家族企业独立董事与企业价值——对中国上市公司独立董事制度合理性的检验，本文主要内容关键词为：独立董事论文,合理性论文,中国论文,上市公司论文,家族企业论文，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。
一、引言
改革开放30年以来，家族企业已经成为推动中国经济发展和社会进步的重要力量。与此同时，家族企业自身也得到空前发展，特别是随着资本市场的逐步开放和国家扶持民营企业发展政策的不断出台，民营企业直接上市(IPO)和买壳上市逐年增多。截止2006年底，我国家族类上市公司已达到392家，约占全部上市公司的1/4。
与其他非家族类上市公司相比，家族类上市公司表现出股权更加集中的特点，控股股东对中小股东的利益侵占程度更深(La Portra et al.,1998; Claessens et al.,2000; Yeh et al.,2001；苏启林等，2003)。这不仅限制了家族企业自身的可持续性发展，更因损害了中小股东权益而影响到中国的资本市场的稳定运行。因此，关于如何改善上市公司，尤其是家族类上市公司治理效果的理论研究，将使家族企业和资本市场的发展均能受益。
从我国公司治理的发展层次和实践水平看，中小股东诉讼机制尚需完善，行政监管的能力不足、媒体监督的作用有限，在这种情况下，具有监管成本低、监管作用直接的独立董事制度被引入到公司治理机制当中。我国的独立董事制度始见于1997年12月中国证监会发布的《上市公司章程指引》中，2001年中国证监会发布《关于上市公司独立董事制度指导意见》(以下简称“指导意见”)之后，该制度成为国家部门层面法规，2006年1月1日，新《公司法》开始实施，我国的独立董事制度获得了国家层面的法律地位。
然而，实践界和理论界针对独立董事有效性的争议一直不断，而如何在家族企业引入独立董事制度更成为近期关注要点。“指导意见”要求：“在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中至少包括1/3的独立董事，其中至少一名为会计专业人员”，这种对独立董事人数和专业背景的双重规定暗示着独立董事数量和质量对公司治理效果均能产生积极意义。本文即从独立董事制度及其作用的角度讨论家族企业公司治理与企业价值之间的关系，试图检验“指导意见”中双重规定的合理性，同时发掘更为有效的独立董事的设置特征。
二、独立董事与企业价值：理论分析与研究假设
(一)独立董事规模与企业价值
董事会是保障股东利益的重要机构。一般认为，董事会具有绩效后果，这一命题暗含的逻辑是股东可以通过董事会对公司管理层施加影响，进而影响到公司的治理水平，并最终影响到公司绩效。白重恩等(2005)的研究发现，治理水平较高的上市公司具有更高市场价值，而合理公司治理结构之一应该是董事会中外部人员占主导地位。很多研究也显示，要发挥董事会的治理功能，关键是要保证董事会独立于公司的控股股东，即独立地判断事务、决策经营、有效地监督和激励管理层。如Johnson等(1996)认为，董事会通过履行三种职能影响公司产出，包括监督代理、资源依赖和战略角色，而引入独立董事则会改善原董事会的履职效果。Fama和Jensen(1983)也认为，独立外部董事被授权以选择、监督、考核、奖惩公司的管理层，通过减轻管理层和股东之间的利益冲突来维护公司的效益。在声誉机制的辅助约束下，与公司没有关联的外部董事因其更高的客观性更能有效地行使监督职能，从而降低现代公司制企业所面临的代理成本。Baysinger和Butler(1985)、Brickley等(1996)、Peng(2004)以及王跃堂等(2006)的研究结果均表明，独立董事在董事会中所占比例与企业经营业绩之间存在显著的正相关关系。
“指导意见”中要求“在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中至少包括1/3的独立董事”，这表明，中国证监会认为足够数量或比例的独立董事将更有助于发挥其监督和建议职能，即在监督大股东的同时，又能以非关联的方式带来资源支持和战略建议，从而达到改善董事会效率、提高公司经营绩效的目标。因此，本文预期独立董事比例与企业价值正相关。
(二)独立董事特征与企业价值
本文认为独立董事的个人背景特征实际上表征了独立董事的“质量”，主要包括教育背景、留学经历、学科专长以及工作经验，同时也可能包括性别和年龄，以及表现为声誉假设的责任感和道德水平。
独立董事往往具有较好的教育背景和工作经验，那是因为独立董事在其行业内的影响，能够为公司的成功经营提供重要的资源支持(Pfeffer,1972; Pfeffer and Salancik,1978; Zahra and Pearce,1989)。“声誉假设”则认为独立董事基于道德感和责任感的驱使而努力提高其作为决策专家及监督专家的声誉(Fama and Jensen，1983)。工作经历的丰富性也表现在独立董事的个人背景之中，Norburn (1986)认为独立董事的背景能够影响他们成功发挥决策支持与监督专家的能力与技巧。因此，我们自然而然地就会想到独立董事的背景会影响公司的经营业绩。
此外，某些具有相关背景的董事能够减少公司和外部发生的交易成本，专家能从局外人的角度提出专业性的建议来解决企业面临的问题，从而提高它们的经营业绩(Hambrick,1987)；Johnson等(1996)认为，具有行业专长的独立董事能够从专业的角度对公司的战略和经营决策发表意见。“指导意见”对独立董事的背景也做了明确规定：“其中必须有一名会计专业人士”。可见该规定的基本假设是独立董事专业的会计背景对上市公司的财务状况能够更好地进行分析和监督。
银行在德国公司治理结构中具有主导性的作用，这种主导性作用的发挥是通过监事会来实现的，很多公司的监事会中都有大银行的代表。具有银行背景的监事会，一方面可以比私人企业向公司提供更长时间、更大金额的货币资本，另一方面有更大的动力对上市公司进行监督和控制。如Easterbrook(1984)发现，来自银行的独立董事显著增加了公司的可用资本。
在国外的相关研究中，Kiang(2006)也认为微软在中国的成功是因为其在中央与地方政府的公关运作。上述结论的理论基础是：由于政府对企业发展具备一定的影响能力，因而具有政治关系的独立董事能够帮助公司通过获得来自政府的积极影响而使企业价值提高。
Bazerman等(1983)认为，具备不同行业，不同性质多种工作经历的独立董事可能拥有更为广泛的外部关系网络，这些关系将对减少公司的交易成本、增加取得关键信息与资源起到积极作用。
Vafeas(1999)认为，所谓“声誉资本”是指独立董事拥有董事身份的数量，与之相关的“声誉机制”能够激发独立董事监督企业的积极行为(Fama等，1983)，声誉更高的独立董事更能保持其独立性，从而有能力降低公司中的代理成本(王跃堂等，2006)。Shivdasani和Yermack(1999)却得出了与上相反的结论，他们认为当独立董事拥有太多的董事身份将会使他们效率低下。
综合以上分析，本文预期，独立董事的教育背景、银行和政府关系、管理经验、会计资格、多种工作经历和国际背景均有利于企业价值的提升；但社会声誉与企业价值的关系不确定。
三、研究方法
(一)数据来源
本文选取了2006年沪深两市中最终控制者可追溯为个人或家族的上市公司样本392家，其中沪市205家，深市187家。根据苏启林和朱文(2003)的研究，本文对家族类上市公司的确定标准为：(1)最终控制者能追踪到自然人或家族(以血缘、亲缘为纽带的家族)；(2)最终控制者直接或间接持有的公司必须是被投资上市公司第一大股东，且拥有实际控制权。可见，民营企业包括家族企业，但并不是所有的民营企业都是家族企业，要剔除掉实际控制人是自然人所组成的员工持股会或是由工会控制的公司以及MBO(管理层回购)的公司。
本文的财务和股本结构数据来源于wind数据库，反应家族类控制情况的所有数据和独立董事的背景信息均手工摘自各上市公司的年度财务报表。
(二)变量选择
1.企业价值变量
我们采用以市场价值为基础的托宾Q值来衡量企业价值。托宾Q值被定义为企业总资产的市场价值与账面价值之比。平均而言，我国上市公司的估值偏高(白重恩，2005)，主要是由于样本公司流通股比例较低，约占1/3，非流通股价格被高估，因此，要求我们对非流通股价格进行调整。根据Chen和Xiong(2002)的发现，我国部分上市公司的非流通国有股和法人股在市场公开交易时，出现相当大的折扣，平均为70％～80％。因此，我们在测算过程中，把非流通国有股和法人股的价格以流通股的价格分别作80％的折价来估算，记为Q80。白重恩(2005)即采用这种方法，并认为如此考虑非流通股市值比较符合中国的实际情况。
企业价值的计算公式为：
Q80=(A股流通市值+A股非流通市值+负债的账面价值)/资产的账面价值
=(A股流通市值+A股流通价格×80％×A股非流通股股数+负债的账面价值)/资产的账面价值
2.解释变量
数量方面，如前所述，本文采用独立董事人数占董事会总人数的比例，代表独立董事的数量指标，用IND表示。
质量方面，本文参照魏刚等(2007)的研究，将独立董事背景划分为四个主要“标签特征”，即教育背景、工作背景、声誉背景以及海外经验，并在此基础上，定义了行业专长变量和工作经历丰富性变量，进一步考察了独立董事所学专业与公司行业相关程度和工作经历丰富程度对企业价值的影响。
(1)教育背景变量
教育背景变量(INDEDCATION)等于公司独立董事学位分数的平均值，其中博士学位为9分，硕士学位为6分，学士学位为3分，其他为1分。本文也考察个别学位背景的影响：一是博士(PHD)，独立董事中已获得博士学位的比例，包括博士后；二是硕士(MASTER)，独立董事中已获得硕士学位的比例；三是学士(BACHELOR)，独立董事中获得学士学位的比例；四是其他学位(OTHER)，独立董事中获得其他学历的比例，主要是指大专或未披露者。
另外，本文还定义了行业专长变量(INDUS)，当至少有一名独立董事所学专业与公司行业吻合时为1，否则为0。
(2)工作背景变量
本文把独立董事的工作背景分为6类：一是学术机构(ACADEMIC)，它等于独立董事中来自学术机构或从其退休的比例；二是银行(BANK)，独立董事中来自银行，或从银行退休的比例；三是政府(GOVERNMENT)，独立董事中来自各级政府部门及其附属机构，或从其退休的比例；四是公司(CORPORATE)，独立董事中系其他公司现职或退休高管人员的比例；五是注册会计师(CPA)，独立董事来自会计师事务所的比例；六是律师(LAW)，独立董事中来自律师事务所的比例。
另外，本文还定义了工作经历丰富性变量(DIVERSITY)，它描述公司中独立董事工作经历的整体丰富性，计算公式为(求和(独立董事)工作背景)除以(独立董事人数)。例如，如某公司有3位独立董事，独立董事A曾在学术机构和银行工作，独立董事B在政府工作，独立董事C在公司工作，同时还具有注册会计师资格，则该公司独立董事的工作经历丰富性变量(DIVERSITY)等于1.67[=(2+1+2)/3]。
(3)其他背景变量
借鉴Bushman等(2004)的做法，本文把独立董事的声誉背景变量(REPUT)变量定义为平均每名独立董事任职公司数。本文把海外经验变量(OVEASEAS)定义为独立董事中有在海外学习或工作的人员所占比例。性别(GENDER)变量为独立董事中女性所占的比例，年龄(AGE)变量为独立董事年龄的均值。
3.控制变量
我们尽可能控制其他已被证明能够影响公司绩效的因素，以避免它们影响回归结果。
家族类上市公司绩效讨论方面，根据苏启林和朱文(2003)的研究，控制权和现金流权分离系数越大，家族类上市公司的价值越低，因此，我们控制了SQ①，它等于控股股东的控制权与现金流权之比；另外，家族企业成为上市公司的途径主要有两种，即家族股东直接控股上市和通过兼并重组的方式获得上市公司控制权，大部分研究也表明，发生兼并重组的上市公司，经营绩效普遍较差，因此，我们控制了IPO，它为一个虚拟变量，当家族类上市公司是由家族股东控股上市时取1，否则为0。
管理层激励方面，Vefeas(2003)认为独立董事的年度现金报酬对公司的业绩有显著的正面影响，魏刚等(2007)支持了这一观点，因此，我们控制了INDPAY，它等于独立董事人均津贴的对数；另外，国外众多研究都肯定了高级管理人员持股对公司绩效的积极作用，因此，我们控制了MANSTOCK，它等于全体高级管理人员②持股比例之和。
股权结构方面，于东智(2001)认为，中国上市公司国有股的“股权过度集中”与中小股东的“股权过度分散”并存，只有适度的股权集中才有利于公司绩效的提高，吴淑琨(2002)发现公司总资产收益率和股权集中度呈倒U型关系，因此，我们控制了HERLF，它等于前十大股东持股比例之和；根据La Porta等(1999)与Claessens等(2000)的研究，大股东往往有提高公司经营业绩的动力，因此，我们控制了BIGGEST，它表示第一大股东持股比例。
最后，我们控制了公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)这两个公司治理研究常用的变量。对于公司规模，一些研究揭示，规模代表获取资源和实现投资机会的能力，也反映了过去绩效的累积，因而和公司本期绩效正相关(吴淑琨，2002)；对于资产负债率，按照孙永祥(2001)的论述，债权融资具有特殊的治理效应，它可能使管理层投资于高风险高收益的项目，也可能导致控制权争夺和杠杆收购等增大代理成本的行为，从而中国的债务融资具有负治理效应，现有的证据大多支持这一结论(于东智，2001)。
四、实证结果及分析
(一)研究变量的描述性统计
1.企业价值变量的描述
我们按照既定的方法计算了样本公司的企业价值指标Q80，并与所有上市公司的企业价值进行了对比(表1)。结果发现，家族类上市公司企业价值的均值为1.84，远远低于普通上市公司企业价值的均值3.92。这可能是因为家族控制权与现金流权分离程度的增大，使得中小股东对控制性家族的委托代理问题变得更加严重，进而降低了家族类上市公司的企业价值(苏启林、朱文，2003)。同时，家族类上市公司企业价值的最小值仅为0.28，最大值高达15.76，标准差为1.31，说明目前中国家族类上市公司的治理能力参差不齐，差别很大，多数家族企业还处于成长阶段。
2.独立董事数量特征的描述
表2列示了样本公司独立董事数量的信息，并与一般上市公司进行比较。
从表2看出，与一般上市公司相比，家族类上市公司中独立董事比例恰好达到证监会要求的1/3标准的比重比较接近，为45.7％；超过1/3标准的比重略高于一般上市公司，为42.1％，未达标的比重为11.8％，上述几组数据比较接近，这意味着家族类上市公司在设置独立董事人数时，与一般上市公司差别并不很大。
3.独立董事质量特征描述
表3列示了样本公司独立董事质量的信息，并与一般上市公司进行了比较。
从表3-1 Panel A看出，家族类上市公司中独立董事的平均学历得分为5.09，说明他们的平均受教育程度都在本科以上；大部分指标和一般上市公司的平均水平接近，但本科以下学历的比例占到16％，远远高于一般上市公司的平均水平(5％)，表明家族类上市公司聘用独立董事的门槛更低；另外，家族类上市公司中有接近50％的独立董事具有行业专长，说明具备行业知识或有相关学习经历的独立董事更受青睐。
表3-2 Panel B显示，与一般上市公司相比，家族类上市公司的独立董事除了来自银行的比例更低以外，其他工作背景变量的统计值都显著更高。可能是由于长期以来，我国家族企业就面临严重的融资困境，很难与银行建立紧密的合作关系，这使得一方面家族企业在选聘具有银行背景的独立董事时掌握的资源和信息比较少，另一方面，具有银行背景的人也很难愿意到家族企业任职。也正是因为如此，家族类上市公司为了保证和提高独立董事的质量，即加大了对独立董事其他工作背景的要求。另外，变量DIVERSITY的均值为1.584，表明家族类上市公司的独立董事一般从事过多种不同行业、不同性质的工作，工作经历较为丰富。
由表3-3 Panel C看出，变量REPUT均值为1.21，小于一般上市公司的平均水平1.55，说明家族类上市公司独立董事的声誉资本不及平均水平，独立董事兼任的情况还比较少。此外，样本公司中有13％的独立董事具有海外学习或工作的背景，女性独立董事的比例达到了14％，独立董事的平均年龄为50岁。与一般上市公司进行对比发现，家族类上市公司中，具有国际背景的独立董事较少，女性独立董事更多，而且独立董事普遍更趋于年轻化。
4.控制变量特征描述
表4列示了样本公司控制变量的信息，并与一般上市公司进行了比较。
表4显示，与一般上市公司相比，家族类上市公司独立董事的薪酬更高，高管持股比例也更高，说明家族类上市公司更重视对独立董事以及高级管理人员的激励；另外，从表征家族类上市公司的特征变量看出，控制权和现金流权分离系数SQ的均值为2，小于3，表明两者的总体分离程度尚不太大，处于弱分离区间。但SQ的最大值高达21，说明有部分公司还处于高度分离状态，家族股东只用了很少的现金投入，就掌握了上市公司很大的投票权；IPO为0的值达到60％，说明有超过一半的家族类上市公司是通过兼并重组的方式成为上市公司的。
(二)回归分析
1.教育背景与企业价值
经过初步的相关性分析，发现INDEDUCATION变量与各学历变量存在高度的相关性，为了避免自变量间的多重共线性影响回归结果，本文只将学历平均值纳入模型，采用以下模型检验教育背景变量对企业价值的影响③：
表5列示了模型(1)的回归结果。
从回归结果可以看出，所有自变量的回归后的方差膨胀因子VIF均小于10，即通过了多重共线性的检验；DW值接近2，说明回归模型不存在明显的自相关关系。进一步，我们采取计算｜e｜与X的等级相关系数的方法(Spearman相关系数)对回归模型进行异方差检验。结果如表6所示。
由表6可知，｜e｜与回归模型中有显著意义的5个自变量几乎全部相关，且与0有显著差异，说明存在明显的异方差问题。为使模型更加准确，我们以1/｜e｜为权重，采取WLS法进行处理，结果如表7所示。
由表7看出：新的回归模型中，F值为50.546，修正后的R[2]为0.546，并且所有自变量均通过了5％的显著性检验，回归效果明显优于原回归模型。新的回归模型显示：当以Q80为因变量时，代表独立董事整体学历水平的变量INDEDCATION在1％的水平上与Q80显著负相关，表明专家假设并没有发挥积极的作用，这与魏刚等(2007)的研究结论一致；行业专长变量INDUS在1％的水平上显著正相关，说明具有行业专长的独立董事在熟悉了解上市公司行业背景的情况下，能够更好的发挥监督作用，进一步提升企业的市场价值。
2.工作背景与企业价值
为了探讨独立董事工作背景对企业价值的影响，我们采用了以下模型：
表8列示了模型(3)的WLS回归结果④。
由表8看出：当以Q80为因变量时，变量DIVERSITY由于方差膨胀因子过大而未能进入回归模型，说明独立董事工作背景的丰富性在公司的市场价值方面发挥的作用还需要进一步的考证；变量ACADEMIC、GOVERNMENTH和CORPORATE在1％的显著性水平上与Q80呈正相关关系，变量LAW在5％的显著性水平上与Q80呈正相关关系，这表明具有学术机构背景、政府关系和管理经验以及律师资格的独立董事向市场传递了利好的信息，增强了中小投资者的信心，从而提升了公司的市场价值；另外，具有银行工作背景和注册会计师资格的独立董事与企业价值的关系并不显著。
3.其他背景特征与企业价值
为了检验独立董事的声誉背景、海外经验、性别和年龄特征对企业价值的影响，我们采用了以下模型：
表9列示了模型(3)的WLS回归结果。
表9显示，变量OVERSEAS和GENDER分别在1％和5％的显著性水平上与Q80呈正相关关系，这表明，独立董事的海外工作和学习经验对企业价值有促进作用，并且，女性独立董事比例的提高有利于进一步改善独立董事的治理效用；我们并没有发现独立董事兼任情况和年龄对企业价值有显著的影响。
另外，3个模型的回归结果都显示，独立董事比例与企业价值变量有显著的正相关关系，说明在家族类上市公司中，独立董事比例的提高确实能够向外部投资者传递更好的信息，进而反映为上市公司在证券市场中价值的增加，另一方面，也说明了独立董事的市场监管职能也在发挥积极的作用。这首先从数量角度证明了独立董事与企业价值间的正向关系。变量INDPAY在所有回归方程中都与Q80显著负相关，表明独立董事的报酬越高，其与上市公司的利益关联越强，可能影响了投资者对其履职效果的认可度，向市场传递了不利的信息，进而降低了上市公司的市场价值。
(三)进一步研究
1.其他治理变量的控制
王金全(2006)发现独立董事亲自参与会议或委托他人参加会议对上市公司经营业绩有正向作用，因此，我们控制了INDM，它等于独立董事亲自出席董事会议的比例，INDD为独立董事出席会议的比例，包括亲自出席或委托他人出席；苏启林和朱文(2003)发现，由控制者兼任董事长或总经理的家族类上市公司表现出的市场价值越低，因此，我们还控制了CSD，它为一个虚拟变量，当控制者兼任董事长或总经理时取1，否则为0。
把这3个新变量加入回归方程，我们发现前文的结论并没有什么显著变化，只有变量CPA与Q80变为负相关，而变量LAW和GENDER与Q80的正相关关系变得不显著了，限于篇幅，不再列示回归结果，下文同。这说明前文得出的有关独立董事具有律师资格和女性独立董事比例的提高能够增加企业价值的结论不是稳健的，而具有注册会计师资格的独立董事与企业价值的负相关关系因为只在这一回归结果中显著，所以也不是稳健的。
另外，对于新加入的3个治理变量，独立董事亲自出席董事会的频率与企业价值呈正相关关系，说明独立董事的履职效果越好，越能增强投资者对该上市公司的信心，从而使得公司的市场价值上升；控制者兼任上市公司董事长或总经理与企业价值呈显著负相关关系，这与苏启林和朱文(2003)、白重恩等(2005)的结论一致。
2.其他稳健性测试
我们更换前文的一些自变量定义。第一，与第四章的研究方法相同，我们把控制权定义为多条控股链中，最小持股比例之和，相应的，将控制权与现金流权的分离系数作了重新计算，用SQ1表示；第二，我们重新定义了变量IND，它等于独立董事的数量与非独立董事的数量之比(IND1)；第三，为了精确CEO对公司经营业绩的影响，我们用CE0STOCK(CEO持股比例)代替高管层持股比例(MANSTOCK)；第四，我们把股权集中度定义为第二至第十大股东持股比例之和(HERLF1)。
替换了自变量后，我们发现前文的结论基本还是成立的，只有变量LAW和Q80显著的正相关关系消失了，而变量REPUT与Q80在10％的水平上变得显著负相关，与前文的回归结果有异，因此，前文得出的变量LAW与Q80的正相关关系的结论并不稳健，并且也不能说明变量REPUT与Q80显著负相关。
五、结论
本文以沪深两地股票市场2006年度392家家族类上市公司为样本，从数量和质量两个方面同时检验了独立董事对企业价值的影响，得到3个有意义的结论：首先，虽然家族类上市公司企业价值显著低于一般上市公司的平均水平，但家族类上市公司中独立董事比例的提高却仍然也有助于企业价值的提升，说明独立董事制度在家族类上市公司中的积极作用已经得到体现；其次，与一般上市公司相比，家族类上市公司中独立董事的平均学历水平更低、女性更多，具有银行关系、国际背景的更少，而且更趋于年轻化；最后，具有行业专长、学术机构背景、政府关系、管理经验以及国际背景的独立董事对企业价值具有积极的促进作用，而独立董事的学历、银行工作经历、会计师资格、律师资格、工作经历的丰富程度、社会声誉、年龄、性别等特征则对企业价值则没有显著影响。
上述结论为考察中国上市公司独立董事制度提供了一个有益的视角。根据对中国家族类上市公司的实证研究结果，本文一方面认为中国证监会对独立董事人数占董事会比例所作的最低规模限制确有必要，另一方面认为对独立董事中“至少一名会计专业人员”之规定的必要性则尚需商榷。另外，独立董事的某些其他背景特征，如行业专长、学术机构背景、管理经验以及国际背景等，则可以作为企业自身进行独立董事甄选的参考和借鉴。
注释：
①家族控制权与现金流权的定义采用La Porta等(1998)所运用的方法，将控制权定义为实际控制人在控股链中拥有的最小持股比例，如有多条控制链，则取各最小持股比例中的最大者；现金流权定义为实际控制人在控股链中各持股比例的乘积，如有多条控制链，则为各乘积之和；控制权和现金流权的分离系数(SQ)定义为控制权与现金流权之比。
②本文界定的高级管理人员包括董事会成员、监事会成员和其他高级管理人员。
③经过对自变量相关系数的检验，发现企业规模和财务杠杆水平与企业价值的相关性非常强，为了避免两者对回归结果产生过大影响，进而干扰其他变量的回归效果，本文暂时未把两者纳入回归方程。以下模型均同样处理，下文不再特殊说明。
④如前文，首先对模型(2)采用OLS回归，经过异方差检验，发现回归模型仍然存在较为明显的异方差问题，因此采用了WLS修正回归结果，限于篇幅只列示WLS回归结果。模型(3)的处理相同。