領導權結構董事會結構特征與公司績效

徐玉德+王孟怡

【摘要】 文章在控制公司特征變量和治理結構變量的基礎上，通過建立全樣本和CEO與董事長兩職合一匹配樣本，對董事會結構特征中組成成員情況以及成員薪酬激勵與公司績效的關系進行了實證檢驗。研究發現，我國中小企業的董事獨立性沒有真正發揮作用，并且領導權結構影響了獨立董事比例、董事薪酬對公司績效的有效性。長期而言，應通過建立獨立董事激勵約束機制并逐步減少不在上市公司領取薪酬的董事會成員的人數，以提高獨立董事、監事會和董事薪酬委員會對董事會和管理層監督的有效性。

【關鍵詞】 領導權結構； 公司治理； 董事會結構； 公司績效

中圖分類號：F275；F831.5文獻標識碼：A文章編號：1004-5937（2014）20-0076-05已有文獻研究表明，董事會結構特征與公司績效存在相關性，但是關于獨立董事比例、兩職合一、董事會持股比例、董事會規模等因素對公司績效的影響，目前國內外學者并未達成共識。原因在于兩者基于的理論基礎存在一定的差異。從委托代理理論來看，由于存在代理人的道德風險和逆向選擇行為的可能性，CEO與董事長兩職合一可能會影響董事會監督和制約的有效性。現代管理理論認為CEO與董事長兩職合一后出于對自身尊嚴、信仰以及內在工作滿足的追求，會比兩職分離狀態下更加努力經營公司。現有的實證研究結果往往是基于混合樣本得出的。本文以我國中小上市公司為研究對象，實證檢驗在兩職合一的情況下董事會結構特征與公司績效的關系，探討領導權結構是否會通過影響董事會結構特征來影響公司績效，以期能拓展現有研究視角并提供相關經驗證據。

一、理論分析與假說提出

董事會權力結構是有效發揮董事會作用的基礎，大量的研究探討了董事會結構對公司業績的影響。然而，無論是理論研究還是實證研究，對于董事長總經理兩職合一與公司業績的關系尚未得出一致的結論，實踐中董事長（或副董事長）與總經理兩職合一的現象仍然十分普遍。現有研究并未對兩職合一情況下的董事會結構與公司績效的關系進行檢驗。董事會成員按董事的內外部性分類，可分為外部董事和內部董事。內部董事即執行董事，外部董事若按與企業利益的相關性劃分可分為關聯董事（灰色董事）和獨立董事。委托代理理論認為，獨立董事因其更高的客觀性更能有效履行其監督職能，從而降低企業代理成本，改善企業績效（Fama and Jensen，1983）。眾多的實證研究也對此推斷提供了經驗證據。如：Krivogorsky（2006）以在美國上市的87 家歐洲企業為對象進行了研究，發現董事會獨立性與資產市值賬面比、凈資產收益率和總資產收益率均顯著正相關。Pearce和Zahra（1992）、白重恩等（2005）、Lefort和Urzua（2008）的研究同樣發現董事會獨立性對企業績效具有顯著正向影響。然而，獨立董事與經理人之間的私人關系以及獨立董事服務時間過長等各種因素的存在會實質上影響獨立董事的獨立性，因此某些獨立董事其實并不“獨立”，因而與改進企業績效可能并不相關。Bhagat和Black（2001）對美國上市企業的研究發現，獨立董事的數量對企業績效無顯著正向影響。Erickson等（2005）的研究也發現，在股權較為集中的情況下，獨立董事比重的增加并不能改善企業績效。Ibrahim、Samad和Amir（2008）的研究也得出企業績效與董事會獨立性不相關的結論，我國的學者也發現了類似的結論。胡勤勤和沈藝峰（2002）以已建立獨立外部董事制度的上市公司為樣本研究發現，企業績效與獨立外部董事之間并不存在顯著相關性。從經驗研究的結論來看，獨立董事的職責履行能否改善企業績效尚無定論，而在兩職合一的公司中，獨立董事的職責能否有效發揮亦有待實證檢驗。因此本文提出假說1：

假說1a：其他條件相同情況下，兩職合一公司的獨立董事比例對公司績效有顯著性影響。

假說1b：其他條件相同情況下，兩職合一公司的獨立董事比例對公司績效無顯著性影響。

與外部獨立董事相比，內部董事即執行董事對本企業的內部經營狀況、市場競爭環境、行業發展趨勢等多方面有詳細、準確、及時的信息，因而在經營決策方面具備話語權，加之其在董事會內部建立的個人關系網絡，可以提高董事會決策的質量和效率，也將有助于企業績效的提升。柯江林、張必武和孫健敏（2007）的研究也從一定程度上支持這一觀點，他們發現內部董事比例與總經理更換后的企業績效改進正相關。當然，內部董事也可能因其個人利益和缺乏獨立性而扭曲公司目標（Raheja，2005），最集中的體現即容易造成內部人控制，產生背離股東利益的行為。何浚（1998）和陳湘永等（2000）認為，企業內部董事越多，“內部人控制”越嚴重，其原因在于作為董事和作為經理的責任、權利和義務難以界定清楚，導致經理人員有更多機會濫用職權、謀取私利而侵犯所有者權益。通過上文分析，難以推斷內部董事對公司業績改善的影響，那么在兩職合一的公司中情況又將如何？于是提出假說2：

假說2a：其他條件相同情況下，兩職合一企業的執行董事比例與公司績效正相關。

假說2b：其他條件相同情況下，兩職合一企業的執行董事比例與公司績效負相關。

對董事會效能的研究不能僅從結構的角度出發，因為對董事會成員必須有足夠的激勵并將其激勵與公司績效掛鉤，否則無法指望他們會對公司績效負責（John Pound，1995）。眾多學者關注了對董事會成員激勵的研究。比如，Hermalin和Weisbach（1998）的研究發現，通過薪酬激勵制度能提高獨立董事監督企業經營的效率。Hall和Liebman（1998）的研究發現CEO薪酬與公司價值變動具有顯著相關性。楊青等（2009）的研究發現，CEO的薪酬與公司業績正相關，董事薪酬對公司業績沒有顯著影響。方軍雄（2009）針對2001—2007年間我國上市公司高管薪酬激勵進行研究后發現，薪酬與公司績效之間的相關性僅呈微幅上升的趨勢。總體來看，薪酬激勵機制確實能使董事更好地履行其職責，改善公司績效。在兩職合一的情況下，董事薪酬也應存在這種激勵作用，由此提出假說3：

假說3：其他條件相同情況下，兩職合一企業的董事薪酬與公司業績具有正相關關系。

二、數據來源和模型設計

（一）數據來源與研究樣本

本文以我國2011年中小企業上市公司為數據樣本來研究董事會結構特征與公司業績關系。數據主要來源于國泰安CSMAR數據庫和財務報表數據庫，并參考了巨潮資訊中各上市公司2011年的年報數據。為了保證數據完整，本研究選取的是2011年之前上市的中小企業。考慮到ST和*ST公司之所以被劃為虧損企業，可能與董事會治理中的構成要素有關，并有可能受到了諸如行業發展限制和經營范圍調控等非董事會構成要素的影響，本文將上述公司予以剔除。另外對金融類公司和行業分類不清晰的公司也作了剔除。共得到522個樣本，運用Excel和EViews7.0軟件對樣本進行實證分析。

（二）變量設計

1.被解釋變量

關于研究董事會治理與公司業績關系中的績效指標，主要集中在市場指標如托賓Q值和會計指標。Q值受市場波動影響較大，我國廣大中小投資者仍然主要采用會計指標衡量公司績效，如凈資產收益率ROE、每股收益EPS。它們的優點就是綜合能力強，具有很高的評估價值。

2.解釋變量

本研究解釋變量為代表董事會結構特征變量和領導權結構變量。其中董事會結構特征變量包括董事會組成成員變量（獨立董事比例、執行董事比例）以及董事薪酬變量兩個層次。控制變量分為兩個層次：一是公司特征變量，包括公司規模、總資產收益率；二是治理結構變量，包括董事會規模、董事會持股比例、股權集中度。由于公司董事薪酬資料難以獲得，本文選取了每家上市公司領取薪酬的前三名董事薪酬之和作為董事薪酬與公司業績關系研究的解釋變量。各變量的名稱和定義見表1。

3.模型設計

根據研究假說以及控制變量，本研究建立兩個實證模型，模型（1）在控制公司特征變量的基礎上考慮獨立董事比例、執行董事比例、董事薪酬對公司績效的影響，并且考慮了領導權結構（CEO與董事會兩權是否合一）與上述解釋變量的交叉項作用；模型（2）加入了治理結構控制變量，即在控制了其他董事會層面變量的情況下，研究上述董事會結構解釋變量對公司績效的影響。

EPS=a0+a1IPD_R + a2IPD_R2+a3ID_R + a4PAY + a5DUAL + a6IPD_R*DUAL + a7IPD_R2*DUAL +

a8ID_R*DUAL+a9PAY*DUAL+μ （1）

其中，IPD_R2為IPD_R的二次項，a0為常數項，a1-a9為各變量的相關系數，μ為隨機干擾項。

EPS = ?茁0 + ?茁1IPD_R + ?茁2IPD_R2 + ?茁3ID_R +

?茁4PAY + ?茁5DUAL +?茁6IPD_R*DUAL + ?茁7IPD_R2*DUAL+

?茁8ID_R*DUAL+?茁9PAY*DUAL+?茁10BOS+?茁11OS+μ

（2）

其中，?茁0為常數項，?茁1-?茁11為各變量的相關 系數，μ為隨機干擾項。在下文，IPD_R*DUAL， IPD_R2*DUAL， ID_R*DUAL，PAY*DUAL分別縮寫為IPDU，IPDU2，IDDU，PDU。

三、實證檢驗及結果分析

（一）描述性統計

表2為513個全樣本中關鍵研究變量的描述性統計結果。公司績效EPS、ROE的均值分別為0.455、0.088，與2010年數據相比有所增加，這也是合理的。獨立董事比例的均值為0.368，略高于所規定的獨董比例要達到董事三分之一的要求，且標準差只有0.051，說明我國中小企業的獨立董事比例沒有較大的差異。執行董事比例均值為0.274，與早幾年百分之三十多的比例相比降低一些。DUAL的均值為0.362，說明全樣本中兩職分離的企業占大多數。其他各控制變量與以往研究的數據也基本一致，表明數據具有可靠性。

（二）相關性分析

表3為各變量之間的相關系數，兩職分離狀態（Dual）與獨立董事比例（IPD_R）、執行董事比例（ID_R）、董事薪酬（PAY）相關系數很小，基本認為解釋變量之間不存在多重共線性。另外，其他變量之間的相關性也很小，不存在多重共線性。

（三）模型變量回歸分析（表4）

在模型（1）和模型（2）中，不考慮CEO與董事長兩職是否分離的情況下，IPD_R與公司績效呈U型關系，并且均在1%的水平顯著，而在CEO與董事長兩職合一時，IPD_R與公司績效略不顯著。這說明在兩職合一情況下獨立董事的有效性大打折扣，并且兩職分離下獨立董事比例保持在合適的范圍，過大過小都不利于公司績效。在模型（1）中，在不考慮兩職合一的情況下ID_R的系數為負數，而與DUAL的交叉項系數為正，這說明在兩職分離的情況下執行董事與公司績效有負向關系，而兩職合一的時候提高執行董事的比例有利于公司績效，但這兩種關系都不顯著，模型（2）的結果相似。在兩模型中，PAY在1%的水平顯著，其交叉項不顯著，表明兩職分離時提高董事薪酬有利于公司績效，但是在兩職合一時效果不明顯，這說明兩職分離時董事薪酬才起到激勵作用，兩職合一會降低董事薪酬對公司績效的正相關作用。其他控制變量都顯著，這與以往研究結論相吻合。

綜合來看，回歸結果支持假說H1b，即在兩職合一的公司中，獨立董事比例與公司績效之間不存在顯著相關性；同時，在兩職分離的公司，獨立董事適當的比例有利于公司績效。這說明目前我國中小企業兩職合一董事會中獨立董事對公司績效的有利作用受到了影響，這可能是由于兩職合一導致了權力過于集中致使獨立董事的選聘過程缺乏客觀公平性，獨立董事作用受限。回歸結果不支持假說2，即在兩職合一的企業中，執行董事的比例與公司績效不相關，其原因可能在于兩職合一的企業，董事長CEO權力集中，“一言堂”削弱了執行董事的決策權，抑制了執行董事能力的發揮。回歸結果拒絕了假說3，即兩職合一企業中董事的薪酬激勵作用不明顯，而兩職分離時董事薪酬激勵與公司績效正相關。這一結果與假說2相一致，董事的效能無法正常發揮，因而董事的薪酬激勵與公司績效不相關。

（四）穩健性檢驗

前面已經對衡量公司績效的指標進行了穩健性檢驗，接下來對樣本容量進行穩健性檢驗。在全樣本中領導權結構CEO與董事長兩職分離的樣本有333家，兩職合一的有189家，兩者在數量上有一定差距。為此，本文根據CEO兩職合一的公司特征構建相同數量的匹配組，為每個標準組找公司特征最相似的配對樣本組。本文以EPS為特征值就是找與標準組的EPS最相近的公司，即：使min（EPSJ-EPSK），EPSJ為兩權合一公司績效的估計值，EPSK為兩職分離公司績效的估計值，從而得到兩組相同數量的樣本，本文標準組（兩職合一）和匹配組（兩職分離）樣本數均為184家。

整體上來說本文研究的檢驗結果較為穩健，但可能由于調整前兩職分離的公司明顯多于兩職合一的公司，導致兩次回歸結果存在一些差異，這也在一定程度上說明兩職是否分離會通過影響董事會結構特征（獨立董事比例、董事薪酬）來影響公司績效（檢驗結果見表5）。

四、簡要結論和政策建議

董事會作為公司的決策機構，對上市公司的財務狀況及公司績效起到關鍵作用。本文以我國中小上市公司為樣本，通過建立全樣本和匹配樣本兩個樣本組，檢驗了CEO與董事長兩職是否合一的情況下，董事會組成成員（獨立董事、執行董事）以及董事薪酬激勵對公司績效的影響。研究發現：我國中小企業整體來說董事職責的發揮作用不明顯，尤其是在兩職合一公司中，獨立董事的比例、執行董事的比例與公司業績均無顯著相關性；與以上發現相一致，對董事的激勵水平與公司的業績之間也不存在顯著相關性。上述研究表明，在兩職合一的公司中，由于董事長與CEO為同一人，因而權力高度集中，“一言堂”的情況嚴重限制了其他董事的職能發揮。

上述研究結論的政策意義在于：第一，理論上而言，董事長與總經理兩職分離可以對管理層形成有效的監督和控制，在一定程度上可以提高獨立董事的有效性。但是在兩職分離的情況下，總經理的創新自由、工作熱情也會受到董事長的很大限制，高昂的監管成本可能超過兩職分離所帶來的利益。因此，對于中小企業而言，董事長與總經理兩職合一現象的存在有其必然性，不宜統一從監管制度層面強制要求董事長與總經理相分離，而應由其根據實際情況選擇董事會領導結構，即合一或分離。第二，對兩職合一的上市公司而言，為保護外部股東的利益，避免或減少“一言堂”、“一支筆”所產生的不利后果，應從制度層面加以引導，比如通過規范獨立董事的選聘程序、設立由獨立董事承擔的副董事長職位等，平衡董事長與總經理兩職合一而導致的權力過于集中的情況。這樣既可以保證董事會成為公司的決策和監控中心，有利于上市公司應對不斷變化的經濟和市場環境并及時作出反應，也有利于規范上市公司的治理結構，以從根本上保護股東利益。第三，對于中小企業而言，董事會規模相對較小，不太可能完全按照公司治理規范的要求構建健全的董事會結構，因此如何更大程度上激勵董事作用的發揮就顯得尤為關鍵。董事薪酬的合理設計既可以對其業績起到激勵作用，也可以有效約束其行為，因此合理運用薪酬設計對提高企業績效至關重要。●

【主要參考文獻】

［1］ 何浚.上市公司治理結構的實證分析［J］.經濟研究，1998（5）：50-57.

［2］ Hall, Brian J., andJeffreyB. Liebman. Are CEOS really Paid like bureaucrats？［J］. Quarterly Journal of Economics,1998,113：653-691.

［3］ Boyd, B. K. CEO Duality and Firm Performance: A Contingence Model［J］. Strategic Management Journal, 1995（8）:301-312.

［4］ John,K and Senbet,L.W. Corparate governance and board effectiveness［J］. Journal of banking and Finance,1998,22:371-403.

［5］ Hermalin.B.and M.Weasbach. Board of Directors as an Endogenously-Determined Institution: A Survey of the Economic Literature［J］. Economic Policy Review,2003（9）:7-26.

［6］ 陳湘永，張劍文，張偉文. 我國上市公司“內部人控制”研究［J］.管理世界，2000（4）：103-109.

［7］ 王斌，童盼.董事會行為與公司業績關系研究——一個理論框架及我國上市公司的實證檢驗［J］.中國會計評論，2008（3）.

［8］ 謝志華，張慶龍，袁蓉麗.董事會結構與決策效率［J］.會計研究，2011（1）.

［9］ 謝絢麗，趙勝利.中小企業的董事會結構與戰略選擇［J］.管理世界，2011（1）.

2.解釋變量

本研究解釋變量為代表董事會結構特征變量和領導權結構變量。其中董事會結構特征變量包括董事會組成成員變量（獨立董事比例、執行董事比例）以及董事薪酬變量兩個層次。控制變量分為兩個層次：一是公司特征變量，包括公司規模、總資產收益率；二是治理結構變量，包括董事會規模、董事會持股比例、股權集中度。由于公司董事薪酬資料難以獲得，本文選取了每家上市公司領取薪酬的前三名董事薪酬之和作為董事薪酬與公司業績關系研究的解釋變量。各變量的名稱和定義見表1。

3.模型設計

根據研究假說以及控制變量，本研究建立兩個實證模型，模型（1）在控制公司特征變量的基礎上考慮獨立董事比例、執行董事比例、董事薪酬對公司績效的影響，并且考慮了領導權結構（CEO與董事會兩權是否合一）與上述解釋變量的交叉項作用；模型（2）加入了治理結構控制變量，即在控制了其他董事會層面變量的情況下，研究上述董事會結構解釋變量對公司績效的影響。

EPS=a0+a1IPD_R + a2IPD_R2+a3ID_R + a4PAY + a5DUAL + a6IPD_R*DUAL + a7IPD_R2*DUAL +

a8ID_R*DUAL+a9PAY*DUAL+μ （1）

其中，IPD_R2為IPD_R的二次項，a0為常數項，a1-a9為各變量的相關系數，μ為隨機干擾項。

EPS = ?茁0 + ?茁1IPD_R + ?茁2IPD_R2 + ?茁3ID_R +

?茁4PAY + ?茁5DUAL +?茁6IPD_R*DUAL + ?茁7IPD_R2*DUAL+

?茁8ID_R*DUAL+?茁9PAY*DUAL+?茁10BOS+?茁11OS+μ

（2）

其中，?茁0為常數項，?茁1-?茁11為各變量的相關 系數，μ為隨機干擾項。在下文，IPD_R*DUAL， IPD_R2*DUAL， ID_R*DUAL，PAY*DUAL分別縮寫為IPDU，IPDU2，IDDU，PDU。

三、實證檢驗及結果分析

（一）描述性統計

表2為513個全樣本中關鍵研究變量的描述性統計結果。公司績效EPS、ROE的均值分別為0.455、0.088，與2010年數據相比有所增加，這也是合理的。獨立董事比例的均值為0.368，略高于所規定的獨董比例要達到董事三分之一的要求，且標準差只有0.051，說明我國中小企業的獨立董事比例沒有較大的差異。執行董事比例均值為0.274，與早幾年百分之三十多的比例相比降低一些。DUAL的均值為0.362，說明全樣本中兩職分離的企業占大多數。其他各控制變量與以往研究的數據也基本一致，表明數據具有可靠性。

（二）相關性分析

表3為各變量之間的相關系數，兩職分離狀態（Dual）與獨立董事比例（IPD_R）、執行董事比例（ID_R）、董事薪酬（PAY）相關系數很小，基本認為解釋變量之間不存在多重共線性。另外，其他變量之間的相關性也很小，不存在多重共線性。

（三）模型變量回歸分析（表4）

在模型（1）和模型（2）中，不考慮CEO與董事長兩職是否分離的情況下，IPD_R與公司績效呈U型關系，并且均在1%的水平顯著，而在CEO與董事長兩職合一時，IPD_R與公司績效略不顯著。這說明在兩職合一情況下獨立董事的有效性大打折扣，并且兩職分離下獨立董事比例保持在合適的范圍，過大過小都不利于公司績效。在模型（1）中，在不考慮兩職合一的情況下ID_R的系數為負數，而與DUAL的交叉項系數為正，這說明在兩職分離的情況下執行董事與公司績效有負向關系，而兩職合一的時候提高執行董事的比例有利于公司績效，但這兩種關系都不顯著，模型（2）的結果相似。在兩模型中，PAY在1%的水平顯著，其交叉項不顯著，表明兩職分離時提高董事薪酬有利于公司績效，但是在兩職合一時效果不明顯，這說明兩職分離時董事薪酬才起到激勵作用，兩職合一會降低董事薪酬對公司績效的正相關作用。其他控制變量都顯著，這與以往研究結論相吻合。

綜合來看，回歸結果支持假說H1b，即在兩職合一的公司中，獨立董事比例與公司績效之間不存在顯著相關性；同時，在兩職分離的公司，獨立董事適當的比例有利于公司績效。這說明目前我國中小企業兩職合一董事會中獨立董事對公司績效的有利作用受到了影響，這可能是由于兩職合一導致了權力過于集中致使獨立董事的選聘過程缺乏客觀公平性，獨立董事作用受限。回歸結果不支持假說2，即在兩職合一的企業中，執行董事的比例與公司績效不相關，其原因可能在于兩職合一的企業，董事長CEO權力集中，“一言堂”削弱了執行董事的決策權，抑制了執行董事能力的發揮。回歸結果拒絕了假說3，即兩職合一企業中董事的薪酬激勵作用不明顯，而兩職分離時董事薪酬激勵與公司績效正相關。這一結果與假說2相一致，董事的效能無法正常發揮，因而董事的薪酬激勵與公司績效不相關。

（四）穩健性檢驗

前面已經對衡量公司績效的指標進行了穩健性檢驗，接下來對樣本容量進行穩健性檢驗。在全樣本中領導權結構CEO與董事長兩職分離的樣本有333家，兩職合一的有189家，兩者在數量上有一定差距。為此，本文根據CEO兩職合一的公司特征構建相同數量的匹配組，為每個標準組找公司特征最相似的配對樣本組。本文以EPS為特征值就是找與標準組的EPS最相近的公司，即：使min（EPSJ-EPSK），EPSJ為兩權合一公司績效的估計值，EPSK為兩職分離公司績效的估計值，從而得到兩組相同數量的樣本，本文標準組（兩職合一）和匹配組（兩職分離）樣本數均為184家。

整體上來說本文研究的檢驗結果較為穩健，但可能由于調整前兩職分離的公司明顯多于兩職合一的公司，導致兩次回歸結果存在一些差異，這也在一定程度上說明兩職是否分離會通過影響董事會結構特征（獨立董事比例、董事薪酬）來影響公司績效（檢驗結果見表5）。

四、簡要結論和政策建議

董事會作為公司的決策機構，對上市公司的財務狀況及公司績效起到關鍵作用。本文以我國中小上市公司為樣本，通過建立全樣本和匹配樣本兩個樣本組，檢驗了CEO與董事長兩職是否合一的情況下，董事會組成成員（獨立董事、執行董事）以及董事薪酬激勵對公司績效的影響。研究發現：我國中小企業整體來說董事職責的發揮作用不明顯，尤其是在兩職合一公司中，獨立董事的比例、執行董事的比例與公司業績均無顯著相關性；與以上發現相一致，對董事的激勵水平與公司的業績之間也不存在顯著相關性。上述研究表明，在兩職合一的公司中，由于董事長與CEO為同一人，因而權力高度集中，“一言堂”的情況嚴重限制了其他董事的職能發揮。

上述研究結論的政策意義在于：第一，理論上而言，董事長與總經理兩職分離可以對管理層形成有效的監督和控制，在一定程度上可以提高獨立董事的有效性。但是在兩職分離的情況下，總經理的創新自由、工作熱情也會受到董事長的很大限制，高昂的監管成本可能超過兩職分離所帶來的利益。因此，對于中小企業而言，董事長與總經理兩職合一現象的存在有其必然性，不宜統一從監管制度層面強制要求董事長與總經理相分離，而應由其根據實際情況選擇董事會領導結構，即合一或分離。第二，對兩職合一的上市公司而言，為保護外部股東的利益，避免或減少“一言堂”、“一支筆”所產生的不利后果，應從制度層面加以引導，比如通過規范獨立董事的選聘程序、設立由獨立董事承擔的副董事長職位等，平衡董事長與總經理兩職合一而導致的權力過于集中的情況。這樣既可以保證董事會成為公司的決策和監控中心，有利于上市公司應對不斷變化的經濟和市場環境并及時作出反應，也有利于規范上市公司的治理結構，以從根本上保護股東利益。第三，對于中小企業而言，董事會規模相對較小，不太可能完全按照公司治理規范的要求構建健全的董事會結構，因此如何更大程度上激勵董事作用的發揮就顯得尤為關鍵。董事薪酬的合理設計既可以對其業績起到激勵作用，也可以有效約束其行為，因此合理運用薪酬設計對提高企業績效至關重要。●

【主要參考文獻】

［1］ 何浚.上市公司治理結構的實證分析［J］.經濟研究，1998（5）：50-57.

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［4］ John,K and Senbet,L.W. Corparate governance and board effectiveness［J］. Journal of banking and Finance,1998,22:371-403.

［5］ Hermalin.B.and M.Weasbach. Board of Directors as an Endogenously-Determined Institution: A Survey of the Economic Literature［J］. Economic Policy Review,2003（9）:7-26.

［6］ 陳湘永，張劍文，張偉文. 我國上市公司“內部人控制”研究［J］.管理世界，2000（4）：103-109.

［7］ 王斌，童盼.董事會行為與公司業績關系研究——一個理論框架及我國上市公司的實證檢驗［J］.中國會計評論，2008（3）.

［8］ 謝志華，張慶龍，袁蓉麗.董事會結構與決策效率［J］.會計研究，2011（1）.

［9］ 謝絢麗，趙勝利.中小企業的董事會結構與戰略選擇［J］.管理世界，2011（1）.

2.解釋變量

本研究解釋變量為代表董事會結構特征變量和領導權結構變量。其中董事會結構特征變量包括董事會組成成員變量（獨立董事比例、執行董事比例）以及董事薪酬變量兩個層次。控制變量分為兩個層次：一是公司特征變量，包括公司規模、總資產收益率；二是治理結構變量，包括董事會規模、董事會持股比例、股權集中度。由于公司董事薪酬資料難以獲得，本文選取了每家上市公司領取薪酬的前三名董事薪酬之和作為董事薪酬與公司業績關系研究的解釋變量。各變量的名稱和定義見表1。

3.模型設計

根據研究假說以及控制變量，本研究建立兩個實證模型，模型（1）在控制公司特征變量的基礎上考慮獨立董事比例、執行董事比例、董事薪酬對公司績效的影響，并且考慮了領導權結構（CEO與董事會兩權是否合一）與上述解釋變量的交叉項作用；模型（2）加入了治理結構控制變量，即在控制了其他董事會層面變量的情況下，研究上述董事會結構解釋變量對公司績效的影響。

EPS=a0+a1IPD_R + a2IPD_R2+a3ID_R + a4PAY + a5DUAL + a6IPD_R*DUAL + a7IPD_R2*DUAL +

a8ID_R*DUAL+a9PAY*DUAL+μ （1）

其中，IPD_R2為IPD_R的二次項，a0為常數項，a1-a9為各變量的相關系數，μ為隨機干擾項。

EPS = ?茁0 + ?茁1IPD_R + ?茁2IPD_R2 + ?茁3ID_R +

?茁4PAY + ?茁5DUAL +?茁6IPD_R*DUAL + ?茁7IPD_R2*DUAL+

?茁8ID_R*DUAL+?茁9PAY*DUAL+?茁10BOS+?茁11OS+μ

（2）

其中，?茁0為常數項，?茁1-?茁11為各變量的相關 系數，μ為隨機干擾項。在下文，IPD_R*DUAL， IPD_R2*DUAL， ID_R*DUAL，PAY*DUAL分別縮寫為IPDU，IPDU2，IDDU，PDU。

三、實證檢驗及結果分析

（一）描述性統計

表2為513個全樣本中關鍵研究變量的描述性統計結果。公司績效EPS、ROE的均值分別為0.455、0.088，與2010年數據相比有所增加，這也是合理的。獨立董事比例的均值為0.368，略高于所規定的獨董比例要達到董事三分之一的要求，且標準差只有0.051，說明我國中小企業的獨立董事比例沒有較大的差異。執行董事比例均值為0.274，與早幾年百分之三十多的比例相比降低一些。DUAL的均值為0.362，說明全樣本中兩職分離的企業占大多數。其他各控制變量與以往研究的數據也基本一致，表明數據具有可靠性。

（二）相關性分析

表3為各變量之間的相關系數，兩職分離狀態（Dual）與獨立董事比例（IPD_R）、執行董事比例（ID_R）、董事薪酬（PAY）相關系數很小，基本認為解釋變量之間不存在多重共線性。另外，其他變量之間的相關性也很小，不存在多重共線性。

（三）模型變量回歸分析（表4）

在模型（1）和模型（2）中，不考慮CEO與董事長兩職是否分離的情況下，IPD_R與公司績效呈U型關系，并且均在1%的水平顯著，而在CEO與董事長兩職合一時，IPD_R與公司績效略不顯著。這說明在兩職合一情況下獨立董事的有效性大打折扣，并且兩職分離下獨立董事比例保持在合適的范圍，過大過小都不利于公司績效。在模型（1）中，在不考慮兩職合一的情況下ID_R的系數為負數，而與DUAL的交叉項系數為正，這說明在兩職分離的情況下執行董事與公司績效有負向關系，而兩職合一的時候提高執行董事的比例有利于公司績效，但這兩種關系都不顯著，模型（2）的結果相似。在兩模型中，PAY在1%的水平顯著，其交叉項不顯著，表明兩職分離時提高董事薪酬有利于公司績效，但是在兩職合一時效果不明顯，這說明兩職分離時董事薪酬才起到激勵作用，兩職合一會降低董事薪酬對公司績效的正相關作用。其他控制變量都顯著，這與以往研究結論相吻合。

綜合來看，回歸結果支持假說H1b，即在兩職合一的公司中，獨立董事比例與公司績效之間不存在顯著相關性；同時，在兩職分離的公司，獨立董事適當的比例有利于公司績效。這說明目前我國中小企業兩職合一董事會中獨立董事對公司績效的有利作用受到了影響，這可能是由于兩職合一導致了權力過于集中致使獨立董事的選聘過程缺乏客觀公平性，獨立董事作用受限。回歸結果不支持假說2，即在兩職合一的企業中，執行董事的比例與公司績效不相關，其原因可能在于兩職合一的企業，董事長CEO權力集中，“一言堂”削弱了執行董事的決策權，抑制了執行董事能力的發揮。回歸結果拒絕了假說3，即兩職合一企業中董事的薪酬激勵作用不明顯，而兩職分離時董事薪酬激勵與公司績效正相關。這一結果與假說2相一致，董事的效能無法正常發揮，因而董事的薪酬激勵與公司績效不相關。

（四）穩健性檢驗

前面已經對衡量公司績效的指標進行了穩健性檢驗，接下來對樣本容量進行穩健性檢驗。在全樣本中領導權結構CEO與董事長兩職分離的樣本有333家，兩職合一的有189家，兩者在數量上有一定差距。為此，本文根據CEO兩職合一的公司特征構建相同數量的匹配組，為每個標準組找公司特征最相似的配對樣本組。本文以EPS為特征值就是找與標準組的EPS最相近的公司，即：使min（EPSJ-EPSK），EPSJ為兩權合一公司績效的估計值，EPSK為兩職分離公司績效的估計值，從而得到兩組相同數量的樣本，本文標準組（兩職合一）和匹配組（兩職分離）樣本數均為184家。

整體上來說本文研究的檢驗結果較為穩健，但可能由于調整前兩職分離的公司明顯多于兩職合一的公司，導致兩次回歸結果存在一些差異，這也在一定程度上說明兩職是否分離會通過影響董事會結構特征（獨立董事比例、董事薪酬）來影響公司績效（檢驗結果見表5）。

四、簡要結論和政策建議

董事會作為公司的決策機構，對上市公司的財務狀況及公司績效起到關鍵作用。本文以我國中小上市公司為樣本，通過建立全樣本和匹配樣本兩個樣本組，檢驗了CEO與董事長兩職是否合一的情況下，董事會組成成員（獨立董事、執行董事）以及董事薪酬激勵對公司績效的影響。研究發現：我國中小企業整體來說董事職責的發揮作用不明顯，尤其是在兩職合一公司中，獨立董事的比例、執行董事的比例與公司業績均無顯著相關性；與以上發現相一致，對董事的激勵水平與公司的業績之間也不存在顯著相關性。上述研究表明，在兩職合一的公司中，由于董事長與CEO為同一人，因而權力高度集中，“一言堂”的情況嚴重限制了其他董事的職能發揮。

上述研究結論的政策意義在于：第一，理論上而言，董事長與總經理兩職分離可以對管理層形成有效的監督和控制，在一定程度上可以提高獨立董事的有效性。但是在兩職分離的情況下，總經理的創新自由、工作熱情也會受到董事長的很大限制，高昂的監管成本可能超過兩職分離所帶來的利益。因此，對于中小企業而言，董事長與總經理兩職合一現象的存在有其必然性，不宜統一從監管制度層面強制要求董事長與總經理相分離，而應由其根據實際情況選擇董事會領導結構，即合一或分離。第二，對兩職合一的上市公司而言，為保護外部股東的利益，避免或減少“一言堂”、“一支筆”所產生的不利后果，應從制度層面加以引導，比如通過規范獨立董事的選聘程序、設立由獨立董事承擔的副董事長職位等，平衡董事長與總經理兩職合一而導致的權力過于集中的情況。這樣既可以保證董事會成為公司的決策和監控中心，有利于上市公司應對不斷變化的經濟和市場環境并及時作出反應，也有利于規范上市公司的治理結構，以從根本上保護股東利益。第三，對于中小企業而言，董事會規模相對較小，不太可能完全按照公司治理規范的要求構建健全的董事會結構，因此如何更大程度上激勵董事作用的發揮就顯得尤為關鍵。董事薪酬的合理設計既可以對其業績起到激勵作用，也可以有效約束其行為，因此合理運用薪酬設計對提高企業績效至關重要。●

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