《董事會(huì)特征、債務(wù)融資成本和企業(yè)績效的關(guān)系實(shí)證探究》12000字（論文）

PAGEPAGE25董事會(huì)特征、債務(wù)融資成本和企業(yè)績效的關(guān)系實(shí)證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u6307董事會(huì)特征、債務(wù)融資成本和企業(yè)績效的關(guān)系實(shí)證研究 123731第一章董事會(huì)特征與企業(yè)績效 112303第二章獨(dú)立董事比例與企業(yè)績效的研究現(xiàn)狀 211388第三章董事學(xué)歷背景與企業(yè)績效的研究現(xiàn)狀 316889第四章研究設(shè)計(jì) 4209654.1樣本選擇及數(shù)據(jù)來源 479134.2變量定義 4142634.3模型構(gòu)建 619251第五章實(shí)證分析 878685.1描述性統(tǒng)計(jì) 8171755.2相關(guān)性分析 8241435.3回歸結(jié)果分析 910855.4穩(wěn)健性檢驗(yàn) 14149505.5內(nèi)生性檢驗(yàn) 1613312第六章結(jié)論與建議 19305046.1研究結(jié)論 19207976.2相關(guān)建議 20322616.3研究的局限性 21（1）董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的研究現(xiàn)狀隨著經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張，現(xiàn)代企業(yè)管理逐漸出現(xiàn)了所有權(quán)與管理權(quán)的分離，分屬于董事長和總經(jīng)理，在這種委托代理方式下，公司內(nèi)部也出現(xiàn)了兩種不同的結(jié)構(gòu)形態(tài)，一種是聘請(qǐng)職業(yè)經(jīng)理人擔(dān)任CEO，董事長與總經(jīng)理兩職分離；另一種是董事長兼任CEO，由同一人擔(dān)任。我國相關(guān)法律未明確規(guī)定公司采用哪種領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)，學(xué)術(shù)界對(duì)兩者的權(quán)力分配方式尚存在著不同的意見。目前文獻(xiàn)對(duì)于董事長是否應(yīng)兼任總經(jīng)理有反對(duì)和支持兩種聲音。其中認(rèn)為兩職合一與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)的有：Baliga、Moyer（1996）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)董事長兼任總經(jīng)理的企業(yè)在實(shí)施兩職分離后，股票價(jià)格走勢(shì)會(huì)比維持單一領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)不變的公司更為樂觀[1]。Krolletal.（2007）研究發(fā)現(xiàn)如果總經(jīng)理兼任董事會(huì)主席，他們會(huì)傾向更多關(guān)注自身利益而不是把整個(gè)企業(yè)績效置于首位，不利于改善企業(yè)績效[2]。LewellynK.B.（2012）發(fā)現(xiàn)總經(jīng)理兼任董事長時(shí)，可能增強(qiáng)總經(jīng)理的個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)行為，不關(guān)注企業(yè)績效而是趁機(jī)謀取個(gè)人私利[3]。李曉（2015）以2009-2012年1011組上市公司數(shù)據(jù)為樣本，進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)董事長與CEO合二為一會(huì)對(duì)公司績效產(chǎn)生消極影響[4]；徐子堯、劉益志（2015）對(duì)中小板和創(chuàng)業(yè)板410家企業(yè)績效是否受董事會(huì)特征影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)董事長與總經(jīng)理合一時(shí)未對(duì)績效產(chǎn)生顯著的影響，鼓勵(lì)更多采用聘用專業(yè)化經(jīng)理人形式，改善董事會(huì)治理效率，進(jìn)而提高經(jīng)營績效和整體價(jià)值[5]。朱艷（2019）研究了2006-2016年家族企業(yè)董事會(huì)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：家族企業(yè)單一領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)[6]。然而，也有學(xué)者認(rèn)為兩職合一正向影響公司績效。Kroll&Walters（2007）發(fā)現(xiàn)非金融公司的首席執(zhí)行官扮演的雙重角色可能有助于提高績效，而金融公司兩職兼任無法起到提升績效作用[2]。劉曉宇（2019）選取了2015-2017創(chuàng)業(yè)板734家上市公司為樣本研究了董事會(huì)特征對(duì)公司價(jià)值的影響，發(fā)現(xiàn)董事與CEO兩職合一正向影響企業(yè)價(jià)值，這是由于我國創(chuàng)業(yè)板塊公司整體存續(xù)期還較短，公司董事長、CEO往往是創(chuàng)業(yè)者，兩職合一更有利于權(quán)力的統(tǒng)一，從而保持企業(yè)發(fā)展方向與決策落實(shí)的一致，進(jìn)而提升企業(yè)價(jià)值[7]。原源（2019）通過對(duì)新三板公司樣本實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，兩職合一與企業(yè)績效正相關(guān)，當(dāng)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)單一性增加，企業(yè)決策有效性增強(qiáng)，促使經(jīng)營績效的提升[8]。Prasharet.（2020）認(rèn)為，董事長兼任總經(jīng)理使得公司領(lǐng)導(dǎo)權(quán)集中于一人，當(dāng)外界市場環(huán)境發(fā)生變化時(shí)，能迅速反應(yīng)和利用公司的內(nèi)部資源進(jìn)行應(yīng)對(duì)，進(jìn)而提升公司財(cái)務(wù)績效[9]。董事會(huì)的獨(dú)立性決定了獨(dú)立董事能在多大程度上發(fā)揮其監(jiān)督功能，關(guān)于獨(dú)立董事的作用，學(xué)術(shù)界中存在不同的意見。一部分學(xué)者認(rèn)為，獨(dú)立董事比例增加，能提高董事會(huì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營投資決策的參與程度，能更好地起到監(jiān)督作用，有利于公司健康運(yùn)營發(fā)展。Kroll、Walters（2007）等研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)的獨(dú)立性、多樣性和規(guī)模等董事會(huì)特征對(duì)國有和私營企業(yè)績效影響都是正向的[2]。LewellynK.B.（2012）研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)中獨(dú)立董事的存在積極影響公司財(cái)務(wù)績效水平[3]。Carlos&Luis（2011）認(rèn)為獨(dú)立董事比例增加能更有效發(fā)揮監(jiān)督作用，以及對(duì)管理層行為進(jìn)行約束。此外獨(dú)立董事通常擁有廣泛的社會(huì)資源，因此獨(dú)立董事人數(shù)的上升能更好地幫助公司利用從外界獲得的重要資源來推動(dòng)公司財(cái)務(wù)績效的增長[10]。王曉旭（2017）選取了新三板512家上市公司為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例正向促進(jìn)財(cái)務(wù)績效，比例越高對(duì)公司績效越有利[11]。朱艷(2019）分析了2006-2016年家族企業(yè)中上市公司董事會(huì)組成對(duì)經(jīng)營績效的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn):家族企業(yè)相比于非家族企業(yè)的獨(dú)立董事比例對(duì)公司績效顯著為正相關(guān)[6]。相反，部分學(xué)者認(rèn)為獨(dú)立董事比例的提高并沒有提升企業(yè)績效，Tulay&Ozan（2016）從理論和實(shí)證兩方面論述了獨(dú)立董事比例增加給企業(yè)帶來的壞處，一方面可能增加公司內(nèi)外部利益群體勾結(jié)的風(fēng)險(xiǎn)，另一方面還會(huì)增加內(nèi)部管理成本[12]。而Bhagat&Black（1999）發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事比例提高并未對(duì)財(cái)務(wù)績效產(chǎn)生影響，認(rèn)為兩者不具有相關(guān)性[13]。徐子堯、劉益志（2015）對(duì)中小板和創(chuàng)業(yè)板410家企業(yè)的公司績效受董事會(huì)特征影響的研究，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例高低未能改善公司績效，在有PE的參與下反而增大了該負(fù)向效應(yīng)，限制了獨(dú)立董事監(jiān)督作用的發(fā)揮，使其形同虛設(shè)[5]。劉彬（2016）以制造業(yè)全部A股上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例負(fù)向影響企業(yè)績效，通過分析，是由于內(nèi)部人控制較嚴(yán)重，獨(dú)立董事處于信息劣勢(shì)，無法保證決策地準(zhǔn)確度，從而未能正向影響績效[14]。在人力資本理論中，教育投資是人力投資中關(guān)鍵的組成部分。一直以來，教育投資也受到了國內(nèi)外的高度重視。當(dāng)企業(yè)董事會(huì)成員整體有著較高的學(xué)歷水平時(shí)，成員間信息共享、團(tuán)結(jié)協(xié)作和溝通決策能更有效的進(jìn)行，有利于決策效率和決策質(zhì)量的提高，進(jìn)而促進(jìn)了企業(yè)財(cái)務(wù)績效的提升。在高階理論中，高管所具備的知識(shí)、能力等資源和思想、價(jià)值觀等個(gè)人特征會(huì)影響他們的判斷與決策，進(jìn)而影響公司的總體戰(zhàn)略方針及未來發(fā)展走向，最終對(duì)公司績效產(chǎn)生作用。當(dāng)董事會(huì)成員受教育程度較高時(shí)，通常具備豐富的知識(shí)儲(chǔ)備，涉獵范圍寬廣，對(duì)事物有較強(qiáng)的思辨能力和理解與認(rèn)知，對(duì)公司戰(zhàn)略布局的規(guī)劃有著更深維度地思考，有利于提升公司績效。同時(shí)，董事成員豐富的知識(shí)儲(chǔ)備有利于其靈活應(yīng)對(duì)公司內(nèi)外部環(huán)境變化所帶來的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，為公司提供明確且有價(jià)值的建議。對(duì)此，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為董事學(xué)歷與企業(yè)績效正相關(guān)。Gottesman等研究證實(shí)，公司董事學(xué)歷水平密切影響著企業(yè)績效，隨著董事學(xué)歷的提升，公司治理更具科學(xué)性，公司運(yùn)營體系更完善，有利于公司業(yè)績的提升[15]。Jo和Lee（1996）通過將韓國企業(yè)作為研究樣本，使用規(guī)范分析與實(shí)證相結(jié)合的方法，發(fā)現(xiàn)學(xué)歷特征是改善績效的重要因素之一[16]。Ballot和Taymaz（2001）將關(guān)注點(diǎn)從企業(yè)治理層轉(zhuǎn)移到企業(yè)高管與員工身上，發(fā)現(xiàn)企業(yè)高層受教育程度越高，企業(yè)治理和運(yùn)營模式將變得更規(guī)范和更合理，從而績效得到提升，同理，對(duì)于企業(yè)員工而言，學(xué)歷提升能優(yōu)化其工作方式和提升工作效率，進(jìn)而良性促進(jìn)企業(yè)發(fā)展[17]。原源（2019）在對(duì)新三板7248家公司69162名董事信息進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，董事學(xué)歷與績效顯著正相關(guān)，隨著董事學(xué)歷提高，使得決策有效性和謹(jǐn)慎性大幅增強(qiáng)，企業(yè)經(jīng)營決策更完善，進(jìn)而提升經(jīng)營績效[8]。4.1樣本選擇及數(shù)據(jù)來源文章以我國2015-2019年中小企業(yè)板上市公司為研究對(duì)象,從國泰安數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)中獲取所需數(shù)據(jù),為確保數(shù)據(jù)的完整以及所得結(jié)論的真實(shí)可靠,對(duì)研究樣本進(jìn)行了仔細(xì)篩選，并使用Excel、Stata15統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)本文變量進(jìn)行了1%的縮尾處理,以免極端異常值對(duì)多元回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。篩選條件為以下三點(diǎn)：（1）所選取的中小板公司上市時(shí)間需為5年以上；（2）去除了董事會(huì)特征、債務(wù)融資成本信息披露不全和缺失的樣本；（3）數(shù)據(jù)選取時(shí)剔除了ST、*ST類公司，和金融保險(xiǎn)類樣本。最終得到的樣本公司為784家，平衡面板數(shù)據(jù)共3920條。4.2變量定義4.2.1被解釋變量：企業(yè)績效通過文獻(xiàn)回顧，發(fā)現(xiàn)學(xué)者們衡量企業(yè)績效的指標(biāo)主要有：托賓Q值、經(jīng)濟(jì)附加值EVA、ROE、總資產(chǎn)收益率ROA。其中托賓Q值被國外學(xué)者廣泛用于衡量企業(yè)績效，這是基于國外資本市場的較為完善，可以反應(yīng)企業(yè)真實(shí)市值。而我國由于資本市場尚不完善，加之中小板與主板相比，市場也不夠成熟，不滿足使用托賓Q值的先決條件。另外，經(jīng)濟(jì)增加值中資本成本計(jì)算部分，包括股權(quán)成本和債務(wù)成本，使得加權(quán)平均資本成本率被企業(yè)廣泛使用，而該比率需要參考資本市場的往年數(shù)據(jù)，在我國當(dāng)前不成熟的資本市場下得出的計(jì)算結(jié)果也是無法保證準(zhǔn)確性的。此外使用較多的是財(cái)報(bào)數(shù)據(jù)的短期財(cái)務(wù)指標(biāo)，例如總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率，計(jì)算公式為稅后利潤除以平均總資產(chǎn)或凈資產(chǎn)，也是本文選取的指標(biāo)，將ROE用于衡量中小板上市公司績效。原因是其作為杜邦分析法的核心指標(biāo)，能充分反映公司利用資本運(yùn)作后，為股東及相關(guān)利益者所帶來的收益，以及股東投入資本的獲利情況。4.2.2解釋變量：債務(wù)融資成本通過年鑒統(tǒng)計(jì)報(bào)告顯示，銀行借款為我國中小企業(yè)獲取債務(wù)融資的主要來源，本文參考蘇武俊、晏青（2020）的研究，債務(wù)融資成本用總貸款比率（Debt）來表示，具體計(jì)算為企業(yè)當(dāng)年總的銀行借款，包括長期借款和短期借款，除以企業(yè)總資產(chǎn)?？傎J款比率越大，意味著企業(yè)借款金額越大，而負(fù)債數(shù)額越高時(shí)，則需要支付的債務(wù)融資成本越大。4.2.3調(diào)節(jié)變量：董事會(huì)特征（1）領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)（Dual）：虛擬變量，表示董事長與總經(jīng)理的任職情況，兩職合一時(shí)為1，兩職分離時(shí)為0。（2）董事會(huì)學(xué)歷背景(Edu)：對(duì)學(xué)歷變量進(jìn)行賦值，博士及以上為5，碩士為4，本科為3，大專為2，中專及中專以下為1。取董事會(huì)各成員最高學(xué)歷之和的平均數(shù)來衡量。（3）獨(dú)立董事比例（Indr）：指獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例。4.2.4控制變量除了董事會(huì)特征與債務(wù)融資成本之外，企業(yè)績效還會(huì)受其他各種因素的影響。因此，為了保證回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，并結(jié)合了以往相關(guān)研究關(guān)于控制變量的選取，確定了以下五個(gè)控制變量：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)密集度(Capital)、企業(yè)成長性(Growth)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)。（1）公司規(guī)模(Size)。在其他條件一致的情況下，當(dāng)公司規(guī)模越大時(shí)，對(duì)外部投資者和就業(yè)人員的吸引力會(huì)更大，受到的融資約束會(huì)越小，更容易獲取到債務(wù)融資，以及在引進(jìn)優(yōu)秀人才上更具優(yōu)勢(shì)性，從而擁有充足的人力、物力，進(jìn)而有利于促進(jìn)企業(yè)績效的提升和增強(qiáng)市場競爭力。（2）資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)。當(dāng)企業(yè)負(fù)債率越高時(shí)，使得公司的債務(wù)成本增加，進(jìn)而會(huì)面臨較大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，容易陷入財(cái)務(wù)困境，使公司的償債能力減弱，最終影響到公司績效。（3）資產(chǎn)密集度(Capital)。對(duì)于短期債務(wù)而言，由于所涉及金額相對(duì)較小，上市公司能在約定時(shí)間內(nèi)進(jìn)行資金融通和償還，因此短期債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較小，上市公司固定資產(chǎn)比例大小不會(huì)被債權(quán)人作為著重考慮的因素。當(dāng)涉及到長期債務(wù)時(shí)，由于金額大、期限長，存在較大的償債風(fēng)險(xiǎn)，此時(shí)債權(quán)人會(huì)考慮企業(yè)的固定資產(chǎn)比例是否能為其債務(wù)提供足夠的擔(dān)保。當(dāng)企業(yè)固定資產(chǎn)比例較高時(shí)，能夠?yàn)閮斶€債務(wù)提供更多的保證，增強(qiáng)了債權(quán)人的投資意愿和信心，使其愿意降低其債權(quán)收益率，從而上市公司能更順利地以較低的債務(wù)融資成本獲取到債務(wù)資金。因此資產(chǎn)密集度高的企業(yè)在獲取周轉(zhuǎn)資金上存在較大優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而改善企業(yè)績效。（4）企業(yè)成長性(Growth)。高成長性意味著企業(yè)擁有較大的市場占有率，市場前景光明，發(fā)展?jié)摿^大，未來能為企業(yè)帶來更多的營業(yè)收入和凈利潤，增強(qiáng)企業(yè)的盈利能力，償還債務(wù)能力增強(qiáng)，是債權(quán)人利益更有保障，有利于獲取到債務(wù)資金，積極提升企業(yè)績效。（5）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)。目前國內(nèi)有國企、私企和外企以及混合所有權(quán)制度，當(dāng)公司股權(quán)制度不同時(shí)，兩權(quán)分離程度存在著一定的差異，分離程度高的公司，董事長與總經(jīng)理各任其職，雖然企業(yè)會(huì)面臨較多的代理成本，但兩職分離使得董事會(huì)能更好地發(fā)揮監(jiān)督作用，防止出現(xiàn)“內(nèi)部人控制”局面，促進(jìn)預(yù)期財(cái)務(wù)績效的實(shí)現(xiàn)。表4.1變量定義變量類型變量名稱符號(hào)變量描述被解釋變量企業(yè)績效ROE凈資產(chǎn)收益率解釋變量債務(wù)融資成本Debt(長期借款+短期借款)／總資產(chǎn)調(diào)節(jié)變量董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)Dual虛擬變量，兼任為1，否則為0董事學(xué)歷背景Edu董事會(huì)成員學(xué)歷之和的平均數(shù)獨(dú)立董事比例Indr獨(dú)立董事數(shù)量／全體董事數(shù)量控制變量公司規(guī)模Size年度末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)資產(chǎn)負(fù)債率Lev年度總負(fù)債／總資產(chǎn)資產(chǎn)密集度Capital固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)企業(yè)成長性Growth（本期主營業(yè)務(wù)收入-上期主營業(yè)務(wù)收入）/上期主營業(yè)務(wù)收入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)State國有取1，非國有取0年份Year年度虛擬變量行業(yè)Ind行業(yè)虛擬變量4.3模型構(gòu)建本文首先要驗(yàn)證的是債務(wù)融資成本與企業(yè)績效的關(guān)系，構(gòu)建模型1：（1）為研究董事會(huì)特征與企業(yè)績效之間的關(guān)系，構(gòu)建以下模型：（2）（3）（4）為驗(yàn)證董事會(huì)特征的調(diào)節(jié)作用，引入交乘項(xiàng)，構(gòu)建如下模型：（5）（6）（7）

第五章實(shí)證分析5.1描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)篩選后符合條件的樣本量共3920條，其中國企552條，非國企3368條，由表5.1描述性統(tǒng)計(jì)可看出，中小板企業(yè)績效最小值為-0.22，最大值為0.221，說明企業(yè)間績效差距較大，均值為0.039，標(biāo)準(zhǔn)差為0.06，從整體看，中小板企業(yè)績效較好，發(fā)展較為均衡；債務(wù)融資成本中最小值為0，最大值為0.465，均值為0.137，說明中小板企業(yè)間債務(wù)融資成本差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差0.113小于0.137，說明債務(wù)融資成本波動(dòng)性不大；對(duì)于董事學(xué)歷水平，均值為3.718，說明董事平均學(xué)歷為本科及以上。關(guān)于獨(dú)立董事比例，最小值為0.333，最大值為0.571，均值為0.374，從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，中小板塊上市公司都達(dá)到了最低要求，符合我國《公司法》要求的上市公司董事會(huì)中獨(dú)立董事的比例不得少于三分之一的規(guī)定。控制變量中，固定資產(chǎn)比例最小值為0.002，最大值為0.604，說明企業(yè)之間資產(chǎn)結(jié)構(gòu)差異性較大。資產(chǎn)負(fù)債率最小值為0.076，反映出部分企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率偏低，債務(wù)融資金額小，未能發(fā)揮財(cái)務(wù)杠桿的積極作用，而平均值為0.405，說明整體來看，中小板企業(yè)負(fù)債水平在合理范圍內(nèi)。表5.1描述性統(tǒng)計(jì)樣本量中位數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值ROE39200.0370.0390.06-0.220.221Debt39200.1150.1370.11300.465Dual392000.340.47401Edu39203.7313.7180.52.3914.936Indr39200.3330.3740.0530.3330.571Size392022.15222.2210.92320.26824.931Capital39200.1870.2070.1370.0020.604Growth39200.1150.1860.386-0.4692.354Lev39200.3960.4050.1810.0760.832State392000.1680.374015.2相關(guān)性分析相關(guān)性檢驗(yàn)的目的是防止變量間存在多重共線性，導(dǎo)致回歸結(jié)果錯(cuò)誤或者模型失效。為了避免這種情況的發(fā)生，在進(jìn)行回歸之前，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件stata15.0進(jìn)行了pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，得出了如表5.2所示的結(jié)果。債務(wù)融資成本Debt與企業(yè)績效ROE系數(shù)是-0.261，在1%水平上顯著，呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，初步證明假設(shè)1，說明只有當(dāng)融資難問題得到解決時(shí)，企業(yè)績效才能獲得有效提升。兩職合一與公司績效的系數(shù)為-0.013，說明負(fù)相關(guān)，初步驗(yàn)證了假設(shè)2a，即兩職合一與公司財(cái)務(wù)績效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；董事會(huì)學(xué)歷背景與企業(yè)績效的系數(shù)為0.022，且在1%的水平上顯著,獨(dú)立董事比例與績效系數(shù)為0.001，呈正相關(guān)，這初步驗(yàn)證了假設(shè)2b和2c，即董事會(huì)學(xué)歷背景和獨(dú)立董事比例均與企業(yè)績效為正相關(guān)關(guān)系。表5.2相關(guān)性分析ROEDebtDualEduIndrSizeCapitalGrowthLevROE1Debt-0.261***1Dual-0.013***-0.028***1Edu0.022***0.003***-0.007***1Indr0.001**-0.004***0.112***0.077**1Size0.102***0.219***-0.066**0.158***-0.032***1Capital-0.076**0.184***-0.065***-0.131***-0.038***-0.124**1Growth0.272***0.003***0.018***0.029***-0.020***0.160***-0.072**1Lev-0.283***0.245***-0.089***0.075***-0.026***0.482***-0.025***0.047***1注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著從控制變量來看，公司規(guī)模和企業(yè)成長性與企業(yè)績效的系數(shù)均為正，在1%水平上顯著正相關(guān)；固定資產(chǎn)比率和資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效的系數(shù)均為負(fù)，并在5%的水平內(nèi)顯著負(fù)相關(guān)。其他變量之間相關(guān)性系數(shù)較小，表示基本不存在多重共線性，能夠?qū)δＰ妥鱿乱徊交貧w分析。結(jié)合當(dāng)前大量研究結(jié)果，發(fā)現(xiàn)當(dāng)變量間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值低于0.65時(shí)，表示各變量相關(guān)性不強(qiáng)，那么不存在多重共線性。只有當(dāng)變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值普遍大于0.4時(shí)，才需要考慮多重共線性對(duì)回歸分析的影響。所以，根據(jù)所得出的表5.2中變量之間的相關(guān)系數(shù)值，說明本文回歸模型沒有多重共線性問題，可以繼續(xù)進(jìn)行下一步的回歸檢驗(yàn)分析。5.3回歸結(jié)果分析5.3.1債務(wù)融資成本對(duì)公司績效的影響表5.3中模型1，Debt對(duì)ROE的回歸系數(shù)為-0.0904，在1%的水平上顯著，回歸結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)1，即債務(wù)融資成本負(fù)向影響公司績效，債務(wù)融資成本較高時(shí)，會(huì)使公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)增大，導(dǎo)致績效無法得到有效改善和穩(wěn)健提升。所以，當(dāng)其他條件一定時(shí)，債務(wù)融資成本低的公司，企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)更小，企業(yè)績效更高，適當(dāng)降低債務(wù)融資成本能有效改善績效?？刂谱兞恐?，公司規(guī)模的回歸系數(shù)為0.0245，在1%水平上顯著為正，可見公司規(guī)模越大，公司績效越高。通常而言，規(guī)模越大的公司，聲譽(yù)效應(yīng)越好，在吸引外部投資或優(yōu)秀人才上更具優(yōu)勢(shì)，為企業(yè)高效運(yùn)營和健康發(fā)展提供更大的保障，從而有助于績效的提升。企業(yè)成長能力的回歸系數(shù)顯著為正，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著相關(guān)，表明成長能力強(qiáng)有助于企業(yè)績效的改善。公司成長速度快可以短時(shí)間占領(lǐng)更大的市場份額，從而為企業(yè)帶來更多的收入和利潤，獲得更大的績效成果。表5.3模型一回歸結(jié)果系數(shù)t值P值Debt-0.0904***-5.820.000Size0.0245***14.790.000Capital-0.015***-3.350.000Growth0.058***17.150.000Lev-0.0576***-5.400.000State-0.0041-1.170.241_cons-0.4466***-12.580.000Year控制Ind控制F值34.29Adj-R20.178N39205.3.2董事會(huì)特征對(duì)公司績效的影響（1）董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績效的影響表5.4中模型2，董事長兼任總經(jīng)理與企業(yè)績效回歸系數(shù)為-0.004，在10%水平上顯著，說明中小板企業(yè)中董事長兼任CEO會(huì)降低公司績效，與多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論一致，假設(shè)2a通過驗(yàn)證。董事長和總經(jīng)理由同一人擔(dān)任，使得治理監(jiān)督權(quán)與經(jīng)營權(quán)合二為一，導(dǎo)致權(quán)利過大，這很容易造成總經(jīng)理個(gè)人獨(dú)裁專政現(xiàn)象和職權(quán)濫用，也使得其他董事成員的權(quán)力受到限制，建議不能得到有效的落實(shí)，監(jiān)督機(jī)制形同虛設(shè)，削弱了董事會(huì)獨(dú)立性，導(dǎo)致公司績效降低。而職權(quán)分離模式可以更好地讓董事群體和管理層群體自由發(fā)表意見，使集體的力量得到充分的發(fā)揮，從中選出最有利于績效提升和公司成長的決策方案。與兩職合一相比，不同人員擔(dān)任不同角色，各司其職，能有效地限制總經(jīng)理權(quán)利，防止權(quán)力濫用，另外，隨著職業(yè)經(jīng)理人在企業(yè)擔(dān)任CEO的現(xiàn)象越來越盛行，他們?cè)趯I(yè)知識(shí)、技能和管理方式上更具專業(yè)性，有助于企業(yè)能更健康的運(yùn)營，從而提升績效。（2）董事學(xué)歷水平對(duì)公司績效的影響表5.4模型3，董事學(xué)歷背景與企業(yè)績效呈正相關(guān)，系數(shù)為0.006，且在5%水平顯著，說明董事學(xué)歷背景越高，越有利于績效的提升,假設(shè)2b通過驗(yàn)證。在當(dāng)下知識(shí)就是力量的社會(huì)，高學(xué)歷通常代表著較強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力，當(dāng)董事會(huì)成員平均受教育水平較高時(shí)，他們對(duì)新事物的認(rèn)知能力、對(duì)新事件的思辨能力以及對(duì)新環(huán)境的應(yīng)變能力，加之豐厚的知識(shí)儲(chǔ)備、廣泛的涉獵，讓他們能夠更清晰、更深層次地為企業(yè)發(fā)展作出大局規(guī)劃以及明確的戰(zhàn)略方針，有利于提升企業(yè)績效，幫助企業(yè)快速成長。（3）獨(dú)立董事比例對(duì)公司績效的影響表5.4中模型4，獨(dú)立董事比例與績效呈負(fù)相關(guān)性，系數(shù)為0.005，但不顯著，不支持假設(shè)2c，表明中小板上市公司獨(dú)立董事比例對(duì)績效影響并不明顯。獨(dú)立董事比例未通過顯著性檢驗(yàn)，原因可能是迫于國家政策要求，而實(shí)行獨(dú)立董事制度，在選拔獨(dú)立董事時(shí)標(biāo)準(zhǔn)不嚴(yán)，未做到嚴(yán)格考察其知識(shí)能力、專業(yè)背景等，只是草率地選擇了一些獨(dú)立董事來組成董事會(huì)隊(duì)伍。從上市公司整體的獨(dú)立董事任職情況來看，大多是有著政治背景或在某高校任職的學(xué)術(shù)專家，可見上市公司在選擇獨(dú)立董事時(shí)，將獨(dú)立董事所擁有的社會(huì)關(guān)系資源或其所具有的社會(huì)影響作為首要考慮標(biāo)準(zhǔn)，而未真正考慮其是否有充足的專業(yè)知識(shí)背景、能力、管理經(jīng)驗(yàn)來提升董事會(huì)團(tuán)隊(duì)的治理質(zhì)量，從而促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。在這種情況下所選舉的獨(dú)立董事難以真正保證其獨(dú)立性，也無法確保是否發(fā)揮了應(yīng)有的監(jiān)督作用，因此未能有效的幫助企業(yè)提升績效。

表5.4董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)績效影響的回歸結(jié)果模型2模型3模型4Dual-0.004*(-1.82)Edu0.006**（2.27）Indr-0.005（-0.22）Size0.025***0.026***0.025***(15.34)（15.55）（15.38）Capital-0.031***-0.033***-0.03***(-3.23)（-3.42）（-3.16）Growth0.059***0.059***0.058***(17.11)（17.11）（17.08）Lev-0.098***-0.098***-0.098***(-11.96)（-11.94）（-11.91）State-0.002-0.001-0.002(-0.69)（-0.33）（-0.59）_cons-0.459***-0.448***-0.46***(-12.87)（-12.41）（-12.46）Year控制控制控制Ind控制控制控制N392039203920Adj-R20.1720.1730.171注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值5.3.3董事會(huì)特征對(duì)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)（1）董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)對(duì)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)從表5.5第一列可以看出，模型5中董事長與總經(jīng)理兩職合一與債務(wù)融資成本的交互項(xiàng)中顯示的回歸系數(shù)是-0.029，在10%的水平上顯著，說明董事長與CEO兩職合一在債務(wù)融資成本與公司績效之間發(fā)揮著調(diào)節(jié)效應(yīng)，兩職合一負(fù)向調(diào)節(jié)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間的關(guān)系，即兩職分離時(shí)，使得企業(yè)債務(wù)融資成本更低，進(jìn)而更有利于企業(yè)績效的提升，回歸結(jié)果證明了假設(shè)3a。因此，我國上市公司應(yīng)該嚴(yán)格控制董事長與總經(jīng)理的兩職兼任情況，以保證董事會(huì)機(jī)構(gòu)監(jiān)督權(quán)的行使不受總經(jīng)理個(gè)人的控制，防止管理層權(quán)力過大、謀取私利。兩職分離才能更好地促進(jìn)降低債務(wù)融資成本，提升企業(yè)績效。（2）董事學(xué)歷水平對(duì)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)表5.5模型6中，Debt×Edu對(duì)ROE的系數(shù)為-0.002，在10%的水平上顯著，說明董事平均學(xué)歷負(fù)向調(diào)節(jié)了債務(wù)融資成本與企業(yè)績效的關(guān)系，董事平均學(xué)歷越高未能在企業(yè)債務(wù)融資成本與公司績效這條路徑發(fā)揮積極的調(diào)節(jié)作用，假設(shè)3b未通過驗(yàn)證。雖然隨著教育受到越來越廣泛的重視,學(xué)歷在一定程度上體現(xiàn)了個(gè)人的學(xué)習(xí)能力、問題分析與解決能力，董事受教育程度高，說明其積累的知識(shí)經(jīng)驗(yàn)愈加豐富，使得企業(yè)戰(zhàn)略布局更為全面，企業(yè)治理上效率更高。然而可能隨著社會(huì)再學(xué)習(xí)方式的普及，如MBA、在職研究生、在職博士等途徑提升學(xué)歷，降低了高學(xué)歷本身的優(yōu)勢(shì)效果，未能以低成本獲取到債務(wù)融資，以致于董事學(xué)歷水平?jīng)]有在債務(wù)融資成本與企業(yè)績效這條路徑上發(fā)揮積極的調(diào)節(jié)效應(yīng)。而上述模型4中回歸結(jié)果，顯示董事學(xué)歷水平正向影響企業(yè)績效，說明是通過直接治理公司從而對(duì)企業(yè)績效起到了提升作用。由模型6中控制變量的回歸系數(shù)可知，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性與績效正相關(guān)，固定資產(chǎn)比率、資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。（3）獨(dú)立董事比例對(duì)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)表5.5第三列模型7中，債務(wù)融資成本與獨(dú)立董事比例的交叉乘積項(xiàng)為-0.241，未在10%的水平上顯著，說明獨(dú)立董事比例對(duì)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效二者之間調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，與3c假設(shè)不符。獨(dú)立董事比例大小對(duì)債務(wù)融資成本與績效之間關(guān)系影響不明顯,未起到適當(dāng)?shù)恼{(diào)節(jié)作用。說明中小板企業(yè)獨(dú)立董事的獨(dú)立性欠缺，獨(dú)立董事比例越大，并未對(duì)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系發(fā)揮有效調(diào)節(jié)作用。

表5.5董事會(huì)特征調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果模型5模型6模型7Debt-0.049***-0.033*0.052(-5.69)(-1.85)(1.47)Dual0.007**(2.14)Debt*Dual-0.029*(-1.79)Edu0.005**(2.27)Debt*Edu-0.002*(-1.71)Indr0.036(1.62)Debt*Indr-0.241(-1.53)Size0.016***0.017***0.017***(14.78)(14.97)(14.75)Capital-0.011-0.012*-0.014(-1.63)(-1.73)(-1.46)Growth0.038***0.038***0.038***(17.15)(17.20)(17.18)Lev-0.123***-0.122***-0.122***(-5.49)(-5.43)(-5.39)State-0.001*0.0010.004(-1.65)(-1.04)(-1.28)_cons-0.275***-0.267***-0.293***(-12.47)(-11.90)(-12.37)Year控制控制控制Ind控制控制控制N392039203920Adj-R20.1780.1800.179注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值5.4穩(wěn)健性檢驗(yàn)為使研究結(jié)論更加可靠，文章使用替換變量的方式，將ROA和短期借款/總資產(chǎn)比值分別作為被解釋變量和解釋變量的衡量指標(biāo)，再次對(duì)7個(gè)模型進(jìn)行固定效應(yīng)回歸。選取這兩個(gè)替代指標(biāo)，一是由于企業(yè)總資產(chǎn)收益率是學(xué)者們使用較為廣泛被用來反映企業(yè)績效的衡量指標(biāo)，二短期借款的高流動(dòng)性意味著更高的利率，企業(yè)需要付出更高的債務(wù)融資成本。替換變量后，使用stata再次回歸得到了如表5.6和表5.7所示的回歸結(jié)果，與前文結(jié)果基本保持一致。表5.6穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果模型1模型2模型3模型4Debt-0.087***(-4.56)Dual-0.006*(-1.67)Edu0.009**(2.33)Indr0.022(0.12)Size0.031***0.031***0.032***0.031***(14.12)(14.57)(14.84)(14.61)Capital-0.018*-0.034***-0.036***-0.033***(-1.68)(-3.04)(-3.27)(-2.94)Growth0.072***0.072***0.072***0.072***(16.05)(16.05)(16.04)(16.02)Lev-0.116***-0.155***-0.155***-0.155***(-16.62)(-25.56)(-25.56)(-25.50)State-0.001-0.003-0.005-0.003(-1.30)(-0.99)(-0.55)(-0.82)_cons-0.569***-0.577***-0.563***-.573***(-10.49)(-10.70)(-10.22)(-10.47)Year控制控制控制控制Ind控制控制控制控制N3920392039203920Adj-R20.1710.1670.1680.167注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值

表5.7調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果模型5模型6模型7Debt-0.010***0.035**0.236(-4.71)(2.23)(0.44)Dual0.012(0.91)Debt*Dual-0.045*(-1.84)Edu-0.004*(-1.79)Debt*Edu-0.033*(-1.83)Indr0.093(0.66)Debt*Indr-0.871(-1.29)Size0.031***0.031***0.031***(14.11)(14.35)(14.08)Capital-0.022-0.021*-0.017(-1.80)(-1.92)(-1.56)Growth0.072***0.072***0.072***(16.06)(16.09)(16.09)Lev-0.119***-0.117***-0.117***(-16.72)(-16.66)(-16.62)State0.0010.0020.001(1.42)(1.10)(1.39)_cons-0.563***-0.568***-0.601***(-10.36)(-9.75)(-10.53)Year控制控制控制Ind控制控制控制N392039203920Adj-R20.1720.1730.174注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值5.5內(nèi)生性檢驗(yàn)當(dāng)企業(yè)面臨較大的債務(wù)融資成本時(shí)，意味著企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高，會(huì)給企業(yè)績效帶來負(fù)面影響，不利于公司績效的改善；而如果企業(yè)經(jīng)營績效不良好，也會(huì)在融資時(shí)遇到更多的阻礙，債權(quán)人風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估時(shí)所判定的風(fēng)險(xiǎn)更高，會(huì)增大企業(yè)的債務(wù)融資成本，所以債務(wù)融資成本和績效之間是互相影響、互為因果的關(guān)系,存在內(nèi)生性問題。對(duì)此，本文選取了每股收益EPS作為被解釋變量企業(yè)績效的工具變量，和債務(wù)融資成本的一階滯后項(xiàng)Debt-1作為解釋變量的工具變量，通過時(shí)間滯后來消除這兩個(gè)變量之間存在的因果關(guān)系，得出檢驗(yàn)結(jié)果。所以本文使用工具變量法進(jìn)行二階段最小二乘法回歸，工具變量的選取通過了外生性檢驗(yàn)、弱相關(guān)檢驗(yàn)以及豪斯曼檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果與多元固定效應(yīng)回歸結(jié)果基本一致，如表5.8和表5.9所示，從而消除內(nèi)生性的影響，使研究結(jié)論具有可靠性。表5.8工具變量內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果系數(shù)t值P值Debt-1-0.169***-9.070.000Size0.004**2.130.034Capital-0.019-1.630.100Growth0.029***6.410.000Lev-0.045***-3.360.001State-0.017***-3.770.000_cons-0.102**-2.350.019Year控制Ind控制F值54.21Adj-R20.088N3920

表5.9工具變量調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果模型5模型6模型7Debt-1-0.193***0.209**0.047(-9.25)(2.07)(0.43)Dual0.006**(2.30)Debt-1*Dual-0.072**(-2.45)Edu-0.039*(-1.81)Debt-1*Edu-0.102*(-1.76)Indr0.092**(2.06)Debt-1*Indr-0.342(-1.29)Size0.024***0.025***0.024***(6.63)(6.50)(6.85)Capital-0.019-0.016*-0.018(-1.61)(-1.68)(-1.53)Growth0.026***0.026***0.025***(6.36)(6.51)(6.46)Lev-0.043***-0.042***-0.042***(-3.36)(-3.35)(-3.33)State-0.015***-0.021***-0.017***(-3.65)(-4.80)(-3.69)_cons-0.019***-0.011***-0.016***(-11.33)(-10.21)(-11.02)Year控制控制控制Ind控制控制控制N392039203920Adj-R20.1160.1220.118注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值第六章結(jié)論與建議6.1研究結(jié)論企業(yè)績效一直以來受到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的高度關(guān)注，通過改善董事會(huì)治理和降低債務(wù)融資成本來幫助中小板公司改善績效是本文的研究主題。債務(wù)融資是上市公司獲取周轉(zhuǎn)資金的主要途徑，融資成本高低顯著影響著企業(yè)的財(cái)務(wù)成本、融資效率，進(jìn)而影響上市公司績效。因此，上市公司尤其重視債務(wù)融資成本，當(dāng)債務(wù)融資成本升高時(shí)，便會(huì)影響到最終的債務(wù)融資金額和使用效果，最終損害了企業(yè)績效。國內(nèi)外研究均顯示，上市公司企業(yè)績效和債務(wù)融資成本與公司治理機(jī)制密切相關(guān)。董事會(huì)既是公司內(nèi)部治理的核心機(jī)構(gòu)，也是解決內(nèi)外各利益相關(guān)者之間矛盾沖突的關(guān)鍵樞紐，優(yōu)秀的董事會(huì)組織和優(yōu)質(zhì)的治理機(jī)制一方面能改善績效，另一方面也能通過降低債務(wù)融資成本從而提升績效，因此優(yōu)化董事會(huì)結(jié)構(gòu)是非常重要的。本文以相關(guān)理論作為基礎(chǔ)，選取中小板上市公司2015-2019年相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本，通過實(shí)證分析得出了以下幾點(diǎn)結(jié)論：（1）中小企業(yè)板上市公司債務(wù)融資成本與企業(yè)績效為負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)企業(yè)受到嚴(yán)格的融資約束，債務(wù)融資成本較高時(shí)，會(huì)給外部利益相關(guān)者傳達(dá)融資受限的負(fù)面信號(hào)，債權(quán)人進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估時(shí)也會(huì)更為嚴(yán)苛，質(zhì)疑企業(yè)償債能力而附加更多條款約束，使企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和運(yùn)營成本增加，進(jìn)而損害了公司績效。（2）董事會(huì)特征中董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，兩職合一使得總經(jīng)理權(quán)利過大，不利于董事會(huì)監(jiān)督作用的正常發(fā)揮，也不利于改善公司績效，而職位分離能幫助董事長和總經(jīng)理更好的行使各自的職責(zé)，提高工作的效率；董事會(huì)學(xué)歷水平與績效顯著正相關(guān)，擁有高學(xué)歷背景的董事會(huì)成員通常具備較強(qiáng)的學(xué)習(xí)、認(rèn)知和思辨能力，涉獵廣泛、知識(shí)儲(chǔ)備豐富，即使在復(fù)雜而又充滿著不確定性的市場環(huán)境中，也能清晰地作出有利于企業(yè)績效實(shí)現(xiàn)的決策，對(duì)于先進(jìn)的生產(chǎn)技能敢于率先引入，并改進(jìn)和不斷完善企業(yè)管理模式，著力提高企業(yè)生產(chǎn)力水平，改善績效。（3）獨(dú)立董事在我國中小板上市公司未發(fā)揮預(yù)期的作用。對(duì)于獨(dú)立董事制度的建立，我國晚于其他許多發(fā)達(dá)國家，雖目前隨著國家政策的實(shí)施，我國所有上市公司都成立了獨(dú)立董事隊(duì)伍，但大部分獨(dú)立董事未起到牽制管理層的作用。究其原因，是獨(dú)立董事的獨(dú)立性有待提升，在人才選拔時(shí)，不應(yīng)以背景關(guān)系作為重要的考慮因素，這就導(dǎo)致治理決策時(shí)，會(huì)受到各方面因素的干擾，即使存在意見分歧，也會(huì)礙于社會(huì)關(guān)系而不能有效行使獨(dú)立董事職能，最終淪為“花瓶董事”。（4）董事會(huì)特征的調(diào)節(jié)作用。由理論分析可知，董事會(huì)特征會(huì)對(duì)債務(wù)融資成本和績效之間產(chǎn)生一定的調(diào)節(jié)作用。通過實(shí)證設(shè)計(jì)，把董事會(huì)特征、債務(wù)融資成本與公司績效三者同時(shí)納入回歸模型后，發(fā)現(xiàn)兩職合一與債務(wù)融資成本的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著，為負(fù)調(diào)節(jié)效應(yīng)，說明本文選取的董事會(huì)特征中，董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)在兩職合一情況下會(huì)對(duì)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效的關(guān)系起到負(fù)向的調(diào)節(jié)作用，兩職分離能更好地幫助企業(yè)降低債務(wù)融資成本，提升企業(yè)績效；然而董事學(xué)歷水平未能起到正向的調(diào)節(jié)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效關(guān)系的作用，以及獨(dú)立董事比例與債務(wù)融資成本交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，獨(dú)董比例沒有起到調(diào)節(jié)作用。6.2相關(guān)建議規(guī)范合理的董事會(huì)治理能有效提升中小板塊上市公司企業(yè)績效，也能通過降低債務(wù)融資成本，提高融資效率，進(jìn)而提高公司績效。本文從董事會(huì)特征著手，并且在考慮了現(xiàn)階段我國中小