股權(quán)結(jié)構(gòu)、
——基于中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司的實(shí)證研究

吳聞潭 曹寶明

內(nèi)容提要：該文基于2011-2015年33家中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，采用主成分和因子分析方法測(cè)算糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效，并在此基礎(chǔ)上利用隨機(jī)效應(yīng)模型分析股權(quán)結(jié)構(gòu)和多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司績(jī)效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：不同年份、不同企業(yè)間的經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平存在顯著差異；股權(quán)集中度與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈線性正相關(guān)，而股權(quán)制衡度與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈顯著負(fù)相關(guān)；在只考慮股權(quán)集中度時(shí)，多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響為負(fù)，而綜合考慮股權(quán)集中度和股權(quán)制衡后，多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響為正。

一、 引 言

糧油加工是銜接糧食生產(chǎn)和消費(fèi)的重要流通環(huán)節(jié)。糧油加工業(yè)是糧食產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)中的重要組成部分。2016年12月，國(guó)務(wù)院辦公室頒發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展的意見(jiàn)》，指出要將發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)作為推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要抓手。2017年9月，國(guó)務(wù)院辦公廳又頒發(fā)了《關(guān)于加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，大力發(fā)展糧食產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的意見(jiàn)》。糧油加工業(yè)在推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和保障糧食安全方面的重要性日益凸顯。大力發(fā)展糧油加工業(yè)，提高糧油加工企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，不僅有利于夯實(shí)糧食產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)，增強(qiáng)糧油加工業(yè)市場(chǎng)主體的競(jìng)爭(zhēng)力，而且在促進(jìn)農(nóng)民增收，滿足居民日益升級(jí)的糧食消費(fèi)需求方面也發(fā)揮著舉足輕重的作用(韓長(zhǎng)賦，2017)。

隨著中國(guó)糧油加工業(yè)的迅猛發(fā)展，較快的行業(yè)投資增長(zhǎng)和產(chǎn)能擴(kuò)張，導(dǎo)致了糧油加工業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題，嚴(yán)重影響糧油加工企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效益。部分糧油加工業(yè)上市公司存在“背農(nóng)經(jīng)營(yíng)”行為，將公司有限的資源投入到其他產(chǎn)業(yè)，致使糧油加工主營(yíng)業(yè)務(wù)增長(zhǎng)乏力。由于糧油加工企業(yè)的資產(chǎn)專(zhuān)用性較強(qiáng)，再加上資源稟賦有限、現(xiàn)代公司治理機(jī)制不夠健全等因素，糧油加工企業(yè)容易陷入非農(nóng)化經(jīng)營(yíng)“陷阱”，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)增大，經(jīng)營(yíng)績(jī)效下滑(崔迎科，2013)。

公司績(jī)效是企業(yè)管理過(guò)程中關(guān)注的核心問(wèn)題。從公司自身來(lái)看，影響公司績(jī)效的因素主要包括公司的治理效率和經(jīng)營(yíng)決策行為。公司治理問(wèn)題實(shí)質(zhì)是“委托—代理問(wèn)題”，即公司管理層與諸多相關(guān)利益主體的利益協(xié)調(diào)問(wèn)題。公司治理結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)是股權(quán)結(jié)構(gòu)，產(chǎn)權(quán)分配是影響資源配置效率的重要因素，能最終影響公司的經(jīng)營(yíng)行為和績(jī)效。經(jīng)營(yíng)決策行為本文主要考察的是多元化經(jīng)營(yíng)策略。因此，本文首先測(cè)算中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效，然后在此基礎(chǔ)上分析股權(quán)結(jié)構(gòu)和多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，最后根據(jù)相關(guān)結(jié)論提出促進(jìn)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效提升的對(duì)策建議。

二、 文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)

1. 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的衡量，通常有價(jià)值指標(biāo)和財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)指標(biāo)兩種。價(jià)值評(píng)價(jià)指標(biāo)關(guān)注的是公司市值和股東財(cái)富，是一種站在股東視角衡量公司績(jī)效的評(píng)價(jià)方法；而財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)指標(biāo)關(guān)注的是企業(yè)財(cái)務(wù)表現(xiàn)，是一種以企業(yè)經(jīng)營(yíng)成果為導(dǎo)向的評(píng)價(jià)方法。前者通常使用Tobin’s Q值(Ducassy 和Guyot，2017)和企業(yè)現(xiàn)金價(jià)值(Lozano et al.，2016)來(lái)衡量，后者既有簡(jiǎn)單的財(cái)務(wù)指標(biāo)，如每股凈資產(chǎn)(郝陽(yáng)和龔六堂，2017)、總資產(chǎn)收益率(程柯和程立，2011)和股東權(quán)益收益率(姚俊等，2004)，也有使用財(cái)務(wù)指標(biāo)體系來(lái)進(jìn)行度量，主要包含盈利能力、償債能力、營(yíng)運(yùn)能力和成長(zhǎng)能力等方面指標(biāo)(潘玥等，2015；謝宏等，2016)。

對(duì)于股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效關(guān)系的研究主要圍繞股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和股權(quán)所有者屬性展開(kāi)。在股權(quán)集中度上，Berle and Means(1932)最早提出股權(quán)集中度與公司績(jī)效呈正相關(guān)，認(rèn)為高度分散的股權(quán)意味著管理者持股較低，缺乏對(duì)公司資源的有效控制，會(huì)激化管理層與股東之間的矛盾，不利于公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效提升。而吳斌和黃明峰(2011)研究發(fā)現(xiàn)控股大股東與中小股東利益不一致性會(huì)導(dǎo)致股權(quán)集中度與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)。王如燕等(2015)基于滬深兩市上市公司的大樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與上市公司績(jī)效呈倒“U”型關(guān)系。對(duì)于股權(quán)制衡度， Santos et al.(2015)的研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡能形成多個(gè)股東相互制約、相互監(jiān)督的局面，有利于約束控股股東的利益侵占行為。陳志軍等(2014)采用中國(guó)高科技民營(yíng)上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究結(jié)果顯示股權(quán)制衡通過(guò)提升上市公司的防御能力來(lái)正向影響公司績(jī)效，而阮素梅等(2014)則提出相反觀點(diǎn)，認(rèn)為較高的股權(quán)制衡有可能導(dǎo)致大股東間產(chǎn)生相互合謀或者互相推諉，從而產(chǎn)生控股股東治理效應(yīng)削弱、機(jī)會(huì)喪失和決策無(wú)效率等問(wèn)題，嚴(yán)重?fù)p害公司價(jià)值。此外，還有部分研究集中于考察股權(quán)所有者屬性對(duì)公司績(jī)效的影響。林莞娟等(2016)研究發(fā)現(xiàn)國(guó)有股權(quán)負(fù)向影響上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效。郝陽(yáng)和龔六堂(2017)基于2004- 2014年中國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)分析國(guó)有和民營(yíng)參股股東對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，研究發(fā)現(xiàn)混合所有的股權(quán)結(jié)構(gòu)正向影響公司績(jī)效，且在市場(chǎng)化程度越低時(shí)正向影響效果越顯著。而Ducassy and Guyot(2017)的研究發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性股東間的競(jìng)爭(zhēng)會(huì)增加代理沖突，從而負(fù)面影響公司價(jià)值。

關(guān)于公司多元化經(jīng)營(yíng)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效，Gyan et al.(2017)研究發(fā)現(xiàn)行業(yè)多元化顯著正向影響公司績(jī)效，而國(guó)際多元化則沒(méi)有影響。劉曉云等(2013)分析了中國(guó)農(nóng)業(yè)上市公司多元化經(jīng)營(yíng)與公司績(jī)效的關(guān)系，認(rèn)為多元化經(jīng)營(yíng)不僅有利于公司業(yè)務(wù)擴(kuò)張，分散經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，還能促進(jìn)老主業(yè)的穩(wěn)定和發(fā)展，從而對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生積極影響。而姚俊等(2004)提出了相反意見(jiàn)，認(rèn)為在中國(guó)上市公司監(jiān)管體制不完善情形下，高度多元化會(huì)產(chǎn)生代理問(wèn)題，不僅不能有效克服外部市場(chǎng)的低效率，反而導(dǎo)致高額的運(yùn)營(yíng)成本，對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生不利影響。

盡管?chē)?guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)、多元化經(jīng)營(yíng)與公司績(jī)效的研究取得了豐富的成果，但現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)論并不一致，且鮮有關(guān)于中國(guó)糧油加工業(yè)的相關(guān)研究。而糧油加工業(yè)是一個(gè)關(guān)乎國(guó)計(jì)民生的重要行業(yè)，因此，本文在借鑒已有研究結(jié)果的基礎(chǔ)上，采用上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證分析股權(quán)結(jié)構(gòu)、多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。其中，糧油加工業(yè)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效是一個(gè)可以集中反映企業(yè)長(zhǎng)期以來(lái)的盈利能力、償債能力、資產(chǎn)管理能力以及成長(zhǎng)和發(fā)展能力的綜合指標(biāo)體系。此外，考慮到研究對(duì)象為上市公司，本文又將股本擴(kuò)張能力指標(biāo)納入其中，采用主成分和因子分析相結(jié)合的方法，測(cè)度糧油加工業(yè)上市公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平。本研究對(duì)于提升中國(guó)糧油加工業(yè)水平，大力發(fā)展糧食產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

2. 研究假說(shuō)

在公司治理過(guò)程中，股權(quán)集中可能會(huì)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生兩方面的影響：一是有利影響，又稱為“控制的公共利益”，即控股股東由于持股比例較大，有足夠的動(dòng)力去監(jiān)督經(jīng)理層的行為，可以避免股權(quán)較為分散情況下小股東紛紛“搭便車(chē)”而造成的監(jiān)督不力現(xiàn)象。同時(shí)，足夠的投票權(quán)往往可以保證控股股東本身或者其代表直接參與公司經(jīng)營(yíng)，由此提高企業(yè)的效率水平并增加全體股東的財(cái)富；二是不利影響，又稱為“控制的私人利益”，即控股股東可能利用其在公司中的控股地位從事?lián)p害中小股東以及公司利益的行為，這將降低公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效?？毓晒蓶|的上述兩種影響分別表現(xiàn)為“支持效應(yīng)”和“掏空效應(yīng)”(孫兆斌，2006)。而股權(quán)集中度對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響則取決于這兩種效應(yīng)的相互作用。糧油加工業(yè)作為傳統(tǒng)制造業(yè)，其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)依賴于機(jī)械設(shè)備等固定資產(chǎn)的大量投入以及穩(wěn)定充裕的現(xiàn)金流，且糧油加工業(yè)利潤(rùn)較薄，這就要求公司控股股東能夠進(jìn)行長(zhǎng)期穩(wěn)定的投入。因此，越高的控股股東持股比例，一方面越有利于大股東發(fā)揮“支持效應(yīng)”，加強(qiáng)對(duì)公司的投入和管理，另一方面使得控股股東利益最大化與企業(yè)價(jià)值最大化趨于一致，從而抑制“掏空效應(yīng)”?；诖耍疚奶岢龅谝粋€(gè)假說(shuō)：假設(shè)1：糧油加工業(yè)上市公司股權(quán)集中度正向影響公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

股權(quán)制衡本意是為防止股權(quán)過(guò)度集中而產(chǎn)生“一股獨(dú)大”和“內(nèi)部人控制”等問(wèn)題而進(jìn)行的制度安排。盡管，股權(quán)制衡有利于形成多個(gè)股東相互制約、相互監(jiān)督的局面，進(jìn)而約束控股股東的利益侵占行為，但現(xiàn)實(shí)情況下，較高的股權(quán)制衡度極大可能導(dǎo)致大股東間產(chǎn)生相互合謀或者互相推諉，從而削弱控股股東治理效率，對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生消極影響。糧油加工業(yè)的上游是原糧市場(chǎng)，下游則是成品糧市場(chǎng)，其對(duì)糧食市場(chǎng)價(jià)格的敏感程度不言而喻。較強(qiáng)的股權(quán)制衡，會(huì)使公司在經(jīng)營(yíng)決策程序上消耗時(shí)間，從而錯(cuò)過(guò)最佳決策時(shí)機(jī)。此外，當(dāng)前中國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)依然處于“大股東治理”階段，股權(quán)制衡制度還不完善，股權(quán)制衡對(duì)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效消極影響影響的作用更大。因此，本文提出第二個(gè)假說(shuō)：假設(shè)2：糧油加工業(yè)上市公司股權(quán)制衡度負(fù)向影響公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

多元化經(jīng)營(yíng)是企業(yè)自身尋求與其組織能力最相匹配的產(chǎn)品生產(chǎn)活動(dòng)的試錯(cuò)過(guò)程。那么，企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率的變化趨勢(shì)就取決于這種試錯(cuò)過(guò)程所產(chǎn)生的負(fù)向和正向效應(yīng)的相互作用結(jié)果。已有研究也表明多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司績(jī)效的影響具有不確定。但是，糧油加工業(yè)資產(chǎn)專(zhuān)用性較強(qiáng)，公司多元化經(jīng)營(yíng)會(huì)產(chǎn)生高額運(yùn)營(yíng)成本，從而擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，降低經(jīng)營(yíng)績(jī)效?；诖耍疚奶岢龅谌齻€(gè)假說(shuō)：假設(shè)3：中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司多元化經(jīng)營(yíng)程度負(fù)向影響公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

三、 糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的測(cè)算

1. 測(cè)算指標(biāo)的選取與測(cè)算方法

任何單一的財(cái)務(wù)指標(biāo)均不能完整地概括和反映一個(gè)公司的經(jīng)營(yíng)狀況，因此構(gòu)建一個(gè)涵蓋企業(yè)營(yíng)運(yùn)能力、盈利能力和發(fā)展能力的綜合性指標(biāo)體系顯得尤為重要。為全面、準(zhǔn)確、真實(shí)地衡量糧油加工業(yè)上市公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，本文按照科學(xué)性、代表性、統(tǒng)一性、可比性以及可操作性原則，基于現(xiàn)有研究成果，參照財(cái)政部頒發(fā)的企業(yè)績(jī)效評(píng)價(jià)體系指標(biāo)，并咨詢相關(guān)專(zhuān)家意見(jiàn)，從企業(yè)盈利能力、償債能力、資產(chǎn)管理能力、發(fā)展與成長(zhǎng)能力以及股本擴(kuò)張能力五個(gè)方面來(lái)構(gòu)建公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的指標(biāo)體系。選取主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、總資產(chǎn)利潤(rùn)率、凈資產(chǎn)收益率和每股收益指標(biāo)來(lái)衡量企業(yè)盈利能力；選取資產(chǎn)負(fù)債率、流動(dòng)比率和速動(dòng)比率指標(biāo)來(lái)衡量企業(yè)的償債能力；選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、存貨周轉(zhuǎn)率和應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率指標(biāo)來(lái)衡量企業(yè)的資產(chǎn)管理能力；以總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率和凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率來(lái)衡量企業(yè)的發(fā)展與成長(zhǎng)能力；以每股凈資產(chǎn)和每股公積金來(lái)衡量上市公司的股本擴(kuò)張能力。如表1所示。

表1 糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

資料來(lái)源：作者計(jì)算整理，下同。

本文主要采取主成分分析和因子分析相結(jié)合的方法對(duì)中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效進(jìn)行測(cè)算。其核心思想就是通過(guò)降維，將原始互相關(guān)聯(lián)的多個(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化成少數(shù)幾個(gè)互不相關(guān)的綜合因子的統(tǒng)計(jì)分析方法，其目的是基于信息損失最小化原則，在眾多初始自變量中尋找適合解釋因變量的公共因子，使得指標(biāo)變量更具有可解釋性的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。

由于主成分與因子分析方法比較成熟，本文不再進(jìn)行詳細(xì)的理論論述。該方法主要包括以下六個(gè)步驟。第一步，選取合適的衡量公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的指標(biāo)體系作為初始指標(biāo)變量；第二步，對(duì)初始指標(biāo)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并進(jìn)行適用性檢驗(yàn)，以判斷初始指標(biāo)變量是否適合采取因子分析方法；第三步，使用主成分分析法求解初始公共因子及因子載荷矩陣；第四步，對(duì)公因子進(jìn)行命名和解釋。通過(guò)解釋相關(guān)的因子變量，進(jìn)一步討論影響原始變量系統(tǒng)構(gòu)成的主要因素和系統(tǒng)特征；第五步，計(jì)算公因子得分。通常采取旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣，將因子變量表示為原始變量的線性組合，即為：Fi=βj1X1+βj2X2+…+βjpXp(j=1, 2, …,m)，利用此公式計(jì)算因子得分；第六步，計(jì)算最終經(jīng)營(yíng)績(jī)效得分。以公因子方差貢獻(xiàn)率在所有提取的公因子累積方差貢獻(xiàn)率中占比為權(quán)數(shù)，對(duì)前面所得公因子得分進(jìn)行加權(quán)求和，即是最終公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效得分。

2. 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所有有關(guān)糧油加工業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)均來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中的年度財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)。以中國(guó)證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《中國(guó)上市公司行業(yè)分類(lèi)指引》為主要分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中的行業(yè)分類(lèi)，選取了代表谷物加工、食用植物油加工、飼料加工、包含豆制品加工的主要食品加工以及調(diào)味品加工的公司，剔除曾被ST、PT以及*ST的公司，最終選取了33家糧油加工業(yè)上市公司作為研究對(duì)象。為保證觀測(cè)值數(shù)據(jù)的充分性和可信性，本研究的時(shí)間跨度為2011-2015年，即本文采用糧油加工業(yè)33家上市公司5年的平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。此外，由于個(gè)別公司上市年份較晚，存在部分缺失數(shù)據(jù)。對(duì)于財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失部分，本文沿用Flannery and Rangan(2006)的處理方法，將少數(shù)缺失值視為0。

3. 測(cè)算結(jié)果

本文采用主成分和因子分析方法，對(duì)2011-2015年中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效進(jìn)行逐年測(cè)算，測(cè)算結(jié)果如表2所示。

表2 2011-2015年中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效表

續(xù)表

從不同年份的經(jīng)營(yíng)績(jī)效來(lái)看，2011-2015年經(jīng)營(yíng)績(jī)效大于0的公司數(shù)量分別是18、16、17、13和16家。其中，2011年和2013年兩年，經(jīng)營(yíng)績(jī)效為正值的公司數(shù)量分別為18家和17家，兩者占比超過(guò)樣本企業(yè)的半數(shù)；2012年和2015年，經(jīng)營(yíng)績(jī)效為正值的公司數(shù)量均為16家，兩者占比接近樣本企業(yè)總數(shù)一半；而2014年經(jīng)營(yíng)績(jī)效大于0的公司數(shù)量只有13家，占樣本企業(yè)總數(shù)的39.39%。按經(jīng)營(yíng)績(jī)效是否大于0將樣本公司分成經(jīng)營(yíng)較好和經(jīng)營(yíng)較差兩類(lèi)，2011-2015年，經(jīng)營(yíng)較好的公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效均值分別是0.3896、0.4336、0.3438、0.4408和0.3144，經(jīng)營(yíng)較差的公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效均值則分別為-0.4675、-0.4081、-0.3652、-0.2866和-0.2956。2011-2015年期間，盡管2014年經(jīng)營(yíng)績(jī)效為正的公司數(shù)量最少，但是其經(jīng)營(yíng)較好的公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效均值最高，達(dá)到了0.4408，且該年經(jīng)營(yíng)較好的公司與經(jīng)營(yíng)較差的公司間平均經(jīng)營(yíng)績(jī)效相差最小。

從公司個(gè)體的經(jīng)營(yíng)績(jī)效來(lái)看，2015年，經(jīng)營(yíng)績(jī)效最高的是克明面業(yè)，最低的是蓮花健康；2014年經(jīng)營(yíng)績(jī)效最高和最低的分別是海天味業(yè)和東凌國(guó)際；2013年的是克明面業(yè)和萬(wàn)福生科；2012年的是加加食品和恒順醋業(yè)；2011年的則是加加食品和蓮花健康。綜合來(lái)看，2011-2015年五年間，平均經(jīng)營(yíng)績(jī)效最高的是克明面業(yè)，達(dá)到了0.7417，最低的則是蓮花健康的-0.9535。

五年來(lái)，中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效變化明顯。隨著市場(chǎng)環(huán)境、企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理能力等諸多內(nèi)外因素的變化，上市公司的經(jīng)營(yíng)狀況也經(jīng)歷了起伏，但仍有一些企業(yè)表現(xiàn)穩(wěn)定。其中，經(jīng)營(yíng)績(jī)效一直為正的一共有10家企業(yè)，按照平均經(jīng)營(yíng)績(jī)效的高低依次是克明面業(yè)、桃李面包、新希望、海天味業(yè)、金新農(nóng)、安記食品、唐人神、海大集團(tuán)、西王食品以及禾豐牧業(yè)；經(jīng)營(yíng)績(jī)效一直為負(fù)值的則有8家，按照平均經(jīng)營(yíng)績(jī)效的由低到高排序，依次是蓮花健康、金健米業(yè)、恒順醋業(yè)、梅花生物、天邦股份、中炬高新以及天康生物。

四、 計(jì)量模型的設(shè)定

1. 模型設(shè)定

本研究采用面板數(shù)據(jù)模型來(lái)分析股權(quán)結(jié)構(gòu)和多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。具體模型如下：

其中，F(xiàn)i t為被解釋變量，即表示糧油加工業(yè)上市公司i在第t年的經(jīng)營(yíng)績(jī)效；Xi t為包含核心解釋變量股權(quán)結(jié)構(gòu)和多元化經(jīng)營(yíng)程度以及其他控制變量的一組向量，αi表示糧油加工業(yè)上市公司的非觀測(cè)效應(yīng)，不隨時(shí)間變化而改變；μt則表示年份效應(yīng)，主要控制隨時(shí)間變化所有樣本都普遍受到影響的情況；εi t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，假設(shè)它的數(shù)學(xué)期望值為0，且不存在序列相關(guān)。

股權(quán)結(jié)構(gòu)指標(biāo)包括股權(quán)集中度變量和股權(quán)制衡度變量；多元化經(jīng)營(yíng)指標(biāo)用多元化經(jīng)營(yíng)程度熵指數(shù)表示；其他控制變量包括資本結(jié)構(gòu)變量、政府財(cái)稅補(bǔ)貼政策變量、公司規(guī)模變量、研發(fā)水平變量、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)變量、公司成長(zhǎng)性變量以及時(shí)間趨勢(shì)變量。

2. 變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文被解釋變量為公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效，即前文測(cè)算出的33家糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效最終得分。

本文考察的核心變量是股權(quán)結(jié)構(gòu)和多元化經(jīng)營(yíng)程度。其中，股權(quán)結(jié)構(gòu)包括股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度。股權(quán)集中度用第一大股東持股比例(CR1)表示，直接反映公司股份集中于第一大股東的程度，該指標(biāo)數(shù)值越大，公司股權(quán)越集中；股權(quán)制衡度用公司第二至第五大股東持股比例和與第一大股東持股比例的比值(Z1)表示，反映其他大股東對(duì)第一大股東的制約能力，該變量數(shù)值越大，股權(quán)制衡度越強(qiáng)。為衡量第一大股東持股比例對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，本文還引入了啞變量D1和D2。當(dāng)?shù)谝还蓶|持股比例小于或等于20%時(shí)，D2取1；當(dāng)?shù)谝还蓶|持股比例在20%和50%之間時(shí)，D1取1；若二者均取0，則表示第一大股東持股比例超過(guò)50%。此外，為考察第一大股東持股比例是否對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生倒“U”型影響，本文引入了第一大股東持股比例的平方項(xiàng)(SQRCR1)。多元化經(jīng)營(yíng)程度熵指數(shù)(HI)是各項(xiàng)主營(yíng)業(yè)務(wù)占總營(yíng)業(yè)收入比重的平方和，該指標(biāo)取值在0和1之間，當(dāng)其取1時(shí)，表示公司僅有一個(gè)主營(yíng)業(yè)務(wù)，公司多元化經(jīng)營(yíng)程度最低。

其他控制變量的選取如下：(1) 政府財(cái)稅補(bǔ)貼政策可以用單位主營(yíng)業(yè)務(wù)收入財(cái)稅補(bǔ)貼(PTS)表示，其數(shù)值等于政府財(cái)稅補(bǔ)貼總額除以公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入；(2) 使用資產(chǎn)負(fù)債率(DA)來(lái)衡量上市公司資本結(jié)構(gòu)。該指標(biāo)為適量指標(biāo)，并非越大越好；(3) 企業(yè)規(guī)模變量(SIZE)用上市公司總資產(chǎn)來(lái)衡量，企業(yè)規(guī)模對(duì)上市公司績(jī)效影響的方向具有不確定性；(4) 使用企業(yè)研發(fā)投入支出(R&D)來(lái)衡量公司研發(fā)水平，由于公司獲取技術(shù)的方法既可以通過(guò)自主研發(fā)，也可以通過(guò)市場(chǎng)購(gòu)買(mǎi)，因此，研發(fā)支出應(yīng)是個(gè)適量指標(biāo)；(5) 企 業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)變量(RISK)采用以周為單位的普通收益率的Beta系數(shù)來(lái)衡量；(6) 公司成長(zhǎng)性變量用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率(SALE)表示，其值等于當(dāng)年主業(yè)營(yíng)業(yè)收入與去年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的增加值除以去年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入；(7) 時(shí)間趨勢(shì)變量用上市公司成立至今年數(shù)的對(duì)數(shù)(LNYEAR)表示，對(duì)成立至今年數(shù)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理以平滑時(shí)間趨勢(shì)，不改變?cè)凶兞康南嚓P(guān)性質(zhì)。

3. 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表4可以看出，被解釋變量公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的均值為0，取值在-1.4182和1.0759之間，說(shuō)明樣本上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效為正和為負(fù)值的企業(yè)個(gè)數(shù)相差不大，經(jīng)營(yíng)績(jī)效好與差的企業(yè)分布比較平衡。標(biāo)準(zhǔn)差為0.4848， 說(shuō)明中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司各樣本在不同年份經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平存在顯著差異。

股權(quán)集中度CR1的結(jié)果顯示樣本企業(yè)間股權(quán)集中程度具有顯著差異。此外，D1和D2是衡量大股東持股比例的啞變量，取值均為0或1。其中，D1的均值是0.5818，而D2的均值是0.1757，說(shuō)明第一大股東持股比例較多為20%-50%之間，其次是持股比例大于50%，最后則是小于20%。股權(quán)制衡度Z1的均值為0.6350，說(shuō)明第一大股東持股比例比后四位股東之和還要多。其標(biāo)準(zhǔn)差較小，說(shuō)明樣本公司普遍存在第一大股東持股比例較大問(wèn)題。多元化經(jīng)營(yíng)程度HI的均值為0.79，說(shuō)明糧油加工業(yè)上市公司的多元化經(jīng)營(yíng)程度不高。其取值范圍變化較大，說(shuō)明不同上市公司間多元化經(jīng)營(yíng)程度差異較大。

此外，從其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)中同樣可以看出各變量間的差異性也很明顯。各企業(yè)的規(guī)模以及研發(fā)投入變量的標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了50以上，特別是衡量政府財(cái)稅補(bǔ)助水平變量PTS的標(biāo)準(zhǔn)差超過(guò)200，說(shuō)明樣本企業(yè)在企業(yè)規(guī)模、研發(fā)投入以及享受政府財(cái)稅補(bǔ)貼政策方面均顯著不同。樣本描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。

表3 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

五、 估計(jì)結(jié)果分析

1. 估計(jì)方法選擇

本文分別采用混合回歸模型、固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，其中，隨機(jī)效應(yīng)分別使用聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的FGLS估計(jì)、不使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的隨機(jī)效應(yīng)模型以及作為參照的MLE估計(jì)，固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示F(32,122)=3.03，ProbF=0.0000。同時(shí)，隨機(jī)效應(yīng)FGLS估計(jì)的LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示Chibar2(01)=10.17，Probchibar2=0.0007，兩者均強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為樣本存在個(gè)體效應(yīng)，不應(yīng)使用混合回歸模型。此外，不使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的隨機(jī)效應(yīng)模型以及作為參照的MLE估計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果依然強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)。最后，進(jìn)一步對(duì)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：chi2(12) =15.53，Probchi2 =0.2139，顯著不為0，即無(wú)法拒絕原假設(shè)，應(yīng)使用隨機(jī)效應(yīng)模型。*由于篇幅原因,混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果未作展示。

2. 計(jì)量結(jié)果分析

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，本文使用隨機(jī)效應(yīng)模型來(lái)考察股權(quán)結(jié)構(gòu)和多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。模型回歸結(jié)果如表4所示。表4中，模型(1)和(2)考慮了股權(quán)集中度、第一大股東持股比例和多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。其中，模型(1)考察的是第一大股東持股比例的線性影響，模型(2)則是帶平方向的非線性影響。模型(3)衡量的是股權(quán)制衡度和多元化經(jīng)營(yíng)程度對(duì)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。模型(4)、(5)、(6)將股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度同時(shí)納入模型進(jìn)行估計(jì)，分別估計(jì)了不考慮第一大股東持股比例因素，考慮第一大股東持股比例的線性影響以及考慮第一大股東持股比例的非線性影響三種情形。

由模型(1)和(2)可以看出，第一大股東持股比例(CR1)在10%的水平上顯著正向影響經(jīng)營(yíng)績(jī)效，即第一大股東持股比例越高，上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平也越高。

模型(3)的結(jié)果顯示，股權(quán)制衡度Z1對(duì)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響較小，且不顯著。比較Z1和前面兩個(gè)模型中CR1的系數(shù)可知，Z1的系數(shù)僅為0.0461， 而CR1的系數(shù)分別為0.8567和1.9097。為了進(jìn)一步驗(yàn)證Z1對(duì)公司績(jī)效的影響，接下來(lái)將Z1和CR1放入同一模型中進(jìn)行估計(jì)。由模型(4)、(5)和(6)可知，股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度分別在5%和10%的顯著水平上影響經(jīng)營(yíng)績(jī)效、特別是在模型(4)中，兩者顯著性水平分別達(dá)到了1%和5%。結(jié)果顯示，CR1與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而Z1與經(jīng)營(yíng)績(jī)效間顯著負(fù)相關(guān)，這與模型(3)的結(jié)果不一致。可能的原因在于，股權(quán)制衡Z1表示的是第二到第五大股東對(duì)第一大股東的制衡能力，在模型中將第一大股東持股比例和其他四位股東的制衡能力放一起進(jìn)行估計(jì)，即不僅考慮到其他股東的相對(duì)影響力，更考慮了第一大股東的絕對(duì)影響力，使得研究結(jié)論更具有說(shuō)服力。

模型(1)、(2)、(5)和(6)的結(jié)果顯示，D1、D2和 SQRCR1變量均未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，沒(méi)有證據(jù)表明股權(quán)集中度的范圍會(huì)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生顯著影響，兩者之間也不存在明顯的倒“U”型關(guān)系。這可能與糧油加工業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的特殊性有關(guān)。33家糧油加工業(yè)上市公司第一大股東持股比例較多集中在20%-50%之間。

表4 隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

資料來(lái)源：stata回歸結(jié)果整理，其中*、** 、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。下表同。

多元化經(jīng)營(yíng)程度熵指數(shù)(HI)除了在模型(3)中不顯著外，在其他五個(gè)模型中至少能通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明多元化經(jīng)營(yíng)程度對(duì)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生顯著影響。該變量的系數(shù)在前三種模型中為正，在后三種模型中為負(fù)。由于該變量是個(gè)負(fù)向指標(biāo)，即該數(shù)值越小，表示多元化經(jīng)營(yíng)程度越高。因此，在只考慮股權(quán)集中時(shí)，多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響為負(fù)，即糧油加工業(yè)上市公司多元化經(jīng)營(yíng)程度越高，上市公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效越低。因此，糧油加工業(yè)上市公司應(yīng)聚焦主業(yè)，做大做強(qiáng)，進(jìn)一步提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效，而非更加傾向于非農(nóng)經(jīng)營(yíng)。但綜合考慮股權(quán)集中度和股權(quán)制衡之后，多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響為正，即多元化戰(zhàn)略更有利于公司績(jī)效的提高。發(fā)生前后不一致的原因可能在于，上市公司在多元化經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略決策過(guò)程中，由于大股東間意見(jiàn)不統(tǒng)一，相互制約等管理層內(nèi)部消耗所引起的效率損失。這與股權(quán)制衡度負(fù)向影響上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的研究結(jié)論相符。

此外，在六個(gè)模型中，代表資本結(jié)構(gòu)的資產(chǎn)負(fù)債率水平(DA)、代表公司成長(zhǎng)性水平的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率(SALE)變量均能通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，代表政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的單位主營(yíng)業(yè)務(wù)財(cái)稅補(bǔ)貼(PTS)變量也能通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)(除了模型3之外)。其中，資產(chǎn)負(fù)債率水平和單位主營(yíng)業(yè)務(wù)財(cái)稅補(bǔ)貼的影響為負(fù)，公司成長(zhǎng)性的影響為正。

以上結(jié)果表明，盡管政府為了實(shí)現(xiàn)某些特定的經(jīng)濟(jì)社會(huì)目標(biāo)對(duì)糧油加工業(yè)上市公司采取了一定程度的財(cái)稅補(bǔ)貼政策，但效果并不顯著。這些補(bǔ)貼提高了糧油加工業(yè)上市公司的整體盈利水平，但是其對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響為負(fù)。從政府財(cái)稅補(bǔ)貼優(yōu)惠政策的實(shí)施來(lái)看，“補(bǔ)貼收入”屬于“非經(jīng)常性損益”項(xiàng)目，表示該補(bǔ)貼與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)無(wú)直接聯(lián)系，直接被納入了上市公司的利潤(rùn)總額。這些補(bǔ)貼政策本質(zhì)上使得經(jīng)營(yíng)績(jī)效較差的企業(yè)通過(guò)非經(jīng)營(yíng)手段增加了企業(yè)總利潤(rùn)，從而在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中存活下來(lái)。但是，這種直接增加企業(yè)利潤(rùn)的補(bǔ)貼方式，不僅沒(méi)有激勵(lì)企業(yè)提高經(jīng)營(yíng)管理能力，反而，使得一些企業(yè)為獲得補(bǔ)貼而進(jìn)行尋租，不利于公司的長(zhǎng)期發(fā)展。

資產(chǎn)負(fù)債率與上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效成負(fù)相關(guān)，即資本結(jié)構(gòu)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響為負(fù)。優(yōu)序融資理論認(rèn)為，高額利潤(rùn)回報(bào)的公司在選擇公司融資次序的時(shí)候，會(huì)優(yōu)先考慮內(nèi)源融資，然后考慮債務(wù)融資，最后是股權(quán)融資，因此必然導(dǎo)致較低的財(cái)務(wù)杠桿，也即是較低的資產(chǎn)負(fù)債率水平。可見(jiàn)，業(yè)績(jī)較好的糧油加工業(yè)企業(yè)可選擇的融資方式較多，且其更傾向于選擇內(nèi)源融資，這樣就使得上市公司無(wú)法充分利用負(fù)債的節(jié)稅效應(yīng)來(lái)提升公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。此外，還有一種可能的解釋是少數(shù)上市公司被具有內(nèi)部人控制的大股東們視為融資平臺(tái)或者“圈錢(qián)工具”，將上市公司通過(guò)債務(wù)融資得到的資金用于發(fā)展由大股東控制的子公司，卻將相應(yīng)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移給上市公司，從而嚴(yán)重?fù)p害了上市公司的利潤(rùn)，對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生了巨大的負(fù)面影響。

公司成長(zhǎng)性指標(biāo)中，主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率變量對(duì)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生顯著的積極影響。一方面，在公司高速發(fā)展階段，主營(yíng)業(yè)務(wù)的迅速增長(zhǎng)，有利于上市公司發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)，表現(xiàn)出較好的盈利能力；另一方面，主營(yíng)業(yè)務(wù)的增長(zhǎng)，說(shuō)明上市公司聚焦主業(yè)，將優(yōu)勢(shì)資源用于發(fā)展壯大主營(yíng)業(yè)務(wù)，有利于提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平。

衡量公司規(guī)模的總資產(chǎn)(SIZE)在前2個(gè)模型中能通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)，而在后4個(gè)模型中不顯著。該變量在所有模型中的符號(hào)均為正，說(shuō)明公司規(guī)模與上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效成正相關(guān)。規(guī)模大的公司，無(wú)論是開(kāi)拓市場(chǎng)的能力、經(jīng)營(yíng)管理的成熟度以及抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力都明顯優(yōu)于小規(guī)模公司。但是，總資產(chǎn)變量前的系數(shù)較小，最大為0.0014，最小為0.001。正如前文所述，企業(yè)規(guī)模所發(fā)揮的積極效果可能在其他指標(biāo)上也能體現(xiàn)，單純考察總資產(chǎn)規(guī)模變量的系數(shù)無(wú)法較全面地反映公司規(guī)模對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。

研發(fā)支出和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)變量對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響均為正值，但不顯著。目前，中國(guó)的糧油加工業(yè)技術(shù)裝備水平還普遍較低，更多的還是依賴于資金和人力的投入，技術(shù)研發(fā)支出無(wú)論是從數(shù)量還是從質(zhì)量上來(lái)看，都明顯不足。因此，研發(fā)支出對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響還不顯著。一般來(lái)說(shuō)，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越大，公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效表現(xiàn)應(yīng)該也越差。本文得到的結(jié)論與經(jīng)驗(yàn)存在一定的偏差，可能的解釋是，公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較大的時(shí)候，通常都是公司高速成長(zhǎng)階段，高風(fēng)險(xiǎn)意味著高收益。從糧油加工業(yè)上市公司的研究結(jié)果來(lái)看，這種高成長(zhǎng)所帶來(lái)的高收益能夠抵消高風(fēng)險(xiǎn)對(duì)績(jī)效的影響。

公司成立年份對(duì)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響在前后模型中也出現(xiàn)了不一致的情形。模型(4)、(5)、(6)顯示，公司成立年數(shù)與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效成正相關(guān)。一般來(lái)說(shuō)，成立時(shí)間越長(zhǎng)，公司的經(jīng)營(yíng)管理能力趨于成熟，企業(yè)適應(yīng)市場(chǎng)和把握機(jī)會(huì)的能力較強(qiáng)，公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效越好。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證模型的準(zhǔn)確性，本文采用調(diào)整關(guān)鍵變量和控制變量方法對(duì)上文隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)的結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。主要進(jìn)行以下五種變化：① 將股權(quán)集中度由原來(lái)的第一大股東持股比例(CR1)換成前五大股東持股比例平方和(CR5)；② 將股權(quán)制衡度由原來(lái)的第二到第五大股東持股比例與第一大股東持股比例之比(Z1)換成第一大股東比例與前三大股東持股比例之比(Z2)；③ 將多元化經(jīng)營(yíng)程度由原來(lái)的熵指數(shù)(HI)變換成主營(yíng)業(yè)務(wù)個(gè)數(shù)(K)；④ 將控制變量政府財(cái)稅補(bǔ)貼政策指標(biāo)由原來(lái)的單位主營(yíng)業(yè)務(wù)收入財(cái)稅補(bǔ)貼(PTS)換成政府財(cái)稅補(bǔ)貼總額(TS)；⑤ 將 核心解釋變量全部替換進(jìn)行回歸。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

結(jié)果顯示，除了模型(5)中Z2無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，前文能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的核心變量在所有模型中依然能夠通過(guò)檢驗(yàn)。例如，模型(1)中股權(quán)集中度對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響為正，且能通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)。而前面的諸多模型中，大部分只能達(dá)到5%的顯著性水平。模型(2)、(3)中股權(quán)制衡度Z2和主營(yíng)業(yè)務(wù)個(gè)數(shù)K分別通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)。模型(4)在變換控制變量后，盡管其自身無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但前文中通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的其他變量均能通過(guò)檢驗(yàn)。

表5 調(diào)整變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

此外，值得注意的是，新變換的Z2和K與原來(lái)變量的經(jīng)濟(jì)含義有所不同。上文中，核心變量股權(quán)制衡度Z1是正向指標(biāo)，而這里的Z2是反向指標(biāo)；多元化經(jīng)營(yíng)程度熵指數(shù)是反向指標(biāo)，這里的主營(yíng)業(yè)務(wù)個(gè)數(shù)是正向指標(biāo)。而檢驗(yàn)結(jié)果顯示，前后符號(hào)剛好相反，從側(cè)面驗(yàn)證了模型設(shè)定的準(zhǔn)確性。因此，無(wú)論是替換核心解釋變量，還是替換控制變量，所得結(jié)果依然與上文分析一致。因此，可以認(rèn)為上文的模型設(shè)定是穩(wěn)健的，具有良好的解釋能力。

六、 結(jié)論及啟示

本文采用2011-2015年中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，測(cè)算糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效，在此基礎(chǔ)上分析股權(quán)結(jié)構(gòu)和多元化經(jīng)營(yíng)程度對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，并進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究結(jié)果顯示：第一，不同年份、不同公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平存在顯著差異。2011-2015年期間，經(jīng)營(yíng)較好的公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效均值分別是0.3896、0.4336、0.3438、0.4408和0.3144，經(jīng)營(yíng)較差的公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效均值則分別為-0.4675、 -0.4081、-0.3652、-0.2866和-0.2956；平均經(jīng)營(yíng)績(jī)效最高的是克明面業(yè)，達(dá)到了0.7417，最低的則是蓮花健康的-0.9535；第二，股權(quán)集中度顯著正向影響上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效，未能發(fā)現(xiàn)股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效間的倒“U”型關(guān)系，而股權(quán)制衡度則顯著負(fù)相關(guān)；第三，在只考慮股權(quán)集中時(shí)，多元化經(jīng)營(yíng)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響為負(fù)；綜合考慮股權(quán)集中度和股權(quán)制衡之后則為正。根據(jù)上述結(jié)論，本文得到如下幾點(diǎn)啟示：

第一，加強(qiáng)理性認(rèn)識(shí)，改善糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效，深入推進(jìn)糧油加工業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。無(wú)論是政府還是企業(yè)本身，都必須充分認(rèn)識(shí)到改善糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的重要性。政府應(yīng)積極努力為糧油加工企業(yè)創(chuàng)造良好的宏觀市場(chǎng)環(huán)境，在做好引導(dǎo)作用的基礎(chǔ)上，努力為糧油加工業(yè)企業(yè)提供各種必要的服務(wù)；糧油加工業(yè)上市公司要發(fā)揮自身的企業(yè)家精神和社會(huì)責(zé)任，用銳意進(jìn)取的姿態(tài)，在市場(chǎng)中發(fā)展和壯大自己。

第二，完善股權(quán)結(jié)構(gòu)，構(gòu)建糧油加工業(yè)上市公司股權(quán)制衡機(jī)制。當(dāng)前中國(guó)糧油加工業(yè)上市公司的治理結(jié)構(gòu)依然處于“大股東治理”階段，為避免較高的股權(quán)集中度形成的“一股獨(dú)大”和“內(nèi)部人控制”所帶來(lái)的消極影響，有必要進(jìn)一步完善上市公司的股權(quán)制衡機(jī)制。糧油加工業(yè)上市公司可以通過(guò)引入戰(zhàn)略投資者的形式來(lái)實(shí)行股權(quán)制衡。引入戰(zhàn)略投資者可以“強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合”，從而實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)資源的互補(bǔ)，將對(duì)糧油加工業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)影響。

第三，聚焦主營(yíng)業(yè)務(wù)，提升糧油加工業(yè)上市公司盈利水平。糧油加工業(yè)具有單位盈利水平較低的特點(diǎn)，企業(yè)必須實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)才能最終產(chǎn)生較好收益。因此，糧油加工業(yè)上市公司更應(yīng)該將主要精力用于拓展主營(yíng)業(yè)務(wù)上，重點(diǎn)選擇那些與自身優(yōu)勢(shì)密切關(guān)聯(lián)的主營(yíng)業(yè)務(wù)，并且通過(guò)加強(qiáng)技術(shù)研發(fā)投入，不斷提升員工素質(zhì)，提升專(zhuān)業(yè)化水平，從而實(shí)現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，促進(jìn)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提高。