董事会绩效与管理会计

董事会绩效与管理会计（通用10篇）

董事会绩效与管理会计 篇1

不同董事会领导模式背后是不同利益人在发生作用, 决定了股东、董事会、管理层之间不同的代理性质、合约关系。在“两职合一”模式中, 董事长和总经理由一人担任, 管理层主导公司经营决策, 董事会缺乏独立领导人, 导致董事会对管理层监督大打折扣, 管理层操控董事会为自身谋利益的可能性大为增加;在“两职分离”模式中, 董事长和总经理由不同人担任, 董事长代表董事会, 总经理代表管理层, 董事会对管理层监督得到强化, 并且董事长的专职工作增加了其对公司的了解和获得信息的渠道, 使董事会决策更有针对性。管理层若为自身谋利益则不得不与董事会勾结, 成本和难度的增加使得总经理为首的管理团队更大可能集中精力用于公司的经营和管理。

一、理论框架

究竟何种模式有助于改善公司治理效率、提高公司业绩?到目前为止理论界并没有一致的认识。

(一) 基于委托代理理论的“两职分离”假说。

在公司治理结构的研究中, 代理理论认为由于所有权与经营权分离以及人的有限理性和自利性, 代理人受机会主义驱动以牺牲股东利益为代价使个人福利最大化。为了防止代理人“道德风险”和“逆向选择”, 就需要一个有效的监督机制。从现行方式上看, 主要有三种:股东监督、接管市场、高度发达的经理市场。然而, 股东控制经理的手段是有限的和不完善的, 尤其是在股权相对分散时;接管市场可能出于个人和经济势力动机, 使接管活动偏离股东利益;经理市场可能由于在职管理人员抵制, 以及“已知的恶好于未知的恶”的动机, 也不能很好运作。因此, 寻找让所有者改变经理们面临的激励, 显得极为重要。两职分离则有利于强化总经理对相关利益主体利益的关注。如Jensen与Fama (1983) 认为两职兼任会降低董事会监督管理层的有效性, 董事长与总经理应由不同人担任;Pound (1992) 以及Solomon (1993) 等学者认为两职兼任使总经理能够通过制定董事会议程以及控制信息流, 使董事会不能有效履行其职责;Mace (1997) 的研究认为两职合一使管理层有机会影响董事会的结构与任期, 从而降低其治理的效率。

(二) 基于现代管家理论的“两职合一”假说。

在新古典经济学中, 企业被视为完全理性经济人, 在既定市场约束下追求利润的最大化。以此为基础建立的管家理论认为, 所有者和经营者之间是一种无私信托关系, 经营者会按照股东利益最大化原则行事。Donaldson (1990) 从组织行为理论角度来分析经理人行为, 认为公司高层管理人员并非天生机会主义者, 他们需要追求成就感、责任感和认同感, 管理者有强烈动机想将工作做好, 成为公司资产的好“管家”。因而, 管家理论认为董事长和总经理两职合一有助于公司制定和实施各种有效的决策以适应瞬息万变的市场环境, 提高企业的创新能力。

(三) 基于资源依赖理论的“环境不确定性”假说。

Proffer (1978) 等基于动态发展观点将环境变量引入到企业领导权结构设计框架之中提出资源依赖理论, 认为董事会结构受公司规模、资本结构、地方性或者全球性等不确定因素影响较大。强调应根据环境变化适时调整企业领导权结构。董事会作为一种管理外部变量和减少环境不确定性的机制, 其作用随着环境改变而变化, 不能简单地确定董事长与总经理两职是分离好还是合一好, 而要根据企业面对的具体环境来定。

二、董事会领导结构的影响因素

(一) 股权结构对董事会领导结构的影响。

法人股比例高的公司为了加强董事会监督作用, 减少总经理对董事会操纵, 董事长与总经理可能由不同人担任;国有股比例高的公司在面临潜在经营风险时, 首先考虑的是代理问题, 而非放松管制可能增加的收益, 因此也倾向于采用两职分离;同样, 代理风险也是处于转轨时期中国上市公司股东最为关注的问题, 为了降低代理风险, 股权集中度高及大股东控制能力强的公司, 采用两职分离可能性大。

(二) 董事会规模对董事会领导结构的影响。

为了减少信息成本, 董事会人数应控制在一个合理水平上。过少会削弱董事会的作用, 过多会使董事会缺乏效率。两职分离的董事会独立性强, 监督效率高, 因此董事会规模较小的公司宜采用两职分离的领导权结构;两职合一的董事会监督效率较低, 为了强化对经理层的监督, 需要较多的董事人数。

(三) 独立董事及董事会次级委员会设置对董事会领导结构的影响。

独立董事比例越高、次级委员会的设置程度越高, 则董事会运作和监督效率越高, 这时采用两职合一有利于总经理创新能力的发挥;相反的, 若独立董事比例较低或董事会次级委员会设置程度较低, 为了确保董事会监督效率, 应采用两职分离的领导权结构。

(四) 监事会治理质量及利益相关者的参与治理程度对董事会领导结构的影响。

由于公司治理机制之间的相互关联性, 监事会监督以及利益相关者参与治理程度对领导权结构选择也有一定程度影响。在监事会治理质量较高或利益相关者参与治理程度较高的公司中, 两职合一既能保障总经理拥有充分的创新自由与决策权, 又能通过监事会的监督及利益相关者的治理弥补董事会监督不足;相反的, 若监事会监督效率低下以及利益相关者参与治理程度不高, 为了充分发挥董事会的监督作用, 应采用两职分离。

(五) 环境对于董事会领导结构的影响。

企业规模越大, 经营环境变化越激烈, 两职合一有助于给予总经理充分的决策权, 适应快速变化的环境需要;规模较小的公司相对而言业务较为简单, 环境平稳, 两职分离一定程度上避免了总经理权力滥用。

(六) 负债率对董事会领导结构的影响。

财务杠杆是衡量股东与债权人在公司控制过程中相对影响的指标。Zender.f (1991) 研究认为, 债务融资使管理层和投资者在某个事前约定的签约信号出现时, 进行控制权转移:债务融资实际上起到了“相机控制”作用。若负债率过高, 债权人会采取积极措施监督总经理行为, 两职合一有助于全面实现公司价值;而负债率低时, 债权人监督积极性较低, 董事会成为主要监督主体, 两职分离能够更好地实现监督目的。

(七) 生命周期对于董事会领导结构的影响。

成长期的企业, 规模较小, 投资机会较多, 两职合一恰恰满足了成长期企业所需的灵活性, 使经营者排除决策过程中的阻力, 快速将指令传达到各个部门, 抓住高速发展阶段的机会。另外, 两职合一的设置能够很好地发挥经营者的领导才能和个人魅力, 使经营者做好企业的管家, 避免委托代理中的道德风险;成熟期企业规模的扩大将带来业务的复杂化, 加大治理难度, 再加上经营者自身能力和精力的有限, 两职合一的模式会成为企业发展的瓶颈。这时, 企业需要引入具有管理经验和管理能力的职业经理人, 来整体规划企业的发展, 而原先的经营者应该退居董事长职位, 积极引导企业发展。

三、我国上市公司董事会领导结构现状及应对策略

(一) 我国董事会领导结构现状

1、多数上市公司的董事会没有一个最优董事会人员规模。

合理的董事会人员规模有助于解决董事会在沟通和协调上产生的问题, 从而提高公司治理的效率和公司经营业绩。

2、多数上市公司董事会结构不合理, 独立董事的比例小。

这说明在我国上市公司董事会中, 董事的选举没有一个合理的董事市场, 他们一般由公司经营管理者来担任, 或者由和公司有某种关系的人员来担任, 甚至为了照顾要退休的人员而让他们担任公司董事会成员。

3、我国大多数上市公司董事会成员的激励制度不合理, 这里激励制度指董事的持股和董事的薪酬总和。

对于激励制度来说, 激励程度越高, 对公司越具有正面的影响。

4、

由于我国上市公司有很多都是由国有企业直接改制上市的, 在一定的时期董事长兼任总经理的情况很严重, 对独立性产生了不利影响。

(二) 应对策略。

综上所述, 我国上市公司共有特性是董事会成员数量和选举问题、董事激励问题以及独立性问题所以对董事会领导结构设置可以从以下方面进行改善:

1、建立一个完善的外部董事劳动力市场。

董事选举没有公正性和公开性, 不能代表股东利益时, 董事会也就不可能发挥其应有的功效。因此, 董事选举制度要有一个完善的外部董事劳动力市场, 使上市公司能轻松地获得合适的人选来担任公司董事, 专业性和竞争压力也使他们有精力和时间投入到对公司管理层的监督工作中去, 促使管理层的行为符合股东利益, 否则他们就有可能被股东解雇, 因此, 这些董事必然会把个人价值和公司未来联系在一起。

2、长期与短期相结合的董事激励制度。

所谓董事激励制度, 实际上就是降低委托代理关系中代理人的道德风险, 调动董事积极性。传统的董事报酬一般由合同薪水、奖金、利润分成等部分组成, 这种形式的激励有一个缺陷:容易导致董事的短期行为。董事出于个人利益在任期内可能放弃那些短期内会给公司财务状况带来不利影响但是有利于公司长期发展的计划, 从而给股东利益造成损失。所以, 在董事激励制度的设计上, 在给予董事以基本报酬为基础的短期激励的同时, 还应当给予董事股票期权等以市场价值为基础的长期激励。

摘要：董事会领导结构作为公司治理内部机制关键要素之一, 对于公司治理效率和公司业绩的影响受到越来越多的关注。本文从不同角度对这一问题进行阐述, 分析我国上市公司董事会领导结构现状, 并提出应对策略。

关键词：两职设置,公司绩效,问题与对策

参考文献

[1]吴淑琨等.董事长与总经理两职的分离与合一[J].经济研究, 1998.8.

[2]尤金·法马, 迈克尔·詹森.陈郁译.所有权与控制权的分离[A].所有权、控制权与激励——代理经济学文选[C].上海:上海人民出版社, 1998.

[3]李增泉.激励机制与企业绩效.会计研究, 2001.1.

董事会绩效与管理会计 篇2

（2007年3月18日）

今天，我们召开莱钢推进卓越绩效模式暨争创全国质量奖启动大会，全面导入卓越绩效模式，推动莱钢管理全面升级，这对加快莱钢做强进程、实现“建设一流钢铁强企”的战略目标具有重要的里程碑意义。在此，我代表莱钢集团公司对各位领导、专家的到来表示热烈的欢迎！并借此机会，对长期关心支持莱钢建设发展的中国质量协会、中国钢铁工业协会、山东省质量技术监督局、山东省企业联合会等单位和部门的领导表示衷心的感谢！

随着经济社会的快速发展和人类文明的进步，质量观念持续提升，质量领域不断拓展，人们除了对产品质量、服务质量提出了更高的要求外，对生活质量、文化质量、环境质量、发展质量也有了进一步的追求，质量逐步上升为涉及经济社会各个领域的突出问题。在以科学发展、和谐发展为主旋律的今天，各级组织、单位不得不重新审视质量管理问题。企业作为经济社会发展的重要载体，质量是可持续发展的重要支撑，是企业的生命。我们必须从更高、更广的角度来看待质量，实现从注重产品质量、服务质量到追求企业经营发展质量的根本性转变，从以实物产品为中心的小质量观念向以质量文化为基础大质量概念的转变，建立全新的、适应经济社会发展要求并能自觉履行社会责任的现代质量观。

为全面推广卓越绩效模式，推动我国质量管理持续上水平，中国质量协会自2001年成功启动了全国质量奖评审工作。全国质量奖是我国质量领域的最高荣誉，该奖项的评审标准采用《卓越绩效评价准则》，这一准则，体现了科学发展观的深刻内涵，体现了全面质量管理从指导思想到技术方法的变革与创新，是我国质量管理工作发展到一个新阶段的重要标志。学习贯彻这套标准是推进我国企业管理创新的一项重要战略举措，企业导入这套标准，对规范经营管理行为，提高管理质量和效率，快速提升核心竞争力，具有重要的现实意义和深远的历史意义。《卓越绩效评价准则》国家标准，其作用主要体现在两个方面，一是用来评价企业的绩效是否达到卓越的程度。这个标准可以作为国家、行业和地方评定质量奖的依据。二是用来引导企业走卓越经营之路。企业在通过质量管理体系国家标准之后，可以向着更高的质量目标迈进。质量管理体系标准要求企业在生产的各个环节、各个部门之间，建立一个有机的质量控制体系，以此作为现代企业管理的起点。卓越绩效标准为追求卓越的企业提供了科学规范的评价依据，为卓越企业营造了一种保持管理优势的企业文化。在企业内部，表现为员工素质的持续提升和为达到企业目标所做的工作上；在企业外部，表现为企业发展与促进经济、社会、环境和谐发展所承担的责任上。

截止到2006年，全国已有44家企业获得了全国质量奖，其中钢铁企业有5家，分别为：宝山钢铁股份有限公司（2001年）、武汉钢铁股份有限公司（2004）、济南钢铁股份有限公司（2004）、湖南华菱集团涟源钢铁有限公司（2005）、山西太钢不锈钢股份有限公司。莱钢作为全国10大钢铁企业之一，尽管起步较晚，但我们的基础工作已全面展开，并且绩效明显。我们分别于1997年、2001年通过了质量、职业健康安全和环境三个体系的认证工作，成为冶金行业第一个三证齐全的企业。为适应全面质量管理的要求，优化管理模式，2006年初我们又对三个体系进行了科学的整合，并于2006年5月通过国金恒信认证审核。“十五”期间，我们认真贯彻落实科学发展观，加快转变经济增长方式，在实现跨越式发展、跻身全国十大钢行列的同时，工艺和产品结构不断优化，管理水平、产品质量持续提升，主导产品获得了国家和省部级多个奖项，其中热轧H型钢获得“中国名牌产品”称号；热轧带肋钢筋获得“国家免检产品”称号；热轧H型钢、热轧带肋钢筋、热轧钢带、齿轮钢、轴承钢等十种产品获得“山东名牌产品”称号；HRB400热轧带肋钢筋、热轧H型钢、齿轮钢、轴承钢、40Cr热轧圆钢、45优质碳素结构钢六种产品获得“冶金产品实物质量金杯奖”称号；《以提高创造力为核心的学习型企业建设》、《提升钢铁企业发展品质的管理》两项成果分别荣获第十届、第十二届国家级企业管理现代化创新成果一等奖；同时，莱钢先后被授予中国大中型工业企业竞争力百强企业、全国名优产品售后服务优秀企业、国家重合同守信用企业、全国质量管理先进企业、国家技能人才培育突出贡献奖企业、山东省AAA级信誉企业、山东省管理创新十佳企业、国家级AAA级信用企业、山东省安全生产先进企业、山东省环保先进企业、山东省省级清洁工厂、山东省水污染防治先进企业等荣誉称号。2004年，还获得了山东省质量管理奖。这些成绩和荣誉为我们推行卓越绩效模式，争创全国质量奖奠定了良好的基础。

在看到自身优势的同时，我们也要清醒地认识到自身存在的差距和不足，管理工作中还存在一些薄弱环节，特别在产品质量、服务水平、节能减排、循环经济等方面，与国内外先进企业比还有较大差距，还不适应“做强”的要求，企业的整体运营质量和效益还不够理想。在中国质量管理第三次浪潮滚滚而来之际，我们要充分把握机遇，顺势而动，借力而为，让卓越绩效模式在莱钢迅速生根、全面开花结果。但推行卓越绩效模式是一项系统工程，是一项艰巨而持久的工作。“创奖”不是最终的目的，关键是促进我们的整体管理水平迅速与国际接轨，全面提高莱钢的核心竞争力。为确保推进工作顺利开展，在此我提以下几点要求：

第一、进一步统一思想，提高对推行卓越绩效模式的认识。卓越绩效模式是一种将多种管理系统整合为一体的综合管理体系，是一种全面均衡提升组织绩效和能力的先进管理模式，也是一种知己知彼的科学评价机制，它以顾客和市场为中心，以持续改进为动力，从领导、战略、顾客与市场、资源、过程管理、测量分析与改进、经营成果等七个方面指导企业追求卓越，不断提高组织的整体绩效和能力，以期为顾客创造更高的价值。各单位各部门要进一步统一思想，提高认识，更新理念，增强危机意识、质量意识、发展意识、卓越意识，尽快在全集团形成“大质量”理念，掌握系统科学的管理理论、务实高效的管理方法和先进管理工具，使莱钢能够建立持续改进和提升经营质量的优秀管理模式，不断在新的管理平台上实现新的发展。第二、强化学习培训，不断提升团队学习力。任何事物的发展与进步都是在不断的查找问题、发现问题与解决问题中实现，作为一个企业，发现不了问题就是最大的问题。卓越绩效评价准则是自我评价的准则，同时也被专家们誉为企业自我诊断的听诊器，一旦诊断方法为全员所掌握，将会在全公司掀起查找问题、解决问题的热潮，掀起一场不可阻挡的质量管理的革命。各单位、各部门特别是单位、部门的主要负责人，要以本次推进会为契机，在加强自学、深入研究的同时，抓好对干部职工的培训工作。结合创建学习型组织，不断提高学习力、创新力和超越力，将卓越绩效模式运用到莱钢生产经营管理的各个环节，通过对问题的追根溯源，对标准的持续改进，推动企业管理不断升级，促进企业持续健康发展。

第三、坚持系统思考，不断追求卓越。ISO19001:2000《质量管理体系要求》、ISO14001:2004《环境管理体系要求及使用指南》、GB/T28001—2001《职业健康安全管理体系规范》这三个标准均是符合性标准，对产品质量、危险源和重要环境因素的控制具有较强的指导和规范作用，通过“三级监控”机制的实施，莱钢QES管理体系运行有效，绩效明显，顺利通过了认证和监督审核工作；而卓越绩效评价准则是成熟度更高的标准，它兼容了质量、职业健康安全和环境管理的所有要求，所以在卓越绩效模式的推行过程中，我们要本着系统思考的理念，以原有的“三个体系”为基础，以新模式的11个核心价值观为指导，以卓越绩效评价准则为框架，大胆探索，努力实践，创新运用，最终形成独具莱钢特色的卓越绩效模式。

第四、加强组织领导，全员协调配合。推行卓越绩效模式，争创“全国质量奖”不是哪个部门、哪个人的事情，是全集团广大干部职工共同的任务目标。各单位各部门要在指导委员会和领导小组的领导下，学习贯彻好《通知》精神，统筹安排好各项工作，层层落实责任，确保生产经营与推进工作的有序进行；各工作小组要按照评价标准要求，充分发挥好组织协调作用；各有关部门要积极配合，抽调业务骨干参与此项工作，高质量、高标准地完成阶段性工作任务。为确保推进工作的有效开展，推进工作要与公司经济责任制挂钩，推进办公室负责制定卓越绩效模式推进考核细则，并监督执行。全体员工要积极配合咨询专家的工作，在诊断过程中为咨询专家提供真实、详尽、系统的信息资料，根据专家的诊断建议，坚持边检查边整改，不断完善管理机制，优化作业规范，持续提升企业的综合管理素质。

董事会绩效与管理会计 篇3

【关键词】董事会特征 公司绩效 文献

一、背景介绍

董事会特征是进行董事会治理研究的重要方向，旨在通过分析董事会人员的组成以及董事会成员如何执行监督和决策职能，最终起到提升公司业绩的效果。国内不仅对董事会特征要素进行了详细的划分，还对其相互之间的影响做了比较透彻的阐述。学术界研究较多的董事会特征要素有董事会规模、董事会外部董事比例、董事会独立性、董事会薪酬、董事会教育水平、董事会会议次数、董事会持股比例等。

二、董事会规模与公司绩效相关性研究

董事会规模指董事会成员的数目。董事会的规模主要取决于公司规模、董事会运作成本和收益的权衡。董事会规模越小，运作成本越低，然而也容易形成勾结，观点相悖时难达成一致。董事会规模越大，不仅运作成本较高，也容易出现搭便车的现象，但是也会为董事会带来更多的发展思路，降低首席执行官控制董事会的概率。

耶马克等以托宾Q为代表的公司绩效与董事会规模进行实证研究发现，董事会规模较小的公司的市场价值更高，表明作为研究对象的公司应倾向于拥有小规模的董事会。亚历山大等认为，规模相对更大的董事会一般更多样化、更没有凝聚力，此时，首席执行官通过一些策略在与董事会成员的交往中获取权力优势，如结盟、提供有选择性的信息渠道、分化和“征服”等，从而间接控制董事会。普费弗认为董事会规模与董事成员获取资源的能力存在密切的相关关系。皮尔斯等研究表明，加大董事会规模有助于拓宽企业的资源平台，加强企业和外界交流的机会，更利于改善企业绩效。立顿等作为董事会规模研究的前辈，他们认为董事会规模增大的边际协调成本等于董事会规模增加的边际收益时，获得董事会规模的最优值，他们建议董事会规模控制在十人内，最好是八或者九人。

国内学术界关于董事会规模的研究通过董事会规模与总资产收益率、净资产收益率、托宾Q值进行实证分析。孙永祥和章融以沪深两市1998年五百一十七家A股上市公司为研究对象，发现董事会规模与公司绩效存在負相关关系。与现有关于董事会规模研究的文献都不同的是，宋增基等使用04年国内上市公司面板数据进行分析后，发现董事会规模与公司绩效之间并不存在相关关系，他们认为是公司运营环境不同造成的影响，与公司治理机制无关。谢季东用06年沪深两市A股上市公司数据位研究对象，发现公司董事会规模与公司绩效之间存在“倒U”型相关关系，说明董事会规模存在一个最优值，这个结果与Lipton等的研究成果是一致的。魏乐通过对国内首批37家创业板上市公司进行实证研究，发现创业板上市公司董事会规模与公司绩效不存在显著的相关性。

三、董事会构成与公司绩效相关性研究

董事会构成的研究指的是董事会中内部董事和外部董事的构成比例研究，力图保证董事会的独立性，自独立董事制度实施以来，董事会构成的研究方向指向独立董事的有效性和独立董事比例。早在1983年，Fama就指出如果董事会中加入外部董事，因为外部董事的客观公正性，更有助于董事会展现其监督职能，减少代理成本，增加公司收益。邓恩在1987的研究中再次证实了在董事会中增加外部董事比例更有利于董事会发挥监督职能，并且有助于和总经理对立保护股东利益。皮尔斯等研究证明董事会独立性与公司绩效之间存在显著的正相关关系。

巴特勒等以1970-1980 年间的266家美国大公司为研究对象，进行实证研究证实独立董事比例与公司绩效之间存在微弱的相关关系。Hermalin等通过用不同的公司财务指标证实，独立董事比例的大小与公司绩效之间并不存在显著的正相关关系。

董事会构成的研究主要围绕董事年龄、素质、性别、内外部董事分布以及独立董事比例展开的。张娜等通过对国内14家上市银行2006年-2009年三年间的面板数据进行描述统计和模型检验后，发现这14家银行女性董事占董事会比例为百分之八，低于我国上市公司女性董事比例的平均水平，并且独立董事和女性董事与银行绩效之间都存在显著的正相关关系，体现了现代董事会结构的多元化。王艾青和王涛在对国内2006年沪深两市前100家上市公司的实证研究过程中，发现无论从专业知识的广度和深度看，所研究的百家公司的董事会成员较国外欠缺。龚辉锋研究表明女性董事和董事教育水平都与公司绩效正相关，为上市公司通过改变董事会性别和学历结构谋求企业发展提供了依据。

王晓静和陈志军以国内二十四家集团上市公司为研究对象，发现集团上市公司独立董事并没有发挥其监管职能。魏乐通过对首批创业板上市公司进行实证研究发现，创业板上市公司独立董事比例与公司绩效之间没有显著的相关关系。魏红梅通过对广东省一百二十七家上市公司进行实证研究发现，上市公司独立董事比例与公司绩效存在显著的负相关关系。牟丹轲通过选取创业板上市公司半年度和年度财务数据进行回归分析，也得出创业板上市公司独立董事与公司绩效无关的结论，契合创业板上市公司独立董事的“花瓶式现象”。

四、董事会结构与公司绩效相关性研究

董事会领导结构的研究主要集中在董事长和总经理“二职合一”与否对公司绩效的影响。二职合一有利于减少委托代理成本，改善公司业绩，相反二职合一可能造成“一枝独秀”的现象，大股东控制公司，削弱中小股东的利益。但是Fama等的研究却表明两职分离更有利于减少现代大型公司组织结构的代理成本。二职合一也不利于董事会发挥其监督职能，自己监督自己难免没有出错的时候，詹森的研究也表明二职合一的公司，经理层更容易控制董事会，董事会的监督职能更容易失效，相反二职合一有助于战略决策的准确实施，减少中间环节错误传达的成本。

布雷克利指出虽然两职分离增强了董事会的独立性，更有利于董事会行使监督职能，但是两职分离会增加公司的代理成本、信息成本以及其他成本，对于大多数公司而言两职分离带来的这些成本之和大于带来的监督优势收益。他认为两职分离与否对公司业绩的影响没有明显差别，其研究对象中百分之二十公司选择两职分离，剩余的公司仍然选择两职合一，所以他认为两职合一可能已经成为美国公司的传统选择。

最新的实证研究更倾向于认为在快速变化的经济环境中，采用两职合一的领导权结构更有利于改善公司绩效，反之，在稳定的经济环境中，适用于两职分离的领导权结构。

国内关于董事会领导结构的研究发现总经理兼任董事长或者总经理与董事长是一致行动人的现象普遍存在。王艾青和王涛的研究表明沪深两市百强上市公司董事长兼任总经理的现象非常严重。刘泓和魏文斌对科技型中小企业进行研究表明，董事长与总经理两职兼任情况与公司绩效之间不存在显著的相关关系。陈梅以国内一百五十二家信息技术业上市公司为研究对象发现，行业类两职合一公司不多，多数采用两职分离的领导结构，实证结果表明两职合一的董事会领导结构与公司绩效之间存在正向相关关系。张娜等研究表明银行业董事长和总经理兼任与公司绩效之间存在负相关关系。综合说明了国内不同行业内董事会领导结构对公司绩效的影响差距较大。

参考文献：

[1]安徽，韩志勇，洪莹莹.董事会的特征与公司绩效关系[J].现代企业，2009，（3）.

[2]郭明星.创业板上市公司董事会特征与公司绩效关系研究综述[J].物流工程与管理，2011，（8）.

上市公司董事会特征与公司绩效 篇4

上市公司所有权与经营权的分离会导致经营者与股东之间的信息不对称, 经营者作自利的经济人, 有可能为了自身的利益而损害股东的利益, 这种代理问题将产生较大的代理成本, 从而损害公司的价值。在公司中, 除经营者与股东之间存在代理问题外, 还存在大股东或终极控制股东利用自身优势掠夺广大中小股东的问题, 学术界把这一代理问题称为第二类代理问题。H art (1995) 认为, 只要组织中存在代理问题, 且当交易成本太大使代理问题不能通过合约解决时, 则组织中一定存在公司治理问题。从现实的情况来看, 公司治理作为一种制度安排, 对公司绩效和公司利益相关者保护的决定性意义已经成为社会共识。上市公司董事会作为联结股东与经营者之间的纽带, 是公司治理机制的重要组成部分, 其治理效果直接影响公司治理的整体效果。本文试图检验董事会特征与公司绩效之间的关系, 为提高董事会的治理效率提供经验证据。

二、研究设计

(一) 研究假设参考已有研究成果, 本文提出如下研究假设:

(1) 董事会成员持股比例与公司绩效。由于董事会代表股东大会行使经营决策权力, 上市公司的控制权实际由董事会成员掌握;当董事会成员不持股时, 则董事会的控制权为廉价的控制权, 因为董事会不必为决策失误承担任何损失;反之, 若董事会一部分成员持股, 则剩余控制权与剩余索取权相匹配, 一定程度上可以抑制董事会的非理性行为。由此可以推测, 董事会成员持股比例越大时, 董事会在进行决策时就会越理性, 越有助于公司业绩的提升。M orck等 (1988) 将董事会成员持股比例上升时带来的企业业绩增长称为利益趋同效应 (A lignm ent Effect) 。根据以上分析提出假设:

H1:董事会持股比例与公司绩效正相关

(2) 董事长与总经理两职合一与公司绩效。董事长是否应当兼任总经理, 被称为董事会的领导结构。代理理论 (A gency Theory) 积极主张采取“两职分离”的领导结构。Jensen (1993) 指出:“董事长的功能是召开董事会会议并监督雇佣、解雇、评估以及给予总经理报酬的整个过程。显然, 由于总经理的自利行为不能执行这项功能。没有一个具有独立性领导的指引, 董事会很难完成这个十分关键的功能。因此, 为了使董事会有效, 总经理和董事长的职位相分离是十分重要的。”然而, 与代理理论观点不同的是, 乘员理论 (Stewardship Theory) 认为, 如果公司管理人员本身处于全员合作的状态之下, 董事会则退居于辅助决策的角色, 并致力于保证公司行权的连续性和战略的顺利实施 (D onaldson and D avis, 1994) 。因此, 若公司处于全员合作状态, 那么董事长与总经理两职合一是更有效率的领导结构。相反, 若董事长与总经理两职分离使得公司领导人变得模糊, 权职不清, 同时也可能会增大董事会会议意见协调问题, 增大了成本, 不利于企业价值提升 (王鹏等, 2009) 。根据以上分析, 提出以下两个竞争性假设:

H2a:董事长与总经理两职合一与公司绩效负相关

H2b:董事长与总经理两职合一与公司绩效正相关

(3) 独立董事比例与公司绩效。在董事会成员中, 那些不持股的外部董事即为公司的独立董事。中国证券交易监督委员会于2001年8月21日颁布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》, 指导意见强调了独立董事在公司决策的过程中预防或制止大股东损害中小股东利益的职责。独立董事的比例越高, 则董事会的独立性越强, 董事会受大股东控制的可能性就越小, 越有利于保护广大公众股东的利益, 董事会的治理效率可能越高, 越有利于企业价值的提升。近年来大量的实证研究证明, 独立董事在上市公司中发挥了极积的作用。胡奕明和唐松莲 (2008) 验证了董事会中独立董事占比越高, 则上市公司盈余信息质量越好。赵德武等 (2008) 研究发现, 独立董事监督力对盈余稳健性有显著正向影响。王跃堂等 (2006) 研究发现, 独立董事比例与公司绩效显著正相关。当然, 也有一些研究并没有发现独立董事与公司绩效之间的显著正相关关系, 这可能主要是由于内生性问题导致的。上市公司聘用独立董事的规模会受到公司特征因素的影响, 如公司规模、四委会的数量 (审计委员会、提名委员会、薪酬委员会和战略委员会) 以及第一大股东的持股比例等, 而这些因素也会影响公司业绩, 因此, 可以认为在控制这些因素后, 独立董事比例的提高对公司绩效的提升有积极的影响。根据以上分析, 提出以下假设:

H3:在控制公司有关特征因素的影响后, 独立董事比例与公司绩效正相关

(4) 董事会规模与公司绩效。Provan (1980) 研究结果表明, 董事会规模与公司绩效正相关;Zahra和Stanton (1988) 认为, 董事会规模与公司绩效无关;而Y erm ack (1996) 则发现, 董事会规模与公司绩效负相关;宋增基等 (2009) 没有发现董事会规模与公司业绩之间存在显著关系。这些实证研究结果之所以不同, 可能是因为董事会规模与公司业绩之间并不是显著的线性关系, 还可能与样本的选择以及公司绩效的度量有关。《上市公司治理准则》规定:董事会的人数及人员构成应符合有关法律法规的要求, 确保董事会能够进行富有成效的讨论, 作出科学迅速和谨慎的决策。根据这一规定, 可以推测, 若上市公司董事会的人数比较大, 且这些董事之间专业知识不同, 能够形成互补, 这将有利于提高董事会的效率;但从另一个角度, 若董事会成员过多, 则容易造成董事之间的沟通和协调的困难, 董事会很难作出科学迅速的决策, 并且若这些董事在专业知识和管理经验上不存在互补性, 那么较大的董事会规模显然会降低董事会的效率, 从而影响公司价值的提升。因此, 理论上董事会规模对公司绩效的影响存在两面性, 公司的董事会规模应当存在一个合理的值, 超过该值时, 则董事会效率下降, 并可能最终导致公司绩效下降。基于以上分析, 提出假设:

H4:董事会规模与公司绩效之间呈倒U型关系

(二) 样本选择

本文以2002年至2009年沪深两市A股上市公司为研究样本, 在剔除金融业上市公司以数据不全的公司后, 共得到8034个观测值。董事会数据来自于CCER D A TA数据库, 其它数据来自于CSM A R数据库, 数据分析采用Stata11.0。

(三) 变量定义

关于因变量的衡量。以Tobin Q作为公司绩效的代理变量, 采用苏启林和朱文 (2003) 、汪辉 (2003) 等方法计算, 计算公式及变量定义见 (表1) 所示。关于控制变量的选取。高雷和宋顺林 (2007) 认为董事会的效率不仅取决于董事会的规模、独立董事的比例, 还与四委会 (即审计委员会、提名委员会、薪酬委员会和战略委员会) 的个数及有效性有关。夏立军和方轶强 (2005) 认为公司绩效与第一大股东持股比例呈U型关系, 与治理环境呈显著的正相关关系。徐莉萍等 (2006) 的研究结果表明, 股权制衡度、公司规模均对公司业绩有影响, 因此在设计研究模型时, 将这些变量作为本文的控制变量。采用樊钢、王小鲁和朱恒鹏编制的《中国市场化指数———各地区市场化相对进程2009年报告》中的市场化进程指数来衡量治理环境;由于该报告仅对2007年之前各地区的市场化进程指数进行了计算, 而本文的研究样本至2009年, 考虑到各地区的市场化进程相对稳定, 因此, 本文采用2007年的数据来替代2008及2009年的数据;孙铮等 (2004) 、夏立军和方轶强 (2005) 以及高雷和宋顺林 (2007) 均采用了类似的做法。

注:a、b分别表示在1%和5%显著性水平上显著。

(四) 模型构建

本文在宋增基和张宗益 (2003) 及王鹏等 (2009) 的研究模型基础上, 构建本文假设检验模型, 具体模型如下:

R O A=α0+α1DSHARE+α2DUAL+α3DI+α4DS+α5DSSQ+α6CN+α7TOP+α8TOPSQ+α9SR+α10SIZE+α11M A R K ET+ε

三、实证结果分析

(一) 描述性统计

(表2) 报告了主要变量的描述性统计结果。样本公司绩效 (Q) 的均值为1.740, 最小值为0.230, 最大值为393.013, 且标准差较大, 说明Q存在异常值;为此, 对Q在1%和99%分位数上分别进行W insorize处理, 以消除异常值对研究结果的影响;处理后Q的均值为1.585, 最小值为0.896, 最大值为6.018, 标准差为0.841。从D SH A R E、D I以及D S的最大值、最小值、均值和标准差来看, 说明不存在异常值。哑变量D U A L的均值为0.136, 说明样本公司中董事长与总经理两职合一的比例显著低于两职分离的比例。

(二) 相关性分析

(表3) 报告了主要变量的pearson相关系数。董事会持股比例、两职合一、独立董事比例与公司绩效呈显著正相关关系, 支持了H 1、H 2b和H 3。而董事会规模与公司绩效呈显著负相关关系, 因此, 对于H 4有待检验。另外, 测试变量以及控制变量之间的相关关系比较小, 说明相互之间不存在严重的共线性。

(三) 回归分析

采用普通最小二乘估计 (O LS) 对回归模型进行回归分析, (表4) 报告了回归结果。回归模型的最大V IF为2.96, 说明测试变量及控制变量之间不存在较大的共线性;D W统计量的值为1.88, 说明回归残差之间不存在自相关问题;采用异方差———稳健性标准误来计算t值, 防止异方差对回归结果造成的影响;以上数据说明, 本文的研究结果是可靠的。 (表4) 结果显示:第一, 与预计的结果一致, 董事会成员的持股比例 (D SH A R E) 与公司的绩效显著正相关, 说明要提高董事会的治理效率, 提升公司绩效, 必须使董事会的剩余控制权与剩余索取权相匹配, 否则董事会对公司的控制权将成为廉价的控制权, 将导致董事会的非理性行为, 因而验证了H 1。第二, 董事长与CEO两职合一 (D U A L) 的回归系数显著为正, 与王鹏等 (2009) 的研究结果一致, 说明两职合一的公司绩效更好, 因而支持了H 2b;研究结果支持了乘员理论, 而非代理理论, 说明上市公司管理层大多能考虑公司的利益, 合作状态比较好, 两职分离增大了协调与沟通等交易成本, 从而降低了公司绩效。第三, 独立董事所占的比例 (D I) 与公司绩效显著正相关, 回归结果支持了H 3, 说明董事会独立性越好, 越不容易被大股东控制, 从而越能够站在公司价值最大化的立场对公司进行管理, 有利于提升公司绩效。第四, 从模型 (1) 的结果来看, 董事会规模 (D S) 与公司业绩并不存在显著的倒U型关系, 因而H 4并没有得到验证;从模型 (1) 和模型 (2) 的结果来看, 董事会规模与公司绩效之间存在显著的负相关关系, 可能的解释是董事会规模的增大对公司绩效的负面影响显著大于其正面影响, 即董事会规模增大所带来的沟通与协调成本显著高于董事会成员之间专业与经验互补所带来的收益。第五, 在控制变量方面, 公司四委会设立的数量 (CN) 有对公司的绩效产生了积极作用。与夏立军和方轶强 (2005) 的研究结果一致, 大股东持股比例 (TO P) 与公司绩效之间呈U型关系;治理环境 (M A R K ET) 与公司绩效之间呈显著正相关关系。与徐莉萍等 (2006) 的研究结果一致, 股权制衡度 (SR) 与公司业绩显著正相关。公司的规模 (SIZE) 越大, 则公司的业绩越差;这与宋增基和张宗益 (2003) 的研究结果一致, 可能的原因是:公司的规模越大, 则公司的股东越分散, 那么中小股东监督大股东及公司董事会的意愿就越弱, 因为监督是有成本的, 因而大家都想让其他股东监督, 而自己搭便车, 如此就越容易导致公司董事会和大股东的非理性行为, 从而影响公司业绩。

注:为了防止异方差对回归结果的影响, 根据异方差--稳健性程序计算的异方差--稳健性标准误来计算t值;为了防止变量的二次方造成的共线性问题, 对D S和TO P分别进行中心化, 然后再计算其二次方;***p<001、**p<0.05、*p<0.1, 双尾检验。

四、结论与启示

本文以2002年至2009年A股上市公司为研究样本, 对董事会的治理效率进行了实证分析, 研究结果表明:董事会持股比例与公司绩效显著正相关;董事长与总经理两职合一与公司绩效正相关;独立董事的比例与公司绩效显著正相关;董事会规模与公司绩效之间不存在倒U型关系, 董事会规模越小则公司绩效越好。董事会成员持股有助于促进董事会的治理效率, 提升公司绩效, 但由于上公司董事会成员具有信息优势, 因而其会利内幕信息在其持股变动时谋取私利, 因而在董事会成员持股变动的情况下, 上市公司遵循相应的信息披露规则, 证券监管部门要对上市公司披露的董事会成员持股变化情况进行监督和检查。研究结果表明, 上市公司的全员合作状态较好, 董事长与总经理的两职合一, 有利于降低董事会与管理层之间沟通与协调成本, 更有利于董事会进行科学、迅速的决策, 符合上市公司治理的根本目标, 有利于公司价值最大化目标的实现。研究结果证实了独立董事制度在上市公司的治理中发挥了积极的作用, 促进了上市公司效率的提高;同时相关监管部门应当建立有利于独立董事行使职权的保障性制度措施, 使独立董事在维护公司整体利益的同时, 更关注广大中小股东的利益。理论与实证分析的结果表明, 过大的董事会规模容易造成董事之间的协调困难及搭便车问题, 降低了董事会的效率, 上市公司应根据自身特征确定董事会的合理规模, 从而提升董事会效率和公司绩效。

参考文献

[1]高雷、宋顺林:《公司治理与公司透明度》, 《金融研究》2007年第1期。[1]高雷、宋顺林:《公司治理与公司透明度》, 《金融研究》2007年第1期。

[2]胡奕明、唐松莲:《独立董事与上市公司盈余信息质量》, 《管理世界》2008年第9期。[2]胡奕明、唐松莲:《独立董事与上市公司盈余信息质量》, 《管理世界》2008年第9期。

[3]宋增基、张宗益:《中国上市公司董事会治理与公司绩效实证分析》, 《重庆大学学报 (自然科学版) 》2003年第12期。[3]宋增基、张宗益:《中国上市公司董事会治理与公司绩效实证分析》, 《重庆大学学报 (自然科学版) 》2003年第12期。

[4]宋增基、卢溢洪、张宗益:《董事会规模、内生性与公司绩效研究》, 《管理学报》2009年第2期。[4]宋增基、卢溢洪、张宗益:《董事会规模、内生性与公司绩效研究》, 《管理学报》2009年第2期。

[5]王鹏、张俊瑞、李彬:《董事会结构与企业价值关系研究——基于能力视角的经验证据》, 《山西财经大学学报》2009年第12期。[5]王鹏、张俊瑞、李彬:《董事会结构与企业价值关系研究——基于能力视角的经验证据》, 《山西财经大学学报》2009年第12期。

[6]夏立军、方轶强:《政府控制、治理环境与公司价值——来自中国证券市场的经验证据》, 《经济研究》2005年第5期。[6]夏立军、方轶强:《政府控制、治理环境与公司价值——来自中国证券市场的经验证据》, 《经济研究》2005年第5期。

[7]徐莉萍、辛宇、陈工孟:《股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响》, 《经济研究》2006年第1期。[7]徐莉萍、辛宇、陈工孟:《股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响》, 《经济研究》2006年第1期。

[8]Oliver Hart.Corporate Governance:Some Theory and Implications, The Economic Journal.1995.[8]Oliver Hart.Corporate Governance:Some Theory and Implications, The Economic Journal.1995.

董事会绩效与管理会计 篇5

关键词：独立董事；公司绩效；实证研究

1 引言

1.1 独立董事的含义

不同国家之间对于独立董事的定义是不一样的，并且中国证券监督管理委员会出具规定“建议在上市公司中建立独立董事”，因此独立董事是在公司里除了担任独立董事外不再担任其他职务，并且是跟能妨碍其进行客观判断的公司和大股东都没有关系的人。独立董事的概念决定独立董事必须是非常独立的，并且他除了拥有在公司的职位外跟公司里其他能影响他工作的任何事情都没有关系。

尽管独立董事是董事会的成员，但是他并不是执行董事也不拥有任何其他职位。他们主要有三种类型：一是从大公司、政府退下来的经营管理方面的人才；二是具有财务（含会计、审计、资本经营）、律师等方面专业的人才；三是化工、电子、生物等高层次方面的技术人才。

1.2 独立董事的独立性

独立董事之所以被称为“独立董事”，就在于其具备独立性。独立董事制度的效用有多大，很大程度上取决于其独立性有多高。正如有学者指出的那样，“独立性是独立董事制度的生命”。独立性是独立董事制度的前提和基础，是独立董事的根本属性，是独立董事最基本的和核心的品格，也是独立董事制度最重要的法律特征。

独立董事只能够利用他们真正的独立性来提高效率。如果没有独立性，现有的管理层和股东之间的利益冲突会影响他们判断的客观性和公正性。

独立董事有形式上的独立性和实质上的独立性。所谓形式上的独立又可称为外在的独立性，是针对第三者而言的，即独立董事必须在第三者面前呈现出一种独立于经理层与内部董事、大股东及公司的身份。形式上的独立可以依靠对独立董事的任职资格加以限定来实现。

但形式上的独立只是“独立性”得以实现的必要条件，而非充分条件。真正的独立，还必须同时满足实质上的独立，即要求独立董事与经理层和内部董事、大股东及公司之间必须毫无利害关系，不存在任何可能影响其做出客观、独立判断的事务。人们对独立董事“独立性”的质疑，正是源于对其实质性独立的疑惑。为了使独立董事有动力去履行职责，需要为其提供与其承担责任相对称的补偿或报酬。但这样又使独立董事与经理层和内部董事、大股东及公司之间存在利益上的关系，可能影响其实质上的独立。这点正是人们对独立董事制度质疑的焦点，也是解决的难点。

2 文献综述

中国属于转轨经济国家。在社会主义计划经济制度向市场经济制度转轨时，由于权力在政府与市场间的重新配置，导致了经济体制根本性变革，进而引致公司治理模式的变革。中国公司的治理模式由行政型治理转为经济型治理，产生了内部控制、外部治理虚化、内部治理弱化等问题。引入独立董事制度，无疑是证监会为了弥补这一缺陷，健全、完善、规范上市公司治理结构所采取的重要举措。从2001年我国全面引入独立董事制度以来，独立董事能否提高公司的经营绩效一直是学者们争论不休的话题。从实证研究的结果来看，主要分为以下三种观点：

2.1 独立董事制度与公司经营绩效不显著相关

李有根（2001）将上市公司的董事会构成分为内部董事、法人代表董事、专家董事和专务董事，分别以净资产收益率和资产收益率作为经营绩效的替代变量做回归分析，结果显示专家董事的构成与公司绩效没有显著的相关关系。胡勤勤和沈艺峰（2002）以CAR和托宾Q值作为公司绩效替代变量，发现无论是线性模型还是二次曲线模型都无法得到比较显著的相关关系。高明华和马守莉（2002）以独立董事的比例作为独立性的替代变量，以净资产收益率和EPS作为经营绩效的替代变量，得出相同的结论，但他们同时指出，独立董事制度是有利于公司治理结构的完善和绩效的提高的，之所以得出这样的结论正是我国制度不完善的体现，因此提出了完善我国独立董事行权制度环境的措施。宋曾基、陈全和张宗益（2007）以6家上市股份制商业银行为样本，选取2002—2005年的数据，选择总资产收益率和每股收益来衡量公司业绩，　得出无论是Spearman检验还是Pearson检验，独立董事的比例对银行业绩都有促进作用，但这种作用不明显。他们认为当期独立董事的作用在下一期才显示出来。

2.2 独立董事制度与经营绩效存在非线性相关关系

陈宏辉，贾生华（2002）认为，随着独立董事比例提高，董事会决策公正性效率提高，但决策适用性效率降低。在效率替代作用影响下，董事会独立性高低与董事会决策效率（进而影响经营绩效）不存在线性关系，而是倒U型关系。

2.3 独立董事制度与经营绩效存在显著的相关关系

李常青，赖建清（2004）采用净资产收益率、EPS和EVA作为衡量公司绩效的指标，得出独立董事比例与公司绩效负相关的结论。陈旭东和迟丹凤（2007）采用面板数据模型，从多个角度考察独立董事与公司业绩的相关性，并测试了独立董事比例的大小对公司业绩的影响。研究发现，当独立董事逐渐成为董事会中的多数甚至绝对多数时，独立董事比例与公司业绩负相关。

原因归纳如下：一是上市公司绩效下降也许正是独立董事发挥监督作用的体现。因为现在的上市公司利润操纵现象严重，常常通过虚列收入和费用、关联方交易、提前或者延后确认等手段粉饰利润。随着独立董事的引入，监督功能凸显，这些上市公司不得不显露其真实面目，从而导致绩效下降。二是独立董事制度在我国还是新生事物，历史较短，其作用也许并未显现。三是独立董事的“独立性”可能很难保证，独立董事的决策信息依赖于公司内部人，因此独立董事可能反而成为内部人侵占其它股东利益的“合法保护伞”，加剧了代理成本；而且独立董事的聘任机制也是决定其独立性的重要缘由。王跃堂，赵子夜等（2006）以资产收益率为经营绩效替代变量，发现独立董事比例与公司绩效显著正相关。说明独立董事制度开始发挥作用，独立董事一方面监督企业遵纪守法，另一方面为企业提供决策支持，从而使得独立董事越多的企业，经营绩效越好。

通过分析对比，我们发现：证明独立董事制度与公司经营绩效不存在相关关系的文章大多都是在2001——2003年，因为以2001年8月16日为分界线，上市公司的独立董事制度建设可分为自发性变迁阶段和强制性变迁阶段。在2001年度，出于对国家制度建设的反应与“达标”的考虑（新设独立董事的公司可能并不是基于提升治理效率的考虑），有290家上市公司在2001年度新设立了独立董事制度，这个数字几乎是前几年的4倍多。很难说这种为应付制度规定而设立的独立董事制度会起到预期的治理作用。因此，此时的独立董事制度存在着治理软约束的现象。即当时实行的独立董事制度不会对当期和后续期间的公司绩效产生显著的正向影响，这表现在独立董事的比例数与公司绩效不存在统计意义上的正向联系。

上述文献都主要是从董事会的独立性（独立董事在董事会中的比例是独立性的一个评价标准）与公司绩效相关性的角度来研究，从而检验独立董事制度的有效性。却存在着很多局限性：首先，独立董事制度引入的根本目的是改善公司的治理结构，公司治理水平的提高不仅仅由绩效水平来评价；其次，衡量公司绩效水平的指标很多，上述文献用到了净资产收益率、资产收益率、托宾Q、EPS和EVA，它们在中国市场的适用性值得商榷，比如净资产收益率、资产收益率这类会计指标，公司为了达到增发配股的监管要求，多有盈余操纵的成分；而在中国资本市场尚不成熟，加之大多数国有股和法人股不能上市流通的情况下，托宾Q的使用也缺乏合理性和可行性。最后，由于中国市场的特殊性，引入独立董事制度要达到双重目的，它对公司绩效的影响可能要比美国市场或者其他市场要复杂得多，可能不仅仅表现为简单的线性关系或者二次曲线关系，还有待我们去进一步研究、探讨。

3 总结

我们知道，独立董事是一个群体，也可以说是一个市场，除了独立董事占董事会的比重外，还有许多结构特征值得进一步研究。

近年来，学者们在肯定独立董事制度的前提下，开始将研究细化，深入到独立董事的具体构成，比如学术背景，政治背景，声誉，年龄及性别结构等方面进行分析。王跃堂等（2006）发现，独立董事的声誉能够显著促进公司绩效，而行业专长、政治关系与经济管理背景与公司绩效无关。周繁，谭劲松等（2008）通过研究独立董事“跳槽”的原因，得出上市公司知名度和任职风险等声誉因素，而不是经济激励方面的因素，影响独立董事“跳槽”，进而提出要发挥治理效应，需要建立配套的独立董事绩效评估机制和声誉激烈约束机制。杨雄胜等（2007）做了一个比较有意思的研究，他们通过对比独立董事与上市公司同城和异地，看其发挥作用有无显著差异，最后得出独立董事工作地和任职公司所在地分处不同地方，相对于同地，独立董事更加独立，发挥作用更大的结论。魏刚等（2007）通过探讨独立董事的背景与公司经营绩效的关系，得出来自高校和研究机构的独立董事比例与公司业绩不存在显著正相关关系，而在“关系为王”的论断支持下，得出来自政府和银行背景的独立董事越多，公司经营业绩越好。同时也发现独立董事年龄对经营绩效没有什么影响。

参考文献

1 高明华，马守莉.独立董事制度与公司绩效关系的实证分析——兼论中国独立董事有效行权的制度环境.南开经济研究.2002（2）

2 李常青，赖建清.董事会特征影响公司绩效吗.　金融研究.2004（5）

3 王跃堂，赵子夜.董事会独立性是否影响公司绩效.　经济研究.2006（5）

4 魏刚，肖泽忠，　NickTravlos，邹宏.独立董事背景与公司经营绩效.经济研究.2007（3）

董事会绩效与管理会计 篇6

关键词：董事会特征,公司绩效,董事会规模,董事会独立性

董事会是公司治理最重要的核心, 是一个重要的决策和监督机构。一个运作良好的董事会能够提高公司的管理效率和公司绩效。董事的各项特征对公司绩效有着不同的影响, 因而一个好的董事会能带领一个优秀的经营团队为公司取得良好的业绩。但是什么样的董事会特征能够提高它自身的效率, 进而提高公司绩效呢?一直以来, 这个问题都是各国诸多学者和管理组织关注的焦点。在国外, 对于董事会特征与公司绩效的研究已有一定的成果。但与西方财务界相比, 我国在董事会研究方面深度和广度都略有不足。本文是从董事会的特征中选取相对重要的几项特征对公司的绩效的不同影响进行研究。

一、董事会特征及其主要表现

董事会特征是上市公司在遵循法律的前提下区别于其他公司特点, 它排除了由制度所决定的各个上市公司董事会所共有的特点。它包括董事会规模、结构、董事会会议频率、董事激励、董事会多元化、透明度、年龄与知识结构特征等。笔者仅通过董事会的规模、董事会结构、董事会的开会次数、两职设置、董事激励五个方面研究董事会的特征与公司绩效的相关性。

二、董事会的各项特征与公司绩效的相关性

(一) 董事会的规模与公司绩效的相关性

董事会规模对公司绩效的影响成倒U型。董事会规模是董事会治理的重要特征之一, 它要承担公司一般重大问题的筹划与决策。因此, 如果董事会的规模过大, 会导致董事会成员之间沟通和协调出现问题, 并且会阻碍董事会功能的正常发挥, 进而影响公司绩效。例如董事之间有可能不再坦率的批评或阻止总经理的错误决策和行为, 或者不在客观的对总经理的工作业绩进行评价, 在评价的过程中产生迟疑, 这样就容易导致董事会被总经理控制的局面, 降低了董事会的独立性。此时董事带着事不关己的态度, 对总经理的监督和控制、战略规划等重大事件产生漠视, 导致董事会失去原本的意义, 变成了总经理的橡皮图章和工具。而太大的董事往往会有很多外部董事, 他们最注意关心自身的名誉。因此, 他们会阻止一些有风险但效益好的项目。

董事会的规模变大, 有利于其治理能力的上升, 但当达到一定规模后, 沟通和协调的负效应将会大于正效应, 从而影响了其治理功能, 导致其功能下降。因此, 董事会的规模与公司绩效存在倒U的关系。

(二) 董事会的结构与公司绩效的相关性

董事会的结构主要会对公司的战略功能和控制功能产生影响, 从而影响公司业绩。在战略功能的影响主要体现在由于一般公司的战略决策都是由CEO与高级管理人员商议决定的, 董事会参与战略决策过程只有在一些特殊的情况才会出现, 如:CEO的撤换、公司并购等。但随着市场竞争的日益激烈, 许多公司因为经营不善而破产。这种“搭便车”的董事会受到很多人的质疑, 而使董事会参与战略决策的程度逐渐提高。有关数据统计发现, 董事会战略功能占董事会所有工作的25%。可见, 董事会对公司战略决策的参与是其影响公司业绩的重要途径, 也是其发挥战略功能的主要形式。这其中外部独立董事会的增加将会影响董事会整体的独立性, 确保董事会治理功能的实现。Beasley (1996) 研究发现, 随着外部董事比率的提高, 公司管理层舞弊的可能性减少。Hermalin和Weisbach (1988) 研究表明独立董事所占比例越高, 能够增加董事会监督管理者的有效性, 董事会的决策行为更加有利于公司发展。由此可见, 在董事会中, 独立董事会所占的比例越高越有助于加强董事会的客观性和独立性, 以便更好的对执行董事的行为进行监控。

在控制功能的影响主要体现在CEO与董事会之间的冲突, 这也是公司治理面临的最严峻问题之一。首先, CEO希望有一个独立性差的董事会, 而董事会则希望保持自己的独立性。有关研究表明, 当CEO对董事选举过程的控制能力越强, 董事会的独立性将越差。另外, CEO的变更也会影响董事会的独立性。

(三) 董事会的会议次数与公司绩效的相关性

董事会的行为主要通过董事会的会议次数来体现、来完成对总经理的监督, 进而使经理层依据股东利益行事。当要制定公司战略、更换CEO、决议其他重大事项等都通过董事会会议形式实现。

在董事会会议上往往采用表决权, 通过一定得董事会程序, 经全体董事过半数的规则来决议。董事会的会议次数往往从侧面反映了董事会的行为特征, 也会影响公司治理和公司业绩。同样公司的业绩也会影响董事会的会议次数。Vafeas (1999) 研究了董事会的会议次数与公司价值的关系, 并得出它们成负相关关系。

运营状况良好的公司的董事会的行为, 会议次数应该相对较少, 董事会在规则的运营中履行他们的职责。而高次数的董事会会议可能是对公司较差经营绩效的反应。在一些民营上市公司, 实际上大股东控制了董事会的内容和结果;而董事会会议成为一种形式, 并没有真正发挥它的作用。

由于我国民营上市公司董事会会议处于形式主义, 并未完成对公司经理的监督, 使其依据股东利益形式的促进作用, 更多的是出于对公司较差经营绩效的反应。

(四) 两职设置状态与公司绩效的相关性

董事长和CEO这两个职位是两职合一, 还是两职分离的领导结构也是衡量公司董事会独立性的重要指标。董事长的职责是雇佣和解聘公司经理、对管理层进行考核和评价及对薪酬计划进行制定。而关于两职是否应该分离, 理论界存在着激烈的争议:一方面, 同意两职合一的学者认为, 根据经营活动的特点, 为了减少风险必然要赋予经理人员相当程度的随机处置权, 从而使企业能与环境的变化保持一定的协调性;另一方面, 同意两职分离的人们认为, 如果两职合一将会使CEO等高层执行人员的权利过大, 削减了董事会监督高层管理人员的有效性, 而且会对股东的利益造成威胁。

目前, 在国内对公司治理的众多规范论述中, 董事长和CEO这两职兼任被认为是阻碍公司绩效提高的一个重要因素。董事长和CEO两职分离在很大程度上提高了董事会的独立性。而两职合一则会削弱董事会的独立性, 导致董事会对管理层的监督效果减弱, 进而降低了治理绩效。此时的他往往会从自身的利益出发, 而不是考虑如何使公司的价值最大化。因此, 为了防止出现CEO控制整个董事会的局面, 应该采取两职分离, 即董事长不担任CEO, 公司的CEO也不能做董事长。这样才会使董事会的独立性增大, 才会起到对高层管理人员监督的效果, 并能较公正的对CEO的工作效果进行评价, 加强了公司的治理机制, 进而加大了对公司绩效的影响。

总的来讲, 董事会结构主要通过对董事会的战略参与程度和对CEO的控制能力的影响, 进而影响公司业绩, 因此, 一个好的董事会结构对公司绩效极为重要。

(五) 董事激励与公司绩效的相关性

根据委托代理理论, 增加管理者的持股比例, 可以降低外部股权的代理成本, 很好的起到激励与约束的双重作用。董事的薪酬激励关系到他们对工作的努力程度, 如果采用的激励政策好, 将会使董事们工作更加努力, 尽全力发挥他们的职责和能力, 进而为公司创造更大的业绩。相反, 薪酬激励越低, 则会打消董事们对工作的热度, 结果导致公司治理效率和公司业绩降低。

激励机制可以从两方面入手, 薪酬机制和持股机制。它们对公司绩效有着相同的影响, 只是薪酬机制体现在眼前;而持股机制和公司未来发展状况有很大的关系, 董事的收益与公司未来的运营状况成正比关系。

对董事实行正确的激励机制不仅可以提高董事的工作效率和热情, 更加促进了公司业绩的增加。John Pound认为, 董事会成员必须有足够的激励, 而且应将其收入与服务挂钩;否则, 不能指望他们会承担制定和质疑公司政策的重任。

三、结论

公司业绩与董事会规模显著负相关;公司业绩与独立董事占比和外部董事占比正相关、与两职合一显著负相关, 说明董事会独立性提高有助于提高公司业绩;公司业绩与董事会会议频率显著负相关, 说明董事会会议是对较差业绩的反应;公司业绩与董事薪酬显著正相关、与不在公司领取薪酬的董事所占比例显著负相关、与董事持股数正相关, 说明业绩水平随董事激励程度的提高而上升。第一大股东为国有股与第一大股东为法人股相比:在公司业绩方面, 财务业绩稍差, 市场业绩无差异;在董事会特征方面, 规模相对小, 独立性相对差, 会议频率相对少, 激励程度相对低。在董事会特征与公司业绩方面, 前者的董事会特征变量对公司业绩的影响程度小于后者, 前者董事会的独立性对业绩的影响弱于后者, 前者董事激励对业绩的影响强于后者。

四、对策及建议

综上所述, 仅从本文研究的这五方面对公司绩效的影响而言, 相应的对策建议:合理确定董事会规模, 而且尽量采用奇数。二是优化董事会结构。一个好的董事会应该由独立董事、内部董事和关联董事构成, 其中独立董事比例应超过50%, 但不宜进一步增大, 内部董事比例应低于50%, 但不能太小。三是董事会和总经理应两权分离。四是改善董事激励机制 (包括薪酬和持股数) , 将薪酬制度和股票期权激励制度搭配起来。

参考文献

[1]张玲, 陈收, 廖峰.不同竞争态势下的公司股权介于价值的实证研究[J].财经理论与实践, 2003, (3) .

[2]王跃堂.董事会的独立性是否影响公司绩效[J].经济研究, 2006, (5) .

董事会绩效与管理会计 篇7

产权安排及董事会特征对企业经营绩效有重大影响，自伯利-米恩斯提出现代公司代理问题以来，众多学者对产权结构与经营绩效及企业价值之间的关系进行持续不断的研究，从理论演绎到实证计量都产生了丰富成果。商业银行的价值受其运营效率及风险控制水平的影响，经营货币资本的商业银行，由于其经营资产的特殊性，其运营效率及风险控制水平与产权结构和董事会的治理特征密切相关。研究商业银行的产权结构、董事会特征与运营绩效之间的关系，对于厘清影响银行企业价值的问题根源、寻求银行价值提升渠道具有重要现实意义。由于数据的可获得性，大量的实证研究集中在股权结构与财务绩效关系探讨上，而对于企业产权结构、董事会特征与企业风险规避行为之间的关系研究相对较少。鉴于风险控制行为在银行经营中的重要地位，本文将绩效及风险控制水平与股权结构、董事会特征关系作为研究对象，揭示增加财务绩效与控制风险之间的内在冲突。

二、理论分析与研究假设

（一）产权结构与经营绩效

所有权与经营权的分离以及利益主体的多元化导致现代企业面临严峻的委托代理问题（Berle&Means,1932），一方面，经理人可能为了攫取自身利益而利用拥有的经营控制权和信息优势损害所有者利益，譬如过度追求在职消费、过高的薪酬等。另一方面，控股股东有可能同高管层联合起来侵占中小股东的利益，譬如通过关联交易实现大股东对中小股东的剥夺（La Port,1997）。由于控制权与现金流量权的分离，导致控股股东利用控制权侵占中小股东利益，产生所谓第二类委托代理问题。特别是现实中不少企业利用金字塔式股权控制手段加剧了这一问题的严重程度，导致利益相关者的利益得不到保障，降低了企业价值（Shleifer&Vishny,1997）。股权结构与代理问题的关系是复杂的，股权过于分散虽有利于抑制控股股东对中小股东的利益侵占，但会带来管理层的内部控制及所有者的搭便车问题，导致全体股东利益受损及决策效率低下（Jensen&Meckling,1976）。如果股权过度集中，虽有利于对管理层的约束，但容易产生控股股东对中小股东的利益侵害。基于上述分析，本文提出假设：

H1：股权集中度与经营绩效存在非线性关系

商业银行利用财务杠杆放大权益收益率，同时可以实现利息的抵税功能。但财务杠杆也放大了银行面临的财务风险，增加了破产风险成本，并且加大了股东与债权人之间的代理成本，最终影响商业银行的经营绩效。因此，本文提出假设：

H2：财务杠杆与经营绩效存在倒U型关系

（二）董事会特征与经营绩效

董事会作为公司重要的决策与监督机构，其相关特征对公司经营绩效至关重要。为了维护中小股东的利益，董事会中一般要求有一定比例的独立董事存在（Fama&Jensen,1983）。一般而言，独立董事所占比例越高，对中小股东及外部投资者的利益保护越充分，中小投资者及外部投资者为其投资索要的风险溢价就越低，进而公司的融资成本就越小，公司绩效表现就越好。高管薪酬作为一项重要的激励手段，从物质刺激和精神肯定两方面发挥作用，对高管工作积极性影响显著。董事会的规模也是影响其效率的重要因素，一方面，董事会成员数量增加可以在决策人员专业背景和人脉资源方面提升公司的绩效，另一方面，规模的扩大也会增加董事会的协调成本，损害公司经营绩效。与其他组织一样，作为一个约束管理层的内部组织，董事会规模过小会弱化其执行其职能的能力，降低对管理层的制约程度，不利于抑制内部人控制现象。Jensen(1993）认为董事会规模过大，会增加协调成本，强化董事会成员搭便车动机，从而降低管理决策水平，弱化对风险的管控能力。基于上述分析，本文提出如下研究假设：

H3：独立董事比例与商业银行绩效正相关

H4：高管薪酬水平与商业银行经营绩效正相关

H5：董事会规模与商业银行经营绩效存在非线性关系

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

考虑到2006年的股权分置改革对资本市场的冲击，本文选取2007年以后上市的商业银行数据作为研究样本，数据来源于国泰安及WIND数据库，部分不完全数据来自手工整理。

（二）变量定义

(1）被解释变量。对于公司的经营绩效度量，一般选取资产报酬率或托宾Q值，鉴于稳健性考虑，本文选取上市银行的资产报酬率作为被解释变量。

(2）解释变量。根据本文的研究目的，本文将股权结构、董事会相关特征及财务杠杆作为解释变量。对于股权集中度的度量，本文以第一大股东及前五位股东的股权比例作为度量指标；本文选取独立董事人数占董事会人数的比例度量独立董事在董事会中的影响；选取董事会人数作为反映董事会规模的指标；选取高管层前三位年薪总和的对数值作为高管薪酬水平的度量指标；选取资产负债率作为度量财务杠杆的指标。

（三）模型构建

本文采用商业银行净资产收益率作为被解释变量，用以度量银行的经营绩效水平，选取股权结构、资产负债率、董事会规模、独立董事比例等相关变量作为解释变量，同时为了剥离银行规模对被解释变量的影响，选取银行资产规模作为控制变量，为了更好考察每个解释变量的解释能力和变量之间的关系，本文采用逐步添加解释变量的方式分别验证相应回归模型：

其中，α代表截距项，β代表回归系数，ε代表随机干扰项。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

从表2可以看出，上市商业银行的净资产收益率最大值为36.71%，最小值为12.51%，均值为19.95%；第一大股东持股比例最大值为67.72%，最小值为5.90%，均值为27.83%；总体来看，在解释变量中，除董事会规模、独立董事比例和资产负债率外，其他变量的数值波动范围较大，这为本文通过计量手段发现变量间关系提供了可行条件。

（二）回归分析

模型回归结果如表3所示，现分别从股权结构、财务杠杆及董事会特征三方面对实证结果进行解读。

注：括号内为相应回归系数的P值。

(1）股权结构与经营绩效。实证研究表明，商业银行的股权结构对经营绩效影响显著。在设计的多个模型中，其回归系数均在0.45以上，且大都在1%水平上显著，充分证明第一大股东股权比例的增加有利于提升银行的经营效果。为了验证股权结构集中所产生的第一类委托代理效应与第二类委托代理效应的关系，本文在相关模型中加入了前五大股权比例的二次项。结果表明前五大股权比例二次项系数均为正，说明前五大股权比例与经营绩效存在U型关系：当前五大股权比例较低时，随着其数值的增加，会因为第二类委托代理问题的加剧和相互协调成本的增加而损害经营绩效；当前五大股权比例水平较高时，随着其数值的增加，其抑制第一类委托代理问题的正效应就明显体现出来，最终导致经营绩效的提升。结果验证了H1。需要说明的是，第一个模型中的前五大股权比例一次项系数为正，一个最大的可能是由于该模型中解释变量及控制变量不全所导致，但并不影响基本结论的得出。

(2）财务杠杆与经营绩效。资产负债率的一次项系数为正，二次项系数为负，表明资产负债率与经营绩效存在倒U型关系，验证了H2。当资产负债率较低时，随着其值的升高，可以促进权益收益率，其内在原因可能是财务杠杆和利息的抵税作用。当资产负债率较高时，随着其值的进一步升高，权益收益率反而下降。其背后因素可能是此时的财务风险和委托代理问题严重性成了主要问题。该解释变量回归的主要问题在于显著性不高，原因可能是没有根据不同产权性质进行对比研究。

(3）董事会特征与经营绩效。由表3可知，董事会高管薪酬、董事会规模和独立董事比例都与经营绩效正相关，尤其是高管薪酬的回归系数较高，分别验证了H3和H4。但这三个解释变量的显著性较差，对于高管薪酬，笔者认为主要原因在于没有考虑不同银行的产权性质。对于董事会规模和独立董事比例，笔者认为主要原因在于目前商业银行的治理机制没有真正充分发挥作用。股权结构是影响银行经营绩效的关键因素，决定着公司高管层的管理效率，董事会显性特征指标与效率之间的关系不够稳定，这在某种程度上表明目前商业银行的董事会治理追求形式合规的倾向仍旧比较明显。

五、结论与建议

本文通过上市商业银行的数据，实证检验产权结构及董事会特征与商业银行经营绩效的关系，结果表明，股权结构、资产负债率与经营绩效存在非线性关系，董事会规模、独立董事比例及高管薪酬与经营绩效正相关。基于上述结论，本文提出以下建议：第一，商业银行存在的委托代理问题主要是如何激励与约束职业经理人。虽然股权结构过于集中具有相应的负面效应，但实证结果表明目前我国商业银行的主要困扰是第一类委托代理问题，因此在保证融资的前提下要着重考虑股权的集中度，以提高对管理层的监控和激励。第二，商业银行财务杠杆过高的弊端不容忽视。利用财务杠杆可以有效提升权益收益率，但如果财务杠杆过高，所带来的财务风险及代理问题将迅速增加，从而抵消其正效应，因此商业银行应对财务杠杆水平保持足够警惕，控制财务杠杆放大倍数。第三，商业银行治理水平目前仍不够理想。实证研究发现银行董事会的多个关键指标的显著性不理想，这意味着董事会治理机制还没有真正发挥稳定作用，因此要注意通过产权调整切实提升银行治理水平，使董事会的建设不仅仅停留在追求形式的初级阶段。

摘要：股权结构与董事会特征是影响商业银行经营绩效的重要因素。本文通过选取20072014年14家上市商业银行作为研究样本,实证检验产权结构及董事会特征与商业银行经营绩效的关系。结果表明:股权结构、资产负债率与经营绩效存在非线性关系,董事会规模、独立董事比例及高管薪酬与经营绩效正相关。上述结果表明商业银行目前的主要任务是解决第一类委托代理问题,同时着力健全内部治理,使激励约束机制切实发挥作用。

关键词：商业银行,产权结构,董事会特征

参考文献

[1]蔡慧、朱晋:《股权集中度、董事会治理特征与银行综合绩效》,《金融经济》2011年第20期。

[2]潘敏、李义鹏:《商业银行董事会治理:特征与绩效——基于美国银行业的实证研究》,《金融研究》2008年第7期。

[3]杨德勇、曹永霞:《中国上市银行股权结构与绩效的实证研究》,《金融研究》2007年第5期。

[4]杨有振、赵瑞:《中国商业银行风险规避与股权结构:基于面板数据的经验与证据》,《财贸经济》2010年第6期。

[5]Fama,Jensen.Agency Problems and Residual Claims Journal of Law and Economics,1983(26).

董事会绩效与管理会计 篇8

2004年5月中国证监会批复同意深圳证券交易所在主板市场内设立中小企业板, 而在2006年中小板上市公司全部完成股改, 是国内第一个全流通的板块。中小板作为创业板的一种过渡, 其上市公司大多处于企业生命周期的成长期, 具有高成长、高收益的特点。而我们国家现在强调要进行自主创新, 提高科技含量, 使中小板公司迎来良好的发展环境。中小板公司从2004年上市以来只有一家ST公司, 整体公司绩效良好, 随着中小板公司的影响进一步扩大, 其公司内部的治理状况受到越来越多的关注。董事会作为公司治理的核心, 更是成为投资者和监管部门关注的焦点。因此研究中小板公司中董事会治理与其公司绩效的关系具有重要的理论价值和现实意义。

本文的研究贡献主要体现在两个方面:第一, 我们以中国中小板上市公司为样本, 实证研究中小板公司的董事会治理对公司绩效的影响, 找出专属于我国中小板公司的规律, 弥补以往研究的不足。并且证明了董事会规模显著影响了公司绩效, 而独立董事比例、董事会领导结构以及董事会的执行强度并不影响公司绩效。第二, 由于单独采用财务指标或市场指标来研究董事会治理对公司绩效的影响具有一定的片面性, 我们分别用财务指标和市场指标作为公司绩效的替代变量, 得到了一个关于我国中小板上市公司董事会治理的全面的结论。

一、相关文献回顾

1. 董事会规模。

在早期研究董事会治理与公司绩效的关系中, 学者们倾向于大的董事会规模, 认为大规模董事会能够帮助企业并提供必要的资源, 减少信息不对称。Tricker认为董事会中董事数量多能够使公司拥有更多董事的技能和服务尤其是外部董事多, 其认为董事规模越大越有利于公司。Goodstein认为大规模的董事会提供了通向外部世界的服务窗口, 能够更好地与外界形成环境联系。而Lipton和Lorsch则认为小规模的董事会比较好, 因为董事会规模太大, 其内部就容易产生搭便车等代理问题, 而且容易导致沟通协调问题。Yemarck则以1984~1991年的452家美国较大的公司为例实证研究了Tobin's Q值和董事会规模之间的关系, 结果表明董事会规模越小越有利于公司。Eisenberg、Sundgren和Wells以及Conyon和peck等都得出了相同的结论。Jensen认为董事会的最大规模是7或8个董事, 大规模的董事会没有效率, 不可能很好发挥作用, 而且易受CEO的操纵。

在国内, 孙永祥等采用519家A股公司作为样本进行实证研究, 发现我国上市公司董事会规模与公司绩效之间存在负相关关系。沈艺峰等选取了1998~2000年内所有被列为ST公司的82家公司, 同时选取82家非ST公司作为对应样本, 认为董事会规模过大可能是导致ST公司董事会治理失败的原因。李常青等、陈军等同样通过实证研究认为董事会规模与公司绩效负相关。而于东智等以我国上市公司2000年的统计数据对董事会规模与公司绩效进行回归分析, 结果表明董事会的规模与公司绩效呈现出显著的倒U型二次曲线关系。

2. 独立董事比例。

董事会中的独立董事是指在外单位任职而在本公司挂名的董事。独立董事主要在董事会中发挥指导和监督作用。Fama和Jensen认为较高比例的独立董事提高了公司董事会的监督效率。Baysinger和Butler's、Hambrick和D'Aveni、Daily和Dalton、Elloumi和Gueyie都认为独立董事比例与公司财务困境负相关。而Ronald的研究结果表明董事会的独立性越高, 公司的业绩指标越差。Chaganti等、Hermalin和Weisbach、Bhaga和Black等发现外部董事的比例与公司绩效没有明显的关系。

而国内最早研究独立董事与公司绩效出现于2001年, 吴淑琨等对我国上市公司1999年的数据进行了实证分析, 结果表明非执行董事比例与公司绩效之间存在正相关关系。吕兆友以584家工业类型企业为研究对象, 其实证结论表明我国工业类上市公司的董事会独立性与公司绩效显著正相关。沈艺峰等、靳云汇等、陈军等也得到了相同的结论。而李常青等、王华等的实证结论则发现独立董事比例与公司绩效负相关。不同于以上结论的是, 胡勤勤等考察了截至2000年底已建立独立董事制度的46家上市公司, 同时检验了累计超常收益、Tobin's Q值与独立董事比例之间的关系, 发现独立董事比例并不影响公司业绩。高明华等通过对截至2001年度连续三年设立和没有设立独立董事制度的公司业绩均值进行独立样本的T检验, 结果表明两个样本间并不存在显著的差异。于东智等对此持有相同的意见。刘锦红等通过实证研究发现独立董事在董事会中的比重与公司绩效不存在显著的相关关系, 认为独立董事对于公司绩效的提升没有满足人们的期望, 独立董事制度也不是解决代理问题的“灵丹妙药”。实质上, 独立董事人数占董事会人数的比例并不是影响公司绩效的一个重要因素, 独立董事在约束管理层和保护中小股东利益方面没有发挥积极的作用。

二、研究设计

1. 研究假设。

(1) 董事会规模与公司绩效关系。董事会规模大小是研究董事会治理的一个重要组成部分。我国《公司法》规定上市公司董事会人数应为5~19人。设立董事会的目的就是指导并监督CEO及管理层的业绩, 并且分析、校正CEO的决策。虽然大规模的董事会提供了更深层次和更广泛的决策咨询, 能够帮助企业获得必要的资源、减少信息的不对称、建立良好的外在形象, 但是董事会规模过大就会引起沟通、协调问题, 董事会内部就容易出现搭便车现象。然而由于我国中小板公司大多处于企业生命周期的成长期, 竞争环境日益激烈, 这就要求董事会能够在瞬息万变的市场上快速做出决定。因此小规模的董事会有利于提高决策的效率。而且董事会规模过大会导致缺乏创新与决策效率。相对于主板市场, 中小板公司多是一些小公司, 具有自主创新能力, 这就对创新和决策的效率要求比较高, 因此董事会规模过大同样不利于中小板公司的发展。从而本文得到第一个假设:

H1:董事会规模与公司绩效负相关, 即董事会规模越小越有利于公司。

(2) 独立董事比例与公司绩效的关系。对于中小板公司独立董事而言, 独立董事通常被认为在董事会中发挥两个基本作用:指导作用和监督作用。独立董事往往都是某些方面的专家, 享有很好的社会声誉。独立董事在公司的表现会提高自己在外部市场的价值, 他们有动力做出好的决策以提高他们作为专家的声誉。所以他们能够对公司事务的决策与管理发挥重大作用, 并通过自己的专业背景给予企业经营管理方面的指导及通过自己的关系网络促进上市公司业绩的提升, 同时独立董事的人力资本的价值很大程度上取决于他们在其他共识中作为内部决策经理的表现。并且由于独立董事不是本公司的职员, 他们就能够更好地行使监督职能, 提高公司董事会作为管理监督的效率。由于中小板公司的高成长性, 需要更多的决策资源以及关系网络, 因此本文假设:

H2:独立董事比例与公司绩效正相关。

(3) 董事会领导结构与公司绩效的关系。董事长与CEO是否两职合一, 是公司治理结构中的一个重要问题。虽然目前国内外大部分公司一般都采取董事长与总经理两职合一的领导结构, 但是大部分学者不赞同这种领导结构。两职分离可以提高董事会的独立性与有效性, 有利于其他董事会成员对CEO进行有效的监督, 提高董事会的监督效率。同时两职分离可以提高管理者的创新能力、加强对企业管理者的监督能力、弱化CEO的统治地位、降低内部人控制的几率。由于我国中小板公司的实际控制人为自然人, 家族特征明显, 因此加强信息披露的监督显得更加重要。因而对我国中小板公司进行假设:

H3:两职兼任与公司绩效正相关。

(4) 董事会执行强度与公司绩效的关系。董事会会议是董事会治理机制的主要表现形式, 是董事会在公司治理中发挥作用的一个重要方式。我国《公司法》第116条规定, 股份有限公司董事会每年至少要召开两次会议。而Lipton和Lorsch认为董事会应至少每两个月开一次。经常举行会议的董事会能够更好履行职责, 更好地保护股东利益。董事会会议是董事会对公司管理层发生作用的主要途径, 经常性的董事会会议使得董事们有时间与公司管理层交流沟通, 提供有价值的建议和外部资源, 也能有更多的时间了解管理层的努力工作情况, 监督管理层、改善公司的经营状况、提高公司经营能力。对于中小板公司而言, 由于处于成长期, 需要更多的监督和指导及更多的时间来讨论公司的决策。因此本文假设:

H4:董事会活动强度 (董事会会议次数) 与公司绩效正相关。

2. 样本及数据。

中小企业板在2006年全部完成股改, 是国内第一个全流通的板块。为了保证数据的有效性, 我们选取2007~2009年的中小板上市公司数据, 以在深圳证券交易所上市的中小板上市公司为基本样本, 时间跨度为2007年1月1日至2009年12月30日。所选样本公司必须满足以下条件: (1) 公司必须于2007年1月1日前在深圳证券交易所公开发行上市。 (2) 公司三年内的董事会及财务数据能够在CCER数据库中获得。 (3) 所获得数据必须有效。所有企业的董事会数据和财务数据来源于北京色诺芬信息技术服务公司开发的《CCER上市公司治理结构数据库》和《CCER上市公司财务数据库》。同时为了便于比较, 每年选取的样本公司都相同, 在剔除1家数据不全, 36家数据奇异的企业共111个样本后, 得到184家中小板上市公司三年的552个样本。

3. 变量定义。

根据研究需要, 我们分别选取了被解释变量、解释变量和控制变量。其变量选取如下:

(1) 被解释变量。在早期关于董事会治理与公司绩效的研究中, 学者一般从财务指标来衡量公司的绩效, 主要是用ROA作为公司绩效的代理变量, 后来则一般从市场指标来衡量公司的绩效, 采用Tobin Q作为公司绩效的代理变量。而单独采用财务指标或市场指标来研究董事会治理对公司绩效的影响具有一定的片面性, 为得到一个关于我国中小板上市公司治理的全面的结论, 本文分别选取公司绩效的财务指标和市场指标作为被解释变量, 其定义见表1。

(2) 解释变量。根据本文的研究假设, 本文选取董事会治理的四个特征变量:董事会规模、外部董事比例、董事会结构、董事会会议次数。其变量定义见表1。

(3) 控制变量。考虑到上市公司可能存在规模效应, 公司的财务杠杆反映了公司的资本结构及债务的治理作用, 也会影响公司绩效, 而我国中小板上市公司大多处于企业生命周期的成长期, 公司具有高成长、高收益的特点。因此我们一共选取三个控制变量, 分别是公司规模、财务杠杆和成长能力。其变量定义见表1。

(4) 模型设计。针对假设我们建立如下模型:

上式中:下标it指第i个公司第t年的指标;Performance代表公司的绩效依次采用ROA和Tobin Q;εit代表回归参数;Xi代表公司的董事会治理因素;βi代表回归系数。

三、实证结果及分析

1. 描述性统计。

(1) 董事会规模。

从表2我们可以看出, 对于中小板公司而言, 董事会规模的最大值符合我国《公司法》规定的上限, 但其最小值与我国《公司法》规定的5人的下限还是有很大的差距。董事会规模的中位数和众数都为6, 而吕兆友、孙永祥和章融、李常青和赖建青等研究的董事会规模一般为9人制, 而刘锦红研究的民营公司董事会规模一般也为9人制。这说明中小板公司的董事会规模明显小于主板公司和民营公司, 而且也小于Jensen所认为的7~8人董事会。从平均值来看, 2007年董事会平均规模为5.80, 2008年为5.89, 而2009年董事会平均规模为5.49, 也小于以前学者得到的数据, 但却高于Esenberg对芬兰的中小企业研究所得到的3.74的统计结果。中小板公司一般采用6人董事会设置, 其中2007年有106家、2008年有107家、2009年有87家, 数目有所下降。

(2) 独立董事。

表3中2008年样本公司的独立董事比例的均值与2007年样本公司的独立董事比例的均值基本相同, 而2008年样本公司的独立董事比例的最大值和最小值都高于2007年样本公司的独立董事比例的最大值和最小值。2009年样本公司的平均独立董事比例为0.582, 高于2008年的数据, 其最大值与2008年的数据相同, 最小值却又下降到0。2007~2009年每年样本公司的独立董事比例的均值、中位数、众数都大于等于0.5, 这说明在样本公司中董事会结构中有一半的独立董事。这符合中国证监会发布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》, 其要求2003年6月30日前各上市公司董事会成员中至少应包括1/3的独立董事。而李常青以上海证券交易所上市的公司为样本得到的独立董事比例不足1/3, 刘锦红以民营企业公司为样本得到的独立董事比例大约为0.36。这说明我国中小板公司独立董事比例一般要高于主板企业和民营公司。

(3) 董事会领导结构。

由表4可以看出我国中小板公司中两职分离的公司数目逐步上升, 184家样本公司中两职分离的公司数由2007年的128家提高到2008年和2009年的137家。从整体来看, CEO兼任董事或董事长在中小板公司中占少数, 普遍的情况还是两职分离, 这可能与中国证监会把CEO与董事长由不同的人员担任作为完善公司治理结构的一个重要措施有关。

(4) 董事会执行强度。

董事会的执行强度由董事会会议次数来度量。表5显示了中小板公司样本公司董事会会议次数的描述性统计。从表中我们可以看出, 三年中平均董事会会议次数先上升后下降, 分别由2007年的8.12次上升到2008年的9.09次, 而到了2009年又降到7.85次。究其原因, 笔者认为可能是2008年发生的金融危机对中小板公司产生了影响, 使得公司董事会的执行强度加大, 而金融危机过后, 董事会的执行强度也随着危机的减小而减弱。

2. 回归结果与分析。

根据本文建立的模型, 运用Eviews5.0处理选取的面板数据, 采用广义最小二乘法对回归方程进行估计, 结果见表6:

注:括号内数值为标准差;***表示在1%水平上具有显著性;**表示在5%水平上具有显著性。

模型 (1) 与模型 (2) 显示的是董事会规模与公司绩效的回归结果。由表6可看出ROA和Tobin Q都与董事会规模显著负相关。不论是从财务指标还是市场指标来说, 董事会规模都与公司绩效负相关, 即董事会规模越大, 中小板公司的绩效越差, 这与我们的理论分析相一致。董事会规模过大就会引起沟通、协调问题, 影响决策的效率, 而中小板公司面对激烈的竞争市场需要比较高的决策效率, 因此更青睐与小规模的董事会。

模型 (3) 与模型 (4) 显示的是独立董事比例与公司绩效的回归结构。由表6可得独立董事比例分别于与公司绩效的财务指标和市场指标正相关, 但在统计上都不显著。说明独立董事与公司绩效正相关的假设不成立。造成这种不相关性的原因可能是:在我国中小板公司中, 独立董事只是一个摆设, 并没有发挥真正的作用。而且独立董事并不是本公司的职员, 不了解公司的真实情况, 与内部董事的有效沟通存在一定的问题, 独立董事本身也很少参与到公司的决策事务中, 仅仅是每年参加几次董事会会议, 对公司没有什么影响。而且在我国独立董事的独立性存在一定的问题:我国的独立董事制度是从国外引用过来的, 而国内的体制并不同于国外, 国内的独立董事一般都是CEO或者董事长提名, 信息依赖于内部人, 所以其独立性很难保证。

模型 (5) 与模型 (6) 显示的是董事会领导结构与公司绩效的回归结果。不论是从公司绩效的财务指标还是市场指标上, CEO兼任董事长或董事与公司绩效正相关。但统计上同样是不显著的。

模型 (7) 与模型 (8) 显示的是董事会会议次数与公司绩效的回归结构。从表中可看出董事会会议次数与公司绩效的财务指标正相关, 与公司绩效的市场指标负相关, 而且统计上都是不显著的。说明董事会执行强度对公司绩效没有什么影响, 因而H4不成立。产生这种结果的原因可能是由于在中小板公司中独立董事共事的时间非常有限, 董事会会议的大量时间浪费在例行性的事项中, 导致董事与管理层以及董事之间无法有效地交流, 董事们不能有效地为管理层提供决策、指导服务, 也不能有效监督管理层, 而使得董事会会议骸形化。

四、结论

本文以深市184家中小板公司为样本, 选取2007~2009年的数据, 利用面板数据的分析方法, 研究董事会治理与公司绩效的关系, 并且分别从公司绩效的财务指标和市场指标进行实证分析。发现中小板公司中董事会规模与公司绩效负相关, 即董事会规模越小, 公司绩效越好。董事会规模太大影响决策的效率, 对于处于成长期的中小板公司不利。而且在中小板公司中大多数公司采用6人制董事会, 小于主板公司的董事会规模, 因此对于中小板公司而言, 不宜采用大规模董事会形式。而中小板公司的独立董事比例并不影响公司绩效。这说明独立董事制度在中小板公司中还只是一个摆设, 没有发挥应有的效用, 有待完善。CEO兼任董事长或总经理和董事会执行强度不影响公司绩效。

参考文献

董事会绩效与管理会计 篇9

创新理论认为研发投资能够提升公司技术创新能力,形成市场竞争障碍性的阻绝机制,获得区别于其他竞争对手的优势,提升企业的获利能力。由于研发投资的高风险性和收益滞后性等特征,在两权分离的现代公司,拥有公司资源配置决策权的管理者,在信息不对称和契约不完备情况下,存在牺牲股东利益,实现自身最大化效用的机会主义行为,导致研发投资的非效率,研发投资的非效率主要根源于内部控制系统功能的失灵。代理理论认为在监控和约束管理者行为中,运行良好的公司治理机制发挥着重要的作用,能够遏制管理者追求无效战略的倾向,作为公司主要治理机制之一的董事会起到至关重要的作用。目前国内外研究主要集中在董事会特征对公司绩效的治理作用,但是关于董事会特征对研发投资与公司绩效之间关系的调节效应研究较少。虽然Mezghanni研究了董事会特征对研发投资与公司绩效之间关系的调节效应,但是以未来平均绩效作为公司绩效指标存在主观性判断;没有区分不同性质企业董事会治理作用的之间的差异。基于此,本文在Mezghanni等研究的基础上,在两个方面进行了改进:在指标选取方面,为了防止平均绩效指标的主观性判断,本文采取公司实际财务绩效指标;在样本分类方面,为了揭示不同性质企业董事会治理的差异性,本文对国有控股企业和非国有控股企业进行了区别研究。本文研究结果不仅丰富了现有相关研究文献,而且在优化董事会治理,矫正公司研发投资非效率等方面,为企业提供理论支持和决策参考。

二、理论分析与研究假设

(一)董事会规模对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用资源富裕理论认为董事会规模越大,不仅能够集聚不同领域专业知识的董事,而且在履行董事会监督等职能等方面,多样性的董事会是卓有成效,并且拥有广泛技能、知识、经验和教育背景的董事会,有利于做出更好的决策[12],大规模董事会不仅能够通过有效的监督,矫正管理者研发投资非效率行为,而且能够通过自身专业技能,参与或帮助管理者提升研发绩效。基于上述分析,本文提出以下假设:

假设1: 董事会规模对研发投资与公司绩效之间关系具有正向调节作用

(二)董事会持股对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用代理理论认为拥有公司股权的董事会成员能够与股东结成利益联盟,拥有对管理者机会主义行为进行有效监督的强大动力,因为管理者的决策影响他们自身的利益和财富。为了防止管理者决策的机会主义行为,确保股东的利益最大化,持有大量公司股票的董事会成员,不仅对管理者的决策更加警惕,而且有加强对管理者的决策进行监督控制的兴趣,能够有效地矫正管理者研发投资非效率的机会主义行为。除此之外,公司的执行董事成员直接参与公司的经营管理,从自身利益最大化考量,积极地参与公司研发投资战略的制定和实施。基于上述分析,本文提出以下假设:

假设2:董事会持股比例对研发投资与公司绩效之间关系具有正向调节作用

(三)董事会独立性对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用资源依赖理论认为组织的生存、发展和成功取决于其从外部环境获取关键资源的能力。独立董事可以为公司研发决策提供有价值的输入,如信息,知识和技能等。在公司研发投资的战略选择过程中,拥有相关信息资源、工作经验和专业知识等稀缺资源的独立董事,能够帮助公司提高研发投资决策的科学性;在公司研发投资的战略实施过程中,拥有相关专业技能等稀缺资源的独立董事,能够帮助公司提高研发投资效率,所以独立董事的独立性越高,越有利于提高公司的研发投资绩效。基于上述分析,本文提出以下假设:

假设3:董事会独立性对研发投资与公司绩效之间关系具有正向调节作用

(四)董事会会议次数对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用董事会会议次数是衡量董事会活动强度的指标和董事会勤奋的指标。有效的董事会会议是董事会成功履行任务必不可少的条件,Lipton和Lorsch认为董事会会议次数越多,表明董事会越积极和越有效,频繁地和定期地开会,董事会更有可能履行符合股东利益的职责;会提高董事会效率和提高公司业绩;Vafeas认为以获得更好的治理作用,调整董事会的会议频率比改变董事会的构成或企业的所有权结构会更容易,而且成本更低;董事会经常开会可以确保投资研发活动和提高公司长期绩效等战略决策的有效性。基于上述分析,本文提出以下假设:

假设4:董事会会议次数对研发投资与公司绩效之间关系具有正向调节作用

三、研究设计

(一)研究样本与数据来源

本文研究样本来自2007-2013年中国制造业上市公司,并对研究样本进行了合理的筛选,其步骤如下:首先,选择在公司年报附注中披露研发支出数据的制造业上市公司;然后,基于ST公司和*ST公司经营活动和财务活动可能会出现异常变动,故剔除制造业中的ST和*ST公司,并剔除数据缺失的上市公司;其次,对于连续变量,运用箱线图探测其是否存在异常值,对于出现异常值的变量,运用Winsorize进行缩尾处理。最后获取总样本数为1603个,其中,国有控股企业样本数为705个,非国有控股企业样本数为898个。为了保证R&D数据的一致性,初始R&D数据主要在上市公司年报附注的“研发支出”中,通过手工收集获得;其他数据来源于CSMAR数据库和WIND数据库,以及中国证监会所指定的网站和中国证券报等,并抽取部分样本数据与上市公司年报进行核对,对错误数据进行了修正。

(二)模型设计与变量定义根据研究假设,在借鉴Mezghanni等模型设计的基础上,运用董事会规模、董事会持股比例、独立董事占比和董事会会议次数与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的影响关系,来反应董事会特征对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用,模型设计如下:

在模型(1)中,被解释变量为RTOA,在稳健性检验时,以ROE为被解释 变量 ; 测试变量 为Board_si*RD_as、Board_sh*RD_as、Board_st*RD_as和Board_me*RD_as;控制变量为Board_si、Board_sh、Board_st、Board_me、RD_as、Ln CEO_sal、CEO_sha、CEO_sha2、CEO_sha3、Lev、Scale_at、Yearj和Induk,其中,Yearj为2007-2013年的年度变量;Induk为行业类别;α0为常数项、α1-α15为回归系数,ε为残差项,并且各变量名称、符号和定义见表(1)。(1)被解释变量。本文选取公司财务绩效变量,借鉴了陈胜蓝(2011)等的指标设计,采用当期总资产报酬率(RTOA);在稳健性检验时,本文借鉴了刘振 (2014) 等的指标设计,选取当期净资产收益率(ROE)。(2)测试变量。为了检验董事会规模、董事会持股、董事会独立性和董事会会议对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用,本文借鉴了Mezghanni等变量的设计,分别选取董 事会规模 与研发投 资强度交 乘项(Board_si*RD_as)、董事会持股与研发投资强度交乘项(Board_sh*RD_as)、董事会独立性与研发投资强度交乘项(Board_st*RD_as) 和董事会会议与研发投资强度交乘项(Board_me*RD_as)。(3)控制变量。公司治理变量。以前的研究发现公司治理对企业绩效具有影响关系,本文借鉴了Mezghanni等变量的 设计 , 在模型中 引入董事 会规模(Board_si)、董事会 持股 (Board_sh)、董事会 独立性(Board_st)和董事会会议(Board_me)四个变量;研发投资变量。以前的研究发现研发投资对企业绩效具有影响关系,本文借鉴了刘振(2014)等变量的设计,在本文模型中引入研发投资变量 (RD_as);CEO激励变量。以前的研究发现CEO年薪报酬和股权报酬对企业绩效具有影响关系,以及检验CEO股权报酬对企业绩效是否存在非线性影响关系,本文借鉴了刘振(2014)等变量的设计,在本文模型中引入CEO年薪报酬(Ln CEO_sal)、CEO持股比例(CEO_sha)、CEO持股比例 的平方 (CEO_sha) 和CEO持股比例 的立方(CEO_sha);财务杠杆变量。由于负债具有杠杆作用,合理的资本结构,能够放大公司绩效,故在本文模型中引入财务杠杆变量(Lev)。公司规模变量。经济学认为公司规模对公司绩效的影响具有规模递增、规模不变和规模递减三种情况,故在本文模型中引入公司规模变量(Scale_at)。行业变量与年度变量。为了揭示不同行业获利状况和不同年份经济景气情况对公司绩效的影响关系,故在本文模型中对行业(Induk)与年度(Yearj)进行了控制。

四、实证检验分析

(一)描述性统计 运用Stata12.1软件,对样本关键变量进行描述性统计运算,其结果见表(2)。表(2)第三行显示,全样本企业总资产净利润率(RTOA)的均值为0.0502,标准差为0.0459,国有控股企业总资产净利润率的平均值为0.0416,小于非国有控股企业的0.0571;表(2)第四行显示,全样本企业董事会规模(Board_si)的均值为8.7910,标准差为1.4632,国有控股企业董事会规模的平均值为9.2745,大于非国有控股企业8.4000;表(2)第五行显示,全样本企业董事会持股(Board_sh)均值为0.1179,标准差为0.1907,国有控股企业董事会持股的平均值为0.0067,远远小于非国有控股企业0.2080;表(2)第六行显示,全样本企业董事会独立性(Board_st)均值为0.3697,标准差为0.0481,国有控股企业董事会独立性的平均值为0.3663,稍微小于非国有控股企业0.3724;表(2)第七行显示,全样本企业董事会会议次数(Board_me)均值为8.9643,标准差为2.8905,国有控股企业董事会会议次数的平均值为8.9000,稍微小于非国有控股企业9.0164;表(2)第八行显示,全样本企业研发投资强度(RD_as)均值为0.0116,标准差为0.0116,国有控股企业研发投资强度的平均值为0.0108,小于非国有控股企业0.0123;表 (2) 第九行显示,全样本企业CEO年薪报酬(Ln CEO_sal)均值为12.9895,标准差为0.6445,国有控股企业CEO年薪报酬的平均值为13.0566,大于非国有控股企业12.9365;表(2)第十行显示,全样本企业CEO持股比例(CEO_sha)均值为0.0438,标准差为0.0896,国有控股企业CEO持股比例的平均值为0.0046,小于非国有控股企业0.0756。从总体上来看,在中国制造业上市公司中,国有与非国有控股企业的财务绩效存在较大的差异,其差异产生的原因,除了不同性质企业的资本结构、公司规模、研发投资和CEO激励等差异影响之外,可能受到不同性质企业董事会特征对研发投资与公司绩效之间关系调节作用差异的影响。

(二)回归分析

为了揭示不同性质企业董事会对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用差异,本文主要对国有与非国有控股企业进行区别分析。运用Stata12.1分析软件,采用多元回归分析模型和普通最小二乘法(OLS),回归结果见表(3)。(1)董事会规模对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用检验。表(3)的模型2和模型7为董事会规模对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用模型。模型2显示,在国有控股企业,董事会规模与研发投资强度的交乘项(Board_si*RD_as)对公司财务绩效(RTOA)的回归系数为0.013,但是关系不显著,假设1在国有控股企业没有通过检验,说明在国有控股企业,董事会规模对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用不显著,主要因为在国有控股企业,董事会大部分成员主要来自政府安排,在提升公司研发投资绩效方面,董事会成员缺乏相关的技能、知识和经验等,难以发挥有效的监督和决策功能。模型7显示,在非国有控股企业,董事会规模与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为0.061,并在1%水平显著,假设1在非国有控股企业通过了检验,说明在非国有控股企业,董事会规模对研发投资与公司绩效之间关系具有显著的正向调节作用,本文研究与Mezghanni的研究结论相反,主要因为非国有控股企业的董事会成员大部分通过人力资本市场竞争选择,董事会成员的技能、知识和经验等具有多样性,对公司研发投资绩效的提升,能够发挥有效的监督和决策功能。(2) 董事会持股对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用检验。表(3)的模型3和模型8为董事会持股对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用模型。模型3显示,在国有控股企业,董事会持股比例与研发投资强度的交乘项(Board_si*RD_as)对公司财务绩效(RTOA)的回归系数为-1.33,但关系不显著,假设2在国有控股企业没有通过检验,说明在国有控股企业,董事会持股比例对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用不显著,主要因为国有控股企业,董事会成员持股比例较低,较低的持股比例对董事会成员激励不足,难以与股东结成利益联盟,对公司研发投资绩效的治理效作用难以实现;模型8显示,在非国有控股企业,董事会持股比例与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为1.200,并在1%水平显著,假设2在非国有控股企业通过了检验,说明在非国有控股企业,董事会持股比例对研发投资与公司绩效具之间关系有显著的正向调节作用,主要因为非国有控股企业,董事会成员持股比例较高,较高的持股比例对董事会成员具有较强的激励作用,能够与股东结成利益联盟,能够有效地实现公司研发投资绩效的治理作用。(3) 董事会独立性对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用检验。表(3)的模型4和模型9为董事会独立性对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用模型。模型4显示,在国有控股企业,独立董事比例与研发投资强度的交乘项(Board_si*RD_as)对公司财务绩效(RTOA)的回归系数为0.077,但关系不显著,假设3在国有控股企业没有通过检验,说明在国有控股企业,独立董事比例对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用不显著,主要因为国有控股企业的独立董事大部分为感谢董事长或总经理的聘请、续聘和高薪的“人情董事”,“人情董事”在履行独立董事职责时,既不“独立”,也不“懂事”,对管理者的研发活动决策和实施,不仅缺乏监管动力,而且缺乏监管能力;模型9显示,在非国有控股企业,独立董事比例与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为1.274,并在1%水平显著,假设3在非国有控股企业通过了检验,说明在非国有控股企业,独立董事比例对研发投资与公司绩效之间关系具有显著的正向调节作用,本文研究进一步验证了Mezghanni的结论,主要因为非国有控股企业,大股东或控股股东从自身利益最大化考虑,在独立董事聘任上,首选有能力的独立董事,而且独立董事出于人力资本市场的声誉压力,将会竭尽全力提升公司研发投资绩效。(4) 董事会会议对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用检验。表(3)的模型5和模型10为董事会会议对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用模型。模型5显示,在国有控股企业,董事会会议次数与研发投资强度的交乘项(Board_si*RD_as)对公司财务绩效(RTOA)的回归系数为0.008,但关系不显著,假设4在国有控股企业没有通过了检验,说明在国有控股企业,董事会会议次数对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用不显著,主要因为国有控股企业脱胎于政府部门的管理模式,加上公司主要高管的行政任命体制,董事会会议难以摆脱形式主义;模型10显示,在非国有控股企业,独立董事比例与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为0.043,并在1%水平显著,假设4在非国有控股企业通过了检验,本文研究进一步验证了Mezghanni的结论,说明在非国有控股企业,董事会会议次数对研发投资与公司绩效之间关系具有显著的正向调节作用,主要因为非国有控股企业的目标是提升公司绩效和价值,非国有控股企业更加强调董事会会议的效率。

注:括号内的数值表示 t 值;* 表示 p<0.1,** 表示 p<0.05,*** 表示 p<0.01

(三)稳健性检验为了检验上述研究结论的可靠性,本文做了以下稳健性检验:在上述多元回归分析模型的基础上,用净资产收益率 (ROE) 指标替换总资产收益率(RTOA)指标。同样采用普通最小二乘法(OLS),分别对2007年至2013年中国制造业上市公司的国有控股企业和非国有控股企业进行回归分析,回归结果见表(4)。表(4)显示董事会规模、董事会持股、董事会独立性和董事会会议对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用,在非国有控股企业,具有显著的正向影响关系,而在国有控股企业,均不显著。回归结果与上述研究结论基本一致,说明上述研究结论具有较强的稳健性。

注:括号内的数值表示 t 值;* 表示 p<0.1,** 表示 p<0.05,*** 表示 p<0.01

五、结论与启示

(一)结论本文在借鉴Mezghanni等模型设计的基础上,以2007-2013年中国制造业上市公司的国有控股和非国有控股企业为样本,运用多元回归分析模型和普通最小二乘法(OLS),实证分析了董事会对研发投资与公司绩效的调节效应。与以前研究相比,本文在两个方面进行了改进:在指标选取方面,为了防止Mezghanni [4]平均绩效指标的主观性判断,本文采取当期财务绩效指标;在样本分类方面,为了揭示不同性质企业董事会治理的差异性,本文对国有控股企业和非国有控股企业进行了区别研究。研究发现:在非国有控股企业,董事会规模、董事会持股、董事会独立性和董事会会议对研发投资与公司绩效之间关系具有显著的正向调节作用;在国有控股企业,董事会规模、董事会持股、董事会独立性和董事会会议对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用均不显著。

(二)启示本文研究主要对中国企业在优化董事会治理,矫正公司研发投资非效率,提升公司研发投资绩效等方面有着重要的启示。在两权分离的现代公司,增加公司研发投资不一定能够提高公司绩效,公司研发投资绩效受到董事会治理质量的制约。在两权分离的现代公司,管理者存在通过研发资源配置非效率,以牺牲股东利益为代价,实现自身利益最大化的机会主义行为。公司治理理论认为高质量的董事会治理有助于矫正公司研发投资非效率,提升公司研发投资绩效,反之,低质量的董事会治理不利于提高公司研发投资绩效。在非国有控股企业,董事会对研发投资与公司绩效之间关系具有显著的正向调节作用,主要因为董事会的高质量,高质量的董事会根源于董事会成员聘任机制的市场化、董事会持股的高比例、独立董事的独立性和董事会会议的高效率;在国有控股企业,董事会对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用均不显著,主要因为董事会的低质量,低质量的董事会根源于董事会成员聘任机制的政府安排、董事会持股的低比例、独立董事不称职、董事会会议的形式主义。要优化国有控股企业董事会的治理效果,矫正公司研发投资的非效率,必须从董事会治理上进行变革。

摘要：本文以中国制造业上市公司为样本,分析了在企业不同控制权性质下,董事会特征对研发投资与公司绩效关系的调节效应。研究发现:在非国有控股企业,董事会规模、董事会持股、董事会独立性和董事会会议对研发投资与公司绩效之间关系具有显著的正向调节作用;在国有控股企业,董事会规模、董事会持股、董事会独立性和董事会会议对研发投资与公司绩效之间关系的调节作用均不显著。

董事会绩效与管理会计 篇10

中国证监会于2001年颁布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》 (以下简称《指导意见》) , 根据该《指导意见》规定, 上市公司应当建立独立董事制度。独立董事 (Independent Director) 是指不在公司担任除董事外的其他职务并与其所受聘的公司及主要股东不存在可能妨碍其进行客观判断的关系的董事。

我国的信托业起步于20世纪80年代, 在此后30多年的时间里取得了长足发展, 整个信托行业为国家经济的发展做出了巨大贡献。但是相对于比较完善的银行系统, 信托业整体存在运作不规范, 主要业务范围不清晰等问题。多次遭到国家清理整顿, 业务范围多次更改, 截至2009年, 挂牌的信托公司仅有54家。

信托业和其他金融行业相比较, 信托行业的股权以国有控股为主, 并且控股股东持股比例显著高于其他行业, 但是信托公司的盈利能力和资产质量等指标都差于上市商业银行, 信托业收入的很大一部分来源于固定资产投资收益, 收益的稳定性受到职业经理人投资决策的影响。所以, 本文中将固有资产净资产收益率 (ROE1) 和信托报酬率 (TR) 分开, 通过实证来验证两项绩效和公司治理之间的关系。

二、文献回顾

外部董事包括独立董事以及灰色董事, Hermalin和Weisbach (2001) 研究表明, 内部董事与外部董事之间的比例与公司绩效表现相关。外部董事可以作为“专业裁判”来确保员工之间的激励竞争行为, 确保股东价值最大化 (Fama, 1980) 。

然而, Deli和Gillan (2000) 发现, 在较低层管理者是公司股东以及增长机会较少的公司, 独立董事和活跃的审计委员会存在的可能性较大。而Hermalin和Weisbach (1988) 发现, 外部董事在公司业绩差, 公司撤出某产品市场或新的CEO上台时特别容易加入公司。

关于董事会会议次数的研究中, Vafeas (1999) 指出股价下跌后董事会会议频率增加, 而董事会议频率的增加会带来公司营运效率的提高。然而Jensen (1993) 认为由于外部董事在一起的时间有限, 相互之间无法充分交流意见, 外部董事也无法与管理层进行较好的沟通, 因而董事会议并非必须。

近几年, 国内业界对独立董事制度也进行了比较多的研究, 但基本上集中于理论分析, 着眼点主要在于从不同的角度探讨独立董事与内部管理人员的关系, 或者是如何完善公司治理结构。在多数实证中, 研究结论表明公司绩效是判断独立董事制度是否完善的重要指标。

三、研究设计

1.数据来源及选择

本文选取2009年度我国现有的信托公司为初始样本, 由于资料的可得性, 将信息披露不完全的北京信托、渤海信托、华宝信托、江信信托、云南信托和海协信托剔除, 最后得到48家信托公司, 有效样本数为48家。本文的数据来源于中国信托业协会编写的2009年中国信托业年鉴。

2.研究变量的选择及度量

(1) 公司绩效指标

国内外学者用于衡量公司绩效的指标主要有两类:托宾Q和会计利润率 (ROE) 。在本文中, 由于我国信托公司绝大多数为非上市公司使得对于公司价值指标托宾Q很难获取, 而在反映上市公司绩效时, ROE指标被认为与证监会对公司增发配股的要求有关而容易遭到操纵, 但是本文研究对象为非上市公司, 因此不存在这样的问题。本文中将选取信托公司固有资产净资产收益率 (RTFA) 以及信托报酬率 (TR) 来反映信托公司的业绩。

A.固有资产净资产收益率 (RTFA) = (固有资产净利润/固有资产净额) *100%。

B.信托报酬率 (TR) 即为信托公司信托业务的收益率, 在信托公司年报中均有统计。

(2) 董事会会议次数

董事会召开的会议有例会和临时会议两种, 例会是指定期召开的会议, 比如一季一次, 或一月一次。临时会议是不定期的, 遇到必要事项时, 由董事长随时召集。本文选取的董事会年度会议次数 (MN) , 是年度内所有召开的董事会会议次数作为研究变量。

3.控制变量选择及度量

为了控制研究变量对研究结果的影响, 本文选择如下的控制变量: (1) 企业规模, 企业的规模将在很大程度上影响企业内部层级和信息不对称程度, 本文将选择信托公司的年度总资产 (TA) 来衡量企业规模的大小。 (2) 独立董事比例 (ID) , 为独立董事人数在董事会总人数中所占比率, 以此来衡量独立董事规模。 (3) 主动管理型信托资产总额 (PTTA) , 为主动管理型信托的总资产。 (4) 信托报酬率 (TR) , 信托报酬是指作为受托人的信托部门在办理信托事务后所取得的报酬。

4.实证研究方法

本文选用固有资产收益率 (RTFA) 、信托报酬率 (TR) 两个绩效指标, 运用线性回归的方法分析信托公司独立董事规模, 董事会会议次数和公司绩效的关系。

四、实证研究结果及分析

根据上述的研究设计, 本文建立如下的回归模型:

RTFA=α0+α1TA+α2MN+α3ID (1)

TR=β0+β1PTTA+β2MN+β3ID (2)

选用该模型 (2) 的原因在于, 独立董事在信托公司中不仅仅维护股东的利益, 更重要的是维护信托持有人的利益, 在一定程度上应与信托报酬率 (TR) 相关, 从而通过该模型来试图得到信托报酬率 (TR) 与信托公司独立董事比例 (ID) 的关系。

方程 (1) (2) 的回归结果

分析结果表明在董事会结构对ROE影响的线性回归模型中, 董事会会议次数 (MN) 系数均不显著, 这表明信托公司董事会行为中的董事会会议的次数对我国的信托公司无显著性影响。而在模型中, 独立董事比例 (ID) 的系数均显著为正, 表明我国信托公司独立董事人数对绩效有显著性影响, 信托公司绩效与独立董事比例呈显著性的正相关关系。

综上所述, 可以得出结论, 我国信托公司的董事会次数与公司绩效并无显著性关系, 这是因为我国信托公司董事会议事制度并不完善, 信托公司大多属于国有股东绝对控股, 董事会议事制度仅是形式。而实证结果中, 独立董事比例与信托公司绩效成显著的正相关关系, 表明在我国信托公司中, 独立董事制度在公司治理中能够起到一定的影响作用。

五、建议

在信托公司的治理上, 首先要充分发挥董事会的职能。在我国的信托公司中大股东处于绝对控股地位, 中小股东的利益无法体现。董事会的议事制度可以加强对大股东的约束, 使得信托公司董事会职能规范化实施。

从信托公司披露的年报中可以看出, 截至2009年, 基本所有的信托公司都建立了比较完善的治理结构, 包括股东大会、监事会和董事会。为了更好地履行董事会职能, 应充分发挥董事会下设的专门委员会, 如, 风险管理委员会, 人事薪酬委员会以及会计审计委员会等的作用。同时应完善独立董事制度。在信托公司中, 独立董事的职责是维护信托持有人的利益, 但54家信托公司中, 仍然有数家未建立独立董事制度或者未披露其独立董事人数。信托公司治理的完善直接影响到信托公司内部的风险管理, 信托公司应完善公司内部治理结构, 健全独立董事制度, 以加强董事会在公司决策中的作用。

参考文献

[1]于东智, 王化成.独立董事与公司治理:理论、经验与实践[J].会计研究, 2003 (8) .

[2]高明华, 马守莉.独立董事制度与公司绩效关系的实证分析[J].南开经济研究, 2002 (2) .

[3]薛有志, 彭伟华, 李国栋.董事会会议的监督效应及其影响因素研究[J].财经问题研究, 2010 (1) .

[4]郑石桥, 蒋宏桥, 王建军.董事会会议次数与公司业绩关系研究[J].财会通讯, 2010 (1) .

[5]谷祺, 于东智.公司治理、董事会行为与经营绩效[J].财经问题研究, 2001 (1) .

[6]徐小迅, 刘兵军, 徐永久.信托公司治理结构与风险控制[J].金融理论与实践, 2006 (4) .