【市场化进程、终极控制与公司价值】 市场化进程

　　摘要：本文以2001 年至2005 年776家上市公司为样本，对市场化进程、终极控制与公司价值的关系进行了实证分析。研究发现，地区市场化进程越快、市场对公司的价值认知越高，市场化进程影响公司价值；与终极控制为国有的公司相比，市场对终极控制为非国有的公司给出的价值评估更高。市场也对不同性质终极控制人的上市公司给出了不同的价值判断，研究结论为完善我国市场经济体制提供了经验证据。
　　关键词：市场化进程 终极控制 公司价值 面板数据
　　一、引言
　　按照制度经济学的理论，如果不参照社会中其它相关的制度安排，就无法估价某个特定制度安排的效率（R. 科斯， A. 阿尔钦， D. 诺斯2003）。作为一种制度安排，公司治理机制的有效性内生于治理环境。如果治理机制和治理环境不吻合，治理机制的有效性将无从谈起。公司治理机制要发挥其有效性，情况不外乎两种：治理机制和制度环境相吻合；或是制度背景中的某些影响变量发生改变以符合治理机制发挥作用的条件（俞鸿琳，2006）。公司治理的各机制之间并不相互独立，实际上存在一定的关联度。影响我国公司治理机制的一个重要背景因素是市场化进程，本文着重于分析市场化进程、终极控制对公司治理机制乃至对公司价值的影响。自改革开放以来， 中国总体的市场化程度越来越高，用什么指标来刻画这一市场化进程，却一直存在争议。国际上通行经济自由度指数（如美国传统基金会以及弗雷泽研究所的经济自由度指数，即Index of Economic Freedom） 。这一指数旨在全球范围内对不同国家和地区的经济自由度进行打分、排序。而国内学者更喜欢用百分比来衡量市场化所达到的程度，由于研究目的不同， 国内学者在对市场化进行测度方面，选取的指标有NERI 指数（即国民经济研究所测度市场化的指数） 和北师大指数（即由外经贸部进出口公平贸易局与北京师范大学经济与资源管理研究所合作测度市场化的指数）， 各指标间尽管有所区别， 但大的方面基本一致。北师大指数侧重于从公平贸易角度对外（主要是国外） 宣称中国是个市场经济国家， 而NERI 指数是更一般性地考察一国的市场化程度（张晓晶，2004）。此外，中国经济改革研究基金会国民经济研究所自2000 年开始，就一直致力于对中国不同区域的市场化进程进行调查研究，并发布了相应关于中国市场化进程的研究报告―《中国市场化指数》（樊纲和王小鲁，2006）。该研究报告从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育、要素市场的发育、市场中介组织发育和法律制度环境等五个方面对中国各个省级行政区域的市场化程度进行比较分析，指出由于资源禀赋、地理位置以及国家政策的不同，各地区的市场化程度存在较大的差异。在某些省份，特别是沿海省份，市场化已经取得了决定性进展；而在另外一些省份，经济中非市场因素还占有非常重要的地位。这一指数已经广为研究人员使用（如夏立军、方轶强，2005；孙铮等，2005；方军雄，2006）。刘芍佳、孙霈和刘乃全（2003）应用“终极产权论”对中国上市公司的控股主体重新进行分类，分别为政府直接控制、政府间接控制以及非政府控制，结果发现：中国上市公司的股本结构仍然是国家主导型的，并指出官方统计报告中对股本类型所做的国有股与法人股之分类，不可避免地导致了对中国上市公司终极产权者的模糊界定，进而使许多先前从事股权结构对公司绩效影响的研究误入歧途。当然，这种终极产权者的模糊界定也会影响有关股权结构的其他研究。在“终极产权论”下，不同的中间控股股东代表着终极产权所有者在企业中的代理人的经济属性及其行为的差异。中间控股股东可以是政府机构、国有企业以及民营企业等，它们代表着不同的经济属性、不同的代理监督行为、不同的专业知识等，这些中间控股公司或机构对其下属公司进行控制的动机和经济后果也就会由此而存在着明显差异。在刘芍佳、孙霈和刘乃全（2003）“终极产权论”的基础上，徐莉萍、辛宇、陈工孟（2006）根据所有权的实际行使主体，把上市公司大股东的股权性质分为七种类型，分别为国有资产管理机构、中央直属国有企业、地方所属国有企业、私有产权、外资、金融机构以及高校。这种分类方法基本上涵盖了最终控制人与上市公司控制链之间的中间控股股东类型，这些不同类型的控股股东在经济或者政治目标函数方面存在差异。夏立军、方轶强（2005）承袭刘芍佳、孙霈和刘乃全（2003） 一文所使用的“终极产权论”，根据上市公司披露的终极控制人数据，首次将上市公司细分为非政府控制（即民营、乡镇或外资企业控制） 、县级政府控制、市级政府控制、省级政府控制以及中央政府控制这五种类型。因此，本文使用上市公司终极产权者的数据，可以避免官方统计报告中对股本类型所做的模糊分类，防止因之而导致的不可靠研究结论。本文认为，股权只是法律规定的股东权利，但如果法律对股东权利的保障不力或者政府力量对股权的实现产生重大影响，股权或者股权结构是否还具有其在成熟市场经济中的含义便值得怀疑。从这个角度讲，股权结构可能只是形式上的问题。因此从终极控制人角度出发，探寻中国上市公司所处地区的市场化进程，也即是更为实质、更为根本的上市公司背后的政府行为以及公司所处治理环境对公司价值的影响这一问题显得犹为重要。本文试图对此进行探索。
　　二、文献综述
　　（一）股权结构与公司业绩关系的相关文献现有众多文献研究了股权结构与公司业绩的关系。如国有股比例、法人股比例、流通股比例与公司业绩的关系，Xu and Wang（1999） 发现，国家股比例与公司业绩负相关，而法人股比例与公司业绩正相关；陈晓和江东（2000） 发现，在竞争性较强的行业，国有股比例与公司业绩负相关，法人股和流通股比例与公司业绩正相关；而在竞争性较弱的行业则没有发现这些结果；Tian（2001） 发现，民营资本控制的上市公司业绩明显优于混合股份公司，并且国有股比例与公司价值之间呈正“U”形关系；朱武祥和宋勇（2001） 以竞争较激烈的家电行业上市公司为样本，发现国家股比例、法人股比例和流通股比例与公司价值没有显著关系；陈小悦和徐晓东（2001） 发现，国有股比例和法人股比例与企业业绩之间没有显著的负相关关系，但流通股比例与公司业绩显著负相关；Sun and Tong（2003） 则发现，公司上市后，国家股对公司业绩存在负面影响，法人股对公司业绩存在正面影响，但外资股对公司业绩没有显著的正面影响。或股权集中度与公司业绩的关系，如Xu and Wang（1999） 以前十大股东持股比例之和以及赫芬戴尔指数衡量股权集中度，考察了股权集中度与公司业绩的关系。结果发现，股权集中度与公司业绩具有显著的正相关关系；孙永祥、黄祖辉（1999） 发现，第一大股东持股比例与公司Tobin Q 值呈倒“U”形关系，并且，有一定集中度、有相对控制股东并且有其他大股东存在的股权结构在总体上有利于经营激励、收购兼并、代理权竞争、监督机制作用的发挥，因此具有该种股权结构的公司价值最高；Bai 等（2004） 、白重恩等（2005） 则发现，第一大股东持股比例对公司价值存在负面影响并且这种影响呈正“U”形关系，同时，政府机构作为第一大股东对公司价值有负面影响，而非控股股东持股比例对公司价值有正面影响。从现有文献看，国内关于上市公司股权结构与公司业绩关系的实证研究虽然丰富，但未能取得一致成果。究其原因，可能正如刘芍佳、孙霈和刘乃全（2003） 所指出，由于法人股最终可能是政府控制也可能是非政府控制，因此官方统计报告中对股权类型所做的国家股和法人股之分类，不可避免地使先前从事股权结构对公司业绩影响的研究误入歧途。此外可能也有诸如样本选取偏倚，变量选择等方面原因。
　　（二）市场化程度对公司治理影响的相关文献在市场化程度对公司治理的影响上，孙铮等（2005）以我国上市公司1999年至2003 年的经验数据为样本，实证分析了地区市场化程度对当地企业债务期限结构的影响。结果表明，企业所在地的市场化程度越高，长期债务的比重越低。进一步分析发现，上述差异主要归因于政府对企业干预程度的不同。基于此，分析认为，当司法体系不能保证长期债务契约得以有效执行时， “政府关系”是一种重要的替代机制。夏立军、方轶强（2005）承袭刘芍佳、孙霈和刘乃全（2003） 一文所使用的“终极产权论”，根据上市公司披露的终极控制人数据，首次将上市公司细分为非政府控制（即民营、乡镇或外资资本控制） 、县级政府控制、市级政府控制、省级政府控制以及中央政府控制这五种类型，利用樊纲和王小鲁（2003） 编制的中国各地区市场化进程数据及其子数据构建各地区公司治理环境指数。在此基础上，以2001 年至2003 年期间的上市公司为样本，对政府控制、治理环境与公司价值的关系进行了实证分析。研究发现，政府控制尤其是县级和市级政府控制对公司价值产生了负面影响，但公司所处治理环境的改善有助于减轻这种负面影响。方军雄（2006）借鉴Wurgler （2000） 的资本配置效率估算模型，研究了我国市场化进程对资本配置效率的影响。研究发现，随着市场化进程的深入，我国资本配置的效率有所改善。这表明改革开放以后，我国市场化进程进一步加快，经过近十年的改革，我国经济的市场化程度已经显著提高。市场化改革对我国的经济发展带来了正面效应， 提高了资本配置效率，进而促进了经济增长。
　　三、研究设计
　　（一）研究假设中国证券市场脱胎于中国转型经济中，上市公司大部分由国有企业改制而来。为保持国家对上市公司的控制力，国有股权在上市公司中占据了很大比例，并且这些国有股权不能上市流通。从2005年开始进行的股权分置改革逐步改善这一问题，然而，虽然国有企业通过改制上市，其治理结构和监管环境发生了很大变化，但由于政府依然控制它们，政府依然有能力将其自身目标内部化到这些公司中。另一方面，在我国从计划经济走向市场经济的过程中，在政府权力配置上，经历了从集权到分权的过程，地方政府在此过程中获得了财政自主权、经济管理权等权力。分权的结果是地方政府发展地方经济的积极性被调动起来， 同时地方政府竞争资源的动机也随之产生（Cao、Qian andWeingast ， 1999 ；Poncet ，2004），这表明终极控制人，不管非政府控制（即民营、乡镇或外资资本控制）、县级政府控制、市级政府控制、省级政府控制还是中央政府控制上市公司，他们的动机和行为对上市公司都可能会产生重要影响。如各类政府控制的企业的一个主要问题就是承担了政府的多重目标如经济发展战略、就业、税收、社会稳定等，并由此造成了政策性负担（Lin、Cai 和Li ，1998）。此外，从证券市场获得资源同样有利于发展地方经济，解决就业问题，改善当地形象，并最终给政府官员带来利益。在我国证券市场投资者法律保护不力的情况下，从证券市场获取资源的使用成本非常低。在某种程度上，证券市场资源甚至类似于一种“免费午餐”。因此，政府有动机利用上市公司来“圈钱”，以实现其自身的目标。由此可见，各级政府既有动机又有能力将其自身的社会性目标内部化到其控制的上市公司中。而上市公司承担政府的社会性职能必然会使公司活动偏离公司价值最大化目标，并进而损害或增进公司价值（李增泉、余谦和王晓坤，2005；陈晓、李静，2001；陈信元、叶鹏飞和陈冬华，2003；周勤业、夏立军和李莫愁，2003；李增泉、孙铮和王志伟，2004等）。对于非政府控制的上市公司来说，其控制人同样具有采用手段侵害或增进公司利益的动机和能力，比如为进一步圈钱或树立长远信誉、公众形象考虑，民营公司有可能在短期或长期采取一定措施增进公司利益；同样侵害公司利益的案例在中国上市公司也是层出不穷。根据上述分析，提出假设：
　　H1 :不同终极控制人的上市公司市场对公司价值认知不同
　　对于不同地区的上市公司来说，虽然其所处的国家大环境是一样的，但其所处地区的市场化进程、政府干预程度、法治水平却相差甚大，很不平衡（樊纲、王小鲁，2006） 。可以预期，在一个市场化程度较高，政府干预程度较低的地区，政府将会更少地将其社会性负担转嫁到其控制的上市公司中，也更可能会约束自身的行为，减少对上市公司中小股东的利益侵害。并且，由于诉讼管辖通常采用“原告从被告”的原则，在一个法治水平较高的地区，上市公司内部人或大股东对中小股东的利益侵害行为更可能会受到约束。同样，由于较高的市场化程度与较少的政府干预以及较高的法治水平联系在一起，可以预期，在一个市场化进程较快的地区，上市公司中小股东受到的利益侵害程度也会相对更轻。因此市场化程度显然与公司价值相联系，进一步来说，终极控制人为各类政府控制的上市公司受到的政府干预可能相对更为严重，并且，在政府控制的上市公司中，其控制人侵害中小股东的能力也可能相对更强。由此，提出研究假设：
　　H2 :上市公司所处地区的市场化进程越快，则公司价值越高，并且这种关系在终极控制人为非政府的上市公司中更为明显
　　（二）样本选取由于中国上市公司自2001 年年度报告起才开始披露终极控制人资料，而樊纲、王小鲁（2006）编制的各地区市场化指数数据截止到2005年，因此以2001年至2005 年度所有上市公司作为初选样本，然后对其执行如下筛选程序：剔除金融行业公司，由于金融行业公司经营的特殊性和成本结构的显著差异，将之剔除；剔除含B 股或H 股的上市公司。这些公司面临境内外双重监管环境，与其他上市公司不同，为了集中于本文所要研究的问题，以及计算公司价值的方便，剔除这些公司；剔除终极控制人不详的上市公司。由于本文研究终极控制人对公司价值的影响，因此根据上市公司披露的终极控制人资料无法确定是政府控制还是非政府控制，直接予以剔除；剔除年末股票价格数据缺失的上市公司。本文计算公司价值时需要用到上市公司年末股票价格数据，但部分公司由于重大事件公告停牌或其他原因没有股票价格数据，因此剔除这些公司。经过上述程序，最后获得776 家样本公司3880个公司年平衡面板数据。
　　（三）数据来源 市场化指数来自樊纲、王小鲁（2006）编制的中国各地区市场化指数，樊纲和王小鲁（2003） 根据大量的统计和调查资料，采用“主因素分析法”，编制出中国各地区1999年至2005 年市场化相对进程指标，涉及政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度以及市场中介发育和法律制度环境等方面。将樊纲和王小鲁（2005） 提供的各地区市场化相对进程得分作为本文中各地区的市场化指数。上市公司终极控制人类型数据来自CSMAR的中国上市公司治理结构研究数据库，部分缺失数据根据上市公司年度报告进行整理，若公司终极控制人可确定为自然人、职工持股会、民营企业、村办集体企业、街道集体企业、乡镇一级的政府部门、乡镇集体企业或外资企业，则认定其为非政府控制，若终极控制人为县级或县级以上各级政府的有关政府机构，则认定其为政府控制。上市公司其他资料来自于CSMAR的中国上市公司财务报表数据库和中国上市公司财务指标分析数据库。
　　（四）变量定义本文选取如下变量（见表1）：第一，TobinQ 是因变量，代表年末公司价值。这个变量反映的是公司市场价值与公司重置成本的比值。由于重置成本难以获取，采用平均总资产代替。市场价值为公司债务资本的市场价值与权益资本的市场价值之和。债务资本的市场价值采用账面的短期负债和长期负债的合计数来计算。另外，由于我国上市公司存在流通股和非流通股，所以权益资本的总市值等于流通市值加上非流通股份的价值。而非流通股份的价值，由于样本期间没有完全市场化的数据，并且非流通股的转让价格通常是以净资产为基准，因此采用非流通股份数与每股净资产之积计算。这样，公司价值的计算公式为：TobinQ=市场价值/重置成本=（每股价格×流通股份数+每股净资产×非流通股份数+负债账面价值）/ 平均总资产。第二，市场化指数、政府干预指数根据樊纲、王小鲁（2006）编制的中国各地区市场化指数，对应各家上市公司注册地所在省、自治区或直辖市的各年度来取值；平均总资产由各公司年初与年末总资产合计再平均获得，用以控制规模因素对公司价值的影响；终极控制人类型在实际检验中，如果公司被政府控制，那么取值为1 ，否则取值为0。在回归中还纳入了已有文献中表明对公司价值有影响的第一大股东持股比例和第一大股东持股比例平方、公司资产负债比率、公司财务杠杆、独立董事比例和代表内部控制好坏的审计意见类型等变量。根据中国证监会2001 年颁布的《上市公司行业分类指引》，将样本公司的行业类型分为12 类，并以农业类上市公司为参照系，设置11个行业控制变量。由于篇幅关系，在检验结果中未报告这些行业控制变量的回归系数及显著性。
　　（五）模型建立 本文建立了如下回归模型，并使用面板数据的多种估计方法检验了市场化程度、 终极控制人与公司价值的关系： TboinQi，t =?茁0+ui+?茁1indmari，t +?茁2Logatai，t +?茁3indboardi，t +?茁4audopii，t +?茁5finlevi，t +?茁6liaassi，t +?茁7firsthpi，t +?茁8firshp2i，t +?茁9indgovi，t +?着i，t
　　其中：i代表公司，t代表年份，?茁0为截距，?茁1～?茁9为系数，?着i为残差，ui为i公司的个体效应，如果假设其为恒常不变的影响公司价值的因素，那么其他随时间而变的因素归入随机项?着i，t 中，这时为固定效应模型（FE）；如果假设其为随机变量，随机误差项变为ui+?着i，t ，这时为随机效应模型（RE）。模型中TboinQi，t 代表当年公司价值，firshp2i，t 为第一大股东持股比例平方，其余各变量的含义见前文。同时还以2001年为参照，加入四个年度虚拟变量以控制年度间的影响因素，也使用了行业哑变量，在检验结果中未报告这些年度、行业哑变量的回归系数及显著性水平。
　　四、实证结果分析
　　（一）描述性统计 本文对检验模型中所有变量进行了描述性统计。结果见（表2）。结果表明，样本公司Tobin Q的5年平均值为1.39，标准差为0.64 ，中位数为1.22 ，最小值为0.5 ，而75 %分位数和最大值分别为1.5和114.24，由于样本期间股市的长期低迷，样本公司的TobinQ无论平均值还是中位数都是连续5年走低。从样本公司的市场化指数来看，5年平均值为6.86，标准差为2.02 ，中位数为6.83，最小值为2.37，而75 %分位数和最大值分别为8.62和10.41，基本呈正态分布。样本公司的平均总资产为22.4亿元，平均资产负债率为52%，第一大股东平均持股为18%。
　　（二）回归分析首先对方程（1）的系数使用常规的面板数据随机效应模型和固定效应模型分别进行了估计，在随机效应模型和固定效应模型下，又对最终控制人为国有、非国有进行了分组回归，结果见（表3）。拉格朗日乘数检验（Breusch and Pagan LM Test）表明，随机效应是显著的；固定效应模型结果表明，固定效应也是显著的，但两种情况下不显著的系数都较多，而且两种模型下市场化指数的回归系数迥然不同，明显违反经济上的直觉；Hausman检验拒绝了H0: FE与RE的系数差异是非系统的这一假设。由于随机效应模型和固定效应模型估计系数和符号的较大差异，猜想原因在于数据的性质在较大程度上不符合相应回归假设，因此进行了相应的检验。Wooldridge一阶自相关检验拒绝了不存在一阶自相关的假设，证实了经济上的直觉，由于诸多被解释变量两期之间的不大变化，自相关是很自然的事情，比如总资产和资产负债率在正常公司中通常而言几年内不会有剧烈的变动，各年间自相关也不会有太大疑虑。BP LM截面相关性检验也拒绝了零假设，各截面之间存在相关性，并在0.1％的统计意义上是显著的。修正的Wald截面异方差性检验也拒绝了零假设，并且在0.1％的统计意义上是显著的。这些检验证实了本文的猜想，由于序列相关、截面相关和截面异方差的存在，高斯－马尔可夫假定得不到满足，随机效应模型和固定效应模型下的统计量不再具有BLUE性质，结果造成了回归系数和符号的有偏估计。这样，在固定效应下，三种情况下indmar的回归系数都在1%统计意义显著，表明市场化程度越高，公司价值越低，无论最终控制人国有还是非国有都是如此；而在随机效应下，indmar的回归系数都在5%或1%统计意义显著，表明市场化程度越高，公司价值也越高，当控制人非国有时确实呈现这种效应，并且更为突出，而当控制人为国有时，这种效应完全反转了。显然，由于数据和估计方法的原因，很可能得出这一模糊甚至错误的研究结论。因此使用可行广义最小二乘法（FGLS），修正了一阶自相关和异方差性对方程（1）进行了估计，得到了具有BLUE性质的统计量。同样在可行广义最小二乘法方法下也对最终控制人为国有、非国有进行了分组回归，结果见（表4）。第一，从全部样本公司的回归系数来看，所有系数都在1%统计水平上显著，模型拟合较为理想。Indmar的回归系数为0.045，这表明整个样本公司在2001年至2005年间，平均而言市场化程度每高1个单位，公司价值将增加4.5%，这在经济意义上是一个不小的价值。这验证了假说H2 :上市公司所处地区的市场化进程越快，则公司价值越高。从分组回归的结果来看，两组回归的系数都在1%统计水平上显著，并且Indmar的回归系数都为正数，但非国有组的Indmar的回归系数为0.104，而国有组的Indmar的回归系数为0.033，两组差异巨大，有三倍之多。非国有最终控制人所处公司在市场化指数每提高1单位时，相应公司价值将有10.4%的增加，同样情况下国有最终控制人相应公司价值仅有3.3%的增加。进一步验证了提出的假说：不同终极控制人的上市公司市场对公司价值认知不同。而且也说明了上市公司所处地区的市场化进程越快，则公司价值越高，这种关系在终极控制人为非政府的上市公司中更为明显。第二，进一步分别东部、中部、西部地区进行了回归检验。按照常用的国内东部、中部、西部地区划分方法，把公司注册地为北京、福建、广东、广西、海南、河北、江苏、辽宁、山东、上海、天津、浙江等省、直辖市、自治区的公司分为东部地区公司，把公司注册地为安徽、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江西、内蒙古、山西等省、直辖市、自治区的公司分为中部地区公司，把公司注册地为甘肃、贵州、宁夏、青海、陕西、四川、西藏、新疆、云南、重庆等省、直辖市、自治区的公司分为中部地区公司。回归结果见（表5）。可以发现，尽管从全部公司意义上，上市公司所处地区的市场化进程越快，则公司价值越高，但分组回归的indmar的回归系数符号不一，系数值也有较大差异。从东部地区回归结果来看，上市公司所处地区的市场化程度越高，公司价值有略微的下降，这与东部地区普遍较高的市场化程度相适应，已经较高的市场化程度，一方面边际市场化程度提高程度较难，另一方面证券市场的价值发现也难以为继；从西部地区回归结果来看，上市公司所处地区的市场化程度越高，公司价值将有较高的提高，这与西部地区普遍较低的市场化程度相适应，较低的市场化程度，一方面边际市场化程度提高较有空间，另一方面证券市场的价值发现也较为容易；从中部地区回归结果来看，上市公司所处地区的市场化程度越高，公司价值反而有较大的下降，这一点颇为难以理解，也许处于中间水平的市场化程度中，地方政府在我国证券市场投资者法律保护不力的情况下，政府更有能力和动机利用上市公司来“圈钱”，以实现其自身的目标。也可能中部地区政府更易于将其自身的社会性目标内部化到其控制的上市公司中，而上市公司承担政府的社会性职能必然会使公司活动偏离公司价值最大化目标，并进而损害公司价值，这并不表明对中部地区而言提高市场化程度，用市场配置资源不是理性选择。第三，更进一步，对每一地区都进行了国有最终控制人和非国有最终控制人分组的回归检验，结果见（表6）。可以发现，按地区分组的结果中，东中西三类地区的最终控制人为国有组中的indmar的回归系数为正数，后两类的系数在1%统计水平上显著，可见确实上市公司所处地区的市场化程度越高，公司价值也较高，对以国有控制为主体的样本公司中，这一特征较为明显；东中西三类地区的最终控制人为非国有组中的indmar的回归系数正负相间，东部地区的indmar的回归系数为正且在1%统计水平上显著，西部地区的indmar的回归系数为正但并不显著，中部地区的indmar的回归系数为负且在5%统计水平上显著。总体而言，本文的假说得到经验证据，不同终极控制人的上市公司市场对公司价值认知不同，而且也说明了上市公司所处地区的市场化进程越快，则公司价值越高，这种关系在终极控制人为非政府的上市公司中更为明显。
　　（三）敏感性分析对上述研究结果进行了如下敏感性分析，以考察其可靠性:将Tobin Q 的计算公式中非流通股每股价值按照A 股股票价格计算； 剔除第一大股东持股比例的二次项；分年度对检验模型进行多元回归分析；按其他常见方式修正东部、中部、西部的划分，再进行回归。这些敏感性分析结果表明，本文的主要研究结论没有实质性改变（结果未列出）。
　　五、结论与启示
　　本文以2001 年至2005 年的上市公司为样本，考察了市场化程度、终极控制人与公司价值的关系。由于上市公司不同的终极控制人具有不同的行为特征，如政府或国有终极控制人更可能将其社会性负担转嫁给其控制的上市公司，而监管力量和法律约束更难以限制政府权力，从而使得政府对其控制的上市公司具有更强的侵害能力，从而政府控制对公司价值带来负面影响；而上市公司所处的地区的市场化程度也制约了上市公司终极控制人的各种行为，进而影响市场对公司的定价，因此，本文预期，不同终极控制人的上市公司市场对公司价值给出不同的判断，进一步地，政府干预越少、法治水平越高，其公司价值越高，并且这种关系在非政府控制的公司中更为明显。本文的实证分析结果支持上面的两个研究假设。研究发现，不同终极控制人的上市公司市场对公司价值给出不同的判断，公司所处地区的市场化程度越高其公司价值越高， 但市场对非政府控制的公司定价更高。但分地区的回归结果得出的结论并不太强，分地区分组的回归结果更为含糊。研究结果的政策含义在于，解决中国上市公司的治理问题，不仅需要进一步“抓大放小”，继续推进政府或国有控制的上市公司的产权改革步伐，国进民退抑或是民进国退并不重要，更重要的是效率的提高；此外，也需要从根本上减少政府对上市公司的干预，加强中小投资者法律保护，进一步完善社会主义市场经济体制，用成熟市场来从根本上改善公司治理环境。对于中西部地区省份来说，应进一步解放思想，推进现有上市公司的产权改革步伐，推动更多的国有或民营企业上市；另一方面，不忽略中西部地区省份整体的产权保护、政府治理、法治水平、市场竞争、信用体系、契约文化等方面的建设，形成良好的市场环境和公司治理环境，从宏观上为当地经济发展保驾护航。
　　
　　*本文系安徽省哲学社会科学规划项目“市场化程度、国有控制与公司价值――基于安徽上市公司的经验证据”（项目编号：AHSKF07-08D07）的阶段性成果
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