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我国制造业上市公司董事会治理要素与企业绩效的相关性研究
摘要：当前，建立规范高效的董事会能够优化上市公司的科学管理体系和现代公司治理，董事会治理要素又是董事会正常运转的基础，董事会治理要素的不完善必然导致企业出现一系列混乱和低效的董事会行为，影响董事会决策的科学性和准确性，削弱董事会各项职能，进而给企业的经营绩效带来负面影响。董事会治理要素中哪些部分会对公司经营绩效存在影响及其影响机制，已成为企业界和学术界关注的重要问题。本文以我国制造业462家上市公司2008年至2010年的相关数据为研究样本和数据来源，从董事会结构要素的四个变量入手，对董事会治理要素变量进行了详尽的描述性分析，并对这些要素与公司绩效进行了实证分析。得出了董事会领导权结构与公司绩效无关，董事会规模与公司绩效无关，独立董事比例与公司绩效负相关，的结论。
关键词：董事会治理要素，公司绩效，，实证分析
一、引言
我国目前正处在改革和发展的重要战略机遇期，经济和社会发展的转型期，企业快速变革的发展期。近几年来，持续演变的国际金融危机、欧洲债务危机，对世界政治、经济、安全的深层次影响不断扩大，对我国也产生了深刻影响。外部政治经济大环境、市场条件、监管体制和企业内部改革等多种因素均发生了巨大变化。过往的研究成果已不能准确地反映近几年来我国企业董事会治理这一关键问题，有必要对近几年的数据和资料进行收集整理并分析研究，得出适应本阶段的结论制造业是国民经济中的重要支柱产业，关乎国民经济和社会发展的方方面面，涉及面广，影响巨大。制造业是实体产业和基础产业，也是作为“世界工厂"的中国的骨干产业，对提升综合国力意义重大。同时制造业企业具备比较完备的现代企业组织架构、治理结构、人员配置、岗位分布和产业链条，代表性强。以此行业上市公司为样本有助于将研究结论和建议推而广之。
二、国内外公司治理文献回顾
（一）国外公司治理文献回顾
Jensen and Meekling(1976)认为,因为股东和管理层的关系是纯粹的委托人与代理人关系，因此要解决现代的股份制公司中存在的问题就是解决委托代理问题，也就是说能够有效降低代理成本就在很大程度上解决了公司治理的问题。
Charley ,Hilton, H., Matos, P.（2012）认为公司治理的定义非常宽泛，主要有两方面的含义。第一个含义是指一系列的行为模式，也就是通过公司绩效、效率、成长性、融资结构和如何对待股东和利益相关者等指标来衡量的公司真正行为。第二个含义是指标准化的框架，也就是公司是在什么样的规则体制下运行的，这些规则包括法律系统、司法系统、金融市场与要素（劳动）市场。
（二）国内公司治理文献回顾
白重恩（2005）以2000年上海与深圳股票交易所的1004家上市公司为样本做实证研究，发现第一大股东持股比例与公司价值呈U型关系，股权集中度对公司绩效有正面的影响。 陈彬(2011) 以国内24家保险公司在2009年的财务数据和公司治理的数据为样本,进行了实证研究，探讨保险公司的股权结构、董事会结构、高管薪酬激励机制与公司绩效之间的关系,她发现独立董事比例与公司绩效之间存在显著的负相关关系。继续探讨，原因可能是我国保险公司的独立董事还没有充分发挥他们的职能,因此她建议应该加强董事会的独立性。
王晓静、陈志军（2011）使用2006 年到2008年的沪深两市A 股上市公司的数据，发现合理有效的高管薪酬体制与公平透明的股权激励对公司绩效有正面影响。
二、研究设计
（一）研究假设
1.董事会领导权结构与公司绩效
董事长与总经理两职分任有利于监督管理层，降低代理成本，但是影响决策效率，容易制造内部矛盾和对立。两种情况的利弊作用发挥又受公司实际内外部情况的影响。中小企业需要高效快速的决策和行动以适应激烈的市场竞争，分工不必过细，两职合一更为适合；大企业岗位分工明确，管理人员专职执行决策，董事会更强调独立的监督作用，两职分任更为合适。但本文选取的制造业公司规模差异大，内外部环境各异，可能出现两种领导权结构的正反效应在大量样本中互相抵消致使领导权结构与公司绩效出现不相关的结果。综上，本文提出：
假设1A：董事长与总经理两职分任与公司绩效正相关。
假设1B：董事长与总经理两职分任与公司绩效负相关。
2.董事会规模与公司绩效
本文认为，董事会规模的确定应平衡兼顾关键资源获取、控制代理成本、保证决策效率等因素，考虑利弊关系及其在具体企业的影响机制和程度。本文认为，随着董事会规模的增大，资源渠道增多的正面效应会相应增强，但同时也可能无法弥补沟通困难和人数增加导致利益冲突所带来的成本，.
假设2：董事会规模与公司绩效负相关。
3.独立董事比例与公司绩效
本文认为，独立董事比例与公司绩效应是正相关的。独立董事的独立性能够平衡董事会于管理层的关系，能够优化公司治理结构。
假设3：独立董事比例与公司绩效正相关。
4.专业委员会设置与公司绩效
本文认为，专业委员会明确了董事会的有关专项职责，使董事分工更为明确具体，便于有效开展工作。
假设4：专业委员会设置数量与公司绩效正相关。
（二）样本选择和数据来源
按照中国证监会的行业分类，本文以上海证券交易所和深圳证券交易所全部A股制造业上市公司为初选样本进行筛选。本文共选取了462家制造业上市公司为样本，涵盖其2008、2009、2010三年的相关数据，每年的公司数均为462家。
本文所搜集的上市公司年度报告和变量相关数据主要来源如下：CSMAR国泰安数据服务中心、巨潮咨询网、国务院发展研究中心信息网数据库。研究需要的相关数据和资料亦参考了上交所和深交所的官方网站、中国经济信息网数据库等，以弥补数据和资料的偏差及缺陷，核对数据的一致性，保证研究的数据来源真实准确。数据统计和计算过程运用统计软件SPSS 17．0和EXCEL 2010等分析工具完成。
（三）变量选取和说明
1.解释变量
本文的解释变量分为董事会结构要素变量和董事会激励要素变量两类共六个(参见表1)：
<1>董事会结构要素变量：董事会领导权结构、董事会规模18、独立董事比例、专业委员会设置情况。
<2>董事会激励要素变量：董事持股情况、董事薪酬。
2.被解释变量
本文的被解释变量为企业绩效指标，选择总资产收益率作为衡量指标。总资产收益率(简称ROA)等于净利润与平均资产总额的百分比，是全面反映一个企业发展能力、资金运作整体效果及管理水平的综合考评指标19(向德伟，2002)。该指标加入了期初期末的时间标尺，可更加准确地反映财务信息；被操纵的可能性较小，而且综合考虑了负债的杠杆效应，便于横向和纵向比较；综合能力强，具有很高的信息价值，在我国接受程度较高。相比而言，本文认为托宾Q值、每股收益等指标均不适合分析当前我国上市公司有关情况，故本文不予采用。
3.控制变量
影响公司绩效的因素很多，除了本文选取的六个董事会治理要素外，为了控制其它因素对本文实证分析的影响，本文选取以下控制变量：
(1)公司规模
公司规模影响其治理结构、决策效率、运营成本、人员构成、资金周转等多个方面；特别是大公司存在规模经济，具有更易融资及获得政府扶持等多种优势。
(2)财务杠杆
财务杠杆体现公司的资本结构，通常用代表公司债务水平的资产负债率衡量。
(3)成长能力
我国资本市场尚不完善，监管不到位，存在上市公司操纵会计指标的情况，而成长性变量一定程度上可以消除人为操纵会计数据对研究结果的影响。
(4)第一股东的持股比例
谢军(2006)的研究证实：第一大股东持股使其更密切地注意管理层和公司绩效，具有积极的示范功能，起到很强的引领作用。
表1本文采用的变量列表
变量分类
变量名称
变量符号
变量说明
被解释变量
总资产收益率
ROA
总资产收益率=（净利润/总资产平均余额）*100%.总资产平均余额=(资产合计期末余额+资产合计期初余额)/2
解释变量
结构要素
董事会领导权结构
A1
董事长与总经理职位设置情况,董事长兼任总经理取0,否则取1
董事会规模
A2
董事总人数
独立董事所占比例
A3
独立董事所占比例=独立董事人数/董事总人数
专业委员会设置情况
A4
董事会专业委员会设置的个数
激励要素
董事持股情况
A5
董事持股比例=董事持股量总和/公司总股本
董事薪酬
A6
数额最大的前三名董事薪酬总额
控制变量
公司规模
B1
公司总资产的自然对数,即Ln(公司总资产)
财务杠杆
B2
资产负债率=（负债总额/资产总额）*100%
成长能力
B3
净利润增长率={(本年度净利润-上一年度净利润)/上一年度净利润}*100%

第一股东持股比例
B4
公司第一大股东持股的比例=公司第一大股东持股数/总股数
（四）模型构建和说明
本文建立如下董事会结构要素变量和激励要素变量、控制变量与公司绩效变量的多元线性回归分析模型：

其中：ROA为被解释变量，C为常数项，A羔_巷为解释变量(自变量)，B重-4为控制变量，荔扣鑫为解释变量回归系数，霹生一叠为控制变量回归系数，莓为随机干扰项。
三、实证分析
（一）描述性分析
表2董事会领导权结构统计表
领导权结构
2008年
2009年
2010年
公司数
百分比
公司数
百分比
公司数
百分比
两职分任
385
83.30%
383
82.90%
381
82.50%
两职合一
77
16.70%
79
17.10%
81
17.50%
总计
462
100%
462
100%
462
100%
(1)三年中两个职位分别由不同人员担任的比例分别为83．30％(385家)、82．90％(383家)、82．50％(381家)，均超过半数，占到了绝大部分比例，且三年的数据差别很小，也就是说我国制造业上市公司中大部分的领导权结构偏向于两职分任。
(2)三年中董事长与总经理两职合一的比例分别为16．70％(77家)、17．10％(79家)、17．50％(81家)，相对而言比例较小，说明我国制造业上市公司中小部分的领导权结构是两职合一的。
表3董事会规模描述性统计表

2008年
2009年
2010年
均值
9.25
9.19
9.22
中值
9
9
9
众数
9
9
9
标准差
1.848
1.811
1.769
方差
3.415
3.278
3.13
最小值
5
5
5
最大值
16
15
16
(1)样本公司中董事会人数最大值为16人，最小值为5人，均符合我国《公司法》规定的人数范围，但差别较大。
(2)董事会人数为9人的公司最多(众数三年均为9)，百分比三年分别为53．20％(246家)、52．80％(244家)、53．00％(245家)，均超过半数，且三年数据差别很小。
(3)董事会人数为7一11人的公司数最为集中，比例最大，百分比三年分别为88．30％(408家)、87．80％(406家)、88．70％(410家)，说明我国制造业上市公司中大部分的董事会人数是稳定在7-1 1人的。
（二）回归分析
本文首先对所选取的控制变量与被解释变量进行回归分析，以筛选出有效控制变量。再将解释变量、控制变量与被解释变量进行回归分析，得出各个解释变量与被解释变量之间的关系。实证发现在本文所选的控制变量中，公司规模(总资产)和成长能力(净利润增长率)与总资产收益率(ROA)正相关，财务杠杆(资产负债率)与总资产收益率(ROA)负相关，第一股东的持股比例与总资产收益率(ROA)不存在相关性。因此，将第一股东的持股比例这一变量剔除，本文选取的有效控制变量为公司规模、成长能力和财务杠杆。
表4 Model Summaryb
Model
R
R Square
Adjusted R Square
Std.Error of the Estimate
Durbin-Watson
1
.503 a
.253
.248
.0491534
1.920
表5 ANOVAb
Model
Sum of Squares
df
Mean Square
F
Sig
Regression
1.127
9
.125
51.825
.000 a
Residual
3.324
1376
.002

Total
4.451
1385

表6 Coefficients
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coeffcients
t
Sig
Collinearity
Statistics

B
Std.Error
Beta

Tolerance
VIF
(Constant)
.032
.034

.957
.339

董事长与总经理兼任情况
.001
.004
.009
.368
.713
.937
1.067
董事人数
.001
.001
.028
1.091
.275
.829
1.207
独立董事比例
-.095
.028
-.082
-3.389
.001
.926
1.080
专业委员会设立个数
-.006
.003
-.054
-2.305
.021
.979
1.022
董事会持股比例
.028
.011
.065
2.580
.010
.857
1.167
董事前三名薪酬总额
1.059E-8
.000
.254
10.100
.000
.859
1.164
Ln(总资产)
.006
.002
.112
3.745
.000
.608
1.645
资产负债率
-.135
.009
-.415
-15.587
.000
.766
1.305
净利润增长率
.001
.000
.110
4.714
.000
.994
1.006
（三）多元回归方程结果分析
1．首先对回归结果进行检验以保证其可靠性：
(1)拟合优度检验：根据表4．16，回归结果的调整R方为0．248，拟合优度不高。因董事会治理要素只是公司绩效多种因素的影响之一，拟合优度不高并不影响本文进行实证分析。
(2)显著性检验：根据表4．17，回归结果的F值为51．825，对应的P值为0，小于显著性水平1％、596、10％，通过了显著性检验。被解释变量与解释变量线性关系显著，本文模型适于解释变量关系。
(3)残差分析：根据表4．16，此回归模型的DW=I．92，近似等于2。说明样本实际值与回归模型得出的预测值差距较小，残差序列无自相关。
(4)多重共线性检验：根据表4．18，各变量的容差均接近于1；方差膨胀因子(VIF)均小于10，也均接近于1。说明解释变量与控制变量之间均不存在严重的共线性，变量选择较为合理。
由以上检验可知，模型分析结果正常。
2.根据表5．18全部样本的回归结果显示：(1)董事会领导权结构与公司绩效不存在相关性，未通过10％的显著性检验。因此假设lA和假设1B均不成立。(2)董事会规模与公司绩效不存在相关性，未通过10％的显著性检验。因此假设2不成立。(3)独立董事比例与公司绩效负相关，未通过1％的显著性检验，B值为负。因此假设3不成立。(4)专业委员会设置数量与公司绩效负相关，未通过1％的显著性检验，B值为负。因此假设4不成立。
四、结论
（一）董事会领导权结构对公司绩效无显著影响
第一，前文己阐明，委托代理理论认为管理层是不可完全信任的，两职合一不利于公司绩效，将削弱董事会的独立性，降低其对管理层的监督作用，造成权责不明晰；而现代管家理论认为管理层是值得信任的，管理层可以成为股东有效的受托人，两职合一有利于公司绩效，更重要的是事权统一提高了公司决策和行动效率，减少内部分歧。
第二，前文文献回顾中学术界支持两只分离的观点居多。但在我国上市公司中，内部人控制现象明显，董事人数的一大部分仍有内部董事把持，董事长不再兼任总经理不代表董事会于管理层相互独立，管理层依然可能掌握着董事会控制权。委托代理理论发挥作用的机制不能成立，双重领导权结构不一定显著增强董事会独立性。
（二）董事会规模大小并非影响公司绩效的有效因素
第一，董事会最佳人数一般为8到9人(Lipton，1992)，本文描述性统计显示，样本中董事会规模为9人的比例最大，三年均超过50％，在7至11之间的比例均接近90％。说明样本公司中绝大部分的董事会规模都处在最佳或比较合理状态，差别很小，这一情况导致实证分析无法得出董事会规模对公司绩效有显著影响的结论。描述性统计和实证分析说明在合理的董事会规模范围内，董事会规模不会影响公司绩效。
第二，尽管本文选取了公司总资产这一控制变量作为衡量公司规模的指标，但是还有其他因素会对董事会规模产生影响，不同性质、不同规模、不同所有制、不同竞争环境的公司不适合直接比较董事会规模。应注意到其他影响因素，只用董事会规模作自变量直接分析其与绩效的关系结论不明显。董事会规模是一个绝对值，应对董事会规模这一变量进行加工，建立一个基于董事会规模的相对变量，这也是一个研究方向。
（三）独立董事并不一定给公司带来绩效提升
本文独立董事比例与公司绩效负相关的实证结果虽不支持本文的假设，但还是应以客观态度对待我国独立董事制度，不能全盘否定这一制度。之所以出现这样的实证结果，本文认为主要有以下原因：
第一，独立董事的专业多在于学术研究，有相当大部分完全没有企业工作经历，缺乏相应的实际管理经验，这是一个致命的硬伤和短板，往往造成其提出的建议脱离实际，纸上谈兵；很多独立董事缺乏对公司情况的了解。我国独立董事制度还处在起步阶段，弓|入独立董事不是通过市场机制而是个人关系，没有严格的筛选程序，缺少对独立董事有效的选拔机制及对其能力和尽职程度的评估机制，使得聘请的很多独立董事并不符合实际要求。
第二，上市公司大多缺乏公正严谨的筛选和评估独立董事的机制，独立董事从开始就不独立，独立董事的提名方式是问题的症结所在。同时，我国上市公司内部人控制相对严重，独立董事处于信息劣势，他们获得的信息有可能被管理层有选择地处理，信息的客观性难以保证，他们在很多情况下并不了解公司的真实状况，影响其决策准确度。
第三，我国目前缺乏对独立董事合理有效的激励机制，很少有对其权益的规定细则，造成其权益缺乏保障，执业风险和压力均较大，独立董事仅凭个人关系和责任心是没有足够的动力去履行职责的。
参考文献
[1]Jensen，M., Meckling, W., Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Financial Economics, October, 1976, V. 3, No. 4
[2]Charley ,Hilton, H., Matos, P., Corporate governance in the 2007–2008 financial crisis: Evidence from financial institutions worldwide, Journal of Corporate Finance,18 (2012) 389–411
[3] 孙永祥、陈志军．上市公司的股权结构与绩效[J]．经济研究．1999年 12 月：67-69
[4]白重恩、刘俏、陆洲、宋敏、张俊喜．理财有道：中国上市公司治理结构的实证研究[J]．经济研究．2005年 11 月：45-48
[5] 陈彬．上市公司董事会特征与公司绩效实证研究[J]．商业研究.2011 年 10月：34-39
[6] 王晓静、司徒大年．中国上市公司治理水平及对绩效影响的经验研究[J]．世界经济．2004 年 5 月:79-82