1、我國上市公司治理構(gòu)造對企業(yè)競爭力影響的實證研究摘要：文章選取公司治理構(gòu)造中具有代表性的二個維度股權(quán)構(gòu)造、董事會，研究公司治理對企業(yè)競爭力的影響，并在理論分析的根底上展開實證研究。結(jié)合我國上市公司的現(xiàn)狀，深化分析問題產(chǎn)生的根源和解決途徑，為完善我國上市公司治理構(gòu)造以提升企業(yè)競爭力提供政策支持。關(guān)鍵詞：治理構(gòu)造；企業(yè)競爭力；股權(quán)構(gòu)造；董事會一、問題的提出從理論的角度看，要形成強大的競爭力，應(yīng)該從建立和完善公司治理制度開場，這種觀點已經(jīng)得到了眾多學(xué)者的肯定。然而，公司治理構(gòu)造對企業(yè)競爭力的詳細的影響機理如何，不同的國家、不同地區(qū)以及不同的企業(yè)規(guī)模等外在因素的影響下，公司治理多維度組合又如何影響企業(yè)的

2、競爭力等問題，需要進一步的研究、探究?；诜康禺a(chǎn)行業(yè)的現(xiàn)狀，本文將其作為我國上市公司的代表，研究公司治理構(gòu)造對企業(yè)競爭力的影響，探究建立科學(xué)有效的公司治理構(gòu)造，使公司走上良性開展的道路，以進步公司的競爭力。本文從實證的角度，通過搜集數(shù)據(jù)，提出假設(shè)，利用spss16.0軟件加以分析，對最新的數(shù)據(jù)進展實證研究，得出我國上市公司治理構(gòu)造對企業(yè)競爭力的影響最接近現(xiàn)實的研究結(jié)果。通過對股權(quán)構(gòu)造、董事會對企業(yè)競爭力影響的分析，提出以下假設(shè)：結(jié)合我國上市公司狀況，代理人又多為行政命令方式，他們有可能并不關(guān)心公司的價值增長，在國家股東所有者權(quán)利缺失時謀取自身利益。提出：假設(shè)1：國有股持股比例對企業(yè)競爭力存在負

3、向影響?；趯ι鲜泄竟蓹?quán)集中度和制衡關(guān)系的分析，提出：假設(shè)2：第一大股東持股比例對企業(yè)競爭力影響存在倒“u型關(guān)系。假設(shè)3：第二至第十大股東的持股比例對企業(yè)競爭力存在正向影響。假設(shè)4：董事會規(guī)模與企業(yè)競爭力之間呈現(xiàn)倒u型相關(guān)關(guān)系。假設(shè)5：董事會會議次數(shù)越多，越不利于公司競爭力的提升。假設(shè)6：獨立董事的比例對企業(yè)競爭力存在正向影響。假設(shè)7：董事會鼓勵對企業(yè)競爭力有正向的影響關(guān)系。二、樣本選取本文選取我國上市公司中的房地產(chǎn)行業(yè)截面數(shù)據(jù)作為研究的樣本，選榷中國企業(yè)競爭力報告2021?中提供的72家房地產(chǎn)行業(yè)上市公司，并按照以下條件進展剔除和挑選：剔除st、pt公司，其經(jīng)營和財務(wù)都很可能己存在嚴(yán)重的治

4、理問題，企業(yè)的消費經(jīng)營有可能出現(xiàn)了宏大的非正常干擾因素，相關(guān)指標(biāo)值偏離實際情況；剔除了指標(biāo)有缺失的公司；剔除主營業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)變?yōu)榉欠康禺a(chǎn)行業(yè)的公司。結(jié)果挑選以后，本研究樣本容量變?yōu)槲覈鴾?、深兩地主板上市公司房地產(chǎn)板塊共計57上市公司。三、變量描繪性分析本文對選取的57家房地產(chǎn)行業(yè)上市公司相關(guān)的變量做描繪性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1所示。從表1描繪性統(tǒng)計結(jié)果來看：第一，就被解釋變量企業(yè)競爭力指數(shù)而言。57家房地產(chǎn)行業(yè)上市公司企業(yè)競爭力指數(shù)最高0.91，最低為-0.67，均值0.14，在區(qū)間-1，1范圍內(nèi)，差異較為明顯。第二，股權(quán)構(gòu)造方面。國有股持股比例最高到達79.67%，最低值為零，均值也到達了23.89

5、%，可見在房地產(chǎn)行業(yè)中，國有股一股獨大的可能性存在；第一大股東的持股比例最低為8.94%，最高到達82.44%，反映出在某些上市公司中，股權(quán)構(gòu)造較為集中，而相比而言，第二到第十大股東持股比例之和最多為40.67%，最少僅為1%，從第一大股東及第二至第十大股東持股比例之和可以看出，我國上市公司股權(quán)構(gòu)造在很多企業(yè)內(nèi)較為集中。第三，董事會方面。董事會人數(shù)最多15人，最少僅為5人，不同企業(yè)間存在差異；年度董事會會議次數(shù)變量中，最多召開了36次，最少僅為4次，可見不同的上市公司差異較為顯著；董事會鼓勵方面，董事會持股比例最少為0，最多的也僅為8.53%，可見持股比例并不高。兩職兼任情況如表1所示，57家

6、上市公司中，僅有10家公司存在兩職兼任情況，僅占總數(shù)的17.5%，47家上市公司并不存在兩職兼任情況，可見兩職兼任情況在我國房地產(chǎn)行業(yè)上市公司中并不常見。第四，控制變量。選取的企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)，最小值為19.9，最大為24.6，標(biāo)準(zhǔn)差為1.12，可以表達出不同上市公司的企業(yè)差異，較為合理。四、最小二乘法回歸分析就搜集到的數(shù)據(jù)，本文采用普通最小二乘法做多元回歸分析，建立股權(quán)構(gòu)造、董事會模型。模型1：y=+b1x11+b2x12+b3x131+b4x132+b5x14+b6z+u模型2：y=+b1x211+b2x212+b3x22+b4x23+b5x24+b6x25+b7z+u模型中：為常數(shù)項

7、，bi為回歸系數(shù)，u是回歸殘差項。據(jù)以上模型，做多元回歸分析，spss16.0輸出結(jié)果如下：從模型1和模型2的模型概述表可以看出見表2，各維度及維度組合對企業(yè)競爭力指數(shù)的回歸結(jié)果顯示，各模型的r值均超過0.58，最小0.589，r2均超過了0.34，最小為0.346，而adjustedrsquare也均超過30%，擬合效果較好。模型f檢驗統(tǒng)計量的觀測值為在1%程度上顯著，顯著性程度最高也只有0.009，說明模型通過在顯著性程度a=0.01的顯著性檢驗，模型因變量與所有自變量間相關(guān)關(guān)系顯著，擬合效果好。兩個方程的d-durbin-atsn檢驗值均近于2，最大2.199，最小2.053，說明模型變

8、量無序列相關(guān)性。一模型1：股權(quán)構(gòu)造與企業(yè)競爭力指數(shù)回歸結(jié)果分析表3，從共線性檢驗看，除x131、x132外，各變量的容忍度均遠離0而將近于1，方差膨脹因子均小于10，說明該模型各變量之間并不只是嚴(yán)重的多重共線性；從各自變量回歸系數(shù)b及t值看，僅有x12及控制變量z通過了顯著性檢驗，可見我們將企業(yè)規(guī)模作為控制變量是正確的。二模型2：董事會對企業(yè)競爭力指數(shù)回歸結(jié)果分析表4，從共線性檢驗看，除x211、x212外，各變量的容忍度均遠離0而將近于1，方差膨脹因子均小于10，說明該模型各變量之間并不只是嚴(yán)重的多重共線性；從各自變量回歸系數(shù)及t值看，僅x24及控制變量z通過了顯著性檢驗。為考察異常值是否存

9、在，分析回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各回歸模型的標(biāo)準(zhǔn)化殘差均在-3，3區(qū)間內(nèi)，因此，樣本數(shù)據(jù)并沒有奇異值。五、研究結(jié)論一股權(quán)構(gòu)造與企業(yè)競爭力的關(guān)系用來消除股權(quán)過度集中的方法就是股權(quán)制衡，有相對控股股東與大股東抗衡，能有效抵抗大股東損害小股東利益的行為發(fā)生。從回歸結(jié)果中看出，雖然這種制衡有利于上市公司企業(yè)競爭力的提升，然而并沒有通過統(tǒng)計學(xué)上檢驗，效用有限，這與目前我們上市公司中“一股獨大場面有一定關(guān)系，由于第二至第十大股東持股比例過低有關(guān)，較少的股份使得他們的發(fā)言效用較弱。二董事會與企業(yè)競爭力的關(guān)系董事會鼓勵一般有股權(quán)鼓勵和薪酬鼓勵，由于股權(quán)鼓勵的長期性和持久性，使得其對董事的鼓勵作用更大。從實證結(jié)果來看，雖然董事會持股比例并不高，均值僅有0.23%，卻對董事起到了積極作用，進步了董事的工作積極性和主動性，提升了企業(yè)競爭力，回歸結(jié)果在統(tǒng)計學(xué)上顯著。參考文獻：1、吳淑棍,劉忠明,范建強.非執(zhí)行董事與公司績效的實證研究j.中國工業(yè)經(jīng)濟,2001(9).2、李維安,王守志,王世權(quán).大股東股權(quán)競爭與監(jiān)事會治