高管權(quán)力、董事會(huì)結(jié)構(gòu)與財(cái)務(wù)業(yè)績

盧康

高管權(quán)力、董事會(huì)結(jié)構(gòu)與財(cái)務(wù)業(yè)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(shí)證研究了高管權(quán)力、董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：高管權(quán)力與企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，描述董事會(huì)結(jié)構(gòu)的變量董事會(huì)規(guī)模和獨(dú)立董事比例與財(cái)務(wù)業(yè)績的相關(guān)關(guān)系不顯著。

高管權(quán)力；董事會(huì)結(jié)構(gòu)；財(cái)務(wù)業(yè)績

一、引言

現(xiàn)代公司制企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離便產(chǎn)生了Jensen和Meckling（1976）所提出的代理問題，并且當(dāng)高管的相對(duì)權(quán)力越大，這種代理問題就越嚴(yán)重，對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績的不利影響也就越大。Adams等（2005）發(fā)現(xiàn)在美國企業(yè)中，當(dāng)CEO擁有相當(dāng)大的戰(zhàn)略方面的自由裁量權(quán)時(shí)，企業(yè)就會(huì)經(jīng)常出現(xiàn)一些投機(jī)性決策導(dǎo)致其財(cái)務(wù)業(yè)績大幅波動(dòng)。Veprauskaite和Adams（2013）研究了英國企業(yè)CEO權(quán)力與財(cái)務(wù)業(yè)績的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者顯著負(fù)相關(guān)。然而在國內(nèi)，學(xué)者們主要是研究管理層薪酬與財(cái)務(wù)業(yè)績或高管權(quán)力與高管薪酬的關(guān)系，很少直接研究高管權(quán)力與財(cái)務(wù)業(yè)績兩者之間的相關(guān)關(guān)系，故本文在這一切入點(diǎn)的基礎(chǔ)上研究了高管權(quán)力、董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績的影響?？紤]到國有企業(yè)高管具有行政級(jí)別，可能存在不能夠量化的政治上的權(quán)力，所以本文只選擇了民營上市公司作為樣本來源進(jìn)行研究分析。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）高管權(quán)力與財(cái)務(wù)業(yè)績

Adams和Ferreira（2007）認(rèn)為當(dāng)擁有較大權(quán)力的高管選擇的最優(yōu)方案與股東不一致時(shí)，就容易滋生道德危機(jī)問題。總之，代理理論表明強(qiáng)勢(shì)的高管可能更加傾向于利用信息不對(duì)稱和他們對(duì)董事會(huì)的影響來增加個(gè)人財(cái)富，從而損害了股東利益，造成企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績下滑?；谏鲜龇治?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：高管權(quán)力與財(cái)務(wù)業(yè)績負(fù)相關(guān)

對(duì)于高管權(quán)力，F(xiàn)inkelstein（1992）認(rèn)為應(yīng)該將其劃分為組織上的權(quán)力（Structural power）、所有權(quán)權(quán)力（Ownership power）、專家權(quán)力（Expert power）和聲望權(quán)力（Prestige power）四個(gè)方面，并分別設(shè)計(jì)了相應(yīng)的測(cè)度指標(biāo)。本文結(jié)合已有學(xué)者的研究和測(cè)度變量數(shù)據(jù)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(gè)變量來構(gòu)建高管權(quán)力結(jié)構(gòu)。

1.兩職合一

當(dāng)企業(yè)董事長與高管為同一人時(shí)，這無疑就削弱了董事會(huì)對(duì)高管決策的有效監(jiān)督，從而對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績?cè)斐韶?fù)面影響。

2.高管持股比例

高管持股比例越高，其對(duì)公司的控制權(quán)越大，越容易為了謀求自身私利而侵占企業(yè)利益，影響財(cái)務(wù)業(yè)績。

3.高管任期

當(dāng)高管在企業(yè)的任職年限較長時(shí)，高管一方面對(duì)企業(yè)的業(yè)務(wù)比較熟悉，能夠及時(shí)了解企業(yè)產(chǎn)品領(lǐng)域的關(guān)鍵難題與發(fā)展問題，另一方面經(jīng)過長期的企業(yè)內(nèi)部運(yùn)營，其積累的個(gè)人威信較高，地位也較穩(wěn)固，高管能夠形成以自己為中心的管理團(tuán)隊(duì)。因此，高管在其崗位的任職年限越長，則對(duì)企業(yè)的控制力也越強(qiáng)。

4.高管薪酬份額

薪酬管理層權(quán)力理論認(rèn)為董事會(huì)不能完全控制管理層薪酬契約的設(shè)計(jì)，管理層有動(dòng)機(jī)和能力影響自己的薪酬，并運(yùn)用權(quán)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(shí)證研究發(fā)現(xiàn)CPS與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)。當(dāng)高管擁有足以影響薪酬委員會(huì)的權(quán)利時(shí)，他便能夠參與薪酬方案的設(shè)計(jì)，從而獲得一個(gè)相對(duì)較高的報(bào)酬。所以本文認(rèn)為高管薪酬份額能夠在一定程度上反映高管權(quán)力的大小，且與高管權(quán)力正相關(guān)。

（二）董事會(huì)結(jié)構(gòu)與財(cái)務(wù)業(yè)績

董事會(huì)是企業(yè)的決策機(jī)構(gòu)，其運(yùn)行有效性能夠影響企業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，從而影響財(cái)務(wù)業(yè)績。本文選取了董事會(huì)規(guī)模和獨(dú)立董事比例兩個(gè)變量來反映董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)財(cái)務(wù)業(yè)績的影響。

1.董事會(huì)規(guī)模

從現(xiàn)有研究來看，董事會(huì)規(guī)模與財(cái)務(wù)業(yè)績之間的關(guān)系不是很明確。Yermack（1996）認(rèn)為擁有較小規(guī)模董事會(huì)的公司具有較高的市值。然而，Denis和Sarin（1999）發(fā)現(xiàn)，增加董事會(huì)規(guī)模的公司在后續(xù)的會(huì)計(jì)期間獲得了更高的市場調(diào)整收益率。于東智和池國華（2004）發(fā)現(xiàn)在中國上市公司中，董事會(huì)規(guī)模與公司績效之間存在著顯著的倒U型曲線關(guān)系。本文認(rèn)為，當(dāng)董事會(huì)規(guī)模增大，董事會(huì)決策效率會(huì)降低，從而降低企業(yè)經(jīng)營效率，影響財(cái)務(wù)業(yè)績。另外董事會(huì)規(guī)模越大，董事間形成“合力”的可能性越小，高管對(duì)董事“分而治之”越容易，從而高管對(duì)董事會(huì)的影響力越大，越易發(fā)生高管侵占企業(yè)利益的行為，進(jìn)而降低企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績?；谏鲜龇治?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：董事會(huì)規(guī)模與財(cái)務(wù)業(yè)績負(fù)相關(guān)

2.獨(dú)立董事比例

企業(yè)設(shè)立獨(dú)立董事的初衷就是監(jiān)督管理層的非理性行為，一般認(rèn)為在董事會(huì)中獨(dú)立董事比例越高，對(duì)高管的監(jiān)督作用越有效，從而企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績也就越好。但是有一些研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事并沒有發(fā)揮作用，與財(cái)務(wù)業(yè)績之間并無顯著相關(guān)關(guān)系。但本文認(rèn)為，隨著獨(dú)立董事制度的逐步完善，其對(duì)管理層的有效監(jiān)督會(huì)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績產(chǎn)生有利影響?；谏鲜龇治?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：獨(dú)立董事比例與財(cái)務(wù)業(yè)績正相關(guān)

三、研究設(shè)計(jì)

（一）高管界定

在國外，因?yàn)榇蟛糠制髽I(yè)都設(shè)有CEO一職，所以高管通常被界定為CEO。但在國內(nèi)，很多企業(yè)并沒有設(shè)CEO，所以學(xué)者們對(duì)于高管的界定一直沒有達(dá)成共識(shí)。本文考慮到數(shù)據(jù)取得的可行性，采用CSMAR數(shù)據(jù)庫中對(duì)于高管的界定，即包括總經(jīng)理、總裁、CEO、副總經(jīng)理、副總裁、董事會(huì)秘書等。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取CSMAR數(shù)據(jù)庫的子模塊——中國民營上市公司數(shù)據(jù)庫中2010-2013年的所有企業(yè)作為初始樣本。為了保證在研究期間內(nèi)企業(yè)的民營化性質(zhì)，提高模型測(cè)度的精確性和實(shí)證結(jié)果的有效性，本文在初始樣本中剔除了B股上市企業(yè)、金融類上市企業(yè)、轉(zhuǎn)化日期①在2010年1月1日之后的企業(yè)和部分研究數(shù)據(jù)不全的企業(yè)。本文最終篩選出了617家民營上市公司，共2084條觀測(cè)值。本文中描述高管權(quán)力、董事會(huì)結(jié)構(gòu)和財(cái)務(wù)業(yè)績等變量所需的數(shù)據(jù)全部來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，部分?jǐn)?shù)據(jù)由手工統(tǒng)計(jì)處理，統(tǒng)計(jì)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(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績和高管權(quán)力的特征變量太多，容易存在多重共線性問題而影響實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，故本文接下來利用統(tǒng)計(jì)軟件Stata12.0對(duì)它們分別進(jìn)行主成分分析③，最終選擇一個(gè)主成分（Financial_perf④）代表企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績，而選擇兩個(gè)主成分（Power1⑤、Power2⑥）代表高管權(quán)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(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

在參照已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文建立如下檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

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

四、實(shí)證研究

為了更好地研究高管權(quán)力、董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績的影響，本文先將各個(gè)解釋變量逐步帶入上述檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行回歸分析，最后再將所有測(cè)試變量放在同一模型進(jìn)行回歸，得到回歸結(jié)果見表2。

表2 回歸結(jié)果表⑦

表2第一列和第二列顯示，高管權(quán)力與企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。表2第三列和第四列顯示，董事會(huì)規(guī)模、調(diào)整后的董事會(huì)規(guī)模與財(cái)務(wù)業(yè)績正相關(guān)，假設(shè)2沒有得到驗(yàn)證。董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績之間沒有一個(gè)明確顯著的相關(guān)關(guān)系，表明董事會(huì)人數(shù)的多少并不絕對(duì)影響企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績，關(guān)鍵還得看各個(gè)董事的具體履職情況。表2第五列顯示，獨(dú)立董事比例與財(cái)務(wù)業(yè)績正相關(guān)，結(jié)合本表第六列的相關(guān)數(shù)據(jù)，假設(shè)3基本得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論

本文選取617家中國民營上市公司2010-2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了高管權(quán)力、董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績的影響。本文采用了主成分分析法對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績和高管權(quán)力兩個(gè)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(jìn)行回歸分析，最終得到了較好的回歸結(jié)果。

實(shí)證結(jié)果表明：高管權(quán)力與企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即擁有較大決策自主權(quán)的高管會(huì)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績產(chǎn)生不利影響；董事會(huì)規(guī)模與財(cái)務(wù)業(yè)績之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系；獨(dú)立董事比例與財(cái)務(wù)業(yè)績之間的正相關(guān)關(guān)系不太顯著，說明在我國民營上市公司中，獨(dú)立董事并沒有充分發(fā)揮其作用。

[1]于東智，池國華.董事會(huì)規(guī)模、穩(wěn)定性與公司績效：理論與經(jīng)驗(yàn)分析[J]．經(jīng)濟(jì)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(yè)在上市時(shí)就是民營企業(yè)，則轉(zhuǎn)化日期為上市日期；如果企業(yè)在上市時(shí)不是民營企業(yè)，則轉(zhuǎn)化日期為通過股權(quán)轉(zhuǎn)讓轉(zhuǎn)化為民營企業(yè)的日期.

②考慮到以前學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)的董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績存在著倒U型曲線關(guān)系，本文為了消除這種影響，將董事會(huì)規(guī)模變量稍作調(diào)整.

③進(jìn)行KMO檢驗(yàn)得到的KMO值分別為0.5079、0.5707，均大于0.5，故較為適合進(jìn)行主成分分析.

④Financial_perf的特征值為1.5447，方差貢獻(xiàn)率為51.49%.

⑤Power1的特征值為1.3970，方差貢獻(xiàn)率為34.92%.

⑥Power2的特征值為1.0022，方差貢獻(xiàn)率為25.05%.

⑦括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)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(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院）