摘要：文章选取公司治理结构中具有代表性的二个维度（股权结构、董事会），研究公司治理对企业竞争力的影响，并在理论分析的基础上展开实证研究。结合我国上市公司的现状，深入分析问题产生的根源和解决途径，为完善我国上市公司治理结构以提升企业竞争力提供政策支持。
关键词：治理结构；企业竞争力；股权结构；董事会
一、问题的提出
从实践的角度看，要形成强大的竞争力，应该从建立和完善公司治理制度开始，这种观点已经得到了众多学者的肯定。然而，公司治理结构对企业竞争力的具体的影响机理如何，不同的国家、不同地区以及不同的企业规模等外在因素的影响下，公司治理多维度组合又如何影响企业的竞争力等问题，需要进一步的研究、探索。基于房地产行业的现状，本文将其作为我国上市公司的代表，研究公司治理结构对企业竞争力的影响，探索建立科学有效的公司治理结构，使公司走上良性发展的道路，以提高公司的竞争力。
本文从实证的角度，通过收集数据，提出假设，利用spss 16.0软件加以分析，对最新的数据进行实证研究，得出我国上市公司治理结构对企业竞争力的影响最接近现实的研究结果。
通过对股权结构、董事会对企业竞争力影响的分析，提出以下假设：
结合我国上市公司状况，代理人又多为行政命令方式，他们有可能并不关心公司的价值增长，在国家股东所有者权利缺失时谋取自身利益。提出：
假设1：国有股持股比例对企业竞争力存在负向影响。
基于对上市公司股权集中度和制衡关系的分析，提出：
假设2：第一大股东持股比例对企业竞争力影响存在倒“u”型关系。www.11665.cOm
假设3：第二至第十大股东的持股比例对企业竞争力存在正向影响。
假设4：董事会规模与企业竞争力之间呈现倒u型相关关系。
假设5：董事会会议次数越多，越不利于公司竞争力的提升。
假设6：独立董事的比例对企业竞争力存在正向影响。
假设7：董事会激励对企业竞争力有正向的影响关系。
二、样本选取
本文选取我国上市公司中的房地产行业截面数据作为研究的样本，选取《中国企业竞争力报告2008》中提供的72家房地产行业上市公司，并按照以下条件进行剔除和筛选：剔除st、pt公司，其经营和财务都很可能己存在严重的治理问题，企业的生产经营有可能出现了巨大的非正常干扰因素，相关指标值偏离实际情况；剔除了指标有缺失的公司；剔除主营业务转变为非房地产行业的公司。结果筛选以后，本研究样本容量变为我国沪、深两地主板上市公司房地产板块共计57上市公司。
三、变量描述性分析
本文对选取的57家房地产行业上市公司相关的变量做描述性统计分析，结果如表1所示。
从表1描述性统计结果来看：
第一，就被解释变量——企业竞争力指数而言。57家房地产行业上市公司企业竞争力指数最高0.91，最低为-0.67，均值0.14，在区间（-1，1）范围内，差别较为明显。
第二，股权结构方面。国有股持股比例最高达到79.67%，最低值为零，均值也达到了23.89%，可见在房地产行业中，国有股一股独大的可能性存在；第一大股东的持股比例最低为8.94%，最高达到82.44%，反映出在某些上市公司中，股权结构较为集中，而相比而言，第二到第十大股东持股比例之和最多为40.67%，最少仅为1%，从第一大股东及第二至第十大股东持股比例之和可以看出，我国上市公司股权结构在很多企业内较为集中。
第三，董事会方面。董事会人数最多15人，最少仅为5人，不同企业间存在差别；年度董事会会议次数变量中，最多召开了36次，最少仅为4次，可见不同的上市公司差别较为显著；董事会激励方面，董事会持股比例最少为0，最多的也仅为8.53%，可见持股比例并不高。两职兼任情况如表1所示，57家上市公司中，仅有10家公司存在两职兼任情况，仅占总数的17.5%，47家上市公司并不存在两职兼任情况，可见两职兼任情况在我国房地产行业上市公司中并不常见。
第四，控制变量。选取的企业总资产的自然对数，最小值为19.9，最大为24.6，标准差为1.12，能够体现出不同上市公司的企业差别，较为合理。
四、最小二乘法回归分析
就收集到的数据，本文采用普通最小二乘法做多元回归分析，建立股权结构、董事会模型。
模型1：y=c+b1x11+b2x12+b3x131+b4x132+b5x14+b6z+u ①
模型2：y=c+b1x211+b2x212+b3x22+b4x23+b5x24+b6x25+ b7z+u②
模型中：c为常数项，bi为回归系数，u是回归残差项。
据以上模型，做多元回归分析，spss 16.0输出结果如下：
从模型1和模型2的模型概述表可以看出（见表2），各维度及维度组合对企业竞争力指数的回归结果显示，各模型的r值均超过0.58，最小0.589，r2均超过了0.34，最小为0.346，而adjusted r square也均超过30%，拟合效果较好。模型f检验统计量的观测值为在1%水平上显著，显著性水平最高也只有0.009，说明模型通过在显著性水平a=0.01的显著性检验，模型因变量与所有自变量间相关关系显著，拟合效果好。两个方程的d-w（durbin-watson）检验值均近于2，最大2.199，最小2.053，说明模型变量无序列相关性。
（一）模型1：股权结构与企业竞争力指数回归结果
分析表3，从共线性检验看，除x131、x132外，各变量的容忍度均远离0而将近于1，方差膨胀因子均小于10，说明该模型各变量之间并不只是严重的多重共线性；从各自变量回归系数（b）及t值看，仅有x12及控制变量z通过了显著性检验，可见我们将企业规模作为控制变量是正确的。
（二）模型2：董事会对企业竞争力指数回归结果
分析表4，从共线性检验看，除x211、x212外，各变量的容忍度均远离0而将近于1，方差膨胀因子均小于10，说明该模型各变量之间并不只是严重的多重共线性；从各自变量回归系数及t值看，仅x24及控制变量z通过了显著性检验。
为考察异常值是否存在，分析回归结果发现，各回归模型的标准化残差均在（-3，3）区间内，因此，样本数据并没有奇异值。
五、研究结论
（一）股权结构与企业竞争力的关系
用来消除股权过度集中的方法就是股权制衡，有相对控股股东与大股东抗衡，能有效抵制大股东损害小股东利益的行为发生。从回归结果中看出，虽然这种制衡有利于上市公司企业竞争力的提升，然而并没有通过统计学上检验，效用有限，这与目前我们上市公司中“一股独大”局面有一定关系，由于第二至第十大股东持股比例过低有关，较少的股份使得他们的发言效用较弱。
（二）董事会与企业竞争力的关系
董事会激励一般有股权激励和薪酬激励，由于股权激励的长期性和持久性，使得其对董事的激励作用更大。从实证结果来看，虽然董事会持股比例并不高，均值仅有0.23%，却对董事起到了积极作用，提高了董事的工作积极性和主动性，提升了企业竞争力，回归结果在统计学上显著。
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