CEO 決策權威與公司績效的關系

汪 麗，李維納

(南京大學 商學院，南京 210093)

CEO 是公司的首席執行官，作為公司高層管理者，CEO 對于公司的決策有著不可忽視的重要作用。公司績效是能夠衡量公司盈利能力的重要指標，而公司的績效往往又會受到公司決策的巨大影響。因此CEO 的決策權威對于公司績效的影響越來越受到關注。在探討CEO 的權威方面，以往的文獻主要基于公司管理者的委托代理的角度，而從管理決策的視角探討公司績效的研究較少。盡管也有學者對此問題進行了相關研究，但是針對中國政策制度下上市公司的數據和經驗尚不多見，因此，專門針對中國上市公司CEO 的決策權威，探究其對公司績效的影響是十分必要的。本文基于Finkelstein 和Adams 等人的研究成果，利用多元線性回歸模型，考察了1 310 家中國上市公司的CEO 的決策權威及其對公司績效的影響，分別探討了CEO 的結構權威、CEO 的地位鞏固權威和CEO 的所有者權威與公司績效的關系，并著重分析了外部的行業環境和公司性質對于他們的調節作用，希望可以為具有異質環境的企業如何更好地利用決策權威來影響公司績效提供一定的啟示。

一、研究假設和變量解釋

1.研究假設。在如何刻畫CEO 的權威方面，學者有兩種觀點:一種觀點主張使用客觀的指標來測量管理者的權威，例如管理者的任期、股權結構以及董事會結構;另外一種觀點主張使用主觀的衡量指標，Chang 和Wong(2004)研究總結出的權威影響指數，是通過讓董事會的秘書填寫調查問卷得出的［1］。Adams 等(2005)把CEO 的權威分解為三個虛擬變量進行衡量，分別是現任CEO是否兼任董事長和總經理、董事會中唯一的內部人是不是現任CEO、現任CEO 和公司的創始人是否是同一個人［2］。Finkelstein(1992)研究中提出了地位鞏固權威的概念，以及通過CEO 的更替頻率來衡量CEO 的權威［3］。本文借鑒了Adams 等人的研究成果和經典的管理學文獻理論，將CEO的權威細化為三種權威，分別為結構(位置)權威、地位穩固權威和所有者權威。

基于上述理論，本文提出如下假設:

H1:CEO 的決策權威與公司績效具有相關關系

H1a:CEO 的結構(位置)權威與公司績效呈正相關

H1b:CEO 的地位鞏固權威與公司績效呈負相關

H1c:CEO 的所有者權威與公司績效呈正相關

Hambrick 和Abrahamson (1995年)的研究成果認為外部條件越不確定，越能考驗CEO 的決策能力，因為其要處理的信息會增多，管理者的權威對決策的影響也相應地加大［4］。Chang 和Wang(2004)曾指出，上市公司中的國有企業肩負著多個目標，如利潤目標和政治目標［1］。其中的政治目標會相應地降低公司的自主性，使得公司的決策不完全符合利潤目標。另外，企業所處的行業不同，一定程度上影響了公司實現投資和獲取資源的能力，也與公司的績效密切相關。

本文認為，外部條件的變化會影響到CEO 的決策權威，即企業所處的行業不同、公司的性質不同都會對公司的績效產生影響。因此，本文提出如下假設:

H2a:行業背景對CEO 的決策權威與公司績效具有調節作用

H2b:公司性質對CEO 的決策權威與公司績效具有調節作用

2.變量解釋。本文的數據主要來源于兩個數據庫的匹配構成:WIND 數據庫和CCER 經濟金融研究數據庫中的上市公司治理結構數據庫(1998 至今)。

因變量:本文選取了反映公司盈利能力的具有代表性的財務指標:總資產報酬率(ROA)=(利潤總額+利息支出)/平均資產總額×100%;凈資產收益率(ROE)=凈利潤/ 股東權益期末余額。

自變量:CEO 作為公司的首席執行官，是企業或組織內部日常事務的最高執行者，擁有最終的執行權力。本文主要從CEO 決策制定的角度考慮，故將CEO 認定為公司的董事長，并圍繞董事長(CEO)的決策權威來考察其對公司績效的影響。

(1)結構權威(位置權威)。結構權威是由當事人在公司的高層管理者的排序位置決定的。該管理者權威是體現在公司章程中、由公司正式規定的，因此結構權威也可稱為位置權威［3］。因為該管理者權威是在公司章程中正式規定的，所以它是硬的權威，本文將其稱為正式權威。在衡量結構權威時，本文使用領導權結構這一虛擬變量，它表示的是CEO 的兼職情況，即公司的董事長和總經理的兩職在設置上是否合一。

(2)地位鞏固權威。本文使用CEO 的更替頻率這一指標來衡量CEO 的地位鞏固權威。CEO的更替頻率是指在T年(通常指1年)內，董事長是否變更。董事長更替的速度越頻繁，則CEO 的地位鞏固權威越小。本文希望通過本指標來反映CEO 能否有效地鞏固自身的地位和權威。但是CEO 的地位鞏固權威不能直接影響公司的決策，所以這種影響是隱性的，故將地位鞏固權威稱為軟的權威，也叫做非正式權威。

(3)所有者權威。本文在衡量CEO 的所有者權威時使用CEO 的持股比例這一指標。若CEO在公司有很高的持股比例，本文則認為CEO 的所有者權威也就越大，反之則越小。雖然在實際的決策情景下，CEO 的所有者權威不會直接影響到公司的決策，但是持股比例越高，所有權越大，間接對公司決策造成的影響也會越大。這一指標與前文提到的地位鞏固權威一樣，同為隱性指標，為非正式權威。

控制變量:本文選取了某一經濟實體擁有或控制的、能夠帶來經濟利益的全部資產的總資產(asset)這一指標作為控制變量。總資產的金額等于其資產負債表中的資產總計金額。

調節變量:企業所處的行業不同，一定程度上影響了公司實現投資和獲取資源的能力，也與公司的績效密切相關。本文選取了公司所屬證監會行業，若該企業所屬行業為制造業，則industry 為1，若該企業所屬行業為非制造業，則industry 為0。在中國，國有企業在市場占有率、渠道銷售和資源信息的獲取上相比于其他公司占據著很大的優勢，可以說，公司的所有權性質很大程度上會影響公司獲取外部資源的能力和條件，對于企業的決策也有著不可忽視的影響。Chang 和Wang 曾指出，上市公司中的國有企業肩負著多個目標，如利潤目標和政治目標［1］。其中的政治目標會相應地降低公司的自主性，使得公司的決策不完全符合利潤目標。所以公司的績效很有可能受到所有權性質的影響。本文選取了公司實際控制人類別，若實際控制人為國家，則ownership 為1;反之，則ownership 為0。

二、數據分析與結果

本文所有的樣本參數都是運用SPSS 19.0 版本對其進行描述性統計和相關性分析。同時，對上文提出的假設進行了回歸分析，并探討了企業所處的行業和公司的性質對不同維度的CEO 決策權威與公司績效之間關系的調節作用。

1.變量的描述統計和相關性分析。由表1 可以看出，董事長與總經理的兩職設置狀況(leader)的均值為0.07，表明在2008—2010年間，董事長和總經理兩職合一的狀態出現次數較少，公司的董事長和總經理一般由不同的人來擔任。CEO是否變更的均值為0.16，說明一般公司在2008—2010年間，董事長較少變更，董事長的地位相對穩定和鞏固。CEO 的持股比例的最小值為0，最大值為2.714931972，均值為0.02062112784，標準差為0.089282399219，說明董事長的持股比例從無到有雖然有所差異，但是持股比例分布相對平均。

從表2 可以看到，ROA 和ROE 的相關系數為0.519，置信度達到95%，說明ROA 和ROE 較為相關，本文主要使用總資產報酬率和凈資產收益率這兩個較為常用的公司財務指標為公司績效的測量指標。解釋變量之間的相關系數均較低，其中，相關系數最高的是CEO 的持股比例和是否為國有企業兩項，他們的相關系數為-0.293，國有企業中董事長的持股比例可能會高于其他性質的企業。其他解釋變量之間的相關系數較低，均分布在［- 0.3，0.3］之間，大部分數值集中在［-0.1，0.1］之間。因此，本文認為文中的解釋變量之間幾乎不存在顯著的多重共線性問題。

2.回歸分析。本文利用SPSS19.0 版本，運用線性回歸模型，分別對CEO 不同維度的決策權威與公司績效的關系進行了回歸分析。相關分析結果見表3。

(1)對CEO 決策權威與公司績效的回歸分析。模型m1、m2、m3 是對CEO 的結構(位置)權威與公司績效關系的回歸分析;模型m4、m5、m6是對CEO 的地位鞏固權威與公司績效關系的回歸分析;m7、m8、m9 是對CEO 的所有者權威與公司績效關系的回歸分析。

模型m1、m4、m7 是對控制變量總資產(asset)對公司績效(ROA)影響的回歸分析，結果顯示R2的變化值和F 值均不通過檢驗，故總資產對公司績效的影響不顯著。

模型m2 是對CEO 的結構(位置)權威與公司績效關系的回歸分析，從表3 我們可以看到，董事長和總經理的兩職設置狀況與公司的總資產報酬率具有正相關性。其中，R2的變化值為0.011，F 值的變化為15.079，系數為0.026，置信度為90%，說明董事長和總經理兩職合一，會對公司的績效產生正向的促進作用。故假設H1 和H1a 得到驗證。

模型m5 研究的是CEO 的地位鞏固權威與公司績效的關系。回歸的結果顯示，董事長的變更與公司的績效具有相關性，但是相關系數為負(-0.030)，即董事長不發生更替，他的地位越鞏固，公司的績效就越高。其中，數據的置信度達90%，R2的變化值為0.012，F 值的變化為15.319，故假設H1 和H1b 成立。

模型m8 是分析CEO 的所有者權威對公司績效影響的回歸模型。表3 中的線性回歸結果顯示，董事長的持股比例對公司的總資產報酬率有明顯的正向促進作用，系數為0.049，R2的變化為0.013，F 值的變化為17.100，置信度達到95%以上。說明CEO 的所有者權威與公司的績效存在較強的正相關性，CEO 持股比例越高，其所有者權威越高，對公司績效的影響越大。因此，假設H1 和H1c 也得到了驗證。

(2)對行業背景及企業性質的調節作用的回歸分析。Hambrick 和Abrahamson 的研究表明，外部環境的不確定性越大，需要管理者處理的信息量就越多越繁雜，公司決策對管理者權威的依賴就越強［4］。前文探討的主要是CEO 的決策權威與公司績效的關系，接下來要考察公司所處的外部環境是否會影響或制約CEO 的權威。

本文的外部環境特指公司所處的行業環境和制度環境。本文選取了WIND 數據庫中公司所屬證監會行業，定義該企業所屬行業為制造業，則industry 為1，若該企業所屬行業為非制造業，則industry 為0。諶新民和劉善敏的研究認為關鍵人模式和控股股東模式，為中國上市公司的兩種主要治理結構模式［6］。本文根據CCER 數據庫中公司實際控制人類別，將公司性質劃分為兩大類，若實際控制人為國家，則ownership 為1;反之，則ownership 為0。

利用行業環境industry 和制度環境ownership對前文考察的CEO 的決策權威的三個解釋變量分別進行分析。由于本文的樣本本身存在兩種變量，一種為連續變量即董事長的持股比例，另一種為表示類別的虛擬變量即董事長與總經理的兩職設置狀況與董事長是否變更，所以直接對這兩種不同的變量進行調節作用的分析容易產生偏差，本文由此利用SPSS19.0 版本先對所有的樣本參數進行標準化處理，然后定義了六個新的變量，為CEO 的結構(位置)權威、CEO 的地位鞏固權威、CEO 的所有者權威分別與企業所屬的行業背景和公司的性質的乘積;最后在進行相關的數據線性回歸分析。

模型m3、m6、m9 是對行業背景和企業性質的調節作用的回歸分析。

模型m3 是對行業背景和公司性質對CEO 的結構權威與公司績效關系的調節作用的回歸分析。表3 的結果顯示R2的變化值和F 值均不通過檢驗，故行業背景和企業性質對CEO 的位置權威與公司績效關系的影響不顯著。

模型m6 考察的是行業背景和公司性質對CEO 的地位鞏固權威與公司績效關系的調節作用。回歸結果顯示，公司性質對CEO 的地位鞏固權威與公司績效的關系具有調節作用，其中R2的變化值為0.002，F 值的變化為3.659，置信度為90%，故假設H2b 得到驗證;由于R2的變化值和F 值均不通過檢驗，所以行業背景對CEO 的地位鞏固權威與公司績效調節作用不顯著，故假設H2a 不成立。由表3 可以看出，當公司為非國有企業時，董事長是否變更與公司績效具有負相關關系;但是當公司為國有企業時，CEO 的地位鞏固權威與公司績效不相關，從中可以看出公司性質具有明顯的調節作用。

模型m9 研究的是行業背景和公司性質對CEO 的所有者權威與公司績效關系的調節作用。從分析結果可以看出，公司性質對CEO 的所有者權威與公司績效的關系具有顯著的調節作用，可信度高達99%以上，R2的變化值為0.009，F 值的變化為17.488，因此假設H2b 成立。但是由于R2的變化值和F 值均不通過檢驗，故行業背景對CEO 的所有者權威與公司績效的關系不具有調節作用，所以假設H2a 被推翻。表3 的數據顯示，當公司為非國企時，董事長的持股比例與公司績效的關系為正相關，而當公司為國有企業時，CEO 的所有者權威與公司績效的正相關關系會得到明顯的強化，即在國有企業中，董事長持股比例越高，其對公司績效的影響會比在非國有企業中的影響更大、更顯著。

三、結論及啟示

公司的決策水平一定程度上決定了公司的績效，而CEO 對于公司的各項決策發揮了不可替代的作用。以往的文獻只局限于委托—代理理論來探討公司管理者的權威與公司績效的關系，本文則超越委托—代理界限，從決策層面來考察CEO的權威對公司績效的影響，這在一定程度上拓展了公司治理方面的相關研究。另外，將中國的制度環境作為背景進行研究，基于2008—2010年中國上市公司的相關數據探討CEO 的個人決策權威對公司績效的影響，為公司績效與具有強烈個人特征的公司關鍵決策者之間的關系問題提供了相關的數據資料。

根據前文數據的相關回歸分析，可以得出如下結論:CEO 的結構(位置)權威和所有者權威與公司績效呈正相關，CEO 的地位鞏固權威與公司績效為負相關關系，即董事長與總經理兩職合一，董事長的持股比例越高，董事長變更頻率越低，對公司績效的促進作用就越大。公司的性質對CEO 的決策權威與公司績效具有調節作用，而企業所處的行業背景對CEO 的決策權威與公司績效調節作用不顯著:在非國有企業中，CEO 的地位鞏固權威對公司績效的影響更加強烈;而在國有企業中，CEO 的所有者權威對公司績效的影響愈加顯著。

在不斷深化改革中國上市公司的治理結構方面，本文認為，管理層的權威對于公司績效的影響應該受到更多的關注，尤其是CEO 作為公司的首席執行官，對于公司的決策發揮著舉足輕重的作用。另外，在針對中國上市公司CEO 的激勵和監督方面，各公司不能一概而論，而要根據公司性質的不同而具體問題具體分析。根據上述研究結論，本文認為非國有企業應該更加關注CEO 的地位鞏固狀況，盡可能地減少董事長的變更次數和頻率，增加其地位鞏固權威，這樣更有利于公司績效的持續穩定增長。國有企業應該加強對CEO的股權激勵政策，增加董事長的持股比例，提高其所有者權威，這樣有助于CEO 更好地發揮其對公司績效的正向促進作用。

［1］Chang Eric C，Wong Sonia M L.Political Control and Performance in China＇s Listed Firms［J］.Journal of Comparative Economics，2004，(32):617-636.

［2］Adams R，Almeida H，Ferreira D.Powerful CEOs and Their Impact on Corporate Performance［J］.Review of Financial Studies，2005，(18):1403 –1432.

［3］Finkelstein S.Power in Top Management Teams:Dimensions，Measurement and Validation［J］.Academy of Management Journal，1992，(35):505-538.

［4］Hambrick D C，E Abrahamson.Assessing the Amount of Managerial Discretion in Different Industries:A Multimethod Approach［J］.Academy of Management Journal，1995，(38):1427-1441.

［5］林浚清，黃祖輝，孫永祥.高管團隊內薪酬差距、公司績效和治理結構［J］.經濟研究，2003，(4).

［6］諶新民，劉善敏.上市公司經營者報酬結構性差異的實證研究［J］.經濟研究，2003，(8).

表1 描述性統計

表2 變量相關性

表3 調節作用的回歸模型