董事會(huì)非正式層級(jí)的績(jī)效效應(yīng)及其影響機(jī)制研究

張耀偉，陳世山，李維安

1南開大學(xué) 中國(guó)公司治理研究院，天津300071

2南開大學(xué) 商學(xué)院，天津300071

3天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，天津300222

1 引言

隨著公司治理實(shí)踐的發(fā)展和理論研究的深入，董事會(huì)治理的研究視角逐漸從早期的基于董事會(huì)整體特征的中觀結(jié)構(gòu)主義視角，過渡到當(dāng)前的基于董事個(gè)體行為特征的微觀行為視角，有關(guān)的研究主題也相應(yīng)的從董事會(huì)結(jié)構(gòu)、機(jī)制及其績(jī)效效應(yīng)研究［1-3］，轉(zhuǎn)變?yōu)槎聜€(gè)體行為特征及其影響效應(yīng)的研究［4-6］。作為一種集體決策機(jī)構(gòu)，董事會(huì)成員個(gè)體屬性特征無(wú)疑會(huì)對(duì)董事會(huì)治理效率及公司行為產(chǎn)生關(guān)鍵影響。由此，進(jìn)一步從微觀層面的董事個(gè)體行為特征(主要集中在個(gè)體社會(huì)資本屬性等方面)出發(fā)，探討其治理效應(yīng)及對(duì)公司行為的影響成為當(dāng)前研究的熱點(diǎn)［7］。

當(dāng)前有關(guān)研究遵循的仍然是傳統(tǒng)的董事會(huì)整體結(jié)構(gòu)主義視角，探討董事會(huì)整體社會(huì)資本總量等因素對(duì)董事會(huì)治理及公司行為的影響，而未考慮董事個(gè)體間因社會(huì)資本等的差異而引致的董事個(gè)體權(quán)威間的不平衡性及其對(duì)董事會(huì)治理的影響。顯然，董事個(gè)體間社會(huì)資本和權(quán)威等差異會(huì)在董事間引發(fā)尊重和順從等行為，從而在董事會(huì)內(nèi)部產(chǎn)生特定的等級(jí)秩序，這對(duì)任務(wù)和功能分工充滿彈性的董事會(huì)運(yùn)作無(wú)疑是至關(guān)重要的。尤其是，在中國(guó)“權(quán)威服從”文化影響深遠(yuǎn)的制度背景下，對(duì)這種因董事個(gè)體間權(quán)威的不平衡性而引致的等級(jí)秩序?qū)Χ聲?huì)治理和公司績(jī)效的影響及其作用機(jī)理進(jìn)行探討就顯得必要而緊迫。

2 相關(guān)研究評(píng)述

作為公司治理的核心，董事會(huì)治理一直是理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。早期的研究主要集中在董事會(huì)結(jié)構(gòu)、機(jī)制及其績(jī)效效應(yīng)方面。在董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征及其影響方面，黃張凱等［8］對(duì)中國(guó)上市公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)及其影響進(jìn)行實(shí)證分析;南開大學(xué)公司治理評(píng)價(jià)課題組［9］在對(duì)董事會(huì)治理進(jìn)行客觀評(píng)價(jià)的基礎(chǔ)上，探討董事會(huì)治理的績(jī)效效應(yīng);陳立泰等［10］則分析董事會(huì)特征與公司股利政策之間的關(guān)系。在董事會(huì)運(yùn)作和薪酬機(jī)制方面，葉康濤等［11］利用獨(dú)立董事對(duì)董事會(huì)議案發(fā)表意見和進(jìn)行投票的數(shù)據(jù)分析董事會(huì)的獨(dú)立性及其監(jiān)督作用;陳運(yùn)森等［12］和楊青等［13］分別探討董事薪酬的影響因素及其對(duì)公司績(jī)效的影響。相關(guān)研究揭示了良好董事會(huì)治理所應(yīng)具備的關(guān)鍵屬性特征(如適度的規(guī)模、有效的獨(dú)立性和激勵(lì)機(jī)制等)及其影響效應(yīng)，為優(yōu)化董事會(huì)治理提供了有力支撐。

隨著研究的深入，研究者發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)作為一種集體決策機(jī)構(gòu)，其董事個(gè)體的行為特征無(wú)疑會(huì)對(duì)董事會(huì)運(yùn)作產(chǎn)生關(guān)鍵影響，已有研究集中于董事會(huì)整體結(jié)構(gòu)層面的探討，因而其研究結(jié)論有待進(jìn)一步深化。例如，兩個(gè)公司的董事會(huì)規(guī)模等特征可能高度相似，但僅僅因?yàn)槠涑蓡T不同，其運(yùn)作效率可能存在巨大差異。鑒于此，研究者開始嘗試基于董事個(gè)體行為特征視角探索董事個(gè)體屬性對(duì)董事會(huì)治理及公司行為的影響，這方面的研究主要集中在對(duì)董事個(gè)體特征、公司間高管聯(lián)結(jié)和政治關(guān)聯(lián)等社會(huì)資本屬性進(jìn)行的探討［14-15］。陳仕華等［16］對(duì)連鎖董事企業(yè)會(huì)計(jì)師事務(wù)所選擇進(jìn)行探討;徐業(yè)坤等［17］對(duì)高管政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)投資行為的關(guān)系進(jìn)行了分析;Johnson等［18］在整合有關(guān)董事會(huì)社會(huì)資本等的研究成果的基礎(chǔ)上，指出基于董事個(gè)體行為研究的重要性及其方向，如董事會(huì)非正式關(guān)系等。上述基于公司間高管聯(lián)結(jié)和政治關(guān)聯(lián)等社會(huì)資本視角的研究取得了一些重要研究成果，從微觀層面探討董事個(gè)體屬性特征等因素對(duì)公司資源獲取、融資及并購(gòu)等行為的影響效應(yīng)，從而拓展和深化了董事會(huì)治理研究。然而，相關(guān)研究遵循的仍然是傳統(tǒng)的董事會(huì)整體結(jié)構(gòu)主義視角，探討董事會(huì)整體社會(huì)資本水平等因素對(duì)董事會(huì)治理及公司行為的影響，而未考慮董事個(gè)體間因社會(huì)資本和個(gè)人權(quán)威等的差異而引致的內(nèi)部不平衡性及其對(duì)董事會(huì)治理的影響。

董事會(huì)作為一種會(huì)議型集體決策機(jī)構(gòu)，其基本的決策規(guī)則是董事一人一票(包括董事長(zhǎng))，董事間相互平等，不存在正式的上下級(jí)關(guān)系，董事長(zhǎng)也只是召集和主持董事會(huì)會(huì)議，決策中不具備強(qiáng)制影響其他董事的合法權(quán)力，所有董事履職也必須通過董事會(huì)。因此，這與工作團(tuán)隊(duì)不同，工作團(tuán)隊(duì)一般存在上下級(jí)關(guān)系，即正式層級(jí)，如領(lǐng)導(dǎo)和下屬，這時(shí)領(lǐng)導(dǎo)擁有合法的權(quán)威來(lái)命令下屬，而下屬也須服從，即典型的科層制特征。董事之間不存在明確的上下級(jí)關(guān)系，而對(duì)其運(yùn)作產(chǎn)生關(guān)鍵影響的正是基于董事個(gè)體間的非正式關(guān)系。顯然，董事個(gè)體間社會(huì)資本和權(quán)威等差異會(huì)在董事間引發(fā)尊重和順從等行為，從而在董事會(huì)內(nèi)部產(chǎn)生特定的等級(jí)秩序，這對(duì)董事會(huì)運(yùn)作至關(guān)重要。

由于董事間社會(huì)資本和個(gè)人權(quán)威不同會(huì)導(dǎo)致董事受到的尊重和順從的差異，這種差異在董事會(huì)中無(wú)疑會(huì)形成一種非正式層級(jí)。董事個(gè)人能力或聲望越大，其在董事會(huì)中受到的尊敬越大，個(gè)人能力或者聲望較大的董事在董事會(huì)中具有較大的個(gè)人權(quán)威，相應(yīng)的董事會(huì)內(nèi)部非正式層級(jí)會(huì)越強(qiáng)烈。Gould［19］認(rèn)為，與其他人類組織一樣，董事會(huì)中由于董事社會(huì)資本和個(gè)人權(quán)威的差異會(huì)形成非正式層級(jí)。這種非正式的層級(jí)關(guān)系一旦形成，便會(huì)作為一種協(xié)調(diào)機(jī)制來(lái)影響董事會(huì)成員之間的溝通和交流，其結(jié)果自然會(huì)影響董事會(huì)運(yùn)作的效率。特別是，由于董事的工作描述通常是概要性的、模糊不清的，很難通過建立正式的規(guī)則和程序來(lái)對(duì)董事的工作進(jìn)行有效指導(dǎo)，因而這種非正式層級(jí)在對(duì)董事會(huì)運(yùn)作效率進(jìn)行有效調(diào)節(jié)方面就顯得尤為重要。Magee等［20］從理論上強(qiáng)調(diào)非正式層級(jí)對(duì)公司績(jī)效的重要影響，認(rèn)為董事們平時(shí)在一起的時(shí)間相對(duì)較少，而且董事的任務(wù)通常是模糊不清的，以至于難以通過董事會(huì)正式的結(jié)構(gòu)(如董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)結(jié)構(gòu)、董事持股等)對(duì)董事會(huì)進(jìn)行有效協(xié)調(diào)和指引，因而這種非正式層級(jí)關(guān)系能夠協(xié)調(diào)董事對(duì)公司的貢獻(xiàn)，進(jìn)而影響公司績(jī)效。這與很多學(xué)者的研究一致，即組織非正式的層級(jí)關(guān)系可以作為一種協(xié)調(diào)機(jī)制使組織的行為更有效率。He等［21］以530家美國(guó)制造業(yè)公司的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，以董事兼職公司數(shù)量的差異性度量董事會(huì)非正式層級(jí)，實(shí)證檢驗(yàn)董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者具有顯著的正向關(guān)系。總體而言，盡管越來(lái)越多的學(xué)者意識(shí)到研究董事會(huì)非正式層級(jí)的價(jià)值，但是這類研究大多還只是停留在理論探討上，系統(tǒng)的實(shí)證研究較少［22］。

綜上，在對(duì)董事會(huì)社會(huì)資本水平與公司行為等關(guān)系進(jìn)行研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討董事個(gè)體間社會(huì)資本不平衡性(即非正式層級(jí))的特征及其影響效應(yīng)，是拓展和深化已有研究的必然選擇。特別是在中國(guó)“權(quán)威服從”文化影響深遠(yuǎn)的制度背景下，對(duì)董事個(gè)體間因權(quán)威的不平衡性而引致的等級(jí)秩序與董事會(huì)治理及公司績(jī)效間的關(guān)系及其影響機(jī)制等問題進(jìn)行探討，顯得尤為必要和緊迫，也更具理論和實(shí)踐價(jià)值。本研究基于整合的社會(huì)資本視角，在對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)進(jìn)行度量分析的基礎(chǔ)上，探討其與公司績(jī)效的關(guān)系以及業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并對(duì)不同最高層級(jí)董事身份和終極控制股東性質(zhì)進(jìn)行分類分析，以揭示董事會(huì)非正式層級(jí)的績(jī)效效應(yīng)及其影響機(jī)制。

3 理論分析和研究假設(shè)

3.1 董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效

作為公司治理的核心，董事會(huì)的關(guān)鍵職責(zé)包括決策、咨詢和監(jiān)督。Fama［23］將董事會(huì)視為公司的最高控制系統(tǒng)，并認(rèn)為擁有良好董事會(huì)的公司將會(huì)持續(xù)創(chuàng)造出較好的業(yè)績(jī)。董事會(huì)運(yùn)行的效率直接決定董事會(huì)治理的質(zhì)量。Nielsen等［24］、Gore等［25］、Finkelstein等［26］研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)的效率取決于董事會(huì)作為一個(gè)團(tuán)隊(duì)有效運(yùn)行的能力。在存在上下級(jí)關(guān)系的工作團(tuán)隊(duì)中，個(gè)體的權(quán)威與責(zé)任界定清晰，正式層級(jí)明確，上級(jí)擁有合法的權(quán)威來(lái)命令下級(jí)，而下級(jí)須服從，正式層級(jí)在團(tuán)隊(duì)運(yùn)作中發(fā)揮主導(dǎo)作用。而董事會(huì)的典型特征是作為一種會(huì)議型決策機(jī)構(gòu)，其基本的決策規(guī)則是個(gè)體平等、一人一票，不存在合法的上下級(jí)關(guān)系。因此，要探究董事會(huì)的運(yùn)行效率，關(guān)鍵要考察董事之間的非正式交流和相互影響［27，21］。顯然，董事個(gè)體特征及相應(yīng)的團(tuán)隊(duì)互動(dòng)水平會(huì)對(duì)董事會(huì)運(yùn)作效率產(chǎn)生重要影響，而非正式層級(jí)就是一種會(huì)對(duì)董事間的交流互動(dòng)產(chǎn)生重要影響的非正式協(xié)調(diào)機(jī)制。

在組織中，成員會(huì)因?yàn)閷?duì)方的個(gè)人權(quán)威及聲望而對(duì)其產(chǎn)生尊敬，由于其權(quán)威和聲望的不同，個(gè)體間受到的尊敬存在差異，這種差異在組織中形成了非正式等級(jí)秩序(即非正式層級(jí))。Ridgeway等［28］認(rèn)為，對(duì)于一個(gè)任務(wù)型組織，如果沒有清晰的層級(jí)關(guān)系，將會(huì)對(duì)組織目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)以及組織的生存和發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。同樣，對(duì)于個(gè)體相互平等、不存在明確合法的上下級(jí)關(guān)系且任務(wù)模糊的董事會(huì)，這種非正式層級(jí)就更具價(jià)值。當(dāng)董事會(huì)內(nèi)部存在一定的非正式層級(jí)關(guān)系時(shí)，也就意味著高層級(jí)的董事受到更多的尊敬，低層級(jí)的董事受到的尊敬相對(duì)更少。因而在董事會(huì)決策中，低層級(jí)的董事更傾向于聽從高層級(jí)董事的指引，非正式層級(jí)的存在有助于提高董事會(huì)決策效率［29，21］。在這種情況下，董事會(huì)更容易高效地達(dá)成一致意見，減少董事之間的無(wú)效爭(zhēng)執(zhí)。相反，當(dāng)非正式層級(jí)較小時(shí)，董事會(huì)交流會(huì)陷入迷茫和低效率狀態(tài)，成員之間的爭(zhēng)執(zhí)趨向于增多，使董事們?cè)诙虝r(shí)間的交流中無(wú)法高效達(dá)成一致意見，從而對(duì)公司運(yùn)營(yíng)產(chǎn)生負(fù)面影響。

當(dāng)然，非正式層級(jí)的存在雖然會(huì)提高董事會(huì)決策的效率，但也存在由于其他董事“順從”而導(dǎo)致的決策質(zhì)量低下的風(fēng)險(xiǎn)，即由于高層級(jí)的董事在董事會(huì)中擁有較大的權(quán)威，因而可能出現(xiàn)一個(gè)人主導(dǎo)甚至決定公司戰(zhàn)略決策事項(xiàng)的情況。但整體上看，這種風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)該較低，如前所述，董事會(huì)作為一種集體民主決策機(jī)構(gòu)，遵循的是一人一票的決策規(guī)則，其內(nèi)部并無(wú)明確的層級(jí)規(guī)則，也就是說(shuō)非正式層級(jí)并無(wú)正式層級(jí)規(guī)則的支撐。因此，非正式層級(jí)協(xié)調(diào)功能的發(fā)揮，僅僅取決于其他董事的尊重或順從，最高層級(jí)的董事無(wú)權(quán)命令其他董事，而其他董事出于自身職業(yè)和聲譽(yù)考慮也不會(huì)盲目順從，其順從行為是基于自身理性判斷的結(jié)果。相對(duì)而言，由于董事會(huì)存在時(shí)間的限制性和董事任務(wù)的模糊性，董事會(huì)在決策時(shí)會(huì)產(chǎn)生過程損失，無(wú)主導(dǎo)力量的長(zhǎng)時(shí)間的討論、爭(zhēng)執(zhí)雖然可能產(chǎn)生更多的觀點(diǎn)，但是更可能存在得不出任何有效決策的風(fēng)險(xiǎn)［24］，現(xiàn)實(shí)中也經(jīng)常發(fā)生因董事爭(zhēng)執(zhí)而影響公司發(fā)展的實(shí)例。因此，相對(duì)而言，董事會(huì)內(nèi)部存在一定程度的層級(jí)關(guān)系，使董事會(huì)兼具民主性和效率性的優(yōu)點(diǎn)，可能更有助于發(fā)揮董事會(huì)的集體決策職能和民主集中制的優(yōu)勢(shì)，快速、高效地進(jìn)行決策，最終促進(jìn)公司績(jī)效的提升?；谝陨戏治?，本研究提出假設(shè)。

H1董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效正相關(guān)。

3.2 業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效之間關(guān)系的強(qiáng)度會(huì)受到特定環(huán)境和具體因素的影響，較強(qiáng)的董事會(huì)非正式層級(jí)的突出優(yōu)勢(shì)在于決策效率上，當(dāng)公司對(duì)高效決策的需求越強(qiáng)烈時(shí)，非正式層級(jí)強(qiáng)度對(duì)績(jī)效的正向促進(jìn)作用就會(huì)越強(qiáng)。而業(yè)績(jī)壓力可以作為董事決策效率的一種反饋機(jī)制，過去業(yè)績(jī)的好壞反映了董事會(huì)決策效率的壓力。當(dāng)公司過去業(yè)績(jī)好時(shí)，董事會(huì)面臨較小的決策效率壓力，此時(shí)董事會(huì)對(duì)當(dāng)前的決策和戰(zhàn)略比較滿意，董事會(huì)較少發(fā)生沖突，董事會(huì)對(duì)非正式層級(jí)的需求相對(duì)較?。?0］。相反，當(dāng)公司過去業(yè)績(jī)較差時(shí)，董事會(huì)面臨較大的壓力和危機(jī)，董事會(huì)內(nèi)部也更容易產(chǎn)生沖突和分歧，因而對(duì)董事會(huì)高效率決策的需求越強(qiáng)烈。

當(dāng)公司過去業(yè)績(jī)較差而急需一個(gè)強(qiáng)有力的組織領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)的效率優(yōu)勢(shì)就會(huì)更加突出和必要，權(quán)威較高的董事將引導(dǎo)董事會(huì)快速做出決策，以盡快將公司日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)拉回正軌，并快速提高公司績(jī)效［31］。因而，當(dāng)公司面臨較強(qiáng)的業(yè)績(jī)壓力時(shí)，董事會(huì)對(duì)非正式層級(jí)的需求更強(qiáng)烈，以提高決策效率并快速提升公司業(yè)績(jī)。因此，本研究提出假設(shè)。

H2公司面臨的業(yè)績(jī)壓力越大，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與績(jī)效間的正向效應(yīng)越強(qiáng)。

作為公司股東的代理機(jī)構(gòu)，董事會(huì)內(nèi)部非正式層級(jí)作用的發(fā)揮必然會(huì)受到股東(特別是控股股東)行為的影響。特別是在中國(guó)一股獨(dú)大的背景下，控股股東幾乎完全控制了董事會(huì)，董事會(huì)運(yùn)作也更多體現(xiàn)的是大股東的意志［32］。相應(yīng)地，在人員選擇上，最高層級(jí)的董事本身往往就是大股東推薦和支持的，其決策意志更多地體現(xiàn)大股東訴求，而這又必然會(huì)得到大股東的支持，因而會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化其最高層級(jí)董事的權(quán)威性。

因此，公司股權(quán)越集中，控股股東對(duì)董事會(huì)控制力越強(qiáng)，其與最高層級(jí)董事在決策公司重大事項(xiàng)上也更容易達(dá)成一致意見。董事會(huì)中權(quán)威較高的人會(huì)受到其他董事的推崇，而公司控股股東的支持會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化其優(yōu)勢(shì)地位和非正式層級(jí)的效率優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而提升非正式層級(jí)強(qiáng)度對(duì)公司績(jī)效的正效應(yīng)。因此，本研究提出假設(shè)。

H3公司股權(quán)集中度越高，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與績(jī)效間的正向效應(yīng)越強(qiáng)。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究以滬、深兩市2010年至2012年全部A股上市公司作為初始研究樣本，根據(jù)研究需要對(duì)樣本進(jìn)行如下處理。①剔除ST、*ST的公司;②剔除金融行業(yè)的公司;③剔除信息缺失的公司。最終獲得1 226家公司、3 678個(gè)公司年的平衡面板樣本觀測(cè)值。

計(jì)算董事會(huì)非正式層級(jí)基尼系數(shù)需要的上市公司董事背景信息數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，并經(jīng)過手工整理。對(duì)于董事信息缺失的，通過公司年報(bào)、新浪財(cái)經(jīng)、巨潮資訊網(wǎng)等途徑進(jìn)行補(bǔ)充。在這一過程中，為了保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和一致性，對(duì)不同渠道的信息進(jìn)行對(duì)比和分析。公司績(jī)效、規(guī)模、年齡、董事會(huì)規(guī)模、業(yè)績(jī)變化、董事會(huì)持股等信息均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。

4.2 變量定義

4.2.1 自變量

由于非正式層級(jí)是董事會(huì)成員之間由董事的聲望、個(gè)人能力和權(quán)威性等方面的差異造成的，因此首先要對(duì)董事個(gè)人聲望和權(quán)威進(jìn)行界定。Davis等［33］認(rèn)為公司在選擇董事時(shí)都傾向于選擇更有經(jīng)驗(yàn)、更有勝任能力的人。在董事網(wǎng)絡(luò)中，董事可以通過觀察和交流學(xué)習(xí)其他公司的戰(zhàn)略來(lái)促進(jìn)自己公司的發(fā)展［34］，而為多家公司、研究機(jī)構(gòu)和政府部門工作的董事能夠更容易獲得這些戰(zhàn)略信息。因而擁有這些社會(huì)資本的董事可以變得更加有勝任能力和聲望，因此在董事會(huì)中會(huì)更加被人尊敬。He等［21］用董事在其他公司兼任董事的數(shù)量對(duì)他們受到的尊敬進(jìn)行衡量，以基尼系數(shù)度量董事間權(quán)威的不平衡性，即非正式層級(jí)強(qiáng)度。

根據(jù)前文的分析，本研究認(rèn)為董事會(huì)非正式層級(jí)的形成與董事個(gè)人聲望和權(quán)威的差異密切相關(guān)，而董事在個(gè)人能力和社會(huì)資本等方面的不同是造成其聲望和權(quán)威差異的根源。在中國(guó)的制度背景下，聲望和權(quán)威高的董事除了更有可能成為其他公司的高管外，往往還會(huì)成為各種專業(yè)性行業(yè)協(xié)會(huì)和學(xué)會(huì)領(lǐng)導(dǎo)以及各級(jí)人大代表和政協(xié)委員。因而，能夠成為其他公司的高管或者成為行業(yè)協(xié)會(huì)和學(xué)會(huì)領(lǐng)導(dǎo)以及政治關(guān)聯(lián)身份反映了董事的個(gè)人聲望和受認(rèn)可的程度。因此，董事?lián)碛械纳鐣?huì)資本情況反映了其勝任能力和權(quán)威，可以作為衡量董事個(gè)人權(quán)威的依據(jù)。

基于此，本研究從3個(gè)層面對(duì)董事個(gè)人的權(quán)威進(jìn)行測(cè)度，①董事兼任其他公司高管(包括董事、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)等)的數(shù)量;②董事?lián)胃骷?jí)人大代表和政協(xié)委員情況以及曾任政府公務(wù)員情況;③董事在重要學(xué)會(huì)和行業(yè)協(xié)會(huì)任職情況。在政府公務(wù)員、人大代表、政協(xié)委員、學(xué)會(huì)和行業(yè)協(xié)會(huì)統(tǒng)計(jì)中，按照級(jí)別高低(如省部級(jí)和廳局級(jí)、全國(guó)性和地方性等)賦予不同權(quán)重。而對(duì)于兼任公司數(shù)量，本研究忽略了兼任公司的規(guī)模大小。通常認(rèn)為，在一個(gè)大公司里擔(dān)任董事比在一個(gè)小公司里擔(dān)任董事更有聲望。然而按照Davis等［33］的研究結(jié)論，在公司進(jìn)行董事選聘時(shí)，存在高度的同質(zhì)性，即大公司更傾向于選擇大公司的高管來(lái)?yè)?dān)任自己公司的董事。因而在測(cè)度董事兼任情況時(shí)，使用董事兼任公司的數(shù)目，并沒有根據(jù)公司的規(guī)模進(jìn)行加權(quán)，具體計(jì)算方法如表1所示。將每位董事在各個(gè)維度的分值加總，即可獲得該董事的社會(huì)資本總水平，并依此作為董事權(quán)威的度量指標(biāo)。

基尼系數(shù)是反映變量間均衡性的常用指標(biāo)。在對(duì)董事個(gè)體權(quán)威進(jìn)行測(cè)度的基礎(chǔ)上，借鑒He等［21］的方法，本研究用基尼系數(shù)度量董事間權(quán)威的不平衡性，即非正式層級(jí)的強(qiáng)度。在董事權(quán)威度量上除考慮兼任公司數(shù)量外，結(jié)合中國(guó)情境增加董事兼任各級(jí)人大代表、政協(xié)委員以及重要協(xié)會(huì)和學(xué)會(huì)任職等情況，從而更加準(zhǔn)確和貼近現(xiàn)實(shí)。

基尼系數(shù)的計(jì)算公式為

根據(jù)定義可知，基尼系數(shù)的取值范圍是0～1，基尼系數(shù)為0意味著董事會(huì)所有董事的社會(huì)資本是相等的，不存在不均衡性;基尼系數(shù)為1則意味著董事會(huì)存在最大的不均衡性，即董事會(huì)中除了一個(gè)董事外，其他董事的社會(huì)資本均為0。

4.2.2 因變量

關(guān)于績(jī)效指標(biāo)的選擇，研究者常用的有托賓Q值、每股收益和資產(chǎn)收益率等。由于中國(guó)資本市場(chǎng)的有效性不高，不完全具備采用托賓Q等市場(chǎng)指標(biāo)反映公司業(yè)績(jī)的前提條件，因此中國(guó)的學(xué)者更傾向于使用每股收益和資產(chǎn)收益率等會(huì)計(jì)類指標(biāo)度量公司績(jī)效。每股收益(EPS)是公司某一時(shí)期凈收益與股份數(shù)的比率，能夠綜合反映特定時(shí)期公司的獲利能力和投資價(jià)值，而且相對(duì)客觀可靠?？傎Y產(chǎn)收益率(ROA)是企業(yè)凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比率，用來(lái)衡量每單位資產(chǎn)可以創(chuàng)造多少凈利潤(rùn)。遵循有關(guān)研究做法，本研究采用每股收益和總資產(chǎn)收益率度量公司績(jī)效，兼顧了公司的盈利能力和投資價(jià)值。公司績(jī)效指標(biāo)的具體公式為

4.2.3 調(diào)節(jié)變量

為了驗(yàn)證H2和H3，探討董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)機(jī)制，本研究引入業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度指標(biāo)，考察業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在衡量業(yè)績(jī)壓力(P)時(shí)，若本年度公司績(jī)效指標(biāo)(EPS和ROA)比上一年度公司績(jī)效指標(biāo)差，取值為1，表示存在業(yè)績(jī)壓力;反之取值為0，表示不存在業(yè)績(jī)壓力。在對(duì)股權(quán)集中度進(jìn)行衡量時(shí)，采用公司前5大股東持股比例之和(CR5)。

4.2.4 控制變量

參考已有研究成果，本研究引入其他可能會(huì)對(duì)公司績(jī)效造成影響的變量作為控制變量，包括董事會(huì)層面、企業(yè)層面和行業(yè)層面因素。

(1)董事會(huì)層面控制變量。根據(jù)相關(guān)的研究結(jié)論，董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例和董事會(huì)持股等因素均會(huì)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生影響，因而在本研究中將董事會(huì)規(guī)模(Bsize)、獨(dú)立董事占比(Dratio)、董事會(huì)持股比例(Shareratio)作為控制變量。

(2)企業(yè)層面控制變量。相關(guān)研究表明，企業(yè)的規(guī)模往往代表一種實(shí)力，從而會(huì)影響企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值;而企業(yè)經(jīng)營(yíng)持續(xù)的年限不同，也會(huì)表現(xiàn)出生命周期特征以及與利益相關(guān)者構(gòu)建關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)和能力的不同，因此引入公司規(guī)模(Size)和公司年齡(Age)作為控制變量，用總資產(chǎn)對(duì)數(shù)度量公司規(guī)模，用公司注冊(cè)年份至研究樣本設(shè)定的時(shí)間的持續(xù)年數(shù)度量公司年限。

(3)行業(yè)控制層面。考慮到行業(yè)和制度因素對(duì)公司績(jī)效的影響，引入行業(yè)分類變量。行業(yè)分類是在證監(jiān)會(huì)和深交所行業(yè)分類的基礎(chǔ)上進(jìn)行一定的調(diào)整，最終分為7個(gè)行業(yè)。為了排除多重共線性問題，在模型中加入6個(gè)行業(yè)虛擬變量。各變量具體定義見表2。

4.3 模型設(shè)定

基于前述分析，本研究構(gòu)建多元回歸模型考察董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)公司績(jī)效的影響，以驗(yàn)證前文提出的假設(shè)。

為了探究非正式層級(jí)與公司績(jī)效之間的關(guān)系，提出模型(1)式，即

為了探究業(yè)績(jī)壓力對(duì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，提出模型(2)式，即

表2 變量定義Table 2 Definition of Variable

為了探究公司股權(quán)集中度對(duì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，提出模型(3)式，即

其中，β0為截距，β1～β15分別為模型中各變量對(duì)公司績(jī)效的影響系數(shù)，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

5 實(shí)證結(jié)果及分析

5.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3給出樣本公司除業(yè)績(jī)壓力虛擬變量之外其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 3 Descriptive Statistics of Variables

由表3數(shù)據(jù)可知，就研究的樣本公司而言，上市公司董事會(huì)的基尼系數(shù)均值為0.310，標(biāo)準(zhǔn)差為0.141，說(shuō)明中國(guó)上市公司董事會(huì)內(nèi)部存在一定的非正式層級(jí)，并且高于美國(guó)上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)(基尼系數(shù)為0.210)［21］，公司間也呈現(xiàn)出一定的差別。按終極控制股東性質(zhì)進(jìn)一步細(xì)分發(fā)現(xiàn)，國(guó)有控股上市公司基尼系數(shù)平均值為0.325，略高于民營(yíng)控股上市公司基尼系數(shù)均值0.300;國(guó)有控股上市公司中，中央控股公司基尼系數(shù)均值為0.321，略低于地方政府控股公司基尼系數(shù)均值0.333。本研究的因變量EPS和ROA均值分別為0.307和0.036，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.527和0.442，說(shuō)明上市公司績(jī)效之間存在較大的差別。

表4給出變量的相關(guān)系數(shù)。當(dāng)公司績(jī)效指標(biāo)分別為ROA和EPS時(shí)，對(duì)應(yīng)的業(yè)績(jī)壓力分別以ROA和EPS的升降來(lái)度量。當(dāng)本年度公司績(jī)效(ROA和EPS)低于上一年度公司績(jī)效時(shí)，業(yè)績(jī)壓力變量(P(EPS)和P(ROA))取值為1，反之取值為0。

表4結(jié)果表明，基尼系數(shù)與EPS的相關(guān)系數(shù)為0.087，且在1%的顯著水平上顯著相關(guān);與ROA的相關(guān)系數(shù)為0.042，且在5%的顯著水平上顯著相關(guān)。該結(jié)果與本研究的初步假設(shè)一致。本研究的控制變量中，除獨(dú)立董事占比之外，其他控制變量均與公司績(jī)效顯著相關(guān)，說(shuō)明這些變量確實(shí)會(huì)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生影響，因而本研究控制變量的設(shè)置是有意義的。同時(shí)，變量之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

5.2 回歸結(jié)果分析

根據(jù)前文建立的計(jì)量模型，運(yùn)用STATA 13.0軟件分析上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效的關(guān)系，以檢驗(yàn)本研究提出的假設(shè)。對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，本研究采用固定效應(yīng)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

表4 主要變量相關(guān)系數(shù)Table 4 Correlation Coefficient of Main Variables

表5 董事會(huì)非正式層級(jí)與EPS的回歸結(jié)果Table 5 Regression Results of Board Informal Hierarchy and EPS

5.2.1 董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效的回歸分析結(jié)果

使用每股收益作為公司績(jī)效指標(biāo)的回歸結(jié)果見表5。模型1考察控制變量對(duì)EPS的影響，模型2考察控制變量和調(diào)節(jié)變量對(duì)EPS的影響，模型3考察自變量基尼系數(shù)對(duì)EPS的影響，模型4和模型5分別考察業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

模型1的回歸結(jié)果表明，除董事會(huì)規(guī)模和公司年齡外，其余控制變量均通過顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明本研究選取的控制變量有效，且模型通過顯著性檢驗(yàn)。模型2的回歸結(jié)果表明，兩個(gè)調(diào)節(jié)變量對(duì)公司績(jī)效的影響在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)。模型3的回歸結(jié)果表明，基尼系數(shù)與公司績(jī)效在1%的顯著水平上顯著正相關(guān)，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度(基尼系數(shù))每增加一個(gè)單位，將提升公司績(jī)效0.166個(gè)單位，H1得到驗(yàn)證。這表明，對(duì)中國(guó)上市公司而言，董事會(huì)非正式層級(jí)的存在有助于提高董事會(huì)的運(yùn)作效率，從而促進(jìn)公司績(jī)效的提升。

模型4的回歸結(jié)果表明，公司業(yè)績(jī)壓力與基尼系數(shù)的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，即當(dāng)公司面臨業(yè)績(jī)壓力時(shí)，非正式層級(jí)對(duì)公司績(jī)效的正向效應(yīng)更強(qiáng)，H2得到驗(yàn)證。這表明，當(dāng)公司處于快速成長(zhǎng)階段，或者面臨較大的經(jīng)營(yíng)壓力時(shí)(即上一年度業(yè)績(jī)較差)，對(duì)董事會(huì)決策效率的需求越強(qiáng)烈，從而使董事會(huì)內(nèi)部非正式層級(jí)的效率優(yōu)勢(shì)和績(jī)效提升效應(yīng)越突出。

模型5的回歸結(jié)果表明，公司前5大股東股權(quán)之和與基尼系數(shù)的交互項(xiàng)對(duì)公司績(jī)效具有顯著的正向關(guān)系，H3得到驗(yàn)證。這表明，在中國(guó)的制度背景下，控股股東與董事會(huì)最高層級(jí)董事間在重大事項(xiàng)上存在相互支持現(xiàn)象，從而會(huì)強(qiáng)化董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效間的正向效應(yīng)。

表6 董事會(huì)非正式層級(jí)與ROA的回歸結(jié)果Table 6 Regression Results of Board Informal Hierarchy and ROA

使用總資產(chǎn)收益率作為公司績(jī)效指標(biāo)的回歸結(jié)果見表6。模型6和模型7考察控制變量和調(diào)節(jié)變量對(duì)ROA的影響，模型8考察非正式層級(jí)強(qiáng)度基尼系數(shù)與ROA之間的關(guān)系，模型9和模型10驗(yàn)證非正式層級(jí)與ROA之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，考察非正式層級(jí)與公司績(jī)效關(guān)系的影響機(jī)制。

模型6回歸結(jié)果表明，用ROA作為公司績(jī)效指標(biāo)回歸時(shí)，除董事會(huì)規(guī)模系數(shù)符號(hào)相反外，其他控制變量與ROA的關(guān)系與用EPS作為公司績(jī)效指標(biāo)的回歸結(jié)果類似，但董事會(huì)規(guī)模、公司規(guī)模和公司年齡系數(shù)不顯著。模型7的回歸結(jié)果表明，兩個(gè)調(diào)節(jié)變量對(duì)公司績(jī)效的影響在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)。整體上看，本研究所選指標(biāo)(尤其是調(diào)節(jié)變量)有效。

模型8的回歸結(jié)果表明，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與ROA在1%的水平上顯著正相關(guān)，β=0.022，H1得到驗(yàn)證。模型9的回歸結(jié)果表明，公司業(yè)績(jī)壓力對(duì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效關(guān)系在10%的顯著水平上具有正向調(diào)節(jié)作用，β=0.034，H2得到驗(yàn)證;模型10的回歸結(jié)果表明，公司前5大股東持股比例之和對(duì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效有正向的調(diào)節(jié)作用，β=0.051，但不顯著。

綜上，在用每股收益和總資產(chǎn)收益率作為公司績(jī)效指標(biāo)進(jìn)行回歸時(shí)，除模型10中股權(quán)集中度對(duì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與ROA的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著外，總體回歸結(jié)果一致，從而驗(yàn)證了本研究提出的假設(shè)，即董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效間存在正相關(guān)關(guān)系，公司業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度對(duì)二者的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表7 最高層級(jí)董事身份分類回歸結(jié)果Table 7 Grouping Regression Results with Different Identities of the Highest Rank

5.2.2 最高層級(jí)身份不同時(shí)的具體分析

從上文的研究結(jié)果可知，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。而對(duì)于一個(gè)特定的董事會(huì)群體，當(dāng)最高層級(jí)的董事具備不同的身份時(shí)，也會(huì)對(duì)非正式層級(jí)作用的發(fā)揮產(chǎn)生影響。例如，當(dāng)最高層級(jí)的董事同時(shí)兼任董事長(zhǎng)或者總經(jīng)理職務(wù)時(shí)，二者對(duì)董事會(huì)運(yùn)作及非正式層級(jí)效應(yīng)的影響將產(chǎn)生顯著差異。因此，本研究進(jìn)一步探究公司董事會(huì)中最高層級(jí)人身份的不同對(duì)非正式層級(jí)效應(yīng)的影響。首先，本研究根據(jù)最高層級(jí)人的身份將樣本數(shù)據(jù)分為5組，依次為最高層級(jí)為董事長(zhǎng)、總經(jīng)理、董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理、獨(dú)立董事和普通董事(即不擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理職務(wù)，也不是獨(dú)立董事，僅具有董事身份)，分別建立模型11～模型15，探討董事會(huì)最高層級(jí)身份分別為董事長(zhǎng)、總經(jīng)理、董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理、獨(dú)立董事和普通董事時(shí)董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間的關(guān)系，回歸結(jié)果見表7。

由模型11、模型14和模型15可知，各模型F值均通過了顯著性檢驗(yàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效分別在10%、10%和1%的顯著水平上顯著正相關(guān)。這表明，當(dāng)董事會(huì)最高層級(jí)人為董事長(zhǎng)、獨(dú)立董事和普通董事身份時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)最高層級(jí)董事為董事長(zhǎng)時(shí)，正向效應(yīng)最強(qiáng)，β=0.377;其次是普通董事和獨(dú)立董事，β值分別為0.251和0.161。表明董事長(zhǎng)的身份有助于最高層級(jí)董事協(xié)調(diào)作用的發(fā)揮，而獨(dú)立董事則可能因信息等限制，即使具備最高權(quán)威也難以發(fā)揮更大的作用。

模型12回歸結(jié)果表明，模型F值在5%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效間存在正相關(guān)關(guān)系，β=0.175，但不顯著。模型13回歸結(jié)果表明，模型F值在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這種負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著。模型12和模型13的回歸結(jié)果表明，當(dāng)最高層級(jí)者為總經(jīng)理或者董事長(zhǎng)兼總經(jīng)理時(shí)，非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

上述結(jié)果具有很重要的理論內(nèi)涵和實(shí)踐啟示。在公司治理架構(gòu)中，董事會(huì)的關(guān)鍵職責(zé)是在股東授權(quán)下進(jìn)行日常決策和監(jiān)督管理層，而以總經(jīng)理為首的管理層則專注于執(zhí)行和運(yùn)營(yíng)，并向董事會(huì)負(fù)責(zé)，二者之間是典型的基于分工合作的委托代理關(guān)系。因此，公司管理層與董事會(huì)及所有者之間存在代理沖突，公司董事會(huì)就成為監(jiān)督經(jīng)理層的重要機(jī)制［35］。因此在公司的董事會(huì)中，當(dāng)董事會(huì)最高層級(jí)董事并不兼任總經(jīng)理職務(wù)時(shí)，其對(duì)管理層的監(jiān)督作用會(huì)更加獨(dú)立和突出;而當(dāng)最高層級(jí)董事兼任總經(jīng)理職務(wù)時(shí)，就會(huì)影響董事會(huì)中的其他成員［21］。特別是在最高層級(jí)董事同時(shí)兼任董事長(zhǎng)和總經(jīng)理時(shí)，董事會(huì)就易被總經(jīng)理操縱甚至“俘獲”，淪為管理層實(shí)施內(nèi)部人控制行為的工具，管理層的“利己主義”會(huì)加大公司的代理成本，從而使董事會(huì)無(wú)法對(duì)管理層進(jìn)行有效監(jiān)督，弱化董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度對(duì)公司績(jī)效的積極效應(yīng)。

5.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.3.1 公司績(jī)效滯后一期的回歸結(jié)果

董事會(huì)運(yùn)作對(duì)公司績(jī)效的影響可能并不是完全在當(dāng)期就能表現(xiàn)出來(lái)，其間可能存在一定的時(shí)滯［36］。同時(shí)為了消除非正式層級(jí)與公司績(jī)效間可能存在的內(nèi)生性問題，本研究使用滯后一期的EPS進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表8，模型16～模型20依次加入控制變量、調(diào)節(jié)變量、自變量以及自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)。

模型16回歸結(jié)果表明，除公司年齡外，其余控制變量均通過顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明本研究選取的控制變量有效，且模型F值通過顯著性檢驗(yàn)。模型17回歸結(jié)果表明，兩個(gè)調(diào)節(jié)變量對(duì)公司績(jī)效的影響在1%的水平上通過檢驗(yàn)。模型18回歸結(jié)果表明，基尼系數(shù)與公司績(jī)效在10%的水平上顯著正相關(guān)，董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度每增加一個(gè)單位，將提升公司績(jī)效0.105個(gè)單位，進(jìn)一步驗(yàn)證了H1。模型19回歸結(jié)果表明，公司業(yè)績(jī)壓力對(duì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間的關(guān)系在5%的水平上有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，β=0.271;模型20的結(jié)果表明，公司前5大股東持股比例對(duì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與績(jī)效之間的關(guān)系在5%的水平上有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，β=1.073。進(jìn)一步驗(yàn)證了H2和H3。對(duì)滯后一期的EPS回歸結(jié)果表明，董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效間的正向關(guān)系穩(wěn)定可靠。

表8 董事會(huì)非正式層級(jí)與滯后一期EPS的回歸結(jié)果Table 8 Regression Results of Board Informal Hierarchy and Backward EPS

5.3.2 非正式層級(jí)的其他度量指標(biāo)回歸結(jié)果

除基尼系數(shù)外，還可用標(biāo)準(zhǔn)差、方差、相對(duì)平均偏差等衡量董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度。為了提高上文檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，本研究用相對(duì)平均偏差、方差、邁赫蘭測(cè)量和Piesch測(cè)量進(jìn)一步驗(yàn)證上文結(jié)果。使用相對(duì)平均偏差(AAD)替代基尼系數(shù)反映董事會(huì)非正式層級(jí)的回歸結(jié)果，結(jié)果見表9，模型21考察相對(duì)平均偏差與公司績(jī)效的關(guān)系，模型22和模型23分別考察業(yè)績(jī)壓力和公司股權(quán)集中度對(duì)相對(duì)平均偏差與公司績(jī)效間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表9 使用相對(duì)平均偏差穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 9 Results of Robust Test with AAD

表9的回歸結(jié)果表明，AAD與公司績(jī)效在1%的水平上顯著正相關(guān)，β=0.065;業(yè)績(jī)壓力對(duì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)在5%的水平上顯著為正，β=0.103;公司股權(quán)集中度對(duì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)在1%的水平上顯著為正，β=0.395。另外，本研究使用方差、邁赫蘭測(cè)量和Piesch測(cè)量作為董事會(huì)非正式層級(jí)的度量指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，也得到了一致的結(jié)果，由于篇幅限制，不一一列出。

采用其他不平衡指標(biāo)與采用基尼系數(shù)作為非正式層級(jí)的度量指標(biāo)的回歸結(jié)果一致，表明采用基尼系數(shù)作為董事會(huì)非正式層級(jí)的指標(biāo)是可靠的，本研究的結(jié)論穩(wěn)健可靠。

此外，考慮到董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效間也可能存在非線性關(guān)系，本研究引入基尼系數(shù)的平方項(xiàng)(Gini2)進(jìn)行回歸分析，但回歸結(jié)果未通過顯著性檢驗(yàn)，此處不再討論。非線性回歸不顯著的結(jié)果，也進(jìn)一步支撐了前文的研究結(jié)論。

6 終極控制股東性質(zhì)不同的進(jìn)一步探討

前文的研究證實(shí)了股權(quán)集中度具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，因此本研究猜想董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效間的關(guān)系也可能受到控股股東性質(zhì)的影響。已有的研究也發(fā)現(xiàn)股權(quán)性質(zhì)不同，其公司治理與績(jī)效等諸多方面均存在差異。辛清泉等［37］研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)性質(zhì)會(huì)影響公司的投資效率，馬連福等［38］發(fā)現(xiàn)股權(quán)性質(zhì)會(huì)影響公司薪酬激勵(lì)的有效性，夏立軍等［39］研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)性質(zhì)會(huì)影響公司績(jī)效。因此，下面將進(jìn)一步探討公司股權(quán)性質(zhì)不同是否會(huì)對(duì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效間的關(guān)系產(chǎn)生影響。根據(jù)終極控制人性質(zhì)的不同，在對(duì)3 678個(gè)觀測(cè)值整理后發(fā)現(xiàn)，國(guó)有控股公司樣本觀測(cè)值共2 454個(gè)，民營(yíng)控股公司樣本觀測(cè)值有1 096個(gè)，國(guó)有控股與民營(yíng)控股之和占全部樣本的96.520%。下面重點(diǎn)對(duì)國(guó)有控股公司和民營(yíng)控股公司分別進(jìn)行回歸分析，以驗(yàn)證不同股權(quán)性質(zhì)對(duì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效關(guān)系的影響，回歸結(jié)果見表10。模型24和模型25分別檢驗(yàn)國(guó)有控股和民營(yíng)控股公司董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效的關(guān)系，模型26～模型29分別檢驗(yàn)國(guó)有控股和民營(yíng)控股公司業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度對(duì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

由表10回歸結(jié)果可知，國(guó)有控股上市公司和民營(yíng)控股上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效關(guān)系之間存在差異。模型24和模型25的回歸結(jié)果表明，國(guó)有控股上市公司和民營(yíng)控股上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，國(guó)有控股上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效之間的影響系數(shù)更大，β值為0.219，對(duì)應(yīng)的民營(yíng)控股公司的β值為0.134。這可能因?yàn)樵趪?guó)有控股公司，受行政型治理和級(jí)別觀念的影響較大，因而其董事會(huì)內(nèi)部層級(jí)的效應(yīng)會(huì)進(jìn)一步放大。

模型26和模型27的回歸結(jié)果表明，國(guó)有控股的上市公司中，業(yè)績(jī)壓力對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用，而民營(yíng)控股的上市公司中，業(yè)績(jī)壓力對(duì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間的關(guān)系在10%的水平上有顯著正向調(diào)節(jié)作用，β=0.262。這表明對(duì)國(guó)有控股公司而言，業(yè)績(jī)約束并未真正發(fā)揮作用。國(guó)有企業(yè)薪酬契約缺乏激勵(lì)［40］，而行政干預(yù)增加了國(guó)有控股公司的就業(yè)和穩(wěn)定等政策性負(fù)擔(dān)，使國(guó)有控股公司高管努力和能力與公司績(jī)效間的關(guān)系模糊，從而可能弱化薪酬契約的有效性［38］，因而對(duì)于國(guó)有控股公司而言，業(yè)績(jī)壓力并不能對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著的正向調(diào)節(jié)作用。股權(quán)集中度對(duì)兩類公司均存在顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，且民營(yíng)控股公司的調(diào)節(jié)效應(yīng)更強(qiáng)。

表10 不同終極控制股東性質(zhì)的進(jìn)一步分析Table 10 Further Analysis of Different Ownership Nature of State-owned or Private Shareholder

根據(jù)最終控制人性質(zhì)的不同，國(guó)有控股上市公司又可以分為中央政府控制和地方政府控制。由于所受的約束、政府干預(yù)程度和經(jīng)營(yíng)目標(biāo)市場(chǎng)化水平的差異［39］，中央政府控制公司和地方政府控制公司間的行為也會(huì)出現(xiàn)明顯不同。進(jìn)一步，將國(guó)有控股的上市公司分為中央政府控股和地方政府控股兩類進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表11。其中，模型30和模型31分別檢驗(yàn)中央國(guó)有控股公司和地方國(guó)有控股公司董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效的關(guān)系，模型32～模型35分別檢驗(yàn)業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度對(duì)中央國(guó)有控股公司和地方國(guó)有控股公司董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表11 不同國(guó)有股性質(zhì)的進(jìn)一步分析Table 11 Further Analysis of Different Nature of State-owned Shareholder

表11中模型30的回歸結(jié)果表明，中央國(guó)有控股上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間存在正向關(guān)系，β=0.280，但是并不顯著;模型32和模型34的回歸結(jié)果表明，業(yè)績(jī)壓力和股權(quán)集中度對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效之間均不存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型31的回歸結(jié)果表明，地方國(guó)有控股上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間存在顯著的正向關(guān)系，β=0.208;模型35的回歸結(jié)果表明，股權(quán)集中度對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效存在顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng);模型33的回歸結(jié)果表明，業(yè)績(jī)壓力對(duì)地方國(guó)有控股上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)與績(jī)效間存在負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，但不顯著。導(dǎo)致這些結(jié)果的原因可能在于，中央控股上市公司大多是關(guān)系國(guó)民經(jīng)濟(jì)命脈和國(guó)家安全的行業(yè)，因此與地方政府控股公司相比，其自身會(huì)受到更為嚴(yán)格的監(jiān)管，這使中央國(guó)有控股上市公司高管受到更多的約束［37］，其董事會(huì)決策也更多地體現(xiàn)控股集團(tuán)的意志，上市公司董事會(huì)本身決策職能弱化，因而其董事會(huì)非正式層級(jí)難以發(fā)揮作用，更無(wú)法顯著影響公司績(jī)效。地方政府控股上市公司在市場(chǎng)化和自主性方面可能更靈活，因而其董事會(huì)非正式層級(jí)能夠發(fā)揮正向效應(yīng)。

7 結(jié)論

本研究以2010年至2012年滬、深兩市的A股上市公司為研究樣本，在對(duì)中國(guó)上市公司董事會(huì)內(nèi)部非正式層級(jí)強(qiáng)度進(jìn)行度量和分析的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)研究董事會(huì)內(nèi)部非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間的關(guān)系及其影響機(jī)制，得出主要研究結(jié)論如下。

(1)董事會(huì)內(nèi)部非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。董事會(huì)內(nèi)部存在一定程度的層級(jí)關(guān)系，使董事會(huì)兼具了民主性和效率性的優(yōu)點(diǎn)，可能更有助于發(fā)揮董事會(huì)的集體決策職能和民主集中制的優(yōu)勢(shì)，快速高效地進(jìn)行高質(zhì)量決策。因此，董事會(huì)內(nèi)部層級(jí)的存在有助于公司績(jī)效的提升，這與He等［21］的研究結(jié)論相一致。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)最高層級(jí)董事為董事長(zhǎng)時(shí)，正向效應(yīng)最強(qiáng)，其次是其他董事和獨(dú)立董事，表明董事長(zhǎng)的身份更有助于最高層級(jí)董事發(fā)揮協(xié)調(diào)作用，而獨(dú)立董事則可能因信息等限制，即使具備最高權(quán)威也難以發(fā)揮更大的作用;當(dāng)董事會(huì)最高層級(jí)的身份是總經(jīng)理或董事長(zhǎng)兼總經(jīng)理時(shí)，這種非正式層級(jí)與公司績(jī)效間的顯著性關(guān)系不復(fù)存在，這可能意味著最高層級(jí)董事兼具總經(jīng)理身份時(shí)會(huì)弱化董事會(huì)的決策獨(dú)立性和監(jiān)督有效性。這些結(jié)論表明，在中國(guó)“權(quán)威服從”文化影響深遠(yuǎn)的制度背景下，這種因董事個(gè)體間權(quán)威的不平衡性而引致的等級(jí)秩序有助于提高董事會(huì)運(yùn)作效率和公司績(jī)效，并且這種非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間的正向關(guān)系只有在董事會(huì)最高層級(jí)董事不兼任總經(jīng)理職務(wù)條件下才成立，驗(yàn)證了中國(guó)上市公司兩職分離改革的實(shí)踐價(jià)值。

(2)業(yè)績(jī)壓力對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效的關(guān)系具有顯著正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。董事會(huì)非正式層級(jí)的突出優(yōu)勢(shì)在于決策效率上，因此當(dāng)公司對(duì)高效決策的需求越強(qiáng)烈，非正式層級(jí)強(qiáng)度對(duì)績(jī)效的正向促進(jìn)作用就會(huì)越強(qiáng)。相較于當(dāng)前，當(dāng)公司過去的業(yè)績(jī)不好時(shí)，董事們面臨較大的業(yè)績(jī)壓力，此時(shí)董事會(huì)對(duì)非正式層級(jí)的需求更強(qiáng)烈［30］。當(dāng)公司過去業(yè)績(jī)較差而急需一個(gè)強(qiáng)有力的組織領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)的效率優(yōu)勢(shì)就會(huì)更加突出和必要，權(quán)威較高的董事會(huì)引導(dǎo)董事會(huì)快速做出決策，將公司日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)快速拉回正軌，并迅速提高公司績(jī)效［37］。因而，公司過去業(yè)績(jī)較差，即公司面臨較強(qiáng)的業(yè)績(jī)壓力時(shí)，非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間的正效應(yīng)越強(qiáng)烈。

(3)股權(quán)集中度對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效間的關(guān)系具有顯著正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。董事會(huì)非正式層級(jí)作用的發(fā)揮必然受到公司股權(quán)結(jié)構(gòu)和股東行為的影響，特別是在中國(guó)一股獨(dú)大的背景下，控股股東幾乎完全控制了董事會(huì)，董事會(huì)運(yùn)作也更多體現(xiàn)的是大股東的意志。相應(yīng)地，在人員選擇上，最高層級(jí)的董事本身往往就是大股東推薦和支持的，其決策意志更多地體現(xiàn)大股東訴求，而這又必然會(huì)得到大股東的支持，因而會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化其最高層級(jí)董事的權(quán)威性。因此，公司股權(quán)越集中，控股股東對(duì)董事會(huì)控制力越強(qiáng)，其與最高層級(jí)董事在對(duì)公司重大事項(xiàng)上也更容易達(dá)成一致意見。董事會(huì)中權(quán)威較高的人會(huì)受到其他董事的推崇，而公司控股股東的支持會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化其優(yōu)勢(shì)地位和非正式層級(jí)的效率優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而提高非正式層級(jí)強(qiáng)度對(duì)公司績(jī)效的正效應(yīng)。

(4)在對(duì)不同控股股東性質(zhì)公司的進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，與民營(yíng)控股上市公司相比，國(guó)有控股上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)強(qiáng)度對(duì)公司績(jī)效的正向效應(yīng)更強(qiáng)，且主要體現(xiàn)在地方政府控股上市公司中，而業(yè)績(jī)壓力對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)與公司績(jī)效之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)在國(guó)有控股上市公司中則不顯著。這可能與國(guó)有控股上市公司面臨更強(qiáng)的行政型治理約束有關(guān)，既放大了董事會(huì)內(nèi)部層級(jí)關(guān)系，也弱化了董事會(huì)對(duì)業(yè)績(jī)約束的敏感性。與面臨較強(qiáng)監(jiān)管和行政型治理約束的中央控股上市公司相比，地方政府控股上市公司的自主性和市場(chǎng)化程度更高，因而其董事會(huì)內(nèi)部非正式層級(jí)能夠發(fā)揮更加積極的作用。

上述研究結(jié)果表明，董事會(huì)內(nèi)部非正式層級(jí)的存在具有更加積極的作用。這對(duì)董事會(huì)治理實(shí)踐的啟示是，每個(gè)人都是“明星董事”的豪華董事會(huì)未必會(huì)對(duì)公司發(fā)展帶來(lái)正面影響。因而在優(yōu)化董事會(huì)治理過程中要重點(diǎn)考慮董事會(huì)成員間的能力和專業(yè)互補(bǔ)性，塑造適度的董事會(huì)內(nèi)部層級(jí)關(guān)系，以更有效地將董事會(huì)集體決策的民主性和高效性優(yōu)勢(shì)結(jié)合起來(lái)。同時(shí)，分類回歸結(jié)果表明，董事會(huì)非正式層級(jí)的積極效應(yīng)只有在兩職分任的條件下才會(huì)體現(xiàn)出來(lái)，這進(jìn)一步驗(yàn)證了兩職分離的積極價(jià)值，也凸顯了董事長(zhǎng)人選的重要性。當(dāng)最高層級(jí)董事為董事長(zhǎng)時(shí)，正向效應(yīng)最強(qiáng)，其次是其他董事和獨(dú)立董事，表明董事長(zhǎng)的身份有助于最高層級(jí)董事發(fā)揮協(xié)調(diào)作用，讓最具權(quán)威者擔(dān)任董事長(zhǎng)也具有現(xiàn)實(shí)必要性。而對(duì)國(guó)有控股上市公司而言，加快建立規(guī)范的經(jīng)濟(jì)型治理體系將是未來(lái)公司治理完善的關(guān)鍵。

本研究在考察非正式層級(jí)強(qiáng)度與公司績(jī)效之間關(guān)系時(shí)主要以滬、深兩市A股上市公司為研究樣本，上市公司董事會(huì)規(guī)模普遍較大，其構(gòu)成和運(yùn)作也受到更加嚴(yán)格的監(jiān)管，體現(xiàn)出明顯的合規(guī)性特征。而對(duì)于非上市公司來(lái)說(shuō)，其董事會(huì)規(guī)模較小，董事會(huì)構(gòu)成和運(yùn)作也更多具有自主性特征。因此，對(duì)非上市公司董事會(huì)非正式層級(jí)的特征及其影響效應(yīng)進(jìn)行探討是下一步研究的重點(diǎn)。在對(duì)非正式層級(jí)的界定中，本研究認(rèn)為董事社會(huì)資本的不同意味著董事勝任能力和聲望的不同，從而造成董事權(quán)威和受尊敬的程度不同，進(jìn)而形成非正式層級(jí)。然而，董事社會(huì)資本的不同并不僅僅意味著勝任能力和聲望的不同，還可能意味著董事的繁忙程度以及董事間的友好情況不同［41］，這無(wú)疑會(huì)對(duì)董事工作的投入和成員之間互動(dòng)溝通有效性產(chǎn)生影響。在對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)的績(jī)效效應(yīng)及其影響機(jī)制進(jìn)行研究的基礎(chǔ)上，對(duì)上述問題進(jìn)行深入探討也構(gòu)成未來(lái)研究的重要方向。

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