多元化、企业业绩与股权结构.docx

多元化、企业业绩与股权结构 感谢香港中文大学商学院提供的资料，四川大学经济学院张静同学在本文数据收集中的工作，华西证券公司研发中心对本文的帮助，四川大学数学学院李竹渝教授对本文初稿的审阅，文责自负。

——对中国上市公司的实证研究

赵山 肖晟
（电子科技大学管理学院） (美国Vanderbilt大学经济系)

Corporate Diversification, Firm Performance And Ownership Structure

Shan Zhao
（Management School, UESTC, Jianshe Road, Chengdu, Sichuan, China 610054）
Sheng Xiao
(Dept.of Economics, Vanderbilt University, Nashville, TN 37235, U.S.A.)

Abstract: Based on the data in the Annual Reports (2000) of 942 listed firms in Shanghai and Shenzhen Stock Exchanges, this paper discusses two related issues: the relationship between corporate diversification and firm value and the influence of ownership structure on diversification. We find that the level of diversification is not correlated with firm value (measured by Tobin’Q) and sales growth, but negatively correlated with ROA; diversification is positively correlated with the proportion of legal person shares ratio, and negatively correlated with proportion of state shares ratio. However, in big firms, the relationship between diversification and ownership structure is not statistically significant. This paper also compares the results of our study with those of the relevant studies conducted in other countries.

Key Words: corporate diversification, firm performance, firm value, ownership structure
JEL Classification: G340, G320, G310

作者简介：
赵山：男，1974年生，经济学硕士，电子科技大学管理学院教师。美国西部金融学会会员（Western Finance Association www.westernfinance.org）。在国内发表过多篇学术论文，主要研究领域：企业治理与企业理财，市场效率理论。联系电话：[phone]。 E-mail: zhsh333@。地址：四川省成都市建设北路二段四号电子科技大学管理学院 邮编：610054

肖晟：男，1977年生，2001年6于四川大学经济学院获金融学硕士学位，同年8月前往美国Vanderbilt大学经济系攻读经济学博士学位。 联系电话：[phone] (助教办公室)
E-mail: [e-mail]
地址：Sheng Xiao
Department of Economics, Vanderbilt University
Nashville, TN 37235 U.S.A.

多元化、企业业绩与股权结构
——对中国上市公司的实证研究

[摘要] 本文以沪深两市942家上市公司2000年年报的资料为基础，研究了多元化与企业业绩的关系和股权结构对多元化的影响。我们发现，我国上市公司多元化水平与企业价值（以托宾Q来衡量）无关，与企业的总资产收益率成负相关，与主营收入增长率无关；多元化与法人股比例成正相关，与国家股比例成负相关，然而，在大公司中多元化与股权结构的关系并不显著。本文还在一些方面与国外相关研究进行了比较。
[关键词] 企业多元化 企业业绩 企业价值 股权结构
一、引言
企业多元化行为对企业有着重要的意义，早已经为一些理论研究所重视，Williamson（1970）指出，多元化形成的内部资本市场可以提高企业的总体收益，Lewellen（1971）指出多元化可以提高企业的负债能力；另外，一些理论认为多元化可能降低企业的风险。
然而，特别是近年来，人们也认识到了多元化也是有其弊端的，这主要是从代理问题的角度来思考的，Jensen（1986）指出经理人可能通过多元化来增加私人的好处（如扩大公司规模来增加自己收入和声誉）；Shleifer和Vishny（1989）指出经理人可以通过多元化来维持自己的职位（entrenchment）；最近的研究还表明，多元化可以使经理人获得更多的资本控制权，从而导致过度投资(Jensen, 1986；Berger和Ofek, 1995)，甚至造成经理人寻租的机会（Scharstein和Stein 2000）。
同时，国外学者对企业多元化问题进行了大量的实证研究，研究主要集中于多元化与企业价值、企业治理的关系。Lang （郎咸平）和Stulz (1994)对美国七十年代末到八十年代的数据进行研究，发现企业多元化水平（level of diversification）与托宾Q成负相关关系，在排除了如规模、行业等因素后这种负相关关系依然存在，表明多元化导致企业价值的损失。Berger和Ofek(1995)对3600多家年销售额在2000万美元以上的企业在(1986～1991)年间的经营状况和财务状况进行了分析，结果表明：不论用哪一种价值度量方式，多元化对企业价值都有着显著的负面影响；从绝对数来看，平均每家企业在1986～1991年共损失2.35亿美元，以样本中的850家多元化企业计，损失总额达2000亿美元左右，该研究还表明，企业多元化水平越高，价值损失越大。总之，近年来，国外学术界一般认为多元化是价值减少的（value-reducing）。
最近，一些研究新兴市场的多元化问题的重要文献开始涌现。Lins和Servaes（2001）（简称LS 2001），采用7个亚洲国家和地区(香港，印度、印度尼西亚、马来西亚、新加坡、韩国、泰国)股市上的1195家公司作为样本，发现相对单一行业公司，多元化公司价值较低（平均导致7%的价值损失），盈利能力较低。Claessens等(1999)采用更大的样本，研究了9个亚洲国家和地区（日本、菲律宾，台湾、香港、印度尼西亚、马来西亚、新加坡、韩国、泰国）上市公司的多元化行为，也发现多元化对企业价值有负面的影响，与LS（2001）不同的是，当多元化的企业属于大型产业集团时，多元化对企业价值反而有正面作用，这一特别现象在不发达地区尤为突出。这些研究表明，在新兴市场，多元化有着与美国市场不同的机理，多元化与企业业绩有着更为复杂的关系。
多元化与股权结构的关系也是研究的热点，Denis等 (1997)从代理成本的角度，研究了美国933家上市公司股权结构与企业多元化水平的关系，发现管理层持股比例和大股东的存在与多元化水平成负相关，说明股东和经理人间的代理问题是企业进行价值减少的多元化的原因。还有一些研究也得出类似结论。
由于经济发展水平和制度等方面的差异，我国企业的多元化可能与国外有着不同的机理，这主要表现在：1）、由于银行等金融系统尚不发达，效率有待提高，多元化造成的内部资本市场可能更能发挥作用 Shin 和 Stulz (1996)发现内部资本市场在欠发达国家发挥着更为重要的作用，主要是由于外部资本市场不发达，甚至扭曲造成的，Claessens 等(1998)对亚洲的研究得出类似结论。
；2）、证券市场发展落后，不论是上市公司还是投资者都尚不成熟，市场热衷于炒作概念，重组收购等题材常常受到市场的追捧，这意味着多元化可能会被市场欢迎，这恰好与美国相反；3）、我国上市公司有着独特的股权结构，如股权集中度高，控股股东多为国家和国有企业，非流通股占大部分，从而可能对企业多元化行为产生重要的影响。
近期，国内一些文献开始了对我国多元化问题的实证研究，朱江（1999）以1997年沪深股市中146家公司作为样本，研究了我国上市公司多元化水平与企业业绩的关系，发现从整体上讲，多元化水平与企业业绩缺乏显著性的相关关系。
本文以沪深两市942家上市公司2000年年报资料为基础，对我国上市公司多元化进行了较为全面的研究。本文的创新之处在于：1）、全面地研究了多元化与企业业绩的关系和股权结构对多元化的影响两个互相关联的问题；2）、考虑到行业因素行业是此类研究必须考虑的因素：首先，行业无疑是影响公司业绩的重要因素；其次，国外研究发现多元化行为是与行业有着密切联系的；最后，笔者通过分析发现，在我国不同行业间的股权结构也有一定差异（如基础和能源产业的国家股比例较高）。
是影响企业多元化的重要因素，在所有分析中均校正了行业因素的影响，因此结论更加具有稳健性；3）本文的有效样本为942家公司，与其他文献相比，更具有代表性；4）、除了一般的会计指标以外，本文还采用了托宾Q最近国外的研究也较多的采用额外价值（excess value），来度量多元化对企业价值造成的影响，然而正如LS（2001）所指出的，由于不少新兴市场的公司数量较少，额外价值的度量方式可能不适合，因此，本文还是采用托宾Q来度量企业价值。
作为企业业绩的度量方式，托宾Q作为一种以市场为基础的业绩度量方式，有其独特的优势（详细的讨论见Lang和Stulz 1994）；5）、本文进行了稳健性分析，并在一些方面与国外相关文献进行了比较。
二、样本、数据与相关分析
鉴于我国上市公司一般从2000年才开始在年报上对分行业业务收入进行披露，因此，本文在2000年底以前发行A股的上市公司中进行样本选择。标准为：1）去除缺乏公司分行业业务收入数据的公司；2）去除业绩极差（全部PT和ST股票），发生重大财务危机的公司和因财务虚假被曝光的公司；3）再将得之样本中的各项数据有重大变异者除去。如此共得有效样本942家公司。
考虑到本文使用的数据库采用的是ISIC（国际标准行业分类第三版）的二位数行业对上市公司进行的行业分类，因此本文也采用此标准，根据我们对SIC（国外文献一般采用的分类标准）与ISIC的比较发现，两者是类似的，具有可比性。
本文采用了三种度量企业多元化水平的方式：1）经营单元数，若企业在某个ISIC的二位数行业的营业收入占总收入的5%以上，就计作一个经营单位，因此，这一指标越大，多元化水平越高。2）收入赫芬指数（Revenue-based Herfindahl Index），指一个企业在各个行业的营业收入占主营收入的比例的平方和。这一指标是小于等于1，大于0的，并且企业多元化水平越高，这一指标越小。3）多元化变量，这是一哑变量，当企业是多元化公司时取1，企业是单行业公司时取0。多元化公司和单行业公司的定义与国外同类研究一致，单行业公司指在某单一行业的业务收入占主营业务收入的比例大于等于90%的上市公司，其余公司则为多元化公司。
本文采用了三种度量企业业绩的指标：托宾Q（2000年年底值），总资产收益率（ROA）（2000年净利润除以2000年年底总资产），主营业务收入增长率 Lang 和Stulz (1994)发现在低增长的行业的公司更有可能进行多元化。
（SalesGrowth）（2000年主营业务收入除以1999年主营业务收入再减1）。其中托宾Q的计算采用Smith和Watts (1992)的公式 这是被其他文献经常使用的一个托宾Q的近似计算法，一些国外研究发现其十分接近真实的Q。
：托宾Q=（股票市值+总资产—净资产）/总资产，其中，股票市值=A股市值+B股市值+H股市值+非流通股市值 对非流通股的估价是此类研究无法避免的问题，一些文献按照流通A股股价来对非流通股进行估价，这样可能高估一些流通股比例小的公司；按净资产对非流通股估价又会低估一些非流通股比例大的公司，本文最后还是根据流通股市价来估价，即非流通股股价=流通A股股价。
。
类似国外文献，本文采用了多个与企业多元化水平相关的控制性变量。公司规模，用总资产的自然对数来代表，简写为LN（Asset）。上市年限，用首次公开发行到2001年所经历的年数的自然对数来代表，简写为LN（Age）。行业变量，行业变量的设置类似Denis等 (1997)，即把所有上市公司按照一定标准分为若干行业，然后每一行业分别用一个哑变量来表示，当某公司属于该行业时，代表该行业的哑变量取1，否则取0；考虑到在回归分析中，行业变量不能过多，本文对除制造业外的所有行业采用了ISIC一位数进行划分，制造业采用ISIC二位数分类，并要求划分出的每行业不得低于30家公司，最后得到17个行业。
通过港澳财经的数据库和纵横财经网站，笔者收集了全部有效样本公司2000年的分行业收入占主营业务收入的比例的数据，股权结构数据，财务数据和股价数据等。
在进行正式分析之前，首先对本文用到的重要变量进行Pearson相关分析（考虑到篇幅的限制，我们没有列出相关分析的结果列表，仅就其中的一些重要关系做一说明）。相关分析的结果如下：1）、多元化水平的三种度量方式具有极其高的相关性；2）、国家股与法人股之间的相关系数为-0.895***（*、**、***分别代表在10%、5%、1%的水平下显著，下同），国家股与流通股的相关系数为-0.276***，法人股与流通股的相关系数为-0.48***；3）、经营单元数与托宾Q、ROA、主营收入增长率的相关系数为0.08、-0.069*、0.02；4）经营单元数与法人股，国家股，流通股的相关系数分别为0.128***、-0.190***、0.205*** 。
三、多元化与企业业绩
首先，类似国外一般文献，如LS（2001）、Claessens等(1999)，将样本中所有上市公司划分为多元化公司和单行业公司。划分后发现在全部942家公司中有336家公司为多元化公司，占总数的35.7%；606家公司为单行业公司，占64.3%。在LS（2001）对7个亚洲国家和地区的研究中，1195家公司中有29.1%为多元化公司；同时根据Lins和 Servaes（1999）的研究，美国在1995年只有22%的公司为多元化公司，德国，日本，英国多元化公司占全部公司的比例则在36%到40%之间。以上与国外的比较表明，我国多元化公司占全部公司的比例高于美国和亚洲其他国家地区的水平，与德国、日本、英国的水平基本相当。
然后，我们把单行业公司与多元化公司的托宾Q、总资产收益率、主营业务收入增长率等做一比较，见表一上半部分。从表中我可以看出单行业公司的托宾Q小于多元化公司，不过差异很小，统计意义上是不显著的；单行业公司的总资产收益率显著的大于多元化公司；单行业公司的主营业务收入增长率小于多元化公司，但缺乏显著性。

（表一可放此处）

为了进一步分析多元化与企业绩效的关系，下面在控制一些其他影响多元化的重要的因素后，进行线性回归分析。回归模型中的被解释变量为企业业绩，解释变量为多元化变量，还考虑了公司规模、上市年限，行业变量三个控制性变量。此处采用多元化变量，而没有采用经营单元数或收入赫芬指数的目的是为了与LS（2001）具有可比性。
表二给出了回归的结果（由于行业变量数很多，没有给出各个行业变量的系数值），在几乎所有模型中，规模变量LN（Asset）的系数为负，而且具有相当的显著程度，说明企业业绩与公司规模成负相关；变量LN（Age）的系数在所有模型中都为负，并且具有相当的显著性，说明上市的时间越久，企业的业绩越差。模型（1）、（2）的被解释变量均为托宾Q，模型（2）加入了行业变量，多元化变量的系数都为负，但是缺乏显著性，表明托宾Q与多元化的关系是不显著的。模型（3）的被解释变量为总资产收益率，多元化变量的系数为负，虽然很小，却具有一定显著性，表明多元化公司的总资产收益率相对较低。模型（4）的被解释变量为主营收入增长率，模型中多元化变量的系数很小，并缺乏显著性。
（表二可放此处）

与LS（2001）比较起来，差异是明显的，LS（2001）的表4进行了与本文模型（2）类似的回归，其中的多元化变量的系数为-0.157（p值=0.01），而本文模型（2）中多元化变量的系数为-0.074（p值=0.273）。
从上面的分析可以看出，与国外的情况不同，在我国股市中，多元化水平高的公司的价值并不显著地低于多元化水平低的公司，而且，这还是在多元化水平高的公司的总资产收益率较低的条件下实现的，这表明我国的企业多元化并不是价值减少的。
四、多元化与股权结构
我国上市公司有着独特的股权结构，股权集中度高，股权分为流通股和非流通股两部分，非流通股又占其中的大部分，并且，控股股东几乎都是国家股或法人股股东。
由国家股股东控股的公司中的代理问题可能更为严重。首先，这些公司更多是国有企业改制过来的，其领导和管理可能继承以往的体制；其次，在一定程度上实际控制着这些公司的，拥有监督权和经理人任命权的政府官员通常缺乏激励去提高企业业绩，因为他们的收入和提升与企业业绩缺乏紧密的关系（Xu和Wang，1999）；再次，这些官员通常不是产业和管理专家，因此，缺乏控制和监督管理层的能力；最后，公司业绩不是他们唯一考虑的，他们通常还要考虑其他政府目标（如就业，社会稳定等）。
由法人股股东控股的公司却在一定程度上减轻了上面的问题，比如：这些公司通常是以一种更为有效率的方式设立的，如由多个法人股东参股设立，其治理结构更为有效率；由于好的公司业绩可能为控股股东带来实际的利益，这些控股股东更有激励和能力去监督和控制管理层。Xu和Wang（1997）甚至认为，这些控股法人在我国公司中的作用类似美国的机构投资者对公司治理的参与 笔者在一定程度上同意这种观点，但是与美国的机构投资者不同，这些法人股东可能会通过各种行为（如向上市公司借款、高价出售资产等）侵占上市公司财富，这种行为被国外学术界称为“Tunneling”（隧道行为）（Johnson等，2000）。
。
国外的研究一般是研究管理层持股、大股东的参与这两个影响代理问题的因素与多元化的关系，考虑到我国上市公司管理层持股并不广泛，而法人股比例可以近似的看作内部人持股（insider ownership）比例或董事会持股（board ownership）比例（因为处于控股地位的法人股股东几乎都控制了董事会，一些非控股的法人股股东也通常在董事会有代表）。因此，在这一部分，笔者主要分析多元化与法人股比例和国家股比例的关系。
首先，我们可以从表一下半部分得到我国上市公司多元化水平与股权结构的粗略关系，从表一下半部分可以看出，单行业公司的国家股比例平均为0.379，大大高于多元化公司的0.277，并且差异十分显著（p值=0.00）；同时，单行业公司的法人股比例为0.241，低于多元化公司的0.309，差异也是十分显著（p值=0.00）。
为了进一步考察多元化与股权结构的关系，我们对两者进行线性回归，这一方法也曾被Denis等（1997）所采用。被解释变量采用经营单元数，来度量企业多元化水平，解释变量包括法人股比例，国家股比例，社会大股东持股，和一些控制性变量。其中社会大股东持股变量是一哑变量，当企业存在持股超过10%的社会大股东（社会大股东指除政府、政府部门和国有独资企业以外的法人机构和个人）时取1，否则取0。设置这一变量是考虑到法人股很多是由国有独资企业持有，这一变量更能反映社会大股东在企业多元化中的角色。
表三给出了回归结果，在几乎所有模型中，变量LN（Age）的系数都为正，并十分显著，说明公司上市的时间越久，其多元化水平越高；模型（5）、（6）研究法人股比例对公司多元化水平的影响，模型（5）中法人股比例的系数为正，并非常显著，表明法人股比例越高，经营单元数越多，即多元化水平越高。模型（6）在模型（5）的基础上加入了行业变量，模型的拟合优度提高了，法人股比例的系数仍为正，只是显著性有所降低。模型（7）、（8）研究国家股比例对企业多元化水平的影响，可以看到，国家股比例的系数为负，并具有很高的显著性，说明国家股比例越高，企业多元化水平越低。模型（9）研究社会大股东的存在对多元化的影响，社会大股东持股变量的系数为正，并有很高的显著程度，说明社会大股东的存在提高了公司多元化水平。
（表三可放此处）
从上面的分析可以看出，与国外不同，法人持股反而增加了企业的多元化水平，考虑到本文第三部分得出的多元化水平高的公司总资产收益率较低，但价值并不显著地较低的结论，这一点是可以理解的，因为，多元化在一定程度上提高了某些公司的股价，相对国家股股东效率更高的法人股股东更乐于通过进行多元化制造题材，吸引投资者，提高股价由于国内企业上市的主要目的之一是融资（甚至被称为“圈钱”），控股股东一般都希望较高的股价表现，以利于其进行再融资和其他运作。
，这就导致了法人股比例越高，多元化水平越高。这同时表明，与国外不同，代理问题不是解释我国上市公司多元化的关键。
五、稳健性分析
为了保证本文实证分析结论的稳健性，在这一部分我们对分别检验在不同的样本，不同的变量设置下的分析结论。
（一）对只发行A股的上市公司的分析
本文的样本为2000年底以前发行A股的上市公司，样本中不少公司既发行A股，又发行B股、H股，由此计算出的托宾Q使用了B股和H股的股价，反应的不仅仅是内地投资者对多元化的态度，因此，本文尝试排除所有发行B股和H股的公司，对只发行A股的上市公司依次按照模型（1）至（9）进行实证分析，实证分析的结论基本与前面的结论类似。
（二）对大公司的分析
相对中小公司，我国股票市场中的大公司的运作更为规范，财务数据具有较高的真实性，并且，这些大公司对国民经济和证券市场具有更为重要的意义。因此，本文分别对市值最大的500家和市值最大的300家公司依次按照模型（1）至（9）进行实证分析。在多元化与企业业绩方面得出的结论与开始的结论基本类似。然而，当对市值最大的300家公司进行分析时，多元化水平与股权结构的关系变得很不显著，虽然，法人股比例和国家股比例的系数的正负号与模型（5）至（8）一样，但都不具有显著性，p值分别为0.203和0.619。对此有两种解释：1）、这些大公司运作相对更为规范，不容易轻率的进行多元化；2）、这些大公司中国家股比例平均为40.7%，法人股比例为19.6%，法人股比例大大低于国家股比例，使得这些法人缺乏足够的控制权去进行多元化。
（三）采用不同的非流通股价格
计算托宾Q，要正确计算公司的股票总市值，这就要求对非流通股进行恰当的估价，为此本文还采用了另外两种非流通股的估价方法。第一种是折中的方法，采用股票市价的一半加每股净资产，即，非流通股股价=净资产+流通A股股价×1/2，采用这种方法得出的托宾Q代入模型（1）至（2）进行实证分析，得出与前面类似的结论；第二种方法是直接采用每股净资产作为非流通股股价，再将得出的托宾Q代入模型（1）至（2）进行实证分析，也得出与前面类似的结论。
（四）采用其他的多元化度量方式
出于篇幅的考虑，模型（1）至（9）只分别用了一种多元化水平的度量方式，本文还采用了前面提到的其他多元化水平的度量方式，分析的结论与前面的结论类似。
六、结论
本文通过对两个相互关联的问题：多元化与企业业绩和股权结构对多元化的影响的考察，发现多元化与用托宾Q来衡量的企业价值 值得注意的是，由于我国证券市场中股价信息含量低，不能充分反映基本面，托宾Q可能更多的是反应股票受市场的欢迎程度，而非企业的“价值”。
的关系是不显著的，多元化与利润指标存在一定的负相关，与主营收入增长率无关。从整体上讲，股权结构与企业多元化有着密切的关系，多元化与法人股比例成正相关，与国家股比例成负相关，但对于大公司来讲，这种密切的关系是不存在的。
通过本文的分析，还得出关于我国上市公司治理结构的一点启示：由于集中的股权结构，我国上市公司中股东与经理人间的代理问题可能不是非常的严重国内一些研究表明，至少就上市公司而言，其经理人是受到了较为严格的约束，如，赵山（2001）发现我国上市公司的高层变动率是美国和一些新兴市场的2倍。
，而是控股股东的利益和意图决定了公司的行为 这与国外的一些最新研究得出的结论是类似的，La Portal等（1999）对27个国家地区的研究表明，在多数国家，公司治理中最关键的问题不是经理人与股东间的利益冲突，而是限制大股东对小股东的侵占（expropriation）。
。
由于数据的限制，本文的研究基本是静态的，没有动态地研究企业多元化的变动，进一步对多元化的研究可以考虑采用面板数据（panel data）动态地研究多元化的机理，国外已经有这方面的成果出现（如Hyland，1999）。除此之外，研究不同类型的多元化（如相关多元化与非相关多元化）对企业价值的影响也是很有意义的。

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表一 单行业公司与多元化公司的比较

单行业公司
多元化公司
差异（p值）

均值
均值

经营单元数（个）
总资产（万元）
托宾Q
总资产收益率
主营收入增长率
1.07
201813
3.209
0.043
0.198
2.56
176413
3.265
0.036
0.238
-2.49***（0.00）
25400（0.12）
-0.055（0.50）
0.007**（0.03）
-0.041（0.33）
国家股比例
法人股比例
0.379
0.241
0.277
0.309
0.102***（0.00）
-0.068***（0.00）
*、**、***分别代表在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为双尾t检验的p值

表二 对多元化水平、公司业绩和其他控制性变量的线性回归

模型（1）
模型（2）
模型（3）
模型（4）
被解释变量
解释变量
托宾Q
托宾Q
ROA
SalesGrowth
截距

多元化变量

LN（Asset）

LN（Age）

行业变量
校正R2
25.84***
（0.00）
-0.015
（0.815）
-1.071***
（0.00）
-0.082*
（0.08）
无
0.447
26.285***
（0.00）
-0.074
（0.273）
-1.093***
（0.00）
-0.096**
（0.04）
有
0.470
-0.028
（0.50）
-0.006*
（0.10）
0.004*
（0.071）
-0.009***
（0.00）
有
0.029
-0.353
（0.49）
0.007
（0.88）
0.026
（0.292）
0.019
（0.53）
有
0.015
*、**、***分别代表在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为双尾t检验的p值

表三 对多元化水平、股权结构和其他控制性变量的线性回归

解释变量
模型（5）

模型（6）

模型（7）

模型（8）

模型（9）

截距

法人股比例

国家股比例

社会大股东持股

LN（Asset）

LN（Age）

行业变量
校正R2
1.776**
（0.02）
0.41***
（0.00）

-0.024
（0.493）
0.150***
（0.00）
无
0.026
1.453**
（0.04）
0.181*
(0.08)

-0.008
(0.80)
0.075*
(0.06)
有
0.182
1.95***
（0.01）

-0.556***
（0.00）