我國上市公司治理的“區(qū)域性”

1、我國上市公司治理的“區(qū)域性”內(nèi)容摘要:本文以主成分分析的方法得到了衡量公司業(yè)績的綜合指標(biāo)，以此作為因變量,而以股權(quán)治理因子(包括國有股,流通A股,第一大股東,股權(quán)集中度等)為解釋變量,進(jìn)行了回歸分析.采用涉及阿機械,金屬.批發(fā),石油四大行業(yè)共231家上市公司的有關(guān)數(shù)據(jù),進(jìn)行回歸分析和假設(shè)檢驗.我們得到了這樣的結(jié)論:不同的行業(yè)即使類似的股權(quán)結(jié)構(gòu)也有著不同的治理效果,目前我國上市公司的治理應(yīng)該遵循“區(qū)域性”.關(guān)鍵詞:股權(quán)治理因子,綜合業(yè)績,區(qū)域性作為一種人為設(shè)計的、有效率的制度安排，現(xiàn)代公司治理結(jié)構(gòu)不僅是人們追求經(jīng)濟效率（經(jīng)濟技術(shù)演進(jìn)）的必然結(jié)果，同時也是在特定的政治、歷史環(huán)境中按不同方式演進(jìn)和運

2、作（實現(xiàn)制度創(chuàng)新）的.從股份公司的基本模型，到伯利米恩斯模型，再到今天最前沿的利益相關(guān)者共同治理模式，其公司治理核心都是維護(hù)個人化的真實的（物質(zhì)資本、人力資本）所有者的利益。也就是說，產(chǎn)權(quán)私有是西方公司治理模式內(nèi)在的制度適應(yīng)。這是不是意味著我們中國的公司治理要想完善就要對公有產(chǎn)權(quán)制度進(jìn)行改革呢？答案是否定的。因為公司治理機制是經(jīng)濟效率與制度適應(yīng)的統(tǒng)一，是先有制度后有治理的方式與模式，而不是相反.為了治理去改變制度，制度可以完善但不可以為了社會結(jié)構(gòu)的某一組成元素而徹底改變。而超產(chǎn)權(quán)論更是認(rèn)為，公司治理的完善主要取決于市場競爭的強度，而與產(chǎn)權(quán)的歸屬沒有必然的聯(lián)系。因此我國的公司治理必須有著自己的制

3、度適應(yīng)。我國屬于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟，伴隨著改革的進(jìn)行,各種經(jīng)濟成分紛紜復(fù)雜，既有所有權(quán)高度集中的國有企業(yè)、家族企業(yè)、民營企業(yè)，也有適合市場經(jīng)濟的發(fā)展、經(jīng)過改制后的所有權(quán)相對分散的上市公司.但大多企業(yè)都被政府分割在了不同的行業(yè)里面,而不同的行業(yè)有著不同的政策環(huán)境,這就決定了不同行業(yè)的公司有著不同的制度適應(yīng)。因此我們建議，現(xiàn)階段處于不同行業(yè)的公司，應(yīng)該建立與其本行業(yè)的宏觀經(jīng)濟運行環(huán)境相適應(yīng)的公司治理機制. 所有權(quán)結(jié)構(gòu)是決定公司治理機制與模式的有效性的最重要的因素，因為所有權(quán)結(jié)構(gòu)如何將決定公司控制權(quán)的分布，決定所有者與經(jīng)營者之間的委托代理關(guān)系的性質(zhì).因此本文就從所有權(quán)的角度來考察不同行業(yè)的公司股權(quán)治理因子與其

4、業(yè)績的相關(guān)關(guān)系.一 文獻(xiàn)綜述許小年,王燕(1999)以國有股比例為解釋變量,資產(chǎn)回報率ROA,股權(quán)回報率ROE以及市值與賬面價值之比MBR作為被解釋變量研究認(rèn)為,國有股所占比重與公司業(yè)績呈負(fù)相關(guān)關(guān)系. 以A股比例、B股比例或H股比例作為解釋變量, 以ROA、ROE以及MBR為被解釋變量，得出的結(jié)論為：個人股占的比重與以MBR、ROE衡量的公司業(yè)績沒任何相關(guān)關(guān)系；個人所持A股比重在ROE、ROA回歸中關(guān)系不顯著，在MBR回歸中顯著負(fù)相關(guān).以前10名大股東所占比重A10以及賀芬戴爾指數(shù)RF來衡量所有權(quán)集中度，并考察了二者與ROA、ROE、MBR的關(guān)系，認(rèn)為股權(quán)集中度與公司業(yè)績(MBR)有顯著正相關(guān)

5、關(guān)系，但它與利潤率的相關(guān)關(guān)系較弱。劉國亮,王家勝(2000)同樣以國有股比重為解釋變量,以總資產(chǎn)收益率ROA,凈資產(chǎn)收益率ROE和每股收益EPS為被解釋變量,得出了同樣的結(jié)論. 以ROA、ROE和EPS為被解釋變量進(jìn)行分析，得出了流通股對公司業(yè)績有正的影響的結(jié)論；通過對股權(quán)分散度與ROA、ROE以及EPS之間關(guān)系分析而得出股權(quán)的分散性與公司績效呈正相關(guān).陳曉江東(2000)在考慮了行業(yè)因素之后對國有股比例與凈資產(chǎn)收益率以及主營業(yè)務(wù)利用率OPE進(jìn)行回歸得出結(jié)論認(rèn)為,國有股比例與企業(yè)業(yè)績負(fù)相關(guān)只在競爭性強的行業(yè)成立. 以ROE、OPE為被解釋變量，研究認(rèn)為流通股比例與公司業(yè)績正相關(guān).張紅軍(200

6、0)和劉小玄(2000)在研究中都采用了國家股比例為解釋變量,張用托賓Q值作為被解釋變量,而劉則用凈資產(chǎn)收益率作為被解釋變量,二者都得出了負(fù)相關(guān)但關(guān)系不顯著的結(jié)論. 張紅軍(2000)以社會公眾持股比例作為解釋變量，同時采用托賓Q作為業(yè)績衡量指標(biāo)，得出社會公眾持股比例與Q值呈正相關(guān)，但對Q影響效果不顯著的研究結(jié)論。陳小悅,徐曉東(2001)通過對國有股比例與凈資產(chǎn)收益率,主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率CROA回歸之后得出:國有股與企業(yè)績效之間沒有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,從時間變化角度考察,負(fù)相關(guān)關(guān)系由1996年的顯著變得越來越不顯著,關(guān)于ROE的回歸分析,國有股對企業(yè)績效的影響在各類模型中方向不一致,也不顯著;

7、關(guān)于CROA的回歸分析顯著負(fù)相關(guān). 以ROE、CROA作為被解釋變量研究認(rèn)為，在公司治理對外部投資人利益缺乏保護(hù)的情況下，流通股比例與公司業(yè)績之間顯著負(fù)相關(guān)。但考察時間的變化，這種顯著關(guān)系變得越來越不顯著.陳小悅、徐曉東考察第一大股東持股比例與ROE、CROA關(guān)系后認(rèn)為，在非保護(hù)性行業(yè)，第一大股東持股比例與企業(yè)業(yè)績正相關(guān)。于東智(2001)通過對國家股與ROE的相關(guān)分析認(rèn)為國有股所占比重與公司業(yè)績呈正相關(guān)關(guān)系.他還考察了A股比例與ROE的相關(guān)關(guān)系認(rèn)為：A股比例與績效負(fù)相關(guān)。于東智也認(rèn)為，在存在控制變量的情況下，股權(quán)集中度與公司績效的相關(guān)性不明顯，并進(jìn)而指出目前對我國上市公司而言，適度的股權(quán)集中

8、度可能有利于公司績效的提高。但由于其他大股東身份的限制導(dǎo)致其與公司績效的相關(guān)性較弱。周業(yè)安(1999)也做了二者之間關(guān)系的考察,其結(jié)論是國有股對ROE有顯著的正面影響. 對ROE與流通股比例(具體分為A股、B股、H股)的關(guān)系進(jìn)行分析認(rèn)為：A股比例與ROE有顯著正相關(guān)；B股、H股比例與ROE顯著負(fù)相關(guān)(主要是受金融抑制的影響).姜秀華(2003)考察了流通A股與“綜合業(yè)績”(姜有所定義)負(fù)相關(guān).徐二明、王智慧(2000)同樣探討了股權(quán)集中度與公司戰(zhàn)略績效的關(guān)系，進(jìn)而指出股權(quán)集中度與公司價值成長能力之間存在密切正向相關(guān)關(guān)系，大股東可以促進(jìn)公司相對價值和價值創(chuàng)造能力的提高。此外，孫永祥、黃祖輝(19

9、99)在考察了第一大股東占全部股份的比例與托賓Q之間的關(guān)系后認(rèn)為，有一定集中度、有相對控股股東并且有其他大股東存在的股權(quán)結(jié)構(gòu),在總體上有利于經(jīng)營激勵、收購兼并、代理權(quán)競爭、監(jiān)督機制作用的發(fā)揮，具有該種股權(quán)結(jié)構(gòu)的公司的績效趨于最大。從上述國內(nèi)學(xué)者在股權(quán)治理因子方面的研究可以看出,大家還沒有統(tǒng)一的認(rèn)識.特別是在對公司業(yè)績衡量指標(biāo)的選擇上沒有統(tǒng)一認(rèn)識,這就影響到股權(quán)解釋變量與業(yè)績相關(guān)關(guān)系的解釋.本文在這一方面有所探索,此外就是計量模型的設(shè)計上作了些改進(jìn).二 研究假設(shè)本文針對公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)中國有股,流通A股,第一大股東等在公司治理中的作用做出如下假設(shè):假設(shè)1: 一般來說,國有股比重與公司業(yè)績呈負(fù)相關(guān).

10、我國資本市場有著獨特的國情:多數(shù)上市公司都來自于國有企業(yè).這些國有企業(yè)采取剝離非核心資產(chǎn)的方式進(jìn)行股份改造,以原國有獨資企業(yè)作為唯一發(fā)起人組建股份有限公司,進(jìn)行首發(fā)公募的辦法,第一大股東幾乎清一色的國有公司或國有行政性單位,因此國有股東行使權(quán)利的方式仍然存在行政化跡象,往往與上市公司產(chǎn)生不正當(dāng)?shù)年P(guān)聯(lián)交易,長期占用上市公司的巨額資金,將其視為自己的“ATM”,嚴(yán)重?fù)p害上市公司的利益.此外就是國有股東牢固的控制權(quán)使得企業(yè)之間的產(chǎn)權(quán)流動與控制權(quán)競爭較為困難.這種封閉性與壟斷性為經(jīng)營者的不合理行為與腐敗行為創(chuàng)造了溫床,從而造成了有中國特色的委托人與代理人合謀侵吞國有資產(chǎn). 因此,國有股比重與上市公司業(yè)

11、績應(yīng)該呈負(fù)相關(guān).假設(shè)2：一般來說，流通A股比重與公司業(yè)績呈正相關(guān).流通A股是所有股票中在市場上公開交易最為活躍的一只股票,持有者純粹的謀利性,決定了此股票對公司價值較好的反映功能.此外,流通A股的持有者大多是資金有限的散戶或小的機構(gòu)投資者,他們承擔(dān)風(fēng)險的能力較差,這就決定了他們的“敏銳性”與“投機性”,那就是對股價波動的密切關(guān)注,并從這種波動中利用唯一的手段“用腳投票”來投機獲利.這種約束力量對公司代理人產(chǎn)生了一定的制約作用,有利于公司治理.因此我們假設(shè)，流通A股與公司業(yè)績呈正相關(guān).假設(shè)3：第一大股東持股比重與公司業(yè)績的相關(guān)關(guān)系取決于大股東性質(zhì),一般來說,呈負(fù)相關(guān).控股股東的性質(zhì)決定了其對公司

12、的監(jiān)管力度與方式,從而導(dǎo)致了不同的公司業(yè)績.這是因為我國投資人之間具有不平等性,造成了各種股票“同股不同權(quán)”“同股不同酬”“同股不同價”。這樣幾種股票的成本不同,價值也就不同.而國家股與法人股或法人股之間轉(zhuǎn)讓股份時,可以遠(yuǎn)等于市價,而流通股則必須采用市價.這就造成了流通股股東增持股份必須支付更多的資金,從而很難獲取公司控制權(quán).根據(jù)一二假設(shè),如果控股股東為國有股東,應(yīng)該說與公司業(yè)績呈負(fù)相關(guān);如果說是流通A股東,則與公司業(yè)績正相關(guān).假設(shè)中的“一般來說”是針對我國大多公司的控股股東都不是流通股東這一實際而言的.三研究設(shè)計一研究思路我們首先利用這231家上市公司的2003年的財務(wù)數(shù)據(jù)做主成分分析,從而

13、得到關(guān)于每家公司在2003年的綜合業(yè)績,這是基于作者認(rèn)為當(dāng)前為權(quán)威機構(gòu)所認(rèn)可的衡量公司業(yè)績的凈資產(chǎn)收益率(roe),很容易為人為操縱,而一個公司的業(yè)績應(yīng)該著眼于獲利能力,經(jīng)營能力,償債能力,資本結(jié)構(gòu)合理性和成長能力等各個方面的綜合得分.雖然現(xiàn)有衡量公司業(yè)績的財務(wù)指標(biāo)仍很不完善，容易被人為操縱,但我們認(rèn)為一個單指標(biāo)(如roe)可以被操縱,但所有的指標(biāo)北操縱是根本不可能的.因此作者先通過主成分分析得到了關(guān)于公司2003年的綜合業(yè)績s,然后針對不同行業(yè)構(gòu)造了s的不同函數(shù)S作為下一步進(jìn)行回歸的因變量.而將公司治理的股權(quán)結(jié)構(gòu)特征及規(guī)模變量作為解釋變量建立回歸模型,來考察各行業(yè)和總體普遍意義上股權(quán)特征對公

14、司綜合業(yè)績的影響.考慮到我國公司的實際情況,我們著重考察國有股,流通A股,及外資股(B)等對綜合業(yè)績的影響。考慮到相關(guān)性,法人股不在考察之列.而針對“一股獨大”,我們考察了第一大股東(比重F)及一二股東差距(D)對公司業(yè)績的影響,我們加入了規(guī)模變量,再分行業(yè)考察,從而盡量排除規(guī)模與行業(yè)因素的影響,使得結(jié)論更有針對性.二數(shù)據(jù)收集與整理作者抽取的是截至2003年底在滬市上市的271家公司,結(jié)合2003年底的各公司年報(來源于巨潮資訊網(wǎng))及上交所的網(wǎng)站信息批露,對公司治理結(jié)構(gòu)的股權(quán)特征進(jìn)行了匯總分析.剔除數(shù)據(jù)缺失的不適合樣本后得到231個有效樣本,涵蓋了金屬，石油,批發(fā),機械四大行業(yè),在對每一行業(yè)進(jìn)

15、行分析的基礎(chǔ)上又對他們總體進(jìn)行了分析.研究樣本及觀察值列于下表:行業(yè)金屬機械批發(fā)石油總體樣本觀察值66875167271有效樣本51824157231三模型設(shè)計(一)變量定義我們對主成分分析和回歸分析兩步設(shè)計的變量進(jìn)行了定義,如下表變量類型符號變量描述備注主成分分析主營業(yè)務(wù)利潤率Hl1衡量獲利能力依據(jù)現(xiàn)行的會計指標(biāo)投資收益比率Hl2凈資產(chǎn)收益率Hl3每股凈利潤Hl4應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率Jy1衡量經(jīng)營能力存貨周轉(zhuǎn)率Jy2總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率Jy3流動比率Cz1衡量償債能力資產(chǎn)負(fù)債率Cz2流動負(fù)債比率Cz3凈資產(chǎn)比率Zb1衡量資本結(jié)構(gòu)的合理性每股凈資產(chǎn)Zb2主營業(yè)務(wù)收入增長率Fz1衡量發(fā)展能力凈資產(chǎn)增長率Fz2

16、總資產(chǎn)增長率Fz3回歸分析因變量綜合業(yè)績得分s或roe的一個函數(shù)SS= (機械，金屬兩行業(yè))S= (k=1時,石油;k=5時,批發(fā))S=s (總體考察)不同的行業(yè)我們依據(jù)其殘差的分布不同采取了不同的形式,但結(jié)論對s的解釋功能不會有太大懸殊解釋變量國有股比重G國家股+國有法人股考察國有股對治理的影響流通A股比重A境內(nèi)上市人民幣普通股考察流通故對治理的影響境內(nèi)上市外資股啞變量B境內(nèi)上市外資股,境外上市外資股考察外資股的存在對治理的影響第一大股東持股比例F考察控股股東的治理功能第一二股東持股比例差D考察股權(quán)集中度第一大股東性質(zhì)C國有股設(shè)為1;社會法人股設(shè)為0.5;流通股或外資股設(shè)為0根據(jù)當(dāng)前不同股東

17、擁有的不同“特權(quán)”而設(shè)規(guī)模控制變量TA總資產(chǎn)的自然對數(shù)控制規(guī)模大小對公司業(yè)績衡量的影響(二)模型構(gòu)造主成分分析和回歸分析都采用國際通用的SPSS-11軟件進(jìn)行,回歸分析的基本計量模型為:S=+G+A+B+F+D+C+TA+,(機械，金屬兩行業(yè))S=+G+A+B+F+D+C+TA+,(k=1時,石油;k=5時,批發(fā))S=s=+G+A+B+F+D+C+TA+,(總體考察)其中s為經(jīng)過主成分分析得到的綜合得分,S為經(jīng)過處理的因變量, (I=1.8)為待回歸系數(shù),為隨機擾動項四研究結(jié)果一 主成分分析的結(jié)果1.檢驗樣本數(shù)充足與否的KMO Test行業(yè)金屬機械批發(fā)石油總體Kaiser-Meyer-Olki

18、n Measure of Sampling Adequacy.508.567.550.622.603從上表可以看出,KMO均大于0.50,說明樣本充足.2主成分分析過程得到的相關(guān)特征陣Total Variance Explained主成分金屬機械批發(fā)石油總體特征值累計解釋比例%特征值累計解釋比例%特征值累計解釋比例%特征值累計解釋比例%特征值累計解釋比例%13.82425.4963.61224.0814.26028.4004.16227.7453.17621.17322.85244.5122.91343.5032.30843.7842.78146.2822.42737.35431.87056.

19、9812.25158.5091.74155.3901.71257.6931.84149.62941.41466.4061.16666.2801.46165.1271.36366.7821.27658.13451.19874.3931.06773.3941.14272.7391.26275.1961.10765.5136.98080.9251.01880.1771.07079.874.91481.289.93671.7537.83086.455.84885.831.86885.664.84886.944.87577.5898.75791.502.67990.358.56289.412.66691

20、.382.78582.8209.51394.924.56294.105.51792.861.40294.061.73787.73610.27196.728.35096.441.42995.723.28595.961.69192.34411.22698.237.19597.742.34097.988.23497.522.45495.37412.14699.212.16898.865.16799.103.20098.854.30497.402139.271E-0299.8309.384E-0299.4909.724E-0299.751.10999.579.19898.724141.480E-029

21、9.9296.566E-0299.9282.337E-0299.9074.867E-0299.904.17499.882151.067E-02100.0001.079E-02100.0001.396E-02100.0001.447E-02100.0001.769E-02100.000根據(jù)上述結(jié)果我們?nèi)≈鞒煞?(I=1,2,3,4,5)來解釋各行業(yè)公司間財務(wù)業(yè)績的差異，得到各行業(yè)公司綜合業(yè)績s的計算公式：金屬行業(yè)：s=3.824+2.852+1.870+1.414+1.198,累計解釋比例達(dá)到74.393%,機械行業(yè)：s=3.612+2.913+2.251+1.166+1.067+1.018,累

22、計解釋比例達(dá)到80.177%,批發(fā)行業(yè)：s=4.260+2.308+1.741+1.461+1.142+1.070,累計解釋比例達(dá)到79.874%,石油行業(yè)：s=4.162+2.781+1.712+1.363+1.262,累計解釋比例達(dá)到75.196%,總體考察：s=3.176+2.427+1.841+1.276+1.107+0.936,累計解釋比例達(dá)到71.753%二 回歸結(jié)果 我們將回歸結(jié)果做成下表:自變量機械金屬批發(fā)石油總體常數(shù)（-1.380）(.288)(.599)(3.102)*(1.280)G-.213（-1.412）.368*（1.756）-.367*(-1.687).584*(

23、4.124)-.052(-.567)A.278*（1.764）-.010（-.056）-.391(-1.654)-.057(-.412)-.136*(-1.603)B.596*（4.322）.142（.881）-.226(-1.183).022(.173)-.069(-.922)F1.105*（2.459）-.631（-1.522）-1.303*(-2.058)-.477(-1.337)-.422*(-1.926)D-.833*（-2.033）.652（1.552）1.430*(2.467).169(.505).401*（1.964）C.078(.583)-.199(-1.141).273(1

24、.481)-.697*(-5.240).083（1.026）TA-.045(-.433).076(.510).037(.228).020(.181)-.043(-.649)Adjusted R Square.168.029.096.441-.003F3.3391.2111.6087.319.901Sig.004.318.168.000.507*表示在0.01水平上顯著,*表示在0.05水平上顯著,而*表示在0.1水平上顯著，括號里面為t統(tǒng)計值由上圖可以看出，雖然有三個方程沒有起到解釋作用,但是機械,石油行業(yè)都得到了較好的結(jié)果,而作為總體考察的第五個回歸方程得不顯著性，恰恰為對我國企業(yè)“一刀切”

25、的股權(quán)改革提供了反面證據(jù).我們分行業(yè)對回歸結(jié)果進(jìn)行解釋.機械行業(yè):首先由方差分析表可以看出,回歸方程的顯著性已經(jīng)通過了F檢驗(0.004=0.05),說明我們的回歸方程起到了很好的解釋作用。在所有的解釋變量中,流通A股與公司業(yè)績在0.1水平上顯著的負(fù)相關(guān),這與我們的假設(shè)是有出入的.而外資股啞變量也與公司業(yè)績有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(在0.01水平上)。公司業(yè)績與第一大股東顯著的負(fù)相關(guān),但與公司股權(quán)集中度卻顯著的正相關(guān).上述結(jié)論可能是由于機械行業(yè)在地域上的壟斷性,從中國證監(jiān)會2004 年5月19日公布的行業(yè)公司地區(qū)分布上我們可以看到,大多企業(yè)主要集中于華東六省一市,以及湖北和廣東，其生產(chǎn)銷售有著明顯的

26、地理限制.石油行業(yè): 首先由方差分析表可以看出,回歸方程的顯著性已經(jīng)通過了F檢驗(0.004=0.05),說明我們的回歸方程起到了很好的解釋作用。在解釋變量中，國有股比重與公司綜合業(yè)績在0.01水平上呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系 ,與我們的假設(shè)是符合的.但是公司業(yè)績在0.01水平上與控股股東的性質(zhì)C呈顯著的正相關(guān)關(guān)系.而根據(jù)我們對C這一變量的設(shè)定,也就說,第一大股東如果是國有股,公司業(yè)績會好一些上述兩個結(jié)論似乎是矛盾的。我們得解釋是：隨著中國加入WTO,中國的企業(yè)面臨著外國企業(yè)前所未有得挑戰(zhàn),這樣就迫使政府在減持國有股得同時,又保持國有股絕對的控股地位.這是基于兩種考慮,一是減持國有股促進(jìn)股權(quán)多元化,是

27、為了引進(jìn)新的治理因子,改善行業(yè)公司得治理狀況.但是又必須保證國有股的控股地位,這固然是因為石油行業(yè)涉及國計民生,更重要的是國有股的“一股獨大”對我國公司參與世界競爭有著獨有的優(yōu)勢.從民間來看,國有股對公司治理的負(fù)面影響，相對于人們對國有股控股下得石油公司參與競爭的優(yōu)勢的信心是次要的.從2003年伊拉克戰(zhàn)爭開戰(zhàn)以來,世界油價大幅上升,這對于已是世界第二大石油進(jìn)口國的中國來說,有政府強力支持的國有控股石油公司參與世界石油資源競爭，是最為迫切的.因此國內(nèi)石油行業(yè)居于壟斷地位的中石油,中石化,中海油等企業(yè)仍是國有股絕對控股,其依靠股權(quán)多元化改善治理的方式現(xiàn)階段看來有待商榷。批發(fā)行業(yè): 從方差分析表可以看出,回歸方程沒有通過F顯著性檢驗,也就是說方程整體的解釋功能受到影響.但從解釋變量的系數(shù)來看,控股股東與公司業(yè)績顯著的正相關(guān),股權(quán)集中度則與業(yè)績顯著的負(fù)相關(guān)。批發(fā)行業(yè)是