，國內(nèi)外學(xué)者已取得了許多有價值的成果：如Shleifer和Vishny（1986）認為一定的股權(quán)集中度有利于提高家族企業(yè)的經(jīng)營績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18個新興市場國家的上市家族企業(yè)研究中發(fā)現(xiàn)大股東對企業(yè)價值有正面影響。[2]Tricker（1984）、Sehulze和Lubatkin（2001）認為在董事會中引入外部董事可以增加董事的客觀性和獨立性，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)營績效表現(xiàn)為上升，超過1/3之后企業(yè)經(jīng)營績效表現(xiàn)為下降。[5]張紅軍（2000）認為公司業(yè)績與法人股的比例呈現(xiàn)高度正相關(guān)，國家股比例則與公司業(yè)績呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。[6]馬麗波等（2006）探討了中國家族企業(yè)發(fā)展過程中治理模式的變遷路徑，即契約和關(guān)系治理的相機抉擇或整合。[7]劉學(xué)方等（2006）通過探索性和驗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、誠信正直等因子對家族企業(yè)繼承績效具有顯著的相關(guān)關(guān)系。[8]楊龍志（2007）采用回歸估計和多模型比較方法，分析了家族企業(yè)外部顧問董事比例對治理效率和經(jīng)營績效的影響，認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2006年A股上市的392家家族企業(yè)進行了獨立董事對企業(yè)價值影響的研究，認為有行業(yè)專長、學(xué)術(shù)機構(gòu)背景、政府關(guān)系等特征的獨立董事對企業(yè)價值有顯著的促進作用。[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，在家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效關(guān)系的問題上，多數(shù)學(xué)者采用的是治理結(jié)構(gòu)各要素對經(jīng)營績效的全變量回歸研究。然而，這種方法面臨的一個問題是：變量選擇過少可能遺漏重要解釋變量；變量選擇過多又會產(chǎn)生多重共線性。因此，本文在已有文獻基礎(chǔ)上，根據(jù)家族企業(yè)特點，從總經(jīng)理特質(zhì)、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模及債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)等多角度選取變量，并運用因子分析法提取重要因子變量，繼而對因子變量和經(jīng)營績效進行回歸，以期更全面深刻地闡釋中國上市家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效的關(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：金融保險類上市公司，數(shù)據(jù)遺漏、不全的公司，經(jīng)營狀況異常（ST、PT或資產(chǎn)負債率超過100%）的公司，發(fā)行B股、H股、S股、N股等的公司，在當(dāng)年進行并購、重組或者進行較大的資產(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務(wù)數(shù)據(jù)以及有關(guān)測度數(shù)據(jù)均來自巨潮資訊網(wǎng)公司年報，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信息進行補充。

2.檢驗?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)營績效之間的關(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、實證分析

1.因子分析

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

采用SPSS18.0計算得到KMO統(tǒng)計量為0.574，Bartlett’s Test of Sphericity統(tǒng)計量為321.852，p值為0.000。雖然KMO統(tǒng)計量偏低，但是Bartlett’s Test of Sphericity對應(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方差貢獻率達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、方差貢獻率和累積方差貢獻率，見表2。

表2可見，從13個測試變量中可以提取出4個因子，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測試變量的載荷比較分散，因子的實際含義不夠清晰，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，從而因子的實際意義更加明顯，對初始因子載荷矩陣按方差最大正交旋轉(zhuǎn)法進行旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，見表3。

表2 因子特征值、貢獻率及累計貢獻率

表3 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

表3可見，第一個因子在家族持股比例、董事長持股比例、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的控股狀況及對公司的控制決策情況，因此可以命名為高管控制力因子（F1）；第二個因子在董事會規(guī)模、獨立董事個數(shù)、監(jiān)事會規(guī)模三方面有較大載荷，這些變量主要是反映董事會的規(guī)模及治理結(jié)構(gòu)，因此可以命名為董事會治理結(jié)構(gòu)因子（F2）；第三個因子在年度董事會議次數(shù)和債權(quán)人治理上有較大載荷，這兩個變量主要反映公司董事會的運作及外部治理狀況，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個因子可以分別反映公司治理的4個不同方面，而且經(jīng)過因子正交旋轉(zhuǎn)它們之間是相互獨立的。將上述4個因子采用回歸方法求出因子得分矩陣，將4個因子的得分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，本文運用Eviews7.0對上述（3）、（4）二個模型分別進行回歸分析，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，兩個模型全部在0.01水平上通過了F檢驗，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)對數(shù)）和MaREV（營業(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模型的構(gòu)建有所改進，即總資產(chǎn)和營業(yè)收入對上市家族企業(yè)經(jīng)營績效都有影響作用，不同的是：總資產(chǎn)對經(jīng)營績效影響為負，但是不顯著，這可能由于規(guī)模越大，家族企業(yè)內(nèi)部管理機制尚不健全導(dǎo)致；營業(yè)收入則對經(jīng)營績效產(chǎn)生顯著的正的影響。

各因子方面，F(xiàn)1、F4在兩個模型中都表現(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)營績效之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。F2在兩個模型中表現(xiàn)出了0.05水平上的顯著性，但是其系數(shù)為負。由此，我們得知家族企業(yè)董事會治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效之間存在顯著負相關(guān)關(guān)系。規(guī)模過大的董事會會導(dǎo)致董事會成員之間溝通與協(xié)調(diào)的困難，對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)營績效之間存在正相關(guān)關(guān)系，但是不顯著；但在模型4中系數(shù)為負，不顯著，這說明債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)對家族企業(yè)經(jīng)營績效的影響因企業(yè)規(guī)模和營業(yè)收入的不同而不同，規(guī)模越大，營業(yè)收入越高，債權(quán)人治理結(jié)構(gòu)對經(jīng)營績效增長的抑制作用就越大。

四、結(jié)論

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

為此，我們認為上市家族企業(yè)要從以下幾方面入手，推動企業(yè)改善經(jīng)營管理，提高運作效率，從而提高企業(yè)績效。第一，實行股權(quán)集中制。家族控股股東擁有絕對控制權(quán)，就會從各方面支持企業(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，同時便于對上市家族企業(yè)的管理人員進行監(jiān)督和激勵。第二，建立長效激勵機制。在家族企業(yè)經(jīng)營者即總經(jīng)理的任用上，應(yīng)傾向于選取年齡較長、學(xué)歷較高、有豐富企業(yè)經(jīng)營管理經(jīng)驗的人員擔(dān)當(dāng)，同時給予一定的股份配額，有利于避免經(jīng)營者的“逆向選擇”和“道德風(fēng)險”。第三，構(gòu)建適度規(guī)模的董事會。董事會規(guī)模過大會出現(xiàn)機能障礙，易使家族企業(yè)董事會成員產(chǎn)生“搭便車”動機，但也不意味著規(guī)模越小越好，構(gòu)建適宜的董事會規(guī)模應(yīng)以現(xiàn)行規(guī)模對企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生的利弊衡量。

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