石大林

(東北財經(jīng)大學(xué) 研究生院，遼寧 大連 116025)

一、文獻(xiàn)綜述

如何改善和提高公司治理水平無疑是近年的熱門話題,而股權(quán)集中度和董事會是公司治理的重要內(nèi)容。國內(nèi)關(guān)于股權(quán)集中度和董事會特征的研究，大多研究的是股權(quán)集中度、董事會特征與公司績效間的直接關(guān)系，很少研究股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)與公司績效間有什么樣的關(guān)系。本文應(yīng)用面板數(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)模型研究了股權(quán)集中度、董事會特征、股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)與公司績效間的關(guān)系。

1.股權(quán)集中度與公司績效

Jensen和Meckling[1]認(rèn)為，由于董事長或首席執(zhí)行官是控股股東的直接代表或控股股東本人，因而他們的利益與股東的利益就更加一致。Grossman和Hart[2]通過研究證明，股權(quán)集中有利于加強(qiáng)對管理層的監(jiān)督，能夠減緩小股東“搭便車”問題，從而降低代理成本，提升公司績效。張漢飛和張漢鵬[3]認(rèn)為，在股權(quán)高度集中的公司，大股東將有更強(qiáng)的動機(jī)監(jiān)督管理者，并具有更大的權(quán)力維護(hù)他們自身的利益。但Jensen和Ruback[4]認(rèn)為，董事基于本身職位安全性的考慮會做出一些反接管的行為，股權(quán)越集中，經(jīng)理人的瀆職行為越能得到更大的保障。

2.董事會特征與公司績效

董事會規(guī)模與公司績效。Denis和Sarin[5]認(rèn)為，較大規(guī)模的董事會能增加同行業(yè)交叉任職的機(jī)會，積累社會資本和資源，進(jìn)而為公司創(chuàng)造收益，提高公司績效和市場價值。但Jensen[6]指出，董事之間的“相互仇視和報復(fù)”可能削弱董事會對CEO的監(jiān)督和評價作用，當(dāng)董事數(shù)量超過七個或八個時，董事會就不能發(fā)揮應(yīng)有作用并易于受CEO控制。但袁萍等[7]認(rèn)為，董事會規(guī)模與公司績效并無顯著的相關(guān)性。

獨立董事比例與公司績效。Fama和Jensen[8]認(rèn)為，獨立董事被授權(quán)以選擇、監(jiān)督、考核和獎懲公司管理層，能夠通過減輕管理層和股東之間的利益沖突來維護(hù)公司利益。Hermalin和 Weisbach[9]認(rèn)為，獨立董事?lián)碛胸S富的商業(yè)經(jīng)驗以及運(yùn)用技術(shù)和市場知識的能力，因而能夠幫助公司管理層解決經(jīng)營問題。但Agrawal和Knoeber[10]認(rèn)為，董事會因政治原因擴(kuò)張而導(dǎo)致董事會有太多的獨立董事，對提高公司業(yè)績沒有顯著的幫助。

董事會會議次數(shù)與公司績效。Lipton和Lorsch[11]認(rèn)為，董事會會議開得越頻繁，董事們也就越樂于履行那些與股東利益相一致的職責(zé)。Vafeas[12]發(fā)現(xiàn)，公司業(yè)績下滑會提高董事會會議頻率，而董事會會議頻率的提高反過來又會提高公司業(yè)績。但Fama和Jensen[8]認(rèn)為，董事會會議只不過是走走形式，不是確實需要的。

高管薪酬與公司績效。Jensen和 Meckling[1]認(rèn)為，高管薪酬既能約束高管也能夠吸引更多的人才，同時，這能使得管理績效提高，從而帶來股東財富的增加。但Lorsch和Maclver[13]認(rèn)為，提高公司董事薪酬不能明顯提高公司績效。魏剛[14]發(fā)現(xiàn)，上市公司高管薪酬與公司業(yè)績不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

董事長與CEO兩職合一與公司績效。Pound[15]發(fā)現(xiàn)，公司董事長與CEO兩職合一，CEO能夠通過制定董事會議程和控制信息流，使董事會不能有效履行其監(jiān)管職責(zé)。Goyal和Park[16]認(rèn)為，當(dāng)CEO與董事長職務(wù)由一人擔(dān)任時，CEO的更替對公司績效的敏感度顯著降低，不利于公司績效的提高。

總結(jié)前人的研究，我們發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、董事會特征與公司績效間關(guān)系的研究雖有很多，但仍未達(dá)成共識，而且以往的研究忽略了公司治理結(jié)構(gòu)中的交互效應(yīng)，本文試圖研究股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)與公司績效間的關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.股權(quán)集中度與公司績效

股權(quán)集中能在兩方面為公司提高績效：一是股權(quán)集中能使股東與經(jīng)理層的利益相對于股權(quán)分散時更加趨于一致，進(jìn)而減緩代理問題。二是股權(quán)集中能夠加強(qiáng)對企業(yè)管理層的監(jiān)督，因為小股東存在“搭便車”現(xiàn)象，而股權(quán)集中的大股東為了自身利益會加強(qiáng)對管理層的監(jiān)督。姚美琴和董紅曄[17]認(rèn)為，公司股權(quán)集中彌補(bǔ)了我國投資者保護(hù)水平差的問題，有利于公司績效的提高。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)1：股權(quán)集中度與公司績效正相關(guān)。

2.董事會特征與公司績效

董事會規(guī)模與公司績效。董事會規(guī)模越大，董事會越能更好地發(fā)揮監(jiān)督職能，但隨著董事會規(guī)模的擴(kuò)大也會帶來協(xié)調(diào)困難、決策遲疑和拖拉等問題，而且其成本很可能大于由監(jiān)督帶來的收益。Lipton和Lorsch[11]認(rèn)為，規(guī)模過大的董事會效率較低，并且容易被CEO控制，董事會不能很好地發(fā)揮作用。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)2：董事會規(guī)模與公司績效負(fù)相關(guān)。

獨立董事比例與公司績效。獨立董事對公司的作用有兩方面：一是提供決策建議。獨立董事通常擁有經(jīng)濟(jì)、管理和財務(wù)等方面的專業(yè)知識，能夠為公司提供決策建議。二是執(zhí)行監(jiān)督職能。獨立董事?lián)碛邢鄬Κ毩⒌纳矸?，不受其他董事和管理者的控制，在一定程度上可以監(jiān)督其他董事和管理者的行為。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)3:獨立董事比例與公司績效正相關(guān)。

董事會會議次數(shù)與公司績效。董事會會議次數(shù)可以作為董事會活躍程度的代表，董事會會議次數(shù)過低可能是一種不正常的公司運(yùn)作狀態(tài)，往往表明董事會形同虛設(shè)，董事會未能發(fā)揮其應(yīng)有的職能。較高的董事會會議次數(shù)，表明董事會積極參與公司決策事務(wù)，能夠發(fā)揮應(yīng)有的作用。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)4：董事會會議次數(shù)與公司績效正相關(guān)。

董事薪酬與公司績效。Kato和Long[18]研究了高管薪酬與股東財富之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)上市公司的高管薪酬與股票收益率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。對董事實行薪酬激勵會讓董事為了薪酬而更加努力履行自己的職責(zé)。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)5：董事薪酬與公司績效正相關(guān)。

董事長與CEO兩職合一與公司績效。代理理論認(rèn)為，為了防止代理人的“敗德行為”和“逆向選擇”，需要一個有效的監(jiān)督機(jī)制。董事長與CEO兩職合一，意味著董事會很難對經(jīng)理層進(jìn)行有效監(jiān)督，為了董事會能對經(jīng)理層進(jìn)行有效監(jiān)督，董事長和CEO的職務(wù)應(yīng)該分設(shè)。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)6：董事長與CEO兩職合一與公司績效負(fù)相關(guān)。

獨立董事與上市公司工作地點一致性與公司績效。獨立董事與上市公司工作地點在同地，獨立董事能夠獲得更多的公司信息，為公司的決策提供更好的建議，而且能夠更好地履行監(jiān)督職能。若離上市公司地點太遠(yuǎn)，這會給獨立董事的諸多行為帶來不便，加大獨立董事履行職能的成本，降低其積極性，也不利于獨立董事履行職能。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)7：獨立董事與上市公司工作地點不一致與公司績效負(fù)相關(guān)。

3.股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)與公司績效

公司的股權(quán)集中，一方面能讓董事會更加認(rèn)真地履行職責(zé)，從而減輕代理問題，加強(qiáng)對管理層的監(jiān)督，對公司績效產(chǎn)生有利影響；但另一方面也會使得董事會更多地為大股東的利益服務(wù)，侵占小股東的利益，不利于公司績效。Demsetz和Lehn[19]認(rèn)為，控股股東會抑制獨立董事和董事會的相對規(guī)模，這一方面不利于獨立董事發(fā)揮作用；但另一方面也可以抑制董事會規(guī)模過大。在股權(quán)較集中的公司里，董事會會議內(nèi)容和決策等更容易受大股東控制，董事會會議次數(shù)的增加對提高公司績效的作用較小。但股權(quán)集中也使得大股東與公司利益更加趨于一致，大股東會委派代理人去擔(dān)任董事長和CEO，董事長與CEO兩職合一對公司績效的損害會較輕。總之，股權(quán)集中度與董事會特征之間存在著交互效應(yīng)。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)8：股權(quán)集中度與董事會規(guī)模的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)。

假設(shè)9：股權(quán)集中度與獨立董事比例的交互效應(yīng)與公司績效負(fù)相關(guān)。

假設(shè)10：股權(quán)集中度與董事會會議次數(shù)的交互效應(yīng)與公司績效負(fù)相關(guān)。

假設(shè)11：股權(quán)集中度與董事薪酬的交互效應(yīng)與公司績效負(fù)相關(guān)。

假設(shè)12：股權(quán)集中度與董事長與CEO兩職合一的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)。

假設(shè)13：股權(quán)集中度與獨立董事與上市公司工作地點不一致的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)。

三、研究設(shè)計

1.研究樣本

本文以2009—2011年在上海證券交易所和深圳證券交易所主板上市的公司為樣本，所選的公司滿足以下條件：(1)在2006年1月1日前公開上市。(2)只在A股上市交易。(3)處于正常上市狀態(tài)。(4)按證監(jiān)會行業(yè)分類，是非金融保險行業(yè)(I類)的公司。此外，還剔除了數(shù)據(jù)不全的公司。經(jīng)過以上篩選，最終得到983家樣本公司，三年總共2 949個樣本，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫。

2.變量選擇與定義

被解釋變量。本文用資產(chǎn)收益率(ROA)來衡量公司績效, 資產(chǎn)收益率=凈利潤/平均資產(chǎn)總額×100%。

解釋變量。測度公司的股權(quán)集中度有許多不同的指標(biāo)，主要有CR指數(shù)(第一大股東持股比例、前五大股東持股比例和前十大股東持股比例)和H指數(shù)(第一大股東持股比例的平方、前五大股東持股比例的平方和以及前十大股東持股比例的平方和)。用任何一個單獨的指標(biāo)來反映公司的股權(quán)集中度都不夠全面，為了減少信息遺漏和避免多種共線性，本文運(yùn)用主成分分析法得到了衡量股權(quán)集中度的綜合指標(biāo)(S)，該指標(biāo)數(shù)值越大說明股權(quán)集中度越高。本文主要用董事會規(guī)模(LOG(DN))、獨立董事比例(IDR)、董事會會議次數(shù)(LOG(BM))、董事薪酬(SALARY)、董事長與CEO是否二職合一(DUAL，當(dāng)董事長與CEO兩職合一時，DUAL取1；否則，DUAL取0)和獨立董事與上市公司工作地點是否一致(DF，當(dāng)獨立董事與上市公司工作地點不一致時，DF取1；否則，DF取0)這六個方面來描述董事會特征。我們用股權(quán)集中度與董事會特征的交叉項(S×LOG(DN)、S×IDR、S×LOG(BM)、S×SALARY、S×DUAL和S×DF)來描述股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)。

控制變量。借鑒已有研究，本文用公司總資產(chǎn)的對數(shù)(LOG(TA))、資產(chǎn)負(fù)債率(DEBT)和總資產(chǎn)增長率(TAG)來控制公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)和成長性，此外，我們還按證監(jiān)會行業(yè)分類設(shè)置了行業(yè)虛擬變量，本文共涉及12個行業(yè)，所以設(shè)置了11個行業(yè)虛擬變量。

3.回歸模型

根據(jù)上述理論分析，本文建立模型(1)和模型(2)，模型(1)并未考慮股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)，模型(2)則考慮了股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)。面板數(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)模型可以解決由不可觀測的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性問題，因此，本文應(yīng)用面板數(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)模型對模型(1)和模型(2)進(jìn)行回歸。

ROA=b1+b2S+b3LOG(DN)+b4IDR+b5LOG(BM)+b6SALARY+b7DUAL+b8DF+b9LOG(TA)+b10DEBT+ b11TAG+ ΣλHY+W

(1)

ROA=b1+b2S+b3LOG(DN)+b4IDR+b5LOG(BM)+b6SALARY+b7DUAL+b8DF+b9S×LOG(DN)+b10S×IDR+b11S×LOG(BM)+b12S×DUAL+b13S×SALARY+b14S×DF+b15LOG(TA)+b16DEBT+ b17TAG+ ∑λHY+W

(2)

其中，∑λHY是行業(yè)虛擬變量；W是不可觀測的異質(zhì)性；S是股權(quán)集中度，分別用CR1、CR5、CR10、H1、H5、H10和ZC來替代，如表1所示。

表1 模型(1)和模型(2)中S替代情況

四、實證分析

1.變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

通過變量的描述性統(tǒng)計*由于篇幅所限，描述性統(tǒng)計結(jié)果和Spearman檢驗的P值略，需要者可向作者索取?？梢园l(fā)現(xiàn)：資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)、總資產(chǎn)增長率、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、獨立董事比例、董事會會議次數(shù)和董事薪酬在各個公司間的差距非常大。此外，通過各年的描述性統(tǒng)計還可以發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)增長率和獨立董事與上市公司工作地點是否一致的情況在這三年間也有較明顯的變化；總資產(chǎn)和董事薪酬在這三年隨時間而增長，股權(quán)集中度則有降低的趨勢。

我們用Spearman檢驗對變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，通過Spearman檢驗的P值發(fā)現(xiàn)：ROA與衡量股權(quán)集中度的各個指標(biāo)都有顯著的正相關(guān)關(guān)系；ROA與IDR、SALARY有顯著的正相關(guān)關(guān)系；ROA與DF有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；但ROA與LOG(DN)、LOG(BM)、DUAL沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。此外，通過變量間的兩兩相關(guān)系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)模型并不存在多重共線性問題。

2.模型選擇

基于本文研究的樣本數(shù)據(jù)的時間只有三年，樣本公司有983家，在模型選擇上主要集中于對樣本的無效應(yīng)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇上。通過Likelihood Ratio 檢驗和Hausman檢驗，檢驗結(jié)果的P值都接近0，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，因此，全部模型都應(yīng)該選擇個體固定效應(yīng)模型。

3.回歸結(jié)果

本文通過運(yùn)用Eviews7.2對模型(1)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 模型(1)的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)字表示變量系數(shù)的P值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，下同。

從表2可以看出：(1)股權(quán)集中度與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。(2)董事會規(guī)模、董事長與CEO兩職合一、獨立董事與上市公司工作地點不一致與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(3)獨立董事比例、董事會會議次數(shù)、董事薪酬與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表2的回歸結(jié)果并未考慮股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)，本文認(rèn)為股權(quán)集中度與董事會特征的交互效應(yīng)與公司績效有關(guān)，在考慮股權(quán)集中度與董事會特征交互效應(yīng)的情況下，本文通過運(yùn)用Eviews7.2對模型(2)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 模型(2)的回歸結(jié)果

從表3可以看出：(1)股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、董事長與CEO兩職合一、獨立董事與上市公司工作地點不一致、獨立董事比例、董事會會議次數(shù)、董事薪酬與公司績效間的關(guān)系與表2的回歸結(jié)果一致。(2)S×LOG(DN)的系數(shù)只在模型(2a)和模型(2d)顯著為正，但在其他5個模型中變量系數(shù)符號也都是正的，因此，股權(quán)集中度與董事會規(guī)模的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)，但顯著性不確定。(3)S×IDR的系數(shù)在7個模型中全部為負(fù)，且統(tǒng)計上顯著，因此，股權(quán)集中度與獨立董事比例的交互效應(yīng)與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(4)S×LOG(BM)的系數(shù)只在模型(2a)、模型(2b)、模型(2c)和模型(2d)顯著為負(fù)，但在其他3個模型中變量系數(shù)符號也都是負(fù)的，因此，股權(quán)集中度與董事會會議次數(shù)的交互效應(yīng)與公司績效間負(fù)相關(guān)，但顯著性不確定。(5)S×DUAL的系數(shù)在7個模型中有正有負(fù)，因此，對股權(quán)集中度與董事長與CEO兩職合一的交互效應(yīng)與公司績效間的關(guān)系未能得出明確結(jié)論。(6)S×SALARY的系數(shù)在7個模型中全部為負(fù)，且統(tǒng)計上顯著，因此，股權(quán)集中度與董事薪酬的交互效應(yīng)與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(7)S×DF的系數(shù)只在模型(2c)顯著，但其系數(shù)符號在7個模型中都是正的，因此，股權(quán)集中度與獨立董事與上市公司工作地點是否一致的交互效應(yīng)與公司績效沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。

4.穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文做了如下穩(wěn)定性檢驗：(1)用權(quán)益凈利率代替資產(chǎn)收益率來衡量公司績效，用相同的方法對模型進(jìn)行回歸，得到相同的結(jié)論。(2)考慮到聯(lián)立內(nèi)生性問題，對解釋變量和控制變量滯后一期，用相同的方法對模型進(jìn)行回歸，得到相同的結(jié)論。(3)應(yīng)用冗余變量檢驗對模型交叉項的聯(lián)合系數(shù)進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果都是拒絕被檢驗變量系數(shù)為零的原假設(shè)，這也證明了股權(quán)集中度對董事會特征與公司績效間的關(guān)系有顯著的影響。由于篇幅所限，這里沒有給出具體的回歸結(jié)果。

五、結(jié) 論

本文研究了2009—2011年在上海證券交易所和深圳證券交易所主板上市的983家公司，從股權(quán)集中度對公司績效產(chǎn)生的影響、董事會特征對公司績效產(chǎn)生的影響和股權(quán)集中度與董事會特征的交互效用對公司績效產(chǎn)生的影響這三個方面，應(yīng)用面板數(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)模型對其進(jìn)行實證研究，得出結(jié)論：(1)股權(quán)集中度與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。(2)董事會規(guī)模、董事長與CEO兩職合一、獨立董事與上市公司工作地點不一致與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(3)獨立董事比例、董事會會議次數(shù)、董事薪酬與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。(4)股權(quán)集中度與董事會規(guī)模的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)，但顯著性不確定。(5)股權(quán)集中度與獨立董事比例的交互效應(yīng)、股權(quán)集中度與董事薪酬的交互效應(yīng)與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(6)股權(quán)集中度與董事會會議次數(shù)的交互效應(yīng)與公司績效負(fù)相關(guān)，但顯著性不確定。(7)股權(quán)集中度與董事長與CEO兩職合一的交互效應(yīng)與公司績效間的關(guān)系未能得出明確結(jié)論。(8)股權(quán)集中度與獨立董事與上市公司工作地點是否一致的交互效應(yīng)與公司績效不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

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