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摘 要：本文在系统研究我国公司绩效评价指标的基础上，对我国的公司收益从宏观层次进行考察，分析公司收益与宏观经济环境变化的同步效应，从实证结果上看，在我国公司收益波动中，宏观层面信息影响是相当大的，平均占到88%左右，公司收益的同步效应非常强。同时，又测算了剔除宏观因素影响的公司绩效，进一步对公司内部治理机制进行实证研究。实证研究结果表明，公司内部治理结构好的公司，其收益同步性则较弱。
关键词：收益同步效应； 收益信息含量； 公司治理结构
中图分类号：F830．91文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2008)10-0076-07
经济增长反映一国经济总体的状况，当经济增长率较高时，经济处于繁荣时期，市场需求旺盛，公司的盈利水平较高且具有良好的预期，所以良好宏观形势是公司发展所需的良好的外部环境。在现实的经济运行中伴随着经济增长过程中会引发需求结构的变动，于是供给为适应需求又引致社会上各个公司生产和销售的变动，进而引发了公司的收益变动。因此，宏观经济活动会对公司收益产生影响，这已经被人们所认识。近30年来，我国经济一直处于高速增长过程中，对公司的发展起了强大的带动作用。国内外对我国的各种商品和劳务需求的增大，给我国公司带来了巨大商机和丰厚的利润。所以，我国公司收益与经济增长的同步效应该是明显的。
以前关于影响公司绩效的因素研究仅仅停留在一般性和微观个案的研究层次，缺乏总体化和系统化的研究，大部分关于公司治理结构与公司绩效的研究成果都是直接采用净资产收益率（ROE）或Tobin’s Q等为公司绩效指标，而较少考虑公司绩效与宏观经济的同步性。近几年来，很多学者热情关注“宏观经济的微观基础”，而对于“微观经济的宏观影响”却较少研究。这样就在评价公司内部治理结构与公司绩效的关系时出现了严重的问题。随着我国加入WTO的承诺不断兑现，中国公司面临的是跨国公司的大量涌入，新技术、新产品开发速度不断提高，这些变化及其不确定性对我国公司各种经济行为产生重要的影响，尤其是对公司生产、经营运作活动提出了巨大的挑战。我国宏观经济形势变化势必对不同治理结构的公司绩效产生不同程度影响，对于宏观经济形势变化反映越敏感的公司越易受到外部环境的冲击。因此，在分析公司内部治理结构与公司绩效的关系时，一定要考虑宏观经济环境对公司绩效的影响。
一、公司绩效的文献回顾
公司绩效（Business performance）是一个涵义广泛的概念。Buekert，Walkerand Roering 指出：公司绩效包括三层意思：(1)效果（effectiveness），即与竞争者在产品和服务方面的对比结果；（2）效率（efficiency）即投入与产出的比例关系；（3）适应性（adaptability）即面对环境威胁与机会选择时的应变能力。[1]苏武康认为，公司绩效是指公司经营的业绩和效率，它反映了公司的经营效果。[2]谭克则认为公司绩效是经营者合理配置公司内外各种资源，有效达成公司目标的程度或表现。[3]
目前在相关实证研究中对公司绩效的衡量或评价主要有三种方法：即财务评价法、市场评价法和经济评价法。
1．财务评价法
财务评价法就是选择一种或多种财务指标对公司绩效进行衡量或评价。评价公司财务绩效的指标主要有：（1）总资产收益率（税后利润与总资产之比率）；（2）净资产收益率（税后利润与净资产之比率）；（3）主营业务资产收益率（主营业务利润与总资产之比率）；（4）现金流资产收益率（净现金流与总资产之比率）；(5)销售收益率（主营业务利润与主营业务收入之比率）；（6）每股收益（税后利润与总股本之比率）。
陈小悦和徐晓东认为，净资产收益率是中国证监会对上市公司进行首次公开发行（IPO）、配股和特别处理（ST）的考核指标之一，上市公司对这一指标进行盈余管理（Earnings Management）的现象十分严重。[4]净资产收益率是公司的净利润与账面净资产之比。其分子反映的是公司的净利润，即公司生产经营活动所形成的全部利润，包含了企业的主营业务利润、其他业务利润、营业外收支以及投资收益；其分母是公司的所有者权益。这一指标给一些公司创造了利润操纵的条件，某些公司的主营业务活动不能带来很好的收益甚至是亏损，但是经过了其他业务利润、投资收益、营业外收支和补贴收入等的调整之后，企业的净资产收益率指标往往都比较好。
由于一些公司对净利润进行了操纵，使得外部信息使用者不能单纯地依靠净资产收益率指标来衡量公司的实际经营成果。主营业务资产收益率是主营业务利润与账面总资产之比。其分子是公司的主营业务利润，王小哈、杨扬、罗乐勤认为，主营业务在上市公司的可持续发展中起着决定性的作用，其不仅是公司稳定利润的主要来源，而且还左右着上市公司的核心盈利能力和市场竞争能力。[5]主营业务利润占公司总利润的比重的高低及其稳定性还将影响公司经营业绩的稳定性，从而也影响到公司的后续发展。就我国绝大多数上市公司目前所处的发展阶段而言，更应该壮大主业，实现规模经济，提高国际竞争力，分子使用主营业务利润来替代净利润可在一定程度上制约公司利用非主营业务进行利润操纵的可能性。公式的分母是总资产，可在一定程度上避免计算时很多公司的账面净资产很小甚至为负的情况。与净资产收益率相比，主营业务资产收益率具有一定的不可操控性，它杜绝了通过非主营业务进行利润操纵的可能性。鉴于此，本文采用了主营业务资产收益率指标。但李常青、赖建清认为，由于缺乏专业知识和专业技能，我国广大中小投资者仍然主要采用净资产收益率和每股收益等财务指标来评价公司绩效。[6]
2．市场评价法
财务评价法的主要缺陷在于计算财务指标所用的数据多为财务报表的历史数据，这种历史数据无法反映公司的现时价值或未来增值潜力，而市场评价法被认为可以弥补这一不足。所谓市场评价法是指采用市场价值指标对公司绩效进行衡量或评价。在国内外文献中备受推崇的市场价值指标是托宾Q值（Tobin’Q）。
托宾Q值是美国经济学家James Tobin于1969年在其经典论文《货币理论中的一般均衡方法》中提出的，其原意是指资本资产的市场价值与其重置成本（价值）的比率。如果该比率大于1，表明企业创造的价值大于投入资产的成本，企业为社会创造了财富。同时该比率大于1，也表明投资者愿意支付高于资产重置成本的价格来购买企业。因此，托宾Q值从一个侧面反映了企业投入与产出之间的比例关系，常常被用来衡量公司的市场绩效。托宾Q值虽然定义明确，但在具体计算时，由于受到样本数据的可获得性等诸多限制，国内外学者又提出了许多不同的计算方法。
3．经济评价法
经济评价法是指运用经济增加值（Economic Value Added，简称EVA）指标衡量或评价公司绩效的新方法。该指标由美国思腾思特公司在20世纪80年代推出，用于衡量公司价值创造能力。EVA不仅对债务资本计算成本，而且对权益资本也计算机会成本。它是企业税后营业净利润与全部投入资本（债务资本与权益资本之和）成本之间的差额，当该差额大于零时，说明企业创造了价值或财富。而当该差额等于零时，说明企业的利润仅能满足债权投资者和股权投资者预期获得的投资收益。因此，EVA实际上反映了企业的“经济利润”。
综上所述，关于影响公司绩效的研究仅仅停留在一般性和微观个案的研究层次，缺乏总体化和系统化的研究，大部分关于公司治理结构与公司绩效的研究成果都是直接采用净资产收益率（ROE）或Tobin’s Q等为公司绩效指标，而没有考虑公司绩效与宏观经济的同步性。国外学者已经关注到宏观经济因素对公司财务的影响，Altman发现，在经济衰退时，公司更容易陷入财务困境；经济增长、股价指数和货币供给量对公司陷入财务困境的可能性有显著影响。[7]Bae以亚洲金融危机为背景，证实宏观经济状况通过银企关系影响公司财务的可能性。[8]因此，公司收益与经济增长的同步性是很明显的。
二、公司绩效指标的修正
本文选择了公司的主营业务资产收益率为公司绩效指标，将影响公司主营业务资产收益率的信息划分为两个层次：宏观层面信息和公司层面基本信息。宏观层面信息是对公司所处的市场环境的描述，是使公司收益产生同步性的原因；公司层面基本信息是指公司内部基本面所反映的信息。本文认为，影响公司收益的宏观层面信息主要有两部分：（1）经济总体环境。使用GDP/CPI作为这方面的代表变量；（2）银行贷款利率。使用一年期贷款利率（I）作为评价指标。由于上市公司对利率的敏感度，主要与资产负债率、资产收益率有关；毫无疑问，负债越多，加息特别是贷款利率提高导致的财务成本越大。从财务杠杆的角度，利率水平与资产收益率的相对高低非常重要，只有资产收益率高于负债成本率，上市公司才能增加股东财富。
在分析了国内生产总值和利率两个宏观指标与公司收益的关系后，应用计量方法剔除宏观经济指标对公司收益影响的部分，得到公司层面基本信息对公司收益影响的部分，分析收益波动中包括公司层面基本信息的份额。收益的非同步性指标，测度了收益中公司层面基本信息的含量大小，因而也称作收益信息含量。一般的，收益非同步性指标越低，则收益包含的公司层面基本信息越少；相反，收益非同步性指标越高，则收益包含的公司层面基本信息越多。进一步地，本文把收益信息含量视作公司绩效指标，来考察公司内部治理结构对公司收益信息含量的影响。
本文选取公司外部信息是国内生产总值/消费者物价指数（GDP/CPI），利率（I）两项。它们关于公司主营业务资产收益率（INCOME）模型可以记为：
INCOMEit=βi0+βi1*（GDP/CPIit）+βi2*Iit+εit（1）
下面我们先对非同步性指标的估计作一个介绍。
假设一般线性模型为Y=βX+ε，其中E（ε）=0，Var（ε）=σ2。Y的变化在很大程度上可以被X解释，而余下的那些不能被解释的部分将被作为由ε引起的Y的变化。Y的估计为：
Y^=X
估计的误差为i=Yi-Y^i。就可以被看做不能解释Y的部分。因此，X可以视为Y的同步性指标，看作Y的非同步性指标，因此，需要对的值进行估计。
由于收益的波动不确定性要强于公司内部治理信息的波动，在用公司治理变量解释收益变化时，难免出现较大的偏差，本文使用均方误差，这样就在一定程度上去除了收益波动的不确定性影响。
先设均方误差： MSE=(1/n)∑ni=12i
分解可得： MSE=(1/n)∑ni=1(Yi-Y^i)2
=(Y^-Y)2+（-rs）2+（1-r2）s2（2）
其中，Y^和Y分别是拟合值和真实值的平均值，2和s2分别为拟合值和真实值的方差估计，r是拟合值和真实值的相关系数。由OLS估计方法可知：=(1/n)∑ni=1Yi=（1/n）∑ni=1Y^i=Y^，方程（2）的右边第一项为零；其第二项可以通过真实值与拟合值之间的回归关系来解释：
Y=α+βY^+误差
拟合的集合是α=0且β=1。β的OLS估计可以表示为=rs/，所以-rs=(1-)，当然，从这个回归中得到的R2统计量等于r2，即等于真实值和拟合值之间的简单相关系数，也即等于方程Y=βX+ε回归结果的拟合优度R2，由此可见，方程（2）的右边第二项也为零。因此，MSE作为不可以解释误差平方和，其估计值为（1-r2）s2。
综上所述，本文采用MSE作为最终的非同步指标，测度公司层面基本信息量含量的大小，可设收益信息含量INFO_INCOME，得：
INFO_INCOME=（1-r2i）*s2i（3）
其中，r2为下面回归方程的R-square（即决定系数）：
INCOMEit=αi0+αi1*INCOMEit+μit（4）
其中，INCOMEit为INCOMEit的拟合值。收益信息含量INFO_INCOME着眼于收益中公司层面基本信息的冲击，剔除了宏观层面的信息成分，表示主营业务资产收益率中所反映的公司基本信息状况。
三、公司治理结构对公司绩效影响的假设
实际上，不同公司收益信息含量的高低各不相同，进一步地，本文把收益信息含量视作公司绩效指标，来考察公司内部治理结构对公司收益信息含量的影响。
1．股权集中度假设
依据McConnell和Servaes的研究成果，内部人持股比例同公司的Tobin’s Q 值之间存在非线性关系，内部人持股比例在40%—50%时最优，内部人持股比例没有达到最优之前，其持股比例与公司的Tobin’s Q值正相关，而其内部人持股比例超出这一比例范围时，二者的关系就成了负相关。[9]关于我国公司的股权结构与公司绩效之间关系的研究也有很多，孙永祥、董祖辉认为股权结构不同会影响上市公司的治理机制，从而影响公司绩效。他们以上市公司Tobins Q值作为公司绩效的指标，发现公司的Tobins Q 值与第一大股东持股比例之间存在一个驼峰状的曲线关系。[10]杜莹、刘立国和周晓燕的研究结果表明，股权集中度与公司绩效是显著的倒U型曲线关系，适度的集中股权能使公司治理效率趋于最大化。[11-12]如果公司股份存在集中于少数大股东手中(拥有绝对控股权或相对控股权)，按照所有权与剩余索取权相匹配的原则，公司所取得的一切利益大部分应该归这些股东所有，少数大股东为追求股东利益的最大化，就会利用一切制度和手段积极主动地监控经营者的行为，由于属于高度的内部监控，因而监控花费少，治理成本低。但股权高度集中在少数大股东手里，对这些股东来说投资风险大，风险成本高，在利益的驱动下，追求他们个人利益的最大化，坑害其他中小股东。由此分析股权结构对公司收益信息含量的非线性影响，由此得到以下假设：
假设1：民营上市公司的前十大股东的持股比例与公司收益信息含量呈倒U型曲线关系。
2．股东大会特征假设
股东大会是现代公司的最高权力机构和决策机构，我国《公司法》规定，股东大会应当每年召开一次年会。股东大会是股东表达意见的主要渠道，在股东大会上，股东可以通过投票来改选董事会，并对公司的大政方针进行决策，对经理人员间接的施加压力，来实现他们的要求。[13]所以，股东大会的参与人数反映了股东参与公司决策的积极性，对公司绩效产生影响。由此提出如下假设：
假设2：民营上市公司的股东大会参与人数与公司收益信息含量正相关。
3．董事会特征假设
董事长和总经理是否两职兼任是一个经常被用来衡量总经理对董事会影响的公司治理变量，与公司收益信息含量存在一定的关系。当董事长和总经理两职合一时，由于决策控制权（Decision Control）和决策管理权（Decision Management）集于一身将导致董事会对总经理监督的有效性降低，而董事会不能有效行使监督、考核、解聘总经理等关键职能，内部治理系统将会失灵，[14]这样，董事长或总经理对公司决策就有绝对的发言权。当董事长和总经理两职分离时，股权融资的大部分收益会被协调董事长和总经理之间的意见分歧而产生的交易成本所抵消。为了验证上述观点，提出以下假设:
假设3：民营上市公司董事长和总经理两职兼任与公司收益信息含量负相关。
Changanti等认为规模小的董事会比规模大的董事会在协调各项事务上，阻止内部人控制现象发生更有效。[15]Jensen(1993)发现董事会规模越小，内部机制越有效，总经理对董事会的控制力就越小。因此，董事会规模对公司收益信息含量有一定的解释力。董事会成员在公司领取工资，一般认为董事成员薪酬越高，董事能有足够的积极性去监督和控制管理层，使董事会的作用更有效，由此设置了金额最高的前三名董事薪酬之和指标考察其对公司收益信息含量的影响。由此提出如下假设：
假设4：民营上市公司董事会规模与公司收益信息含量负相关。
假设5：民营上市公司董事会成员的薪酬与公司收益信息含量正相关。
4．监事会特征假设
监事会的作用主要起着监督董事会的成员的行为是否违规公司章程，这一点监事会有权力直接指名，同时在董事长选举时起监督作用。监事会的监督作用能够限制董事会的违规行为，其作用可能对公司收益信息含量产生影响。监事会成员在公司领取工资，使得其监督作用降低，对公司出现的问题视而不见，这样会对公司收益信息含量产生严重的影响，我们用监事会在公司领取工资的成员数来考察其对公司收益信息含量的影响。
假设6：民营上市公司监事会规模与公司收益信息含量正相关。
假设7：民营上市公司监事会成员的报酬与公司收益信息含量负相关。
5．公司规模假设
公司的总资产与公司收益的多寡有一定的相关关系，一般认为公司的总资产越高，公司收益越大。
假设8：民营上市公司总资产与公司收益信息含量正相关。
四、变量定义
1．被解释变量
本文被解释变量为公司收益信息含量，采用前文所得到的公司收益信息含量（INFO_INCOME）衡量。
2．解释变量
本文的解释变量为公司治理结构变量，包括股权结构、股东大会特征、董事会特征和监事会特征8个变量，另有一个公司总资产作为控制变量。
（1）股权结构变量（CR、CR2）
本文设置了反映股权集中度的前十大股东的持股比例之和（CR）与它的平方（CR2）。
（2）股东大会特征变量（GDDH）
本文引入了股东大会的参与人数指标（GDDH）。
（3）董事会特征变量（D_CEO、DSIZE、DB）
董事长和总经理是否两职兼任（D_CEO），有关董事长和总经理两职状态的计量问题，一般文献均是采用二分虚拟变量的方法处理，当两职完全合一即董事长兼任总经理时，虚拟变量取值为“1”；当两职完全分离即董事长不兼任总经理时，虚拟变量取值为“0”。董事会规模（DSIZE）是指公司在年度报告中披露的公司董事会全体董事的人数。金额最高的前三名董事薪酬之和（DB）。
（4）监事会特征变量（JSIZE、JB）
监事会规模变量（JSIZE）是指公司在年度报告中披露的公司监事会全体监事的人数。监事会在公司领取工资的成员数（JB）。
（5）公司总资产变量（ASSET）
为了保证变量之间的可比性，本文对总资产进行了标准化：Xi=Qi-σQ。其中，Qi为公司i的总资产，为所有公司总资产的算术平均数，σQ为所有公司总资产的标准差。
3．模型设定
根据前文的论述，本文拟采用的回归方程模型设定如下：
INFO_INCOMEi=α0+α1×CRi+α2×CR2i+α3×GDDHi+α4×DCEOi+α5×DSIZEi+α6×DBi+α7×JSIZEi+α8×JBi+α9×ASSETi+εi（5）
五、实证分析
1．样本
我们选取的样本为2002年以前已在沪深证券交易所上市的民营A股上市公司，并剔出了样本期曾被ST和PT处理的公司。最后得到有效样本118家，样本期为2002—2006年。样本数据取自CCER色若芬数据库，部分缺失数据由Wind数据库补充。
2．收益非同步性的统计检验
为了衡量主营业务资产收益率的非同步性相对值的大小，对其作如下处理：INFO=INFO_INCOME / INCOME，这样保证了其可比性。从统计结果看，样本期内INFO指标的均值为0．1197，中位数为0．0761，最大值为0．6716，最小值为0．0135，序列的偏度为0．8807，峰度为2．9559。偏度值来看，正偏差较大，为右偏分布；峰度值来看，约等于3，表明序列分布的陡缓程度约为标准正态分布。总的来说，我国公司收益波动中公司层面信息的影响平均仅占到12%，表明我国公司主营业务资产收益率同步效应非常明显，即公司外部环境对公司主营业务资产收益率影响非常明显。结果表明，经济高涨意味着GDP的增长速度快，此时，公司整体经济效益好，公司的主营业务资产收益率的增加大部分来源于经济高速增长。
3．计量方法检验
采用怀特（White）检验对方程进行异方差性检验，记2i为对模型（5）进行OLS回归得到的残差平方项，将其余解释变量及其平方项与交叉项作辅助回归，得到回归方程的拟合优度为0．168，可得怀特统计量nR2=118×0．168=19．824，该值小于5%显著性水平下自由度为16的χ2分布的相应临界值χ20．05=26．3，因此，接受同方差性的原假设，即随机干扰项不存在异方差。D-W检验时杜宾（J．Durbin）和瓦森（G．S．Watson）提出一种检验序列自相关的方法，本文中D-W值为2．072，约等于2，表明模型不存在序列相关性。方程总体的显著性检验，旨在对模型中被解释变量与解释变量之间的关系在总体上是否显著，计量经济学用F统计量作此检验，模型（5）的回归中，F统计量值为9．066，其P值小于1%的显著水平，所以模型的线性关系在99%的置信水平下显著成立。
4．回归结果分析
下面进一步考察公司内部治理结构与公司信息含量的相关关系，依据模型（5）所设定的基本模型进行回归分析（见表1）。
依据回归结果，得出以下初步结论：
前十大股东的持股比例（CR）通过了显著性检验，CR、CR2项系数在10%的显著性水平下显著，前十大股东的持股比例与公司收益信息含量确实存在非线性关系，即存在显著的倒U型曲线关系，其持股比例在39%时最优，适度的股权集中能够使公司内部治理结构最大化，初步验证了假设1。
股东大会的参与人数（GDDH）与公司收益信息含量正相关，但未通过10%显著水平下的显著检验，假设2未获得支持。
总经理与董事长不是两职兼任（D_CEO）、董事会规模（DSIZE）越小与金额最高的前三名董事薪酬之和（DB）越高，公司收益信息含量则表现越好，且D_CEO、DSIZE、DB项系数分别在10%、5%、5%的显著水平下显著，可以认为假设3、假设4和假设5成立。
监事会规模（JSIZE）项系数在10%显著水平下不显著，表明监事会规模与公司收益信息含量无关，在本文样本范围内，假设6不成立。监事成员在公司领取薪酬的人数越多，则监事的独立性将会受到质疑，在本文回归中监事会成员在公司领取薪酬的人数（JB）与公司收益信息含量在10%显著水平下显著负相关，也正是验证了假设7成立。
公司的规模越大，则公司收益信息含量越好，市场的同步效应越不明显，回归结果得出的1%显著水平下显著也反映这个现实，可以认为假设8成立。
综上所述，回归分析主要有以下两个规律：第一，收益信息含量指标与CR、CR2、D_CEO、DSIZE、DB、JB显著相关，显示公司内部治理结构越好的公司，收益信息含量越高，即市场同步效应越弱，公司收益波动的独立性要大于市场性。从原因上看，公司内部治理结构越好的公司，其内部结构更合理，各组织和各项事务更加协调，减少了代理成本，从而使公司的收益信息含量越高，其同步效应则越弱。第二，资产规模越大的公司，其收益信息含量越大，市场同步现象越不明显，原因可能在于这类公司规模较大，难于被市场操纵，因而收益与资产规模常常更为一致。
六、研究结论
本文以2002—2006年沪深两市共118家民营上市公司为样本，旨在修正我国公司绩效指标，论述了国内生产总值和利率两个宏观指标对公司主营业务资产收益率的关系，分析了主营业务资产收益率与宏观经济环境变化的同步效应，采用收益非同步性指标对我国公司内部治理结构展开了实证研究。通过应用计量方法剔除宏观经济指标对公司主营业务资产收益率影响的部分，采用收益同步性指标对收益的非同步特征进行实证测度。考察收益的非同步性指标，测度了收益的信息含量（修正的公司的绩效指标），又将其作为绩效指标，来考察公司内部治理结构对公司收益信息含量的影响。
统计分析结果表明，我国公司收益波动中公司基本面信息所揭示的比例平均为12%左右，而公司外部信息解释的比例达到88%，我国公司基本面信息含量指标的数值还相当低，收益同步效应十分显著。说明我国经济高速发展带动了这些公司的发展。多年以来，我国经济“粗放型”增长问题较为突出，在一定程度上削弱了经济可持续发展的能力，从本文的实证结果中可以看出，“粗放型”快速增长方式对公司的收益影响极大，公司对宏观经济环境的依赖很强，相反反映在公司层面基本的信息对公司主营业务资产收益率影响相当小。中央2006年召开的两次重要会议都提出，要努力实现国民经济“又好又快发展”，与过去“又快又好发展”的提法有所改变，“好”字排在了“快”字之前。由此相信我国公司也将向良性发展方向发展，宏观整体同步性会减弱，公司绩效变化与公司内部治理结构“两张皮”的现象逐渐得到改观。
实证分析结果表明，民营上市公司的股权结构与收益信息含量存在显著的倒U型曲线关系，即当前十大股东持股比例在39%左右时，公司内部治理结构达到最大化；总经理和董事长不是两职兼任、董事会规模越小，代理成本则越低而且内部机制则越有效，总经理对董事会的控制力就越小，其收益信息含量上表现越好；金额最高的前三位董事薪酬之和的高低，表现出公司对董事的激励程度，薪酬越高，其能有足够的积极性去管理或监督，使董事会的作用更有效，则公司的收益信息含量越高。由此我们认为，公司内部治理结构越好的公司，其内部结构更合理，各组织和各项事务更加协调，减少了代理成本，从而使公司的收益信息含量越高。公司收益信息含量越高，表明公司绩效提高更多地依赖公司自身内部合理的治理结构，其绩效受宏观经济环境的影响较小，同步效应则较弱，公司的收益更加稳定。资产规模越大的公司，市场走势对其收益的波动影响越不显著，它的收益非同步性特征更不明显。由中国公司家调查系统调查显示：大型公司经营者认为公司经营状况“良好”的比认为“不佳”的多43．5个百分点，中型公司多36．1个百分点，小型公司多15．3个百分点。由此可见，市场竞争中公司规模的大小代表着盈利能力的强弱。
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（责任编辑：杨全山）
An Empirical Analysis of Corporate Performance and Synchronization Effect of Macro Economic Based on Chinese Listed Company
Abstract: This article based on study our country’s corporate performance, investigated synchronized effect of corporate performance and the macro economic environment, the result shows that the macroscopic information influence is quite big, occupies equally 88%, corporate performance’s synchronized effect is strong． Also after obtaining the corporate income that discount influence of the macroscopic factor, further study to the corporate interior government mechanism． The result indicated that the better the corporate internal government structure, the weaker corporate income synchronism．
Keywords: Income Synchronization Effect, Information Content of Income, Corporate Government Structure
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关键词：收益同步效应； 收益信息含量； 公司治理结构
中图分类号：F830．91文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2008)10-0076-07
经济增长反映一国经济总体的状况，当经济增长率较高时，经济处于繁荣时期，市场需求旺盛，公司的盈利水平较高且具有良好的预期，所以良好宏观形势是公司发展所需的良好的外部环境。在现实的经济运行中伴随着经济增长过程中会引发需求结构的变动，于是供给为适应需求又引致社会上各个公司生产和销售的变动，进而引发了公司的收益变动。因此，宏观经济活动会对公司收益产生影响，这已经被人们所认识。近30年来，我国经济一直处于高速增长过程中，对公司的发展起了强大的带动作用。国内外对我国的各种商品和劳务需求的增大，给我国公司带来了巨大商机和丰厚的利润。所以，我国公司收益与经济增长的同步效应该是明显的。
以前关于影响公司绩效的因素研究仅仅停留在一般性和微观个案的研究层次，缺乏总体化和系统化的研究，大部分关于公司治理结构与公司绩效的研究成果都是直接采用净资产收益率（ROE）或Tobin’s Q等为公司绩效指标，而较少考虑公司绩效与宏观经济的同步性。近几年来，很多学者热情关注“宏观经济的微观基础”，而对于“微观经济的宏观影响”却较少研究。这样就在评价公司内部治理结构与公司绩效的关系时出现了严重的问题。随着我国加入WTO的承诺不断兑现，中国公司面临的是跨国公司的大量涌入，新技术、新产品开发速度不断提高，这些变化及其不确定性对我国公司各种经济行为产生重要的影响，尤其是对公司生产、经营运作活动提出了巨大的挑战。我国宏观经济形势变化势必对不同治理结构的公司绩效产生不同程度影响，对于宏观经济形势变化反映越敏感的公司越易受到外部环境的冲击。因此，在分析公司内部治理结构与公司绩效的关系时，一定要考虑宏观经济环境对公司绩效的影响。
一、公司绩效的文献回顾
公司绩效（Business performance）是一个涵义广泛的概念。Buekert，Walkerand Roering 指出：公司绩效包括三层意思：(1)效果（effectiveness），即与竞争者在产品和服务方面的对比结果；（2）效率（efficiency）即投入与产出的比例关系；（3）适应性（adaptability）即面对环境威胁与机会选择时的应变能力。[1]苏武康认为，公司绩效是指公司经营的业绩和效率，它反映了公司的经营效果。[2]谭克则认为公司绩效是经营者合理配置公司内外各种资源，有效达成公司目标的程度或表现。[3]
目前在相关实证研究中对公司绩效的衡量或评价主要有三种方法：即财务评价法、市场评价法和经济评价法。
1．财务评价法
财务评价法就是选择一种或多种财务指标对公司绩效进行衡量或评价。评价公司财务绩效的指标主要有：（1）总资产收益率（税后利润与总资产之比率）；（2）净资产收益率（税后利润与净资产之比率）；（3）主营业务资产收益率（主营业务利润与总资产之比率）；（4）现金流资产收益率（净现金流与总资产之比率）；(5)销售收益率（主营业务利润与主营业务收入之比率）；（6）每股收益（税后利润与总股本之比率）。
陈小悦和徐晓东认为，净资产收益率是中国证监会对上市公司进行首次公开发行（IPO）、配股和特别处理（ST）的考核指标之一，上市公司对这一指标进行盈余管理（Earnings Management）的现象十分严重。[4]净资产收益率是公司的净利润与账面净资产之比。其分子反映的是公司的净利润，即公司生产经营活动所形成的全部利润，包含了企业的主营业务利润、其他业务利润、营业外收支以及投资收益；其分母是公司的所有者权益。这一指标给一些公司创造了利润操纵的条件，某些公司的主营业务活动不能带来很好的收益甚至是亏损，但是经过了其他业务利润、投资收益、营业外收支和补贴收入等的调整之后，企业的净资产收益率指标往往都比较好。
由于一些公司对净利润进行了操纵，使得外部信息使用者不能单纯地依靠净资产收益率指标来衡量公司的实际经营成果。主营业务资产收益率是主营业务利润与账面总资产之比。其分子是公司的主营业务利润，王小哈、杨扬、罗乐勤认为，主营业务在上市公司的可持续发展中起着决定性的作用，其不仅是公司稳定利润的主要来源，而且还左右着上市公司的核心盈利能力和市场竞争能力。[5]主营业务利润占公司总利润的比重的高低及其稳定性还将影响公司经营业绩的稳定性，从而也影响到公司的后续发展。就我国绝大多数上市公司目前所处的发展阶段而言，更应该壮大主业，实现规模经济，提高国际竞争力，分子使用主营业务利润来替代净利润可在一定程度上制约公司利用非主营业务进行利润操纵的可能性。公式的分母是总资产，可在一定程度上避免计算时很多公司的账面净资产很小甚至为负的情况。与净资产收益率相比，主营业务资产收益率具有一定的不可操控性，它杜绝了通过非主营业务进行利润操纵的可能性。鉴于此，本文采用了主营业务资产收益率指标。但李常青、赖建清认为，由于缺乏专业知识和专业技能，我国广大中小投资者仍然主要采用净资产收益率和每股收益等财务指标来评价公司绩效。[6]
2．市场评价法
财务评价法的主要缺陷在于计算财务指标所用的数据多为财务报表的历史数据，这种历史数据无法反映公司的现时价值或未来增值潜力，而市场评价法被认为可以弥补这一不足。所谓市场评价法是指采用市场价值指标对公司绩效进行衡量或评价。在国内外文献中备受推崇的市场价值指标是托宾Q值（Tobin’Q）。
托宾Q值是美国经济学家James Tobin于1969年在其经典论文《货币理论中的一般均衡方法》中提出的，其原意是指资本资产的市场价值与其重置成本（价值）的比率。如果该比率大于1，表明企业创造的价值大于投入资产的成本，企业为社会创造了财富。同时该比率大于1，也表明投资者愿意支付高于资产重置成本的价格来购买企业。因此，托宾Q值从一个侧面反映了企业投入与产出之间的比例关系，常常被用来衡量公司的市场绩效。托宾Q值虽然定义明确，但在具体计算时，由于受到样本数据的可获得性等诸多限制，国内外学者又提出了许多不同的计算方法。
3．经济评价法
经济评价法是指运用经济增加值（Economic Value Added，简称EVA）指标衡量或评价公司绩效的新方法。该指标由美国思腾思特公司在20世纪80年代推出，用于衡量公司价值创造能力。EVA不仅对债务资本计算成本，而且对权益资本也计算机会成本。它是企业税后营业净利润与全部投入资本（债务资本与权益资本之和）成本之间的差额，当该差额大于零时，说明企业创造了价值或财富。而当该差额等于零时，说明企业的利润仅能满足债权投资者和股权投资者预期获得的投资收益。因此，EVA实际上反映了企业的“经济利润”。
综上所述，关于影响公司绩效的研究仅仅停留在一般性和微观个案的研究层次，缺乏总体化和系统化的研究，大部分关于公司治理结构与公司绩效的研究成果都是直接采用净资产收益率（ROE）或Tobin’s Q等为公司绩效指标，而没有考虑公司绩效与宏观经济的同步性。国外学者已经关注到宏观经济因素对公司财务的影响，Altman发现，在经济衰退时，公司更容易陷入财务困境；经济增长、股价指数和货币供给量对公司陷入财务困境的可能性有显著影响。[7]Bae以亚洲金融危机为背景，证实宏观经济状况通过银企关系影响公司财务的可能性。[8]因此，公司收益与经济增长的同步性是很明显的。
二、公司绩效指标的修正
本文选择了公司的主营业务资产收益率为公司绩效指标，将影响公司主营业务资产收益率的信息划分为两个层次：宏观层面信息和公司层面基本信息。宏观层面信息是对公司所处的市场环境的描述，是使公司收益产生同步性的原因；公司层面基本信息是指公司内部基本面所反映的信息。本文认为，影响公司收益的宏观层面信息主要有两部分：（1）经济总体环境。使用GDP/CPI作为这方面的代表变量；（2）银行贷款利率。使用一年期贷款利率（I）作为评价指标。由于上市公司对利率的敏感度，主要与资产负债率、资产收益率有关；毫无疑问，负债越多，加息特别是贷款利率提高导致的财务成本越大。从财务杠杆的角度，利率水平与资产收益率的相对高低非常重要，只有资产收益率高于负债成本率，上市公司才能增加股东财富。
在分析了国内生产总值和利率两个宏观指标与公司收益的关系后，应用计量方法剔除宏观经济指标对公司收益影响的部分，得到公司层面基本信息对公司收益影响的部分，分析收益波动中包括公司层面基本信息的份额。收益的非同步性指标，测度了收益中公司层面基本信息的含量大小，因而也称作收益信息含量。一般的，收益非同步性指标越低，则收益包含的公司层面基本信息越少；相反，收益非同步性指标越高，则收益包含的公司层面基本信息越多。进一步地，本文把收益信息含量视作公司绩效指标，来考察公司内部治理结构对公司收益信息含量的影响。
本文选取公司外部信息是国内生产总值/消费者物价指数（GDP/CPI），利率（I）两项。它们关于公司主营业务资产收益率（INCOME）模型可以记为：
INCOMEit=βi0+βi1*（GDP/CPIit）+βi2*Iit+εit（1）
下面我们先对非同步性指标的估计作一个介绍。
假设一般线性模型为Y=βX+ε，其中E（ε）=0，Var（ε）=σ2。Y的变化在很大程度上可以被X解释，而余下的那些不能被解释的部分将被作为由ε引起的Y的变化。Y的估计为：
Y^=X
估计的误差为i=Yi-Y^i。就可以被看做不能解释Y的部分。因此，X可以视为Y的同步性指标，看作Y的非同步性指标，因此，需要对的值进行估计。
由于收益的波动不确定性要强于公司内部治理信息的波动，在用公司治理变量解释收益变化时，难免出现较大的偏差，本文使用均方误差，这样就在一定程度上去除了收益波动的不确定性影响。
先设均方误差： MSE=(1/n)∑ni=12i
分解可得： MSE=(1/n)∑ni=1(Yi-Y^i)2
=(Y^-Y)2+（-rs）2+（1-r2）s2（2）
其中，Y^和Y分别是拟合值和真实值的平均值，2和s2分别为拟合值和真实值的方差估计，r是拟合值和真实值的相关系数。由OLS估计方法可知：=(1/n)∑ni=1Yi=（1/n）∑ni=1Y^i=Y^，方程（2）的右边第一项为零；其第二项可以通过真实值与拟合值之间的回归关系来解释：
Y=α+βY^+误差
拟合的集合是α=0且β=1。β的OLS估计可以表示为=rs/，所以-rs=(1-)，当然，从这个回归中得到的R2统计量等于r2，即等于真实值和拟合值之间的简单相关系数，也即等于方程Y=βX+ε回归结果的拟合优度R2，由此可见，方程（2）的右边第二项也为零。因此，MSE作为不可以解释误差平方和，其估计值为（1-r2）s2。
综上所述，本文采用MSE作为最终的非同步指标，测度公司层面基本信息量含量的大小，可设收益信息含量INFO_INCOME，得：
INFO_INCOME=（1-r2i）*s2i（3）
其中，r2为下面回归方程的R-square（即决定系数）：
INCOMEit=αi0+αi1*INCOMEit+μit（4）
其中，INCOMEit为INCOMEit的拟合值。收益信息含量INFO_INCOME着眼于收益中公司层面基本信息的冲击，剔除了宏观层面的信息成分，表示主营业务资产收益率中所反映的公司基本信息状况。
三、公司治理结构对公司绩效影响的假设
实际上，不同公司收益信息含量的高低各不相同，进一步地，本文把收益信息含量视作公司绩效指标，来考察公司内部治理结构对公司收益信息含量的影响。
1．股权集中度假设
依据McConnell和Servaes的研究成果，内部人持股比例同公司的Tobin’s Q 值之间存在非线性关系，内部人持股比例在40%—50%时最优，内部人持股比例没有达到最优之前，其持股比例与公司的Tobin’s Q值正相关，而其内部人持股比例超出这一比例范围时，二者的关系就成了负相关。[9]关于我国公司的股权结构与公司绩效之间关系的研究也有很多，孙永祥、董祖辉认为股权结构不同会影响上市公司的治理机制，从而影响公司绩效。他们以上市公司Tobins Q值作为公司绩效的指标，发现公司的Tobins Q 值与第一大股东持股比例之间存在一个驼峰状的曲线关系。[10]杜莹、刘立国和周晓燕的研究结果表明，股权集中度与公司绩效是显著的倒U型曲线关系，适度的集中股权能使公司治理效率趋于最大化。[11-12]如果公司股份存在集中于少数大股东手中(拥有绝对控股权或相对控股权)，按照所有权与剩余索取权相匹配的原则，公司所取得的一切利益大部分应该归这些股东所有，少数大股东为追求股东利益的最大化，就会利用一切制度和手段积极主动地监控经营者的行为，由于属于高度的内部监控，因而监控花费少，治理成本低。但股权高度集中在少数大股东手里，对这些股东来说投资风险大，风险成本高，在利益的驱动下，追求他们个人利益的最大化，坑害其他中小股东。由此分析股权结构对公司收益信息含量的非线性影响，由此得到以下假设：
假设1：民营上市公司的前十大股东的持股比例与公司收益信息含量呈倒U型曲线关系。
2．股东大会特征假设
股东大会是现代公司的最高权力机构和决策机构，我国《公司法》规定，股东大会应当每年召开一次年会。股东大会是股东表达意见的主要渠道，在股东大会上，股东可以通过投票来改选董事会，并对公司的大政方针进行决策，对经理人员间接的施加压力，来实现他们的要求。[13]所以，股东大会的参与人数反映了股东参与公司决策的积极性，对公司绩效产生影响。由此提出如下假设：
假设2：民营上市公司的股东大会参与人数与公司收益信息含量正相关。
3．董事会特征假设
董事长和总经理是否两职兼任是一个经常被用来衡量总经理对董事会影响的公司治理变量，与公司收益信息含量存在一定的关系。当董事长和总经理两职合一时，由于决策控制权（Decision Control）和决策管理权（Decision Management）集于一身将导致董事会对总经理监督的有效性降低，而董事会不能有效行使监督、考核、解聘总经理等关键职能，内部治理系统将会失灵，[14]这样，董事长或总经理对公司决策就有绝对的发言权。当董事长和总经理两职分离时，股权融资的大部分收益会被协调董事长和总经理之间的意见分歧而产生的交易成本所抵消。为了验证上述观点，提出以下假设:
假设3：民营上市公司董事长和总经理两职兼任与公司收益信息含量负相关。
Changanti等认为规模小的董事会比规模大的董事会在协调各项事务上，阻止内部人控制现象发生更有效。[15]Jensen(1993)发现董事会规模越小，内部机制越有效，总经理对董事会的控制力就越小。因此，董事会规模对公司收益信息含量有一定的解释力。董事会成员在公司领取工资，一般认为董事成员薪酬越高，董事能有足够的积极性去监督和控制管理层，使董事会的作用更有效，由此设置了金额最高的前三名董事薪酬之和指标考察其对公司收益信息含量的影响。由此提出如下假设：
假设4：民营上市公司董事会规模与公司收益信息含量负相关。
假设5：民营上市公司董事会成员的薪酬与公司收益信息含量正相关。
4．监事会特征假设
监事会的作用主要起着监督董事会的成员的行为是否违规公司章程，这一点监事会有权力直接指名，同时在董事长选举时起监督作用。监事会的监督作用能够限制董事会的违规行为，其作用可能对公司收益信息含量产生影响。监事会成员在公司领取工资，使得其监督作用降低，对公司出现的问题视而不见，这样会对公司收益信息含量产生严重的影响，我们用监事会在公司领取工资的成员数来考察其对公司收益信息含量的影响。
假设6：民营上市公司监事会规模与公司收益信息含量正相关。
假设7：民营上市公司监事会成员的报酬与公司收益信息含量负相关。
5．公司规模假设
公司的总资产与公司收益的多寡有一定的相关关系，一般认为公司的总资产越高，公司收益越大。
假设8：民营上市公司总资产与公司收益信息含量正相关。
四、变量定义
1．被解释变量
本文被解释变量为公司收益信息含量，采用前文所得到的公司收益信息含量（INFO_INCOME）衡量。
2．解释变量
本文的解释变量为公司治理结构变量，包括股权结构、股东大会特征、董事会特征和监事会特征8个变量，另有一个公司总资产作为控制变量。
（1）股权结构变量（CR、CR2）
本文设置了反映股权集中度的前十大股东的持股比例之和（CR）与它的平方（CR2）。
（2）股东大会特征变量（GDDH）
本文引入了股东大会的参与人数指标（GDDH）。
（3）董事会特征变量（D_CEO、DSIZE、DB）
董事长和总经理是否两职兼任（D_CEO），有关董事长和总经理两职状态的计量问题，一般文献均是采用二分虚拟变量的方法处理，当两职完全合一即董事长兼任总经理时，虚拟变量取值为“1”；当两职完全分离即董事长不兼任总经理时，虚拟变量取值为“0”。董事会规模（DSIZE）是指公司在年度报告中披露的公司董事会全体董事的人数。金额最高的前三名董事薪酬之和（DB）。
（4）监事会特征变量（JSIZE、JB）
监事会规模变量（JSIZE）是指公司在年度报告中披露的公司监事会全体监事的人数。监事会在公司领取工资的成员数（JB）。
（5）公司总资产变量（ASSET）
为了保证变量之间的可比性，本文对总资产进行了标准化：Xi=Qi-σQ。其中，Qi为公司i的总资产，为所有公司总资产的算术平均数，σQ为所有公司总资产的标准差。
3．模型设定
根据前文的论述，本文拟采用的回归方程模型设定如下：
INFO_INCOMEi=α0+α1×CRi+α2×CR2i+α3×GDDHi+α4×DCEOi+α5×DSIZEi+α6×DBi+α7×JSIZEi+α8×JBi+α9×ASSETi+εi（5）
五、实证分析
1．样本
我们选取的样本为2002年以前已在沪深证券交易所上市的民营A股上市公司，并剔出了样本期曾被ST和PT处理的公司。最后得到有效样本118家，样本期为2002—2006年。样本数据取自CCER色若芬数据库，部分缺失数据由Wind数据库补充。
2．收益非同步性的统计检验
为了衡量主营业务资产收益率的非同步性相对值的大小，对其作如下处理：INFO=INFO_INCOME / INCOME，这样保证了其可比性。从统计结果看，样本期内INFO指标的均值为0．1197，中位数为0．0761，最大值为0．6716，最小值为0．0135，序列的偏度为0．8807，峰度为2．9559。偏度值来看，正偏差较大，为右偏分布；峰度值来看，约等于3，表明序列分布的陡缓程度约为标准正态分布。总的来说，我国公司收益波动中公司层面信息的影响平均仅占到12%，表明我国公司主营业务资产收益率同步效应非常明显，即公司外部环境对公司主营业务资产收益率影响非常明显。结果表明，经济高涨意味着GDP的增长速度快，此时，公司整体经济效益好，公司的主营业务资产收益率的增加大部分来源于经济高速增长。
3．计量方法检验
采用怀特（White）检验对方程进行异方差性检验，记2i为对模型（5）进行OLS回归得到的残差平方项，将其余解释变量及其平方项与交叉项作辅助回归，得到回归方程的拟合优度为0．168，可得怀特统计量nR2=118×0．168=19．824，该值小于5%显著性水平下自由度为16的χ2分布的相应临界值χ20．05=26．3，因此，接受同方差性的原假设，即随机干扰项不存在异方差。D-W检验时杜宾（J．Durbin）和瓦森（G．S．Watson）提出一种检验序列自相关的方法，本文中D-W值为2．072，约等于2，表明模型不存在序列相关性。方程总体的显著性检验，旨在对模型中被解释变量与解释变量之间的关系在总体上是否显著，计量经济学用F统计量作此检验，模型（5）的回归中，F统计量值为9．066，其P值小于1%的显著水平，所以模型的线性关系在99%的置信水平下显著成立。
4．回归结果分析
下面进一步考察公司内部治理结构与公司信息含量的相关关系，依据模型（5）所设定的基本模型进行回归分析（见表1）。
依据回归结果，得出以下初步结论：
前十大股东的持股比例（CR）通过了显著性检验，CR、CR2项系数在10%的显著性水平下显著，前十大股东的持股比例与公司收益信息含量确实存在非线性关系，即存在显著的倒U型曲线关系，其持股比例在39%时最优，适度的股权集中能够使公司内部治理结构最大化，初步验证了假设1。
股东大会的参与人数（GDDH）与公司收益信息含量正相关，但未通过10%显著水平下的显著检验，假设2未获得支持。
总经理与董事长不是两职兼任（D_CEO）、董事会规模（DSIZE）越小与金额最高的前三名董事薪酬之和（DB）越高，公司收益信息含量则表现越好，且D_CEO、DSIZE、DB项系数分别在10%、5%、5%的显著水平下显著，可以认为假设3、假设4和假设5成立。
监事会规模（JSIZE）项系数在10%显著水平下不显著，表明监事会规模与公司收益信息含量无关，在本文样本范围内，假设6不成立。监事成员在公司领取薪酬的人数越多，则监事的独立性将会受到质疑，在本文回归中监事会成员在公司领取薪酬的人数（JB）与公司收益信息含量在10%显著水平下显著负相关，也正是验证了假设7成立。
公司的规模越大，则公司收益信息含量越好，市场的同步效应越不明显，回归结果得出的1%显著水平下显著也反映这个现实，可以认为假设8成立。
综上所述，回归分析主要有以下两个规律：第一，收益信息含量指标与CR、CR2、D_CEO、DSIZE、DB、JB显著相关，显示公司内部治理结构越好的公司，收益信息含量越高，即市场同步效应越弱，公司收益波动的独立性要大于市场性。从原因上看，公司内部治理结构越好的公司，其内部结构更合理，各组织和各项事务更加协调，减少了代理成本，从而使公司的收益信息含量越高，其同步效应则越弱。第二，资产规模越大的公司，其收益信息含量越大，市场同步现象越不明显，原因可能在于这类公司规模较大，难于被市场操纵，因而收益与资产规模常常更为一致。
六、研究结论
本文以2002—2006年沪深两市共118家民营上市公司为样本，旨在修正我国公司绩效指标，论述了国内生产总值和利率两个宏观指标对公司主营业务资产收益率的关系，分析了主营业务资产收益率与宏观经济环境变化的同步效应，采用收益非同步性指标对我国公司内部治理结构展开了实证研究。通过应用计量方法剔除宏观经济指标对公司主营业务资产收益率影响的部分，采用收益同步性指标对收益的非同步特征进行实证测度。考察收益的非同步性指标，测度了收益的信息含量（修正的公司的绩效指标），又将其作为绩效指标，来考察公司内部治理结构对公司收益信息含量的影响。
统计分析结果表明，我国公司收益波动中公司基本面信息所揭示的比例平均为12%左右，而公司外部信息解释的比例达到88%，我国公司基本面信息含量指标的数值还相当低，收益同步效应十分显著。说明我国经济高速发展带动了这些公司的发展。多年以来，我国经济“粗放型”增长问题较为突出，在一定程度上削弱了经济可持续发展的能力，从本文的实证结果中可以看出，“粗放型”快速增长方式对公司的收益影响极大，公司对宏观经济环境的依赖很强，相反反映在公司层面基本的信息对公司主营业务资产收益率影响相当小。中央2006年召开的两次重要会议都提出，要努力实现国民经济“又好又快发展”，与过去“又快又好发展”的提法有所改变，“好”字排在了“快”字之前。由此相信我国公司也将向良性发展方向发展，宏观整体同步性会减弱，公司绩效变化与公司内部治理结构“两张皮”的现象逐渐得到改观。
实证分析结果表明，民营上市公司的股权结构与收益信息含量存在显著的倒U型曲线关系，即当前十大股东持股比例在39%左右时，公司内部治理结构达到最大化；总经理和董事长不是两职兼任、董事会规模越小，代理成本则越低而且内部机制则越有效，总经理对董事会的控制力就越小，其收益信息含量上表现越好；金额最高的前三位董事薪酬之和的高低，表现出公司对董事的激励程度，薪酬越高，其能有足够的积极性去管理或监督，使董事会的作用更有效，则公司的收益信息含量越高。由此我们认为，公司内部治理结构越好的公司，其内部结构更合理，各组织和各项事务更加协调，减少了代理成本，从而使公司的收益信息含量越高。公司收益信息含量越高，表明公司绩效提高更多地依赖公司自身内部合理的治理结构，其绩效受宏观经济环境的影响较小，同步效应则较弱，公司的收益更加稳定。资产规模越大的公司，市场走势对其收益的波动影响越不显著，它的收益非同步性特征更不明显。由中国公司家调查系统调查显示：大型公司经营者认为公司经营状况“良好”的比认为“不佳”的多43．5个百分点，中型公司多36．1个百分点，小型公司多15．3个百分点。由此可见，市场竞争中公司规模的大小代表着盈利能力的强弱。
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（责任编辑：杨全山）
An Empirical Analysis of Corporate Performance and Synchronization Effect of Macro Economic Based on Chinese Listed Company
Abstract: This article based on study our country’s corporate performance, investigated synchronized effect of corporate performance and the macro economic environment, the result shows that the macroscopic information influence is quite big, occupies equally 88%, corporate performance’s synchronized effect is strong． Also after obtaining the corporate income that discount influence of the macroscopic factor, further study to the corporate interior government mechanism． The result indicated that the better the corporate internal government structure, the weaker corporate income synchronism．
Keywords: Income Synchronization Effect, Information Content of Income, Corporate Government Structure
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”