中国家族企业治理要素与企业绩效实证研究，本文主要内容关键词为：中国论文,绩效论文,要素论文,家族企业论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[中图分类号]F270.3[文献标识码]A[文章编号]1007-9556(2008)03-0073-09
一、问题的提出
国内外研究公司治理的文献可谓汗牛充栋，其中一个重要的研究课题就是公司治理与企业绩效之间的关系问题。但仔细阅读这方面的主要文献(Holderness和Sheehan,1988; Shleifer和Vishny,1987； Jesen和Meckling,1976; La Porta、Lopez-de-Silanes、Shleifer和Vishny,1998；Claessens、Djankov和Lins，1999；Fan和Lang，1998；孙永祥、黄祖辉，1999；朱祥武、宋勇，2001；陈晓、江东，2000；吴淑琨，2001；于东智，2001；苏启林，2003；申尊焕，2004；王志明，2004；周立新，2006)不难发现，目前的研究对象主要集中在上市公司总体或者是国有上市公司中，除了苏启林和朱文(2003)、申尊焕(2004)、王志明(2004)、周立新(2006)外，很少能在公开发表的文献中找到把家族上市公司作为主要研究对象的文章，而已有的研究家族企业公司治理与绩效的文章，由于时间关系选取的样本数量有限或者研究的角度不够全面，都与我国当前民营经济的迅猛发展不相适应。民营企业中绝大多数属于家族企业，因此，研究家族企业特别是家族上市公司的公司治理与企业绩效之间的关系就显得格外紧迫。本文正是从这点出发，主要探讨我国家族上市公司群体中股权结构有什么特点，家族持股比例与公司绩效之间有什么关系，家族上市公司的董事会规模、董事长与总经理两职合一状态、独立董事在董事会中的比例以及董事长与总经理的持股比例是否会影响公司的绩效等方面的问题，以期为家族上市公司建立有效的治理结构提供帮助。
二、文献回顾和研究假设
随着我国经济改革的深入，民营企业已经成为经济发展的重要增长点，家族企业研究近年在国内经济研究中成为一大热点。关于家族企业公司治理与绩效的实证研究，周立新(2006)以我国内地上市家族公司为样本，研究大股东治理与公司绩效之间的关系。他提出，加强上市家族公司管理层的股权激励、构建以“寡头垄断型股权结构”为主导、积极发挥有能力又有监督意愿的大股东治理作用以及进一步建立和健全投资者保护的法律制度是提高现阶段我国内地上市家族公司治理效率的关键所在[1]。申尊焕、郑秋亚(2004)采用描述性分析和聚类分析方法对我国家族上市企业业绩进行研究，结果表明：我国家族控股的企业所占比例低于世界水平，但业绩好于上市公司的总体水平；家族上市企业内部在企业总资产、主营收入、营业利润、净利润和每股收益方面有两极分化的趋势；家族企业的主营业务利润、净利润与家族持股比例有显著正相关关系[2]。王志明、顾海英(2004)对董事会规模、独立董事、董事长和总经理两职合一等契约治理变量与公司价值之间的关系进行了研究，表明中国家族上市公司总体处于发展初期，契约治理发挥了积极作用[3]。理论研究方面，主要是应用詹森和麦克林的委托代理理论研究家族企业内部的委托代理问题对企业绩效的影响。冯启德(2006)认为，家族制企业聘请职业经理人行为构成了委托-代理关系，从而带来了委托人-代理人问题，增加了企业的费用与成本。代理人问题的解决，可以通过设立信息披露机制、改进激励机制、加强内部与外部的约束机制建设等途径解决[4]。余斌(2007)认为，民营企业主和职业经理人之间的冲突源于两大问题：一是双方的目标追求不一致；二是双方信息不对称。解决这两大问题的方法，既不是呼吁职业经理人提高自身的道德水平，也不是单纯的激励机制，而是有效的监督和建立在监督基础上的激励与约束机制[5]。王明琳则从四个方面分析了家族企业的委托代理困境：“业主权威”阻碍了委托代理机制的设立和运行；业主知识存量有限制约了委托代理机制；“信息分享风险”限制了委托代理机制的广泛实施；配套制度的缺乏增加了委托代理机制的运行成本[6]。
根据委托代理理论，代理成本产生的根源是委托人与代理人之间目标的分离，家族持股比例越大，家族对企业的控制越强，参与管理的家族成员越多，内部的委托人与代理人利益越趋于一致，企业的绩效可能会越好。因此，本文提出第一个假设。
H1：家族持股比例与上市家族企业绩效之间有正相关关系。
由于家族企业的特殊性，家族上市公司的董事长往往来自控股家族内部，因此，家族企业董事长和总经理两职合一，能够进一步降低代理成本，减少企业内部的心理契约成本。但是，两职合一会导致企业决策的高度集权化，带来一系列的负面效应，一旦家族成员受个人知识和能力的限制无法跟上企业的发展，由于缺少有效的监督和制约，决策失误的风险必然增大。权衡利弊，我们提出第二个假设。
H2：上市家族企业中，董事长与总经理两职合一对企业绩效有负面影响。
董事会规模与企业绩效之间的关系有许多不同的观点。Jensen(1993)认为，随着董事会内人数的增加，坦率和追求真理的好作风会被丢弃。他认为，董事会人数若超过7到8人，董事会则不可能很好地发挥作用，很容易受到CEO的操纵。Yermack(1996)开创实证研究分析董事会规模的先河，他利用福布斯杂志1984年到1991年间公布的美国500家最大公众公司的数据，得出了董事会规模越大，公司绩效越差的结论[7]。Eisenberg(1998)利用芬兰的中小公司的数据，也得出了董事会规模越大，公司绩效越差的结论。我国家族上市公司由于家族持股比例较高，规模过大的董事会更容易产生搭便车的现象，更易于由家族内部人员操纵[8]。因此，我们提出第三个假设。
H3：上市家族企业董事会规模与公司绩效具有负相关关系。
按照中国证监会关于上市公司中独立董事制度的规定，独立董事不仅应该独立于公司管理层，而且应该独立于控股股东。因此，独立董事至少从表面看来，不仅应该防止经理层侵蚀大股东的利益，而且当有大的控股股东存在时，也应该有效保护中小股东的利益，也就是防范隧道效应的出现[9](Fama & Jensen，1983)。白重恩(2005)利用上市公司2000年的截面数据，发现独立董事比例对托宾Q的影响显著为正[10]。王跃堂(2006)用中国上市公司2002～2004年的数据研究发现，独立董事比例与公司业绩显著正相关，但当董事会中大股东缺乏制衡时，上述促进作用会显著降低[11]。因此，本文提出第四个假设。
H4：董事会中独立董事的比例与上市家族企业的绩效正相关。
根据委托代理理论，高管持股能较好地解决管理层与股东之间的代理问题，使两者之间的利益尽可能趋于一致，从而有效地激励高管层为最大化股东价值而经营公司。《中国企业家价值报告》中以净资产收益率、每股收益、税后利润和主营业务收入作为衡量公司业绩的指标，通过对高管年薪及董事长、总经理的持股市值与公司业绩的相关性分析，得出公司高管年薪与业绩之间不存在相关性，董事长持股市值与业绩有微弱的正相关关系，总经理持股市值与业绩不存在相关关系的结论。杨俊中(1998)的实证研究表明，经营团队(董监事)持股比例与经营绩效呈显著正相关关系[12]。家族企业中，由于董事长和总经理更有可能来自于家族内部，所以会出现董事长、总经理持股比例越高，其与家族的利益关系越紧密的现象。因此，本文提出第五个假设。
H5：董事长、总经理持股比例与上市家族企业的绩效正相关。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文选取2006年在上交所和深交所进行交易的民营上市公司作为初始样本。按照以下标准对初始样本进行剔除：剔除了2005年之后才民营化的企业，仅以2005年之前就已实现民营化的公司为研究对象；剔除了ST、PT等处于非正常交易状态的公司；剔除了金融保险类公司和极端值样本。本文所指的家族企业主要是按照控股股东的性质来定义的，是指第一大股东为自然人及其家族的企业。按照这一标准，本文在上述剔除的基础上进一步选取由家族控股上市的公司作为最终研究对象。经过筛选，本文最后确定了115家家族上市公司为研究样本。本文所使用的公司治理数据和财务数据均来自北京色诺芬数据库，其中，个别公司的缺失数据由巨潮资讯网公司年报补充。
(二)检验模型与变量定义
本文设置了如下模型来验证文中的假设：
模型中变量含义如表1所示。
为了全面反映公司的业绩水平，本文的因变量选用了两类指标。会计指标主要反映公司盈利能力的大小，为了防止有些公司人为调节会计利润影响结论的准确性，本文加入了一个经营净现金流指标。另一类指标是公司价值指标，由托宾Q值和每股净资产构成。由于托宾Q值为公司市值与重置价值之比，而中国上市公司的重置价值数据很难得到，因此，本文参照Mithchell & Lehn(1990)将托宾Q值用Proxy Q值近似替代。
托宾Q=(公司总市值+负债账面价值)/资产账面价值
其他变量含义如下：FH代表家族持股比例，反映第一大股东及其家族成员的持股比例之和，是一个股权结构变量；CC为董事长与总经理的两职状态，是一个虚拟变量，两职合一时取1，否则取0；Ind是一个行业虚拟变量，公司属于制造业时取1，否则取0。
四、研究结果及分析
(一)描述性统计
主要变量的描述性统计结果见表2。
表2 主要变量的描述性统计
变量 N
Minimum
MaximumMean Std.Deviation
FH 115 12.73 66.4135.752
12.733
CC 1150 1
0.190.395
BN 1154 18 9.222.243
ID 11500.556 0.347
0.091
DS 11500.429 0.056
0.105
CS 11500.263 0.019
0.050
LnTA 115 19.52323.304 20.987 0.796
ROA 115 -0.341 1.13 0.086
0.158
NR 115 -384415479.90 755 008 256.25
67 231 466.785 143 054 757.99
EPS 115 -1.739 1.532 0.229
0.406
NAPS 115 -1.539 6.017 3.015
1.342
CASHt115 -0.104 0.224 0.050
0.059
Q 115 2.318 107.66131.852 21.523
Ind 115 0.00
1.00 0.765
0.426
从表中可以看出，我国家族上市公司家族平均持股比例为35.752％，从持股比例来看略有降低[2][3]，但内部差距较大，最高的九龙山、健康元、中创信测都超过了60％，而最低的动力源、ST北生、霞客环保都不超过15％。西方国家的家族上市公司通过逐步进行股权稀释，已经很少有家族持股比例达50％以上的企业[13 ]。西方国家的控股股东一般是相对控股，持股比例一般也不超过30％，美国上市公司最大的股东也不过拥有1％的股份，如果有谁拥有某一家上市公司1％的股票，就已经是大股东了，而且是相当大的大股东。我国家族上市公司股份绝大部分为家族所有，家族持股比例平均超过30％，虽处于相对控股地位，但与其他股东持股比例相比，“一股独大”的股权结构还是十分明显[14]。
在115家公司中，采取董事长总经理两职合一的总数为22家，约占总体的19％；两职完全分离的为36家，约占31％。可见，大多数家族上市公司还是采取了两职分离的领导权结构。从董事会规模来看，仍然反映出内部差异较大的问题，最小的只有4人；最大的有18人，是最小规模的4倍多；平均董事会规模为9人，比较接近最优规模。独立董事占董事会成员比例最低为零，所选样本中共有四家公司没有聘用独立董事，最大比例超过50％，平均为34.7％。自2002年证监会制定独立董事制度以来，四年时间里仍有公司没有执行这一政策，独立董事平均比例接近三分之一，这反映出大多数家族上市公司聘用独立董事的意愿不高，还是仅仅为了达到证监会的要求。董事长持股比例为零的有55家，占48％，最高持股为42.9％，平均持股为5.6％。这说明我国家族上市公司已经逐步开始放松家族对企业的绝对控制，有相当数量的董事长是由家族之外的人士担任。总经理持股比例总体偏低，有70家公司总经理持股数为零，占总数的61％，平均持股只有1.9％，远小于家族平均持股比例。这说明我国家族上市公司已经注意引入外部职业经理人参与公司经营管理，但是又担心分散股权和失去对企业的控制，所以对总经理的入股比例做出较大限制。
从资产规模来看，我国上市家族企业平均总资产已达到18.62亿元，最小的威尔科技为3.01亿元。按照我国对企业规模的划分，总资产超过4亿元的企业为大型企业，则在115家公司中大型企业有112家，占97.4％。可见，我国上市家族企业规模已经发展到相当水平，这固然与上市的门槛较高有关，但也说明近年来我国家族企业规模扩张保持了较高的速度。从行业分布来看，在115家公司中制造业企业占76.5％，处于绝对占优行业。
从表2可以看出，115家家族上市公司的平均净资产收益率为8.6％，低于同期全部上市公司的平均净资产收益率9.4％[15]，也低于同期中小企业板的平均净资产收益率12.65％[16]；净利润平均为6 723万元，亏损企业数为10家，占8.7％；每股收益平均为0.229元，为负数的企业有10家，占8.7％；每股净资产平均为3.015元，为负数的企业有4家，占3.5％；经营活动产生的现金平均为8 464万元，其中19家企业为负，占16.5％；反映企业价值的托宾Q值平均为31.85，内部差异很大，最低的雅戈尔只有2.32，最高的SST新智达为107.66，最高是最低的46倍。上述指标共同说明，上市家族企业的总体盈利能力不高，且内部差异显著。
(二)相关性分析
使用SPSS12.0软件采用Pearson相关系数对各变量间的相关性进行检验，检验结果见表3。
表3-1 Correlations
FH CC BNID
DS CSLnTA
FH
10.029 -0.149 0.0920.001 -0.214*0.196*
CC 0.029 1 -0.087 0.0650.018
0.245** -0.049
BN-0.149 -0.087 1 -0.136
-0.079 -0.045-0.042
ID 0.092 0.065 -0.136 1
-0.167
0.067-0.082
DS 0.001 0.018 -0.079 -0.1671
0.314** -0.075
CS-0.214* 0.245**
-0.045 0.0670.314** 1-0.186*
LnTA0.196*-0.049 -0.042 -0.082
-0.075 -0.186*1
ROA 0.121 0.016 0.061 -0.0470.042
0.018-0.021
NR 0.265**0.068 0.013 -0.0250.067 -0.040 0.560**
EPS 0.174 0.127 -0.134 -0.0110.128
0.091 0.259**
NAPS0.178 0.179 -0.173 -0.0040.060
0.086 0.216*
CASHt0.089 0.058 0.014 0.107
-0.003
0.158-0.126
Q -0.168 0.021 0.068 0.1120.052
0.115-0.903**
表3-2 Correlations
ROA NR EPSNAPS CASHtQ
FH
0.121 0.265** 0.174
0.1780.089 -0.168
CC
0.016 0.068
0.127
0.1790.058 0.021
BN
0.061 0.013 -0.134 -0.1730.014 0.068
ID -0.047 -0.025 -0.011 -0.0040.107 0.112
DS
0.042 0.067
0.128
0.060
-0.003 0.052
CS
0.018 -0.040
0.091
0.0860.158 0.115
LnTA -0.021 0.560** 0.259** 0.216* -0.126 -0.903*
ROA
1 0.191* 0.186* -0.1450.123 0.086
NR
0.191* 1
0.732** 0.333** 0.194*-0.413*
EPS
0.186* 0.732** 1
0.519** 0.288**
-0.265**
NAPS -0.145 0.333** 0.519** 10.077 -0.279**
CASHt 0.123 0.194* 0.288** 0.0771 0.113
Q
0.086 -0.413**-0.265**-0.279** 0.113 1
注:* 表示Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed)； **表示Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
1.FH与CS负相关，即家族持股比例越大，总经理持股比例越小。这说明现阶段我国家族控制上市公司股权依然比较封闭，引入职业经理人后还缺乏足够的股权激励。FH与LnTA、NR正相关，即家族持股比例越大，企业的规模和净利润越大，说明家族持股对公司扩大规模和公司业绩有显著的正向影响，这与Berle和Mesns(1932)关于“股权越分散，股东收益越小”的结论一致[17]，而且与申尊焕、郑秋亚(2004)的实证结果一致[2]。
2.CC与CS显著正相关，说明家族企业中董事长持股比较普遍，在董事长与总经理两职合一的情况下，总经理持股数额也较高。公司治理理论认为，董事会是制约总经理及其高管团队的重要机制，两职分离有利于增强董事会的独立性，提高对总经理的监督和制约作用，但却有可能损害高管团队的创新动力及经营自主性和积极性；两职合一虽有利于提高管理团队的创新能力，但监督的有效性可能受到影响。本文的研究结果与王志明、顾海英(2004)的研究结论基本一致，CC与家族企业的业绩和价值存在较弱的相关性[3]。
3.DS与CS显著正相关，即董事长持股比例越大，总经理持股比例也越大。这可能是由于近20％的家族企业存在董事长与总经理两职合一造成的。
4.CS与LnTA显著负相关，即总经理持股越多，企业规模越小。这与传统的委托代理理论不一致，按照Jensee(1976)的观点，企业规模与代理成本是正相关的，随着企业规模的增大，给予总经理一定数额的股权激励可以有效减少总经理的代理成本[18]。但是，我国家族企业由于受股权封闭性的影响，总经理的持股比例相对于企业规模并没有增加，反而有减少的趋势。
5.LnTA与NR、EPS、NAPS显著正相关，说明家族企业规模越大，企业绩效越好，两者存在较强的正相关。这与规模较大企业的资金实力比较雄厚，能够抓住有利的投资机会，以及规模越大抗风险能力越强有关。但是，LnTA与伪Q值存在显著负相关，而且相关系数达到-0.903，显示我国上市家族企业可能存在股票操纵行为，而且规模越大的家族企业，操纵行为越严重。这一点，也可以由LnTA与ROA、CASH't存在负相关进一步证明，企业的现金流与净利润等利润指标相比，更不容易为企业操纵，因而可以较为真实地反映出企业的业绩水平。
6.ROA与NR、EPS显著正相关，这三个变量都与净利润有关，因此显著正相关是正常的。但是，ROA与NAPS负相关，与预期不符。每股净资产反映每股股票所拥有的资产现值，每股净资产越高，股东拥有的资产现值越多，股票就越有投资价值。ROA与NAPS负相关，以及NR、EPS、NAPS与伪Q值显著负相关共同说明，股票价值与股票价格出现背离，家族上市公司的股票可能存在操纵行为，与王志明、顾海英(2004)的研究结论基本一致[3]。
7.董事会规模是公司治理研究的一个重要内容，确定最优董事会规模的一条基本原则是，董事会规模应兼顾公司经营决策复杂性和经营决策的效率性。国外有学者试图通过理论和实证研究来界定董事会规模的合理范围，认为董事会规模最好为8到9人，最大不应超过10人；也有人利用《福布斯》杂志公布的数据，得出了董事会规模越大，公司绩效越差的结论。董事会人数过多，可能会产生董事会成员间沟通与协调的困难，导致许多好的策略与思路因为理解的偏颇而遭到否决，董事会成员可能有搭便车的动机，从而丢失许多好的项目和机会。规模大的董事会的好处在于，董事会的专业知识构成较为全面，可以实现优势互补，从而提高董事会决策的理性化。董事会规模过小则可能导致董事会专业构成的匮乏，从而无力驾驭错综复杂的市场，无法做出符合市场规律的决策和把握稍纵即逝的投资机会。规模小的董事会的好处在于，容易对重要问题进行详尽讨论，对每一个提出的观点都有充分的发言权，更容易达成意见的统一和行动的一致。本文选取的家族企业样本董事会平均规模为9.22人，最小规模为4人，最大规模为18人，变化幅度较大，但是平均规模与国外研究的最佳规模较为接近。相关分析表明，BN与ROA、NR、Q、CASH't之间存在微弱的正相关关系，表明我国家族上市公司董事会规模与业绩之间关系并不显著。
8.ID与BN负相关，ID中位数恰好为33％，最小值为0，最大值为55％。这说明我国家族上市公司完全是为了符合证监会“独立董事比例最低应达到三分之一”的要求聘用独立董事，独立董事的比例没有随着董事会规模的扩大而相应增加，家族上市公司聘用独立董事的自发意愿不强。ID与ROA、NR、EPS、NAPS出现微弱的负相关，也再次证明我国家族上市公司独立董事对企业业绩并没有发挥积极的作用。ID与CASH't、伪Q值的微弱正相关又说明，独立董事并不完全是个“花瓶”，它在控制企业现金流和提高股价方面发挥了积极的作用。
(三)回归分析
表4为模型Ⅰ的全样本回归结果，由表中数字可见，FH对NR、EPS、NAPS三个回归因子的系数都显著为正，说明提高家族持股比率可以显著增加企业的净利润，其对NR的系数在0.01的水平上显著，家族持股比率平均每提高一个百分点可增加企业利润305万元，增加每股收益近0.6分钱，增加每股净资产近2分钱。由于每股收益和每股净资产两个指标不仅与净利润有关，而且还与企业发行在外的总股数及增发配股相关，因此这两个指标的回归系数相对较小，且显著性水平较低(0.1)。这说明我国上市家族企业家族持股比例与企业绩效之间总体上存在正向关系，假设H1得证。由表4还可以发现，FH与LNQ的系数显著为负，说明家族持股比例对企业价值会产生负面影响。联系相关性分析，这可能是由于家族上市公司存在利润操纵行为，受家族企业的股权封闭性、信息披露的不充分性影响，家族企业有更大的利润操纵空间和动机。加之家族企业现阶段还处于规模相对较小、所处行业竞争激烈的劣势地位，对投资者的吸引力较小，股票升值潜力不被看好，导致家族持股比例越大，企业价值反而越低。此外，这一结果也可以用代理成本理论来解释，家族上市公司兼具家族企业和现代企业的特点，由此产生独特的双重委托代理关系：家族控股股东与小股东的代理关系和家族股东与经理人的代理关系。回归结果表明，家族治理的代理成本一定程度上已成为企业价值增长的桎梏，企业应逐渐从家族化管理向专业化管理演变，以减少双重代理成本，增加企业价值。C、S与CASH't的系数显著为正，这与自由现金流理论吻合，即总经理持股比例越高，代理成本越低。总经理用于效率低下的投资支出和在职消费减少，反映在经营净现金流上表现为经营现金流的增加。
然而，上述模型的
整体偏低，而且F检验不显著，说明方程的解释力不足，为此本文在模型Ⅰ的基础上增加了两个控制变量Ind和LnTA，分别控制家族上市公司的所属行业和规模，由此构成模型Ⅱ，其回归结果见表5。
表5是在增加行业和规模两个控制变量的基础上对各因变量的回归。从表中可以发现，模型的整体显著性有很大提高，特别是LNQ模型和NR模型F检验在0.01的水平上显著，EPS模型和NAPS模型在0.05的水平上显著，Adj.也有较大改善，说明模型的解释力有所改进。
由表5可见，在控制了行业和规模之后，FH与NR的系数仍然在0.05的水平上显著，说明在行业和规模不变的情况下，家族持股比例与企业净利润依然显著正相关，但显著性水平和系数都有所减弱。FH与CASH't的系数在0.10的水平上显著正相关，说明家族持股比例越大，企业的经营净现金流量越多。经营活动产生的现金流反映企业在销售商品、提供劳务、购买商品、接受劳务、支付税收等活动的现金流动情况，是根据收付实现制编制的一项重要指标，而利润是根据权责发生制编制的，具有较大的“调节”余地，因此，从编制方法上来看，经营活动产生的现金流具有比利润指标更加准确真实的特点。家族持股比例越大，家族股东就会越来越关注企业的绩效，只有现金流指标和净利润指标同时与家族持股比例显著正相关，才说明企业的绩效的确有所提高。以上结果再次确认假设H1的正确性。从上述模型还可以发现，董事长持股比例与企业价值在0.10的水平上显著负相关，说明董事长持股越多，企业的价值越小。这可能是由于家族企业中董事长常常就是家族企业的实际控制人，董事长持股比例越高，其他中小股东的利益越容易受到剥削，董事会中其他董事的制约作用越小，从而引起企业价值的降低。在回归模型Ⅰ、Ⅱ中，总经理持股比例与各业绩指标之间均没有显著关系，说明现阶段我国家族上市公司总经理的报酬激励水平还不足，这可能与家族企业的股权封闭性有关，我国家族上市公司总经理的持股数普遍还比较低。上述结果与假设H5的结论相反。
同时，模型Ⅱ的结果显示，LnTA与NR、EPS、NAPS均呈现显著正相关关系，说明家族企业的规模越大，盈利能力越好。LnTA与LNQ、CASH't呈现显著负相关关系，说明家族企业规模越大，企业价值和经营现金流越低。由此可见，规模较大的家族企业其业绩质量不高，可能存在利润操纵等盈余管理手段。行业哑变量Ind与NAPS的系数显著为正，与LNQ的系数显著为负，说明制造业家族企业的每股净资产好于其他行业，而企业价值则低于其他行业。
从模型Ⅰ、Ⅱ的回归结果可见，董事会规模与净利润、企业价值、经营净现金流的系数为正，而与每股收益、每股净资产的回归系数为负，而且两个模型系数都不显著，说明董事会规模与上市家族企业绩效之间不存在明显的相关关系，假设H3不成立。此外，从模型Ⅰ、Ⅱ的回归结果可见，独立董事比例与业绩各指标之间系数符号比较混乱，而且全部不显著，说明现阶段我国上市家族企业董事会中独立董事的作用总体还不明显，很多都是为了应付证监会的规定而设置的，没有发挥它应有的职能，假设H4也不成立。最后需要指出的是，在模型Ⅰ和模型Ⅱ的各回归模型中变量的方差膨胀因子VIF值均在2以下，表明回归结果受多重共线性的影响较小。
(四)稳健性检验
从相关性分析可见，不少变量之间的相关系数较大，为了进一步消除各指标之间可能存在的多重共线性，笔者选用逐步回归法对上述模型进行了稳健性检验，得到回归结果见表6。
由表6可见，采用逐步回归法所得结果与表5的回归结果基本一致，说明表5的检验结果是可靠的。此外，我们还发现，CC与NAPS的系数在0.05的水平上显著为正，董事长与总经理两职合一可以显著提高家族企业的每股净资产，这个发现是现有公司治理文献中所没有提及的。由表4也可以发现，CC与ROA、EPS、NR、LNQ的系数尽管都不显著，但是符号却都是为正，说明两职合一对于家族企业还是利大于弊，假设H2不成立。可能的原因是，若公司的董事会领导结构为两职合一，则董事长在董事会中居于主导地位，公司的控股股东对该公司的实际控制会加强，公司的决策会相对体现大股东的意愿，便于大股东对公司的控制，决策效率会相对提高，同时也有利于提高企业决策的执行力。此外，中国的家族企业的董事长或总经理大都是自己企业的创始人，在长期的经营活动中积累了丰富的经验，具有一定的开拓精神，比较熟悉自己所在的行业市场，因此，决策准确性会相对较高。在企业规模尚不够大，还没有面临传承问题的情况下，两职合一对于家族企业还是利大于弊。这与国外一些学者的研究结论一致。Berg和Smith以《财富》杂志200家公司为样本的研究表明，两职合一在一些行业中与公司绩效正相关。Cannella和Lubatkin、Mallette和Fowler分别指出，两职合一与净资产收益率具有弱的正相关性[19]。同时，表6中行业哑变量Ind只与CASH't在O.05的水平上显著相关，说明制造业家族企业的经营现金流水平好于其他行业[20][21]，业绩质量较好。回归方程的各项检验均通过。
另外，为了验证高管薪酬对于模型的影响，我们还加入了金额最高的前三名董事薪酬之和以及金额最高的前三名高级管理人员薪酬之和两项指标进行检验，检验结果也基本相同。
五、研究结论与启示
本文选取2006年沪、深两市进行交易的115家家族上市公司作为样本，考察了家族上市公司的家族持股比例、董事长与总经理两职合一、董事会规模等公司治理要素与企业经济绩效之间的关系。通过实证分析，得出了下面的一些结论。
第一，家族持股比例与上市家族企业绩效之间存在正向关系。回归结果表明，家族持股比率与企业的净利润、经营活动产生的现金流之间具有显著正向关系，家族持股比率平均每提高一个百分点，可增加企业利润305万元。家族持股比率与每股收益、每股净资产之间也存在正向关系，但是显著性有所降低，说明我国上市家族企业家族持股比例与企业绩效之间总体上存在正向关系。家族持股比例与企业价值之间存在负向关系，但是显著性水平不高，说明上市家族企业可能存在利润操纵行为，从而导致其业绩和价值之间发生一定程度的偏离。
第二，董事长与总经理两职合一与上市家族企业绩效之间具有正相关关系，但是效果不显著。逐步回归结果显示，两职合一与每股净资产之间存在显著正向关系，但是全回归结果显示，两职合一与其他绩效指标之间的正向关系不显著。这可能是由于公司的董事会领导结构为两职合一，董事长在董事会中居于主导地位，公司的控股股东对该公司的实际控制会加强，决策效率会相对提高，同时也有利于提高企业决策的执行力。此外，中国上市家族企业的董事长或总经理大都是自己企业的创始人，在长期的经营活动中积累了丰富的经验，具有一定的开拓精神，比较熟悉自己所在的行业市场，决策准确性会相对较高。在企业规模尚不够大，还没有面临传承问题的情况下，两职合一对于家族企业还是利大于弊。
第三，董事会规模与上市家族企业绩效之间不存在显著的相关关系。从模型Ⅰ、Ⅱ的回归结果可见，董事会规模与净利润、企业价值、经营净现金流的系数为正，而与每股收益、每股净资产的回归系数为负，而且两个模型系数都不显著，说明董事会规模与上市家族企业绩效之间不存在明显的相关关系。
第四，独立董事比例与上市家族企业绩效之间不存在显著的相关关系。从模型Ⅰ、Ⅱ的回归结果可见，独立董事比例与业绩各指标之间系数符号比较混乱，而且全部不显著，说明现阶段我国上市家族企业董事会中独立董事的作用还不明显，很多都是为了应付证监会的规定而设置的，没有发挥它应有的职能。
第五，董事长持股比例与上市家族企业绩效之间显著负相关，总经理持股比例则与企业绩效之间没有显著相关关系。从模型Ⅱ的回归结果可见，董事长持股比例与企业价值之间显著负相关，说明董事长持股越多，企业的价值越小。可能是由于家族企业中董事长常常就是家族企业的实际控制人，董事长持股比例越高，其他中小股东的利益越容易受到剥削，董事会中其他董事的制约作用越小，从而引起企业价值的降低。在回归模型中，总经理持股比例与各业绩指标之间均没有显著关系，说明现阶段我国家族上市公司总经理的报酬激励水平还不足，这可能与家族企业的股权封闭性有关，我国家族上市公司总经理的持股数普遍还比较低。