公司治理和環境披露對經營績效的影響
——以馬來西亞上市公司為例

孫斌

（中鐵四局集團建筑工程有限公司，長沙230071）

一、引 言

公司治理鼓勵內部的公平、問責和透明（Parul等）[1]。實施公司治理，可以確保董事會成員（即董事會）之間的權力平衡，同時也提高了董事會對股東的責任感。此外，公司治理還支持及時報告，并通過公司的年度報告加強披露。因此，有良好公司治理的公司會有更好的公司形象，并提高股東的信心，進而可以更好地利用稀缺和有限的資源和資金，使公司可持續發展。但是，公司除了為股東提供良好的財務回報，利益相關者還期望今天的公司“回饋社會”，并更多地參與可持續發展活動（即提高公司的社會績效）（Joshi等）[2]。利益相關者是指公司的其他有關方面，如客戶、供應商、貸方、政府、員工、公眾等，他們期望公司在其決策和行動中承擔更多責任。這包括公司對環境、社會和經濟的運營影響負責。類似的期望也適用于服務行業中的公司。總之，利益相關者的這種期望致使公司必須進行環境披露。

文章研究公司治理屬性和環境披露質量對馬來西亞上市公司經營績效的直接和間接影響，原因有二：一是馬來西亞作為新興國家，具有一定的研究價值；二是馬來西亞上市公司為馬來西亞的經濟作出了出色的貢獻。

環境披露的質量引起了投資者的關注和認可，從而吸引了對社會負責任的投資者投資馬來西亞上市公司。這致使公司經營績效改善，對國民經濟的增長至關重要。考慮到環境敏感行業的運營被認為對環境更加不利，故文章選取馬來西亞境內的環境敏感行業公司為研究對象。

二、理論分析與假設

（一）理論基礎

代理理論于1972年由Alchian和Demsetz首次提出，并于1976年由Jensen和Meckling進一步發展（Htay等）[3]。代理理論表示組織的所有者（股東）與指定的代理人（董事會）之間存在代理關系，通過代理人獲得決策權。然而，所有權（股東）和控制權（董事會）之間存在分離，因此會導致利益沖突。

利益相關者理論由Freeman于1984年首次提出（L?nsiluoto等）[4]。參考Friedmana等[5]的觀點，Fatima等[6]將利益相關者定義為“任何會影響組織目標的實現或受到其影響的團體或個人”。該理論解釋了利益相關者對公司的影響力，同時公司必須滿足利益相關者的要求，因其有助于公司實現其戰略目標（Roberts）[7]。因此，正如Ullmann[8]所評論的那樣，利益相關者理論使公司不得不將社會責任納入公司的戰略決策中；公司環境披露為利益相關者提供了信息，這反過來又使公司能夠獲得這些利益相關者的支持和認可。

合法性理論是指公司為了符合社會期望并維持與社區的合法關系而進行的自愿披露。過去的研究人員經常使用合法性理論（例如Chan）來解釋公司為何自愿披露信息[9]。

（二）提出假設

公司治理結構涉及的變量較多，但從《經濟研究》《管理世界》《中國會計與財務研究》《會計研究》《南開管理評論》等相關研究文獻看，應用較多的是獨立董事的比例、CEO的非職務性、董事會規模、管理者所有權及環境披露質量這五個方面的變量。

Mashayekhi等[10]進行的一項研究支持了代理理論的理論預測，即獨立董事比例對公司績效具有積極影響。基于上述分析提出假設：

H1：獨立董事所占比例將改善馬來西亞上市公司的經營績效。

公司治理是一種監視機制，可確保進行適當的檢查和平衡。 在董事會中擁有大多數獨立董事也將防止有董事具有過大的權力。關于公司治理問題的研究集中在首席執行官的非雙重性，因為首席執行官和董事會主席之間的職位分離是公司治理機制的基本特征。正如Ehikioya[11]所評論的那樣，CEO的非對偶性確保了公司的最佳績效，因為CEO的非對偶性提供了更有效的決策制定和改進的監控機制，從而避免了代理商的機會主義行為。在馬來西亞和英國，代理理論經常被應用。CEO不履行職責增強了董事會的監督效率，從而降低了代理成本，因此，隨著CEO不履行職責，公司的績效將得到改善。基于上述分析提出假設：

H2：CEO的不擔任職務將改善馬來西亞上市公司的經營績效。

Jackling和Johl[12]發現董事會規模與公司績效呈正相關。更大的董事會規模對于防止過度投資是更好的選擇，而且公司在從外部環境中獲取資源的機會更大。基于上述分析提出假設：

H3：更大的董事會規模可顯著改善馬來西亞上市公司的經營績效。

股東（所有者）與董事會（代理人）之間的利益沖突是由于所有權和控制權的分離而引起的。正如Jensen[13]所言，當董事會擁有公司資本的100%時，代理成本將為零。換句話說，當董事會和股東都擁有共同的利益和目標時，就不會有利益沖突，因此也就不會產生代理成本。這項擬議研究的假設是基于代理理論的假設，即當董事持股量增加時，董事會的利益將與股東的利益一致。基于上述分析提出假設：

H4：增加管理層的所有權將改善馬來西亞上市公司的經營績效。

公司的社會績效對公司的經營績效產生影響。例如，糟糕的公司的社會績效會導致客戶疏遠，從而使公司的收入和利潤蒙受損失。根據合法性理論，當公司未能以合法方式履行職責時，社會可以通過抵制公司的產品和服務作出反應。因此，公司要按照公眾可接受的規范和價值觀行事，以使其合法。在公司年度報告中披露公司的社會和環境信息是為投資者提供有價值的信息以塑造良好公司形象的策略之一。因此，基于上述分析提出假設：

H5：環境披露質量提高了馬來西亞上市公司的經營績效。

三、模型設定與數據來源

（一）模型設定

所有馬來西亞上市公司都應準備并在大馬交易所網站上發布公司的年度報告，年度報告的內容包括有關環境報告的披露。考慮到信息和報告的可用性，樣本圈定在環境敏感行業的馬來西亞上市公司。

選擇對環境敏感的行業（ESI），而不是其他行業，是因為ESI公司的運營被認為更具危害性，對環境造成了更大的威脅。馬來西亞交易所認為，對環境敏感的行業包括工業產品、消費品、種植、采礦、建筑、貿易和服務、房地產、基礎設施。這八個行業的馬來西亞上市公司代表了本研究的樣本。本研究的數據集是平衡的面板數據，其中包含510項意見，涵蓋了2011—2015年期間的102家公司。將數據導入到Stata 12軟件中進行數據分析測試，由于使用面板數據分析檢查了每個模型，因此每個模型都使用下標i和t。下標i代表公司，下標t代表年份。

1.模型1：公司治理和經營績效

其中，β0為攔截回歸模型;β1,β2,β3,β4為部分回歸系數。

（二）變量設置與數據來源

自變量：獨立董事的比例（PID）、首席執行官的非職務（NDC）、董事會規模（BS）和管理者所有權（MO）。因變量：資產收益率（ROA）和權益收益率（ROE）。控制變量：公司規模（FS），銷售增長率（SGR）和杠桿（LEV）。首先，由于規模經濟和可用資源較多，與小公司相比，大公司ROA表示管理層在給定資源（資產）下獲得的回報的經營績效更好，與小公司相比，大公司表現出的社會責任行為更多。這是因為大公司傾向于獲得更多公眾關注，在履行其對環境負責任的承諾和努力方面有更大的需求。故將公司規模作為環境披露和經營績效的控制變量。其次，由于負債較高的公司有更多的現金被緊縮，杠桿作用也被包括在控制變量中。高杠桿公司可能會面臨更大的壓力，因為債務提供者可能會更密切地監視這些公司，因此杠桿影響了公司的業績，從而限制了經理有效經營業務的能力。最后，銷售增長也是該研究中的控制變量之一。正如Munisi等[14]所述，銷售增長影響著公司的金融市場表現及公司的治理方式。變量設置見表1。

表1 變量匯總和研究變量的運算

四、實證結果分析

（一）描述性分析

文章選取了102家上市公司，并提取了2011年至2015年年檢的數據，得出了510條觀察結果。其中，工業產品、貿易和服務分別增長31.4%和26.5%；多數意見（43.73%）認為董事會規模為6至7位董事為宜；有446個觀察結果（占87.45%）顯示主席和首席執行官（CEO）之間是分開的。 這表明大多數觀察結果均遵循《2012年馬來西亞公司治理守則》（MCCG 2012）的建議，即董事長和首席執行官的職位應由兩個不同的人擔任。

表2總結了公司治理屬性，環境披露質量和經營績效變量的描述性統計數據。公司治理（CG）屬性包括獨立董事（PID）的比例、首席執行官的非職務（NDC）、董事會規模（BS）和管理者所有權（MO）。

表2 描述統計學（n=510）

獨立董事比例（PID）和管理者所有權比例（MO）的平均值分別為0.4697和0.0954。 這表明，在董事會人數為10名董事的情況下，平均4至5名董事將為獨立董事。獨立董事的平均水平高于MCCG 2012的建議（董事會中每3名董事應有1名獨立董事）。管理者所有權衡量的是高管持股在公司發行的總股份中所占的比例。執行董事所持股份的平均比例（即股份百分比）為9.54%。MO的最高值為0.6926，表示執行董事所持股份的最高百分比為69.26%。經營績效（FP）變量包括資產收益率（ROA）和權益收益率（ROE）。ROA和ROE的平均值分別為0.0345和0.0875（即3.45%和8.75%），表明投資于資產和股本的每100令吉可分別產生約3.45令吉和8.75令吉的凈利潤。ROA和ROE的標準偏差分別為0.2443和0.2197，表明數據點分布在較大的值范圍內。

（二）相關性分析

相關分析結果見表3。所有自變量、中介變量、因變量和控制變量（即PID，NDC，BS，MO，EDQ，ROA，ROE，FS，SGR和LEV）之間的相關性小于+/-0.60。當每個變量之間的相關值低于+/-0.60時，就沒有多重共線性問題。 EDQ和FS之間的最高顯著相關值為0.5486，這表明EDQ和FS之間存在中等程度的正相關。這證實了公司的規模確實會影響環境披露的質量，較大的公司傾向于披露更多信息，反之亦然。PID和BS之間有效相關值為-0.4589。 這表明PID和BS之間的關聯較低且為負，即隨著董事會規模（即董事總數）的增加，獨立董事在董事總數中的比例（即百分比）減小。

表3 相關性分析

采取額外的步驟來計算EDQ和FS之間最高相關值的方差膨脹因子（VIF），以確保不存在嚴重的多重共線性問題。由VIF=1/（1-R2）計算得出估計系數VIF為1.43。計算出的VIF值小于10，因此不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）面板數據分析

在確定使用哪種面板數據回歸模型時，首先，對每個模型進行F檢驗和BPLM檢驗。其次，在必要時進行Hausman測試。下文合并了普通最小二乘（POLS）模型，固定效應模型（FEM）和隨機效應模型（REM）的模型1至模型2的結果。

1.模型1：公司治理與經營績效

模型1（模型1a和模型1b）檢查了公司治理對經營績效的影響，分別通過ROA和ROE進行測量。

模型1a：公司治理和資產收益率

表4報告了公司治理對ROA的影響結果。從表中看出F檢驗和BPLM的p值分別為0.9998和1.0000，這意味著不拒絕原假設。因此，適合使用POLS模型的結果。

POLS模型中的R2值表明ROA的19.45%的變化可以由自變量（PID，NDC，BS和MO）及控制變量（FS，SGR和LEV）解釋。NDC是唯一顯著影響ROA差異的獨立變量。 當首席執行官沒有擔任董事會主席的職位時，公司在ROA中的表現似乎會更好。至于控制變量，FS和LEV確實會影響公司的ROA。因此，模型1a的回歸模型為：

ROAit=-0.3952-0.1109PIDit+0.0569NDCit+0.0324BSit+0.0521MOit+0.0215FSit+0.0137SGRit-0.2358LEVit?

表4模型1a（CG和ROA）的POLS、FEM和REM結果

模型1b：公司治理和股本回報率

模型1b檢驗了公司管治對凈資產收益率的影響。 根據表5中的結果可得出，F檢驗中的p值（0.0070）拒絕了原假設，而BPLM（0.1089）中的p值支持原假設。 因此，將遵循FEM結果，因為它更適合于模型1b。FEM結果顯示R2為0.0411，這意味著ROE的4.11%的變化與PID，NDC，BS，MO，FS，SGR和LEV的變化一起反映出來，而PID，NDC，BS，MO，FS，SGR和LEV則是該變量的獨立變量和控制變量，只有LEV對ROE具有負面影響和重大影響。這些結果表明PID，NDC，BS，MO，FS和SGR與ROE不相關。模型1b的回歸模型為：

ROEit=-0.7733+0.0293PIDit-0.0984NDCit+0.0197BSit-0.2041MOit+0.0489FSit-0.0112SGRit-0.1141LEVit

表5 模型1b的POLS、FEM和REM結果（CG和ROE）

2.模型2：環境披露質量和經營績效

模型2a：環境披露質量和資產回報率

表6總結了模型2a的結果，該模型檢查了EDQ對ROA的影響。F檢驗（1.0000）和BPLM（1.0000）中的p值支持原假設，表明POLS模型的結果是適當的。POLS結果的R2顯示ROA差異的18.12%可以由自變量（EDQ）和控制變量（FS，SGR和LEV）解釋；EDQ不會顯著影響ROA；控制變量（例如FS和LEV）會在1%的水平上顯著影響ROA。 因此，模型2a的回歸模型為：

表6模型3a的POLS、FEM和REM結果（EDQ和ROA）

模型2b：環境披露質量和股本回報率

EDQ對ROE的影響結果示于表7。F檢驗的p值結果為0．0070，小于0．05，但是BPLM中的結果為0．1169，大于0．05，這表明FEM結果更適合模型2b。如表7所示，FEM模型的R2表明ROE的3.45%的變化可以由自變量（EDQ）和控制變量（FS，SGR和LEV）解釋；與ROA模型2a中的結果相似，EDQ不會著著影響ROE。 控制變量FS和LEV，反過來會顯著影響ROE。模型2b的回歸模型為：

表7模型2b的POLS、FEM和REM結果（EDQ和ROE）

五、建 議

基于以上分析，五個假設全部成立。同時可以得出，良好的公司治理結構是內部控制良好的基礎，也是公司經營好壞的關鍵。為完善企業內部控制，提高企業經營績效，文章從公司治理結構入手，提出以下五個建議：第一，應當加強獨立董事的獨立性，完善獨立董事制度，從而提高內部控制質量；同時進一步改革監事會，使監事會真正發揮其監督、檢查、考核功能，加強事前控制能力。第二，董事長與總經理兩職兼任，對企業經營績效呈負相關，這就要求董事長與總經理職責分離，以加強董事會與管理層之間的制衡性。第三，完善的現金股利分配制度有助于減少企業存在的自由現金流，降低高管人員操控企業現金流的可能性，進而降低企業代理成本。第四，管理層權力對公司治理具有重要影響，所有者應針對管理層建立有效的激勵與約束機制，正確引導管理層行為，使其最大限度地發揮應有作用。第五，環境披露質量顯著改善上市公司的經營績效。因此，當局要加強對環境披露施的監管并及時干預。

公司治理和環境披露涵蓋內容廣泛，文章涉及的變量只是其中一部分，不夠全面，有可能會影響到模型整體的擬合效果。故而，在以后的研究當中，除了應當克服上述問題外，在自變量的選擇上也要考慮其他因素的影響，力求全面。同樣在模型的設計上，除了已有的線性回歸和Logistic回歸模型外，應檢查其他回歸模型是否能提高模型的擬合度。