我國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響的實(shí)證研究

　　摘要：文章選取公司治理結(jié)構(gòu)中具有代表性的二個(gè)維度（股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)），研究公司治理對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響，并在理論分析的基礎(chǔ)上展開實(shí)證研究。結(jié)合我國(guó)上市公司的現(xiàn)狀，深入分析問(wèn)題產(chǎn)生的根源和解決途徑，為完善我國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)以提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提供政策支持。
　　關(guān)鍵詞：治理結(jié)構(gòu)；企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力；股權(quán)結(jié)構(gòu)；董事會(huì)
　　
　　一、問(wèn)題的提出
　　從實(shí)踐的角度看，要形成強(qiáng)大的競(jìng)爭(zhēng)力，應(yīng)該從建立和完善公司治理制度開始，這種觀點(diǎn)已經(jīng)得到了眾多學(xué)者的肯定。然而，公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的具體的影響機(jī)理如何，不同的國(guó)家、不同地區(qū)以及不同的企業(yè)規(guī)模等外在因素的影響下，公司治理多維度組合又如何影響企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力等問(wèn)題，需要進(jìn)一步的研究、探索。基于房地產(chǎn)行業(yè)的現(xiàn)狀，本文將其作為我國(guó)上市公司的代表，研究公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響，探索建立科學(xué)有效的公司治理結(jié)構(gòu)，使公司走上良性發(fā)展的道路，以提高公司的競(jìng)爭(zhēng)力。
　　本文從實(shí)證的角度，通過(guò)收集數(shù)據(jù)，提出假設(shè)，利用SPSS 16.0軟件加以分析，對(duì)最新的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出我國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響最接近現(xiàn)實(shí)的研究結(jié)果。
　　通過(guò)對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響的分析，提出以下假設(shè)：
　　結(jié)合我國(guó)上市公司狀況，代理人又多為行政命令方式，他們有可能并不關(guān)心公司的價(jià)值增長(zhǎng)，在國(guó)家股東所有者權(quán)利缺失時(shí)謀取自身利益。提出：
　　假設(shè)1：國(guó)有股持股比例對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力存在負(fù)向影響。
　　基于對(duì)上市公司股權(quán)集中度和制衡關(guān)系的分析，提出：
　　假設(shè)2：第一大股東持股比例對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響存在倒“U”型關(guān)系。
　　假設(shè)3：第二至第十大股東的持股比例對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力存在正向影響。
　　假設(shè)4：董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力之間呈現(xiàn)倒U型相關(guān)關(guān)系。
　　假設(shè)5：董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，越不利于公司競(jìng)爭(zhēng)力的提升。
　　假設(shè)6：獨(dú)立董事的比例對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力存在正向影響。
　　假設(shè)7：董事會(huì)激勵(lì)對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力有正向的影響關(guān)系。
　　二、樣本選取
　　本文選取我國(guó)上市公司中的房地產(chǎn)行業(yè)截面數(shù)據(jù)作為研究的樣本，選取《中國(guó)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告2008》中提供的72家房地產(chǎn)行業(yè)上市公司，并按照以下條件進(jìn)行剔除和篩選：剔除ST、PT公司，其經(jīng)營(yíng)和財(cái)務(wù)都很可能己存在嚴(yán)重的治理問(wèn)題，企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)有可能出現(xiàn)了巨大的非正常干擾因素，相關(guān)指標(biāo)值偏離實(shí)際情況；剔除了指標(biāo)有缺失的公司；剔除主營(yíng)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)變?yōu)榉欠康禺a(chǎn)行業(yè)的公司。結(jié)果篩選以后，本研究樣本容量變?yōu)槲覈?guó)滬、深兩地主板上市公司房地產(chǎn)板塊共計(jì)57上市公司。
　　三、變量描述性分析
　　本文對(duì)選取的57家房地產(chǎn)行業(yè)上市公司相關(guān)的變量做描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表1所示。
　　從表1描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看：
　　第一，就被解釋變量——企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)而言。57家房地產(chǎn)行業(yè)上市公司企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)最高0.91，最低為-0.67，均值0.14，在區(qū)間（-1，1）范圍內(nèi)，差別較為明顯。
　　第二，股權(quán)結(jié)構(gòu)方面。國(guó)有股持股比例最高達(dá)到79.67%，最低值為零，均值也達(dá)到了23.89%，可見在房地產(chǎn)行業(yè)中，國(guó)有股一股獨(dú)大的可能性存在；第一大股東的持股比例最低為8.94%，最高達(dá)到82.44%，反映出在某些上市公司中，股權(quán)結(jié)構(gòu)較為集中，而相比而言，第二到第十大股東持股比例之和最多為40.67%，最少僅為1%，從第一大股東及第二至第十大股東持股比例之和可以看出，我國(guó)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)在很多企業(yè)內(nèi)較為集中。
　　第三，董事會(huì)方面。董事會(huì)人數(shù)最多15人，最少僅為5人，不同企業(yè)間存在差別；年度董事會(huì)會(huì)議次數(shù)變量中，最多召開了36次，最少僅為4次，可見不同的上市公司差別較為顯著；董事會(huì)激勵(lì)方面，董事會(huì)持股比例最少為0，最多的也僅為8.53%，可見持股比例并不高。兩職兼任情況如表1所示，57家上市公司中，僅有10家公司存在兩職兼任情況，僅占總數(shù)的17.5%，47家上市公司并不存在兩職兼任情況，可見兩職兼任情況在我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)上市公司中并不常見。
　　第四，控制變量。選取的企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)，最小值為19.9，最大為24.6，標(biāo)準(zhǔn)差為1.12，能夠體現(xiàn)出不同上市公司的企業(yè)差別，較為合理。
　　四、最小二乘法回歸分析
　　就收集到的數(shù)據(jù)，本文采用普通最小二乘法做多元回歸分析，建立股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)模型。
　　模型1：Y=C+B1X11+B2X12+B3X131+B4X132+B5X14+B6Z+u ①
　　模型2：Y=C+B1X211+B2X212+B3X22+B4X23+B5X24+B6X25+ B7Z+u②
　　模型中：C為常數(shù)項(xiàng)，Bi為回歸系數(shù)，u是回歸殘差項(xiàng)。
　　據(jù)以上模型，做多元回歸分析，spss 16.0輸出結(jié)果如下：
　　從模型1和模型2的模型概述表可以看出（見表2），各維度及維度組合對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)的回歸結(jié)果顯示，各模型的R值均超過(guò)0.58，最小0.589，R2均超過(guò)了0.34，最小為0.346，而Adjusted R Square也均超過(guò)30%，擬合效果較好。模型F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為在1%水平上顯著，顯著性水平最高也只有0.009，說(shuō)明模型通過(guò)在顯著性水平a=0.01的顯著性檢驗(yàn)，模型因變量與所有自變量間相關(guān)關(guān)系顯著，擬合效果好。兩個(gè)方程的D-W（Durbin-Watson）檢驗(yàn)值均近于2，最大2.199，最小2.053，說(shuō)明模型變量無(wú)序列相關(guān)性。
　　（一）模型1：股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)回歸結(jié)果
　　分析表3，從共線性檢驗(yàn)看，除X131、X132外，各變量的容忍度均遠(yuǎn)離0而將近于1，方差膨脹因子均小于10，說(shuō)明該模型各變量之間并不只是嚴(yán)重的多重共線性；從各自變量回歸系數(shù)（B）及t值看，僅有X12及控制變量Z通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，可見我們將企業(yè)規(guī)模作為控制變量是正確的。
　　（二）模型2：董事會(huì)對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)回歸結(jié)果
　　分析表4，從共線性檢驗(yàn)看，除X211、X212外，各變量的容忍度均遠(yuǎn)離0而將近于1，方差膨脹因子均小于10，說(shuō)明該模型各變量之間并不只是嚴(yán)重的多重共線性；從各自變量回歸系數(shù)及t值看，僅X24及控制變量Z通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。
　　為考察異常值是否存在，分析回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各回歸模型的標(biāo)準(zhǔn)化殘差均在（-3，3）區(qū)間內(nèi)，因此，樣本數(shù)據(jù)并沒(méi)有奇異值。
　　五、研究結(jié)論
　　（一）股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系
　　用來(lái)消除股權(quán)過(guò)度集中的方法就是股權(quán)制衡，有相對(duì)控股股東與大股東抗衡，能有效抵制大股東損害小股東利益的行為發(fā)生。從回歸結(jié)果中看出，雖然這種制衡有利于上市公司企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升，然而并沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)學(xué)上檢驗(yàn)，效用有限，這與目前我們上市公司中“一股獨(dú)大”局面有一定關(guān)系，由于第二至第十大股東持股比例過(guò)低有關(guān)，較少的股份使得他們的發(fā)言效用較弱。
　　（二）董事會(huì)與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系
　　董事會(huì)激勵(lì)一般有股權(quán)激勵(lì)和薪酬激勵(lì)，由于股權(quán)激勵(lì)的長(zhǎng)期性和持久性，使得其對(duì)董事的激勵(lì)作用更大。從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，雖然董事會(huì)持股比例并不高，均值僅有0.23%，卻對(duì)董事起到了積極作用，提高了董事的工作積極性和主動(dòng)性，提升了企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，回歸結(jié)果在統(tǒng)計(jì)學(xué)上顯著。
　　參考文獻(xiàn)：
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