家政公司營銷范文

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第1篇

關(guān)鍵詞：事件研究法 超額收益率 高管變動

一、研究背景

隨著我國股票市場的日益完善，滬深兩板的上市公司數(shù)量也迅速增加。在如火如荼的上市大潮中，頻頻發(fā)出的高管辭職公告也逐漸引起了研究人員和投資者的注意，其中中小板和創(chuàng)業(yè)板高管變更現(xiàn)象尤為嚴(yán)重。2010年開始掀起了高管變動的熱潮，2010年滬深兩市發(fā)生高管變動的公司合計超過600家，2011年達(dá)到800家以上，今年2月18日一天內(nèi)有5家上市公司了9位高管辭職公告。

由于高管變動密切關(guān)系到上市公司的整體穩(wěn)定，企業(yè)戰(zhàn)略計劃的變動，并且其中可能涉及到辭職套現(xiàn)利益鏈條。故頻頻發(fā)生的高管變更在一定程度上可能導(dǎo)致投資者對企業(yè)未來經(jīng)營收益和穩(wěn)定性產(chǎn)生動搖，使得中小投資者的情緒和投資選擇受到嚴(yán)重影響并導(dǎo)致公司股價受到一定程度的不良影響。本文將通過事件研究法對高管變動的股價效應(yīng)進(jìn)行實證研究。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選取

由于作者能力和研究時間有限，本文選取了2011年全年上證A股所有發(fā)生高管變動的公司作為研究樣本，計入樣本的公司包括發(fā)出董事會成員、總經(jīng)理以及監(jiān)事會成員的辭職公告的公司，不包括發(fā)出保薦人、財務(wù)人員以及董事會助理人員的辭職公告的公司，共計201家公司，數(shù)據(jù)來源WIND資訊公司公告。

由于本文采取事件研究法對高管變動的公告效應(yīng)進(jìn)行研究，故在已選擇的201個樣本中剔除了可能導(dǎo)致研究出現(xiàn)偏誤的樣本，包括在半年內(nèi)發(fā)出兩次或者兩次以上高管變動公告的公司48家和在公告日前長期停牌或者新近上市導(dǎo)致估計期不夠長的公司17家以及在公告日或者窗口期發(fā)生停牌導(dǎo)致公告效應(yīng)不能有效反映于實時行情的公司5家，有效樣本共計131家。

（二）研究方法

本文采用標(biāo)準(zhǔn)事件研究法對高管變動的公告效應(yīng)進(jìn)行檢驗，以市場模型度量公司股票的正常收益。

1、事件日選。盡管部分公司高管實際離職與離職公告的存在一定時間差，還有部分公司前任高管離職公告與新任高管繼任公告于兩個不同的交易日，在本文中一律選用前任高管離職公告的日期為事件日，若前任高管離職公告日為非交易日，則將公告后的第一交易日認(rèn)定為事件日。

2、時間窗口期與估計期。由于高管變動可能在短期內(nèi)對公司股價產(chǎn)生一定沖擊，本文將事件日前后10個交易日即[-10, 10]設(shè)定為事件窗口期，將窗口期前120個交易日即[-130, -11]設(shè)定為事件估計期。

3、估計模型構(gòu)建。本文中的所有收益率采用對數(shù)收益率計算，即，其中表示個股在第t交易日的收益率， 和分別表示第t和t-1交易日的收盤價。本文采用市場模型計算個股的正常收益率，計算公式為。其中 是個股在第t交易日的正常收益率，a、b由該股票估計期收益率對市場收益率進(jìn)行線性回歸所得，由于本文樣本選取的公司均為上證A股公司，故采用上證A股指數(shù)收益率作為市場收益率。

個股窗口期超額收益率用實際收益率減去正常收益率所得，，平均超額收益率為，其中n為有效樣本個數(shù)。個股在窗口期[t1,t2]內(nèi)的累計超額收益率為，平均累計超額收益率為。對超額收益率和累計超額收益率采用均值為0的t檢驗來確定其顯著性，該檢驗的原假設(shè)為：AAR=0。

該模型中的數(shù)據(jù)均來源于WIND資訊行情序列，[-130, +10]研究期，根據(jù)公告日人工截取，統(tǒng)計分析使用Eviews5.1計量軟件以及Microsoft EXCEL2007作為輔助。

三、實證過程與結(jié)果分析

（一）實證過程

實證過程主要針對每家公司是先利用120天估計期進(jìn)行模型估計，然后用模型計算窗口期正常收益率，再用實際收益率減去正常收益率得到超額收益率。然后匯總樣本數(shù)據(jù)，對窗口期每天AAR和ACAR進(jìn)行均值為0的t檢驗，獲得假設(shè)的實際顯著性水平。

下面以600186蓮花味精公司為例說明估計模型的建立過程。該公司于2011年9月6日關(guān)于公司副總經(jīng)理辭職的公告，即事件日為2011-09-06，由行情序列獲得該樣本的估計期為2011-03-02至2011-08-22共計120個交易日，窗口期為2011-08-23到2011-09-21共計21個交易日。

為了使模型擬合更優(yōu)結(jié)果分析更準(zhǔn)確，首先對模型的自變量rm的水平序列進(jìn)行ADF單位根檢驗（AIC最小選擇滯后階數(shù)），結(jié)果如圖1：

圖1 600186 rm序列ADF平穩(wěn)性檢驗

由圖可知在1%，5%，10%顯著性水平下均可拒絕原假設(shè)，即不存在單位根。

然后在Eviews中進(jìn)行OLS回歸得到結(jié)果如圖2：

圖2 600186預(yù)測期回歸模型

根據(jù)上圖可建立估計期模型rs=0.000109+1.208378rm。

對上述回歸進(jìn)行殘差檢驗：

1、懷特異方差檢驗，結(jié)果如圖3：

圖3 600186回歸模型懷特異方差檢驗

由實際顯著性水平可以拒絕存在異方差的原假設(shè)，認(rèn)為不存在殘差異方差。

2、B-G殘差自相關(guān)檢驗（lagged=3），結(jié)果如圖4：

圖4 600186回歸模型B-G自相關(guān)性檢驗

根據(jù)以上實際顯著性水平，可以拒絕存在自回歸的原假設(shè)，結(jié)合該回歸的D-W統(tǒng)計量1.8162，可以認(rèn)為不存在殘差自相關(guān)。

經(jīng)過以上檢驗可以認(rèn)為蓮花味精的估計期模型具有較好的預(yù)測作用，用所得回歸模型計算個股AR與CAR，如圖5：

圖5 600186 AR與CAR

可以看出在公告日發(fā)生以后幾天該公司股價均具有負(fù)的超額收益，累計超額收益率處于下降趨勢。

經(jīng)作者對全部數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，所有行情序列均沒有單位根，少數(shù)序列回歸后出現(xiàn)異方差或者自相關(guān)現(xiàn)象，由于收益率中含有較多負(fù)值并且已經(jīng)為對數(shù)收益率序列，故在修正中對發(fā)生殘差異方差的樣本均采用GLS加權(quán)最小二乘法進(jìn)行回歸，對發(fā)生殘差自相關(guān)的采用一階差分進(jìn)行回歸。

（二）結(jié)果分析

根據(jù)以上方法對符合條件的樣本逐一進(jìn)行AR與CAR的計算得到AR與CAR序列，首先求得均值，得到AAR與ACAR如圖6：

圖6 樣本AAR與ACAR

由上圖可以看出在公告日及之后幾天大致在[0,5]期間AAR處于較低水平，ACAR下降較快，其他期間大致處于正常水平。為了進(jìn)一步得到精確結(jié)果，下面對AR和CAR進(jìn)行均值為0的t檢驗，結(jié)果如圖7所示：

圖7 樣本AAR與ACAR的t檢驗結(jié)果

由以上可以看出AAR在[0,4]期間t值均比較顯著，實際顯著性水平p較小，除公告日當(dāng)日為0.05349在10%水平下顯著以外，公告日后1-4天均在1%的顯著性水平下顯著，但在公告日第五天過后顯著性明顯降低。ACAR在公告日之前的均值略大于零稍有正的超額收益，從公告日開始逐漸下跌在公告日后一天跌為負(fù)值，其顯著性也從公告日后第二天開始顯著不為零。這可能是由于我國股票的t+1交易制度，在公告日當(dāng)天投資者來不及做出反應(yīng)。以上數(shù)據(jù)均表明高管變動公告對投資者存在負(fù)的股價效應(yīng)，持續(xù)期約為4天。其中公告后第一天、第三天、第四天具有較高的負(fù)超額收益，可能是由于投資者因高管變動發(fā)生異常拋售造成的股價下跌。

四、結(jié)論與不足

本文選用2011年上證A股發(fā)生高管變動的131家公司作為研究樣本，嘗試性地對上市公司高管變動的公告效應(yīng)進(jìn)行實證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，上證A股的公司存在比較顯著的負(fù)公告效應(yīng)，在公告前10天內(nèi)的累計超額收益率為0.6433%，而在公告日后5天的累計超額收益率為-4.912%，公告效應(yīng)十分顯著。從窗口期的統(tǒng)計結(jié)果來看投資者對于所持股票的高管變動信息具有反應(yīng)導(dǎo)致了一定程度的股價異常下跌。在上市公司頻繁發(fā)生高管變動的今天，本文的研究具有一定的應(yīng)用價值，可以指導(dǎo)投資者進(jìn)行理性投資，并且可以作為投資者提供了由于高管變動股價處于低位時買入的參考。

但是由于作者能力和時間所限，本文選取的樣本量較小。在時間跨度方面僅為2011年全年，2011年是金融危機(jī)過后股市較為平穩(wěn)的一年，大盤震蕩較少，故本文結(jié)論可能在大牛市和大熊市中缺乏可靠性。并且本文樣本的公司全部來自上證A股公司，可能對于深證的股票尤其是中小板和創(chuàng)業(yè)板公司不具有較好的代表性。由于以上限制本研究的結(jié)論可能具有一定的局限性。另外在研究中并沒有對ST、*ST公司股票和普通公司的股票分組研究，可能忽視了不同質(zhì)量的公司對于高管變動的影響差異。此外針對這一現(xiàn)象還可以進(jìn)一步通過多變量模型探究影響該公告效應(yīng)的大小的因素及其顯著性，由于時間所限本文并沒有得出該方面的結(jié)論。

參考文獻(xiàn)：

[1]夏芳.上市公司高管辭職套現(xiàn)利益鏈條隱現(xiàn)[N].證券日報,2012年2月8日

第2篇

中國的金融中介體系起步較晚，發(fā)展過程中面臨許多有待理論解釋的現(xiàn)實問題。以證券公司為例，高效率的動態(tài)競爭結(jié)構(gòu)尚未形成，國內(nèi)證券公司規(guī)模的有效邊界模糊，行業(yè)整體仍然缺乏良性的自我調(diào)整機(jī)制和優(yōu)勝劣汰機(jī)制。在以上背景下，本文利用相關(guān)理論，對我國金融業(yè)的重要組成部分――證券業(yè)――的運營績效與競爭結(jié)構(gòu)問題進(jìn)行了研究，通過對中國證券公司的實證分析來推動認(rèn)識的深化。

一、影響國內(nèi)證券公司績效的因素

（一）戰(zhàn)略

1．產(chǎn)出組合（產(chǎn)品組合）

對產(chǎn)出組合的不同選擇，對應(yīng)著企業(yè)所采取的不同戰(zhàn)略，通常可以分為集中戰(zhàn)略（專門化戰(zhàn)略）和多元戰(zhàn)略。

集中戰(zhàn)略的優(yōu)勢在于：①在對細(xì)分市場的了解和主導(dǎo)產(chǎn)品的競爭力方面有較大可能強(qiáng)于多元化產(chǎn)出的競爭對手。②相比較于全能型金融機(jī)構(gòu)，采取集中化戰(zhàn)略的金融機(jī)構(gòu)的經(jīng)營范圍和企業(yè)規(guī)模都相對較小，管理的成本以及管理失效的可能性隨之降低。

多元戰(zhàn)略是指企業(yè)為了獲取多個細(xì)分市場的利潤，或為了避免單一產(chǎn)出的風(fēng)險，而進(jìn)入多個市場和提供多種產(chǎn)出（產(chǎn)品）的組合。與集中戰(zhàn)略相比，實施相關(guān)多元化戰(zhàn)略的優(yōu)勢在于：①范圍經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。相關(guān)業(yè)務(wù)活動在同一平臺上運作可能有助于節(jié)約成本，提高共享資源的利用效幸，在新的經(jīng)營業(yè)務(wù)中也可借用公司其他產(chǎn)品或業(yè)務(wù)的聲譽來快速拓展市場。②避免單一產(chǎn)品的周期性或細(xì)分市場的系統(tǒng)性風(fēng)險，通過多元化經(jīng)營將風(fēng)險分散，保持公司整體贏利水平的穩(wěn)定性。

2．客戶組合

在確定產(chǎn)出組合（產(chǎn)品組合）的同時，證券公司還面臨著確定其服務(wù)對象的抉擇，比如主要服務(wù)于大型機(jī)構(gòu)客戶還是中小投資者，重點服務(wù)融資客戶還是零售客戶，等等。不同類型的客戶為企業(yè)所帶來的收益區(qū)別很大，有實證研究發(fā)現(xiàn)，銀行的全部收益來自于大約30%的客戶群。對于證券公司來說，不論是其經(jīng)紀(jì)業(yè)務(wù)的客戶還是承銷業(yè)務(wù)的客戶，不同的客戶群帶來的收益同樣區(qū)別很大。

（二）戰(zhàn)略實施

1．人力資源管理

雇員滿意度是服務(wù)--收益鏈中的重要一環(huán)，所以可把人力資源管理視作影響雇員績效乃至組織效率的關(guān)鍵因素。以前的一些實證研究表明，銀行的某些無效率可以歸因于力資源的無效率管理。

2．技術(shù)的運用

國外大型商業(yè)銀行把非利息支出的20％花費在信息技術(shù)上，大型證券公司則把總費用支出的10%用于通訊和信息技術(shù)支出，而且在技術(shù)方面的投資一直比較穩(wěn)定。信息技術(shù)對企業(yè)績效的影響不應(yīng)被忽視，技術(shù)已經(jīng)成為控制成本的關(guān)鍵因素。

（三）環(huán)境因素

1．技術(shù)環(huán)境

對于金融機(jī)構(gòu)而言，技術(shù)的發(fā)展通過難以估計的規(guī)模經(jīng)濟(jì)成為金融業(yè)重組的重要動力，同時技術(shù)進(jìn)步也為金融機(jī)構(gòu)的業(yè)務(wù)在空間上的擴(kuò)散提供了便利。許多后臺操作和部分前臺的操作甚至可以移到互聯(lián)網(wǎng)上，由于信息技術(shù)的運用，國內(nèi)的證券公司迅速形成相近的組織形式和業(yè)務(wù)模式。

2．消費者的偏好

產(chǎn)品組合和客戶組合的選擇是影響證券公司績效的重要戰(zhàn)略因素，然而這種選擇不可能是恒定的，它要受到消費者偏好變化的影響。有些時候消費者偏好的變化并不是來自于消費者結(jié)構(gòu)的變動，而是由市場環(huán)境、政策環(huán)境等因素的變動所引發(fā)。

二、中國證券公司績效評價

本文根據(jù)國內(nèi)證券公司的經(jīng)營與財務(wù)數(shù)據(jù)，對國內(nèi)證券公司的效率與企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系進(jìn)行探討。

以營業(yè)網(wǎng)點數(shù)量作為規(guī)模指標(biāo)，并把它與ROA值進(jìn)行分析來看，二者并沒有明顯的相關(guān)關(guān)系，營業(yè)網(wǎng)點較少的證券公司其效率從低到高均有。雖然如此，但由于目前國內(nèi)證券公司的經(jīng)營能力、風(fēng)險控制能力的限制，對證券公司的成本起到了負(fù)面作用。尤其是國內(nèi)的大型證券公司要獲得較高的效率，必須主動控制其營業(yè)網(wǎng)點數(shù)量，再擴(kuò)張營業(yè)網(wǎng)點時應(yīng)考慮到既定約束條件下的投入產(chǎn)出效率。

由于規(guī)模擴(kuò)張帶來運營復(fù)雜程度的提高，大企業(yè)的成本結(jié)構(gòu)并不會有大的改善。企業(yè)增大規(guī)模的潛在動機(jī)是加強(qiáng)收益而非節(jié)約成本。只有資產(chǎn)和人員規(guī)模較大的證券公司，才能成為綜合類的證券公司，能夠獲取各種業(yè)務(wù)的收益，這有助于提高盈利效率。而在節(jié)約成本方面，結(jié)果明確顯示國內(nèi)大型證券公司的表現(xiàn)確實不如中小型的證券公司。

進(jìn)一步，我們也就不難理解，某些金融企業(yè)通過合并等方式壯大規(guī)模之后，常常帶來公司治理和管理方面的問題。針對金融業(yè)合并案例進(jìn)行研究之后可以發(fā)現(xiàn)，其結(jié)果并非一個作為有機(jī)整體的大企業(yè)，而是不同企業(yè)所構(gòu)成的大型混合體。因此，潛在的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并沒有得到釋放，反而出現(xiàn)了規(guī)模不經(jīng)濟(jì)的后果。如果國內(nèi)的證券公司將目標(biāo)定位為綜合性證券公司則應(yīng)當(dāng)對每一個專營實體進(jìn)行核算，規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)才能得到充分的展現(xiàn)。

三、中國證券公司業(yè)效率評價小結(jié)

首先，國內(nèi)證券公司在效率度量上的總體表現(xiàn)明顯比國內(nèi)外資銀行業(yè)要弱。在行業(yè)過度競爭的同時，證券公司的一些傳統(tǒng)收益如保證金息差收入也大量被商業(yè)銀行所侵蝕，商業(yè)銀行的業(yè)務(wù)范圍不斷擴(kuò)大，而證券公司的經(jīng)營活動空間依狹窄，這就造成了企業(yè)效率低下的后果。

第3篇

論文摘要：以滬深324家家族控股上市公司為研究樣本，對大股東的監(jiān)督與公司績效之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。分析結(jié)果表明：家族控股股東持股比例與公司績效呈顯著的三次曲線關(guān)系；前五大股東持股比例與公司績效呈顯著的正U形曲線關(guān)系；赫芬德爾指數(shù)與公司績效呈顯著的線性關(guān)系；股權(quán)制衡度、Z指數(shù)與公司績效的相關(guān)性不明顯。

引言

同內(nèi)外學(xué)者對大股東監(jiān)督從不同的角度進(jìn)行了大量的研究，取得了豐碩的成果。概括起來大股東的監(jiān)督對公司治理效率具有雙重影響。一方面是大股東的監(jiān)督有利于降低成本，提高公司績效。如Shivdasani(1993)、FrankandMaye~(1994)、Go．onandSchmid(1996)、DenisandSe~ano(1996)等的研究；另一方面是大股東的監(jiān)督會導(dǎo)致額外成本的發(fā)生。如Bolton&Thadden(1998)、Pagano&Roell(1998)、LaPortaetal(1999)、Bebchuketal(1999)等的研究。國內(nèi)學(xué)者也對大股東監(jiān)督效應(yīng)進(jìn)行了大量的實證研究，得出了許多有意義的結(jié)論，如陳小悅、徐曉東(2001)、朱、汪暉(2004)等的研究。但到目前為止，以家族公司為研究樣本，實證分析家族控股股東的監(jiān)督對公司績效的影響尚存在不足。因此，本文從家族控股股東監(jiān)督人手，探討中同家族公司大股東的監(jiān)督效應(yīng)對公司績效的影響。

一、研究假設(shè)

不同性質(zhì)的股東在問題的產(chǎn)生和解決方式以及所有權(quán)的行使方式上有著明顯差別進(jìn)而會對公司績效產(chǎn)生不同的影響。正如Denisanf1McConnell(2003)認(rèn)為的那樣，股權(quán)集中度和股權(quán)制衡與公司價值之間的關(guān)系受制于大股東的股權(quán)性質(zhì)。中國大多數(shù)家族公司的所有權(quán)與經(jīng)營控制權(quán)分離程度很小，企業(yè)的創(chuàng)始人大都擔(dān)任上市公司的董事長、總經(jīng)理，他們既是所有者又是經(jīng)營者，這種所有權(quán)和控制權(quán)合一的管理模式減少了企業(yè)的成本和監(jiān)督成本，無疑提高了大股東監(jiān)督對公司績效的正向影響程度。因此，我們提出假設(shè)：家族公司大股東監(jiān)督對公司績效有正向影響。

二、實證分析

1．樣本選擇及變量定義。本文以中國家族控股上市公司為研究樣本，樣本的選擇需符合下列條件：公司的最終所有者為自然人或家族，且該自然人或家族直接或間接地為上市公司的第一大股東或控股股東。該公司是在2004年12月31日前成功上市。本文將金融和保險類公司、沒有完整財務(wù)數(shù)據(jù)的公司、變量值異常的公司排除在外，共選取了中國家族控股上市公司有效樣本324家，其中上海190家，深圳134家。所有資料均來源于中國證券監(jiān)督管理委員會網(wǎng)站及和訊網(wǎng)的公開數(shù)據(jù)。

本文的變量包括大股東監(jiān)督變量、公司績效變量和控制變量。大股東監(jiān)督變包括第一大股東持股比例(CR。)、前五大股東股權(quán)集中度(CR)、股權(quán)制衡度(DR)、z指數(shù)(z)和赫芬德爾指數(shù)(HERF)；公司績效由財務(wù)指標(biāo)資產(chǎn)收益率(ROA)來衡量。變量定義如表1所示：

2．相關(guān)性分析。我們采用Pearson方法對大股東監(jiān)督變量和公司績效變量進(jìn)行相關(guān)性分析，分析結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，第一大股東持股比例(CR，)、股權(quán)集中度(CR)、赫芬德爾指數(shù)(HERF)均與資產(chǎn)收益率(ROA)成顯

著正相關(guān)，說明提高股權(quán)集中度有利于提高公司績效。股權(quán)制衡度(CR)、z指數(shù)與資產(chǎn)收益率相關(guān)性不明顯。表明大股東之間的制衡對公司績效沒有起到促進(jìn)作用。

3．回歸分析。為進(jìn)一步探討大股東監(jiān)督與公司績效之問的關(guān)系，我們分別對大股東監(jiān)督變量與公司績效變量進(jìn)行了曲線擬合。選擇常用的Linear、Logarithmie、Inverse、Quadratic、Cubic、Power六種曲線模型作為初始方程進(jìn)行擬合。通過對被選方程擬合效果的比較、總體方程顯著性檢驗和參數(shù)估計值顯著性檢驗的比較，確定一個合適的回歸方程。

第一大股東持股比例(CR．)與資產(chǎn)收益率(ROA)擬合的同歸方程是次曲線(Cubie)。方程如下：

ROA：0．132—1．288CR．+3．597CR12

—

2．788CR

R2=0．018 F=2．985(0．031)

(1．520)(一1．678)(1．688)(一1．517)(括號內(nèi)為t值)

根據(jù)方程可以得HJ，第一大股東持股比例與資產(chǎn)收益率呈顯著的二三次曲線關(guān)系。說明家族控股股東的持股比例與資產(chǎn)收益率的_芙系會因持股比例問的不同而不同。我們計算出了i次函數(shù)的轉(zhuǎn)折點分別是25．41％和60．6％。當(dāng)家族控股股東持股比例在0—25．41％之間時，大股東持股比例與資產(chǎn)收益牢負(fù)相關(guān)。說明家族股東可能由于持股比例較小，股權(quán)的激勵效果不顯著，存“搭便車”心理的作用下，參與公司治理的積極性不高。處在這一問的樣本公司有79家，占公司總數(shù)的24．4％。當(dāng)家族控股股東持股比例在25．4l％～60．6％之間時，家族持股比例與資產(chǎn)收益率正相關(guān)。這些公司的家族股東基本l：能夠控制公司，隨著持股比例的增加，“搭便車”動機(jī)趨于減弱，其監(jiān)控動力不斷增強(qiáng)，公司績效會隨之提高。有232家樣本公司處于這個問，占公司總數(shù)的71．6％。當(dāng)家族大股東持股比例在60．6％～100％之間，家族股東持股比例與資產(chǎn)收益率負(fù)相關(guān)。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能是家族大股東在缺乏外部監(jiān)督控制的情況下，利Ⅲ其絕對控股地位，以中小股東的利益為代價來追求自身收益的最大化，使公司績效降低。有13家樣本公司在這個范同內(nèi)，占樣本總數(shù)的4％。

股權(quán)集中度(CR)與資產(chǎn)收益率(ROA)擬合的回歸方程是二次曲線(Quadratic)。方程如下：

ROA：0．062—0．436CR+0．577CR

R=0．034 F=6．581(o．0021

(0．612)(一1．1263(1．608)(括號內(nèi)為t值)

股權(quán)集中度與資產(chǎn)收益率呈顯著的正U性曲線關(guān)系。通過對函數(shù)求導(dǎo)，得股權(quán)集中度對公司績效影響的轉(zhuǎn)折點是37．78％。這一結(jié)論與宋力、韓亮亮(2004)得出的結(jié)論一致，適度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)并不利于家族公司績效的提高，最優(yōu)的股權(quán)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為要么大股東持股比例高度集中，要么高度分散。

反映股權(quán)集中度的另一指標(biāo)赫芬德爾指數(shù)(HERF)與資產(chǎn)收益率(ROA)擬合的回歸方程是線性函數(shù)(Linear)。回歸方程如下所示。通過回歸方程可以看出，隨著赫芬德爾指數(shù)的提高，資產(chǎn)收益率是顯著上升的。進(jìn)一步驗證了上述結(jié)論。

R0A=一．022+0．195HERF

R=0．021 F=7．661(0．0061

f一1．698")(2．768)(括號內(nèi)為t值)

股權(quán)制衡度(DR)、Z值數(shù)(z)與資產(chǎn)收益率(ROA)沒有擬合Ⅲ合適的回歸方程。股權(quán)制衡度和z值數(shù)的作用主要體現(xiàn)在監(jiān)督制衡方面，通過各大股東的內(nèi)部利益牽制，達(dá)到互相監(jiān)督、提高決策效率、抑制內(nèi)部人掠奪的股權(quán)安排模式。中圍家族公司由于大股東之間的制衡度比較弱，制衡機(jī)制作用的發(fā)揮還不完全，兇此對公司績效沒有顯著影響。