監事會積極性對企業績效的影響研究

摘 要：監事會治理是公司治理機制的重要組成部分，監事會積極性具有重要作用。本文以2016—2021年中國A股上市公司為樣本，探討監事會積極性對企業績效的影響及其作用機制。研究表明：監事會積極性能促進企業績效提升，并通過減少代理成本的路徑發揮作用；股權結構在監事會積極性對企業績效的正向影響中起到調節作用。

關鍵詞：監事會治理；企業績效；股權結構；代理成本

一、引言

完善的公司治理是現代企業制度的必然要求，由于委托代理問題的存在，如何建立有效的監督機制是全世界公司治理共同面對的問題。監事會作為企業內部廣泛存在的內部監督機制，對企業的經營發展有重要的作用。我國監事會制度實踐了近三十年，在完善公司治理、提高經營管理水平、保護投資者利益等方面發揮了積極作用（陳祥義，2020）。但由于監事任職資格、專業能力發揮、監事會職權權限設置等問題，導致成員履職積極性不足，監事會治理存在進一步完善的空間（吳可夫，2010）。

研究監事會治理有效性問題，對監事會改革治理和提升公司績效有重要的現實意義。本文將探討監事會積極性對企業績效的影響，并研究股權結構異質性調節作用和代理成本的中介作用。

二、理論分析與研究假設

1.監事會積極性和企業績效

監事會制度的有效運行對規范公司日常運營、促進公司業績提升具有重要作用（朱信貴，2017；鐔曉艷，2018）。監事會制度的有效運行離不開監事監督履職的積極性，監事的積極性不僅表現為按時遵規參加有關會議決策，更表現為積極履行監督職責。本文以監事會持股情況衡量其履職積極性（石大林等，2014）。監事會的監督力度受薪酬激勵機制影響，當監事會持有股份時，監事工作積極性會提高，從而更嚴格地監督高管行為，確保公司正常運營，進而提高企業績效。據此，提出以下假設。

H1：監事會積極性能提高企業績效表現。

2.股權結構、監事會積極性和企業績效

本文從股權集中度和股權制衡度兩方面展開研究。利益侵占觀認為，當第一大股東持股比例提高時，大股東會掌控企業的控制權和經營權，控股股東出于自利目的會削弱監事會的監督作用（鄒忻浩，2020）。監事不僅難以發揮監督職能，約束不當行為，其行為積極性也會因權利差異大而受到損害。這將削弱監事會積極性對公司績效的提升作用。在股權制衡狀態下，股東間的相互制約狀態會抑制大股東通過控制權獲取私人收益的動機（孫伊迪，2020）。由于股權的制衡作用，監事會監督的有效性得到保障，能更好地改善企業績效。據此，提出以下假設。

H2：股權集中度的提高，會削弱監事會積極性對企業績效的正向影響；股權制衡度的提高，會加強監事會積極性對企業績效的正向影響。

3.代理成本、監事會積極性和企業績效

加強企業內部監管是緩解委托代理問題、提高公司治理效率的基本途徑之一（周澤將，2020）。公司所有權和控制權的分離產生第一類代理問題，即所有者股東和管理層間的委托代理問題，由于雙方目標函數不一致，易出現逆向選擇和道德風險，從而影響企業績效表現。持股的監事會既是公司所有者，也是公司治理的參與者，具有獲取信息的及時性和獨立行使監督權的優先性，能緩解所有者和管理者之間的委托代理問題。

此外，還存在第二類代理問題，即控股大股東和中小股東間的委托代理問題。隨著監事會持股比例的提高，監事會愈加能代表中小股東的權益。相比于控股的大股東，我國上市公司的監事會持股比例不會使監事會擁有公司的絕對控制權，其地位同中小股東一樣，都面臨著大股東掏空行為對其權益的損害威脅。因此，監事會持股有助于制約大股東掏空行為。據此，提出以下假設。

H3：監事會積極性通過減少代理成本從而提高企業績效。

三、研究設計

1.樣本選取與數據來源

本文選取2016—2021年我國A股上市公司為研究樣本，并剔除金融類、ST和PT類，以及資產負債率大于1的樣本，同時進行1%縮尾處理，以消除異常值影響。最終樣本包含8680個觀察值。

2.變量定義

（1） 解釋變量

以監事會持股比例（Xsr）代表監事會的積極性，并設監事會持股與否（Xsrd）變量以拓展研究的可解釋性。監事會適量持股能與股東利益進行捆綁，分享監督收益，有助于提高監事會監督的積極性。

（2） 被解釋變量

采用主成分分析法對企業績效（PE）進行評價，分別從盈利能力（資產報酬率、總資產凈利潤率、流動資產凈利潤率、凈資產收益率、營業利潤率、營業凈利率）、償債能力（流動比率、速動比率、現金比率）、營運能力（總資產周轉率、流動資產周轉率）和成長能力（營業收入增長率、凈利潤增長率）四方面選取13個指標。本文研究樣本的KMO系數為0.788，大于臨界值0.6；Bartlelt系數小于0.05，適合做因子分析。本文共提取4個公因子，包含了超過86.23%的樣本信息。

（3） 其他變量

參考之前的研究，股權集中度（EC）用第一大股東的持股比例衡量；股權制衡度（EB）用第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值測量；第一類代理成本（AC1）、第二類代理成本（AC2）以及主要控制變量如表1所示。

3.模型設定

為驗證假設H1，構建以下回歸模型：

PE=α0+α1Xsr+α2 ∑Controls+ ∑Year+ ∑Industry+ε

PE=α0+α1Xsrd+α2 ∑Controls+ ∑Year+ ∑Industry+ε

為驗證假設H2，構建以下調節效應模型：

PE=α0+α1Xsrd+α2EC（EB）+α3 Xsrd×EC（EB）+

α4 ∑Controls+ ∑Year+ ∑Industry+ε

為驗證假設H3，構建以下中介效應模型：

AC1=α0+α1Xsrd+α2 ∑Controls+ ∑Year+ ∑Industry+ε

PE=α0+α1Xsrd+α2 AC1+α3 ∑Controls+ ∑Year+ ∑Industry+ε

AC2=α0+α1Xsr+α2 ∑Controls+ ∑Year+ ∑Industry+ε

PE=α0+α1Xsr+α2 AC2+α3 ∑Controls+ ∑Year+ ∑Industry+ε

四、實證結果分析

1.回歸分析

表2顯示Xsr和PE在1%水平上顯著正相關，Xsrd和PE在5%水平上顯著正相關，說明監事會持股將提高企業綜合績效表現，加入控制變量、年份和行業因素后依舊顯著，擬合度有所提高，假設H1得到驗證。

2.穩健性檢驗

替換被解釋變量：用資產收益率（ROA）替換PE，回歸結果顯示Xsr和Xsrd的系數在1%的水平上均顯著為正，假設H1再度得到驗證。

變量滯后一期：現實中公司治理是長期的復雜活動，監事會積極性對企業績效的影響可能存在滯后性，將解釋變量滯后一期（L.Xsr和L.Xsrd）再次回歸，結果保持一致。

3.調節效應

表3顯示股權集中度和Xsrd的交互項系數在1%水平上顯著為負，說明EC負向調節監事會積極性和企業績效間的關系；股權制衡度和Xsrd的交互項系數在1%水平上顯著為正，說明EB正向調節監事會積極性和企業績效間的關系。假設H2得到驗證。

4.中介效應

由表4可知AC1具有部分中介的作用，采用系統Bootstrap法，抽樣2000次，經偏差調整的95%置信區間為[0.001，0.009]，不包括0，中介效應顯著。同時，AC2也具有部分中介的作用，經偏差調整的95%置信區間為[0.053，0.422]，不包括0，中介效應顯著。假設H3得到驗證。

五、研究結論與建議

研究結論：①監事會持股比例越高，監事會參與治理積極性越強，企業績效表現越好。②股權集中度會削弱監事會積極性對企業績效的正向影響，股權制衡度會加強監事會積極性對企業績效的正向影響。③監事會積極性通過減少企業第一和第二代理成本，進而提高企業績效。

建議：①公司治理制度設計中應綜合考慮監事會成員獨立性、權威性、主動性和積極性之間的系統關系，采用合理的激勵方式促進監事監督履職。②股權集中度過高會阻礙監事會治理的積極性，既要防止股權集中度過高帶來的“一股獨大”問題，也要預防股權結構過于分散導致的監督約束缺位。要根據公司實際情況，構建合理的股權結構，充分發揮監事會制度設置的有效性。

參考文獻：

[1]陳祥義.中國上市公司監事會與公司業績的關系研究[D].北京：中國社會科學院研究生院，2020.

[2]吳可夫.我國上市公司內部監督體系亟需重構[J].求索，2010（2）：141-143.

[3]朱信貴.股權結構、監事會治理機制與治理績效研究[D].廣州：華南理工大學，2017.

[4]鐔曉艷.企業避稅、監事會治理與企業價值[D].濟南：山東大學，2018.

[5]石大林，路文靜.公司治理效率與公司綜合績效間的關系——基于面板數據模型和主成分分析方法[J].山東財政學院學報，2014（3）：83-92.

[6]鄒忻浩.股權集中度、監事會治理與盈余質量[D].沈陽：遼寧大學，2020.

[7]孫伊迪.股權結構異質性下監事會治理對企業績效的影響[D].濟南：山東建筑大學，2020.

[8]周澤將，雷玲.紀委參與改善了國有企業監事會的治理效率嗎？——基于代理成本視角的考察[J].財經研究，2020（3）：34-48.

作者簡介：劉樹豪（1998.12— ），男，陜西人，碩士研究生，研究方向：戰略管理。