股權結構對經營績效的影響研究—以零售行業(yè)為例目錄TOC\o"1-3"\h\u51321緒論 11521.1研究背景 1148141.2研究目的及意義 1287321.2.1研究目的 2188851.2.2研究意義 275991.3國內外研究現(xiàn)狀 3156271.3.1國外研究現(xiàn)狀 360441.3.2國內研究現(xiàn)狀 4491.3.3現(xiàn)狀綜述 5140911.4研究內容和研究方案 6297941.4.1研究內容 6152631.4.2研究方法 7146711.4.3研究路徑圖 747272相關概念及理論基礎 9274002.1相關概念 9258912.1.1股權結構的概念 970642.1.2企業(yè)經營績效的概念 9146832.2相關理論基礎 9200642.2.1委托代理理論 10285022.2.2兩權分離理論 10111543零售行業(yè)上市公司現(xiàn)狀分析 1171573.1零售行業(yè)上市公司發(fā)展現(xiàn)狀 11173143.2零售行業(yè)上市公司股權結構現(xiàn)狀 12159053.3零售行業(yè)上市公司經營績效現(xiàn)狀 15273934實證研究 18221524.1研究假設 18144794.2樣本選取及數(shù)據來源 19327244.3變量設計 1942014.3.1被解釋變量 19246194.3.2解釋變量 1936694.3.3控制變量 2014604.4模型構建 21193114.5實證分析 2288094.5.1描述性分析 22250674.5.2相關性分析 24243894.5.3多元回歸分析 25225394.5.4穩(wěn)健性檢驗 27281394.6實證研究結果分析 2936365研究結論及對策建議 30195345.1研究結論 3011545.2對策建議 3158215.2.1對零售行業(yè)上市公司的建議 31201325.2.2對政府部門的建議 3117117參考文獻 331緒論本部分首先對研究背景、研究目的及意義進行了闡述；其次，說明了理論意義和現(xiàn)實意義；再次，對國內外相關文獻進行歸納、總結；最后，確定本文的研究內容、研究方法和研究路徑圖。1.1研究背景2020年5月14日，中共中央政治局常務委員會召開會議時，首次提出構建“國內國際雙循環(huán)”的新發(fā)展格局，并在之后的會議上多次提及這一發(fā)展思路。2020年7月21日，在中共中央召開的企業(yè)家座談會中，習近平總書記再次強調這一新發(fā)展格局的重要性。而零售作為商品流轉過程中最后的消費環(huán)節(jié)，在內循環(huán)體系中具有重要地位。根據國家統(tǒng)計局數(shù)據顯示，我國2020年全年社會消費品零售總額391981億元，占我國全年國內生產總值的38.58%?？梢?，零售行業(yè)已逐步成為我國國民經濟中的重要支柱型產業(yè)，其發(fā)展對我國國民經濟發(fā)展具有重大意義。近年來，由于穩(wěn)步提升的居民可支配收入，零售行業(yè)規(guī)模持續(xù)擴大的同時也帶來了市場供給不平衡、運行效率低下等嚴峻問題，這些問題對零售上市公司的經營績效產生了不利的影響。因此，研究零售業(yè)上市公司的經營績效對我國零售行業(yè)的健康發(fā)展具有十分重要的意義。隨著我國資本市場的發(fā)展，上市公司相繼出現(xiàn)了財務造假、小股東被大股東侵害權益等問題，說明公司的內部治理存在諸多不合理之處，而股權結構作為公司治理體系的核心，也就成為了眾多學者關注的重點對象。股權結構是指各種性質的股份在股份制公司的總股本中所占的比例及其之間的相互關系，股票持有者具有與其擁有的股票比例相應的權益與義務。股權結構作為公司治理中的重要組成部分，對公司的實際決策權起到決定性作用。不同的股權結構形成了不同的公司治理體系，進而對公司的日常經營、戰(zhàn)略實施等方面產生影響，最終影響企業(yè)的經營績效。企業(yè)經營績效是企業(yè)在一定時期內經營狀況的直接體現(xiàn)，是衡量一個企業(yè)發(fā)展成功與否的重要指標，可以體現(xiàn)企業(yè)未來的發(fā)展能力。綜上，合理的股權結構可能會促進企業(yè)的發(fā)展，進而提高企業(yè)的經營績效；反之，如果股權結構不合理，極有可能會降低企業(yè)的經營績效，影響企業(yè)的未來發(fā)展。在此背景下，本文以我國零售行業(yè)上市公司的相關數(shù)據為依據，運用實證研究的方法對股權結構與經營績效之間的關系進行研究，以達到幫助我國零售行業(yè)上市公司優(yōu)化股權結構，進而提高企業(yè)經營績效的目的。1.2研究目的及意義1.2.1研究目的本文探究零售業(yè)上市公司股權結構對企業(yè)績效的影響，不僅有助于豐富相關理論視角，而且可為優(yōu)化我國零售業(yè)股權結構提供一定的參考。在成為世界第二大經濟體之后，我國的零售行業(yè)受到外國資金的劇烈沖擊。由于西方資本市場的起步較早，其股權結構與經營績效之間的相關理論比較完善，但因我國資本市場具有自身特色，與國外市場情況不同，不能完全照搬西方的研究成果，這就需要在已有的成果基礎上，結合我國當前的發(fā)展現(xiàn)狀進行研究，以優(yōu)化我國上市公司的股權結構，進而完善公司治理體系，提高企業(yè)的經營績效?；诖?，本文以我國2016年至2020年零售行業(yè)上市公司的相關數(shù)據作為依據，運用實證研究的方法對其股權結構與經營績效之間的關系進行研究，旨在豐富我國零售行業(yè)的理論研究視角，為我國零售行業(yè)上市公司的股權優(yōu)化提出建議，進而提高企業(yè)的經營績效。1.2.2研究意義（1）理論意義第一，本文拓寬了基于我國特色國情下針對企業(yè)股權結構與經營績效的理論研究視角。近年來，雖然國內外學者在對股權結構與經營績效之間的關系進行研究時取得了豐富的研究成果，但學者們對零售行業(yè)的研究較少。因此，本文選取零售行業(yè)上市公司的數(shù)據為樣本進行實證分析，為我國零售行業(yè)上市公司提出優(yōu)化股權的建議，拓寬了我國企業(yè)股權結構與經營績效的理論研究視角。第二，本文豐富了零售業(yè)上市公司股權結構對企業(yè)績效影響的研究內容。零售行業(yè)作為我國的支柱產業(yè)之一，直接關乎著民生的發(fā)展，保障零售業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展為我國現(xiàn)代經濟體系的建立創(chuàng)造了良好的社會環(huán)境。因此，本文從零售業(yè)股權結構的角度出發(fā)，探究其對經營績效的影響，豐富了我國零售業(yè)股權結構對經營績效影響的研究內容。（2）現(xiàn)實意義第一，本文為零售行業(yè)上市公司股權結構的優(yōu)化提供了一定的借鑒。零售行業(yè)作為我國經濟的支柱產業(yè)之一，其經營績效的提高至關重要。在零售企業(yè)公司治理的過程中，因兩權分離而產生的委托代理問題，導致股東目標與管理層個人目標沖突，這就會造成一定的風險。基于此，本文可以為零售行業(yè)上市公司股權結構的優(yōu)化提供一定的借鑒，有利于公司發(fā)展戰(zhàn)略的制定，提高公司的價值。第二，本文提高了零售企業(yè)對公司股權結構的關注度。隨著我國對上市公司股權分置改革進程的不斷推進，尋求良好的股權結構已經成為一種趨勢，合理的股權結構，會降低風險，優(yōu)化公司治理體系，提高收益，確保公司能夠取得良好的經營績效，增加投資者信心。故本文對股權結構與經營績效的關系進行實證分析，有助于零售企業(yè)衡量自身股權結構是否合理，促使其對股權結構更加關注。1.3國內外研究現(xiàn)狀1.3.1國外研究現(xiàn)狀關于股權結構與企業(yè)績效的研究最早出現(xiàn)在1932年伯利和米恩斯的著作《私有產權與現(xiàn)代企業(yè)》中，他們探討了股權分散以及公司產權分離所引起的委托代理問題。在此之后，學術界開始關注上市公司股權結構與公司績效之間的關系。目前，國外學者們對這一問題的研究成果較為豐富，且有不同的見解，主要分為正相關、負相關、不相關和U型相關四類。相關研究成果如下：（1）關于股權結構和經營績效存在正相關關系的研究Berle和Means（1932）[]在《私有產權與現(xiàn)代企業(yè)》中認為，當公司股權集中度處在一個范圍之內時，能夠有效改善公司的治理結構并提高公司的經營績效。Jensen和Meckling（1976）[]認為公司股東分為內部、外部股東兩類，當內部股東持股比例越高，背離價值的最大化成本越低，公司價值就越高。YuCui和YinZang（2019）[]以中國IT上市公司作為研究對象，得出了股權結構和公司績效之間具有正相關關系的結論。（2）關于股權結構和經營績效存在負相關關系的研究Leech和Leahy(1991)[]發(fā)現(xiàn)公司的股權集中度越高,對公司的交易利潤率及凈資產的增長越起到負面影響。Fama和Jensen(1997)[]認為股權集中度的增加會強化股東的控制權,其損害公司利益而為其謀取私人利益的可能增加。AlexanderAbramov和AlexanderRadygin（2017）[]采取計量經濟學的方法對俄羅斯114家最大的公司進行研究，得出國家持股會對公司績效產生負面影響的結論。（3）關于股權結構和經營績效存在不顯著相關關系的研究Demsetz和Lehn（1985）[]以1980年美國上市公司作為研究對象,以會計收益率作為衡量企業(yè)績效的指標與股權集中度建立模型，根據實證結果分析得出會計收益率和股權集中度二者之間沒有顯著的相關關系。Cheung，Wei（2006）[]通過從股東調整持股比例的成本角度對公司股權結構與經營績效的之間的關系研究發(fā)現(xiàn)，股權結構與公司經營績效呈正相關關系。（4）關于股權結構和經營績效存在“U”型二次曲線關系的研究Bennedsen和Wolfenzon（2000）[]認為影響公司經營的主要因素為協(xié)同與合謀形成效應，即一定范圍內的的股權制衡度才會提高公司的經營績效。1.3.2國內研究現(xiàn)狀國內學者也對股權結構與公司財務績效之間的關系進行了大量的研究，主要集中在建立回歸模型，分析回歸結果并提出相應改進措施方面。同時，由于各學者選擇參照的樣本各異，所選取的數(shù)據及應用方法不同，導致結論也有一定的差異。與國外研究相仿，國內學者對股權結構與公司財務績效的研究結論主要分為正相關、負相關、不相關和U型四類。（1）關于股權結構和經營績效存在正相關關系的研究張萍和俞靜（2015）[]以我國2009-2010年滬深兩市A股定向增發(fā)的上市公司為研究對象，就股權結構的變化對經營績效的變化進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)股權集中度的變化與經營績效有著顯著的正相關關系。王敏和胡晶晶（2017）以2012-2015年深交所和滬交所制造業(yè)上市公司為初始研究樣本，實證研究發(fā)現(xiàn)股權集中度與公司經營績效呈正相關關系。劉漢民（2018）認為當股權和控制權出現(xiàn)不對等的情況時，降低前五大股東中國有股占比會有利于提高企業(yè)績效。楊萱（2019）選取2008年至2017年國有上市公司數(shù)據，通過實證研究得出結論：在國有企業(yè)中，混合股權的制衡度可以提高公司績效。桂良軍等（2019）通過對2006年至2016年A股上市公司中國有控股公司進行研究，發(fā)現(xiàn)在國有控股公司中,民營參股股東持股比例之和達到或超過10，即構成混合所有股權結構時，公司績效得到顯著提升。賈佩雷和黃陽（2019）通過對中小板上市公司的股權集中度進行研究，發(fā)現(xiàn)股權集中度越高對公司的經營績效提升效果越明顯。吳超鵬等（2019）發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)管理層中越少有家族企業(yè)成員任職或兩權分離程度越高﹐均會對上市公司績效產生顯著的正面影響。蔡雷鑫（2020）認為股權結構中股份流通度、國有股東持股比例、股權集中度均與公司績效呈顯著正相關關系。于麗瑤等（2020）認為,股權集中度對企業(yè)經營績效具有顯著正向影響。王莉莉等（2021）以2010年至2018年中小板上市公司面板數(shù)據作為樣本,將總資產收益率作為被解釋變量、股權集中度作為解釋變量進行實證分析，結果發(fā)現(xiàn):股權集中度與公司績效之間存在正相關關系。（2）關于股權結構和經營績效存在負相關關系的研究張宏偉和時亮（2015）對全部A股中的傳媒公司年報數(shù)據進行實證分析，得出我國傳媒公司的股權集中度處于相對和高度集中的狀態(tài)，經營績效與其呈負相關關系。吳聞潭和曹寶明（2018）對滬深A股糧油加工業(yè)共33家上市公司數(shù)據進行分析，得出股權集中度與公司經營績效呈線性正相關的結論。林漢銀（2018）選取A股電力行業(yè)上市公司2008-2017年的數(shù)據作為樣本，研究得出的結論是電力行業(yè)流通股比例與公司績效呈顯著的負相關關系。郭躍飛（2020）認為零售業(yè)上市企業(yè)中第一股東的持有股份與績效負相關，而前十大股東持有的股份和企業(yè)股東之間的利益均衡機制均會促進績效的增長。李振球（2020）認為當股權集中度較低時，企業(yè)的大股東會侵占其他股東的權益，股東之間的相互監(jiān)督作用減弱，企業(yè)便容易出現(xiàn)一股獨大的現(xiàn)象，這會導致企業(yè)出現(xiàn)冗余資源，最終使得企業(yè)的經營績效下降。（3）關于股權結構和經營績效存在不顯著關系的研究吳格（2012）選取2009年和2010年在零售行業(yè)上市的公司作為研究對象，研究股權結構與其績效之間的關系，研究表明股權結構和公司績效二者之間呈不顯著關系。錢敏和孫曼（2019）以254家汽車行業(yè)公司作為研究對象，通過建立多元回歸模型對股權結構和公司績效之間的關系進行實證分析，研究結果表明股權制衡度對公司績效的影響不顯著。（4）關于股權結構和經營績效存在“U”型二次曲線關系的研究凌澤華（2014）以我國酒業(yè)上市公司2007-2012年數(shù)據為樣本，得出過于集中或分散的股權結構都不利于提高公司的經營績效，只有適當?shù)墓蓹嗉卸茸钣欣诮洜I績效的提高。王維（2015）以深交所中小板上市公司2007-2012年數(shù)據作為研究對象，得出第一大股東持股比例與公司績效呈“U”型二次曲線關系的結論。顧海英（2016）發(fā)現(xiàn)股權集中度的提高不利于對第一大股東的制衡和監(jiān)督，但卻可以提高公司的決策效率，二者共同發(fā)揮作用最終使得股權結構與企業(yè)財務績效之間的變動呈現(xiàn)倒“U”型二次曲線關系。張榮（2018）以國企2005-2015年的年報數(shù)據為樣本，建立股權結構與國有企業(yè)經營績效的固定效應模型，得出股權集中度和股權制衡度與企業(yè)績效呈倒“U”型關系的結論。胡加明和吳迪（2020）認為第一大股東持股比例與企業(yè)績效呈“U”型關系。當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例大于51%時，此時提高其他大股東股權占比可提高企業(yè)績效。1.3.3現(xiàn)狀綜述通過查閱、整理、分析國內外學者相關文獻可以得知，目前國內外學者對股權結構和企業(yè)績效的研究內容較為豐富，研究方向較廣，為本文研究提供了足夠的理論依據。國內外學者得出的結論主要體現(xiàn)為以下四個方面：股權結構與經營績效之間正相關、兩者之間負相關、兩者之間U型相關以及兩者之間不相關。通過梳理相關文獻發(fā)現(xiàn)，國外學者主要從內部人持股比例、外部人持股比例和股權集中度三個方面研究股權結構與企業(yè)經營績效的關系，同時選取托賓Q值作為績效變量的衡量指標。而國內企業(yè)股權結構因我國制度的不同，自形成之始就具備一定的特殊性，使得國內學者并未從這幾方面對其進行研究。國內學者對股權結構的研究主要在于建立回歸模型，分析回歸結果并提出相應改進措施。同時，國內學者在進行股權結構對經營績效的影響研究時，較多學者以房地產企業(yè)、醫(yī)藥行業(yè)、農業(yè)、高新技術產業(yè)等作為研究對象，較少有學者對零售行業(yè)上市公司股權結構與經營績效的關系進行研究?；诖耍疚倪x取零售行業(yè)上市公司的數(shù)據為樣本進行實證分析，旨在拓展股權結構與經營績效關系的研究視角，并為我國零售行業(yè)上市公司的股權優(yōu)化提出建議，為企業(yè)經營績效的提高提供一定的參考。1.4研究內容和研究方法1.4.1研究內容本文采用文獻分析法以及實證分析法，通過回顧國內外現(xiàn)有的研究成果，在相關研究假設的前提下，對零售行業(yè)上市公司進行研究，研究內容為零售行業(yè)上市公司股權結構對其經營績效的影響。本文研究內容主要分為五個部分，具體內容安排如下：第一部分：緒論。首先，本部分主要對論文的選題背景、研究目的、研究意義做出闡述；其次，對國內外研究現(xiàn)狀進行歸納總結，明確本文的研究方向；最后，介紹本文的研究內容和研究方法。第二部分：相關概念與理論基礎。本部分首先對股權結構、企業(yè)經營績效的概念進行界定；其次對兩權分離理論、委托代理理論進行闡述。第三部分：零售行業(yè)上市公司現(xiàn)狀分析。本部分主要對零售行業(yè)上市公司發(fā)展現(xiàn)狀、零售行業(yè)上市公司股權結構現(xiàn)狀和零售行業(yè)上市公司經營績效現(xiàn)狀進行分析，為后續(xù)的實證研究提供依據。第四部分：實證研究。本部分選取零售行業(yè)上市公司2016年至2020年的相關數(shù)據作為研究樣本，在相關理論的基礎上，提出研究假設，并確定解釋變量、被解釋變量和控制變量。通過Excel、SPSS26.0等統(tǒng)計軟件對變量進行描述性統(tǒng)計分析、相關性分析、回歸分析和穩(wěn)健性檢驗，最后得出實證結果。第五部分：研究結論與對策建議。根據前四部分的理論分析和實證研究對全文進行總結，得出研究結論的同時，提出相應的對策建議。1.4.2研究方法（1）文獻分析法文獻分析法是對相關文獻資料進行系統(tǒng)、全面的歸納、整理、分析、研究的一種研究方法。本文通過此方法總結大量的國內外相關文獻資料，理清該領域目前的研究脈絡，了解更多與本論文有關的觀點，確定本文的研究方向。（2）實證研究法在理論分析的基礎上，本文選取我國零售行業(yè)上市公司2016年到2020年的相關數(shù)據作為研究對象，運用Excel、SPSS26.0等統(tǒng)計軟件處理數(shù)據，通過描述性統(tǒng)計分析、相關性分析、多元回歸分析和穩(wěn)健性檢驗的實證方法，對相關數(shù)據進行實證研究，得出本文的研究結論。1.4.3研究路徑圖研究路徑圖如圖1-1所示：圖1-1研究路線圖2相關概念及理論基礎本部分首先對股權結構和企業(yè)經營績效的概念進行了界定，明確本文的研究范圍；其次闡述了與本文相關的兩個理論：委托代理理論和兩權分離理論，為實證研究部分搭建理論框架。2.1相關概念2.1.1股權結構的概念股權是一種權益，直接反映了股東持股比例的大小以及需要承擔的相應義務。股權結構是指在股份制公司中，不同類型的股份在所有股份中所占的比例以及不同類型股東之間的關系。因此，不同的股權結構決定了公司的不同組織結構以及管理結構。本文從三個方面對股權結構進行分析，分別是股權流動性、股權制衡度和股權集中度。其中，股權流動性按照股票當前是否能夠流通可以劃分為流通股和非流通股。目前，我國上市公司的流通股在總股本中的比例不斷上升，使股權流動性成為影響公司績效的重要因素之一。股權制衡度是指由公司大股東們共同擁有公司控制權，通過相互制衡、監(jiān)督，使第一大股東無法單獨做出決策，這會導致決策效率和決策實施程度的下降，當市場出現(xiàn)變化時，公司可能會因無法及時做出反應而錯過發(fā)展機會。股權集中度是指公司的股東由于其權益大小的差異而表現(xiàn)出不同程度的股權分散程度的量化指標，是衡量公司股權結構和治理結構是否合理的主要指標。2.1.2企業(yè)經營績效的概念經營績效是企業(yè)管理者對企業(yè)一段時間內戰(zhàn)略實施及經營成果的直接表現(xiàn)，決定著投資人、債權人、政府部門等企業(yè)相關者對企業(yè)的信心大小，對企業(yè)的未來發(fā)展具有至關重要的作用。根據對國內外學者研究成果的整理發(fā)現(xiàn)，衡量企業(yè)經營績效的方法主要分為兩類：市場價值法和財務指標法。其中，市場價值法主要指標為托賓Q值，其定義為資產的市場價值與其重置價值之比，反映公司的資產價值是否處于被高估或低估的狀態(tài)。由于我國的證券市場發(fā)展較晚，較國外還不夠成熟。因此，市場價值法不適合評估我國上市公司的價值。財務指標法主要通過償債能力、營運能力、盈利能力、發(fā)展能力等財務分析指標來對公司的價值進行衡量，主要指標有總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）等。總資產收益率反映了企業(yè)的盈利能力，該指標越高，企業(yè)對全部資產的利用效率就越高，企業(yè)績效就越好?；谝陨戏治?，本文采用總資產收益率作為衡量企業(yè)績效的指標。2.2相關理論基礎2.3.1委托代理理論委托代理理論最早是在上世紀30年代由美國經濟學家伯利和米恩斯提出的。他們發(fā)現(xiàn)企業(yè)所有者既擁有所有權又擁有經營權時，會對企業(yè)的績效產生負面影響。主要原因有以下兩個方面：一方面，企業(yè)規(guī)模的增大使企業(yè)所有者缺乏足夠的專業(yè)能力和時間精力做出決策，不能有效、合理地行使其權力；另一方面，隨著生產力的發(fā)展，勞動分工的精細化，流水線作業(yè)的形成，越來越多的人成為具備良好專業(yè)能力的代理人。同時，委托代理關系的出現(xiàn)也會導致股東與代理人之間信息不對稱問題的出現(xiàn)，主要為兩個方面：一是對公司經營、發(fā)展狀況的了解程度不對稱；二是經營過程中雙方獲取收益的多少不對稱。這種不對稱可能會使雙方之間互不信任，進而導致股東約束、制衡代理人，導致代理人消極工作，為了自身利益，做出損害公司利益的經營決策，對公司未來發(fā)展產生不利影響，降低公司的經營績效。零售行業(yè)中多數(shù)上市公司的股權結構較為集中，容易出現(xiàn)“一股獨大”的情況，從而導致代理成本提高、治理效率降低等問題。基于以上分析，委托代理理論為研究股權結構對公司經營績效的影響提供了一定的理論基礎。2.3.2兩權分離理論伯利和米恩斯在《現(xiàn)代公司私有權》中提出兩權分離理論。他們發(fā)現(xiàn)多數(shù)大公司的實際控制者是經理人，但這些管理人員未持有公司股權。他們認為隨著股份制公司經營規(guī)模的不斷擴大，公司控股股東會逐漸失去對公司實際的控制權，公司實際掌控權會逐漸轉移向代理人。由于我國證券市場興起較晚，導致兩權分離理論在上市公司的實踐起步也較晚。上世紀90年代，我國國有制企業(yè)改革后，兩權分離的模式才在我國企業(yè)中逐漸普及。在兩權分離理論的實踐應用中，如何在股份制公司中建立激勵制度，使公司代理人發(fā)揮其最大能力，使其做出與公司股東相一致的決策，達到代理人與公司股東利益趨同的目的，進而提高公司的經營績效，是現(xiàn)今上市公司實踐兩權分離的主要方向?；诖?，兩權分離理論為本文零售業(yè)上市公司股權結構對經營績效影響的研究提供了一定的理論依據。3零售行業(yè)上市公司現(xiàn)狀分析本部分通過整理相關數(shù)據，首先從營業(yè)收入和從業(yè)人數(shù)這兩個方面對零售業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀進行分析；其次，對零售業(yè)公司的股權集中度、股權制衡度和股本結構現(xiàn)狀進行分析；最后，從盈利、償債、營運和發(fā)展能力這四個財務指標方面對零售行業(yè)上市公司績效進行分析。3.1零售行業(yè)上市公司發(fā)展現(xiàn)狀近年來，隨著我國經濟的快速發(fā)展，人均可支配收入的提高，零售企業(yè)規(guī)模不斷擴大。因此，對零售行業(yè)上市公司發(fā)展現(xiàn)狀的研究具有重要意義。營業(yè)收入直接反映企業(yè)的經營成果，是企業(yè)利潤的起始點。當企業(yè)處于成長期時，會招納更多的人員對公司的事務進行處理；當處于衰退期時，就會裁減員工以降低成本。員工人數(shù)的增減體現(xiàn)了公司的發(fā)展情況?；谝陨戏治?，本部分選取我國零售行業(yè)上市公司營業(yè)收入及員工人數(shù)作為指標對發(fā)展現(xiàn)狀進行分析。（1）營業(yè)收入現(xiàn)狀在營業(yè)收入部分，本文對零售業(yè)上市公司近五年營業(yè)收入進行整理，數(shù)據如圖3-1所示：圖3-SEQ圖3-\*ARABIC1零售業(yè)上市公司營業(yè)收入由圖3-1可以看出，零售業(yè)上市公司營業(yè)收入由2016年的8791.25億元增長到2020年的10510.66億元，增長了1719.41億元，年均增長率為3.9%?？梢娏闶坌袠I(yè)隨著我國人均可支配收入的提高正在穩(wěn)步發(fā)展，行業(yè)規(guī)模逐漸擴大。從近五年數(shù)據來看，營業(yè)收入在2016年至2019年呈增長趨勢，并于2019年達到峰值，達到12228.42億元，增長率分別為12.05%、14.28%、13.3%、7.43%，由于疫情的影響，2020年營業(yè)收入相較于2019年下降了1717.76億元，下降率為14.05%?？傮w來看，我國零售行業(yè)仍然具有廣闊的市場，未來發(fā)展態(tài)勢較好。（2）員工人數(shù)現(xiàn)狀從員工人數(shù)方面來看，本文統(tǒng)計了2016-2020年零售行業(yè)上市公司員工人數(shù)變化情況的數(shù)據，如圖3-2所示。圖3-2零售業(yè)上市公司員工人數(shù)由圖3-2可知，企業(yè)2016年至2020年員工人數(shù)由50.59萬人增加到53.88萬人，增加人數(shù)為3.29萬人，增長率分別為4.36%、4.18%、6.68%、0.87%、-2.24%。2019年員工人數(shù)達到峰值，共有55.11萬人，2020年因受新冠疫情隔離影響，企業(yè)成本增加，被迫裁減員工，員工人數(shù)降至53.88萬人?？傮w上看，零售業(yè)上市公司還是處于積極發(fā)展的狀態(tài)，需要較多的員工處理公司事務，越來越多的人員被吸引進入該行業(yè)。3.2零售行業(yè)上市公司股權結構現(xiàn)狀不同的股權結構決定了公司組織、治理結構的不同，對公司績效的影響也隨之不同。因此，本文主要從股權集中度、股權制衡度和股本結構三個方面對零售行業(yè)上市公司股權結構現(xiàn)狀進行分析。（1）股權集中度現(xiàn)狀本小節(jié)選取股權集中度中具有代表性的第一大股東持股比例和前五大股東持股比例作為指標進行分析，如表3-1。表3-1零售行業(yè)上市公司股權集中度描述性統(tǒng)計表解釋指標年份極小值（%）極大值（%）均值（%）標準差（%）第一大股東持股比例201612.8085.5332.6513.19201712.8081.6933.0012.87201812.8081.2333.1512.51201912.2780.9032.8712.65202011.6880.9032.6812.80前五大股東持股比例201622.1589.7852.2114.24201721.1386.1952.9714.03201818.8186.4753.6113.55201917.3487.6853.2314.05202015.7786.8952.6013.67由表3-1可以看出，我國零售行業(yè)上市公司中第一大股東持股比例普遍較大，近五年均值都在33%上下，第一大股東在公司中地位較為顯著。公司前五大股東持股比例近五年不斷波動，但數(shù)值變化不大，且均在52%以上，說明公司的股權處于較為集中的狀態(tài)。（2）股權制衡度現(xiàn)狀本文選取第二至第五大股東持股比例與第一大股東持股比例之比（Z指數(shù)）作為指標，對零售行業(yè)上市公司股權制衡度進行分析，如表3-2。表3-2零售行業(yè)上市公司股權制衡度描述性統(tǒng)計表解釋指標年份極小值（%）極大值（%）均值（%）標準差（%）Z指數(shù)20163.42216.0173.6753.4820173.74224.2873.9853.8620183.06222.9175.0753.0520194.71222.9175.7354.4520202.32222.9174.5953.60由表3-2可知，2016年至2020年間，Z指數(shù)均值集中在75%，最低為2016年的73.67%。由此數(shù)據可以看出，我國零售業(yè)上市公司具有一定的股權制衡度，說明第一大股東較難獨立做出決策，其余股東對第一大股東制衡作用較為明顯。（3）股本結構現(xiàn)狀股本結構反映公司的治理、組織結構，本文選取零售行業(yè)上市公司近五年國有股比例、流通股比例和管理層持股比例作為指標，對股本結構現(xiàn)狀進行分析，如表3-3。表3-3零售行業(yè)上市公司股本結構描述性統(tǒng)計表指標年份極小值（%）極大值（%）均值（%）標準差（%）國有股比例20160.0056.591.757.5720170.0010.280.391.7820180.0026.730.993.8420190.0026.731.214.7620200.0032.061.135.25流通股比例201625.00100.0083.0723.38201725.00100.0085.5222.11201825.00100.0087.1420.55201937.83100.0092.2515.16202041.34100.0094.7511.10管理層持股比例20160.0061.935.3914.9420170.0061.934.7612.8020180.0061.934.2112.1720190.0039.131.956.6920200.0034.341.776.16由表3-3可以得知，首先，在零售業(yè)上市公司中，國有股持股比例的均值均不高，僅2016年、2019年和2020年在1%以上，其余兩年均在1%以下，說明國有控股性質的企業(yè)在零售行業(yè)中較少。其次，由表中數(shù)據可以看出我國零售企業(yè)流通股比例在總股本中所占比例越來越高，最小值由2018年的25%上升至2020年的41.34%，均值由2016年的83.07%上升至2020年的94.75%。說明我國零售業(yè)上市公司股票的流動性越來越強。最后，公司管理層的持股比例均值逐年降低，由2016年的5.39%降至2020年的1.77%，說明整個零售行業(yè)上市公司中管理層的持股比例平均水平較低，沒有合理的股權激勵機制，可能會降低高管人員的工作效率，進而影響公司的經營績效。3.3零售行業(yè)上市公司經營績效現(xiàn)狀根據本文第二部分對企業(yè)績效相關概念的界定，本部分將從盈利、償債、營運、發(fā)展四個能力的角度對2016-2020年零售業(yè)企業(yè)績效進行分析。（1）盈利能力總資產收益率能夠很好地反映公司的盈利能力，本文整理了2016年至2020年零售行業(yè)的數(shù)據，如圖3-3所示。圖3-3零售行業(yè)總資產收益率由圖3-3可知，2016-2020年零售行業(yè)總資產收益率處于持續(xù)波動的狀態(tài)，但總體較為穩(wěn)定。2016年至2017年上升了4.93%，2018年受中美貿易戰(zhàn)影響總資產收益率降低至4.27%，2018年至2020年持續(xù)增長，表明零售業(yè)企業(yè)投入產出的水平逐漸提高，資產運行效果和效率較高。（2）償債能力償債能力是企業(yè)償還到期債務的能力，為企業(yè)的績效評價提供風險提示。本文選取2016年——2020年零售上市公司流動比率、速動比率、現(xiàn)金比率和資產負債比率作為衡量償債能力的指標，具體數(shù)據如表3-4所示。表3-4零售行業(yè)上市公司償債能力統(tǒng)計表年份流動比率速動比率現(xiàn)金比率資產負債率20161.441.010.500.5120171.481.050.530.5220181.521.110.560.5120191.591.150.540.5120201.501.100.550.51由表3-4可知，零售行業(yè)流動比率由2016的1.44增長至2020年的1.59。速動比率由1.01增長至1.10，由于速動比率去除了變現(xiàn)能力較差的存貨，相較于流動比率對企業(yè)短期償債能力的判斷更加準確?，F(xiàn)金比率由2016年的0.50增長至2020年的0.55。資產負債率近五年無明顯變化，維持在0.51左右，長期償債能力較為優(yōu)秀。總體來看，零售業(yè)企業(yè)資產流動性逐年增大，償債能力比較穩(wěn)定。（3）營運能力營運能力可以為提高企業(yè)績效指明方向，本文選取總資產周轉率作為衡量營運能力的指標，對零售業(yè)上市公司2016-2020年總資產周轉率進行統(tǒng)計，如圖3-4所示。圖3-4零售行業(yè)總資產周轉率由圖3-4可以得知，總資產周轉率在2016-2020年間呈下降趨勢，由1.04降低至0.74，在此期間僅2017年同比增長0.02。說明零售業(yè)企業(yè)受新冠疫情影響，銷售能力減弱、成本費用增加、資產投資效益以及利用效率降低。（4）發(fā)展能力發(fā)展能力決定企業(yè)未來的成長，可以為企業(yè)管理人員做出決策提供一定的參考。本文選取總資產增長率作為衡量發(fā)展能力的指標，并整理了2016年至2020年的相關數(shù)據，如圖3-5所示。圖3-5零售行業(yè)總資產增長率由圖3-5可知，總資產增長率總體呈下降趨勢，由2016年的15.98%降低至2020年的2.66%，降低了13.32%，降低速度較快。說明行業(yè)已經漸漸步入衰退期，后續(xù)的發(fā)展能力減弱，需要進一步提升績效。4實證研究本部分以前文的研究為基礎，選取我國零售行業(yè)上市公司為研究對象，基于相關理論、概念和國內外文獻的整理分析，提出三個研究假設，根據零售行業(yè)的股權結構與經營績效確定解釋變量、被解釋變量與控制變量，最后構建實證模型。4.1研究假設股權集中度是衡量公司股權是否合理的重要指標，良好的股權集中度將在提升公司績效方面發(fā)揮積極作用。當公司股權集中時，持有大部分股權的股東為了獲取更多收益，會采取積極的方式參與公司治理。而分散型的股權結構，對代理人的監(jiān)督及激勵能力相對較低且作用有限，同時會使公司在面臨決策時無法及時形成明確、統(tǒng)一、符合公司長遠發(fā)展的決策，降低公司的績效。股權的相對集中更有利于公司治理機制和公司治理有效性的發(fā)揮。少數(shù)股東擁有所有權的目的是從證券市場進行股票交易獲得收入差異，而公司的主要股東更加注重公司的長遠發(fā)展和戰(zhàn)略實施，以期達到公司績效提升的目的。綜上，本文提出假設1：H1：零售行業(yè)上市公司第一大股東持股比例與公司經營績效呈正相關關系隨著我國對證券市場改革進程的不斷推進，越來越多的流通股進入市場之中，流通股在總股本中所占比例逐漸提高，其對企業(yè)的股權結構影響隨之擴大，成為影響企業(yè)績效的關鍵因素之一。流通股增多的同時會導致企業(yè)股權的分散，對企業(yè)的影響有兩方面：一方面，股權的分散為股東們提供了逃避責任的理由，公司出現(xiàn)問題時，股東們更傾向于推卸責任而不是解決問題；另一方面，公司出現(xiàn)眾多中小股東，多數(shù)中小股東的目的是通過市場交易企業(yè)股票獲取溢價，形成“搭便車”現(xiàn)象，提高了企業(yè)管理以及監(jiān)督成本，降低了企業(yè)決策效率，不利于企業(yè)的績效。綜上，本文提出假設2：H2：零售行業(yè)上市公司的流通股比例與公司的經營業(yè)績呈負相關關系股權制衡度是公司其余大股東對第一大股東約束能力的直接體現(xiàn)。當公司股權相對集中且前幾位大股東擁有相近的股權比例時，幾位大股東共享公司的控制權，大股東們之間相互制衡、監(jiān)督。當公司股權制衡度較高時，第一大股東對公司決策權影響減弱，其余大股東開始干預公司決策，這會導致決策效率和決策實施程度的下降，當市場出現(xiàn)變化時，公司可能會因無法及時做出反應而錯過發(fā)展機會。同時，當互相制衡的大股東們因為利益出現(xiàn)沖突、矛盾時，協(xié)調其之間的矛盾和沖突勢必會影響公司的穩(wěn)定發(fā)展，進而對公司績效產生不利影響。綜上，本文提出假設3：H3：零售行業(yè)上市公司的股權制衡度與公司的經營業(yè)績呈負相關關系4.2樣本選取及數(shù)據來源本文選取我國滬深兩市全部零售行業(yè)上市公司作為研究對象。為保證研究結論的真實、可靠，本文選取樣本時遵循以下原則：（1）剔除2015年12月31日后上市以及樣本數(shù)據缺失的零售業(yè)公司，以保證樣本數(shù)據的完整、連續(xù)（2）剔除帶有ST和*ST的上市公司，以避免此類數(shù)據異常的公司對本文分析產生影響?；谝陨显瓌t對樣本公司進行剔除，本文確定了65家零售行業(yè)上市公司作為研究樣本，并以其2016年至2020年的325組數(shù)據作為研究對象。本文選取樣本公司的數(shù)據主要來源于CSMAR經濟金融研究數(shù)據庫以及公司年報，并采用SPSS26.0和Excel對數(shù)據進行處理、分析。4.3變量設計4.3.1被解釋變量本文選取經營績效為被解釋變量。根據本文第二章相關概念，目前研究公司經營績效的兩種方法，一是市場價值法，通常采用托賓Q表示；二是財務指標法，主要用總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）等。根據本文所研究的問題，財務指標法相較于市場價值法獲得的數(shù)據更加可靠，故本文選取ROA作為指標來衡量公司的績效，同時在穩(wěn)健性檢驗中選擇ROE代替ROA進行檢驗，即：4.3.2解釋變量根據對以往文獻的研究，對股權指標的選取主要包括以下三類：股權集中度、股本結構和股權制衡度。根據本文第三部分對零售上市公司股權集中度、股本結構和股權制衡度的分析可知：首先，公司第一大股東持股比例在一定程度上可能會影響公司績效；其次，我國零售業(yè)上市公司中的流通股比例逐漸提高，其對績效可能存在一定影響；最后，第二至第五大股東持股比例與第一大股東持股比例的比值在一定范圍內時，對公司績效有促進作用?；诖耍疚倪x取第一大股東持股比例（CR1）、流通股比例（CSP）和Z指數(shù)（Z）作為本文的解釋變量，即：（1）第一大股東持股比例（CR1）（2）流通股比例（CSP）=流通股股數(shù)÷總股本（3）Z指數(shù)（Z）=第二至第五大股東持股比例÷第一大股東持股比例4.3.3控制變量除解釋變量之外，影響零售行業(yè)經營績效的變量還有很多，本文參考因此，本文選取公司規(guī)模（Size）、公司成長性（Grow）及資產負債率（Lev）作為控制變量。（1）公司規(guī)模（Size）公司規(guī)模是公司綜合實力的直接體現(xiàn)，規(guī)模大的公司相較于規(guī)模小的公司，其現(xiàn)金流更大、抗風險能力更強、破產清算風險更低。因此本文選取公司規(guī)模（Size）作為控制變量，采用公司總資產的自然對數(shù)作為指標，即：（2）資產負債率（Lev）資產負債率是衡量公司資本結構的指標之一，該指標能夠清晰地反映出上市公司的償債能力和債務水平。基于此，本文將資產負債率（Lev）納入模型中，即：（3）公司成長性（Grow）公司未來發(fā)展能力是影響績效的另一個重要指標。在投資者衡量上市公司股票價值時，總資產增長率可以提供較為可靠的依據?；诖耍疚牟捎霉境砷L性（Grow）作為控制變量，用總資產增長率作為指標，即：各主要變量的定義匯總如表4-1。表4-SEQ表4-\*ARABIC1變量說明表研究變量變量類型變量名稱變量符號計算公式被解釋變量公司績效總資產收益率ROA凈利潤/總資產凈資產收益率ROE凈利潤/平均股東權益總額解釋變量股權結構第一大股東持股比例CR1第一大股東持股股數(shù)/股本總數(shù)流通股比例CSP流通股股數(shù)/股本總數(shù)Z指數(shù)Z第二至第五大股東持股比例/第一大股東持股比例控制變量公司規(guī)模總資產對數(shù)SizeLn（資產總額）財務指標資產負債率Lev（負債總額/資產總額）×100%公司成長性總資產增長率Grow（期末資產總額-期初資產總額）/期初資產總額4.4模型構建根據假設1，構建CR1對ROA的多元回歸模型1：根據假設2，構建CSP對ROA的多元回歸模型2：根據假設3，構建Z對ROA的多元回歸模型3：4.5實證研究4.5.1描述性分析表4-SEQ表4-\*ARABIC2樣本公司主要股權結構變量和公司特征變量描述性統(tǒng)計變量年份樣本量極小值（%）極大值（%）均值（%）標準差（%）凈資產收益率（ROA）201665-6.6512.443.382.93201765-55.4111.812.597.86201865-7.7327.683.964.27201965-24.2613.633.084.99202065-44.1212.021.477.09第一大股東持股比例（CR1）20166512.8085.5332.6513.1920176512.8081.6933.0012.8720186512.8081.2333.1512.5120196512.2780.9032.8712.6520206511.6880.9032.6812.80流通股比例（CSP）20166525.00100.0083.0723.3820176525.00100.0085.5222.1120186525.00100.0087.1420.5520196537.83100.0092.2515.1620206541.34100.0094.7511.10Z指數(shù)（Z）2016653.42216.0173.6753.482017653.74224.2873.9853.862018653.06222.9175.0753.052019654.71222.9175.7354.452020652.32222.9174.5953.60變量年份樣本量極小值（%）極大值（%）均值（%）標準差（%）公司規(guī)模（Size）20166520.0025.6422.461.1220176520.5325.7822.531.1320186520.5326.0222.641.1920196520.5426.1922.691.1920206520.5026.0822.701.20資產負債率（Lev）20166515.4186.8051.3717.2120176511.7785.9051.5817.202018657.7484.4351.2618.592019657.8485.0250.5718.332020658.2085.1750.8218.18公司成長性（Grow）201665-17.64148.615.9828.85201765-14.6485.247.2216.63201865-27.92182.4610.4726.87201965-35.0267.244.3612.90202065-70.1892.742.6619.13由表4-2中數(shù)據樣本可以得知：（1）就被解釋變量而言，ROA的均值處于波動狀態(tài)，2017年和2020年兩年出現(xiàn)嚴重下跌情況。從標準差來看，我國零售業(yè)上市公司的盈利能力離散程度較低，公司績效之間的差異不顯著。從整體來看，我國零售行業(yè)的發(fā)展已經趨于平緩，雖然大部分企業(yè)處于盈利狀態(tài)，但是盈利水平較低，小部分企業(yè)甚至處于虧損狀態(tài)。（2）就解釋變量而言，我國零售行業(yè)上市公司中第一大股東持股比例普遍較高，2016年至2020年均值都在33%上下，第一大股東在公司中地位較為顯著，大多數(shù)零售業(yè)上市公司處于股權相對集中的狀態(tài)。由表中數(shù)據可以看出我國零售企業(yè)流通股比例在總股本中所占比例越來越高，最小值由2018年的25%上升至2020年的41.34%，均值由2016年的83.07%上升至2020年的94.75%，說明我國零售業(yè)上市公司股票的流動性越來越強，國家對股權改革的效果逐漸體現(xiàn)。2016年至2020年Z指數(shù)均值集中在75%，最低為2016年的73.67%，但是從其最大值和最小值的差額以及標準差來看，我國零售企業(yè)的股權制衡度之間存在很大差異。由此數(shù)據可以看出，我國零售業(yè)上市公司近五年具備一定的股權制衡度，第一大股東較難獨立做出決策，其余股東對第一大股東的制衡作用較為明顯。（3）就控制變量而言，SIZE近五年均值維持在22-23，未出現(xiàn)較大變化，標準差值較低，由此可知，我國零售企業(yè)規(guī)模接近，無顯著差異。2016年至2020年Lev無明顯變化，維持在0.51左右，說明零售企業(yè)負債水平合理，長期償債能力較為優(yōu)秀?？傎Y產增長率呈下降趨勢，由2016年的15.98%降低至2020年的2.66%，降低了13.32%，降低速度較快。這表明零售行業(yè)逐漸步入衰退期，后續(xù)的發(fā)展能力減弱，需要進一步提升績效以減緩這一趨勢。4.5.2相關性分析本文實證分析涉及多個變量，為更好地描述變量之間的相關關系，本文在描述性統(tǒng)計分析的基礎上，運用SPSS26.0對各變量之間的相關關系進行Pearson分析，Pearson相關分析結果如下表4-3所示。4-SEQ表4-\*ARABIC3相關性分析ROACR1CSPZSizeLevGrowROA皮爾遜相關性1.241**-.158**-.112*0.085-.352**.177**Sig.（雙尾）00.0040.0440.12700.001CR1皮爾遜相關性.241**1-.162**-.644**0.033-0.06.141*Sig.（雙尾）00.00300.5520.280.011CSP皮爾遜相關性-.158**-.162**1-.142*-.114*0.008-.398**Sig.（雙尾）0.0040.0030.010.0410.8870Z皮爾遜相關性-.112*-.644**-.142*1.236**0.10.066Sig.（雙尾）0.04400.0100.0710.237Size皮爾遜相關性0.0850.033-.114*.236**1.409**.131*Sig.（雙尾）0.1270.5520.041000.018Lev皮爾遜相關性-.352**-0.060.0080.1.409**10.054Sig.（雙尾）00.280.8870.07100.332Grow皮爾遜相關性.177**.141*-.398**0.066.131*0.0541Sig.（雙尾）0.0010.01100.2370.0180.332**在0.01級別（雙尾），相關性顯著，*在0.05級別（雙尾），相關性顯著。由表4-3可以看出，我國零售行業(yè)上市公司CR1與總資產收益率（ROA）呈顯著正相關關系，系數(shù)為0.241，CSP、Z則與ROA呈顯著負相關關系，其系數(shù)分別為-0.158、-0.112，CR1和CSP通過了0.01置信水平的顯著性檢驗，Z通過了0.05置信水平的顯著性檢驗，由此結果可以初步判斷零售行業(yè)CR1與ROA之間存在一定的正相關關系，CSP、Z與ROA之間存在一定的負相關關系，驗證了本文提出的三個假設，為下文多元回歸分析提供了一定的保障。解釋變量CR1、Z和CSP三者之間相關系數(shù)較高，具有較強的顯著性，這說明一個回歸方程中不能同時將三個變量放入，以避免三者之間共線性對回歸分析結果產生影響。4.5.3多元回歸分析本文在前文建立實證模型的基礎上，對選取的65家零售業(yè)上市公司2016-2020年共325組數(shù)據進行多元回歸分析，其分析結果如下。（1）CR1與ROA的回歸分析根據本文第一個假設，將ROA作為被解釋變量，CR1作為解釋變量，Size、Lev、Grow作為控制變量，對模型1進行回歸分析，回歸分析見表4-4。表4-4多元回歸分析表非標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性VIFB標準誤Beta(常量)-0.1990.057-3.50.001CR10.0840.0220.1863.7870.0001.027Size0.0120.0030.2434.540.0001.221Lev-0.1450.017-0.448-8.4090.0001.209Grow0.0370.0130.1432.8940.0041.037R2-adjusted0.239F26.452P0.000因變量：ROA從表4-4可以看出，調整后R2為0.239，模型一F值為26.452，P值為0.000，說明該模型具有良好的擬合度。在第一大股東持股比例（CR1）與控制變量對總資產收益率（ROA）的回歸模型中，CR1的回歸系數(shù)為0.084，在0.01顯著性水平下通過了顯著性檢驗，表明零售行業(yè)CR1與ROA顯著正相關，說明第一大股東持股比例的增加會使企業(yè)績效得到一定的提高，驗證了本文的假設1。由控制變量的回歸結果可以看出，企業(yè)規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）和企業(yè)成長性（Grow）的回歸系數(shù)分別為0.012、-0.145和0.037，均通過了顯著性檢驗，說明企業(yè)的規(guī)模越大、資產負債率越低、成長性越好更有利于促進企業(yè)績效的提高。（2）CSP與ROA的回歸分析根據本文第二個假設，將ROA作為被解釋變量，CSP作為解釋變量，Size、Lev、Grow作為控制變量，對模型2進行回歸分析，回歸分析見下表4-5。表4-5多元回歸分析表非標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性VIFB標準誤Beta(常量)-0.1550.061-2.5410.012CSP-0.0210.016-0.070-1.2890.1981.199Size0.0120.0030.2464.5010.0001.228Lev-0.1490.018-0.460-8.4780.0001.206Grow0.0370.0140.1412.6130.0091.200R2-adjusted0.209F22.415P0.000因變量：ROA從表4-5可以看出，模型二調整后R2為0.209，F(xiàn)值為22.415，P值為0.000，說明該模型沒有通過顯著性檢驗。在流通股比例（CSP）與控制變量對總資產收益率（ROA）的回歸模型中，CSP的回歸系數(shù)為-0.021，表明零售行業(yè)CSP與ROA具有負相關關系，但未通過顯著性檢驗，說明關系不顯著，該結論否定了假設2。（3）Z與ROA的回歸分析根據本文第三個假設，將ROA作為被解釋變量，Z作為解釋變量，Size、Lev、Grow作為控制變量，對模型3進行回歸分析，回歸分析見下表4-6。表4-6多元回歸分析表非標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性VIFB標準誤Beta(常量)-0.2050.058-3.5490.000Z-0.0160.005-0.144-2.8590.0050.943Size0.0140.0030.2865.1740.0000.785Lev-0.1500.017-0.464-8.6540.0000.833Grow0.0450.0130.1743.5190.0000.981R2-adjusted0.225F24.489P0.000因變量：ROA由表4-6可知，模型三調整后R2為0.225，F(xiàn)值為24.489，P值為0.000，說明該模型具有良好的擬合度。在Z指數(shù)（Z）與控制變量對總資產收益率（ROA）的回歸模型中，Z的回歸系數(shù)為-0.016，在0.01顯著性水平下通過了顯著性檢驗，表明零售行業(yè)Z與ROA呈顯著負相關關系，說明Z指數(shù)的降低會使企業(yè)績效得到一定的提高，驗證了本文的假設3。由控制變量的回歸結果可以看出，企業(yè)規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）和企業(yè)成長性（Grow）的回歸系數(shù)分別為0.014、-0.15和0.045，均通過了顯著性檢驗，說明企業(yè)的規(guī)模越大、資產負債率越低、成長性越好更有利于促進企業(yè)績效的提高。4.5.3穩(wěn)健性檢驗本文在實證研究時選取總資產收益率（ROA）作為被解釋變量，得出部分實證結論，為了提高實證結果的可靠性與合理性，本文將凈資產收益率（ROE）作為被解釋變量替代ROA，放入回歸方程進行穩(wěn)健性分析，解釋變量和控制變量保持不變。通過二次回歸分析對方程的顯著性進行檢驗，以此來判斷建立的模型以及選取的指標是否合理。檢驗結果見表4-7、4-8、4-9。表4-7CR1與ROE的穩(wěn)健性檢驗結果非標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性VIFB標準誤Beta(常量)-0.8950.207-4.3160.000CR10.2630.0810.1693.2430.0011.027Size0.0450.0100.2644.6400.0001.221Lev-0.3240.063-0.292-5.1580.0001.209Grow0.1100.0470.1232.3510.0191.037R2-adjusted0.144F14.636P0.000因變量：ROE由表4-7可知，CR1與ROE模型的調整后R2為0.144，F(xiàn)值為14.636，P值為0。CR1系數(shù)為0.263，并且通過了0.01置信水平上的顯著性檢驗，說明CR1與ROA在0.01水平上顯著正相關。表4-8CSP與ROE的穩(wěn)健性檢驗結果非標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性VIFB標準誤Beta(常量)-0.770.221-3.480.001CSP-0.0540.058-0.053-0.9290.3541.199Size0.0450.010.2674.6270.0001.228Lev-0.3360.064-0.303-5.2890.0001.206Grow0.1120.0510.1262.2020.0281.200R2-adjusted0.118F11.871P0.000因變量：ROE從表4-8可以看出，CSP與ROE模型調整后R2為0.118，F(xiàn)值為11.871，P值為0。CSP的系數(shù)為-0.054，與ROE呈負相關關系，但是并未通過顯著性檢驗，關系不顯著。表4-9Z與ROE的穩(wěn)健性檢驗結果非標準化系數(shù)標準化系數(shù)t顯著性VIFB標準誤Beta(常量)-0.9130.211-4.3340.000Z-0.0470.020-0.127-2.3870.0181.060Size0.0510.0100.3015.1560.0001.274Lev-0.3400.063-0.306-5.3910.0001.201Grow0.1350.0470.1512.890.0041.019R2-adjusted0.131F13.256P0.000因變量：ROE由表4-9顯示，Z與ROE模型調整后R2為0.131，F(xiàn)值為13.256，P值為0。Z系數(shù)為-0.047，顯著性為0.018，說明Z指數(shù)在0.05置信水平上與ROE呈顯著負相關關系。綜上所述，將ROA與ROE分別作為被解釋變量代入回歸模型進行研究得出的結論相同，模型通過了穩(wěn)健性檢驗。證明了通過財務指標建立回歸模型是科學、合理的，確保了實證結果的真實、可靠。4.6實證研究結果分析（1）第一大股東持股比例與經營績效顯著正相關第一大股東持股比例顯著性為0.000，通過了0.01的檢驗，其回歸系數(shù)為0.084，說明第一大股東持股比例與公司經營績效呈顯著正相關關系。證實了本文的假設1。（2）流通股比例與公司績效呈不顯著的負相關關系流通股比例的回歸系數(shù)為-0.021，相應的顯著性為0.198，沒有通過檢驗，表明流通股比例與經營績效之間存在不顯著的負相關關系。因此，研究假設2不成立。（3）Z指數(shù)與經營績效呈明顯的負相關關系Z指數(shù)的回歸系數(shù)是-0.016，相對應的顯著性為0.005，通過了0.01的檢驗，這說明Z指數(shù)和經營績效呈顯著的負相關關系。假設3得到驗證。5研究結論及對策建議（建議與結論）本部分以文獻研究、理論闡述、現(xiàn)狀分析和實證結果為基礎，得出零售行業(yè)股權結構對經營績效影響的研究結論，并根據我國零售業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，分別從政府部門和企業(yè)兩個角度提出相關的對策建議。5.1研究結論本文以我國65家零售行業(yè)上市公司2016年至2020年的325組數(shù)據作為研究樣本，通過構建實證模型對我國零售業(yè)企業(yè)股權結構與企業(yè)績效的關系進行分析，最后得出以下結論：（1）增加第一大股東持股比例能夠提高公司的經營績效根據回歸分析可知，股權集中度對績效具有顯著的正面影響。通過描述性分析可知，零售業(yè)第一大股東持股比例均值集中在30%-40%，行業(yè)股權集中度較高。第一大股東作為公司最大的控股股東，對公司的決策具有巨大的影響力，面對市場變化時能迅速做出決策，提高決策的效率和實施效果。同時，因其自身利益與公司的發(fā)展目標具有很高的相關度，公司的盈利、虧損均會對其造成較大的影響。因此，大股東會積極處理公司事務，主動對公司管理層進行約束、監(jiān)督，為企業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展創(chuàng)造條件。所以提高第一大股東的持股比例能夠提升公司經營績效的水平。（2）提高流通股比例會降低公司的經營績效由描述性分析和回歸分析可知，流通股的增加會使股權的集中度分散，降低公司績效。擁有流通股的中小股東多數(shù)是二級市場中的投資者，其目的是通過市場交易股票獲取溢價，形成“搭便車”現(xiàn)象。中小股東的增多主要有兩方面影響：一方面，中小股東持有股份比例較小，很難保證其權益；另一方面，中小股東分析能力較弱，懼怕市場風險，會提高企業(yè)管理以及監(jiān)督的成本，降低企業(yè)決策效率，不利于企業(yè)績效的穩(wěn)定發(fā)展。所以流通股比例的提高不利于公司績效的提高。（3）降低Z指數(shù)可以促進公司經營績效的提高由回歸分析可知，股權制衡度對經營績效具有顯著的負面影響。當公司股權制衡度較高時，公司的決策權由大股東們共同掌握，在市場發(fā)生變化，需要公司迅速做出決策時，大股東們會因為自身利益而相互制衡、監(jiān)督，這會導致決策效率和決策實施程度的降低，也會導致大股東之間出現(xiàn)矛盾和沖突，從而對公司的穩(wěn)定發(fā)展產生影響，最終對公司績效產生不利影響。所以降低Z指數(shù)可以提高公司的經營績效。5.2對策建議本文通過零售行業(yè)股權結構對經營績效影響的現(xiàn)狀分析與實證分析，分別從零售行業(yè)上市公司和政府部門的視角提出以下對策建議。5.2.1對零售行業(yè)上市公司的建議（1）將股權集中度與股權制衡度相結合通過實證分析中的相關性分析可以發(fā)現(xiàn)，股權集中度和股權制衡度存在很強的相關性，又由回歸分析可知，第一大股東持股比例的增加能夠促進企業(yè)的績效，降低第二至第五大股東持股比例之和同樣也能達到這個目的。因此，零售企業(yè)可以在合理的范圍內增加第一大股東持股比例或降低第二至第五大股東持股比例之和。當股權集中度提高或股權制衡度降低時，公司的經營績效會隨之提高，但同時會導致“一股獨大”情況的出現(xiàn)，該情況下，第一大股東因擁有絕對的控制權且無人制衡，可能會對中小股東的利益進行侵害或做出不利于企業(yè)未來發(fā)展的決策，對公司績效產生不利影響。而將股權集中度和股權制衡度相結合，在第一大股東持股比例較大時，加強其余大股東對其的約束、監(jiān)督，在一定程度上可以限制最大股東出現(xiàn)侵害其余股東權益、做出錯誤決策等不利于公司績效的行為。（2）結合企業(yè)當前發(fā)展現(xiàn)狀，堅持優(yōu)化股權結構我國近年來股權分置改革的目標是實現(xiàn)上市公司股份的全部流通。股份全部流通后，公司大小股東都回到起點，可以有效解決股權結構復雜、股權配置不合理等問題，進而更好地保護中小股東的權益。同時，公司大股東也可以在證券市場上交易股票，獲取股票溢價，可以促使大股東更加積極參與公司治理，進而提高公司價值。因此，零售行業(yè)上市公司應結合企業(yè)當前發(fā)展現(xiàn)狀，繼續(xù)對股權結構進行優(yōu)化。5.2.2對政府部門的建議（1）