股權結構、
——基于中國糧油加工業(yè)上市公司的實證研究

吳聞潭 曹寶明

內容提要：該文基于2011-2015年33家中國糧油加工業(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算糧油加工業(yè)上市公司經營績效，并在此基礎上利用隨機效應模型分析股權結構和多元化經營對公司績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：不同年份、不同企業(yè)間的經營績效水平存在顯著差異；股權集中度與公司經營績效呈線性正相關，而股權制衡度與公司經營績效呈顯著負相關；在只考慮股權集中度時，多元化經營對公司經營績效的影響為負，而綜合考慮股權集中度和股權制衡后，多元化經營對公司經營績效的影響為正。

一、 引 言

糧油加工是銜接糧食生產和消費的重要流通環(huán)節(jié)。糧油加工業(yè)是糧食產業(yè)經濟中的重要組成部分。2016年12月，國務院辦公室頒發(fā)《關于進一步促進農產品加工業(yè)發(fā)展的意見》，指出要將發(fā)展農產品加工業(yè)作為推進農業(yè)供給側結構性改革的重要抓手。2017年9月，國務院辦公廳又頒發(fā)了《關于加快推進農業(yè)供給側結構性改革，大力發(fā)展糧食產業(yè)經濟的意見》。糧油加工業(yè)在推進農業(yè)供給側結構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)經營績效，不僅有利于夯實糧食產業(yè)發(fā)展基礎，增強糧油加工業(yè)市場主體的競爭力，而且在促進農民增收，滿足居民日益升級的糧食消費需求方面也發(fā)揮著舉足輕重的作用(韓長賦，2017)。

隨著中國糧油加工業(yè)的迅猛發(fā)展，較快的行業(yè)投資增長和產能擴張，導致了糧油加工業(yè)產能過剩問題，嚴重影響糧油加工企業(yè)的經營效益。部分糧油加工業(yè)上市公司存在“背農經營”行為，將公司有限的資源投入到其他產業(yè)，致使糧油加工主營業(yè)務增長乏力。由于糧油加工企業(yè)的資產專用性較強，再加上資源稟賦有限、現(xiàn)代公司治理機制不夠健全等因素，糧油加工企業(yè)容易陷入非農化經營“陷阱”，導致企業(yè)經營風險增大，經營績效下滑(崔迎科，2013)。

公司績效是企業(yè)管理過程中關注的核心問題。從公司自身來看，影響公司績效的因素主要包括公司的治理效率和經營決策行為。公司治理問題實質是“委托—代理問題”，即公司管理層與諸多相關利益主體的利益協(xié)調問題。公司治理結構的基礎是股權結構，產權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營行為和績效。經營決策行為本文主要考察的是多元化經營策略。因此，本文首先測算中國糧油加工業(yè)上市公司經營績效，然后在此基礎上分析股權結構和多元化經營對公司經營績效的影響，最后根據(jù)相關結論提出促進公司經營績效提升的對策建議。

二、 文獻綜述與研究假說

1. 文獻綜述

關于公司經營績效的衡量，通常有價值指標和財務會計指標兩種。價值評價指標關注的是公司市值和股東財富，是一種站在股東視角衡量公司績效的評價方法；而財務會計指標關注的是企業(yè)財務表現(xiàn)，是一種以企業(yè)經營成果為導向的評價方法。前者通常使用Tobin’s Q值(Ducassy 和Guyot，2017)和企業(yè)現(xiàn)金價值(Lozano et al.，2016)來衡量，后者既有簡單的財務指標，如每股凈資產(郝陽和龔六堂，2017)、總資產收益率(程柯和程立，2011)和股東權益收益率(姚俊等，2004)，也有使用財務指標體系來進行度量，主要包含盈利能力、償債能力、營運能力和成長能力等方面指標(潘玥等，2015；謝宏等，2016)。

對于股權結構與公司績效關系的研究主要圍繞股權集中度、股權制衡度和股權所有者屬性展開。在股權集中度上，Berle and Means(1932)最早提出股權集中度與公司績效呈正相關，認為高度分散的股權意味著管理者持股較低，缺乏對公司資源的有效控制，會激化管理層與股東之間的矛盾，不利于公司經營績效提升。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導致股權集中度與公司績效呈負相關。王如燕等(2015)基于滬深兩市上市公司的大樣本數(shù)據(jù)進行分析，研究發(fā)現(xiàn)股權集中度與上市公司績效呈倒“U”型關系。對于股權制衡度， Santos et al.(2015)的研究發(fā)現(xiàn)股權制衡能形成多個股東相互制約、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)采用中國高科技民營上市公司數(shù)據(jù)進行分析，研究結果顯示股權制衡通過提升上市公司的防御能力來正向影響公司績效，而阮素梅等(2014)則提出相反觀點，認為較高的股權制衡有可能導致大股東間產生相互合謀或者互相推諉，從而產生控股股東治理效應削弱、機會喪失和決策無效率等問題，嚴重損害公司價值。此外，還有部分研究集中于考察股權所有者屬性對公司績效的影響。林莞娟等(2016)研究發(fā)現(xiàn)國有股權負向影響上市公司經營績效。郝陽和龔六堂(2017)基于2004- 2014年中國A股上市公司數(shù)據(jù)分析國有和民營參股股東對公司經營績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)混合所有的股權結構正向影響公司績效，且在市場化程度越低時正向影響效果越顯著。而Ducassy and Guyot(2017)的研究發(fā)現(xiàn)異質性股東間的競爭會增加代理沖突，從而負面影響公司價值。

關于公司多元化經營與經營績效，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效，而國際多元化則沒有影響。劉曉云等(2013)分析了中國農業(yè)上市公司多元化經營與公司績效的關系，認為多元化經營不僅有利于公司業(yè)務擴張，分散經營風險，還能促進老主業(yè)的穩(wěn)定和發(fā)展，從而對公司績效產生積極影響。而姚俊等(2004)提出了相反意見，認為在中國上市公司監(jiān)管體制不完善情形下，高度多元化會產生代理問題，不僅不能有效克服外部市場的低效率，反而導致高額的運營成本，對公司經營績效產生不利影響。

盡管國內外學者對股權結構、多元化經營與公司績效的研究取得了豐富的成果，但現(xiàn)有文獻的研究結論并不一致，且鮮有關于中國糧油加工業(yè)的相關研究。而糧油加工業(yè)是一個關乎國計民生的重要行業(yè)，因此，本文在借鑒已有研究結果的基礎上，采用上市公司數(shù)據(jù)，實證分析股權結構、多元化經營對中國糧油加工業(yè)上市公司經營績效的影響。其中，糧油加工業(yè)公司經營績效是一個可以集中反映企業(yè)長期以來的盈利能力、償債能力、資產管理能力以及成長和發(fā)展能力的綜合指標體系。此外，考慮到研究對象為上市公司，本文又將股本擴張能力指標納入其中，采用主成分和因子分析相結合的方法，測度糧油加工業(yè)上市公司的經營績效水平。本研究對于提升中國糧油加工業(yè)水平，大力發(fā)展糧食產業(yè)經濟具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

2. 研究假說

在公司治理過程中，股權集中可能會對公司經營績效產生兩方面的影響：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，有足夠的動力去監(jiān)督經理層的行為，可以避免股權較為分散情況下小股東紛紛“搭便車”而造成的監(jiān)督不力現(xiàn)象。同時，足夠的投票權往往可以保證控股股東本身或者其代表直接參與公司經營，由此提高企業(yè)的效率水平并增加全體股東的財富；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，這將降低公司經營績效?？毓晒蓶|的上述兩種影響分別表現(xiàn)為“支持效應”和“掏空效應”(孫兆斌，2006)。而股權集中度對公司經營績效的影響則取決于這兩種效應的相互作用。糧油加工業(yè)作為傳統(tǒng)制造業(yè)，其生產經營活動依賴于機械設備等固定資產的大量投入以及穩(wěn)定充裕的現(xiàn)金流，且糧油加工業(yè)利潤較薄，這就要求公司控股股東能夠進行長期穩(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”，加強對公司的投入和管理，另一方面使得控股股東利益最大化與企業(yè)價值最大化趨于一致，從而抑制“掏空效應”?；诖?，本文提出第一個假說：假設1：糧油加工業(yè)上市公司股權集中度正向影響公司經營績效。

股權制衡本意是為防止股權過度集中而產生“一股獨大”和“內部人控制”等問題而進行的制度安排。盡管，股權制衡有利于形成多個股東相互制約、相互監(jiān)督的局面，進而約束控股股東的利益侵占行為，但現(xiàn)實情況下，較高的股權制衡度極大可能導致大股東間產生相互合謀或者互相推諉，從而削弱控股股東治理效率，對公司績效產生消極影響。糧油加工業(yè)的上游是原糧市場，下游則是成品糧市場，其對糧食市場價格的敏感程度不言而喻。較強的股權制衡，會使公司在經營決策程序上消耗時間，從而錯過最佳決策時機。此外，當前中國上市公司治理結構依然處于“大股東治理”階段，股權制衡制度還不完善，股權制衡對上市公司經營績效消極影響影響的作用更大。因此，本文提出第二個假說：假設2：糧油加工業(yè)上市公司股權制衡度負向影響公司經營績效。

多元化經營是企業(yè)自身尋求與其組織能力最相匹配的產品生產活動的試錯過程。那么，企業(yè)經營效率的變化趨勢就取決于這種試錯過程所產生的負向和正向效應的相互作用結果。已有研究也表明多元化經營對公司績效的影響具有不確定。但是，糧油加工業(yè)資產專用性較強，公司多元化經營會產生高額運營成本，從而擴大經營風險，降低經營績效。基于此，本文提出第三個假說：假設3：中國糧油加工業(yè)上市公司多元化經營程度負向影響公司經營績效。

三、 糧油加工業(yè)上市公司經營績效的測算

1. 測算指標的選取與測算方法

任何單一的財務指標均不能完整地概括和反映一個公司的經營狀況，因此構建一個涵蓋企業(yè)營運能力、盈利能力和發(fā)展能力的綜合性指標體系顯得尤為重要。為全面、準確、真實地衡量糧油加工業(yè)上市公司的經營績效，本文按照科學性、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，參照財政部頒發(fā)的企業(yè)績效評價體系指標，并咨詢相關專家意見，從企業(yè)盈利能力、償債能力、資產管理能力、發(fā)展與成長能力以及股本擴張能力五個方面來構建公司經營績效的指標體系。選取主營業(yè)務利潤率、總資產利潤率、凈資產收益率和每股收益指標來衡量企業(yè)盈利能力；選取資產負債率、流動比率和速動比率指標來衡量企業(yè)的償債能力；選取總資產周轉率、存貨周轉率和應收賬款周轉率指標來衡量企業(yè)的資產管理能力；以總資產增長率、主營業(yè)務收入增長率和凈利潤增長率來衡量企業(yè)的發(fā)展與成長能力；以每股凈資產和每股公積金來衡量上市公司的股本擴張能力。如表1所示。

表1 糧油加工業(yè)上市公司經營績效評價指標體系

資料來源：作者計算整理，下同。

本文主要采取主成分分析和因子分析相結合的方法對中國糧油加工業(yè)上市公司經營績效進行測算。其核心思想就是通過降維，將原始互相關聯(lián)的多個指標轉化成少數(shù)幾個互不相關的綜合因子的統(tǒng)計分析方法，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，使得指標變量更具有可解釋性的經濟學含義。

由于主成分與因子分析方法比較成熟，本文不再進行詳細的理論論述。該方法主要包括以下六個步驟。第一步，選取合適的衡量公司經營績效的指標體系作為初始指標變量；第二步，對初始指標變量進行標準化處理，并進行適用性檢驗，以判斷初始指標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，對公因子進行命名和解釋。通過解釋相關的因子變量，進一步討論影響原始變量系統(tǒng)構成的主要因素和系統(tǒng)特征；第五步，計算公因子得分。通常采取旋轉后的載荷矩陣，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)，利用此公式計算因子得分；第六步，計算最終經營績效得分。以公因子方差貢獻率在所有提取的公因子累積方差貢獻率中占比為權數(shù)，對前面所得公因子得分進行加權求和，即是最終公司經營績效得分。

2. 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文所有有關糧油加工業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫中的年度財務報表數(shù)據(jù)。以中國證監(jiān)會發(fā)布的《中國上市公司行業(yè)分類指引》為主要分類標準，結合Wind數(shù)據(jù)庫中的行業(yè)分類，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象。為保證觀測值數(shù)據(jù)的充分性和可信性，本研究的時間跨度為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)進行分析。此外，由于個別公司上市年份較晚，存在部分缺失數(shù)據(jù)。對于財務數(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. 測算結果

本文采用主成分和因子分析方法，對2011-2015年中國糧油加工業(yè)上市公司經營績效進行逐年測算，測算結果如表2所示。

表2 2011-2015年中國糧油加工業(yè)上市公司經營績效表

續(xù)表

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

從公司個體的經營績效來看，2015年，經營績效最高的是克明面業(yè)，最低的是蓮花健康；2014年經營績效最高和最低的分別是海天味業(yè)和東凌國際；2013年的是克明面業(yè)和萬福生科；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。綜合來看，2011-2015年五年間，平均經營績效最高的是克明面業(yè)，達到了0.7417，最低的則是蓮花健康的-0.9535。

五年來，中國糧油加工業(yè)上市公司經營績效變化明顯。隨著市場環(huán)境、企業(yè)經營管理能力等諸多內外因素的變化，上市公司的經營狀況也經歷了起伏，但仍有一些企業(yè)表現(xiàn)穩(wěn)定。其中，經營績效一直為正的一共有10家企業(yè)，按照平均經營績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、安記食品、唐人神、海大集團、西王食品以及禾豐牧業(yè)；經營績效一直為負值的則有8家，按照平均經營績效的由低到高排序，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、 計量模型的設定

1. 模型設定

本研究采用面板數(shù)據(jù)模型來分析股權結構和多元化經營對糧油加工業(yè)上市公司經營績效的影響。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年的經營績效；Xi t為包含核心解釋變量股權結構和多元化經營程度以及其他控制變量的一組向量，αi表示糧油加工業(yè)上市公司的非觀測效應，不隨時間變化而改變；μt則表示年份效應，主要控制隨時間變化所有樣本都普遍受到影響的情況；εi t表示隨機誤差項，假設它的數(shù)學期望值為0，且不存在序列相關。

股權結構指標包括股權集中度變量和股權制衡度變量；多元化經營指標用多元化經營程度熵指數(shù)表示；其他控制變量包括資本結構變量、政府財稅補貼政策變量、公司規(guī)模變量、研發(fā)水平變量、經營風險變量、公司成長性變量以及時間趨勢變量。

2. 變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文被解釋變量為公司經營績效，即前文測算出的33家糧油加工業(yè)上市公司經營績效最終得分。

本文考察的核心變量是股權結構和多元化經營程度。其中，股權結構包括股權集中度和股權制衡度。股權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，該指標數(shù)值越大，公司股權越集中；股權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，反映其他大股東對第一大股東的制約能力，該變量數(shù)值越大，股權制衡度越強。為衡量第一大股東持股比例對經營績效的影響，本文還引入了啞變量D1和D2。當?shù)谝还蓶|持股比例小于或等于20%時，D2取1；當?shù)谝还蓶|持股比例在20%和50%之間時，D1取1；若二者均取0，則表示第一大股東持股比例超過50%。此外，為考察第一大股東持股比例是否對公司經營績效產生倒“U”型影響，本文引入了第一大股東持股比例的平方項(SQRCR1)。多元化經營程度熵指數(shù)(HI)是各項主營業(yè)務占總營業(yè)收入比重的平方和，該指標取值在0和1之間，當其取1時，表示公司僅有一個主營業(yè)務，公司多元化經營程度最低。

其他控制變量的選取如下：(1) 政府財稅補貼政策可以用單位主營業(yè)務收入財稅補貼(PTS)表示，其數(shù)值等于政府財稅補貼總額除以公司主營業(yè)務收入；(2) 使用資產負債率(DA)來衡量上市公司資本結構。該指標為適量指標，并非越大越好；(3) 企業(yè)規(guī)模變量(SIZE)用上市公司總資產來衡量，企業(yè)規(guī)模對上市公司績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)來衡量公司研發(fā)水平，由于公司獲取技術的方法既可以通過自主研發(fā)，也可以通過市場購買，因此，研發(fā)支出應是個適量指標；(5) 企 業(yè)經營風險變量(RISK)采用以周為單位的普通收益率的Beta系數(shù)來衡量；(6) 公司成長性變量用主營業(yè)務收入增長率(SALE)表示，其值等于當年主業(yè)營業(yè)收入與去年主營業(yè)務收入的增加值除以去年主營業(yè)務收入；(7) 時間趨勢變量用上市公司成立至今年數(shù)的對數(shù)(LNYEAR)表示，對成立至今年數(shù)變量進行對數(shù)化處理以平滑時間趨勢，不改變原有變量的相關性質。

3. 變量的描述性統(tǒng)計分析

從表4可以看出，被解釋變量公司經營績效的均值為0，取值在-1.4182和1.0759之間，說明樣本上市公司經營績效為正和為負值的企業(yè)個數(shù)相差不大，經營績效好與差的企業(yè)分布比較平衡。標準差為0.4848， 說明中國糧油加工業(yè)上市公司各樣本在不同年份經營績效水平存在顯著差異。

股權集中度CR1的結果顯示樣本企業(yè)間股權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%。股權制衡度Z1的均值為0.6350，說明第一大股東持股比例比后四位股東之和還要多。其標準差較小，說明樣本公司普遍存在第一大股東持股比例較大問題。多元化經營程度HI的均值為0.79，說明糧油加工業(yè)上市公司的多元化經營程度不高。其取值范圍變化較大，說明不同上市公司間多元化經營程度差異較大。

此外，從其他控制變量的描述性統(tǒng)計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)投入變量的標準差達到了50以上，特別是衡量政府財稅補助水平變量PTS的標準差超過200，說明樣本企業(yè)在企業(yè)規(guī)模、研發(fā)投入以及享受政府財稅補貼政策方面均顯著不同。樣本描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 樣本描述性統(tǒng)計

五、 估計結果分析

1. 估計方法選擇

本文分別采用混合回歸模型、固定效應模型、隨機效應模型進行回歸分析，其中，隨機效應分別使用聚類穩(wěn)健標準誤的FGLS估計、不使用穩(wěn)健標準誤的隨機效應模型以及作為參照的MLE估計，固定效應模型結果顯示F(32,122)=3.03，ProbF=0.0000。同時，隨機效應FGLS估計的LM檢驗結果顯示Chibar2(01)=10.17，Probchibar2=0.0007，兩者均強烈拒絕原假設，認為樣本存在個體效應，不應使用混合回歸模型。此外，不使用穩(wěn)健標準誤的隨機效應模型以及作為參照的MLE估計檢驗結果依然強烈拒絕原假設。最后，進一步對固定效應和隨機效應模型進行Hausman檢驗，結果顯示：chi2(12) =15.53，Probchi2 =0.2139，顯著不為0，即無法拒絕原假設，應使用隨機效應模型。*由于篇幅原因,混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型檢驗結果未作展示。

2. 計量結果分析

根據(jù)檢驗結果，本文使用隨機效應模型來考察股權結構和多元化經營對糧油加工業(yè)上市公司經營績效的影響。模型回歸結果如表4所示。表4中，模型(1)和(2)考慮了股權集中度、第一大股東持股比例和多元化經營對企業(yè)經營績效的影響。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)衡量的是股權制衡度和多元化經營程度對上市公司經營績效的影響。模型(4)、(5)、(6)將股權集中度和股權制衡度同時納入模型進行估計，分別估計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營績效，即第一大股東持股比例越高，上市公司經營績效水平也越高。

模型(3)的結果顯示，股權制衡度Z1對上市公司經營績效的影響較小，且不顯著。比較Z1和前面兩個模型中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。為了進一步驗證Z1對公司績效的影響，接下來將Z1和CR1放入同一模型中進行估計。由模型(4)、(5)和(6)可知，股權集中度和股權制衡度分別在5%和10%的顯著水平上影響經營績效、特別是在模型(4)中，兩者顯著性水平分別達到了1%和5%。結果顯示，CR1與公司經營績效間存在顯著的正相關關系，而Z1與經營績效間顯著負相關，這與模型(3)的結果不一致?？赡艿脑蛟谟冢蓹嘀坪鈀1表示的是第二到第五大股東對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行估計，即不僅考慮到其他股東的相對影響力，更考慮了第一大股東的絕對影響力，使得研究結論更具有說服力。

模型(1)、(2)、(5)和(6)的結果顯示，D1、D2和 SQRCR1變量均未能通過顯著性檢驗，沒有證據(jù)表明股權集中度的范圍會對公司績效產生顯著影響，兩者之間也不存在明顯的倒“U”型關系。這可能與糧油加工業(yè)上市公司股權結構的特殊性有關。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 隨機效應模型的回歸結果

資料來源：stata回歸結果整理，其中*、** 、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平，括號內為標準誤。下表同。

多元化經營程度熵指數(shù)(HI)除了在模型(3)中不顯著外，在其他五個模型中至少能通過10%的顯著性水平檢驗，說明多元化經營程度對糧油加工業(yè)上市公司經營績效產生顯著影響。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。由于該變量是個負向指標，即該數(shù)值越小，表示多元化經營程度越高。因此，在只考慮股權集中時，多元化經營對公司經營績效的影響為負，即糧油加工業(yè)上市公司多元化經營程度越高，上市公司的經營績效越低。因此，糧油加工業(yè)上市公司應聚焦主業(yè)，做大做強，進一步提升經營績效，而非更加傾向于非農經營。但綜合考慮股權集中度和股權制衡之后，多元化經營對公司經營績效的影響為正，即多元化戰(zhàn)略更有利于公司績效的提高。發(fā)生前后不一致的原因可能在于，上市公司在多元化經營戰(zhàn)略決策過程中，由于大股東間意見不統(tǒng)一，相互制約等管理層內部消耗所引起的效率損失。這與股權制衡度負向影響上市公司經營績效的研究結論相符。

此外，在六個模型中，代表資本結構的資產負債率水平(DA)、代表公司成長性水平的主營業(yè)務收入增長率(SALE)變量均能通過1%的顯著性水平檢驗，代表政府補貼強度的單位主營業(yè)務財稅補貼(PTS)變量也能通過10%的顯著性水平檢驗(除了模型3之外)。其中，資產負債率水平和單位主營業(yè)務財稅補貼的影響為負，公司成長性的影響為正。

以上結果表明，盡管政府為了實現(xiàn)某些特定的經濟社會目標對糧油加工業(yè)上市公司采取了一定程度的財稅補貼政策，但效果并不顯著。這些補貼提高了糧油加工業(yè)上市公司的整體盈利水平，但是其對公司經營績效的影響為負。從政府財稅補貼優(yōu)惠政策的實施來看，“補貼收入”屬于“非經常性損益”項目，表示該補貼與企業(yè)生產經營無直接聯(lián)系，直接被納入了上市公司的利潤總額。這些補貼政策本質上使得經營績效較差的企業(yè)通過非經營手段增加了企業(yè)總利潤，從而在市場競爭中存活下來。但是，這種直接增加企業(yè)利潤的補貼方式，不僅沒有激勵企業(yè)提高經營管理能力，反而，使得一些企業(yè)為獲得補貼而進行尋租，不利于公司的長期發(fā)展。

資產負債率與上市公司經營績效成負相關，即資本結構對公司經營績效的影響為負。優(yōu)序融資理論認為，高額利潤回報的公司在選擇公司融資次序的時候，會優(yōu)先考慮內源融資，然后考慮債務融資，最后是股權融資，因此必然導致較低的財務杠桿，也即是較低的資產負債率水平?？梢姡瑯I(yè)績較好的糧油加工業(yè)企業(yè)可選擇的融資方式較多，且其更傾向于選擇內源融資，這樣就使得上市公司無法充分利用負債的節(jié)稅效應來提升公司的經營績效。此外，還有一種可能的解釋是少數(shù)上市公司被具有內部人控制的大股東們視為融資平臺或者“圈錢工具”，將上市公司通過債務融資得到的資金用于發(fā)展由大股東控制的子公司，卻將相應的財務風險轉移給上市公司，從而嚴重損害了上市公司的利潤，對企業(yè)經營績效產生了巨大的負面影響。

公司成長性指標中，主營業(yè)務收入增長率變量對上市公司經營績效產生顯著的積極影響。一方面，在公司高速發(fā)展階段，主營業(yè)務的迅速增長，有利于上市公司發(fā)揮規(guī)模效應，表現(xiàn)出較好的盈利能力；另一方面，主營業(yè)務的增長，說明上市公司聚焦主業(yè)，將優(yōu)勢資源用于發(fā)展壯大主營業(yè)務，有利于提高經營績效水平。

衡量公司規(guī)模的總資產(SIZE)在前2個模型中能通過10%的顯著性水平檢驗，而在后4個模型中不顯著。該變量在所有模型中的符號均為正，說明公司規(guī)模與上市公司經營績效成正相關。規(guī)模大的公司，無論是開拓市場的能力、經營管理的成熟度以及抵御風險的能力都明顯優(yōu)于小規(guī)模公司。但是，總資產變量前的系數(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上也能體現(xiàn)，單純考察總資產規(guī)模變量的系數(shù)無法較全面地反映公司規(guī)模對經營績效的影響。

研發(fā)支出和經營風險變量對經營績效的影響均為正值，但不顯著。目前，中國的糧油加工業(yè)技術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，技術研發(fā)支出無論是從數(shù)量還是從質量上來看，都明顯不足。因此，研發(fā)支出對經營績效的影響還不顯著。一般來說，經營風險越大，公司經營績效表現(xiàn)應該也越差。本文得到的結論與經驗存在一定的偏差，可能的解釋是，公司經營風險較大的時候，通常都是公司高速成長階段，高風險意味著高收益。從糧油加工業(yè)上市公司的研究結果來看，這種高成長所帶來的高收益能夠抵消高風險對績效的影響。

公司成立年份對上市公司經營績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)與公司經營績效成正相關。一般來說，成立時間越長，公司的經營管理能力趨于成熟，企業(yè)適應市場和把握機會的能力較強，公司經營績效越好。

3. 穩(wěn)健性檢驗

為驗證模型的準確性，本文采用調整關鍵變量和控制變量方法對上文隨機效應模型估計的結果進行穩(wěn)健性檢驗。主要進行以下五種變化：① 將股權集中度由原來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 將股權制衡度由原來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 將多元化經營程度由原來的熵指數(shù)(HI)變換成主營業(yè)務個數(shù)(K)；④ 將控制變量政府財稅補貼政策指標由原來的單位主營業(yè)務收入財稅補貼(PTS)換成政府財稅補貼總額(TS)；⑤ 將 核心解釋變量全部替換進行回歸。穩(wěn)健性檢驗結果如表5所示。

結果顯示，除了模型(5)中Z2無法通過顯著性檢驗，前文能通過顯著性檢驗的核心變量在所有模型中依然能夠通過檢驗。例如，模型(1)中股權集中度對經營績效的影響為正，且能通過1%的顯著性水平檢驗。而前面的諸多模型中，大部分只能達到5%的顯著性水平。模型(2)、(3)中股權制衡度Z2和主營業(yè)務個數(shù)K分別通過了10%的顯著性檢驗。模型(4)在變換控制變量后，盡管其自身無法通過顯著性檢驗，但前文中通過顯著性檢驗的其他變量均能通過檢驗。

表5 調整變量的穩(wěn)健性檢驗結果

此外，值得注意的是，新變換的Z2和K與原來變量的經濟含義有所不同。上文中，核心變量股權制衡度Z1是正向指標，而這里的Z2是反向指標；多元化經營程度熵指數(shù)是反向指標，這里的主營業(yè)務個數(shù)是正向指標。而檢驗結果顯示，前后符號剛好相反，從側面驗證了模型設定的準確性。因此，無論是替換核心解釋變量，還是替換控制變量，所得結果依然與上文分析一致。因此，可以認為上文的模型設定是穩(wěn)健的，具有良好的解釋能力。

六、 結論及啟示

本文采用2011-2015年中國糧油加工業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，測算糧油加工業(yè)上市公司經營績效，在此基礎上分析股權結構和多元化經營程度對公司經營績效的影響，并進行了穩(wěn)健性檢驗。研究結果顯示：第一，不同年份、不同公司的經營績效水平存在顯著差異。2011-2015年期間，經營較好的公司經營績效均值分別是0.3896、0.4336、0.3438、0.4408和0.3144，經營較差的公司經營績效均值則分別為-0.4675、 -0.4081、-0.3652、-0.2866和-0.2956；平均經營績效最高的是克明面業(yè)，達到了0.7417，最低的則是蓮花健康的-0.9535；第二，股權集中度顯著正向影響上市公司經營績效，未能發(fā)現(xiàn)股權結構與公司經營績效間的倒“U”型關系，而股權制衡度則顯著負相關；第三，在只考慮股權集中時，多元化經營對公司經營績效的影響為負；綜合考慮股權集中度和股權制衡之后則為正。根據(jù)上述結論，本文得到如下幾點啟示：

第一，加強理性認識，改善糧油加工業(yè)上市公司經營績效，深入推進糧油加工業(yè)供給側結構性改革。無論是政府還是企業(yè)本身，都必須充分認識到改善糧油加工業(yè)上市公司經營績效的重要性。政府應積極努力為糧油加工企業(yè)創(chuàng)造良好的宏觀市場環(huán)境，在做好引導作用的基礎上，努力為糧油加工業(yè)企業(yè)提供各種必要的服務；糧油加工業(yè)上市公司要發(fā)揮自身的企業(yè)家精神和社會責任，用銳意進取的姿態(tài)，在市場中發(fā)展和壯大自己。

第二，完善股權結構，構建糧油加工業(yè)上市公司股權制衡機制。當前中國糧油加工業(yè)上市公司的治理結構依然處于“大股東治理”階段，為避免較高的股權集中度形成的“一股獨大”和“內部人控制”所帶來的消極影響，有必要進一步完善上市公司的股權制衡機制。糧油加工業(yè)上市公司可以通過引入戰(zhàn)略投資者的形式來實行股權制衡。引入戰(zhàn)略投資者可以“強強聯(lián)合”，從而實現(xiàn)優(yōu)勢資源的互補，將對糧油加工業(yè)上市公司經營績效的提升產生長遠影響。

第三，聚焦主營業(yè)務，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，企業(yè)必須實現(xiàn)規(guī)模經營才能最終產生較好收益。因此，糧油加工業(yè)上市公司更應該將主要精力用于拓展主營業(yè)務上，重點選擇那些與自身優(yōu)勢密切關聯(lián)的主營業(yè)務，并且通過加強技術研發(fā)投入，不斷提升員工素質，提升專業(yè)化水平，從而實現(xiàn)規(guī)模擴張，發(fā)揮規(guī)模經濟效應，促進公司經營績效的提高。