【正文】 7.20.8187.44310總資產(chǎn)報(bào)酬率RTA187.02.22.0833.03907股東權(quán)益報(bào)酬率ROE187.02.40.1337.05504主營(yíng)業(yè)務(wù)毛利率MBPG187.02.42.1444.07956每股現(xiàn)金流量CFPS187營(yíng)業(yè)增長(zhǎng)率SGR187.2751.31380有效的 N （列表狀態(tài)）187從上表可以看出。當(dāng)然，這一結(jié)論不排除因?yàn)闃颖玖坎蛔闼鶐淼恼`差。4．家族控制權(quán)的內(nèi)生性檢驗(yàn)%。通過對(duì)家族控制權(quán)和績(jī)效進(jìn)行最小二乘擬合得到家族控制權(quán)與績(jī)效關(guān)系近似為負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著控股股東家族控制權(quán)的增大，公司績(jī)效向掘壕效應(yīng)方向發(fā)展。對(duì)此，本文試圖通過建立聯(lián)立方程，并對(duì)聯(lián)立方程進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。 **總資產(chǎn)報(bào)酬率RTA 2e16 ***股東權(quán)益報(bào)酬率ROE因此，通過最小二乘估計(jì)得到模型的無偏性是準(zhǔn)確的。下表為三年上市公司績(jī)效的描述性統(tǒng)計(jì)：表15 三年上市公司績(jī)效的描述性統(tǒng)計(jì)描述N均值標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)誤均值的 95% 置信區(qū)間極小值極大值下限上限37.7005825125.36083總數(shù)187.31753（2）驗(yàn)證三組樣本均來自正態(tài)分布的總體，下面即對(duì)績(jī)效進(jìn)行單因素方差分析，同樣利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件實(shí)現(xiàn)：表16 方差分析表ANOVA平方和df均方F顯著性組間（組合）2.005組內(nèi)184總數(shù)186由上述報(bào)告，對(duì)于不用年度單因素方差分析的pvalue=，故拒絕假設(shè)7，即認(rèn)為上市時(shí)間對(duì)企業(yè)績(jī)效不具有顯著影響。本文對(duì)這一結(jié)果的解讀是：關(guān)系形態(tài)和趨勢(shì)的不同是因?yàn)橹袊?guó)和英美國(guó)情存在較大差異，從而導(dǎo)致了完全不同的公司行為。（二）控制權(quán)實(shí)現(xiàn)方式特征對(duì)公司績(jī)效的影響。（三）家族控制權(quán)內(nèi)部結(jié)構(gòu)特征對(duì)公司績(jī)效的影響Dummy_IS指標(biāo)的回歸結(jié)果沒有通過檢驗(yàn)，因此關(guān)于控制權(quán)內(nèi)部結(jié)構(gòu)對(duì)績(jī)效有影響的假設(shè)不成立。通過搜集數(shù)據(jù)的過程發(fā)現(xiàn)，我國(guó)家族上市公司的最終控股股東的持股鏈條很短，除直接控股外，基本都是實(shí)際控制人擁有的公司對(duì)上市企業(yè)進(jìn)行控股，造成了現(xiàn)金流權(quán)對(duì)企業(yè)績(jī)效影響不大的結(jié)果。（六）地域差異對(duì)公司績(jī)效的影響通過對(duì)地域啞變量的檢驗(yàn)分析，發(fā)現(xiàn)地域差異沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這說明不同地區(qū)的商業(yè)運(yùn)作模式還不足以對(duì)績(jī)效產(chǎn)生顯著影響。同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)擺脫危機(jī)影響，持續(xù)向好。本文首先選取了對(duì)績(jī)效影響最為顯著的財(cái)務(wù)指標(biāo)與7個(gè)研究假設(shè)建立模型，通過對(duì)模型進(jìn)行分析預(yù)測(cè)得到影響績(jī)效的控制權(quán)特征，并著重對(duì)家族控制權(quán)加以討論，確定家族控制權(quán)為影響績(jī)效的外生因素。八、參考文獻(xiàn)[1]許永斌, 鄭金芳著. , [2]薛毅, 陳立萍編著. 統(tǒng)計(jì)建模與R軟件. 北京:清華大學(xué)出版社, 2007[3]王松桂, 陳敏, 陳麗萍編著. 線性統(tǒng)計(jì)模型. 北京:高等教育出版社, 1999[4]楊振海, 張忠占主編. 應(yīng)用數(shù)理統(tǒng)計(jì). 北京:北京工業(yè)大學(xué), 2005[5]韋來生編著. 數(shù)理統(tǒng)計(jì). 北京:科學(xué)出版社, 2008[6]Faccio, M. , Lang, L. 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Vishny, 1988, Management Ownership and Market Valuation: An Empirical Analysis, Journal of Financial Economics, 20: 293317。而隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)民營(yíng)上市公司所處的環(huán)境具有特殊性，導(dǎo)致現(xiàn)金流權(quán)、家族控制權(quán)內(nèi)部結(jié)構(gòu)、上市時(shí)間以及地區(qū)差異等因素對(duì)民營(yíng)上市公司績(jī)效的影響相對(duì)減弱，不成為影響績(jī)效的主要因素。由此可見，我國(guó)民營(yíng)上市企業(yè)基本不受上市的時(shí)間環(huán)境影響，抗壓能力較強(qiáng)，今后的發(fā)展?jié)摿薮?。在近三年?guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)經(jīng)歷重重危機(jī)，發(fā)展形勢(shì)普遍不被看好的情況下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展飽受巨大發(fā)展壓力，加上歐美股市暴跌的影響，造成我國(guó)股市連續(xù)受挫。即控股股東積極參與公司經(jīng)營(yíng)管理有助于提升公司的業(yè)績(jī)。（四）現(xiàn)金流權(quán)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響家族現(xiàn)金流權(quán)是最終控股股東及其一致行動(dòng)人的各鏈條持股比例的乘積，股東持股鏈條越長(zhǎng)，持股人員就越復(fù)雜，家族現(xiàn)金流權(quán)越小。由上述研究報(bào)告SQ指標(biāo)的回歸結(jié)果可知，控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離度與該公司的績(jī)效正相關(guān)，故與以往的研究結(jié)果相符合。另外，從本次研究的絕大多數(shù)樣本的家族控制權(quán)持有比例的數(shù)據(jù)上，數(shù)據(jù)區(qū)間基本已落入英美研究結(jié)論中的“掘壕”區(qū)間中。隨著家族控制權(quán)持有比例的增加，公司的績(jī)效有所減小。（1）首先對(duì)不同年份上市公司的績(jī)效進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件分別作出三年上市公司績(jī)效的散點(diǎn)圖。聯(lián)立方程的分析證明，在我國(guó)自然人和家族控制公司中，家族控制權(quán)影響公司績(jī)效，公司績(jī)效對(duì)控制權(quán)不存在明顯影響關(guān)系?？疾炜?jī)效與各個(gè)變量指標(biāo)和控制權(quán)特征的相關(guān)系數(shù)，如下表：表10 績(jī)效與各個(gè)變量指標(biāo)和控制權(quán)特征的相關(guān)系數(shù)TSUPFCRCASHSQCRCFRFATTATRTAROEMBPGCFPSSGRDummy_ISDummy_ManageDummy_Area從上述TSUP與各指標(biāo)相關(guān)系數(shù)可以看出，除FCR外，CFR、RTA、ROE、MBPG、SGR、 Dummy_Manage與TSUP的相關(guān)系數(shù)較大，即他們對(duì)TSUP的影響相對(duì)較大，因此設(shè)立方程如下：方程1：b．方程2——因變量為FCR的方程為找到對(duì)FCR最有影響力的財(cái)務(wù)指標(biāo)，對(duì)32個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)做FCR的最小二乘估計(jì)和逐步回歸。這是因?yàn)槿绻麧M足經(jīng)典模型的基本假定，那么利用普通最小二乘法得到的估計(jì)量是最優(yōu)線性無偏估計(jì)量?？梢姡鲜隹刂茩?quán)特征對(duì)公司績(jī)效有影響，而其他控制權(quán)特征隨著外部環(huán)境的變化，對(duì)公司績(jī)效的影響已經(jīng)顯著減小了。3. 正態(tài)性檢驗(yàn)通過SPSS軟件畫出殘差的散點(diǎn)圖，進(jìn)一步檢驗(yàn)殘差是否服從正態(tài)分布：從殘差圖可以看出，圖中的點(diǎn)大致趨勢(shì)在一條直線上，則可以認(rèn)為殘差服從正態(tài)分布。據(jù)該報(bào)告統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)民營(yíng)上市公司的整體業(yè)績(jī)落后于非民營(yíng)性質(zhì)上市公司的平均水平。將這9個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)作為方程的自變量。為確定模型是否存在復(fù)共線性，計(jì)算相關(guān)系數(shù)自變量的條件數(shù)。逐步回歸的結(jié)果如下：表4 財(cái)務(wù)指標(biāo)的選取常數(shù)和解釋變量參數(shù)估計(jì)參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差T統(tǒng)計(jì)量雙側(cè)概率C 2e16 ***流動(dòng)比率CR **速動(dòng)比率QR **現(xiàn)金流量比率CFR 2e16 ***固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率FAT **總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率TAT ***總資產(chǎn)報(bào)酬率RTA ***股東權(quán)益報(bào)酬率ROE ***主營(yíng)業(yè)務(wù)毛利率MBPG *每股現(xiàn)金流量CFPS根據(jù)本文假設(shè)，我們?cè)O(shè)定了與家族控制權(quán)相關(guān)的3個(gè)基本變量以及3個(gè)啞變量，分別是： 表3 體現(xiàn)家族控制權(quán)的變量家族控制權(quán)（FCR）最終控股股東及其一致行動(dòng)人的每條控制鏈條中的持股比例最小值的累加家族現(xiàn)金流權(quán)（CASH）最終控股股東及其一致行動(dòng)人的各鏈條持股比例的乘積控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離（SQ）家族控制權(quán)/家族現(xiàn)金流權(quán)家族控制權(quán)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)（Dummy_IS）1代表個(gè)人、父子、夫妻持有，0代表其他是否制定管理層（Dummy_Manage）1代表制定管理層，0代表不指定公司所在地域（Dummy_Area）1代表目標(biāo)企業(yè)，0代表非目標(biāo)企業(yè)，總共五個(gè)地域分別是：山東、江蘇、浙江、福建、廣東四、模型的建立1. 財(cái)