中國上市公司績效與宏觀經濟同步效應的實證分析
2008-12-31 00:00:00李斌尹曉峰
財經問題研究 2008年10期
摘 要：本文在系統研究我國公司績效評價指標的基礎上，對我國的公司收益從宏觀層次進行考察，分析公司收益與宏觀經濟環境變化的同步效應，從實證結果上看，在我國公司收益波動中，宏觀層面信息影響是相當大的，平均占到88%左右，公司收益的同步效應非常強。同時，又測算了剔除宏觀因素影響的公司績效，進一步對公司內部治理機制進行實證研究。實證研究結果表明，公司內部治理結構好的公司，其收益同步性則較弱。
關鍵詞：收益同步效應； 收益信息含量； 公司治理結構
中圖分類號：F830．91文獻標識碼：A
文章編號：1000-176X(2008)10-0076-07
經濟增長反映一國經濟總體的狀況，當經濟增長率較高時，經濟處于繁榮時期，市場需求旺盛，公司的盈利水平較高且具有良好的預期，所以良好宏觀形勢是公司發展所需的良好的外部環境。在現實的經濟運行中伴隨著經濟增長過程中會引發需求結構的變動，于是供給為適應需求又引致社會上各個公司生產和銷售的變動，進而引發了公司的收益變動。因此，宏觀經濟活動會對公司收益產生影響，這已經被人們所認識。近30年來，我國經濟一直處于高速增長過程中，對公司的發展起了強大的帶動作用。國內外對我國的各種商品和勞務需求的增大，給我國公司帶來了巨大商機和豐厚的利潤。所以，我國公司收益與經濟增長的同步效應該是明顯的。
以前關于影響公司績效的因素研究僅僅停留在一般性和微觀個案的研究層次，缺乏總體化和系統化的研究，大部分關于公司治理結構與公司績效的研究成果都是直接采用凈資產收益率（ROE）或Tobin’s Q等為公司績效指標，而較少考慮公司績效與宏觀經濟的同步性。近幾年來，很多學者熱情關注“宏觀經濟的微觀基礎”，而對于“微觀經濟的宏觀影響”卻較少研究。這樣就在評價公司內部治理結構與公司績效的關系時出現了嚴重的問題。隨著我國加入WTO的承諾不斷兌現，中國公司面臨的是跨國公司的大量涌入，新技術、新產品開發速度不斷提高，這些變化及其不確定性對我國公司各種經濟行為產生重要的影響，尤其是對公司生產、經營運作活動提出了巨大的挑戰。我國宏觀經濟形勢變化勢必對不同治理結構的公司績效產生不同程度影響，對于宏觀經濟形勢變化反映越敏感的公司越易受到外部環境的沖擊。因此，在分析公司內部治理結構與公司績效的關系時，一定要考慮宏觀經濟環境對公司績效的影響。
一、公司績效的文獻回顧
公司績效（Business performance）是一個涵義廣泛的概念。Buekert，Walkerand Roering 指出：公司績效包括三層意思：(1)效果（effectiveness），即與競爭者在產品和服務方面的對比結果；（2）效率（efficiency）即投入與產出的比例關系；（3）適應性（adaptability）即面對環境威脅與機會選擇時的應變能力。[1]蘇武康認為，公司績效是指公司經營的業績和效率，它反映了公司的經營效果。[2]譚克則認為公司績效是經營者合理配置公司內外各種資源，有效達成公司目標的程度或表現。[3]
目前在相關實證研究中對公司績效的衡量或評價主要有三種方法：即財務評價法、市場評價法和經濟評價法。
1．財務評價法
財務評價法就是選擇一種或多種財務指標對公司績效進行衡量或評價。評價公司財務績效的指標主要有：（1）總資產收益率（稅后利潤與總資產之比率）；（2）凈資產收益率（稅后利潤與凈資產之比率）；（3）主營業務資產收益率（主營業務利潤與總資產之比率）；（4）現金流資產收益率（凈現金流與總資產之比率）；(5)銷售收益率（主營業務利潤與主營業務收入之比率）；（6）每股收益（稅后利潤與總股本之比率）。
陳小悅和徐曉東認為，凈資產收益率是中國證監會對上市公司進行首次公開發行（IPO）、配股和特別處理（ST）的考核指標之一，上市公司對這一指標進行盈余管理（Earnings Management）的現象十分嚴重。[4]凈資產收益率是公司的凈利潤與賬面凈資產之比。其分子反映的是公司的凈利潤，即公司生產經營活動所形成的全部利潤，包含了企業的主營業務利潤、其他業務利潤、營業外收支以及投資收益；其分母是公司的所有者權益。這一指標給一些公司創造了利潤操縱的條件，某些公司的主營業務活動不能帶來很好的收益甚至是虧損，但是經過了其他業務利潤、投資收益、營業外收支和補貼收入等的調整之后，企業的凈資產收益率指標往往都比較好。
由于一些公司對凈利潤進行了操縱，使得外部信息使用者不能單純地依靠凈資產收益率指標來衡量公司的實際經營成果。主營業務資產收益率是主營業務利潤與賬面總資產之比。其分子是公司的主營業務利潤，王小哈、楊揚、羅樂勤認為，主營業務在上市公司的可持續發展中起著決定性的作用，其不僅是公司穩定利潤的主要來源，而且還左右著上市公司的核心盈利能力和市場競爭能力。[5]主營業務利潤占公司總利潤的比重的高低及其穩定性還將影響公司經營業績的穩定性，從而也影響到公司的后續發展。就我國絕大多數上市公司目前所處的發展階段而言，更應該壯大主業，實現規模經濟，提高國際競爭力，分子使用主營業務利潤來替代凈利潤可在一定程度上制約公司利用非主營業務進行利潤操縱的可能性。公式的分母是總資產，可在一定程度上避免計算時很多公司的賬面凈資產很小甚至為負的情況。與凈資產收益率相比，主營業務資產收益率具有一定的不可操控性，它杜絕了通過非主營業務進行利潤操縱的可能性。鑒于此，本文采用了主營業務資產收益率指標。但李常青、賴建清認為，由于缺乏專業知識和專業技能，我國廣大中小投資者仍然主要采用凈資產收益率和每股收益等財務指標來評價公司績效。[6]
2．市場評價法
財務評價法的主要缺陷在于計算財務指標所用的數據多為財務報表的歷史數據，這種歷史數據無法反映公司的現時價值或未來增值潛力，而市場評價法被認為可以彌補這一不足。所謂市場評價法是指采用市場價值指標對公司績效進行衡量或評價。在國內外文獻中備受推崇的市場價值指標是托賓Q值（Tobin’Q）。
托賓Q值是美國經濟學家James Tobin于1969年在其經典論文《貨幣理論中的一般均衡方法》中提出的，其原意是指資本資產的市場價值與其重置成本（價值）的比率。如果該比率大于1，表明企業創造的價值大于投入資產的成本，企業為社會創造了財富。同時該比率大于1，也表明投資者愿意支付高于資產重置成本的價格來購買企業。因此，托賓Q值從一個側面反映了企業投入與產出之間的比例關系，常常被用來衡量公司的市場績效。托賓Q值雖然定義明確，但在具體計算時，由于受到樣本數據的可獲得性等諸多限制，國內外學者又提出了許多不同的計算方法。
3．經濟評價法
經濟評價法是指運用經濟增加值（Economic Value Added，簡稱EVA）指標衡量或評價公司績效的新方法。該指標由美國思騰思特公司在20世紀80年代推出，用于衡量公司價值創造能力。EVA不僅對債務資本計算成本，而且對權益資本也計算機會成本。它是企業稅后營業凈利潤與全部投入資本（債務資本與權益資本之和）成本之間的差額，當該差額大于零時，說明企業創造了價值或財富。而當該差額等于零時，說明企業的利潤僅能滿足債權投資者和股權投資者預期獲得的投資收益。因此，EVA實際上反映了企業的“經濟利潤”。
綜上所述，關于影響公司績效的研究僅僅停留在一般性和微觀個案的研究層次，缺乏總體化和系統化的研究，大部分關于公司治理結構與公司績效的研究成果都是直接采用凈資產收益率（ROE）或Tobin’s Q等為公司績效指標，而沒有考慮公司績效與宏觀經濟的同步性。國外學者已經關注到宏觀經濟因素對公司財務的影響，Altman發現，在經濟衰退時，公司更容易陷入財務困境；經濟增長、股價指數和貨幣供給量對公司陷入財務困境的可能性有顯著影響。[7]Bae以亞洲金融危機為背景，證實宏觀經濟狀況通過銀企關系影響公司財務的可能性。[8]因此，公司收益與經濟增長的同步性是很明顯的。
二、公司績效指標的修正
本文選擇了公司的主營業務資產收益率為公司績效指標，將影響公司主營業務資產收益率的信息劃分為兩個層次：宏觀層面信息和公司層面基本信息。宏觀層面信息是對公司所處的市場環境的描述，是使公司收益產生同步性的原因；公司層面基本信息是指公司內部基本面所反映的信息。本文認為，影響公司收益的宏觀層面信息主要有兩部分：（1）經濟總體環境。使用GDP/CPI作為這方面的代表變量；（2）銀行貸款利率。使用一年期貸款利率（I）作為評價指標。由于上市公司對利率的敏感度，主要與資產負債率、資產收益率有關；毫無疑問，負債越多，加息特別是貸款利率提高導致的財務成本越大。從財務杠桿的角度，利率水平與資產收益率的相對高低非常重要，只有資產收益率高于負債成本率，上市公司才能增加股東財富。
在分析了國內生產總值和利率兩個宏觀指標與公司收益的關系后，應用計量方法剔除宏觀經濟指標對公司收益影響的部分，得到公司層面基本信息對公司收益影響的部分，分析收益波動中包括公司層面基本信息的份額。收益的非同步性指標，測度了收益中公司層面基本信息的含量大小，因而也稱作收益信息含量。一般的，收益非同步性指標越低，則收益包含的公司層面基本信息越少；相反，收益非同步性指標越高，則收益包含的公司層面基本信息越多。進一步地，本文把收益信息含量視作公司績效指標，來考察公司內部治理結構對公司收益信息含量的影響。
本文選取公司外部信息是國內生產總值/消費者物價指數（GDP/CPI），利率（I）兩項。它們關于公司主營業務資產收益率（INCOME）模型可以記為：
INCOMEit=βi0+βi1*（GDP/CPIit）+βi2*Iit+εit（1）
下面我們先對非同步性指標的估計作一個介紹。
假設一般線性模型為Y=βX+ε，其中E（ε）=0，Var（ε）=σ2。Y的變化在很大程度上可以被X解釋，而余下的那些不能被解釋的部分將被作為由ε引起的Y的變化。Y的估計為：
Y^=X
估計的誤差為i=Yi-Y^i。就可以被看做不能解釋Y的部分。因此，X可以視為Y的同步性指標，看作Y的非同步性指標，因此，需要對的值進行估計。
由于收益的波動不確定性要強于公司內部治理信息的波動，在用公司治理變量解釋收益變化時，難免出現較大的偏差，本文使用均方誤差，這樣就在一定程度上去除了收益波動的不確定性影響。
先設均方誤差： MSE=(1/n)∑ni=12i
分解可得： MSE=(1/n)∑ni=1(Yi-Y^i)2
=(Y^-Y)2+（-rs）2+（1-r2）s2（2）
其中，Y^和Y分別是擬合值和真實值的平均值，2和s2分別為擬合值和真實值的方差估計，r是擬合值和真實值的相關系數。由OLS估計方法可知：=(1/n)∑ni=1Yi=（1/n）∑ni=1Y^i=Y^，方程（2）的右邊第一項為零；其第二項可以通過真實值與擬合值之間的回歸關系來解釋：
Y=α+βY^+誤差
擬合的集合是α=0且β=1。β的OLS估計可以表示為=rs/，所以-rs=(1-)，當然，從這個回歸中得到的R2統計量等于r2，即等于真實值和擬合值之間的簡單相關系數，也即等于方程Y=βX+ε回歸結果的擬合優度R2，由此可見，方程（2）的右邊第二項也為零。因此，MSE作為不可以解釋誤差平方和，其估計值為（1-r2）s2。
綜上所述，本文采用MSE作為最終的非同步指標，測度公司層面基本信息量含量的大小，可設收益信息含量INFO_INCOME，得：
INFO_INCOME=（1-r2i）*s2i（3）
其中，r2為下面回歸方程的R-square（即決定系數）：
INCOMEit=αi0+αi1*INCOMEit+μit（4）
其中，INCOMEit為INCOMEit的擬合值。收益信息含量INFO_INCOME著眼于收益中公司層面基本信息的沖擊，剔除了宏觀層面的信息成分，表示主營業務資產收益率中所反映的公司基本信息狀況。
三、公司治理結構對公司績效影響的假設
實際上，不同公司收益信息含量的高低各不相同，進一步地，本文把收益信息含量視作公司績效指標，來考察公司內部治理結構對公司收益信息含量的影響。
1．股權集中度假設
依據McConnell和Servaes的研究成果，內部人持股比例同公司的Tobin’s Q 值之間存在非線性關系，內部人持股比例在40%—50%時最優，內部人持股比例沒有達到最優之前，其持股比例與公司的Tobin’s Q值正相關，而其內部人持股比例超出這一比例范圍時，二者的關系就成了負相關。[9]關于我國公司的股權結構與公司績效之間關系的研究也有很多，孫永祥、董祖輝認為股權結構不同會影響上市公司的治理機制，從而影響公司績效。他們以上市公司Tobins Q值作為公司績效的指標，發現公司的Tobins Q 值與第一大股東持股比例之間存在一個駝峰狀的曲線關系。[10]杜瑩、劉立國和周曉燕的研究結果表明，股權集中度與公司績效是顯著的倒U型曲線關系，適度的集中股權能使公司治理效率趨于最大化。[11-12]如果公司股份存在集中于少數大股東手中(擁有絕對控股權或相對控股權)，按照所有權與剩余索取權相匹配的原則，公司所取得的一切利益大部分應該歸這些股東所有，少數大股東為追求股東利益的最大化，就會利用一切制度和手段積極主動地監控經營者的行為，由于屬于高度的內部監控，因而監控花費少，治理成本低。但股權高度集中在少數大股東手里，對這些股東來說投資風險大，風險成本高，在利益的驅動下，追求他們個人利益的最大化，坑害其他中小股東。由此分析股權結構對公司收益信息含量的非線性影響，由此得到以下假設：
假設1：民營上市公司的前十大股東的持股比例與公司收益信息含量呈倒U型曲線關系。
2．股東大會特征假設
股東大會是現代公司的最高權力機構和決策機構，我國《公司法》規定，股東大會應當每年召開一次年會。股東大會是股東表達意見的主要渠道，在股東大會上，股東可以通過投票來改選董事會，并對公司的大政方針進行決策，對經理人員間接的施加壓力，來實現他們的要求。[13]所以，股東大會的參與人數反映了股東參與公司決策的積極性，對公司績效產生影響。由此提出如下假設：
假設2：民營上市公司的股東大會參與人數與公司收益信息含量正相關。
3．董事會特征假設
董事長和總經理是否兩職兼任是一個經常被用來衡量總經理對董事會影響的公司治理變量，與公司收益信息含量存在一定的關系。當董事長和總經理兩職合一時，由于決策控制權（Decision Control）和決策管理權（Decision Management）集于一身將導致董事會對總經理監督的有效性降低，而董事會不能有效行使監督、考核、解聘總經理等關鍵職能，內部治理系統將會失靈，[14]這樣，董事長或總經理對公司決策就有絕對的發言權。當董事長和總經理兩職分離時，股權融資的大部分收益會被協調董事長和總經理之間的意見分歧而產生的交易成本所抵消。為了驗證上述觀點，提出以下假設:
假設3：民營上市公司董事長和總經理兩職兼任與公司收益信息含量負相關。
Changanti等認為規模小的董事會比規模大的董事會在協調各項事務上，阻止內部人控制現象發生更有效。[15]Jensen(1993)發現董事會規模越小，內部機制越有效，總經理對董事會的控制力就越小。因此，董事會規模對公司收益信息含量有一定的解釋力。董事會成員在公司領取工資，一般認為董事成員薪酬越高，董事能有足夠的積極性去監督和控制管理層，使董事會的作用更有效，由此設置了金額最高的前三名董事薪酬之和指標考察其對公司收益信息含量的影響。由此提出如下假設：
假設4：民營上市公司董事會規模與公司收益信息含量負相關。
假設5：民營上市公司董事會成員的薪酬與公司收益信息含量正相關。
4．監事會特征假設
監事會的作用主要起著監督董事會的成員的行為是否違規公司章程，這一點監事會有權力直接指名，同時在董事長選舉時起監督作用。監事會的監督作用能夠限制董事會的違規行為，其作用可能對公司收益信息含量產生影響。監事會成員在公司領取工資，使得其監督作用降低，對公司出現的問題視而不見，這樣會對公司收益信息含量產生嚴重的影響，我們用監事會在公司領取工資的成員數來考察其對公司收益信息含量的影響。
假設6：民營上市公司監事會規模與公司收益信息含量正相關。
假設7：民營上市公司監事會成員的報酬與公司收益信息含量負相關。
5．公司規模假設
公司的總資產與公司收益的多寡有一定的相關關系，一般認為公司的總資產越高，公司收益越大。
假設8：民營上市公司總資產與公司收益信息含量正相關。
四、變量定義
1．被解釋變量
本文被解釋變量為公司收益信息含量，采用前文所得到的公司收益信息含量（INFO_INCOME）衡量。
2．解釋變量
本文的解釋變量為公司治理結構變量，包括股權結構、股東大會特征、董事會特征和監事會特征8個變量，另有一個公司總資產作為控制變量。
（1）股權結構變量（CR、CR2）
本文設置了反映股權集中度的前十大股東的持股比例之和（CR）與它的平方（CR2）。
（2）股東大會特征變量（GDDH）
本文引入了股東大會的參與人數指標（GDDH）。
（3）董事會特征變量（D_CEO、DSIZE、DB）
董事長和總經理是否兩職兼任（D_CEO），有關董事長和總經理兩職狀態的計量問題，一般文獻均是采用二分虛擬變量的方法處理，當兩職完全合一即董事長兼任總經理時，虛擬變量取值為“1”；當兩職完全分離即董事長不兼任總經理時，虛擬變量取值為“0”。董事會規模（DSIZE）是指公司在年度報告中披露的公司董事會全體董事的人數。金額最高的前三名董事薪酬之和（DB）。
（4）監事會特征變量（JSIZE、JB）
監事會規模變量（JSIZE）是指公司在年度報告中披露的公司監事會全體監事的人數。監事會在公司領取工資的成員數（JB）。
（5）公司總資產變量（ASSET）
為了保證變量之間的可比性，本文對總資產進行了標準化：Xi=Qi-σQ。其中，Qi為公司i的總資產，為所有公司總資產的算術平均數，σQ為所有公司總資產的標準差。
3．模型設定
根據前文的論述，本文擬采用的回歸方程模型設定如下：
INFO_INCOMEi=α0+α1×CRi+α2×CR2i+α3×GDDHi+α4×DCEOi+α5×DSIZEi+α6×DBi+α7×JSIZEi+α8×JBi+α9×ASSETi+εi（5）
五、實證分析
1．樣本
我們選取的樣本為2002年以前已在滬深證券交易所上市的民營A股上市公司，并剔出了樣本期曾被ST和PT處理的公司。最后得到有效樣本118家，樣本期為2002—2006年。樣本數據取自CCER色若芬數據庫，部分缺失數據由Wind數據庫補充。
2．收益非同步性的統計檢驗
為了衡量主營業務資產收益率的非同步性相對值的大小，對其作如下處理：INFO=INFO_INCOME / INCOME，這樣保證了其可比性。從統計結果看，樣本期內INFO指標的均值為0．1197，中位數為0．0761，最大值為0．6716，最小值為0．0135，序列的偏度為0．8807，峰度為2．9559。偏度值來看，正偏差較大，為右偏分布；峰度值來看，約等于3，表明序列分布的陡緩程度約為標準正態分布。總的來說，我國公司收益波動中公司層面信息的影響平均僅占到12%，表明我國公司主營業務資產收益率同步效應非常明顯，即公司外部環境對公司主營業務資產收益率影響非常明顯。結果表明，經濟高漲意味著GDP的增長速度快，此時，公司整體經濟效益好，公司的主營業務資產收益率的增加大部分來源于經濟高速增長。
3．計量方法檢驗
采用懷特（White）檢驗對方程進行異方差性檢驗，記2i為對模型（5）進行OLS回歸得到的殘差平方項，將其余解釋變量及其平方項與交叉項作輔助回歸，得到回歸方程的擬合優度為0．168，可得懷特統計量nR2=118×0．168=19．824，該值小于5%顯著性水平下自由度為16的χ2分布的相應臨界值χ20．05=26．3，因此，接受同方差性的原假設，即隨機干擾項不存在異方差。D-W檢驗時杜賓（J．Durbin）和瓦森（G．S．Watson）提出一種檢驗序列自相關的方法，本文中D-W值為2．072，約等于2，表明模型不存在序列相關性。方程總體的顯著性檢驗，旨在對模型中被解釋變量與解釋變量之間的關系在總體上是否顯著，計量經濟學用F統計量作此檢驗，模型（5）的回歸中，F統計量值為9．066，其P值小于1%的顯著水平，所以模型的線性關系在99%的置信水平下顯著成立。
4．回歸結果分析
下面進一步考察公司內部治理結構與公司信息含量的相關關系，依據模型（5）所設定的基本模型進行回歸分析（見表1）。
依據回歸結果，得出以下初步結論：
前十大股東的持股比例（CR）通過了顯著性檢驗，CR、CR2項系數在10%的顯著性水平下顯著，前十大股東的持股比例與公司收益信息含量確實存在非線性關系，即存在顯著的倒U型曲線關系，其持股比例在39%時最優，適度的股權集中能夠使公司內部治理結構最大化，初步驗證了假設1。
股東大會的參與人數（GDDH）與公司收益信息含量正相關，但未通過10%顯著水平下的顯著檢驗，假設2未獲得支持。
總經理與董事長不是兩職兼任（D_CEO）、董事會規模（DSIZE）越小與金額最高的前三名董事薪酬之和（DB）越高，公司收益信息含量則表現越好，且D_CEO、DSIZE、DB項系數分別在10%、5%、5%的顯著水平下顯著，可以認為假設3、假設4和假設5成立。
監事會規模（JSIZE）項系數在10%顯著水平下不顯著，表明監事會規模與公司收益信息含量無關，在本文樣本范圍內，假設6不成立。監事成員在公司領取薪酬的人數越多，則監事的獨立性將會受到質疑，在本文回歸中監事會成員在公司領取薪酬的人數（JB）與公司收益信息含量在10%顯著水平下顯著負相關，也正是驗證了假設7成立。
公司的規模越大，則公司收益信息含量越好，市場的同步效應越不明顯，回歸結果得出的1%顯著水平下顯著也反映這個現實，可以認為假設8成立。
綜上所述，回歸分析主要有以下兩個規律：第一，收益信息含量指標與CR、CR2、D_CEO、DSIZE、DB、JB顯著相關，顯示公司內部治理結構越好的公司，收益信息含量越高，即市場同步效應越弱，公司收益波動的獨立性要大于市場性。從原因上看，公司內部治理結構越好的公司，其內部結構更合理，各組織和各項事務更加協調，減少了代理成本，從而使公司的收益信息含量越高，其同步效應則越弱。第二，資產規模越大的公司，其收益信息含量越大，市場同步現象越不明顯，原因可能在于這類公司規模較大，難于被市場操縱，因而收益與資產規模常常更為一致。
六、研究結論
本文以2002—2006年滬深兩市共118家民營上市公司為樣本，旨在修正我國公司績效指標，論述了國內生產總值和利率兩個宏觀指標對公司主營業務資產收益率的關系，分析了主營業務資產收益率與宏觀經濟環境變化的同步效應，采用收益非同步性指標對我國公司內部治理結構展開了實證研究。通過應用計量方法剔除宏觀經濟指標對公司主營業務資產收益率影響的部分，采用收益同步性指標對收益的非同步特征進行實證測度?？疾焓找娴姆峭叫灾笜耍瑴y度了收益的信息含量（修正的公司的績效指標），又將其作為績效指標，來考察公司內部治理結構對公司收益信息含量的影響。
統計分析結果表明，我國公司收益波動中公司基本面信息所揭示的比例平均為12%左右，而公司外部信息解釋的比例達到88%，我國公司基本面信息含量指標的數值還相當低，收益同步效應十分顯著。說明我國經濟高速發展帶動了這些公司的發展。多年以來，我國經濟“粗放型”增長問題較為突出，在一定程度上削弱了經濟可持續發展的能力，從本文的實證結果中可以看出，“粗放型”快速增長方式對公司的收益影響極大，公司對宏觀經濟環境的依賴很強，相反反映在公司層面基本的信息對公司主營業務資產收益率影響相當小。中央2006年召開的兩次重要會議都提出，要努力實現國民經濟“又好又快發展”，與過去“又快又好發展”的提法有所改變，“好”字排在了“快”字之前。由此相信我國公司也將向良性發展方向發展，宏觀整體同步性會減弱，公司績效變化與公司內部治理結構“兩張皮”的現象逐漸得到改觀。
實證分析結果表明，民營上市公司的股權結構與收益信息含量存在顯著的倒U型曲線關系，即當前十大股東持股比例在39%左右時，公司內部治理結構達到最大化；總經理和董事長不是兩職兼任、董事會規模越小，代理成本則越低而且內部機制則越有效，總經理對董事會的控制力就越小，其收益信息含量上表現越好；金額最高的前三位董事薪酬之和的高低，表現出公司對董事的激勵程度，薪酬越高，其能有足夠的積極性去管理或監督，使董事會的作用更有效，則公司的收益信息含量越高。由此我們認為，公司內部治理結構越好的公司，其內部結構更合理，各組織和各項事務更加協調，減少了代理成本，從而使公司的收益信息含量越高。公司收益信息含量越高，表明公司績效提高更多地依賴公司自身內部合理的治理結構，其績效受宏觀經濟環境的影響較小，同步效應則較弱，公司的收益更加穩定。資產規模越大的公司，市場走勢對其收益的波動影響越不顯著，它的收益非同步性特征更不明顯。由中國公司家調查系統調查顯示：大型公司經營者認為公司經營狀況“良好”的比認為“不佳”的多43．5個百分點，中型公司多36．1個百分點，小型公司多15．3個百分點。由此可見，市場競爭中公司規模的大小代表著盈利能力的強弱。
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（責任編輯：楊全山）
An Empirical Analysis of Corporate Performance and Synchronization Effect of Macro Economic Based on Chinese Listed Company
Abstract: This article based on study our country’s corporate performance， investigated synchronized effect of corporate performance and the macro economic environment， the result shows that the macroscopic information influence is quite big， occupies equally 88%， corporate performance’s synchronized effect is strong． Also after obtaining the corporate income that discount influence of the macroscopic factor， further study to the corporate interior government mechanism． The result indicated that the better the corporate internal government structure， the weaker corporate income synchronism．
Keywords: Income Synchronization Effect， Information Content of Income， Corporate Government Structure
注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”
