上市民营企业经营绩效影响因素分析——基于分位数回归方法

赵天阳

（上海社会科学院研究生院 上海市 200235）

一、引言

改革开放以来，国内非公经济实力不断增强，已成为稳定与促进国内经济发展的重要坚实基础和经济支柱。截至2017年底，我国民营企业数量超过2726万家，个体工商户超6579万户，注册资本超过165万亿元，民营经济对国家财政收入贡献占比超过50%，对GDP、固定资产投资和对外直接投资占比均超过60%，对技术创新和新产品占比超过70%，对吸纳城镇就业超过80%，对新增就业贡献占比超过90%。另一方面，民营上市企业作为我国广大优秀中小企业群体代表，与国有企业相比，其自身组织结构的差异性会引发经营层面呈现新特征与新特点，企业自身经营发展问题也引起各方广泛关注，针对民营企业经营管理相关问题的研究就具有较好的现实意义与实际价值。因此，本文围绕沪深A股民营上市企业经营绩效问题进行实证比较研究，为提出有效企业经营管理途径，提供富有针对性的理论依据。

二、文献回顾

通过对国内外既有文献梳理归纳之基础上，可以认为目前研究主要围绕A股上市企业股权结构、高管薪酬、生产要素、资本结构等与企业经营绩效之间的相关关系。具体而言：张红和杨飞（2013）通过对比分析国有和民营上市公司发现，A股上市公司的负债率与经营绩效间存在显著负相关关系。雷霆和周嘉南（2014）研究发现中国上市公司股权激励计划的实施已成为高管内部薪酬差距扩大的主要因素，并且在股权激励的作用下，高管内部薪酬差距扩大效应对企业权益资本成本产生提升效应。白贵玉等（2015）实证分析发现企业规模与研发竞争行为之间存在显著正向相关性，而企业动态竞争行为对企业绩效存在正向影响。Bao和Jian（2015）研究发现绝大多数中国上市港口企业的第一大股东拥有绝对控制权且股权集中度较高，同时前五大股东持股数量的平方项与企业绩效存在显著负向关系。刘敏和冯丽娟（2015）利用A股上市制造企业数据为样本，研究发现高管内部薪酬差距的提升可以促进企业采取积极投资行为而提升企业绩效。赵欣（2015）从A股与B股两类上市公司所处行业大致相同的上市公司作为配比研究样本，结果发现企业规模、股权结构、资本结构是导致两类上市企业绩效出现显著差异的主要因素。柯忠义（2017）基于创业板上市公司面板数据，运用贝叶斯模型平均法实证研究发现R＆D 强度相关变量对经济绩效具有显著影响而经营现金流状况和总资产周转率则具有显著正向影响。许秀梅（2017）利用A股上市公司数据实证分析人力资本对企业综合绩效的影响，结果发现人力资本与企业长短期绩效均存在显著正相关关系。张帆和张友斗（2019）研究发现竞争性领域的财政补贴和税收优惠对上市公司总收入增长率和总资产净利润率均存在显著积极影响，税收优惠的政策效应更大，同时因享受税收优惠政策相应增加的研发投入对经营绩效挤入效应更强。

综合上述相关文献，可以发现既有文献对于企业经营绩效的衡量大多只采用单一指标，而实证分析方面由于样本容量小、时间周期短，并且影响企业经营绩效的影响因素较多，对于多重共线性、内生性等问题有所忽视，会导致估计结果出现明显偏误。针对这些问题，本文依据上海及深圳证券交易所等权威机构提供的沪深A股上市公司样本数据，针对2009年后民营企业纷纷登陆创业板的实际情况，利用2009年至2016年相关数据，整理汇总形成一个样本总量更大、单位截面更多、时间周期更长的上市民营企业面板数据。同时综合多个研究角度，选取不同指标作为衡量经营绩效的客观标准，借助分位数回归估计方法，以求得到更加显著、稳健与可信的实证分析结果，提升研究结论的可信度与稳健度。

三、研究方法

分位数回归（Quantile Regression）方法是由Koenker和Bassett（1978，2005）正式提出，经过多年发展目前已成为进行经济学实证研究的常用方法。由于这一方法能够较为准确地分析各个解释变量对于被解释变量在不同分位点上的异质性影响，因此该方法目前主要应用于样本条件下的微观经济学问题研究，从而能够更为精确地描述解释变量由于被解释变量所处样本范围的变化而产生的差异化条件分布影响效应。下面对这一方法给予简要介绍与说明：

当给定解释变量X时，线性OLS回归中被解释变量Y的条件均值为E(Y|X=x)=x'β，β可由估计得到。类似地，通过求解可得到被解释变量样本在第τ分位点处各个解释变量的回归系数估计值。

线性分位数回归模型表现形式一般如下：

分位数回归估计方法之原理是通过选取处于不同分位点的被解释变量，对各自条件下解释变量系数进行估计，所依据的原理是在大样本前提下，样本异质性问题往往较为突出，并且在一般情况下被解释变量条件分布并非属于正态分布，而分位数回归对于异常样本值的敏感程度较小，系数估计值亦更加稳健。倘若将线性分位数回归和既有的面板模型加以结合来对变量之间的关系进行合理分析，可以更好地在控制样本异质性的前提之下，对被解释变量不同分位点上各个解释变量对其各自产生的差异化影响。Koenker（2004）明确提出面板分位数回归模型能够较好地结合面板数据与分位数回归的主要优点，使得估计系数结果更具显著性、稳健性与可信性。由于在下面进行经验分析时所选用的样本数据是非平衡面板数据，因此这里将相应的分数回归模型形式进行如下表述：

四、研究模型设定

（一）变量选取

1.被解释变量：上市民营企业经营绩效指标主要衡量企业盈利能力，由于绝对指标容易受到企业规模等固有因素影响，且在不同类型企业间无法直接比较，因此这里采用利润率这一相对指标。相应的衡量指标较多如净资产收益率、每股收益等、托宾Q值等。其中净资产收益率（ROE）是目前研究中普遍采用的衡量指标，该指标数值越大，企业经营绩效越好。这里通过借鉴柯忠义（2017）所采用的相应方法，增加总资产收益率（ROA）这一指标。具体而言，总资产收益率（ROA）能够反映企业总资产综合利用效果，净资产收益率（ROE）可以弥补ROA指标由于不能反映企业自有资本盈利能力的局限性。同时，两个被解释变量各自的回归系数估计值可以通过对比验证分析结果的稳健性。

2.解释变量：（1）按照企业所有权理论，上市公司管理层持股比重的大小与代理成本的高低之间有着直接联系（燕玲，2012；郝阳和龚六堂，2017），上市公司价值和内部股东持股正相关，这里纳入股权集中度方面因素，即采用第一大股东上一年持股比例对上市公司股权集中度来加以衡量。同时，考虑到第一大股东可能存在为自身掠夺过多资源，造成中小股东利益受到侵蚀，因此当公司前几大股东之间形成较好监督机制，可在发挥股权集中优势的同时，有效防止大股东“独大”这一不良现象的出现，进而对经营绩效产生更为显著的积极影响。为此，这里采用第二至第十大股东持股比例对股权制衡度来加以衡量。

（2）按照传统的委托代理理论，当高管持有股份越多及激励越大时，其自身利益与公司业绩关联度更高，从而使其更加努力地为上市公司创造更多利润（梅春和赵晓菊，2017；唐松和孙铮，2014），因此选用上市公司高层管理者持股比例来衡量持股对于高管自身的激励性。同时，考虑到由于企业规模大小不同导致选用高管薪酬占企业总薪酬比例这一指标来衡量对于高管薪酬激励水平的不足，因此选用高管薪酬总额的对数值这一指标来进行替代。

（3）人力资本是企业经营发展的首要竞争要素，具有高素质的专业人才能够帮助企业实现跨越式发展（胡凤玲和张敏，2014；苏屹等，2017；Ruíz等，2017）。就本质而言，具有主动性、创造性的人力资本，是改善企业绩效的源动力。因此选用大专以上学历员工占比对企业人力资本情况绩效简单衡量。另一方面，对于企业资本重要组成部分的物质资本，选用固定资产比重进行指代。

（4）依据锦标赛理论及行为理论，企业高级管理人员与普通员工之间薪酬差距对于企业绩效亦有着显著影响（赵睿，2012；Scott等，2005），即企业内部员工薪酬制度体系能够对企业绩效产生实际作用，合理的薪酬差距可以促进员工工作积极性，但差距过大则对企业绩效会产生一定的负面效果，同时这种效果并非线性而是存在拐点，因此选用高管与普通员工薪酬差距及相应的平方项指标对这一效应加以解释。此外，为了避免多重共线性问题的出现，这里对于横截面数据采用高级管理人员平均薪酬/普通员工平均薪酬这一相对数指标变量形式。

（5）自著名的MM理论开始，资本结构与企业价值之间的研究就不断深入，资本结构特征对于企业绩效具有实际影响作用也得到更多研究者的肯定（陈德萍和曾智海，2012；王先述，2012），因此选用资产负债率指标将资本结构因素考虑在内。

（6）控制变量方面，分别选用经营现金流水平、企业规模的对数值、总资产周转率这三个指标。其中原因主要在于：首先，企业经营活动现金流量是企业在经营发展过程中所获得或支付的现金流入、流出和现金的净流量等，能够对企业经营情况给予动态反映，但是若直接采用会由于企业规模各异而产生明显差异，因此采用经营活动现金流入净额/营业收入这一指标进行衡量。其次，整体规模的合理性对于企业组织结构、声誉和抗风险能力等方面有着积极影响，使得市场广大投资者和消费者对于企业更为信任，因而也更加有利于企业的经营发展并提升最终经营绩效。此外，总资产周转率是考察企业资产运营效率的重要指标，可以体现企业全部资产从投入到产出的流转速度，反映资产管理质量和利用效率。一般情况下，该指标较高的数值表明企业销售能力较强，资产利用率较高。表1对上述变量选取给予简要概括说明。

表1 各变量解释说明表

（二）数据来源与统计描述

本文选用沪深A股上市民营公司于2009年至2016年间相关数据1样本数据全部来源于Wind数据库，按照实际控制人类型对民营企业进行划分。，同时按照如下原则对样本数据进行筛选：（1）剔除处于特别处理状态的（Special Treatment）上市公司；（2）剔除指标缺失的上市公司；（3）剔除金融类上市公司。最后得到非平衡面板样本数据（pool data）11680个，表2是各个变量的描述性统计结果2被解释变量ROA与ROE的偏度值分别为0.46与-61.396峰度值分别为24.58与4460.97，JB统计量分别为227028与9.68E+09，样本数据明显不服从正态分布，由此充分反映出运用分位数回归方法的合理性与稳健性。。

表2 各个变量的描述性统计情况

（三）实证模型设定

具体模型设定形式如（3）与（4）式所示：

五、回归结果分析

通过运用eviews7软件，首先对所设定的实证分析模型（3）与（4）进行分位数回归，所得系数估计结果详见表3与表4。

表3 分位数回归主要结果(被解释变量为ROA)

注：表中各变量上、下两行结果分别代表估计值与P值。其中“*”“ **”与“***”分别表示在10%、5%与1%水平下显著，表4与表3 中含义相同，不再详述。

表4 分位数回归主要结果(被解释变量为ROE)

下面依据如上以上线性分位点回归结果，做进一步分析与说明：

第一，可以发现代表第一大股东持股比例的变量CR与代表第二至第十大股东持股比例的变量BO在被解释变量各个分位点处系数估计结果均显著为正值。其中，变量CR随着被解释变量分位点的上升而上升，反映出在上市民营企业中大股东对于经营业绩的提升有着较强的正向促进效应。事实上，上市民营企业大多为第一大股东所创立，经过其多年的运营最终实现上市及长久发展，因此第一大股东持股比例的提升能够更好地降低代理成本。另一方面，变量BO亦随着被解释变量分位点的上升而上升，反映出股权制衡效应在上市民营企业中得以较好发挥，有助于企业业绩的正向提升。就上述两个变量的系数估计值而言，在中低分位点（0.3-0.5）处，变量BO大于变量CR，而在高分位点（0.6-0.7）处，变量CR大于变量BO。这一结果反映出在股权结构制衡的正向促进效应随着企业经营业绩的提升而逐步被大股东的“集权效应”所超越。

第二，代表高管持股比例的变量MR与代表高管薪酬的变量MS在被解释变量各个分位点处系数估计结果均显著为正值，同时前者的系数估计值随被解释变量的所处分位点的提升而下降，后者的系数估计值则随之上升。就两个变量系数估计值大小而言，变量MR始终大于变量MS。这反映出传统的委托代理理论具有较好适用性，而较之薪酬，高管持有股份时的自身利益与公司业绩关联度更高。同时，在企业经营业绩不断扩大时，给予高管直接的薪酬提升奖励能够实现更好的激励效果。

第三，在人力资本与物质资本对于企业绩效的影响效应研究中，可以发现在被解释变量的各个分位点处，前者估计系数值显著为正，而后者则显著为负，并且就变量系数估计值的绝对值大小而言，物质资本变量显著大于人力资本变量。同时，人力资本变量估计系数值随被解释变量所处分位点的上升而上升。这一结果反映出人力资本变量处于显著的报酬递增阶段而物质资本变量处于边际报酬递减阶段。事实上，民营企业的人力资本相对不足，人才吸引度较低，以致民营企业更多选择依靠提升资产规模来做大企业的模式。

第四，代表高管与普通员工薪酬差距的变量GAP系数估计值显著为正数，而其平方项的系数估计值显著为负数，充分说明高管与普通员工之间的薪酬差距对于企业绩效亦有着显著正向影响，但是这种效应呈现为“倒U型”曲线关系。事实上，简单运用锦标赛理论和行为理论都不能充分解释上市民营企业高管与普通员工薪酬差距对于企业绩效的正向影响效应——当薪酬差距相对较小时，锦标赛理论效应对企业绩效的正向影响更为显著，而当薪酬差距扩大到一定程度时，拐点出现，行为理论效应开始对企业绩效产生更为显著的负向影响效应。

第五，就资本结构的影响效应而言，代表总体负债率的变量LEV系数估计值显著为负数，说明由于民营企业整体抗风险能力依然相对较弱，因此通过负债融资获得的避税效应普遍小于相应增加的成本风险。另一方面，在优序融资理论中，上市民营企业更倾向于内部融资及权益融资等方式，债务融资方式排在其后，这也部分使得债务融资率上升对于经营绩效产生的负向效应。

第六，在控制变量方面，首先就企业规模方面而言，SZ系数估计值仅在被解释变量低分位点（0.3-0.4）处较为显著且为正数，反映出在经营绩效处于较低水平时，企业规模的不断扩大能够推动企业经营实现更好发展，但是在较高水平时，影响效应开始减退。其次，就经营现金流水平方面而言，CA系数估计值为正数但仅在高分位点（0.6-0.7）处均较为显著，反映出在经营绩效处于较高水平时，企业经营活动现金流量的正向增长对于绩效提升能够带来更好地促进推动作用。最后，就总资产周转率方面而言，TAT系数估计值显著为正数且随分位点的上升而持续变大，反映出企业资产运营的高效率对于经营绩效能够带来显著提升作用。

六、相关建议与启示

综合以上分析，可以认为上市民营企业经营绩效主要受上市公司大股东持股比例、股权制衡度、高管激励效应、企业内部薪酬激励、人力及物质资本、资本结构、资产运营效率等各方面的有效影响。目前随着我国金融改革的持续深化与优化，A股市场成熟度不断提升，而广大民营上市企业作为推动新旧动能发力，提高自主创新能力的重要推动力量，需要在企业内部管理和创新等方面进一步做好精细化管理，达到持续提升企业经营的良好目的。为此，针对上述研究结果，提出如下相关意见与建议：

第一，充分发挥上市公司大股东对于民营企业潜在的治理动机，借助其较强的收集信息和监督管理者的既有能力，有效解决现代企业普遍存在的委托代理问题，进而实现企业经营绩效乃至公司价值的最大化。同时，由于大股东“掏空效应”的存在，有必要持续优化上市民营企业的股权结构，通过适度降低股权集中度，使股权结构适度的多元化与分散化，并且借助目前大力开展混合制改革，优化股东股权性质改善企业内部控制水平，进而达到通过股权制衡度的提升促进企业经营业绩长期良好发展的合理目的。

第二，高度重视企业内部管理问题，从最核心与最基本的的人员激励问题入手，通过优化员工绩效考评方法和技术，在企业内部形成一整套适合自身发展且以分配公平为目标的薪酬绩效奖励机制，有效激发企业活力。同时，充分发挥股权激励机制对于包括高级管理者在内的广大员工的激励效应，形成员工与企业利益深度绑定、风险高度共担的良好格局，进而建立、健全企业长效激励机制，充分调动企业高级管理人员及核心员工的积极性，有效地将股东、企业利益和员工个人利益结合在一起，实现企业自身的可持续发展。此外，鉴于高管与普通员工间的薪酬差距所呈现的激励效果为非线性“倒U型”关系，为充分有效发挥薪酬差距所产生的正向激励效应，有必要设定合理的薪酬差距，同时建立与完善畅通的晋升渠道来充分激发高管和普通员工的工作热情，进而提升企业经营绩效。但需要注意的是，高管层和普通员工之间的薪酬差距不应过大，薪酬差距过大会挫伤普通员工积极性，给企业绩效带来负面影响。实际上，由于企业经营绩效的改善与员工积极性的提高密不可分。因此可以在合理控制高管薪酬和企业薪酬总额的基础上，使得员工薪酬可随企业绩效的改善而提高，在这样的前提条件下，进而在高管和普通员工之间保持合理薪酬差距能在两者之间形成预期有效的竞争态势。

第三，上市民营企业要坚持把人才放在首位，对人才资源的开发和利用给予充分支持，并且尽快建立完善人才管理机制，以高效率驱动人才管理的发展，做好人才管理理念和机制创新。同时，企业在看到物质资本是企业重要的生产力要素且是赖以生存的物质基础及效益的源泉的同时，也要提高对物质资本的管理水平，防止“盲目投资”不良问题的出现，此外要借助“供给侧改革”的持续深化，保持适度的投资规模与合理的投资结构，确保投资规模、增速与结构更加协调与合理发展，实现企业经营业绩的均衡有序发展。

第四，负债经营容易导致财务风险的发生，而民营企业投资决策能力相对较差，一旦负债投资达不到预期收益水平，企业无法按时偿还，较大的负债比例导致亏损加剧，并且中小企业负债过度会危及权益资本的安全，对企业产生不利影响。所以，要给予全盘考虑, 既要考虑其收益性, 也要考虑潜在成本负担和偿债风险, 通过适度负债提升上市民营企业经营业绩。

第五，企业自身规模发展要把握好适度原则，在达到在经营发展的规模经济阶段前，可以通过合理提升实现更好经营绩效，而在规模不经济阶段，则要着力避免盲目扩大引发的不良后果。同时，为推动企业效益实现稳定增长，企业要采取有效措施不断提高总资产周转率，实现资本保值增值率及回报率的持续提升。此外，现金流量很大程度上决定着企业的生存和发展能力，要确保现金周转畅通及调度灵活，提高资金使用效率。