1、董事會(huì)結(jié)構(gòu)、公司治理與績效基于動(dòng)態(tài)內(nèi)生性視角的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)郝云宏,周翼翔(浙江工商大學(xué)工商管理學(xué)院,浙江杭州310018摘要在董事會(huì)與公司績效關(guān)系的研究中,以往文獻(xiàn)大都先驗(yàn)地把董事會(huì)結(jié)構(gòu)作為外生變量來處理,并認(rèn)為二者之間是一種靜態(tài)關(guān)系。本文以我國19992008年間滬、深兩市509家上市公司為研究對象,在動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中控制住內(nèi)生性問題的影響后發(fā)現(xiàn):在當(dāng)期,董事會(huì)獨(dú)立性對公司績效無明顯的促進(jìn)效應(yīng),不過績效對董事會(huì)獨(dú)立性卻呈現(xiàn)出顯著的反饋效應(yīng);董事會(huì)獨(dú)立性與績效之間存在著跨期聯(lián)系,獨(dú)立董事比重的提升雖不必然導(dǎo)致績效的提高,但績效的提高卻導(dǎo)致了董事會(huì)獨(dú)立性的下降;董事會(huì)獨(dú)立性的增加對績效的影響從短期

2、來看有負(fù)面的傾向,從長期來看表現(xiàn)的是正面性;無論是長期還是在短期,董事會(huì)規(guī)模與績效均無顯著關(guān)聯(lián)。關(guān)鍵詞董事會(huì)結(jié)構(gòu);公司治理;績效;內(nèi)生性中圖分類號F276.6文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A 文章編號1006-480X (201005-0110-11【工商管理】一、引言董事會(huì)作為聯(lián)結(jié)股東與經(jīng)理層的紐帶,是公司治理的重要組成部分,其治理效率直接關(guān)系到公司績效和股東利益,故長期以來,董事會(huì)與公司績效關(guān)系一直是國內(nèi)外財(cái)務(wù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。然而,盡管相關(guān)文獻(xiàn)非常豐富,但到目前為止,這個(gè)問題仍處在爭議之中,并沒有取得一致意見。針對這個(gè)問題,Davidson and Rowe (2004、Wintoki et al.(2010認(rèn)

3、為以前的研究結(jié)論之所以差異很大,除了缺乏清晰的概念定義、獲取數(shù)據(jù)時(shí)間上的不一致以及依賴不完美的研究模型外,還可能受到兩個(gè)問題的困擾:一是沒有考慮到董事會(huì)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生屬性;二是忽略了董事會(huì)結(jié)構(gòu)與績效之間存在跨期影響的可能。即董事會(huì)結(jié)構(gòu)是動(dòng)態(tài)內(nèi)生的,在實(shí)證中若不加考慮,獲得的估計(jì)系數(shù)往往是有偏的,這在作者以及Tang (2007、Bhagat and Bolton (2009等人的研究中得到了確認(rèn)。國內(nèi)學(xué)者中,較早關(guān)注該問題的是于東智(2003、于東智和池國華(2004,他們認(rèn)為獨(dú)立董事作用的發(fā)揮可能具有“時(shí)滯性”,不過此假設(shè)并沒有得到經(jīng)驗(yàn)證據(jù)上的支持。后來,李漢軍和張俊喜(2007、丁平(2008

4、通過擴(kuò)大樣本規(guī)模、選用不同的估計(jì)方法,對上市公司績效和董事會(huì)結(jié)構(gòu)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系做了進(jìn)一步探討,結(jié)果發(fā)現(xiàn)董事會(huì)獨(dú)立性和公司績效之間的影響存在長達(dá)3年的滯后收稿日期2010-04-10基金項(xiàng)目國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“基于利益相關(guān)者理論的企業(yè)經(jīng)營績效綜合評價(jià)體系研究”(批準(zhǔn)號70472076;國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“組織公正的多水平建構(gòu)與互動(dòng)效應(yīng)研究”(批準(zhǔn)號70601024。作者簡介郝云宏(1962,男,陜西宜川人,浙江工商大學(xué)工商管理學(xué)院院長,教授,博士生導(dǎo)師;周翼翔(1976,男,安徽樅陽人,浙江工商大學(xué)工商管理學(xué)院博士研究生 。2010年5月第5期(總266期May ,2010No.5China

5、 Industrial Econom ics 110效應(yīng)。董事會(huì)規(guī)模的跨期影響雖然不如董事會(huì)獨(dú)立性那樣顯著,但確實(shí)有證據(jù)表明二者之間的作用并非僅停留在當(dāng)期。總的說來,正如Davidson and Rowe(2004等人所言,二者之間是一種動(dòng)態(tài)內(nèi)生(Dynamic Endogeneity或跨期內(nèi)生(Intertemporal Endogeneity的關(guān)系。不過需要指出的是,國內(nèi)的研究目前還存在著許多不足,如在實(shí)證方法的選擇上,大多數(shù)文獻(xiàn)采用的是固定效應(yīng)模型(FE,而根據(jù)Wintoki et al.(2010的模擬分析,動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中FE估計(jì)得出的系數(shù)是有偏的。基于此,本文擬采用GMM估計(jì)重新

6、考察二者之間可能存在的動(dòng)態(tài)內(nèi)生性關(guān)系。二、動(dòng)態(tài)內(nèi)生性的理論分析框架在對董事會(huì)結(jié)構(gòu)與績效關(guān)系跨期作用的機(jī)理研究中,Hermalin and Weisbach(1998認(rèn)為董事會(huì)結(jié)構(gòu)的形成是股東與管理者之間討價(jià)還價(jià)的產(chǎn)物,它在很大程度上由過去的績效決定。Mclntyre and Murphy(2008則把這種討價(jià)還價(jià)看做是管理者與CEO之間的博弈過程:在第一階段,管理者并不清楚CEO的能力如何,他們只能憑借前期績效對CEO的能力進(jìn)行推測,如果從前期得出管理者能力較佳的結(jié)論,就雇傭CEO,并在董事會(huì)的構(gòu)成上達(dá)成一種妥協(xié),反之,就可能成為另外一種狀態(tài),因此前期績效在一定程度上決定著當(dāng)期的董事會(huì)結(jié)構(gòu),它

7、對董事會(huì)的影響具有滯后性。同時(shí),董事會(huì)結(jié)構(gòu)一旦決定下來,它勢必又會(huì)對當(dāng)期績效產(chǎn)生影響。在第二階段,績效的高低又對下一階段CEO的去留以及董事會(huì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響另外,盡管理論上各變量之間的相互作用可以瞬時(shí)地調(diào)整到新的均衡,但實(shí)際上,績效反映的是一個(gè)時(shí)間段內(nèi)公司的運(yùn)營狀況,它是定期測量和報(bào)告的。通常公司按季度和年度來報(bào)告績效,它很少頻繁地報(bào)告經(jīng)營結(jié)果。這樣它對董事會(huì)結(jié)構(gòu)的影響就有時(shí)滯問題。同時(shí),董事會(huì)結(jié)構(gòu)在一個(gè)時(shí)間段也是相對穩(wěn)定的,董事一旦被選舉,通常都有13年的任期,隨時(shí)被取代的情況并不常見。因此,在達(dá)到一個(gè)新的均衡時(shí)就存在著一定滯后期。如本期差的績效可能直到幾年后才會(huì)對董事會(huì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。同理,董

8、事會(huì)結(jié)構(gòu)的改變也不會(huì)迅速影響公司績效,也存在著一個(gè)時(shí)差問題。如圖1所示,這就是所謂的“跨期內(nèi)生性”或“動(dòng)態(tài)內(nèi)生性”。 對于動(dòng)態(tài)內(nèi)生性情況下估計(jì)方法的選擇,Wintoki et al.(2010認(rèn)為,通常情況下我們需控制的內(nèi)生性有兩種:聯(lián)立性(Simultaneity和不可觀察的異質(zhì)性(Unobservable Heteogeneity。對于前者,一般使用方程組系統(tǒng)來估計(jì),而對于后者,最常用的估計(jì)方法是固定效應(yīng)回歸或組內(nèi)估計(jì)。但僅僅當(dāng)解釋變量與被解釋變量過去值完全無關(guān)時(shí)估計(jì)值才一致,這意味著對董事會(huì)與績效而言,如果過去績效對當(dāng)前董事會(huì)變量產(chǎn)生影響,那么固定效應(yīng)估計(jì)得出的值將是有偏的,即在動(dòng)態(tài)內(nèi)生

9、性的情況下,不能采用固定效應(yīng)估計(jì)方法。若采用固定效應(yīng)估計(jì)會(huì)出現(xiàn)怎樣的結(jié)果呢?以方程(1為例, Wintoki et al.(2010證明此時(shí)即使x與y之間沒有因果關(guān)聯(lián),固定效應(yīng)模型也能得到x對y作用的一個(gè)偽回歸。s y i,t-s+x it+z it+i+its=1,p(1 y it=+s對于方程(1,為了獲得一致無偏的估計(jì),在計(jì)量中我們通常采用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì),該方法111由Holtz-Eakin,Newey and Rosen(1988首先提出,在Arellano and Bover(1995等論文中得到了進(jìn)一步發(fā)展。它的基本估計(jì)過程包括如下:我們先寫出方程(1的一階差分形式:y it-

10、p+x it+z it+itp0(2y it=+pp一階差分排除了不可觀察的異質(zhì)性所帶來的潛在估計(jì)偏差。在GMM估計(jì)中,我們使用解釋變量的滯后值作為當(dāng)前解釋變量的工具,即我們在估計(jì)方程(1或(2的工具變量來自因變量或自變量的滯后值,如y t-k、x t-k和z t-k(kp。需要注意的是,被采用的工具變量要滿足兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn):一是它們能夠解釋當(dāng)期的治理(董事會(huì)結(jié)構(gòu);二是作為工具變量的滯后值必須是外生于當(dāng)期治理(董事會(huì)結(jié)構(gòu)的變化,即與方程(1的誤差項(xiàng)無關(guān)。方程(1中p階滯后期意味著所有的滯后效應(yīng)都已經(jīng)被包括,任何超過t-p階的滯后期與其他變量之間相互外生。然而,方程(2的GMM估計(jì)在計(jì)量上至少存在三個(gè)

11、方面的缺陷:一是Beck,Levine and Loayza (2000認(rèn)為如果原始模型在水平狀態(tài)是概念型的,那么差分形式可能會(huì)削弱GMM估計(jì)的效果;二是Arellano and Bover(1995等暗示水平狀態(tài)的變量對一階差分方程來說可能是弱工具變量;三是一階差分可能會(huì)加劇測量誤差對因變量的影響。針對這些問題,Arellano and Bover(1995認(rèn)為最好的解決方法是進(jìn)行聯(lián)合估計(jì),構(gòu)建水平和差分形式的方程組。在這個(gè)GMM估計(jì)系統(tǒng)中,我們可用一階差分變量作為水平狀態(tài)方程的工具變量,不過問題是水平形式的方程仍然包括不可觀察的異質(zhì)性。為此,我們假設(shè)盡管董事會(huì)結(jié)構(gòu)與不可觀察的異質(zhì)性可能相關(guān)

12、,但短期內(nèi)二者卻無關(guān)。考慮到董事的能力以及管理效率等符合這個(gè)特征,因此這是個(gè)合理的假設(shè)。一旦控制住聯(lián)立性、不可觀察的異質(zhì)性和動(dòng)態(tài)內(nèi)生性的影響后,我們獲得的便是一個(gè)有效估計(jì)。三、研究設(shè)計(jì)1.研究假設(shè)對于董事會(huì)與績效間的跨期作用,Hermalin and Weisbach(1998認(rèn)為如果之前董事會(huì)對CEO 的能力已經(jīng)有了一個(gè)精確的了解,那么后期董事會(huì)對CEO的監(jiān)督強(qiáng)度會(huì)下降,反之,監(jiān)督強(qiáng)度將會(huì)上升。在任何特定的期限內(nèi)董事會(huì)獨(dú)立性與公司經(jīng)理的能力負(fù)向相關(guān),而能力往往由先期績效來表現(xiàn),故董事會(huì)獨(dú)立性與公司過去績效是有關(guān)聯(lián)的,二者為負(fù)相關(guān)關(guān)系,差的績效往往會(huì)導(dǎo)致董事會(huì)獨(dú)立性增加。Davidson an

13、d Rowe(2004構(gòu)建了跨期內(nèi)生性方程組,發(fā)現(xiàn)上期董事會(huì)獨(dú)立性對當(dāng)期公司績效的作用效果不是很顯著,它主要取決于績效和董事會(huì)獨(dú)立性的定義以及設(shè)定的模型類型(固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型,上期績效對當(dāng)期董事會(huì)獨(dú)立性的作用是顯著的,不過這也取決于董事會(huì)獨(dú)立性的定義。當(dāng)公司績效用基金年報(bào)酬率減去基準(zhǔn)報(bào)酬率來替代,董事會(huì)獨(dú)立性用外部非執(zhí)行董事比重或基金家族董事(Fund Family Directors與獨(dú)立董事比重和來表示,或者董事會(huì)獨(dú)立性的表示方法不變,績效用Alpha來表示時(shí),上期績效顯著負(fù)向影響著當(dāng)期的董事會(huì)獨(dú)立性。Tang (2007以日本上市為例,發(fā)現(xiàn)在滯后2期的情況下,前期董事會(huì)越獨(dú)立,

14、則后期績效表現(xiàn)得就越好。董事會(huì)規(guī)模正好相反,它負(fù)向顯著地影響著后期的公司績效。李漢軍和張俊喜(2007在控制了政策因素、控制權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、董事會(huì)規(guī)模以及董事長和總經(jīng)理兼職情況等因素后,發(fā)現(xiàn)績效差的上市公司也更傾向于第2年增加獨(dú)立董事。丁平(2008發(fā)現(xiàn)這種相關(guān)性還與績效指標(biāo)的選擇有關(guān),當(dāng)上期公司績效用托賓Q表示時(shí),它會(huì)顯著影響下期董事會(huì)獨(dú)立性,但用ROE代表公司績效時(shí),二者雖然還是負(fù)向作用關(guān)系,顯著性卻消失了。上期獨(dú)立董事比重與本期績效為正相關(guān)關(guān)系,董事會(huì)規(guī)模負(fù)向影響本期績效但缺乏顯著性。Wintoki et al.(2010也證實(shí),當(dāng)公司績效用ROA表示時(shí),滯后一期的ROA與

15、董事會(huì)獨(dú)立性顯著負(fù)相關(guān)。對于董事會(huì)規(guī)模與績效間的跨期影響,Boone et al.(2007認(rèn)為大公司層級體制明顯,信息的傳遞與交流頻繁,因此它需要規(guī)模更大的董事會(huì)來批準(zhǔn)和監(jiān)督高層經(jīng)理的決定,Coles et al.(2008、112Linck et al.(2008對此進(jìn)行了進(jìn)一步確認(rèn)。在此基礎(chǔ)上,Wintoki et al.(2010得出過去績效間接影響當(dāng)期的董事會(huì)結(jié)構(gòu)的結(jié)論:“如果董事會(huì)結(jié)構(gòu)由公司特征決定(公司規(guī)模、成長機(jī)會(huì)、上市時(shí)間和財(cái)務(wù)杠桿等,并且這些特征與過去績效相關(guān),那么董事會(huì)可通過績效對公司特征的作用而與過去績效相關(guān)。或者說績效越好,公司規(guī)模就越有擴(kuò)張的可能性,通過公司規(guī)模,董

16、事會(huì)規(guī)模可與過去績效正相關(guān)”。與對董事會(huì)的獨(dú)立性研究一樣,丁平(2008亦找到了上期績效正向影響下期董事會(huì)規(guī)模的證據(jù),但對不同績效表示方法卻有差異,ROE仍然不顯著。根據(jù)以上分析,我們提出:假設(shè)1:在控制住動(dòng)態(tài)內(nèi)生性的影響后,當(dāng)期公司績效與董事會(huì)結(jié)構(gòu)(規(guī)模、獨(dú)立性無關(guān)。假設(shè)2:在控制住動(dòng)態(tài)內(nèi)生性的影響后,前期董事會(huì)獨(dú)立性與當(dāng)期績效正相關(guān)。假設(shè)3:在控制住動(dòng)態(tài)內(nèi)生性的影響后,前期董事會(huì)規(guī)模與當(dāng)期績效負(fù)相關(guān)。假設(shè)4:在控制住動(dòng)態(tài)內(nèi)生性的影響后,前期績效與當(dāng)期董事會(huì)獨(dú)立性負(fù)相關(guān)。假設(shè)5:在控制住動(dòng)態(tài)內(nèi)生性的影響后,前期績效與當(dāng)期董事會(huì)規(guī)模正相關(guān)。2.變量定義(1董事會(huì)結(jié)構(gòu):本文用規(guī)模(BSIZE、獨(dú)

17、立性(INDEP兩個(gè)指標(biāo)表示董事會(huì)結(jié)構(gòu)。其中,董事會(huì)規(guī)模指董事會(huì)中所包含董事的總數(shù),董事會(huì)獨(dú)立性指獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)規(guī)模的比例。(2公司績效:績效的表示方法通常有財(cái)務(wù)指標(biāo)與市場指標(biāo)兩種方式。考慮到托賓Q在對非流通股價(jià)值的衡量上并不統(tǒng)一,出現(xiàn)較大的爭議,本文用ROA來表示公司績效。(3兩權(quán)設(shè)置情況(DUAL:如果董事與總經(jīng)理兼任,取1;否則為0。(4公司規(guī)模(LNA:一般來說,衡量公司規(guī)模大小可選擇人數(shù)、資產(chǎn)規(guī)模和銷售額等,考慮到資產(chǎn)指標(biāo)相對人數(shù)指標(biāo)的使用可以降低一些勞動(dòng)密集型行業(yè)特點(diǎn)對估計(jì)結(jié)果的影響,本文以企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)值作為公司規(guī)模的衡量指標(biāo)。(5企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)(SE:本文用不考慮現(xiàn)金

18、紅利投資的月個(gè)股回報(bào)率的標(biāo)準(zhǔn)差表示企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。(6資產(chǎn)負(fù)債率(DBR:已有的研究表明,資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效是密切相關(guān)的,故本文將其作為控制變量納入回歸方程,它用負(fù)債總額除以年末總資產(chǎn)的比值來表示。(7上市時(shí)間(AGE:它指公司上市距樣本觀察期的年限,理論文獻(xiàn)表明公司上市時(shí)間對制度化會(huì)有積極的影響,公司持續(xù)經(jīng)營得越久,制度化程度越高,協(xié)調(diào)各業(yè)務(wù)單元的成本也許會(huì)更高。因此,我們加入上市時(shí)間這一控制變量。3.數(shù)據(jù)來源本文選取我國19992008年間滬、深兩市上市公司為樣本,數(shù)據(jù)主要來源于CCER和深圳國泰安信息技術(shù)有限公司(GTA中國上市公司數(shù)據(jù)庫。在篩選樣本時(shí),我們按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行:剔除資料不可獲得、

19、無法判斷股權(quán)結(jié)構(gòu)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不全的公司;剔除被ST、*ST和PT處理的公司;剔除同時(shí)發(fā)行B股和H股的上市公司;考慮到金融行業(yè)的特殊性,剔除金融類和包含有金融類經(jīng)營單元的上市公司。最終的樣本包括509家樣本公司的10年平衡Panel Data,共5090個(gè)有效樣本觀測點(diǎn)。4.模型設(shè)計(jì)基于以上分析,并結(jié)合本文的實(shí)證要求,我們構(gòu)建了下面的模型:s y it-s+1x it+2x it-1+z1it+i+its1y it=1+sp x it-p+準(zhǔn)1y it+準(zhǔn)2y it-1+z2it+i+itp1x it=2+p這里y it、x it分別表示公司績效和董事會(huì)結(jié)構(gòu)(獨(dú)立性與規(guī)模,z it代表董事會(huì)特征以

20、及其他控制變量,包括公司規(guī)模、公司上市時(shí)間、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、兩權(quán)設(shè)置情況。5.描述性統(tǒng)計(jì)分析根據(jù)表1的描述性統(tǒng)計(jì),我們發(fā)現(xiàn)在19992008年間,公司績效ROA的最小值和最大值分別1139.5911590 2.2949280220INDEP變量的描述性統(tǒng)計(jì)表1四、實(shí)證結(jié)果1.滯后期長度的確定在運(yùn)用GMM 回歸前,了解公司績效和董事會(huì)結(jié)構(gòu)影響的滯后期非常重要,因?yàn)樗苯雨P(guān)系到工具變量選擇的準(zhǔn)確性。在存在滯后影響的情況下,如果不能捕獲前期對當(dāng)期所有的影響則意味著回歸方程被誤設(shè)。在實(shí)證中,Warner et al.(1988研究了美國公司的股價(jià)和高管變動(dòng)之間的聯(lián)系,發(fā)現(xiàn)高管變動(dòng)對差績效的反應(yīng)不

21、是同期的,一般來說,有2年的滯后期。Wintoki et al.(2010對董事會(huì)結(jié)構(gòu)與績效間跨期影響進(jìn)行了研究,亦發(fā)現(xiàn)滯后2期就可以將所有的動(dòng)態(tài)影響包括。本文借鑒Wintoki et al.(2010確定滯后期的方法,證實(shí)了績效和董事會(huì)結(jié)構(gòu)變量之間滯后2期以上就可滿足工具變量的外生性要求(限于篇幅,結(jié)果未列出。2.董事會(huì)結(jié)構(gòu)對公司績效促進(jìn)效應(yīng)的驗(yàn)證為檢查不同估計(jì)方法對結(jié)果可能造成的影響,在表2模型中,我們在做董事會(huì)結(jié)構(gòu)對公司績效影響(ROA 的分析時(shí),列出了靜態(tài)模型和動(dòng)態(tài)模型下的回歸結(jié)果。其中,靜態(tài)模型指的是OLS 、固定效應(yīng)模型和2SLS 回歸,動(dòng)態(tài)模型指的是GMM 回歸。OLS 估計(jì)并不

22、考慮內(nèi)生性問題,這也是傳統(tǒng)外生性視角所得的結(jié)論。固定效應(yīng)模型和2SLS 回歸顯示的是考慮內(nèi)生性問題的結(jié)果。GMM 考察在動(dòng)態(tài)內(nèi)生性情況下董事會(huì)結(jié)構(gòu)與績效之間的關(guān)系,其中模型4考慮的是在動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)中董事會(huì)結(jié)構(gòu)對影響的情況,它用來驗(yàn)證本文的假設(shè)1。模型5是為驗(yàn)證本文的假設(shè)2和假設(shè)3而設(shè)定,主要用來考察上期的治理結(jié)構(gòu)是否會(huì)對本期績效產(chǎn)生影響。結(jié)論顯示在OLS 回歸中,董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立性與公司績效均為負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與大多數(shù)外生性視角的研究結(jié)論相一致。在FE 回歸中,作用方向未發(fā)生變化,董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立性與公司績效仍然顯著負(fù)相關(guān),這與黃之駿(2006的結(jié)論類似,它顯示在本模型中由不可觀測異質(zhì)性引起的內(nèi)

23、生性問題并不嚴(yán)重。在2SLS 回歸中,董事會(huì)獨(dú)立性的顯著性與作用方向均未改變,但董事會(huì)規(guī)模已不再顯著相關(guān)。這表明無論是否考慮內(nèi)生性問題,獨(dú)立董事比重都顯著負(fù)向影響著公司績效,該結(jié)論與114Agrawal and Knoeber (1996的相一致。Agrawal and Knoeber (1996發(fā)現(xiàn)并不像預(yù)期那樣的獨(dú)立董事比重越高,績效就越好,相反,獨(dú)立董事比重的增加反而對績效產(chǎn)生了損害。他們認(rèn)為這是由于一些政治上的原因使得過多的外部董事加入到董事會(huì),這些外部董事的目標(biāo)函數(shù)并非與企業(yè)的目標(biāo)一致。黃之駿(2006亦發(fā)現(xiàn),無論采用何種方法,獨(dú)立董事比例均對企業(yè)價(jià)值有顯著的負(fù)向影響。但Drakos

24、 and Bekiris (2010等的研究結(jié)論正好相反,獨(dú)立董事對公司績效有著顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)。為什么本文的結(jié)論與他們的不一致呢?一種可能的解釋是,在發(fā)達(dá)國家,市場的激勵(lì)與約束機(jī)制已經(jīng)十分完善,獨(dú)立董事能真正起到監(jiān)督內(nèi)部董事與高管、維護(hù)公司整體利益的作用,從而有利于公ROA模型1OLS 模型2FE 模型32SLS 模型4GMM 模型5GMMBSIZE -0.0006*-0.0008*-0.0027-0.0005(-2.32(-2.27(-0.46(-0.62INDEP -0.0329*-0.012*-0.2823*-0.0312(-6.14(-1.64(-2.55(-0.91BSIZE (

25、-10.0005(0.58INDEP (-10.0177(0.56DUAL -0.0039*-0.00040.00160.001-0.0004(-2.00(-0.18(0.32(0.13(-0.04LNA 0.0129*0.0195*0.0288*0.0077*0.0074*(14.56(5.98(5.20(2.71(2.59SE 0.0520*0.0886*0.0515*0.06960.1023(4.01(6.93(2.96(0.95(1.32AGE -0.0012*-0.0029*0.00020.00000.0001(-4.65(-4.71(0.18(-0.03(0.12DBR -0.10

26、07*-0.1465*-0.1994*-0.0514*-0.0542*(-19.04(-12.94(-10.82(-3.68(-3.78ROA (-10.4354*0.4096*(4.90(4.51ROA (-20.1590*0.1712*(3.34(3.79C -0.1828*-0.2910*-0.1340*-0.1636*(-10.58(-4.58(-2.03(-2.45R 20.1030.380注:*表示在10%的水平上顯著,*表示在5%的水平上顯著,*表示在1%的水平上顯著;括號內(nèi)的數(shù)字為t 值;Aderson LR 和Sargan 檢驗(yàn)用來考察2SLS 估計(jì)是否存在識(shí)別不足和過度識(shí)別

27、問題;AR (1、AR (2用來驗(yàn)證GMM 估計(jì)中是否存在一階和二階序列相關(guān),Hansen Test 和Difference-in-Hansen Tests 用來驗(yàn)證GMM 估計(jì)中水平和差分形式的工具變量是否合法;表3表示方法相同。董事會(huì)結(jié)構(gòu)對績效(ROA 的促進(jìn)效應(yīng)表2115司績效的提高。而在中國,盡管最近幾年在獨(dú)立董事的引入速度上發(fā)展很快,但上市公司中獨(dú)立董事的設(shè)置更多的是受到政策驅(qū)動(dòng)的影響,還未變成公司自身的需要,因而所起的作用有限。另外,在制度建設(shè)上還有待完善,如對于獨(dú)立董事的選聘,大股東控制獨(dú)立董事的任職就非常明顯。一項(xiàng)調(diào)查顯示:64%的獨(dú)立董事由董事會(huì)提名產(chǎn)生,36%的獨(dú)立董事由第

28、一大股東提名產(chǎn)生。這種大股東控制獨(dú)立董事任職的現(xiàn)象不可避免地將影響?yīng)毩⒍滦袡?quán)的獨(dú)立性,并極有可能造成獨(dú)立董事與管理層的互通一氣,損害公司的整體利益。故獨(dú)立董事不但沒有促進(jìn)公司績效,反而削弱了公司業(yè)績。在模型4中,無論董事會(huì)獨(dú)立性,還是董事會(huì)規(guī)模都與績效無顯著相關(guān)性。與模型2、模型3相比,說明績效之間的跨期作用確實(shí)對董事會(huì)結(jié)構(gòu)的顯著性產(chǎn)生了影響,這也與Wintoki et al.(2010的結(jié)論相一致。由模型5的估計(jì)結(jié)果可知,前期董事會(huì)結(jié)構(gòu)對本期績效并無顯著影響,不過,根據(jù)Davidson and Rowe(2004的研究,這種顯著性會(huì)受估計(jì)方法的選擇以及績效變量定義的影響。表2同時(shí)還表明績效

29、具有兩期滯后效應(yīng):前期績效越好,對本期績效的提高就越有利。按照Baird and Rasmussen(2008以及Wintoki et al.(2010的分析,績效和董事結(jié)構(gòu)都可能與過去的績效相關(guān),這表明如果忽略過去績效的作用,就有可能導(dǎo)致遺漏變量偏差。同時(shí),前面的理論分析告訴我們,在績效自身存在動(dòng)態(tài)作用的情況下,無論是OLS模型還是FE模型,得到的結(jié)果都是有偏估計(jì),故我們更愿意接受模型4和模型5的估計(jì)結(jié)果,即董事會(huì)結(jié)構(gòu)對公司績效并無顯著的促進(jìn)效應(yīng)。這樣,本文提出的假設(shè)1得到了驗(yàn)證,假設(shè)2和假設(shè)3則被拒絕。對于其他控制變量,我們發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模、風(fēng)險(xiǎn)與公司績效均顯著正相關(guān),表明公司規(guī)模越大,風(fēng)險(xiǎn)越

30、高越是有利于績效提高。資產(chǎn)負(fù)債率與績效負(fù)相關(guān),這與黃之駿(2006、蘭小春等(2008對中國上市公司的實(shí)證結(jié)果一致,顯示負(fù)債融資不但沒有對績效的提高產(chǎn)生幫助,反而降低了績效的增長。分析原因,我們認(rèn)為有兩點(diǎn):一是由于中國上市公司大部分由國有企業(yè)改制而來的,在債務(wù)率較高時(shí),管理層并不擔(dān)心被接管或替換,相反,他們會(huì)通過進(jìn)一步舉債來增加自己的實(shí)際控制權(quán),如不問效果的過度投資等,這直接導(dǎo)致了公司整體績效下降。二是中國上市公司的融資主體主要來自于銀行,銀行的國有性質(zhì)使其很難尋找被融資對象時(shí)不受政策的影響,它對企業(yè)更多的是一種軟約束,平時(shí)也不太關(guān)心企業(yè)的發(fā)展,只是在破產(chǎn)清算時(shí)才正式介入。在這種情況下,企業(yè)融

31、資得來的錢在用途上也就很難有效率,還可能把一部分用于在職消費(fèi)等非生產(chǎn)性投資,這點(diǎn)與歐美成熟市場國家是有區(qū)別的。另外,與大多數(shù)文獻(xiàn)的結(jié)論一致,我們發(fā)現(xiàn)董事長兼任總經(jīng)理不利于公司績效的提高。AGE的系數(shù)為負(fù),說明中國上市公司確實(shí)存在“一年績優(yōu),二年水平,三年ST,四年重組”的現(xiàn)象。3.公司績效對董事會(huì)結(jié)構(gòu)反饋效應(yīng)的驗(yàn)證表3是公司績效對董事會(huì)結(jié)構(gòu)反饋效應(yīng)的驗(yàn)證結(jié)果。其中方程模型1、模型4顯示的是OLS估計(jì)下的結(jié)果,方程模型2、模型5是考察在動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)中當(dāng)期績效對董事會(huì)結(jié)構(gòu)的影響,模型3、模型6是為驗(yàn)證本文假設(shè)4和假設(shè)5而設(shè)立,主要考察前期績效是否對當(dāng)期的董事會(huì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。李漢軍和張俊喜(2007

32、認(rèn)為獨(dú)立董事剛剛進(jìn)入董事會(huì)時(shí),一般對公司的業(yè)務(wù)不太了解,同時(shí)管理層存在故意隱瞞公司業(yè)務(wù)狀況的現(xiàn)象,造成獨(dú)立董事獲得的信息不充分,很難有效行使職權(quán),此時(shí)獨(dú)立董事對公司績效的促進(jìn)作用很難發(fā)揮出來。但是隨著獨(dú)立董事對上市公司業(yè)務(wù)、對本身職能的深入了解,以及外部監(jiān)管機(jī)制的不斷完善,獨(dú)立董事的優(yōu)勢才會(huì)慢慢顯現(xiàn)出來,這個(gè)滯后期為23年。我們試著對董事會(huì)獨(dú)立性和規(guī)模取滯后2期、3期、4期進(jìn)行回歸,遺憾的是,我們并沒有發(fā)現(xiàn)這種規(guī)律。這可能與我們沒有把獨(dú)立董事分組有關(guān),因?yàn)檎叩脑?中國上市公司獨(dú)立董事比重在2003年后有大幅度上升,這就是作者所說的被動(dòng)增加獨(dú)立董事比重對提高公司績效并無顯著影響,主動(dòng)增加才會(huì)

33、提高未來幾年的績效。作為一個(gè)改進(jìn),我們設(shè)置了一個(gè)年度虛擬變量,把本文的時(shí)間分為19992003和20042008兩段,上市公司處于2004年之前的這段時(shí)間取1,之后的取0,然后重新用GMM方法回歸,發(fā)現(xiàn)虛擬變量在15%的水平上顯著,這說明不同的時(shí)間段內(nèi)上市公司績效是有差異的,但董事會(huì)獨(dú)立性滯后2期、3期、4期對績效的影響還是不顯著。不過有趣的是,我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)期的董事會(huì)獨(dú)立性雖然與公司績效顯著負(fù)相關(guān),但從滯后1期起,盡管不顯著,其影響方向卻由負(fù)變?yōu)檎＿@說明董事會(huì)獨(dú)立性顯示的正面效應(yīng)確實(shí)存在著一定的滯后期。116由表3可知,對于董事會(huì)獨(dú)立性,無論是本期、還是上期績效都與其顯著負(fù)相關(guān),它表明績效差的

34、公司傾向于更加獨(dú)立的董事會(huì)結(jié)構(gòu),這驗(yàn)證了Hermalin and Weisbach (1998、Davidson andRowe (2004、Denis and Sarin (2009的研究結(jié)論,他們證實(shí)差的績效往往會(huì)導(dǎo)致董事會(huì)獨(dú)立性的提高。這是因?yàn)楠?dú)立董事的存在有助于制衡控股股東,監(jiān)督經(jīng)營者,維護(hù)所有股東利益。為了扭轉(zhuǎn)企業(yè)績效下降趨勢,作為一種均衡的博弈結(jié)果,會(huì)有更多的獨(dú)立董事加入董事會(huì)以加強(qiáng)對經(jīng)營者的監(jiān)督,這也說明董事會(huì)獨(dú)立性確實(shí)是內(nèi)生而非外生。Bhagat and Black (2002進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)雖然差的績效之后往往是董事會(huì)獨(dú)立性增加,但沒有證據(jù)表明董事會(huì)獨(dú)立程度的提高必然會(huì)導(dǎo)致績效提高

35、,本文的實(shí)證結(jié)果與其類似。在動(dòng)態(tài)面板模型中,本文發(fā)現(xiàn)本期與上期績效對獨(dú)立董事比重仍有顯著負(fù)影響,這不同于Wintoki et al.(2010的研究結(jié)論,他們發(fā)現(xiàn)無論績效無論是用ROA 、ROS 還是用托賓Q 來表示,在動(dòng)態(tài)面板模型中績效對董事會(huì)獨(dú)立性均無顯著影響。這樣本文的假設(shè)4得到了驗(yàn)證。INDEPBSIZE模型1OLS模型2GMM 模型3GMM 模型4OLS 模型5GMM 模型6GMMROA -0.1946*-0.1646*0.0004-0.546(-5.74(-2.44(0.61(-0.33ROA (-1-0.1515*-0.0436(-2.19(-0.03DUAL -0.0240*0

36、.00310.00343.80E-05-0.2327-0.2132(-4.57(0.26(0.31(0.67(-0.99(-0.89LNA 0.0216*0.00250.00172.02E-050.1535*0.1406*(11.30(0.66(0.47(0.59(1.71(1.72SE -0.1101*0.02510.0396*0.0007-0.9099-0.9134(-4.47(1.15(1.79(1.54(-0.38(-0.38AGE 0.0293*-0.0225-0.0647-7.30E-06-0.0672-0.0694(64.24(-0.20(-0.60(-0.85(-1.33(-1

37、.35DBR 0.0260*0.00270.0030.0001-0.5197-0.4705(2.37(1.40(1.38(0.78(-0.97(-0.92BSIZE (-10.7449*0.7494*(6.83(6.86BSIZE (-2-0.0332-0.036(-0.44(-0.47INDEP (-10.4256*0.4390*(4.51(4.69INDEP (-20.005-0.0059(0.16(-0.19C -0.4723*0.1429*0.12270.00001690.43690.7297(-12.20(1.69(1.39(0.03(0.23(0.40R 20.49550.0645

38、0.2960.1630.1870.271表3公司績效(ROA 對董事會(huì)結(jié)構(gòu)的反饋效應(yīng)117對于董事會(huì)規(guī)模,無論是在靜態(tài)模型還是在動(dòng)態(tài)模型中,本期與上期的績效對其均無顯著影響,這類似于Wintoki et al.(2010的發(fā)現(xiàn),顯示董事會(huì)規(guī)模并不受績效的影響,一個(gè)可能的解釋是董事會(huì)規(guī)模是個(gè)獨(dú)立的治理機(jī)制,中國上市公司目前可能已最優(yōu)地選擇了所要求的董事會(huì)規(guī)模。這個(gè)結(jié)果相異于Boone et al.(2007、Coles,Daniel and Naveen(2008、Linck,Netter and Yang(2008的研究,他們認(rèn)為過去績效好的公司規(guī)模會(huì)更大,并傾向于擴(kuò)大董事會(huì)規(guī)模。丁平(200

39、8的研究還顯示上期績效會(huì)影響當(dāng)期的董事會(huì)規(guī)模,但受績效變量選擇的影響,當(dāng)用托賓Q代表績效時(shí),在固定效應(yīng)模型中,它們在5%的水平上顯著正相關(guān),用ROE表示績效時(shí)相關(guān)性卻消失了,也就是說最終的結(jié)果會(huì)受績效變量選擇的影響。這樣本文的假設(shè)5未得到驗(yàn)證。就控制變量對董事會(huì)獨(dú)立性的影響而言,在OLS回歸中,DUAL前的符號為負(fù),說明兩職兼任削弱了董事會(huì)的獨(dú)立性,這驗(yàn)證了Hermalin and Weisbach(1998的推測:董事會(huì)獨(dú)立性是由CEO 和董事會(huì)其他成員的相互博弈而內(nèi)生決定的,當(dāng)CEO的影響力越大時(shí),董事會(huì)中獨(dú)立董事的比例越低。但在GMM回歸中,這種顯著性消失了,說明若考慮績效和治理機(jī)制的跨

40、期作用,CEO和董事會(huì)其他成員的相互博弈對董事會(huì)獨(dú)立性不構(gòu)成實(shí)質(zhì)性影響。LNA、SE、DBR和AGE對董事會(huì)獨(dú)立性的影響和DUAL的情況基本類似。至于控制變量對董事會(huì)規(guī)模的影響,我們發(fā)現(xiàn)除了公司規(guī)模,其它控制變量均不顯著。說明隨著公司規(guī)模的擴(kuò)大,董事會(huì)的規(guī)模也隨著擴(kuò)大,這與Linck,Netter and Yang(2008的研究結(jié)論相一致。4.穩(wěn)健性測試本文進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性測試:控制行業(yè)因素、地區(qū)和年份因素;采用多維的績效指標(biāo),用ROE來替代ROA;考慮資產(chǎn)負(fù)債率可能的內(nèi)生性。經(jīng)過以上處理,當(dāng)我們再次對原方程進(jìn)行回歸后發(fā)現(xiàn)結(jié)論并未發(fā)生改變,這表明本文的分析結(jié)果基本上是穩(wěn)定的。五、研究結(jié)論與

41、政策啟示在董事會(huì)結(jié)構(gòu)與績效關(guān)系的研究中,研究者通常都先驗(yàn)地把董事會(huì)結(jié)構(gòu)作為外生變量處理,并認(rèn)為二者之間是一種靜態(tài)關(guān)系。本文采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和GMM估計(jì)方法,通過對中國上市公司19992008年509家樣本企業(yè)的實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn):在當(dāng)期,董事會(huì)結(jié)構(gòu)缺乏對公司績效顯著的促進(jìn)效應(yīng),不過績效對董事會(huì)獨(dú)立性卻存在明顯的反饋效應(yīng);董事會(huì)獨(dú)立性與績效之間存在跨期關(guān)聯(lián),獨(dú)立董事比重的增加雖不必然導(dǎo)致績效的提高,但績效的提高卻導(dǎo)致了董事會(huì)獨(dú)立性下降;董事會(huì)獨(dú)立性對績效的作用從短期看有負(fù)面影響的傾向,但從長期來看卻表現(xiàn)出正面性;董事會(huì)規(guī)模與公司績效之間關(guān)系非常弱,尤其是在考慮跨期作用的情況下更是如此。以上發(fā)現(xiàn)表

42、明董事會(huì)結(jié)構(gòu)與績效間的作用存在著時(shí)滯,以前基于靜態(tài)框架下的研究文獻(xiàn),從總體思路上首先就排除了二者之間跨期作用的可能性,在這種理論指導(dǎo)下得出的結(jié)論是值得商榷的。因此,我們相信本文除了對現(xiàn)有文獻(xiàn)是個(gè)有益的補(bǔ)充之外,對具體政策制度的制定實(shí)施也具有一定的啟發(fā)和指導(dǎo)意義。第一,我國目前正在為構(gòu)建現(xiàn)代企業(yè)制度而努力,它要求我們必須按照公司法的要求,在企業(yè)內(nèi)部建立起由股東大會(huì)、董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、經(jīng)理層構(gòu)成的相互依賴又相互制衡的治理結(jié)構(gòu)。作為其中的重要一環(huán),董事會(huì)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性屬性決定了我們在構(gòu)建現(xiàn)代企業(yè)制度時(shí)不能簡單地照搬西方其他國家的模式,應(yīng)根據(jù)上市公司的實(shí)際情況建立適合我國企業(yè)發(fā)展的最優(yōu)模式,并具體依照內(nèi)生

43、性問題所關(guān)聯(lián)的因素進(jìn)行確定。比如說董事會(huì)規(guī)模,來自西方發(fā)達(dá)國家市場的分析表明一般維持在78名董事為最優(yōu),而本文對中國上市公司的實(shí)證顯示在考慮董事會(huì)結(jié)構(gòu)與績效跨期影響的情況下,平均而言,910人左右組成的董事會(huì)是比較適合中國實(shí)際情況的。如果不加區(qū)分照搬西方發(fā)達(dá)國家的模式,不但難以起到促進(jìn)績效的作用,反而有可能引起績效的下降。同理,在確定董事會(huì)獨(dú)立性最優(yōu)比例時(shí)除了要考慮國別的差異外,對不同類型公司也應(yīng)根據(jù)個(gè)體的實(shí)際情況加以考慮。如相對于其他類型的公司而言,集團(tuán)型公司業(yè)務(wù)范圍廣泛,涉及行業(yè)多樣,因此它需要更多的外部董118事提供智力、戰(zhàn)略支持;而對高科技公司特別是那些新興的高科技公司,通常它們具有高

44、成長、增長價(jià)值高的特點(diǎn),并且其產(chǎn)品也難以監(jiān)督,這就要求企業(yè)的經(jīng)營者保持長期穩(wěn)定,需要更多的內(nèi)部董事以發(fā)揮內(nèi)部信息優(yōu)勢,不可做一刀切的規(guī)定。第二,董事會(huì)結(jié)構(gòu)與績效之間的相互作用是個(gè)復(fù)雜的過程,它們既可能存在同期的作用,也可能存在跨期間的滯后影響,并且這種影響并非一成不變,有可能先展現(xiàn)出其有利的一面,然后又出現(xiàn)不利的局勢,也有可能正好相反,這對我們獨(dú)立董事制度的建立具有一定的啟發(fā)意義。對我國獨(dú)立董事制度的引入,理論界和實(shí)務(wù)界一直都存在著分歧,作為一項(xiàng)在西方企業(yè)被廣泛采用的制度,許多人一開始都抱著熱切的期盼,希望它給中國上市公司也能帶來立竿見影的效果,可以一勞永逸地解決企業(yè)在發(fā)展過程中因制度缺陷而帶

45、來的一系列問題,當(dāng)這種愿望落空之后,一部分人開始懷疑獨(dú)立董事制度的有效性,思考它對中國企業(yè)究竟適用不適用的問題,我們的研究表明如果考慮它本身的動(dòng)態(tài)調(diào)整特征以及與績效之間作用的時(shí)滯性,也許我們對這項(xiàng)制度有一些新的認(rèn)識(shí)。比如說本文就發(fā)現(xiàn)董事會(huì)獨(dú)立性對公司績效的提高短期來說表現(xiàn)出負(fù)面影響的傾向,但長期來看卻有著正面促進(jìn)的作用,這表明獨(dú)立董事制度從引入到其積極作用的發(fā)揮需要一個(gè)過程,不能因?yàn)槎唐谥畠?nèi)難見成效而輕言放棄。在這期間,我們除了對獨(dú)立董事制度抱有足夠的信心和耐心外,還應(yīng)對獨(dú)立董事的職能定位、選聘、考核和激勵(lì)機(jī)制加以完善,以促進(jìn)獨(dú)立董事的正面效應(yīng)更早地得以發(fā)揮。第三,對于董事會(huì)規(guī)模,一般認(rèn)為,規(guī)

46、模過大會(huì)限制董事們對關(guān)鍵問題討論的參與程度,使獨(dú)裁型的總經(jīng)理操縱和控制董事會(huì)的可能性提高,并會(huì)降低為應(yīng)付危機(jī)在必須保證關(guān)鍵人物都到場的前提下迅速召集董事會(huì)議的靈活性,這些都有損于公司績效的提高。規(guī)模過小雖然便于協(xié)調(diào),但不足以組合出一支知識(shí)、能力和閱歷相匹配的董事隊(duì)伍,難以充分發(fā)揮集體思維的優(yōu)勢,對公司績效的提升同樣是不利的。只有適度的規(guī)模在給董事會(huì)帶來必要的知識(shí)、能力和技術(shù)的同時(shí),又能使董事會(huì)保持足夠凝聚力。本文研究表明,雖不能排除個(gè)別企業(yè)董事會(huì)規(guī)模仍處于一種“非均衡”狀態(tài)而有待優(yōu)化,但從整體上來說,中國上市公司目前平均而言極可能已選擇了適合自己的最優(yōu)規(guī)模,處于一種“均衡”狀態(tài)。故對董事會(huì)的改

47、革,我們的重點(diǎn)不在于通過增加或減少董事數(shù)目來改善企業(yè)的經(jīng)營績效,而應(yīng)創(chuàng)造一個(gè)良好激勵(lì)與約束環(huán)境,使得董事會(huì)中每個(gè)董事的能力都得到充分發(fā)揮。參考文獻(xiàn)2Arellano,M.,and Bover,O.Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-Component Models J.Journal of Econometrics,1995,68(1.4Beck,T.,Levine,R.,and Loayza,N.Finance and the Sources of GrowthJ.Journal of Financial

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