1、公司治理对财务绩效影响的实证研究摘要：本文以沪深两市 2012 年 1 011 家制造业上市公司为样本研究公司治理对财务绩效的影响，公司财务绩效通过反映公司盈利能力、偿债能力、运营能力和成长能力这四方面能力的原始指标进行因子分析复合得到。研究发现：第二至第五大股东持股比例、机构投资者持股比例、总经理薪酬与公司财务绩效显著正相关；第一大股东持股比例与公司财务绩效相关关系不显著。该研究结果为建立良好的公司治理机制、提高公司财务绩效提供了可靠、有效的建议和政策。 关键词：上市公司 公司治理 财务绩效 实证分析 一、引言 随着市场经济的高速发展，证券市场的不断完善，公司制企业的发展促使现代公司出现股权
2、分散化、所有权与经营权的分离等特征。一套良好的公司治理机制能够增强企业的竞争力，提高公司的财务绩效。因此，公司治理问题成为了大量学者的研究课题，尤其是公司治理对财务绩效的影响。公司治理结构的安排直接影响着股东、董事及公司经营管理人员，从而最终影响到公司的财务绩效。本文以我国沪深两市制造业上市公司 2012 的数据为依据，研究与公司治理相关的各因素对公司财务绩效的影响，从而为提高我国制造业上市公司财务绩效提供有效、可靠的建议。 二、文献综述 周一虹、孙小雁（2007）以甘肃省 20 家上市公司为样本，研究了公司治理结构与提高公司业绩的关系，结果表明：甘肃上市公司绩效与公司持股大于 5%的股份在总
3、股本中的比重、独立董事比重呈正相关关系；与国有股在总股本中的比重没有相关关系；与董事会规模没有相关关系。汪金龙、李创霏（2007）以我国中部地区 66 家上市公司为样本，对董事会结构、股权结构和公司绩效的关系进行了实证分析。研究结果发现：独立董事比例、机构投资者持股比例、高管人员持股比例和股权集中度与公司绩效存在正相关关系；董事会规模、国有股比例与公司绩效负相关。 商丹丹（2010）以上市的 81 家高科技企业为样本，研究了高科技企业公司治理与公司绩效的关系。研究发现：高科技企业公司治理绩效与战略投资者在股东大会持股比例呈负相关关系；与战略投资者在股东大会的数量呈正相关关系；与战略投资者担任董
4、事的比率呈正相关的关系；与其担任独立董事的比率呈正相关的关系；与其担任高管层的规模呈负相关的关系；与担任外部监事的比率呈正相关的关系。该研究结果为改善高科技企业公司治理与绩效提供了有益的决策支持。黄长祥（2010）通过对 37 家创业板上市公司的治理机制与公司绩效的实证分析，得到结论：第一大股东持股比例、高层管理薪酬、流通股比例与公司绩效呈显著负相关关系；总经理薪酬和总经理与董事长两职合一均与公司绩效呈显著负相关关系；董事会规模与公司绩效呈显著二次负相关关系；第二至第五大股东持股比例和、独立董事规模与公司绩效呈显著正相关关系。闻岳春、叶美林（2011）以截至 2010 年 9 月 30 日在中
5、国创业板上市的 123 家公司为样本，对公司治理与绩效进行实证分析，得出结论：我国创业板上市公司治理和业绩之间存在一定的相关关系，但相关程度较弱；第一大股东持股比例的平方和、第二至第五大股东持股比例的平方和与公司绩效显著正相关，说明我国创业板上市公司第一大股东的持股比例与公司绩效之间存在倒 U 型关系，说明一定的股权分散度可以在我国创业板上市公司的股东层面形成良好的权力制衡机制，从而促进公司绩效的提升。董事会的独立性与我国创业板上市公司绩效不存在显著的相关关系。 综上所述，以上关于财务绩效与公司治理的相关关系的研究文献中，公司绩效的衡量指标主要是净资产收益率（ROE） 、总资产收益率（ROA）
6、 、主营业务增长率（MBGR） 、每股收益（EPS） 、净利润增长率（NPGR） 、总资产周转率（TAT） 、托宾 Q 等，这些大多是单一的绩效指标，未能全面、综合地反映公司的整体财务绩效。 通过以上学者的研究发现，运用因子分析，即主成分提取的方法对公司大量单一的财务指标进行提取，然后再复合成一个综合的绩效指标，是一种科学、系统、可靠地衡量上市公司财务绩效的方法。本文的研究主要是利用这一系统的评价体系得到上市公司的财务绩效。 三、研究假设与研究设计 （一）样本选择与数据来源 本文以我国沪深两市制造业上市公司为样本，剔除了数据缺失、被ST 和*ST 的公司，最终选取 1 011 家公司 2012
7、 年财务数据作为本文实证分析数据。本文数据来自 CSMAR 数据库和巨灵信息网，利用 Stata11 和SPSS19.0 等软件对数据进行相关处理。 （二）变量设计 1.公司治理指标。根据公司治理的含义，并考虑到数据获得的难易程度，选取了大股东、中等大股东、机构投资者、经理人薪酬、公司规模、资产负债率作为控制变量。变量分别是第一大股东持股比例（Top1） 、第二至第五大股东持股比例（Top2-5） 、机构投资者持股比例（Organ） 、总经理薪酬（Salary） 、公司规模（公司的总资产取自然对数，Size） 、资产负债率（LA） 。 2.财务绩效指标。主要是从衡量公司盈利能力、偿债能力、运营
8、能力、成长能力等四个方面选取了 12 个指标。资产负债率取倒数是为了将指标正向化，即指标值越大，公司财务业绩愈好，选取指标及定义见表1。 （三）研究假设 股权集中度是衡量股权分布状况的重要衡量指标，它是指公司全部股东的数量和持股比例的大小所表现出来的股权集中还是分散。第一大股东持股比例越高，表示股权越集中，这样会使公司的治理结构无法发挥应有的作用，不利于公司的发展和业绩的改善。因此，本文假设： H1a：第一大股东持股比例与公司财务绩效负相关。 第二至第五大股东持股比例越高，公司越容易形成良好的管理机制，对公司高度集权具有一定的制衡作用。持股比例相当的股东之间会相互监督，克制一人专政的情况发生，
9、因此会提高公司的业绩。基于此，提出假设： H1b：第二至第五大股东持股比例与公司财务绩效存在正相关关系。 在公司治理中，机构投资者可以利用其专业优势，监督上市公司管理层的经营运作，使上市公司的经营更加规范化、有效化，减少大股东侵犯公司利益的机会。机构投资者持股比例的增加有利于缓解股权过于集中或分散的局面，对公司治理和相关决策与管理施加影响。为此，提出假设： H2：机构投资者持股比例和公司财务绩效存在正相关关系。 总经理薪酬是公司对高管层的一种激励制度，根据委托代理理论，由于股东与管理层之间存在信息不对称，因此公司会给予管理层较高的薪酬，而管理层为了取得较高的薪酬会努力工作，积极为公司创造业绩。
10、从另一个角度看，较高的薪酬待遇无疑是增加了管理者偷懒、离职的机会成本，从而强化了对公司管理层的约束作用，提高了公司的业绩。基于分析，本文提出假设： H3：总经理薪酬与公司财务绩效存在正相关关系。 四、实证分析与结果 （一）因子分析 本文采用因子分析研究方法，通过因子分析得到财务绩效在每一个样本的得分。首先，通过因子分析得到选取的四个因子在每一个样本的得分，然后将各因子的方差贡献率作为该因子的权重，对四个因子的得分进行加权汇总，最后即可以得到每一个样本公司财务绩效的因子总得分。 首先检验本文的变量是否适合做因子分析，见表 2。 由表 2 可知，样本数据的 KMO 值为 0.707，大于 0.6。
11、卡方检验结果表明，Bartlett 球形检验的卡方统计值为 14 919.435（p0.000） ，拒绝原假设，相关矩阵不是单位阵，可以考虑进行因子分析。以上两项统计指标的检验表明，本次研究非常适合进行因子分析。 然后，运用主成分分析方法提取主因子。本文采用主成分分析方法进行主成分提取，并且依照特征值大于 1 的原则提取了 4 个主成分，见表 3。 从表 3 可知，提取的 4 个主成分的累积方差贡献率达到 82.79%，大于 80%，所以本文提取出来的 4 个主成分能够较全面地解释原始财务指标所包含的信息。 为了对所取得的这 4 个主成分进行经济解释，还需得到 12 个原始财务指标对 4 个主
12、成分的因子负荷量（各主成分与原始财务指标的相关关系） ，见表 4。 从表 4 可以得出：（1）主成分 Y1 中，X1、X2、X3、X4、X5 的负荷量大于其他财务指标的负荷量，所以 Y1 主要是营业利润率、资产报酬率、销售净利率、息税前利润与营业收入比以及投入资本回报率这 5 个指标的反映，主要代表了企业的盈利能力，即 Y1 是盈利因子。 （2）主成分 Y2中，X6、X7、X8 的负荷量大于其他财务指标的负荷量，且该负荷是负相关的，所以 Y2 主要是流动比率、速动比率和资产负债率倒数这 3 个财务指标的反映，代表了企业的偿债能力，故 Y2 是企业的偿债因子。 （3）主成分 Y3 中，X9、X1
13、0 的负荷量远大于其他财务指标的负荷量，所以 Y3 主要是存货周转率、总资产周转率这 2 个指标的反映，代表了企业的营运能力，即 Y3 是企业的营运因子。 （4）主成分 Y4 中，X11、X12 的负荷量远大于其他财务指标的负荷量，所以，Y4 是总资产增长率和营业收入增长率这 2 个财务指标的反映，代表了企业的成长能力，故 Y4 是成长因子。总之，以上四个主成分能够很好地解释公司的财务绩效。 根据各主成分得分系数矩阵（本文略） ，可以得到各主成分关于原始财务指标的线性表达式，继而计算出各主成分得分。 Y1=0.199ZX1+0.163ZX2+0.202ZX3+0.195ZX4+0.169ZX5
14、+0.125ZX6+0.126ZX7+0.118ZX8-0.033ZX9-0.039ZX10+0.029ZX11+0.019ZX12 Y2=0.110ZX1+0.182ZX2+0.099ZX3+0.132ZX4+0.088ZX5-0.297ZX6-0.292ZX7-0.288ZX8+0.080ZX9+0.149ZX10+0.094ZX11+0.073ZX12 Y3=-0.053ZX1+0.093ZX2-0.064ZX3-0.102ZX4+0.073ZX5+0.140ZX6+0.147ZX7+0.141ZX8+0.550ZX9+0.518ZX10+0.007ZX11+0.072ZX12 Y4=-
15、0.069ZX1-0.044ZX2-0.056ZX3-0.043ZX4-0.082ZX5+0.060ZX6+0.061ZX7+0.043ZX8-0.037ZX9-0.102ZX10+0.591ZX11+0.611ZX12 根据各个主因子的方差贡献率作为权重，可以计算出每一个样本的财务绩效总得分（FP） 。计算公式为： FP=（37.396Y1+21.983Y2+12.476Y3+10.935Y4）/ 82.79（1） （二）回归分析 为了进一步分析公司治理因素与财务绩效之间的关系，并验证本文的假设，本文进行了相关的回归检验。1 011 家制造业上市公司的财务绩效得分已通过上述因子分析计算得到，
16、下面将该财务绩效得分 FP 与公司治理的四个因素以及两个控制变量进行回归分析，以探讨他们之间的关系。本文设定如下回归模型： FP=0+1Top1+2Top2-5+3Organ+4Salary+5LA+6Size+ （2） （2）式中，FP 代表上市公司的综合绩效的变量，0 为截距，1、2、3、4、5、6 为系数， 为残值。将样本数据，以及通过因子分析计算出来的财务绩效值代入上述回归模型进行分析，得到公司治理对财务绩效影响的回归结果，见表 5。 从表 5 可知，除了 Top1（第一大股东持股比例）相关性不显著外，其他变量相关性均非常显著，F 值通过检验，DW 值为 2.003，说明各变量之间无自相关性，调整后的 R2 值为 9.5%，因变量被解释的部分不大，但是各变量对因变量的影响显著。
