我國制造業(yè)上市公司董事會治理要素與企業(yè)績效的相關性研究

1、我國制造業(yè)上市公司董事會治理要素與企業(yè)績效的相關性研究摘要：當前，建立規(guī)范高效的董事會能夠優(yōu)化上市公司的科學管理體系和現(xiàn)代公司治理，董事會治理要素又是董事會正常運轉(zhuǎn)的基礎，董事會治理要素的不完善必然導致企業(yè)出現(xiàn)一系列混亂和低效的董事會行為，影響董事會決策的科學性和準確性，削弱董事會各項職能，進而給企業(yè)的經(jīng)營績效帶來負面影響。董事會治理要素中哪些部分會對公司經(jīng)營績效存在影響及其影響機制，已成為企業(yè)界和學術界關注的重要問題。本文以我國制造業(yè)462家上市公司2008年至2010年的相關數(shù)據(jù)為研究樣本和數(shù)據(jù)來源，從董事會結(jié)構要素的四個變量入手，對董事會治理要素變量進行了詳盡的描述性分析，并對這些要素與

2、公司績效進行了實證分析。得出了董事會領導權結(jié)構與公司績效無關，董事會規(guī)模與公司績效無關，獨立董事比例與公司績效負相關，的結(jié)論。關鍵詞：董事會治理要素，公司績效，實證分析 一、引言我國目前正處在改革和發(fā)展的重要戰(zhàn)略機遇期，經(jīng)濟和社會發(fā)展的轉(zhuǎn)型期，企業(yè)快速變革的發(fā)展期。近幾年來，持續(xù)演變的國際金融危機、歐洲債務危機，對世界政治、經(jīng)濟、安全的深層次影響不斷擴大，對我國也產(chǎn)生了深刻影響。外部政治經(jīng)濟大環(huán)境、市場條件、監(jiān)管體制和企業(yè)內(nèi)部改革等多種因素均發(fā)生了巨大變化。過往的研究成果已不能準確地反映近幾年來我國企業(yè)董事會治理這一關鍵問題，有必要對近幾年的數(shù)據(jù)和資料進行收集整理并分析研究，得出適應本階段的結(jié)

3、論制造業(yè)是國民經(jīng)濟中的重要支柱產(chǎn)業(yè)，關乎國民經(jīng)濟和社會發(fā)展的方方面面，涉及面廣，影響巨大。制造業(yè)是實體產(chǎn)業(yè)和基礎產(chǎn)業(yè)，也是作為“世界工廠的中國的骨干產(chǎn)業(yè)，對提升綜合國力意義重大。同時制造業(yè)企業(yè)具備比較完備的現(xiàn)代企業(yè)組織架構、治理結(jié)構、人員配置、崗位分布和產(chǎn)業(yè)鏈條，代表性強。以此行業(yè)上市公司為樣本有助于將研究結(jié)論和建議推而廣之。二、國內(nèi)外公司治理文獻回顧 （一）國外公司治理文獻回顧Jensen and Meekling(1976)認為,因為股東和管理層的關系是純粹的委托人與代理人關系，因此要解決現(xiàn)代的股份制公司中存在的問題就是解決委托代理問題，也就是說能夠有效降低代理成本就在很大程度上解決了公司

4、治理的問題。Charley ,Hilton, H., Matos, P.（2012）認為公司治理的定義非常寬泛，主要有兩方面的含義。第一個含義是指一系列的行為模式，也就是通過公司績效、效率、成長性、融資結(jié)構和如何對待股東和利益相關者等指標來衡量的公司真正行為。第二個含義是指標準化的框架，也就是公司是在什么樣的規(guī)則體制下運行的，這些規(guī)則包括法律系統(tǒng)、司法系統(tǒng)、金融市場與要素（勞動）市場。（二）國內(nèi)公司治理文獻回顧白重恩（2005）以2000年上海與深圳股票交易所的1004家上市公司為樣本做實證研究，發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與公司價值呈U型關系，股權集中度對公司績效有正面的影響。陳彬(2011) 以

5、國內(nèi)24家保險公司在2009年的財務數(shù)據(jù)和公司治理的數(shù)據(jù)為樣本,進行了實證研究，探討保險公司的股權結(jié)構、董事會結(jié)構、高管薪酬激勵機制與公司績效之間的關系,她發(fā)現(xiàn)獨立董事比例與公司績效之間存在顯著的負相關關系。繼續(xù)探討，原因可能是我國保險公司的獨立董事還沒有充分發(fā)揮他們的職能,因此她建議應該加強董事會的獨立性。王曉靜、陳志軍（2011）使用2006 年到2008年的滬深兩市A 股上市公司的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)合理有效的高管薪酬體制與公平透明的股權激勵對公司績效有正面影響。二、研究設計（一）研究假設1.董事會領導權結(jié)構與公司績效董事長與總經(jīng)理兩職分任有利于監(jiān)督管理層，降低代理成本，但是影響決策效率，容易制造

6、內(nèi)部矛盾和對立。兩種情況的利弊作用發(fā)揮又受公司實際內(nèi)外部情況的影響。中小企業(yè)需要高效快速的決策和行動以適應激烈的市場競爭，分工不必過細，兩職合一更為適合；大企業(yè)崗位分工明確，管理人員專職執(zhí)行決策，董事會更強調(diào)獨立的監(jiān)督作用，兩職分任更為合適。但本文選取的制造業(yè)公司規(guī)模差異大，內(nèi)外部環(huán)境各異，可能出現(xiàn)兩種領導權結(jié)構的正反效應在大量樣本中互相抵消致使領導權結(jié)構與公司績效出現(xiàn)不相關的結(jié)果。綜上，本文提出：假設1A：董事長與總經(jīng)理兩職分任與公司績效正相關。假設1B：董事長與總經(jīng)理兩職分任與公司績效負相關。2.董事會規(guī)模與公司績效本文認為，董事會規(guī)模的確定應平衡兼顧關鍵資源獲取、控制代理成本、保證決策效

7、率等因素，考慮利弊關系及其在具體企業(yè)的影響機制和程度。本文認為，隨著董事會規(guī)模的增大，資源渠道增多的正面效應會相應增強，但同時也可能無法彌補溝通困難和人數(shù)增加導致利益沖突所帶來的成本，.假設2：董事會規(guī)模與公司績效負相關。3.獨立董事比例與公司績效本文認為，獨立董事比例與公司績效應是正相關的。獨立董事的獨立性能夠平衡董事會于管理層的關系，能夠優(yōu)化公司治理結(jié)構。假設3：獨立董事比例與公司績效正相關。4.專業(yè)委員會設置與公司績效本文認為，專業(yè)委員會明確了董事會的有關專項職責，使董事分工更為明確具體，便于有效開展工作。假設4：專業(yè)委員會設置數(shù)量與公司績效正相關。（二）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源按照中國證監(jiān)會

8、的行業(yè)分類，本文以上海證券交易所和深圳證券交易所全部A股制造業(yè)上市公司為初選樣本進行篩選。本文共選取了462家制造業(yè)上市公司為樣本，涵蓋其2008、2009、2010三年的相關數(shù)據(jù)，每年的公司數(shù)均為462家。本文所搜集的上市公司年度報告和變量相關數(shù)據(jù)主要來源如下：CSMAR國泰安數(shù)據(jù)服務中心、巨潮咨詢網(wǎng)、國務院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。研究需要的相關數(shù)據(jù)和資料亦參考了上交所和深交所的官方網(wǎng)站、中國經(jīng)濟信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫等，以彌補數(shù)據(jù)和資料的偏差及缺陷，核對數(shù)據(jù)的一致性，保證研究的數(shù)據(jù)來源真實準確。數(shù)據(jù)統(tǒng)計和計算過程運用統(tǒng)計軟件SPSS 170和EXCEL 2010等分析工具完成。（三）變量選取和說明

9、1.解釋變量本文的解釋變量分為董事會結(jié)構要素變量和董事會激勵要素變量兩類共六個(參見表1)：董事會結(jié)構要素變量：董事會領導權結(jié)構、董事會規(guī)模18、獨立董事比例、專業(yè)委員會設置情況。董事會激勵要素變量：董事持股情況、董事薪酬。2.被解釋變量本文的被解釋變量為企業(yè)績效指標，選擇總資產(chǎn)收益率作為衡量指標?？傎Y產(chǎn)收益率(簡稱ROA)等于凈利潤與平均資產(chǎn)總額的百分比，是全面反映一個企業(yè)發(fā)展能力、資金運作整體效果及管理水平的綜合考評指標19(向德偉，2002)。該指標加入了期初期末的時間標尺，可更加準確地反映財務信息；被操縱的可能性較小，而且綜合考慮了負債的杠桿效應，便于橫向和縱向比較；綜合能力強，具有很

10、高的信息價值，在我國接受程度較高。相比而言，本文認為托賓Q值、每股收益等指標均不適合分析當前我國上市公司有關情況，故本文不予采用。3.控制變量影響公司績效的因素很多，除了本文選取的六個董事會治理要素外，為了控制其它因素對本文實證分析的影響，本文選取以下控制變量：(1)公司規(guī)模公司規(guī)模影響其治理結(jié)構、決策效率、運營成本、人員構成、資金周轉(zhuǎn)等多個方面；特別是大公司存在規(guī)模經(jīng)濟，具有更易融資及獲得政府扶持等多種優(yōu)勢。(2)財務杠桿財務杠桿體現(xiàn)公司的資本結(jié)構，通常用代表公司債務水平的資產(chǎn)負債率衡量。 (3)成長能力我國資本市場尚不完善，監(jiān)管不到位，存在上市公司操縱會計指標的情況，而成長性變量一定程度上

11、可以消除人為操縱會計數(shù)據(jù)對研究結(jié)果的影響。(4)第一股東的持股比例謝軍(2006)的研究證實：第一大股東持股使其更密切地注意管理層和公司績效，具有積極的示范功能，起到很強的引領作用。表1本文采用的變量列表變量分類變量名稱變量符號變量說明被解釋變量總資產(chǎn)收益率ROA總資產(chǎn)收益率=（凈利潤/總資產(chǎn)平均余額）*100%.總資產(chǎn)平均余額=(資產(chǎn)合計期末余額+資產(chǎn)合計期初余額)/2解釋變量結(jié)構要素董事會領導權結(jié)構A1董事長與總經(jīng)理職位設置情況,董事長兼任總經(jīng)理取0,否則取1董事會規(guī)模A2董事總?cè)藬?shù)獨立董事所占比例A3獨立董事所占比例=獨立董事人數(shù)/董事總?cè)藬?shù)專業(yè)委員會設置情況A4董事會專業(yè)委員會設置的個

12、數(shù)激勵要素董事持股情況A5董事持股比例=董事持股量總和/公司總股本董事薪酬A6數(shù)額最大的前三名董事薪酬總額控制變量公司規(guī)模B1公司總資產(chǎn)的自然對數(shù),即Ln(公司總資產(chǎn))財務杠桿B2資產(chǎn)負債率=（負債總額/資產(chǎn)總額）*100%成長能力B3凈利潤增長率=(本年度凈利潤-上一年度凈利潤)/上一年度凈利潤*100%第一股東持股比例B4公司第一大股東持股的比例=公司第一大股東持股數(shù)/總股數(shù)（四）模型構建和說明本文建立如下董事會結(jié)構要素變量和激勵要素變量、控制變量與公司績效變量的多元線性回歸分析模型：其中：ROA為被解釋變量，C為常數(shù)項，A羔_巷為解釋變量(自變量)，B重-4為控制變量，荔扣鑫為解釋變量回

13、歸系數(shù)，霹生一疊為控制變量回歸系數(shù)，莓為隨機干擾項。三、實證分析（一）描述性分析表2董事會領導權結(jié)構統(tǒng)計表領導權結(jié)構2008年2009年2010年公司數(shù)百分比公司數(shù)百分比公司數(shù)百分比兩職分任38583.30%38382.90%38182.50%兩職合一7716.70%7917.10%8117.50%總計462100%462100%462100%(1)三年中兩個職位分別由不同人員擔任的比例分別為8330(385家)、8290(383家)、8250(381家)，均超過半數(shù)，占到了絕大部分比例，且三年的數(shù)據(jù)差別很小，也就是說我國制造業(yè)上市公司中大部分的領導權結(jié)構偏向于兩職分任。(2)三年中董事長與總

14、經(jīng)理兩職合一的比例分別為1670(77家)、1710(79家)、1750(81家)，相對而言比例較小，說明我國制造業(yè)上市公司中小部分的領導權結(jié)構是兩職合一的。表3董事會規(guī)模描述性統(tǒng)計表2008年2009年2010年均值9.259.199.22中值999眾數(shù)999標準差1.8481.8111.769方差3.4153.2783.13最小值555最大值161516(1)樣本公司中董事會人數(shù)最大值為16人，最小值為5人，均符合我國公司法規(guī)定的人數(shù)范圍，但差別較大。(2)董事會人數(shù)為9人的公司最多(眾數(shù)三年均為9)，百分比三年分別為5320(246家)、5280(244家)、5300(245家)，均超過

15、半數(shù)，且三年數(shù)據(jù)差別很小。(3)董事會人數(shù)為7一11人的公司數(shù)最為集中，比例最大，百分比三年分別為8830(408家)、8780(406家)、8870(410家)，說明我國制造業(yè)上市公司中大部分的董事會人數(shù)是穩(wěn)定在7-1 1人的。（二）回歸分析本文首先對所選取的控制變量與被解釋變量進行回歸分析，以篩選出有效控制變量。再將解釋變量、控制變量與被解釋變量進行回歸分析，得出各個解釋變量與被解釋變量之間的關系。實證發(fā)現(xiàn)在本文所選的控制變量中，公司規(guī)模(總資產(chǎn))和成長能力(凈利潤增長率)與總資產(chǎn)收益率(ROA)正相關，財務杠桿(資產(chǎn)負債率)與總資產(chǎn)收益率(ROA)負相關，第一股東的持股比例與總資產(chǎn)收益率

16、(ROA)不存在相關性。因此，將第一股東的持股比例這一變量剔除，本文選取的有效控制變量為公司規(guī)模、成長能力和財務杠桿。表4 Model SummarybModelRR SquareAdjusted R SquareStd.Error of the EstimateDurbin-Watson1.503 a.253.248.04915341.920表5 ANOVAbModelSum of SquaresdfMean SquareFSigRegression1.1279.12551.825.000 aResidual3.3241376.002Total4.4511385表6 Coefficients

17、ModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoeffcientstSigCollinearityStatisticsBStd.ErrorBetaToleranceVIF(Constant).032.034.957.339董事長與總經(jīng)理兼任情況.001.004.009.368.713.9371.067董事人數(shù).001.001.0281.091.275.8291.207獨立董事比例-.095.028-.082-3.389.001.9261.080專業(yè)委員會設立個數(shù)-.006.003-.054-2.305.021.9791.022董事會持股比例.028

18、.011.0652.580.010.8571.167董事前三名薪酬總額1.059E-8.000.25410.100.000.8591.164Ln(總資產(chǎn)).006.002.1123.745.000.6081.645資產(chǎn)負債率-.135.009-.415-15.587.000.7661.305凈利潤增長率.001.000.1104.714.000.9941.006（三）多元回歸方程結(jié)果分析1首先對回歸結(jié)果進行檢驗以保證其可靠性：(1)擬合優(yōu)度檢驗：根據(jù)表416，回歸結(jié)果的調(diào)整R方為0248，擬合優(yōu)度不高。因董事會治理要素只是公司績效多種因素的影響之一，擬合優(yōu)度不高并不影響本文進行實證分析。(2)

19、顯著性檢驗：根據(jù)表417，回歸結(jié)果的F值為51825，對應的P值為0，小于顯著性水平1、596、10，通過了顯著性檢驗。被解釋變量與解釋變量線性關系顯著，本文模型適于解釋變量關系。(3)殘差分析：根據(jù)表416，此回歸模型的DW=I92，近似等于2。說明樣本實際值與回歸模型得出的預測值差距較小，殘差序列無自相關。(4)多重共線性檢驗：根據(jù)表418，各變量的容差均接近于1；方差膨脹因子(VIF)均小于10，也均接近于1。說明解釋變量與控制變量之間均不存在嚴重的共線性，變量選擇較為合理。由以上檢驗可知，模型分析結(jié)果正常。2.根據(jù)表518全部樣本的回歸結(jié)果顯示：(1)董事會領導權結(jié)構與公司績效不存在相

20、關性，未通過10的顯著性檢驗。因此假設lA和假設1B均不成立。(2)董事會規(guī)模與公司績效不存在相關性，未通過10的顯著性檢驗。因此假設2不成立。(3)獨立董事比例與公司績效負相關，未通過1的顯著性檢驗，B值為負。因此假設3不成立。(4)專業(yè)委員會設置數(shù)量與公司績效負相關，未通過1的顯著性檢驗，B值為負。因此假設4不成立。四、結(jié)論（一）董事會領導權結(jié)構對公司績效無顯著影響第一，前文己闡明，委托代理理論認為管理層是不可完全信任的，兩職合一不利于公司績效，將削弱董事會的獨立性，降低其對管理層的監(jiān)督作用，造成權責不明晰；而現(xiàn)代管家理論認為管理層是值得信任的，管理層可以成為股東有效的受托人，兩職合一有利

21、于公司績效，更重要的是事權統(tǒng)一提高了公司決策和行動效率，減少內(nèi)部分歧。第二，前文文獻回顧中學術界支持兩只分離的觀點居多。但在我國上市公司中，內(nèi)部人控制現(xiàn)象明顯，董事人數(shù)的一大部分仍有內(nèi)部董事把持，董事長不再兼任總經(jīng)理不代表董事會于管理層相互獨立，管理層依然可能掌握著董事會控制權。委托代理理論發(fā)揮作用的機制不能成立，雙重領導權結(jié)構不一定顯著增強董事會獨立性。（二）董事會規(guī)模大小并非影響公司績效的有效因素第一，董事會最佳人數(shù)一般為8到9人(Lipton，1992)，本文描述性統(tǒng)計顯示，樣本中董事會規(guī)模為9人的比例最大，三年均超過50，在7至11之間的比例均接近90。說明樣本公司中絕大部分的董事會規(guī)

22、模都處在最佳或比較合理狀態(tài)，差別很小，這一情況導致實證分析無法得出董事會規(guī)模對公司績效有顯著影響的結(jié)論。描述性統(tǒng)計和實證分析說明在合理的董事會規(guī)模范圍內(nèi)，董事會規(guī)模不會影響公司績效。第二，盡管本文選取了公司總資產(chǎn)這一控制變量作為衡量公司規(guī)模的指標，但是還有其他因素會對董事會規(guī)模產(chǎn)生影響，不同性質(zhì)、不同規(guī)模、不同所有制、不同競爭環(huán)境的公司不適合直接比較董事會規(guī)模。應注意到其他影響因素，只用董事會規(guī)模作自變量直接分析其與績效的關系結(jié)論不明顯。董事會規(guī)模是一個絕對值，應對董事會規(guī)模這一變量進行加工，建立一個基于董事會規(guī)模的相對變量，這也是一個研究方向。（三）獨立董事并不一定給公司帶來績效提升本文獨立董事比例與公司績效負相關的實證結(jié)果雖不支持本文的假設，但還是應以客觀態(tài)度對待我國獨立董事制度，不能全盤否定這一制度。之所以出現(xiàn)這樣的實證結(jié)果，本文認為主要有以下原因：第一，獨立董事的專業(yè)多在于學術研究，有相當大部分完全沒有企業(yè)工作經(jīng)歷，缺乏相應的實際管理經(jīng)驗，這是一個致命的硬傷和短板，往往造成其提出的建議脫離實際，紙上談兵；很多獨立董事缺乏對公司情況的了解。我國獨立董事制度還處在起步階段，弓|入獨立董事不是通過市場機制而是個人關系，沒有嚴格的篩選程序，缺少對獨立董事有效的選拔機制及對其能力和盡職程度的評估機制，使得聘請的很多獨立董事并不符合實際要求。第二，上市公司大多缺乏公正嚴謹?shù)?/p>