高管權力、董事會結構與財務業績

盧康

高管權力、董事會結構與財務業績

盧康

本文選擇2010-2013年617家中國民營上市公司作為研究樣本，實證研究了高管權力、董事會結構對企業財務業績的影響。結果發現：高管權力與企業財務業績存在顯著的負相關關系，描述董事會結構的變量董事會規模和獨立董事比例與財務業績的相關關系不顯著。

高管權力；董事會結構；財務業績

一、引言

現代公司制企業所有權與經營權分離便產生了Jensen和Meckling（1976）所提出的代理問題，并且當高管的相對權力越大，這種代理問題就越嚴重，對企業財務業績的不利影響也就越大。Adams等（2005）發現在美國企業中，當CEO擁有相當大的戰略方面的自由裁量權時，企業就會經常出現一些投機性決策導致其財務業績大幅波動。Veprauskaite和Adams（2013）研究了英國企業CEO權力與財務業績的關系，結果發現兩者顯著負相關。然而在國內，學者們主要是研究管理層薪酬與財務業績或高管權力與高管薪酬的關系，很少直接研究高管權力與財務業績兩者之間的相關關系，故本文在這一切入點的基礎上研究了高管權力、董事會結構對企業財務業績的影響。考慮到國有企業高管具有行政級別，可能存在不能夠量化的政治上的權力，所以本文只選擇了民營上市公司作為樣本來源進行研究分析。

二、理論分析與研究假設

（一）高管權力與財務業績

Adams和Ferreira（2007）認為當擁有較大權力的高管選擇的最優方案與股東不一致時，就容易滋生道德危機問題。總之，代理理論表明強勢的高管可能更加傾向于利用信息不對稱和他們對董事會的影響來增加個人財富，從而損害了股東利益，造成企業財務業績下滑。基于上述分析，我們提出如下假設：

假設1：高管權力與財務業績負相關

對于高管權力，Finkelstein（1992）認為應該將其劃分為組織上的權力（Structural power）、所有權權力（Ownership power）、專家權力（Expert power）和聲望權力（Prestige power）四個方面，并分別設計了相應的測度指標。本文結合已有學者的研究和測度變量數據的可獲得性，選擇董事長與高管兩職合一、高管持股比例、高管任期和高管薪酬份額四個變量來構建高管權力結構。

1.兩職合一

當企業董事長與高管為同一人時，這無疑就削弱了董事會對高管決策的有效監督，從而對企業財務業績造成負面影響。

2.高管持股比例

高管持股比例越高，其對公司的控制權越大，越容易為了謀求自身私利而侵占企業利益，影響財務業績。

3.高管任期

當高管在企業的任職年限較長時，高管一方面對企業的業務比較熟悉，能夠及時了解企業產品領域的關鍵難題與發展問題，另一方面經過長期的企業內部運營，其積累的個人威信較高，地位也較穩固，高管能夠形成以自己為中心的管理團隊。因此，高管在其崗位的任職年限越長，則對企業的控制力也越強。

4.高管薪酬份額

薪酬管理層權力理論認為董事會不能完全控制管理層薪酬契約的設計，管理層有動機和能力影響自己的薪酬，并運用權力尋租。Bebchuk等（2011）提出了CEO薪酬份額（CEO Pay Slice，簡稱CPS）這一概念，并通過實證研究發現CPS與企業價值負相關。當高管擁有足以影響薪酬委員會的權利時，他便能夠參與薪酬方案的設計，從而獲得一個相對較高的報酬。所以本文認為高管薪酬份額能夠在一定程度上反映高管權力的大小，且與高管權力正相關。

（二）董事會結構與財務業績

董事會是企業的決策機構，其運行有效性能夠影響企業的發展狀況，從而影響財務業績。本文選取了董事會規模和獨立董事比例兩個變量來反映董事會結構對財務業績的影響。

1.董事會規模

從現有研究來看，董事會規模與財務業績之間的關系不是很明確。Yermack（1996）認為擁有較小規模董事會的公司具有較高的市值。然而，Denis和Sarin（1999）發現，增加董事會規模的公司在后續的會計期間獲得了更高的市場調整收益率。于東智和池國華（2004）發現在中國上市公司中，董事會規模與公司績效之間存在著顯著的倒U型曲線關系。本文認為，當董事會規模增大，董事會決策效率會降低，從而降低企業經營效率，影響財務業績。另外董事會規模越大，董事間形成“合力”的可能性越小，高管對董事“分而治之”越容易，從而高管對董事會的影響力越大，越易發生高管侵占企業利益的行為，進而降低企業財務業績。基于上述分析，我們提出如下假設：

假設2：董事會規模與財務業績負相關

2.獨立董事比例

企業設立獨立董事的初衷就是監督管理層的非理性行為，一般認為在董事會中獨立董事比例越高，對高管的監督作用越有效，從而企業財務業績也就越好。但是有一些研究發現獨立董事并沒有發揮作用，與財務業績之間并無顯著相關關系。但本文認為，隨著獨立董事制度的逐步完善，其對管理層的有效監督會對企業財務業績產生有利影響。基于上述分析，我們提出如下假設：

假設3：獨立董事比例與財務業績正相關

三、研究設計

（一）高管界定

在國外，因為大部分企業都設有CEO一職，所以高管通常被界定為CEO。但在國內，很多企業并沒有設CEO，所以學者們對于高管的界定一直沒有達成共識。本文考慮到數據取得的可行性，采用CSMAR數據庫中對于高管的界定，即包括總經理、總裁、CEO、副總經理、副總裁、董事會秘書等。

（二）樣本選擇與數據來源

本文選取CSMAR數據庫的子模塊——中國民營上市公司數據庫中2010-2013年的所有企業作為初始樣本。為了保證在研究期間內企業的民營化性質，提高模型測度的精確性和實證結果的有效性，本文在初始樣本中剔除了B股上市企業、金融類上市企業、轉化日期①在2010年1月1日之后的企業和部分研究數據不全的企業。本文最終篩選出了617家民營上市公司，共2084條觀測值。本文中描述高管權力、董事會結構和財務業績等變量所需的數據全部來源于CSMAR數據庫，部分數據由手工統計處理，統計分析軟件使用Stata12.0。

（三）變量定義

本文采用的各變量的具體定義見表1。

表1 變量定義表

（四）主成分分析

考慮到描述企業財務業績和高管權力的特征變量太多，容易存在多重共線性問題而影響實證檢驗結果，故本文接下來利用統計軟件Stata12.0對它們分別進行主成分分析③，最終選擇一個主成分（Financial_perf④）代表企業財務業績，而選擇兩個主成分（Power1⑤、Power2⑥）代表高管權力。主成分特征向量分別為：

Financial_perf=0.6968*ROA+0.6947*ROE+0.1785* TobinQ

Power1=0.6247*Dual+0.5106*Prop_share-0.1055* Tenure+0.5813*CPS

Power2=0.0104*Dual-0.0485*Prop_share+0.9767* Tenure+0.2087*CPS

（五）檢驗模型

在參照已有文獻的基礎上，本文建立如下檢驗模型：

Financial_perf=β0+β1Power1+β2Power2+ β3Board_size+β4Adj.BOARD_size+β5Prop_indep+ Control_variables+ε

四、實證研究

為了更好地研究高管權力、董事會結構對企業財務業績的影響，本文先將各個解釋變量逐步帶入上述檢驗模型進行回歸分析，最后再將所有測試變量放在同一模型進行回歸，得到回歸結果見表2。

表2 回歸結果表⑦

表2第一列和第二列顯示，高管權力與企業財務業績顯著負相關，假設1得到驗證。表2第三列和第四列顯示，董事會規模、調整后的董事會規模與財務業績正相關，假設2沒有得到驗證。董事會規模與企業財務業績之間沒有一個明確顯著的相關關系，表明董事會人數的多少并不絕對影響企業財務業績，關鍵還得看各個董事的具體履職情況。表2第五列顯示，獨立董事比例與財務業績正相關，結合本表第六列的相關數據，假設3基本得到驗證。

五、結論

本文選取617家中國民營上市公司2010-2013年的相關數據作為樣本數據，實證檢驗了高管權力、董事會結構對企業財務業績的影響。本文采用了主成分分析法對企業財務業績和高管權力兩個變量分別提取了主成分，然后用主成分替代原有特征變量進行回歸分析，最終得到了較好的回歸結果。

實證結果表明：高管權力與企業財務業績存在顯著的負相關關系，即擁有較大決策自主權的高管會對企業財務業績產生不利影響；董事會規模與財務業績之間不存在顯著的相關關系；獨立董事比例與財務業績之間的正相關關系不太顯著，說明在我國民營上市公司中，獨立董事并沒有充分發揮其作用。

[1]于東智，池國華.董事會規模、穩定性與公司績效：理論與經驗分析[J]．經濟研究，2004（4）：70-79．

[2]Adams R B,Ferreira D.A theory of friendly boards[J]. Journal of Finance,2007,62(1):217-250.

[3]Bebchuk L A,Cremers K M,Peyer U C.The CEO pay slice[J].Journal of Financial Economics,2011,102(1):199-221.

[4]Sydney Finkelstein.Power in top management teams:dimensions,measurement,and validation [J].Academy of Management Journal,1992,35(3):505-538.

①如果企業在上市時就是民營企業，則轉化日期為上市日期；如果企業在上市時不是民營企業，則轉化日期為通過股權轉讓轉化為民營企業的日期.

②考慮到以前學者研究發現的董事會規模與企業財務業績存在著倒U型曲線關系，本文為了消除這種影響，將董事會規模變量稍作調整.

③進行KMO檢驗得到的KMO值分別為0.5079、0.5707，均大于0.5，故較為適合進行主成分分析.

④Financial_perf的特征值為1.5447，方差貢獻率為51.49%.

⑤Power1的特征值為1.3970，方差貢獻率為34.92%.

⑥Power2的特征值為1.0022，方差貢獻率為25.05%.

⑦括號內的值為標準誤，*表示10%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，***表示1%的顯著性水平.

（作者單位：中南財經政法大學會計學院）