【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 健性，即參數(shù)模型的假設(shè)不成立的情況下，它比參數(shù)模型更有效；當(dāng)參數(shù)方法不太適用的時(shí)候，非參數(shù)方法比參數(shù)方法更有效地利用數(shù)據(jù)。Conover(1999)進(jìn)一步指出，使用一種統(tǒng)計(jì)方法時(shí)不僅要問(wèn)它穩(wěn)健嗎？還要問(wèn)它有效嗎？統(tǒng)計(jì)方法當(dāng)然應(yīng)該穩(wěn)健，使得顯著性水平接近真實(shí)顯著性水平，但更應(yīng)該是有效的，以有效地利用和處理數(shù)據(jù)，以及拒絕錯(cuò)誤的零假設(shè)。如果數(shù)據(jù)顯然來(lái)自非正態(tài)分布，或不適合用參數(shù)方法的分布，那么這時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮非參數(shù)檢驗(yàn)方法?！　【C上分析，本研究使用基于Monte Carlo隨機(jī)計(jì)算的非參數(shù)檢驗(yàn)方法進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，并采取以下設(shè)計(jì)進(jìn)一步增強(qiáng)假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)論的有效性：①前因變量采用總體二分、半合一半關(guān)聯(lián)，及其組合三類情況，依次檢驗(yàn)前因變量對(duì)結(jié)果變量的顯著性；②結(jié)果變量采用多個(gè)指標(biāo)作為替代變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；③結(jié)果變量指標(biāo)使用19992010年12年份數(shù)據(jù)，避免使用單一年份時(shí)間維度上敏感性問(wèn)題；④采用置信水平99%的5000次Monte Carlo隨機(jī)計(jì)算，以增大樣本容量和增強(qiáng)獨(dú)立性估計(jì)；⑤同時(shí)觀察結(jié)果變量的均值和中位數(shù)，采用四種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)量比照檢驗(yàn)，并進(jìn)行結(jié)論一致性判斷，在小于25%，不小于25%、50%、70%的運(yùn)營(yíng)指標(biāo)通過(guò)非參數(shù)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)時(shí)，認(rèn)為研究假設(shè)沒(méi)有得到支持、得到部分支持、總體支持和支持。　　假設(shè)檢驗(yàn)步驟為：首先對(duì)上述結(jié)果變量進(jìn)行偏度分析和OneSample KolmogorovSmirnov正態(tài)性檢驗(yàn)，確定非參數(shù)檢驗(yàn)合理性；后用MannWhitney，KolmogorovSmirnov均值和概率分布非參數(shù)統(tǒng)計(jì)量對(duì)于二分前因變量的研究命題進(jìn)行檢驗(yàn)，用Median，KruskalWallis中值和概率分布非參數(shù)統(tǒng)計(jì)量對(duì)多于二分的前因變量的研究命題進(jìn)行檢驗(yàn)。上述非參數(shù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及其數(shù)學(xué)公式詳見(jiàn)Conover(1999)，限于文章篇幅，此處不再贅述。　　　　選擇19992010年在深滬上市的A股公司作為研究樣本。企業(yè)運(yùn)營(yíng)數(shù)據(jù)源于CSMAR財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫(kù)，政治治理數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR治理數(shù)據(jù)庫(kù)、上海和深圳證券交易所公布的上市公司各年年報(bào)，以及樣本企業(yè)官方網(wǎng)站披露的研究報(bào)告和高管簡(jiǎn)歷的手工整理。在樣本選擇中，首先從CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)2010年年底深滬上市的2423家公司中，剔除B股中小板以及數(shù)據(jù)缺失的公司，將其與CSMAR治理數(shù)據(jù)中的董事長(zhǎng)、總經(jīng)理和黨委書記作匹配，并通過(guò)年報(bào)信息進(jìn)行手工比對(duì)，考慮到使用面板數(shù)據(jù)，可能存在時(shí)間序列相關(guān)威脅，剔除序列相關(guān)和趨勢(shì)以保證組內(nèi)樣本點(diǎn)的獨(dú)立性，最后得到281個(gè)上市公司1037個(gè)有效觀測(cè)值(見(jiàn)表2和表3)。　　由表2可知，1037個(gè)樣本觀察值中，樣本觀察值來(lái)自工業(yè)和商業(yè)部門，%，來(lái)自華東和華中地區(qū)約占整個(gè)觀察值容量的51%。　　由表3可知，%為來(lái)自國(guó)有企業(yè)，可見(jiàn)本研究主要基于國(guó)有上市企業(yè)樣本觀察值，而且在時(shí)間分布上由遠(yuǎn)期至近期呈增加趨勢(shì)。由表表3比較發(fā)現(xiàn)，本研究一定程度上反映了來(lái)自華東、華中地區(qū)的工商行業(yè)國(guó)有企業(yè)的政治治理對(duì)其運(yùn)營(yíng)效率的影響程度?！　∷摹?shí)證檢驗(yàn)　　　　結(jié)果變量除銷售收到現(xiàn)金比率外其他指標(biāo)均值都超過(guò)中位數(shù)(見(jiàn)表4所示)，說(shuō)明各項(xiàng)比率都呈現(xiàn)非對(duì)稱分布。在均值與中位數(shù)有較大差異的情況下，因此使用中位數(shù)判斷和基于秩的非參數(shù)檢驗(yàn)會(huì)得到更好的功效。　　從表5發(fā)現(xiàn)，除現(xiàn)金滿足投資比率與銷售收到現(xiàn)金比率兩個(gè)指標(biāo)之間的Spearman相關(guān)關(guān)系不顯著外，其余各項(xiàng)指標(biāo)之間Spearman相關(guān)關(guān)系顯著，并且本研究企業(yè)資本周轉(zhuǎn)效率和現(xiàn)金保障能力兩個(gè)運(yùn)營(yíng)效率維度指標(biāo)之間具有顯著的關(guān)聯(lián)性?！　　　”?所示，所有指標(biāo)偏度、峰度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于2，而且檢驗(yàn)顯示企業(yè)運(yùn)營(yíng)效率指標(biāo)不符合正態(tài)分布。如果采用參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果可能偏離真實(shí)的顯著性，造成偽統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，所以本研究使用非參數(shù)檢驗(yàn)各項(xiàng)命題是合理的。　　　　(1)研究H1檢驗(yàn)結(jié)果。表7可知，如果不分離黨委書記任職半聯(lián)系情況，政治資源企業(yè)結(jié)果變量，由于三組指標(biāo)(A1A12和A21)均值和中位數(shù)表現(xiàn)并不一致，分離出半聯(lián)系狀態(tài)后，黨委書記不兼任企業(yè)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理的運(yùn)營(yíng)指標(biāo)中值(除A21外)優(yōu)于其他情形?！　∮杀肀?，對(duì)H1檢驗(yàn)如下：企業(yè)黨委書記任職總體關(guān)聯(lián)情況下，企業(yè)書記與董事長(zhǎng)和總經(jīng)理任職分離的運(yùn)營(yíng)指標(biāo)在企業(yè)資本周轉(zhuǎn)效率(A12企業(yè)存貨周轉(zhuǎn)率、A13應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率)與黨委書記與董事長(zhǎng)(或總經(jīng)理)任職合一有顯著的差異＜)，H1a部分得到支持。企業(yè)黨委書記任職半關(guān)聯(lián)情況下，企業(yè)書記與董事長(zhǎng)(或總經(jīng)理)任職分離的運(yùn)營(yíng)指標(biāo)在企業(yè)資本周轉(zhuǎn)效率(A12企業(yè)存貨周轉(zhuǎn)率)與黨委書記與董事長(zhǎng)(或總經(jīng)理)任職合一有顯著的差異(A12企業(yè)存貨周轉(zhuǎn)率，A13應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率H1b部分得到支持?！　?2)研究H2檢驗(yàn)結(jié)果。表9所示，總經(jīng)理和董事長(zhǎng)任職總體分離下，中國(guó)政治資源企業(yè)各項(xiàng)運(yùn)營(yíng)指標(biāo)均值和中位數(shù)都一致表明董事長(zhǎng)總經(jīng)理二職分離優(yōu)于二職合一。在考慮總經(jīng)理兼任董事的半合一狀態(tài)時(shí)，總經(jīng)理兼董事各項(xiàng)運(yùn)營(yíng)指標(biāo)均優(yōu)于其他情形?！　?3)研究H3檢驗(yàn)結(jié)果。由表11，考慮企業(yè)黨委書記、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理三職組合合一和分離的兩種情況，中國(guó)政治資源企業(yè)各項(xiàng)運(yùn)營(yíng)指標(biāo)均值和中位數(shù)都一致顯示三職分離優(yōu)于三職合一，這個(gè)結(jié)論是否顯著須由表12予以驗(yàn)證?！　?4)研究H4檢驗(yàn)結(jié)果。由表13，基于黨委書記、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理三職九種組合情況，黨委書記、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理三職由一人擔(dān)任的企業(yè)的運(yùn)營(yíng)效率最差，進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，黨委書記不兼任總經(jīng)理和董事長(zhǎng)，同時(shí)總經(jīng)理兼任企業(yè)董事(狀態(tài)值為(0，))運(yùn)營(yíng)效率總體最好，這個(gè)結(jié)論是否顯著須由表14予以驗(yàn)證?！　≈笜?biāo)檢驗(yàn)結(jié)果表明九種任職組合存在顯著差異，同時(shí)由表13知，實(shí)行總經(jīng)理與董事長(zhǎng)二職分離的同時(shí)，除指標(biāo)A21不顯著外(表14所示)，其余指標(biāo)顯著表明，總經(jīng)理兼任企業(yè)董事比其他組合有更好的企業(yè)運(yùn)營(yíng)績(jī)效。故H4得到支持?！　　　‰m然企業(yè)黨委書記不兼董事長(zhǎng)和總經(jīng)理，企業(yè)資本周轉(zhuǎn)效率方面(A12企業(yè)存貨周轉(zhuǎn)率和A13應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率的均值)在p=，與黨委書記兼董事長(zhǎng)或總經(jīng)理一職存在顯著差異，但基于政治關(guān)聯(lián)的資源依賴?yán)碚?，黨委書記兼任有利于企業(yè)提高資本周轉(zhuǎn)能力，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果卻與理論分析方向預(yù)期不一致。從中位數(shù)看，黨委書記兼任降低了企業(yè)存貨周轉(zhuǎn)(＜)和應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率(＜)，由H1b檢驗(yàn)可知，考慮了黨委書記兼任董事或副總經(jīng)理等狀態(tài)下，其結(jié)論與H1a中位數(shù)差異方向一致，說(shuō)明在政治資源企業(yè)特別是國(guó)有企業(yè)中，可能存在政治資源供給過(guò)?；蛳涣嫉那闆r?！　】偨?jīng)理和董事長(zhǎng)任職分離情況下，存貨周轉(zhuǎn)率、現(xiàn)金滿足投資比率在p=，盈余現(xiàn)金保障倍數(shù)在p=，與CEO二職合一存在顯著差異。CEO二職總體分離提高了企業(yè)A12存貨周轉(zhuǎn)率(均值：＞；中位數(shù)：＞)、A21盈余現(xiàn)金保障倍數(shù)(均值：＞；中位數(shù)：＞)和A22現(xiàn)金滿足投資比率(均值：＞；中位數(shù)：＞)，驗(yàn)證委托代理理論的總體有效性；同時(shí)，一個(gè)更有趣的發(fā)現(xiàn)是，如果考慮CEO半分離任職，總經(jīng)理兼任董事比總經(jīng)理和董事長(zhǎng)職務(wù)分離更有效(如A12存貨周轉(zhuǎn)率、A21盈余現(xiàn)金保障倍數(shù)和A22現(xiàn)金滿足投資比率的中位數(shù)：＞；＞；＞)，在國(guó)有企業(yè)中，總經(jīng)理適當(dāng)兼任董事，對(duì)提高企業(yè)存貨周轉(zhuǎn)率、現(xiàn)金滿足投資比率和盈余現(xiàn)金保障倍數(shù)是有益處的?！　∧敲?，在中國(guó)政治資源企業(yè)中，什么樣的政治治理組合對(duì)提高企業(yè)運(yùn)營(yíng)效率最有效呢？考慮CEO半分離和黨委書記半關(guān)聯(lián)任職情況，(0，)組合存貨周轉(zhuǎn)率在p=、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率在p=、銷售收到現(xiàn)金比率在p=，應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率在p=，比其他組合有顯著差異，其中企業(yè)書記不兼任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理，同時(shí)總經(jīng)理兼任企業(yè)董事組合最有利于提高企業(yè)運(yùn)營(yíng)效率。而黨委書記、總經(jīng)理和董