关键词：董事会会议；成本；董事会结构
中图分类号：F270 文献标识码：A 文章编号：1000-176X(2010)0143099-07
一、问题的提出
在现代企业制度下，董事会是整个公司治理结构的核心，而董事会会议次数是反映董事会行为特征和活跃程度的重要变量，董事会会议的监督效应将在很大程度上决定公司治理的有效性。目前已有研究结果多对董事会会议的监督效应持否定态度，认为董事会召开会议只是一种事后的“弥补机制”和“灭火器”，董事会会议的事前治理效应很有限。Vafeas实证研究结果表明，董事会会议次数与公司价值呈负向关系，业绩越差的公司董事会会议次数反而越多，因此认为董事会会议只是一个“灭火装置”而不是“预防装置”。谷祺和于东智研究发现，在一定程度上是由于绩效下降驱动了董事会会议次数增加，但是经过多次会议活动后经营绩效的改善却不大，所以我国上市公司的董事会行为中可能存在着一定程度的效率浪费。李常青和赖建清在考察董事会特征是否影响公司绩效时发现，董事会会议次数与ROE正相关，与ROA负相关，而与EVA不相关，研究结果进一步指出公司会计指标降低导致董事会会议次数增加，董事会会议是一种“灭火器”，只有公司出了问题才召开董事会会议。持有类似观点的薛祖云和黄彤研究发现，在我国会计信息质量存在问题或财务状况恶化的上市公司中，其董事会往往被动召开多次会议去调查情况、商量对策。因此，较多的董、监事会议次数可能是公司会计信息质量较差的反映。向锐和冯建利用2004--2006年中国民营上市公司的经验数据实证研究发现，董事会会议次数与总资产报酬率(ROA)存在一定的负相关关系，表明我国民营上市公司的董事会会议目前还流于形式，并未完成对公司经理的监督职能，没有实现依据股东利益行事的目的，而更多的是出于对公司较差经营绩效的反应。
尽管上述研究已经取得了许多有意义的研究结论，但主要还停留在对董事会会议次数与公司绩效直接关系的探讨上，而事实上董事会是通过履行其相关职能而影响公司绩效的，因此董事会特征对公司绩效的影响是间接的。Zahra和Pearce进一步指出，董事会诸多特性之间相互影响，董事会结构将在很大程度上决定董事会行为的有效性。依据委托理论，董事会承担的主要功能就是承担监督控制功能，降低经理层的成本，保护股东利益。因此，本文将探讨董事会会议的监督效应，即通过对经理层成本的影响，考察董事会结构、激励特征等对董事会会议监督效应的影响。
二、相关研究假设
现代企业中，所有权和经营权的分离意味着决策控制权和决策执行权分离，经理层承担起企业的日常经营管理任务，而董事会作为企业决策的控制机构主要通过董事会会议审批公司重大经营决策。董事会会议次数作为反映董事会活跃程度的重要变量，提高董事会对公司战略的参与程度，促进公司决策制定和战略实施的科学化，改善公司经营业绩；可以通过定期的董事会会议制度加强对经理层的监督制衡力量，有助于抑制管理层的机会主义行为和道德风险，对于降低经理层的成本具有重要意义。课题组研究发现，董事会运行状况评价值越高，每股经营性现金流越高，也就是说运行状况优良的董事会有利于改善公司财务状况。因此，本文有如下研究假设：
假设1：董事会会议次数与成本负相关。
董事会领导权结构是影响董事会会议有效性及治理效应发挥作用的重要因素，董事长和总经理两职合一削弱了董事会的监管力度，不利于抑制经理层的私利行为。Fama和Jensen指出公司决策控制权和决策管理权的分离将有助于降低成本并提升公司绩效。沈艺峰和张俊生研究认为，我国上市公司董事长和总经理两职合一过多可能是ST公司董事会治理失败的一个重要原因。因此，在我国目前董事会的监督作用不强的情况下，两职的进一步分离尤为必要，以便提高董事会的独立性与有效性。因此，本文推断在董事会会议期间，董事长对会议重大事项决策有着重要影响，因此董事长与总经理两职合一将降低董事会会议的监督效应；相反，两职完全分离将在很大程度上提高董事会监督的独立性，对提高董事会会议的有效性有着重要推动作用。因此，本文有如下研究假设：
假设2：总经理与董事长两职分离度越高，越有利于董事会会议监督效应的发挥。
此外，独立董事作为强化董事会独立性的重要制度安排，长期以来受到国内外学者的关注。尽管独立董事制度作为完善公司治理结构、制衡执行董事和管理层的有效措施得到了广泛的认同和采纳，而且已经成为不同公司治理模式的共同取向，也是成熟市场强化公司治理的重要举措。独立董事制度建设对于提高董事会治理效率的有效性起着重要作用，但是由于我国证监会2001年的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》规定了独立董事“形式独立性”的基本内容，使得我国上市公司为了满足法律监管部门的“强制性治理”要求而对独立董事制度进行合规性设计，即众多上市公司仅仅为了满足“形式独立性”而进行趋同化设计，上市公司独立董事的“事实独立性”难以得到根本保障，上市公司的“自主性治理”意愿不强。因此，本文有如下研究假设：
假设3：独立董事的合规性制度安排不利于董事会会议监督效应的发挥。
董事会规模是决定董事会独立性和董事会内部协调、从而达成一致意见的重要影响因素。一方面，规模较大的董事会容易被经理层控制，难以保证董事会的监督制衡效果。Jensen研究认为，当董事会规模超过7～8人时，董事会将难以有效地监督CEO，并且增加了被CEO控制的可能性。另一方面，规模较大的董事会内部沟通困难导致决策效率低下。沈艺峰和张俊生研究发现，ST公司和PT公司的董事会规模相对于公司的资产来说过大，管理效率较低，董事会规模过大可能是ST公司董事会治理失败的原因之一。同样的研究结论，李常青和赖建清研究认为，董事会成员太多，影响了董事会在决策中的沟通和协调，降低了董事会的决策效率，而且实证研究结果表明，董事会规模越大，EPS和EVA越低。因此，本文有如下研究假设：
假设4：董事会规模过大不利于董事会会议监督效应的发挥。
长期以来，国内外学者对经理层激励机制的设计给予了大量关注，而针对董事激励机制的研究相对较少。本文认为，董事激励机制的制度安排对董事会会议的有效性至关重要。崔学刚在研究董事会激励特征对董事会治理效率的影响时发现，成功的公司中在公司领取报酬的董事人数为5人，相
比之下失败公司中领取报酬的董事人数则为2.85人，从而表明董事会与公司利益挂钩对于提高其治理效果具有重要意义。课题组针对董事会治理指数中各级指数的研究发现，董事薪酬指数得分最低，这说明大多数公司仍未能建立科学有效的董事薪酬激励机制，董事薪酬的激励性差，但有效的董事会激励机制有利于董事勤勉尽责，从而提升公司的成长能力。因此，本文有如下研究假设：
假设5：董事会激励强度提升有利于促进董事会会议监督效应的发挥。
三、研究设计
(一)数据来源及选择
本文选择2005～2007年我国沪深两市A股上市公司为初始样本，并对样本做如下筛选：(1)由于金融行业上市公司环境和管制政策的特殊性，本文剔出金融保险业上市公司。(2)剔出sT、PI'等财务数据异常的上市公司。(3)剔出相关研究变量数据缺失的上市公司。(4)剔出部分研究变量存在异常值的样本。最后，本文2005--2007年样本企业数量分别为921、1021家和1016家，共获得有效样本2 958家。样本企业数据来源于北京大学中国经济研究中心CCER数据库。 (二)研究变量选择及度量 1 成本(AC) Ang等提出了运用财务指标度量成本的方法：第一个指标是管理费用率，即成本=管理费用／年销售收入，该指标反映了公司管理层控制运营成本的效果；第二个指标是资产周转率，即成本=年销售收入／总资产，该指标反映了管理层利用公司资产的效率。国内学者宋力和韩亮亮采用该度量方法，并取得了丰富的研究结果。考虑到理解习惯的需要，本文仅选择管理费用率作为成本的度量指标，即AC=管理费用／年销售收入，AC值越大，成本越高。 2 董事会会议次数 董事会召开的会议有例会和临时会议两种，例会是指定期召开的会议，临时会议是不定期的，遇到必要事项时，由董事长随时召集，对于董事而言，远距离对经理层实施监控是困难的，而且以通讯方式(电视、电话)召开的董事会会议会降低董事会成员对会议的重视程度，使会议本身形式重于实质，进而可能降低董事会监管的有效性，因此应剔除掉以通讯方式召开的临时会议次数。但出于实证研究严谨的需要，本文同时采用两种指标度量董事会会议次数：一是董事会年度会议次数(Meet)，即年度内以各种形式召开的董事会会议次数；二是调整后的董事会会议次数(AdjMeet)，即剔除以通讯方式召开的会议次数。 3 董事长与总经理两职分离状态 目前国内外学者针对董事长与总经理两职状态的研究主要采取虚拟变量和二分法，总经理与董事长或副董事长两职合一赋值为1，否则为0。吴淑琨等人认为，传统的二分法忽视了两职之间的中间状态，除了总经理与董事长的关系以外，总经理与副董事长和董事的职务合一，同样也会影响到董事会的独立性J。于东智也采取类似的三分法，在其实证研究中将两职状态分为三种，即总经理兼任董事长、总经理与董事完全分离、总经理兼任副董事长和董事。所以，本文把两职状态划分为三种，即两职完全分离、两职部分分离(总经理兼任副董事长和董事)和两职完全合一。
4 独立董事比例(ROID)
董事会中独立董事人数与董事会规模的比值。
5 董事会规模(Boardsize)
年度董事会中董事成员的数量。
6 董事会激励强度
魏刚研究发现，上市公司董事“零报酬”现象严重，而且持股水平偏低，“零”持股现象比较严重，持股激励也没有达到预期的激励效果，仅仅只是一种福利制度安排。因此本文借鉴已有研究成果，采用董事会股票持有率和董事会薪酬领取率两个指标度量其激励强度。(1)董事会股票持有率(RShare)。董事会中持有该公司股份的董事人数与董事会规模的比值。(2)董事会薪酬领取比例(RCash)。董事会中从本公司领取报酬的董事人数与董事会规模的比值。 7 控制变量选择及度量 为了控制其它研究变量对研究结果的可能影响，本文选择如下控制变量：(1)第一大股东持股比例(Fshare)。第一大股东控制权将在影响很大程度上决定董事会行为的有效性。(2)行业变量(Industry)。虚拟变量，由于行业特征差异使得我们有必要控制行业特征对成本的影响。(3)企业规模(size)。企业规模将在很大程度上影响企业内部层级和信息不对称程度，从而影响成本，因此本研究选择公司各年度总资产的自然对数衡量企业规模大小。(4)资产负债率(DA)。资产负债率的高低能在一定程度上表明银行等债务主体在公司治理中的作用情况。(5)年度虚拟变量。以2005年为基准，当样本企业所在年度为2006年时，Year2006赋值为1，否则为O；当样本企业所在年度为2007年时，Year2007赋值为1，否则为0。
四、实证研究结果及分析
(一)董事会行为的监督效应检验
董事会会议次数与成本关系回归结果如表l所示。表1结果表明，年度董事会会议次数与成本的回归系数为0.001，并且通过了0.01水平的显著性检验，而调整的董事会会议次数与成本回归系数同样为0.001，并且通过了0.05水平的显著性检验，这表明董事会会议次数的两种度量指标得出了一致的研究结果，即董事会会议次数与成本显著正相关，董事会行为不但没有强化其监督效应，反而增加了管理层的成本。研究结果整体表明了目前我国董事会通过开会形式监督治理经理层的机会主义行为和道德风险的能力缺失，但对于董事会会议监督效应缺失的原因尚有待于我们进一步深入探讨。鉴于董事会会议次数两种度量指标的关联度较好(Pearson相关系数为0.831，通过了0.01水平的显著性检验)，本文在接下来的实证研究中，将借鉴先前研究成果主要采用调整后的董事会会议次数作为董事会会议次数的度量指标。
(二)董事会两职状态对董事会行为治理效应影响的假设检验
样本企业两职状态的描述性统计结构表明，在2005～2007年间，10％左右的样本企业总经理与董事长完全合一，18％左右的企业采取的是部分合一形式，超过70％的样本企业采取的是两职完全分离的形式。单纯从两职状态上看，我国董事会相对于总经理有较高的独立性，但两职状态对董事会会议监督效应的影响尚有待于进一步考察。
董事会两职状态对董事会会议监督效应的影响结果如表2所示。表2结果表明，在总经理与董事长两职完全合一的情况下，董事会会议有一定的监督效应，AdjMeet的回归系数为-0.002，但没有通过显著性检验。而在总经理与副董事长、董事合一的情况下，AdjMeet的回归系数为0.001，同样没有通过显著性检验。在总经理与董事完全分离的情况下，AdjMeet的回归系数为0.001，并且通过了0.01水平的显著性检验。这与我们预先假设相反，基于委托理论我们认为两职分离度越高应越有利于发挥董事会会议的监督效应，降低股东与管理层之间的成本。但过度强调两职分离可能
增加经理层的抵触情绪，反而不利于董事会获取企业内部经营管理的相关信息，董事会会议的监督制衡效果将因此而受到影响。
(三)独立董事对董事会行为治理效应影响的假设检验
独立董事对董事会会议监督效应影响的回归结果如表3所示。表3结果表明，当董事会中拥有1／3的独立董事时，董事会行为表现出了最差的监督效果，AdjMeet与成本显著正相关，并且通过了0.01水平的显著性检验。当董事会中独立董事比例低于1／3时，AdjMeet的回归系数为0.002，但没有通过显著性检验，类似的情况也出现在独立董事比例高于1／3的情况。结合前述统计结果，本文进一步认定独立董事主要是上市公司为达到监管层的“合规性要求”的一种“摆设”，因此如何进一步从制度建设角度推动独立董事发挥功能尚有待于进一步探讨。
(四)董事会规模对董事会治理效应影响的假设检验
根据本文统计结果并结合先前学者研究，本文按照9人的董事会规模进行分组，董事会规模对董事会会议监督效应影响的回归结果如表4所示。表4回归结果表明，当董事会规模较小时，董事会会议有一定的监督效应，AdjMeet回归系数为-0.002，但没有通过显著性检验。当董事会规模等于或超过9人时，董事会会议监督效应较弱，AdjMeet的回归系数分别为0.001和0.002，并且分别通过了0.05和0.01水平的显著性检验。实证结果验证了先前的研究假设，董事会规模过大不利于发挥董事会会议的监督效应，这说明董事会为监督管理层付出的协调沟通成本以及决策低效率的拖拉成本已经超过其监督所带来的收益。
(五)董事会激励对董事会行为治理效应影响的假设检验
董事会机制对董事会会议监督效应影响的回归结果如表5所示。本文根据董事股票持有率是否为O将总体样本分为两组企业，回归结果表明，当董事股票持有率为0时，董事会行为的治理效应明显减弱，AdjMeet的回归系数为0.002，并且通过了0.01水平的显著性检验；而当董事股票持有率大于O时，董事会行为的治理效应并不显著。进一步，由于我国《公司法》要求上市公司与股东单位实行严格的“五分开”，鼓励股东从上市公司领取报酬，所以本文根据董事报酬领取率的中位数(0.7272)对其进行分组。统计结果表明，当董事报酬领取率较低时(Rcash0.7272)，尽管回归AdjMeet的回归系数同样为正，但没有通过显著性检验。这表明，强化董事激励机制设计能够有效地发挥董事会会议的监督制衡效应。
关键词：上市商业银行，董事会特征，公司绩效，董事会治理
中图分类号：F276.6 文献标识码：A 文章编号：1006-8937（2015）33-0122-03
随着金融改革的步伐进一步加快，在利率市场化以及互联网金融飞速发展的时代，我国商业银行更需要通过体制的创新来应对市场的变化。在商业银行的治理机制中，由于其行业特殊性，内部治理机制是关键，董事会治理是内部治理机制的核心。当前“新常态”下的中国经济面临经济增长从高速降至中高速的局势，我国商业银行的经营绩效也受到了严重的影响，因此更应对商业银行的董事会治理高度重视，研究商业银行董事会特征对其经营绩效的影响具备一定的现实意义。
1 文献回顾与研究假设
国内外关于董事会特征对公司绩效影响的研究较多。
1.1 董事会规模对公司绩效的影响
20世纪90年代之前，国外很多学者支持董事会规模越大越好，他们认为拥有具备不同专业和行业知识背景的董事越多，在进行重大决策时考虑问题会更加全面，从而使董事会的决策更加合理有效。
Adams和Meheran（2003）研究了1986-1999年的部分美国商业银行的数据后也发现：董事会规模越大，商业银行的经营绩效越好[1]。
孙永祥（2001）认为理论上董事会成员多元化引起董事会规模的扩大是有益的，但同时董事间的沟通协调成本也会随之加大。商业银行的经营运作专业性较强，业务流程规范复杂繁琐，因而商业银行的董事会规模一般比较大，这样才可以吸纳各方面优秀的人才（Yermack，1996）[2]。
由此提出假设1：董事会规模和银行绩效正相关。
1.2 独立董事比例对公司绩效的影响
Mishra和NieiSen（2000）分析了美国银行业董事会特征与银行绩效之间的关系，发现增加独立董事的数目特别是不受银行高管人员控制的独立董事的数目对商业银行绩效的提升起到至关重要的作用[3]。
钟田丽（2005）认为独立董事能够站在客观的角度维护公司利益，减少管理层和公司股东之间的利益冲突，因此增加独立董事的比例，可以使董事会的决策更加科学有效，对企业的经营绩效产生积极影响[4]。一般而言，拥有足够数目的独立董事能够降低管理层控制董事会的概率，使其保持充分的独立性。
由此提出假设2：独立董事的比例和银行绩效正相关。
1.3 董事长变更对公司绩效的影响
根据委托理论，人存在的逆向选择和道德风险问题会使委托人的利益受到影响，所以委托人会对密切关注公司的绩效来判断人是否称职[5]。
当公司的业绩持续下滑时，股东们就会质疑董事长的领导力，希望通过更换董事长让新的董事长上任后改变公司的经营状况；而当公司的业绩持续上升时，股东们就会希望维持现有的董事会结构，从而使业绩水平更好地维持下去。
总之商业银行的董事长如果发生更换，银行的短期经营绩效确实能够得到提升，归因于新上任的董事长大都希望得到外界良好的评价。
由此提出假设3：董事长变更与银行绩效正相关。
1.4 董事会成员薪酬对公司绩效的影响
Askary and Maman（2006）以澳大利亚的金融企业为样本，对其进行分析后发现董事会成员薪酬和上一年度的公司绩效之间呈正相关关系，因为公司一般都在年末根据上一年的绩效发放奖金。
王聪（2004）对我国商业银行效率的影响因素分析后，得出增加董事会成员的薪酬对提升商业银行的经营绩效产生积极作用，薪酬高会吸引优秀的人才，而商业银行的竞争最根本的就是人才的竞争，这对商业银行的发展是至关重要的[6]。
石大林（2014）通过对2009～2011年三年的上市公司数据进行研究，发现董事会成员薪酬与公司绩效有显著的正相关关系[7]
由此提出假设4：董事薪酬与银行绩效正相关。
1.5 董事会成员学历对公司绩效的影响
Daily和Johnson（1997）以CEO是否上过大学来表示其教育背景，以经过风险调整的ROE、ROI和詹森alpha作为公司绩效指标，结果是CEO的学历状况与詹森alpha之间呈负相关关系，说明CEO受教育程度越高并不一定可以提高企业的经营绩效。
安同良与张慧（2006）对中国所有上市公司进行分类研究后发现只有金融行业的董事会成员学历水平对其经营绩效有微弱的正面影响，除此之外，其他行业二者之间都不存在显著的相关性[8]。商业银行的董事会作为银行的核心决策机构，其成员素质的高低对其决策效率的提升起着至关重要的作用，拥有较高素质的董事，能较好的把握市场方向，应对经济形势的改变
由此提出假设5：董事成员学历与银行绩效正相关。
1.6 董事会成员性别对公司绩效的影响
Ehrhart（2003）对美国112家大公司研究后得出结论女性董事比率与ROI和ROA呈现明显正相关[9]。Rose（2007）以1998～2001年的上市公司数据为样本，以托宾Q值为因变量，女性董事比例为自变量，采用多元线性回归的方法进行验证得出两者之间相关性程度较小，他给出的解释是由于女性董事比例太低，难以充分发挥女性董事的优势，女性董事的意见没有受到重视而导致她们并未发挥应有的作用。当代女性地位的逐步提升，使女性从传统的家庭劳动中解放，纷纷进入职场，她们由于性别优势，在解决公共危机、与客户洽谈、与下属沟通等问题时，都会对银行绩效产生积极影响。
由此提出假设6：女性董事比例与银行绩效正相关。
2 研究设计
2.1 样本选取
本文选取了2010～2013年在上市和深市上市的16家商业银行作为研究对象，这些上市银行中有5家国有银行、8家股份制商业银行、3家城市商业银行，几乎囊括了国内商业银行的主要形式。本文所需的各项财务数据和董事会特征相关数据来源于国泰安数据库以及各个商业银行的2010-2013年上市公司年报。
其他部分数据来源于深交所、上交所、新浪财经等网站，本文的数据处理和分析是利用计量经济学统计软件SPSS17.0完成的。
2.2 变量选取
2.2.1 被解释变量
由于商业银行的特殊性，本文考虑了盈利性、安全性两方面因素选择总资产收益率、不良贷款率两项指标来衡量银行绩效。
①盈利性：总资产收益率越大，银行的盈利性越好。
②安全性：不良贷款率越高，银行的安全性就越低，风险控制能力越差。
2.2.2 解释变量
本文选取了六个解释变量，分别是董事会规模、独立董事比例、董事长是否变更、董事会成员薪酬、董事会成员学历、女性董事比例。
2.2.3 控制变量
本文参考前人的研究选取了两个控制变量，分别是总资产规模和资产负债率。变量描述见表1。
2.3 模型构建
本文采用线性回归模型进行研究，根据前文提出的6个假设，设计了两个线性回归方程，具体回归模型构建如下：
模型一：
ROAit=0+1Xit+2Xit+3Xit+4Xit+5Xit+6Xit+7Xit+8Xit+it
模型二：
NPLit=0+1Xit+2Xit+3Xit+4Xit+5Xit+6Xit+7Xit+8Xit+it
其中，下标it代表第i个银行第t年的指标，0代表常数项，1-8表示各变量的回归系数，代表回归残差。
3 实证分析与结果
3.1 描述性统计分析
各变量的描述性统计分析结果见表2。
直接观察数据并结合频数分布图和表2的描述性统计分析结果，可以看出：
①我国上市商业银行董事会规模平均值在16～17人之间，2011～2013年规模均为18人的居多，总体规模偏大。
②我国上市银行2010～2013年独立董事比例均值分别是33.5%、35.39%、36.18%、37.78%，总体比例偏低。
③从2010～2013年的薪酬数据来看，2011年的薪酬达到最高峰，2013年极小值和极大值之间的差距最小，可见银行间薪酬差距在缩小。跟其他行业相比，银行的董事会成员薪酬总体较高。
④2010～2013年的董事会成员学历平均值都超过了4，可见上市银行的董事会成员平均学历水平为研究生学历，学历为博士的董事比例也远超出其他行业，因此上市商业银行董事会成员的学历水平普遍较高。
3.2 相关性检验
在进行回归分析之前，首先要对各个变量的关系进行相关性分析，解释变量与被解释变量之间的相关性分析见表3，解释变量之间的相关性分析见表4。
根据表3中的数据我们可以发现：解释变量与控制变量中，与ROA呈显著正相关的变量有董事会成员薪酬和公司规模，与ROA呈显著负相关的变量有资产负债率；与NPL呈显著正相关的变量有董事长变更和公司规模，与NPL呈显著负相关的变量有董事会规模和董事会成员薪酬。
从表4中的数据可以得知，董事会规模、董事会成员薪酬、董事会成员学历、总资产规模之间的相关性程度较高，女性董事比例、独立董事比例之间的相关性程度较高，但是均小于0.5，Judge（1988）研究得出结论当自变量相关系数小于0.8时，共线性的问题将不会对回归模型产生影响[10]。其他解释变量之间的相关程度较低，并且在接下来的回归分析中，所有解释变量的VIF值均小于10，所以也验证了解释变量之间不存在多重共线性问题。
3.3 回归分析
回归模型的结果见表5，根据表5的结果，两个模型整体调整后的R2值普遍偏小，说明模型的拟合效果一般，主要是由于银行的绩效受到多种因素的影响，不单单只有董事会特征这一影响因素。不过，因为sig.值均小于0.05，所以这两个模型均具有统计学意义。
3.3.1 董事会特征与总资产收益率间关系
在0.05的显著性水平下，董事长变更、董事会成员薪酬、总资产规模和资产负债率通过显著性检验。在0.15的显著性水平下，独立董事比例通过显著性检验。独立董事比例和董事会成员薪酬与总资产收益率呈显著正相关，假设2和假设4得到验证。董事长变更和资产负债率与总资产收益率呈显著负相关，假设3不成立。具体的回归分析结果见表6。
3.3.2 董事会特征与不良贷款率之间关系
在0.05的显著性水平下，董事长变更、董事会成员薪酬、公司规模通过显著性检验。在0.15的显著性水平下，独立董事比例、董事平均学历通过显著性检验。独立董事比例、董事会成员薪酬、董事平均学历与不良贷款率负相关，即独立董事比例、董事会成员薪酬、董事平均学历与银行风险控制能力呈显著的正相关关系，假设2、假设4和假设5得到验证。董事长变更、公司规模与不良贷款率正相关，即董事长变更与银行风险控制能力负相关，假设3不成立。具体的回归分析结果见表7。
4 结论及建议
4.1 结 论
由回归分析的结果可以得出以下结论：独立董事比例、董事会成员薪酬与银行盈利能力正相关；董事长变更与银行盈利能力负相关；董事会规模、董事平均学历、女性董事比例与银行盈利能力不相关。独立董事比例、董事会成员薪酬、董事平均学历与银行风险控制能力正相关；董事长变更与银行风险控制能力负相关；董事会规模、女性董事比例与银行风险控制能力不相关。董事会各项特征对银行盈利能力和风险控制能力的影响基本一致。
4.2 建 议
由上述结论，笔者提出以下建议。
4.2.1 进一步完善商业银行独立董事制度
在既定的董事会规模下，适当地增加独立董事的比率，特别是增加由职工选举产生的独立董事比率，因为这类董事在选举过程中没有高管人员干预，因此，独立董事的聘用方式应当实现公开化和多样化，尽可能不要让银行的高管人员参与其中。
4.2.2 制定合理的激励制度
我国商业银行的董事薪酬激励机制主要以年薪制为主，光有年薪制的激励机制还不太完善，合理的激励机制应该要跟公司的经营业绩相关，可逐步建立薪酬分期支付制度，适当推广股权激励的薪酬激励方式，逐步建立和完善合理的长期激励机制。
4.2.3 尽量维持董事会的稳定性
商业银行由于风险管理的需要，董事长会定期选举并更换，本文的研究结果表明董事长发生变更并不利于商业银行的经营，可能是由于新上任的董事长对该行的经营管理尚不熟悉，且董事长发生变更的年份，存在上一届的董事任期结束后有很长一段时间新的董事长还没有上任的现象，即董事长发生缺位现象。因此，商业银行还是趋向于在稳定的董事长领导下进行业务开展。
4.2.4 适当提高董事会成员的素质
董事会成员的素质越高，他们的眼界、见识越开阔，眼光越长远，并且更容易接受新思想新理念，创新能力更强，因此他们更容易把握市场信息动向，做出正确决策。
从本文的实证结果来看，董事会成员的学历水平越高确实提高了我国商业银行的风险控制能力。因此，银行应该适当提高董事会成员的学历水平，当然也不要把学历作为选拔董事会成员的唯一要求指标。
参考文献：
[1] 钟田丽.独立董事比例与上市公司自愿披露程度的相关性[J].东北财 经大学学报，2005，（8）.
[2] 丁力.董事会特征与企业绩效关系研究[D].南京：南京财经大学，2011.
[3] 王聪，邹朋飞.国有商业银行效率影响因素的实证分析[J].暨南学报（人 文科学与社会科学版），2004，（6）.
26人超期服役，70后凤毛麟角
《证券日报》记者据不完全统计，央企国企改革板块项下有305家上市公司，其中256家上市公司披露了董事长的出生年月。数据显示，目前，“六零”后董事长仍唱主角，“七零”后董事长则凤毛麟角。此外，其中一些上市公司亦存在董事长超期服役的现象。
据了解，按照相关规定，原则上，央企领导班子成员退休年龄为60岁，根据情况可放宽到63岁。据《证券日报》统计，在256家披露董事长出生年月的上市公司中，董事长的平均年龄为53岁。其中26家上市公司董事长年龄在60岁以上（包括60岁），例如同方国芯董事长陆致成已超期服役。此外，一些行业上市公司的董事长平均年龄高于53岁。如机械设备板块21家上市公司董事长、汽车行业16家上市公司董事长的平均年龄为55岁。
同方国芯董事长陆致成生于1948年，他还担任同方股份有限公司董事长，北京清晶微科技有限公司董事长。
《证券日报》记者统计，从出生年月上看，“六零”后为上述256家央企国企董事长的主力，“七零”后董事长则为数不多。数据显示，仅有15家上市公司的董事长为“七零”后。其中河池化工董事长安楚玉为上述256家上市公司中最年轻的董事长。安楚玉出生于1979年，其先在河池化工实际控制人中国化工集团工作，后于2013年来河池化工担任高管。
此外，在同一行业，上市公司的董事长的年龄也有所差距。例如在6家钢铁上市公司中，物产中拓董事长袁仁军属于七零后，而大冶特钢的董事长为五零后，年纪相差十多岁。
这样的现象也出现在了上市公司总经理年龄结构中。据统计，在有数据披露的245家上市公司中，这些总经理的平均年龄为50岁。其中年龄在60岁（包括60岁）以上的总经理有3位，其中江铃汽车总经理陈远清出生于1952家，为年龄最大的总经理。
24家董事长年薪超百万元
央企国企改革中，上市公司高管的薪酬、激励机制改革也是投资者关注的焦点。据统计，在央企国企分类中，有112家上市公司公布了董事长的年薪。24家上市公司董事长的年薪超过了百万元。这也和公司所在的行业有着密不可分的联系，例如方正证券董事长何其聪的年薪超过700万元，中信证券董事长王东明的年薪约为531万元，而新华保险董事长康典的年薪也超过了500万元。
也有一些上市公司的董事长从上市公司获得的年薪较少。数据显示，有21家上市公司董事长获得的年薪低于30万元。例如美尔雅属于纺织服装行业，公司董事长杨闻孙从上市公司获得的年薪仅为1.2万元，*ST中鲁属于农林牧渔行业，其公司董事长郝建从上市公司获得的年薪仅为3.5万元。王春城担任华润双鹤、东阿阿胶、华润三九三家上市公司的董事长，分别从这三家上市公司获得的年薪为6万元。
在公布总经理年薪的上市公司中，有55家公司总经理的年薪超过百万元，方正证券、中信证券总经理的年薪依然位列前两名，此外中集集团、深科技、招商银行等上市公司总经理的年薪也较高。
关键词：创业板 董事会特征 实证分析
创业板上市公司董事会发展概况
2009年10月30日，酝酿达10年之久的创业板市场正式上市并投入运作。在主体资格、股本、盈利、资产和主营业务等方面的标准上，创业板的要求均低于主板和中小板市场。就公司治理而言，创业板上市公司需要根据《中国上市公司治理准则》完善公司治理结构，制定适合公司的最佳方案，提高公司治理水平，保护投资者利益。董事会作为公司治理的主体，在企业战略制定和实施控制、提供股东间协作和协调方面将发挥重要作用。
创业板市场上市公司以民营企业为主。由于民营企业创立发展的特点，创业板市场上市公司在创立之初只有少数几个发起人，股权集中度高，大股东对公司实施控制，还带有浓厚的“家族色彩”。公司的发展主要依靠某一类技术或创造的商业模式或品牌，对个人的依赖程度高。创业板上市公司董事会构建时间不长，虽然已符合法律法规要求，达到上市标准，但治理层结构仍然不成熟，内部人治理现象显著，缺乏监督和制衡机制，内部治理问题频发，亟待完善。
董事会特征与公司成长性的关系
公司绩效指标常常被看做是公司经营管理表现的预言者及董事会结构研究的中介。董事会利用公司绩效指标评价管理效果（Walsh & Seward，1990）。于东智、池国华（2004）的规范和经验分析共同表明，董事会的专有特征会对其职能的行使发挥作用，进而对企业绩效产生影响。国外有关于董事会结构与公司绩效的实证研究相当丰富，包括Bettinelli（2011），Pieper et al（2008），Bammens et al（2008），Booth et al（2002），Hermalin & Weisbach（1998）等。国内以董事会为核心的内部治理机制与公司绩效的直接研究是关于公司治理研究的中心，如周翼翔（2011）、吴兴华（2010）、宋常等（2008）、李汉军等（2007）、谢海洋（2007）。实证结果普遍显示董事会结构与公司绩效之间存在相关关系，但学者们对两者间的关系尚未达成共识。
公司绩效仅说明了公司的经营能力，但不能全面反映公司的真实情况。特别是在看重企业未来成长的创业板市场，公司一个阶段的绩效水平不佳不能说明公司好坏，成长性才是更重要的评价指标。近年来，学者开始关注董事会特征与公司成长性的关系，以孙烨（2006）和宋曲（2007）为代表，考察了董事会特征对由主成分分析法得出的公司成长哑变量的影响，实证结果表明董事会规模、两职合一、独立董事比例等与公司成长存在线性相关关系。
董事会特征与公司成长性的实证分析
（一）研究设计
1.研究假设。董事会规模是影响董事会效率的关键性因素。究竟何种董事会规模最合适，要看规模利弊观的相互制衡，是否能为公司带来利大于弊的效果。适度的董事会规模能为董事会带来讨论决定公司成本的事项所必须的专长、经验和判断能力。
H1：董事会规模与公司成长之间存在倒U型关系。
董事会是否具有独立性是董事会能否有效发挥监督作用的重要保证。随着我国董事会制度的完善，证监会和证券交易所也加强了董事会独立性的要求。但在实践当中，我国上市公司独立董事制度仍存在缺陷，未能得到有效利用，没有真正发挥其约束董事会行为、保护中小股东利益的作用。
H2：独立董事比例与公司成长不存在相关关系。
理论认为，为了更好地使董事和股东的利益保持一致，需要建立多种市场和制约机制来激励和监督董事，从而降低成本。目前董事会薪酬的支付，主要采用现金和权益资产相结合的方式。由于治理层与管理层人员结构高度重合，董事在公司领取高管薪酬的情况普遍存在。所以董事薪酬与公司成长紧密相关。
H3：董事薪酬与公司成长存在正相关关系。
2.研究变量：第一，被解释变量。为了能够客观全面地反映创业板上市公司的真实情况，体现出公司的成长性，本文参考喻凯等（2011）和孙静稳（2010）的研究成果，综合考虑我国创业板开板时间短、上市公司IPO融入巨额资金对财务指标产生的非常规波动，剔除了这些非常规波动指标，最终选取企业盈利能力、营运能力、偿债能力、现金流量能力、发展能力五个维度组成的企业成长性评价指标体系，每个维度选取2-4个有代表性的财务比率，对各个公司的成长性进行综合评价，得出企业成长性得分，作为本研究中表示企业成长性的量化指标（见表1）。
利用选取的财务指标，采用主成分分析法对公司成长性进行分析。由表2可知，Bartlett’s球形检验的Sig.值为0，说明各变量之间具有较强相关性，符合因子分析的前提条件；KMO值为0.658>0.5，适合做因子分析。由统计结果得出（见表3），可以用四个主成分来概括原有变量的近80%的信息。结合四个主成分的得分系数和四个因子的方差贡献率，得出计算公式为F=0.32*F1+0.21*F2+0.12*F3+0.08*F4，即为公司的成长性得分。
第二，解释变量。本文综合考虑已有研究成果，根据我国创业板的特点和数据资料的可获取性，选取了以下变量作为反映我国创业板上市公司董事会特征的解释变量：董事会规模，即上市公司年报披露的年末公司董事会成员的人数总和；独立董事比例，即上市公司董事会中独立董事占董事会总人数的比例；董事薪酬，即董事前三名薪酬总额的自然对数。
第三，控制变量。本文为了控制公司其他特征对公司成长的影响，在参考国内外研究的基础上，选取以下变量作为控制变量：公司规模、股权集中度。
3.模型设计。基于前文的规范性分析提出的根据相关研究假设以及变量设计，本文建立方程如下：
F=α0+α1*BOARD2+α2*BOARD+α3*INDE+α4LNPAY+α5*LNSIZE+ α6*SHARE+ε
其中，α0为常数项；αi（i=1，2，…，6）为回归系数；ε为回归残差；各变量说明见表4。
考虑到数据的完整性和有效性，本文通过国泰安数据库，选取截至2010年12月31日创业板上市的156家公司2008-2011年的数据作为样本，使用SPSS17.0软件进行统计分析。
（二）描述性统计分析
董事会特征的描述性统计，如表5所示。
1.董事会规模适度偏小。样本观察显示，创业板董事会规模设置在5-13人；其中董事人数为9人的居多，占比59%。可见创业板董事会规模适度偏小。
2.独立董事制度消极合规。创业板上市公司独立董事人数在2-5人，其中董事会中包括3名独立董事的公司占比80%，独立董事比例平均为37%。这仅仅与《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》和深交所颁布的《创业企业股票发行上市审核规则》中对独立董事规模的最低要求相符，反映出创业板上市公司独立董事建设只求合规性，消极程度高。此外，仍有个别上市公司未达到我国公司法规定的上市公司独立董事制度要求，如海默科技的独立董事比例仅为25%。
3.董事薪酬比例高。创业板中，在公司领取薪酬的董事占董事总人数的75%，报告期平均薪酬总额为22.61万，其中报告期薪酬总额超过100万的有15人，主要是公司董事长。由此可见，领取薪酬是创业板董事会中主要的董事激励方式。这一现象与治理层与管理层高度重合相关，董事在公司担任总经理、总裁、财务总监、研发负责人等管理层要职，管理层薪酬与董事会薪酬未分离。
（三）相关性分析
统计变量的系数相关性，如表6所示。Pearson相关系数反映了定距变量之间的线性相关关系。从表6中可以看出，董事会规模与公司成长呈相关关系，但不是简单的一元线性相关；独立董事比例与公司成长相关性不显著；董事薪酬、公司规模和股权集中度与公司成长显著相关，且均为正相关关系。
（四）回归分析
本文采用普通最小二乘法的强制进入策略（Enter）进行回归分析，最终的分析结果如表7所示。
由表7可知，R方值为0.114，说明方程的拟合优度不高。原因主要有，研究选取的成长性分析指标主要是公司财务指标，公司董事会特征作用于公司经营管理，然后体现到公司财务指标上，存在一定的滞后期间；另一方面，本文选取了2008-2011年的数据进行实证分析，但不同年份的市场存在很大的环境变化，造成数据产生一定波动。所以在董事会特征的实证分析中，R方值普遍不高，但这个拟合优度可以实现本文的实证研究。回归模型的显著性水平为0.005（
回归分析结果，如表8所示。具体分析如下：
1.董事会规模：董事会规模变量的系数为负，表明董事会规模与公司成长呈负相关关系，即董事会规模扩大不利于公司成长。但没有通过显著性检验，在统计上不显著。董事会规模的平方的系数为正，但数值很小，且不具备显著性，说明董事会规模与公司成长未表现出二次曲线相关关系，即H1不成立。
2.独立董事比例：独立董事比例变量未通过显著性检验，在统计上不具有显著性，说明独立董事比例与公司成长不存在相关关系，即H2成立。
3.董事薪酬：董事薪酬的系数为正值，显著性水平为0.048（
结论与建议
（一）结论
本文针对我国创业板市场上市公司，用因子分析法综合评价公司成长性，然后实证分析了上市公司董事会特征中董事会规模、独立董事比例和董事薪酬三方面与公司成长的关系，并在研究中加入公司规模和股权集中度两个控制变量，控制非观测因素的影响，最终得出如下结论：董事会规模与公司成长呈负相关关系；独立董事比例与公司成长不存在相关关系；董事薪酬与公司成长存在正相关关系。
（二）政策建议
基于本文的研究结论，为了更好地促进我国创业板上市公司董事会治理建设，促进我国创业板发展，借鉴国外成熟创业板市场成功的运作经验，提出以下建议：
1.选择适度偏低的董事会规模。在设置董事会规模时，应充分考虑公司的实际情况，没有绝对的最优董事会人数。结合创业板董事会设立时间短、控制权集中的特点，董事会规模应适度偏低，控制在9人以内为宜，过大或过小的董事会规模都可能降低董事会运作效率。
2.持续完善独立董事制度，进一步发挥独立董事在董事会中的作用。我国创业板上市公司的独立董事制度还未真正发挥作用，应加快独立董事制度的建设，完善独立董事的选举方式、制约机制和激励机制，使独立董事能更快更好地发挥作用。
3.董事会与管理层分离，建立独立的董事薪酬制度。研究中还发现，我国创业板上市公司董事会成员构成与公司管理层人员高度重合，总经理、财务总监、研发负责人等高管人员兼任公司董事，非独立董事中外部董事的比例极低甚至为零。可见我国创业板上市公司董事会内部治理特征显著。创业板上市公司的董事会成员大多是公司元老，并且在公司管理层任职，造成董事绩效难以客观评价。应将董事在董事会中的绩效与其他工作区别开来，为董事激励机制的建立和完善提供依据。此外，将董事权益报酬加入董事激励机制，与其他激励方式相结合，更有效地发挥董事会作用。
参考文献：
1.郝云宏，周翼翔.基于动态内生视角的董事会与公司绩效关系研究综述[J].外国经济与管理，2009
2.胡建.我国高科技上市公司董事会特征与绩效的实证研究[D].苏州大学硕士学位论文，2010
3.林勇，周妍巧.高层管理者的教育背景与公司绩效—基于创业板数据的实证检验[J].中南大学学报，2011
4.孙静稳.我国创业板企业成长性实证分析[J].当代经济，2010
5.魏乐.创业板公司绩效与董事会特征研究[J].会计之友，2010
6.于东智，池国华.董事会规模、稳定性与公司绩效：理论与经验分析[J].经济研究，2004
7.喻凯，巢琳. R&D投入对高成长性公司成长性影响的实证分析—基于我国创业板上市公司的经验数据[J].求索，2011
8.张国源.上市公司董事会特征与业绩关系的实证研究[D].山东大学硕士学位论文，2010
9.张振，陆佳.董事会规模、结构与公司绩效—基于创业板上市公司[J].中国证券期货，2011
关键词：盈余质量 董事会特征 上市公司
一、引言
盈余是企业向外界披露的一种重要的会计信息。作为企业在一定期间经营成果的体现形式，是一个公司价值增值的具体表现形式和盈利能力的重要标志，成为投资者、债权人、税收征管机构以及股市监管机构等相关机构都关注的一个指标。在国外会计学术界，盈余质量迄今已经有多年研究历史，而在我国盈余质量的研究起步较晚，主要是随着近年证券市场的迅猛发展而逐步兴起。证券市场对信息是极为敏感的，公司的盈利情况对于吸引投资者，树立良好的社会形象极为重要。但发展中深层次的问题和矛盾也随之暴露出来。随着保险业参与股市投资，尤其是我国加入世贸组织后，境外的机构投资者进入国内的证券市场，使得证券市场的投资环境和投资理念都发生了根本转变，而盈余数据在股票计价方面以及理性投资决策方面成为最重要的依据，受到了前所未有的关注，因此，包括盈余质量在内的信息披露是现代公司治理的决定性因素之一。尤其是近几年来，股市的大幅波动，越来越多的投资者在进行投资决策分析时不再只停留在表面上的财务报告的盈余数量，把更多的注意力转向对盈余信息含量的分析上。高质量会计盈余信息的生成离不开一整套基础性构件，董事会作为公司内部治理机制的重要因素，无疑对盈余质量会产生重大的影响。
二、文献综述
（一）国外文献 近年来西方学者进一步延伸了会计信息质量的研究视野，有大量的研究证据支持董事会最重要的职责之一就是对公司财务报告的生成过程进行监督。例如Klein（2002a）， Carcello and Neal（2000）， Beasley（1996）等都研究董事会对于公司财务、会计管理过程的重要性，证实董事会特征确实与会计信息操纵有关。Yermack（1996）发现，董事会规模越大，公司绩效越差，而且发现绩效较差的公司收购或兼并后一般都缩减了公司规模。
（二）国内文献 孙永祥和章融发现上市公司的董事会规模与公司绩效负相关，即董事会规模越小公司绩效越佳。沈艺峰和张俊生也发现董事会规模过大是ST公司治理失败的原因。另外何卫东和张嘉颖（2002）证实董事会规模与公司绩效负相关。胡铭发现董事会规模与公司绩效之间并非简单的正向或负向关系，在董事会两端的公司，净资产收益率（ROE）和每股收益（EPS）都较高。于东智（2004）的研究得出董事会的规模与公司绩效呈显著的倒U型二次曲线关系，转折点大约在董事人数9个左右的点。虽然我国市场监管部门和各界有志之士大力提倡独立董事制度，但是至今的实证研究成果基本一致，即外部董事比例或非执行董事比例与公司绩效似乎不存在显著关系。于东智的研究表明，董事持股比例之和、人均持股比例都未与绩效指标表现出统计意义上的曲线关系，而表现出较强的线性相关性，这意味着董事会及经理人员持股确实能够激励董事关注公司绩效。
三、研究设计
（一）研究假设 借鉴前人研究成果，本文就董事会的具体特征对公司盈余质量的影响提出如下假设：
假设1：董事会规模对盈余质量之间存在正相关关系
以理论为支撑的观点认为，规模相对较小的董事会更有利于提高治理效率，这是因为随着董事会规模的增大，由此带来的成本上升将超过监控能力增加带来的利益。相比较而言大规模的董事会问题严重，小规模的董事会在应对环境的变化方面更加迅速。其治理作用主要取决于规模的正向影响与负向影响的对比以及公司所处的法律、文化环境的影响。
假设2：独立董事所占比例与盈余质量之间存在相互关系
基于理论，Dechow et al.（1996）发现董事的有效监管主要取决于其相对于管理层的独立程度。这种独立性通常由董事会中独立董事所占比重加以衡量。大部分国外文献表示外部独立董事具有维护自身市场声誉的动机去履行监督管理职能，可以通过减轻管理层和股东之间的利益冲突来维护公司的效益。但乘员理论则考虑了组织成员的心理因素影响，认为新引进的独立监督方会产生额外的董事会行为差异，导致决策时间更长。结合我国的实际情况提出假设。
假设3：领取报酬的董事人数比例与盈余质量没有相关性
对董事的薪酬激励更多地体现为一种短期效应。在公司与个人利益趋同的假设下，董事对盈质量的影响应该为正向影响。但基于国内外研究情况结果比较，其影响并不具有确定性，受制度环境差异影响。
假设4：董事长与总经理两职设立情况与盈余质量没有相关性
关于董事会领导结构有三种不同的理论支持观点：理论支持两职分离；受托责任理论认为两职合一治理效率将提高；环境依赖理论认为两职设立是成本与潜在收益的权衡结果。大多数文献认为两职分离有利于提高公司盈余质量，但基于我国实际情况和一些关于国内上市公司盈余质量研究的文献，两职合一有利于公司盈余质量的提高。
假设5：持股董事人数比例对盈余质量之间存在相互关系，但无法给出相关性符号
孙永祥、章融（2000）的研究表明，董事会及经理人员持股数量的多少与公司绩效并无明显的关系。于东智的研究表明董事会及经理人员持股确实能够激励董事关注公司绩效。我国公司董事会成员持股数都不大，各年的中位数都在2-3万股左右。
（二）样本选取和数据来源2007年后我国开始实施新的会计准则，所以选择2007年至2008两年的数据做为分析对象。 同时考虑到不同行业关于同一指标的标准以及变化会有差别。因此，选择金属与非金属行业的A股上市公司（其中将剔除掉ST的上市公司），另外将数据不全的上市公司从样本中删除，剩余113家上市公司作为样本进行分析。因变量的数据来自清华金融数据库，自变量数据来自“证券之星”网站，用spss13.0进行统计分析。
（三）变量定义和模型构建 本文选取了因变量和自变量，并根据其关系，建立了相应回归模型。（1）因变量（盈余质量变量）。考虑到本文对盈余质量的定义以及我国上市公司盈余管理存在的普遍性，认为质量较高的盈余信息可以更好地反映出企业的真实业绩，由于盈余管理是应计制会计下的必然产物，必然会反映到会计盈余中，但是盈余管理的确很难反映到以收付实现制为基础产生的现金流量指标中来。因此，本文采用会计调整法来计量盈余信息的质量。 盈余现金比（EQ）指标：EQ=经营活动现金净流量/净利润。经营活动现金净流量与净利润比率，也就是说，企业每实现1元的账面利润，实际有多少现金支持，比率越高，盈余质量越高。若比率小于1，则说明会计利润可能受到人为操纵或存在大量应收账款，盈余质量较差。在这种情况下，即使公司盈利，也可能发生现金短缺。一般来说，该指标越大，说明公司盈余质量就越高。相反如果该指标越小，则说明公司盈余质量也较低。 （2）自变量（董事会特征的相关变量）。根据董事会特征的分类、我国上市公司董事会特征分析以及上市公司资料所能体现的，选取董事会特征变量。董事会规模（代码：DS），董事会董事总人数；独立董事所占的比例（代码：IDP），独立董事人数与董事总人数之比；领取报酬的董事人数比例（代码：DIRP），领取报酬的董事人数与董事总人数的比例；董事长与总经理的两职设立情况（代码：DAC），董事长与总经理两职是否为一个人所担任，1表示完全合一，2表示部分分离，3表示完全分离；持股董事人数比例（代码：DSRP），持有股票的董事人数与董事总人数的比例。（3）模型构建。本文构建模型如下：EQ=α0+α1DS+α2IDP+α3 DIRP+α4DAC+α5DSRP+ε。
四、实证检验分析
（一）描述性统计描述性统计结果见表（1）。
（二）回归分析 本文用spss13.0对模型进行了回归分析。（1）假设1检验。回归分析结果见表（2）中，两年的α1分别为0.081和0.149，t检验的绝对值都大于20%显著水平下的t检验的临界值（0.84）但显著性检验都大于0.05，因此董事会规模对质量之间呈正相关但线性关系并不显著。从折现图见图（1）分析，除去2008年图中的个别异常点，总体也是随着董事会规模的增大，盈余质量提高。假设1得到证实。（2）假设2检验。表（2）中，2007年的α2为0.782，t检验值0.432小于0.84，表明独立董事所占比例与盈余质量没有明显的影响，且显著性检验大于0.05，更不具有线性关系。而2008年的α2为-15.585，t检验值的绝对值1.272大于0.84，表明独立董事比例对盈余质量负相关，即独立董事所占比例越高，盈余管理程度越低。但仍然不具备线性关系。进一步分析两年的散点图。如图（2）所示，可以发现，大多数的点集中在独立董事所占比例为40%以内，但两年的变化仍无明显的规律可言。因此，独立董事所占比例在40%以内对盈余质量的有明显影响，但不呈线性。假设2得到了部分验证。（3）假设3检验。表（2）中，两年的α3的值分别为0.145和3.932，t检验的值为0.368和0.523，均小于0.84，表示影响并不明显，但其值为正，其影响为正向。显著性检验值都大于0.05表示线性关系并不明显。再来分析R2的变化见表（3），两年的数据分别为0.015和0.009，都非常小，表明这个自变量对因变量的影响较小。所以假设3成立。（4）假设4检验。表（3）中，两年的α4的值分别为-0.146和1.144，t检验的绝对值分别为0.618和0.728都小于0.84，表明董事长和总经理两职的设立状况与盈余质量没有相关性。从配对样本t检验结果见表（4）分析，两年置信区间不同，2008年的区间中间包括零，是无法接受的。从2007年的数据分析，其t检验值大于0.84。显著值小于0.05，表明2007年数据的可信度较高。因此，董事长和总经理两职的设立与盈余质量没有相关性。假设4成立。（5）假设5检验。表（2）中，两年的α5分别为0.053和-8.575，t检验的绝对值为0.058和1.428，表明2007年没有显著影响，2008的为负相关。显著性检验值均大于0.05所以不呈线性。分析R2的变化见表（5），两年的数据为0.003和0.066，都非常小，表明自变量对因变量的影响较小。因此，假说5没有得到验证，持股董事人数比例与盈余质量无相关性。
五、结论与建议
（一）结论研究结论如下：董事会规模对盈余质量的影响呈正比影响，但线性关系并不显著。随着董事会规模的增大，盈余质量提高。但根据规范性研究，董事会规模不应过大，在7-13人这个区间是盈余质量表现最好。独立董事所占比例对盈余质量有影响，但不明显。当独立董事所占比例处在20%～40%之间，盈余质量会比较敏感。领取报酬的董事人数比例与盈余质量无相关性，但根据激励理论，合理的薪酬能够体现为一种短期的效应，假设在公司利益与个人利益趋同时，越多的董事领取报酬，就会有越多的人关心公司的盈余质量，其结果应是正向影响。之所以会出现如此结论，可能过多的董事关系，反而会削弱其正向影响。研究发现，董事长与总经理两职设立情况与盈余质量无相关性理论上，关于董事会领导结构有三种不同的理论支持观点，其结论都不相同。实证结果表明：董事会持股人数比例与盈余质量的无相关性。相关国内外研究也没有定论，因此，无论持股人数多少都不会影响盈余质量。
（二）建议董事会作为公司治理的重要部分，对盈余质量的影响是不可忽视的。根据实证分析结果，结合我国上市公司董事会的特点，本文就相关方面提出以下解决方案。关于董事会规模的建议。结合规范性研究，我国上市公司董事会规模偏大，均值20人，应缩小到合理区间。另外，我国上市公司董事会规模有许多出现偶数，在决议时不免会出现僵持局面，建议应改成奇数。关于独立董事所占比例的建议。参照国内外的一些研究结论，公司进行治理应当将独立董事比例控制在20%～40%之间，根据自己的实际情况，选定相应的比例，以提高公司盈余质量。关于领取报酬的董事人数比例的建议。领取报酬的董事人数比例与盈余质量没有相关性。但根据激励理论，领取报酬会起到短期的激励作用，应当根据公司的实际情况适当的增加领取报酬的董事人数比例。关于董事长和总经理两职设立情况的建议。实证研究结论表明董事长和总经理两职设立情况没有相关性，因此本文并不建议意味着追求两职分离，而是根据具体情况而定。关于董事会持股人数比例建议公司根据公司实际情况而定，若增加董事会持股人数比例能够提高盈余质量，那么就增加，若不能，可适度而定。综上所述，提升盈余质量的重要一方面是加强董事会治理，董事会特征的变量的确定要根据自身情况结合行业特点合理定夺。通过研究可以得到两方面的启示：考察盈余质量时要同时关注董事会的特征；通过改善董事治理提高盈余质量。
参考文献：
［1］于东智：《董事会与公司治理》，清华大学出版社2004年版。
［2］刘立国、杜莹：《公司治理与会计信息质量关系的实证研究》，《会计研究》2003年第2期。
［3］孙永祥：《董事会规模、公司治理与绩效》，《企业经济》2000年第10期。
［4］李常青：《我国上市公司董事会特征》，《商业时代》2004年第6期。
［5］管连云：《董事会特性与会计信息质量关系研究》，《经济师》2004年第5期。
［6］储一昀：《上市公司盈余质量分析》，《会计研究》2000年第9期。
［7］程小可：《公司盈余质量评价与实证分析》，清华大学出版社2004年版。
［8］王化成：《中国上市公司盈余质量研究》，中国人民大学出版社2008年版。
［9］张纯、段逆：《我国民营上市公司董事会规模与实证研究》，《审计研究》2008年第6期。
［10］张国华、陈方正：《我国上市公司董事会特征与盈余管理相关性实证研究》，《技术经济与管理研究》2006年第2期。
［11］宋理升：《上市公司董事会特征对会计信息质量影响》，《山东经济》2009年第1期。
关键词：民营上市公司 董事会 公司治理 真实活动盈余管理
作者简介：
季 敏（1987- ），女，山东济宁人，青岛农业大学经济管理学院硕士研究生
金贞姬（1963- ），女，吉林延边人，青岛农业大学经济管理学院教授
一、引言
民营上市公司的控股股东是自然人或民营企业，受政府的管制约束很少，表现为高管任免具有独立性、股权变动比较自由，由此也导致公司内部存在着一系列的问题，如董事长一言堂现象。董事会一旦被一个人所控制，就会导致内部失控，公司内部的治理结构的存在就会成为空壳。由于政府对国有上市公司通常有一些优惠的政策，再加上有国家作为其最终担保人，使得民营上市公司与国有上市公司相比受到更强烈的融资约束，公司为获得更多的银行贷款、配股资格和维持上市地位，由此可以看出在实践中民营上市公司更有动机进行盈余管理。盈余管理行为的存在使会计信息违背了会计信息质量真实性和可靠性原则，导致对外披露的会计信息质量下降，扰乱了我国资本市场的有序进行。而董事会作为内部治理结构的核心，对编制的财务报表负有完全责任。董事会治理效率的高低关键在于董事会的结构，因此，研究董事会结构特征与真实活动盈余管理的关系对完善公司治理结构具有重要的理论意义和现实意义。基于以上背景，本文采用Roychowdury设计出的真实活动盈余管理计量模型，运用我国民营上市公司的数据， 对董事会特征在控制公司进行盈余管理行为的效用方面进行研究。
二、研究设计
（一）研究假设 根据已有的国内外研究成果本文主要从董事会特征的以下方面研究与真实活动盈余管理的相关性：
（1）董事会规模与真实活动盈余管理水平。Jensen（1993）通过研究得出，董事会规模与盈余管理之间存在显著的正相关关系。Dechow等（1995） 也发现，董事会规模越大就越有就机会进行盈余管理。然而Dalton等（1999）发现董事会规模越大就越能更好地对经营者实施监督；董事会规模越小，效率可能更高，却也存在着被少数人控制的危险。为此，本文提出：
假设1： 董事会规模与真实活动盈余管理水平存在正相关关系
（2）独立董事比例与真实活动盈余管理水平。独立董事可以更好地监督经营者的行为和保护中小股东的权益。Byrd和Hickman（1992）研究发现，随着独立董事比例的提高，管理者进行盈余管理的可能性会降低。国内研究学者也得出了同样的结论（吴清华和王平心，2007）等。张志花、金莲花（2010）认为独立董事制度的设置能有效抑制管理当局的盈余管理行为。为此，本文提出：
假设2： 独立董事比例与真实活动盈余管理水平负相关
（3）两职兼任与真实活动盈余管理水平。民营上市公司大多是由家族企业发展而来的，两职兼任现象在我国民营上市公司中更为普遍，两权集一身能更有效的控制整个公司。Jensen（1983）发现，两职兼任的领导结构使了董事会作为公司治理机制名存实亡。王建新（2007）等研究发现，董事长和总经理两职兼任使得董事会被一人控制，为其进行盈余管理提供了便利的条件。为此，本文提出：
假设3： 董事长和总经理（CEO）两职合一与真实活动盈余管理水平正相关
假设4：实际控制人和董事长或总经理为同一人时与真实活动盈余管理水平正相关
（4）董事会中专业委员会的个数与真实活动盈余管理水平。董事会下的专业委员会通常掌握着某一方面的技能，其存在提高了董事会的工作效率与质量，实践也证明董事会专业委员会的设置和有效运作，是明确董事会职责、提升董事会运作效率和质量的有效治理方式，完善的公司治理结构下管理当局进行盈余管理的可能性会降低。为此，本文提出：
假设5：董事会中专业委员会的个数与真实活动盈余管理水平负相关
（5）董事会会议次数与真实活动盈余管理水平。Vafeas（1999）认为随着董事会开会次数与盈余管理水平负相关。董事会会议是董事会成员之间进行有效沟通的主要途径，会议的召开可以给董事提供参与制定企业决策的机会。为此，本文提出：
假设6：董事会会议次数与真实活动盈余管理水平负相关
（二）变量选取和模型建立 本文选取变量如下：（1）因变量（真实活动盈余管理）。本文选取了公司进行真实活动盈余管理的三种主要形式销售操纵、过度生产和降低可操控性费用，分别以异常经营活动现金净流量、异常生产成本和异常可操控性费用的大小来作为衡量真实活动盈余管理大小的指标。经营现金流量（CFO），采用现金流量表中的经营活动现金流量净额来表示。生产成本（PROD），可操控性费用（DISEXP），主要包括研发支出、广告费用、销售费用和管理费用等，由于我国会计准则没有把研发费用和广告费用单独列出，而是把其列入到销售费用和管理费用。根据Dechow和Skinner研究，建立以下线性回归模型对每个公司年度CFO的正常水平进行估计：CFOt/At-l= α0+α1×（1/At-1）+α2×（St/At-1）+α3×（St/At-1）+ε1…（1）。其中，At-1为t-1期期末的资产总额，St是t期的销售额（营业收入），St =St-St-1，残差ε1为对应的异常经营现金流量（ACFO）。先利用该回归模型估计出α系数值，然后将对应的α系数值代入回归模型中，估计对应的正常水平下的CFO，则ACFO=实际CFO-正常CFO。按照同样的方法分别根据下列模型：PRODt/At-1=α0+α1×（1/At-1）+α2×（St/At-1）+α3×（St/At-1）+ α4×（St-1/A t-1）+ε1…（2）。DISEXPt/At-l=α0+α1×（1/At-1）+ α2×（St-1/At-1）+ εt （3）。对每个公司年度PROD和DISEXP的正常水平进行估计，再用实际值减去其正常水平值，分别得出异常值APROD和ADISEXP，即各自回归方程中的残差项。Cohen指出，由于会计科目之间的相互影响，通常是采取多种交易进行盈余管理，因此需要把这三个因素综合起来考虑，因此引入一个综合变量SRM。由于可疑公司运营年度进行盈余管理时会导致当期经营现金流量和可操控性费用比正常情况下低，生产成本比正常运营年度高，因此将综合真实盈余管理指标表示为：SRM =|ACFO|+|APROD|+|ADISEXP…（4）。该综合指标值越高，则表示上市公司盈余管理程度越大。（2）控制变量。本文主要考虑了公司本身的特征：公司规模（LIZE）、净资产收益率（ROA）和资产负债率（DEBT）。一般而言，公司规模越大受各方面监管和关注比较多的同时也有更多机会进行真实活动盈余管理，因此，将公司规模作为一个控制变量。净资产收益率是衡量公司本年度业绩的基本指标，并且上市公司在增发股票和配股时对公司的净资产收益率都有一定的要求。微盈利企业为了更好地利用国家的优惠政策，进行盈余管理的可能性也是存在的。与股东相比，债权人为了得到应有的资金使用费，会更关心公司财务状况和盈利能力，由于管理当局相比债权人来说掌握更多的内部信息，管理者为了减轻来自债权人的压力，当公司负债比例较高时，就会采用更为隐蔽的方式进行盈余管理。（3）解释变量。模型的解释变量是公司董事会的特征变量，主要包括：董事会规模（ LNBO） ， 用董事会成员数的自然对数表示；独立董事的比例（DULI），用独立董事的人数除以董事会总人数表示，独立董事比例的平方值（DLSQU）；LZDZ是虚拟变量，反映实际控制人是否担任董事长或总经理，担任时取1，否则取0；LZHY 为虚拟变量，反映总经理与董事长两职是否合一，当两职合一时取1， 否则取0；董事会会议次数（BOME）；董事会中专业委员会的个数（PC）。
在此基础上建立董事会结构与真实活动盈余管理的回归模型如下：RAMt =β0+β1LNBOt +β2DULIt +β3DLSQUt +β4LZDZt+β5 LZHY t+β6BOMEt+ β7PCt+β8LIZEt +β9ROAt +β10DEBTt +εt在回归分析时将分别用ACFO、APROD、ADISEXP、SRM来代替RAM。
（三）样本选取和数据来源 本文选取所有2011年的民营上市公司作为样本，以2009年至2011年相关数据作为估计2011年度民营上市公司异常CFO、异常PROD、异常DISEXP和SRM的基础，选取2011年有关董事会特征数据。样本中剔除了盈余管理数据和董事会特征数据不全的公司，最后得出有效的总样本数701个。所有数据来自国泰安数据库。
三、实证检验分析
（一）描述性统计 表（1）列示了样本公司不同变量的描述性统计状况，主要是可疑公司与正常运营公司对应变量均值的比较。可以看出可疑公司运营年度与正常公司运营年度相比具有较高的异常生产成本、较低的异常可操纵性费用，而异常经营现金流量没有明显的差异，这可能是由于较低的可操纵性费用和较高的生产成本共同作用的造成的。可疑公司还表现出较低的净资产收益率和较高的资产负债率，净资产收益率平均数为0.006457，可以看出可疑公司的净利润非常小，为了摆脱增发股票和配股的限制条件进行盈余管理的可能性比较大。在我国民营上市公司中董事会被一人控制的现象比较常见，董事长和总经理两职合一的现象倒不常见。可疑公司董事会会议次数的平均值低于正常运营公司，独立董事的比例平均值达到37%，公司法的最低要求是三分之一，可以看出我国民营上市公司在这方面做得比较好。企业规模方面，可疑公司要大于正常运营公司。公司中专业委员会的个数相差不大，基本上都设有四大专业委员会。
（二）回归分析 首先利用701家民营上市公司的相关数据采用普通最小二乘法（OLS）分别对模型（1）、（2）、（3）进行线性回归分析，得出回归系数再代入模型计算正常水平下的经营现金流量、生产成本和可操控性费用，再将实际值与正常值相减即得到异常经营现金流量、异常生产成本和异常可操纵性费用，然后再计算出综合真实盈余管理SRM。从表（2）可以看出，回归方程整体的解释能力较强，Adjusted R2值分别为0.43，0.767，0.045，可以看出拟合优度较高。对民营上市公司董事会特征与真实活动盈余管理实证分析结果如表（3）所示。可以看出回归方程整体的解释能力比较强，同一个解释变量与盈余管理指标的四个表现形式的相关性有时并不一致，可能是由于在实践中公司采用多种盈余管理方式共同作用造成的。从回归结果可以看出：（1）样本公司的董事会规模、董事长和总经理（ CEO） 两职合一、实际控制人和董事长或总经理为同一人、董事会会议次数、董事会中专业委员会的个数、资产负债率都与异常可操纵性费用的相关性系数为正数，在一定程度上验证了假设1、假设3和假设4。独立董事比例与异常可操作性费用的相关性系数为负，在一定程度上验证了假设2。公司规模和净资产收益率与异常可操纵性费用的相关性系数为正，并在1%的水平下呈现出显著性，可以看出公司规模越大，为公司进行盈余管理提供了广阔的空间。（2）样本公司的董事长和总经理两职合一与异常生产成本呈正相关，在一定程度上验证了假设1；独立董事的比例与异常生产成本呈负相关，表明独立董事比例越高，异常生产成本越低，真实活动盈余管理越少，在一定程度上验证了假设2；董事会规模、董事会会议次数、净资产收益率与异常生产成本的相关性系数为负数，有效地支持了假设6；董事会中专业委员会的个数、公司规模、资产负债率与异常生产成本的相关性系数为正数，并呈现出显著性，有效的支持了假设5。（3）样本公司的董事会规模、独立董事的比例、净资产收益率与异常经营现金流量相关性系数为正，董事长和总经理两职合一、实际控制人和董事长或总经理为同一人、董事会会议次数、董事会中专业委员会的个数、公司规模都与异常经营现金流量呈负相关，在一定程度上验证了假设3、假设4、假设5和假设6；资产负债率与异常经营现金流量呈显著性负相关。（4）样本公司的董事会规模、董事会中专业委员会的个数与公司的盈余管理呈正相关；独立董事的比例、董事长和总经理两职合一、实际控制人和董事长或总经理为同一人与盈余管理呈负相关，在这一点上假设2、假设3和假设4没有得到有效的支持；董事会会议次数与盈余管理呈显著性负相关，有效的支持了假设6，董事会会议的召开使所有董事有机会参与到企业决策的制定过程中；公司的规模、净资产收益率、资产负债率与盈余管理呈显著性正相关，说明规模越大，资产负债率越高的微利民营上市公司进行盈余管理的程度越大。
四、结论
本文通过分析得到如下结论：（1）可疑公司运营年度可能会通过不正常的价格折扣扩大销售或者降低费用来增加当期营业收入和利润以达到公司的经营目标，结果导致当期生产成本较高和可操纵性费用较低，但是异常经营现金流量与正常运营公司并没有多大差异可能是由于两者的共同作用导致的。（2）公司自身的特征与真实活动盈余管理呈现出显著的相关性，尤其是公司规模、负债比例和净资产收益率。公司规模越大进行真实活动盈余管理的空间就越大。（3）公司的董事会特征与真实活动盈余管理表现出一定的相关性。董事会规模、董事会会议次数与异常生产成本呈显著性负相关。董事会中专业委员会的个数与异常生产成本呈显著性正相关，表明上市民营企业中董事会的专业委员会没有发挥应有的作用，反而为公司进行盈余管理提供了便利条件。董事会会议次数与公司的综合盈余管理呈显著性负相关，表明董事会的活动能有效抑制公司的真实活动盈余管理。独立董事比例与真实活动盈余管理并不存在显著的线性关系，表明民营企业中独立董事没有发挥到应有的作用。基于以上得出的结论，在公司的董事会治理结构中要充分发挥独立董事和各专业委员会的作用实现良好的内部监督，通过召开董事会会议让董事真正参与到企业的经营管理决策当中。
参考文献：
[1]吴清华、王平心：《公司盈余质量：董事会规模微观治理绩效之考察》，《数理统计与管理》2007年第1期。
[2]张志花、金莲花：《公司治理与真实活动盈余管理的实证研究》，《财会通讯》2010年第4期。
[3]王建新：《公司治理结构、盈余管理动机与长期资产减值转回》，《会计研究》2007年第5期。
[4]姜英兵、王清莹：《上市公司股权结构与真实活动盈余管理》，《财经问题研究》2011年第5期。
[5]Roychowdhury.S.Earnings Management through Real Activities Manipulation.Journal of Accounting and Economics，2006.
[6]Dalton D R，C M Daily，J L Johnson，A E Ellstrand.Number of Directors and Financial Performance： A Meta-analysis.Academy of Management Journal，1999.
关键词：管理者特征 过度自信 融资决策
随着市场经济的不断完善和金融市场的快速发展，资本市场成为我国社会资源的主要配置场所。但由于我国资本市场发展时间不长，尚存在诸多不合理的地方，市场参与者存在明显的非理。基于此，本文以行为金融理论为基础研究公司管理者的过度自信对公司融资决策的影响，为公司决策者判断其是否过度自信提供了参考，有利于公司改善自身的融资结构和债务期限，降低资金成本，优化治理结构，完善管理人员选拔机制，促进公司价值的提升。
一、文献综述
（一）国外文献 Cooper 和 Dunkelberg（1998）以及 Busenitz 和 Barney（1997）等学者的研究结果都证实了管理者存在过度自信行为，过度自信的管理者承受风险的意愿更强，工作也会更努力。相比一般人，公司管理者行为更易过度自信（ Mal-mendier&Tate，2005）。在引入了行为金融学来研究公司的融资决策问题后，权衡理论开始受到了学者们的质疑和挑战。Heaton 早在 2002 年对管理者过度自信与公司融资决策关系进行了理论分析。他认为，当管理者存在过度自信偏差时，往往会高估自身为公司带来收益的能力，高估公司内部投资项目在未来所产生的净现金流量；当此类公司管理者需要融资时，会认为市场低估了公司未来的前景，从而也低估了公司发行的股票或债券价值，从而更倾向于使用内源资金而非外部资金，当公司一定要求助于外部融资时，他们认为公司股票价格比债券更加敏感，更富有波动性，股票作为风险证券其发行成本更高，所以会倾向优先选择债务融资。在 Heaton 看来，过度自信的管理者会因此形成一定的融资优先顺序：内源融资、债务融资和股票融资。Hackbarth 提出这一观点后，没有做进一步的实证检验分析。Ben-David、Graham 和 Harvey（2006）对美国公司 CFO 进行了调查访问，结果表明过度自信的 CFO 会倾向于选择较高的公司负债比。Silveira&Barros（2007）选择管理者过度自信的替代变量为管理者是公司创始人或聘请的职业经理人，实证检验结果表明，相比创始人而言，职业经理人倾向于较低的公司负债。
（二）国内文献 余明桂、夏新平和邹振松（2006）采用我国统计局公布的企业景气度来衡量管理者过度自信程度，同时以管理者对公司未来盈利水平的乐观预期是否变化来对管理者过度自信进行了稳健性检验，结果表明管理者过度自信与公司负债比和债务期限结构都显著正相关，说明管理者过度自信偏差是公司融资决策必须要考虑的因素。饶育蕾和王建新（2010）发现，当首席执行官过度自信时，董事长与首席执行官分别由两人担任可以有助于公司业绩的提升，而在首席执行官非过度自信时则不存在这样的关系，从而说明两职分离能够纠正由于首席执行官过度自信而导致的非理性投融资行为，有利于提高公司业绩水平。在管理层背景特征对管理者过度自信的替代方面，江伟（2009）以董事长的年龄、学历和任职时间等一系列背景特征作为董事长过度自信的度量，实证研究发现董事长个人特征对公司融资决策具有显著影响。
二、研究设计
（一）研究假设 本文选择上市公司董事长作为“管理者”的代表，研究董事长的背景特征对上市公司融资决策究竟具有怎么样的影响。以下将基于“高阶梯队理论”，在前人研究的基础上，经过理论推导引出本文的实证假设，为后续的实证研究奠定基础。
（1）学历水平与融资决策。Lichtenstein&Fischoff（1977）研究发现，人们在决策时无形中会受到自身所受教育水平的影响。教育可以通过改变管理者认知能力、学习能力及其世界观、价值观、方式方法等内在品质，从而对管理者制定融资决策时的思维模式及其决策的客观性、科学性产生重要的影响。从社会心理学和已有的相关文献可以看到，管理者的学历水平高低与其个人能力直接相关，直接影响了其公司日常经营和投融资决策的效率。因此，管理者的学历水平越高，越有能力获得决策所需要的资源和信息，故假设：
假设1：董事长学历水平与上市公司长期资本负债率负相关
（2）年龄与融资决策。社会心理学表明，年长的管理者相比于年轻的管理者，在学习时间、社会经历、从业经验方面都具有更多的优势，在日常工作中也表现出不同的价值观和行为。与年轻的管理者想比，年长的管理者在制定决策时会更加的保守、稳健，从而改进管理方式和完善决策制定依据，并致力于回避风险（Wiersema&Bantel，1992）。基于此，提出假设：
假设2：董事长年龄与上市公司长期资本负债率负相关
（3）性别与融资决策。 Kanter（1997）通过对美国公司并购研究中提出“公司员工行为会受团队内性别分布的影响”的理论。Anderson（2003）在针对高层管理团队的研究中建议研究人员应在模型中考虑性别因素。郭敏华等（2005）发现，男女之间在关于个人风险偏好或投资交易行为中，存在着明显的差异；在面对公司战略选择时候，男性相比女性更容易武断的做出判断，相信自己的决定是最优的，对项目的预期收益产生过高的估计，从而更容易表现出过度自信的行为偏差。所以可以大胆提出如下假设：
假设3：男性董事长较女性董事长更倾向于增加公司长期资本负债率
（4）从业经历与融资决策。当上市公司管理者拥有经济管理类从业背景时，可能会拥有更多的与财务决策相关的知识技能，从而更易出现过度自信；而具有非经济管理类从业经历的管理者，由于缺乏决策相关的财务知识，可能表现的更加保守，过度自信程度更弱，他们会将更多的精力和时间放在产品创新战略和技术创新上（Porter，1990），公司负债比例会相应偏低。所以，提出如下假设：
假设4：董事长具有经济管理类从业背景将更倾向于增加公司的长期资本负债率
（5）董事长两职兼任与融资决策。在上市公司中相对于董事长和总经理（或总裁）由不同的人担任，董事长兼任总经理（或总裁）会使得董事长一般倾向掩盖或转移总经理或总裁（其自身）在公司经营管理中的失误。两职兼任的董事长由于在公司经营决策中独揽大权，所以容易产生控制幻觉，易于低估公司经营失败的可能性。从而其在财务决策中更易于低估公司陷入财务困境的可能性，高估公司的盈利能力，进而公司可能会选择较高的负债比率。所以，提出如下假设：
假设5：董事长兼任总经理（或总裁）更倾向于增加公司的长期资本负债率
（6）董事会独立性与融资决策。随着董事会独立性的加强（独立董事人数的增加），董事们尤其是外部独立董事可以对董事长行为进行监督，从而董事长由于过度自信做出的公司战略决策存在偏差的可能性降低（Finkelstein&D Aveni，1984），公司融资决策也倾向于稳健的股票融资。基于此，提出如下假设：
假设6：董事会独立性（独立董事比重）与上市公司长期资本负债率负相关
（7）国有股比重与融资决策。上市公司的国有股比例越大， 公司越容易得到政府的支持， 因而较为容易从国有银行获得贷款，公司的长期资本负债率也越高；拥有国有股的上市公司能够得到政府的政策支持和各种照顾，董事长的过度自信程度得到加强，从而对公司未来经营过度乐观，公司也倾向于较高的负债比率。因此， 提出如下假设：
假设7：上市公司国有股比重与公司长期资本负债率正相关
（二）样本选取和数据来源 本文选择的上市公司总体样本为2008年至2012年在我国沪深证券交易所上市的 A 股制造业类公司（按证监会行业分类标准为 C 类），并做了以下处理：（1）剔除研究当年股票名称冠有 ST、*ST 和 PT的公司。这类公司财务数据处于异常状态，已经没有持续经营的能力，或者已经连续两年（ST 公司）或两年以上（*ST 公司）处于亏损状态，或面临退市风险（带*号的公司），或暂停上市（PT 公司），其与正常的公司在项目融资方面已经有所差异。（2）由于本文的实证研究需要 5 个会计年度的数据，为了避免公司在上市初期为了满足资本市场和证券监管者的要求而对财报进行“粉饰”、 包装”等，以及避免公司当年为了达到上市要求而使呈报给市场的财务报告和招股说明书“失真”，本文剔除了当年及以后年度 IPO 的上市公司。（3）剔除负债比率超过 100%的公司，这类公司理论上已经破产。（4）剔除在研究年控股权发生变更的上市公司，因为控制权发生转后，往往伴随着公司的经营方针和战略的重大转变，或大规模的资产重组，这会影响到管理者在公司融资上的决策。本文样本数据主要采集自：锐思金融研究数据库（），部分缺失的数据通过手工查询新浪财经频道上市公司资料来补充完善。其中2008年 319个样本，2009年 328 个样本，2010年398个样本，2011年490 个样本，2012年506 个样本，5 年共计 2031 个样本。样本具体分布情况如表（1）所示。
（三）变量选取 本文选取变量如表（2）所示。（1）因变量。本文设定因变量为长期资本负债率，以此来衡量上市公司的融资结构，具体如表（2）所示。由于流动负债经常发生变化而不稳定，为了反映公司长期的资本负债情况，采用长期资本负债比率来表示公司的资本结构。（2）自变量。本文提出了董事长的一系列个人背景特征变量来替代传统的过度自信度量，此外，将独立董事比重作为了一个自变量也引入了研究体系。（3）控制变量。为了更好地研究清楚董事长的背景特征（自变量）和上市公司的融资决策（因变量）之间的关系，需要控制住除自变量之外能够使因变量发生变化的无关因子，即控制变量。本文用公司当年主营业务收入增长率来表示公司成长性。选择公司当年的主营业务利润率来表示盈利能力。本文使用固定资产占总资产的比重来描述这一变量。本文使用全部管理者持有的股票数量占总股本的比重来替代这一变量。本文参考了 Timan&Wessels（1988）度量非债务税盾的方法，用公司当年固定资产折旧总额除以资产总额来衡量该值。所得税率（Tax）：本文使用公司当年平均所得税率来代表这一变量。
（四）模型建立 根据以上分析，为了研究董事长的个人特征和上市公司融资结构之间的关系，构建了多元回归模型（1）：Leverage=C+？茁0Ddegree+？茁1Dgend+？茁2Dage+？茁3djob+？茁4DCeo+？茁5Dindep+？茁6Growth+？茁7Profit+？茁8Tangi+？茁9Size+？茁10Gshare+？茁11FCFF+？茁12depre+？茁13
Tax+？茁14Nshare+■？茁jindustry+■？茁jYear+？着
在模型（1）中，C 代表截距，β0 ～ β29 代表式右边各个变量的回归系数。本文对行业进行了控制，以观察不同行业的影响，此外也对年份进行了控制，减少了时间因素的影响。如果本文的假设 1～7 成立，则β0、β1、β3、β4 以及β14 符号应该为正且显著，而β2 和β5 符号应该为负且显著。此外，根据陆正飞和辛宇（1998）的研究结果，控制变量如成长性、公司规模、自由现金流、有效税率等参数的估计值符号应该为正，而诸如公司盈利性、资产抵押性、管理层持股比重和非债务税盾等参数应该和长期资本负债率呈负相关关系。需要指出的是，在实证研究过程中，本文首先将董事长各个特征变量单独进行回归，最后再将全部变量放入模型（1）中进行回归。
三、实证检验分析
（一）描述性统计 利用本文的研究样本，首先对在2008年2012年间，上市公司董事长特征和控制因素作一个简要描述性分析，结果如表（3）所示。可以看出所选择的制造业样本的基本特征如下：（1）董事长的学历水平均值是3.6141，中值是4，基于本文的学历赋值范围是1～5，数字越小，学历水平越高，本文的样本点代表的董事长学历基本都在大学本科学历以上，说明整体上董事长的素质水平较高。（2）所选样本的男性董事长占据压倒性优势，均值0.9618，几乎所有的董事长都是男性，说明在这一职位性别分布中存在严重的男女比例失调现象。（3）从董事长年龄的分布来看，绝大部分董事长都是年近50岁，仅个别董事长或者比较年轻（最低值26 岁），或者比较年长（最高值76岁）。（4）董事长的工作经历反映了董事长是否具有对管理公司有利的财务管理经验，表（3）显示，相对较多的董事长（中位数为1）还是具有经济管理类的从业经验，事实上，为了适应社会发展和公司管理的需要，很多董事长虽然出身于理工科背景，但通过在工作中不断学习管理学知识和进修财经类课程，也具备了从事经管类工作的能力，使得有着财务管理经验的董事长数量大幅上升。（5）对于董事长是否两职兼任，均值为0.4037，中值为0的结果反映了我国上市公司正在逐渐摆脱过去的那种“家长式”管理模式，董事长和总裁或总经理在逐渐分离、分工，这将有助于董事长从股东利益出发考虑公司的经营决策，而不是一味弥补或掩盖管理层的错误。（6）我国上市公司的独立董事制度在我国开始实施较晚，2001年8月证监会出台关于独立董事制度的意见，要求上市公司中独立董事不少于董事总数的 1/3。由本文样本数据统计可以看出，上市公司的独立董事人数基本都是恰恰过线（中值30%），甚至一些上市公司远未能达到证监会在独立董事方面的要求。独立董事在公司管理层中的稀少将有损董事会的独立性。
根据样本公司的性质，将样本分为国有和非国有两个子样本，来对董事长的背景特征进行描述性统计分析，结果如表（4）所示。由国有控股样本和非国有控股样本的比较可以得知，在董事长学历方面，国有公司的董事长学历相比略高，非国有控股公司的董事长学历学位偏低；在董事长性别方面，两类公司差别不大；在董事长年龄方面，国有公司的董事长平均年龄略偏大 2 岁左右，非国有公司董事长年龄最高者达到 76 岁，最低者 26 岁，分别高于国有公司的 70 岁和低于国有公司的 29 岁，显示非国有公司董事长任职时间可能较长和长期的家族式管理；在董事长从业经历方面，更多的非国有公司董事长有过财管类工作经验，高出国有公司近 20%，这或许和非国有公司董事长更多的是白手起家创业，各种类型的工作都亲力亲为有关；在董事长兼任 CEO 或总经理方面，国有公司占比略微高出一点；而在独立董事方面，非国有公司的独立董事比重相对略高，比国有公司独董比重高出约 1%。
（二）相关性分析 相关性分析（Correlation）可用来分析变量间线性相关的程度。在多元相关分析中，两变量相关系数从表面上反映了两个变量的关系，但没有考虑到其他变量对两者相关性的干扰，从而可能造成假相关。本文使用可以排除其他变量干扰的偏相关系数来分析自变量之间的相关性，对辨别变量之间的虚假相关非常重要。相关系数 R0.5 则高度相关。通过对董事长性别、年龄、学历等特征变量进行偏相关分析，得到表（5）。可以看出，在控制了成长性、盈利能力、公司规模等一系列其他因素的影响后，董事长个人特征变量之间的相关性总体上非常低，绝大部分都是显著低度相关（R
（三）回归分析 利用上文界定的所有公司的研究样本，对模型（1）进行回归，来研究上市公司董事长的背景特征对公司融资决策的影响。首先分别将董事长的年龄、性别、学历、工作经历等各个变量单独放入模型中回归，最后将所有的自变量一起放入模型（1）中进行回归。结果如表（6）所示。表（6）对假设 1-7 进行了实证检验，由（1）-（7）列调整的 R 平方和 F 值可以看到，整体上的实证分析是有效的，各个解释变量和控制变量在一定程度上可以对自变量（长期资本负债率）进行解释。从（1）列看到，Ddegree 参数估计值为 0.004，且在 5%的水平上显著，表明董事长的学历水平越低，其非理越明显，过度自信水平越强，从而越倾向于更多的债务融资比率，这支持了本文提出的假设 1，与 Ben-david（2006）等人的研究并不一致。第（3）列显示，Dage 参数的估计值为-0.0007， 其在 1%的水平上极度显著，表明公司董事长随着其年龄的增长，其管理经验也越来越丰富，看待问题更趋理性，在权衡权益融资和债务融资的成本和收益后，他们会选择较低的债务融资比率而增加权益融资额度，由此支持了本文提出的假设 2。 从（2）列看到，Dgend（性别）参数的估计值为正且在 5%的水平上显著，可以得知董事长的性别对融资决策具有重要的影响，女性董事长较男性董事长更趋谨慎和保守些，过度自信程度较弱，从而其在融资决策时更倾向于较低的债务融资比率，这也支持了本文的假设3。第（3）列的检验结果和 Ben-Daivd、Graham&Haryvey（2006）的研究结果一致，他们研究认为董事长的经验越是丰富，公司的负债比率越低。从表9的第（4）列看到，Djob 参数估计值为 0.012， 且在 5%的水平上统计显著，表明具有经管类工作背景的董事长过度自信程度更强些，相比只有理工类工作背景的董事长而言，他们对公司财务更加熟悉，也容易高估公司未来的现金流，从而会选择较高的长期资本负债率，这也支持了本文的假设 4。第（5）列 Dceo 参数估计值为 0.008 且在 10%的水平显著，表明董事长兼任总经理时，会出现控制幻觉，同时董事会警惕性减弱强化了董事长的过度自信程度，从而公司倾向较高的负债比。这与江伟（2009）的研究结果认为兼任董事长的总经理在公司进行外部收购时报价较高的结果一致，也验证了本文的假设 5。第（10）列的 Dindep 参数估计值为-0.0001， 表明公司独立董事比重越高，董事长的过度自信程度越弱，会选择较低的负债比率，从而部分支持了本文的假设 6，但是这一结果并不太显著，这可能和我国公司不太完善的独立董事制度有关。第（7）列将董事长的 6 个背景特征同时放入模型中进行检验，发现 Dage 和 Dindep 的参数估计值仍然为负且显著，而其余参数也同样保持符号不变且显著，说明以上的检验结果具有稳定性。由第（1）-（7）列可以看出，公司的成长性（Growth）、公司规模（Size）、资产抵押性（Tangi，有形资产比重）和自由现金流（FCFF）等控制变量的估计值都是显著且为正的，表明这些控制变量显著影响了公司的融资决策，和陆正飞（1998）和江伟（2010）的研究结果一致；公司盈利水平（profit）估计值符号为负，一方面表明当公司盈利水平较好时，公司有能力保留有足够多的盈余来应对公司经营的资金需求，从而可以减少外部债务融资；另一方面这也和我国特有的资本市场环境有关，当公司盈利能力较强时，公司有资格上市并发行股票进行权益融资，此外我国上市公司权益融资的成本比较低，上市公司更倾向于通过增发和配股来进行权益融资，从而降低了长期资本负债率，这与陆正飞和辛宇（1998）的分析结论略有不同。虽然如此，但是这一检验结果却并不显著。管理层持股（Gshare）参数为负且显著，表明公司高层管理者持有越多的公司股份时，行为越发谨慎从而债务融资水平较低。自由现金流（FCFF）估计值符号为正且显著，表明公司可用的自由现金流越多，其债务融资水平也越高；有效税率（Tax）统计上显著为正，符合公司税率越高债务抵税效应越明显的财务理论；国有股比重（Nshare）符号为正且显著，表明当公司中含有较高的国有股权时，更容易获得政府部门的各种政策优惠和支持，从而从国有银行贷款更容易，也就倾向于较高的负债水平，这也支持了本文的假设 7；非债务税盾（Depre）参数的估计值为负且在 1%的水平上显著，表明公司固定资产折旧具有明显的抵税效应且会影响到公司的融资水平，具有较高非债务抵税效应的公司会选择较低的负债比率。
使用模型（1）检验不同公司性质下公司董事长的背景特征与公司融资决策的关系，结果见表（7）和表（8）。整体上看，国有控股公司组拟合的效果较好，其调整的 R 平方约为 0.33 左右，而非国有控股公司组调整的 R 平方约为 0.27 左右，这可能和样本数量有关，国有样本有 1397 个样本，而非国有样本仅有636个样本，为国有样本的 50%，此外两者的差异也可能表明国有公司的董事长具有绝对的领导权力和话语权，对公司的融资决策影响更大，而非国有公司监督管理制度较为完善，董事长的个人权力受到一定治理机制的制约。在国有控股公司组结果中，学历和性别是显著的，而年龄、两职兼任和独董比重变量不显著；在非国有控股公司组结果中，年龄、工作经历和两职兼任等变量是显著的，而学历、性别变量不显著；非国有和国有样本组结果中，独董比重变量都不显著，表明董事会独立性对公司融资决策影响不大。由两表合并对比形成的表（9）可以看出，两类公司董事长的背景特征对公司融资决策还是存在着部分的差异。国有控股公司董事长的年龄和两职兼任对公司的融资决策影响并不显著，而非国有公司董事长的年龄和两职兼任对公司的融资决策影响分别在 1%和10%水平上显著；无论是国有还是非国有的董事长，其年龄和两职兼任和公司的融资决策呈现负相关关系。（2）学历和性别两变量在国有公司样本组中对公司融资决策具有显著正相关关系，而其对非国有公司融资决策影响不显著。（3）国有和非国有公司董事长的经管类工作经历对其融资决策影响都是具有显著正相关关系，表明董事长的财务、会计或金融类工作经历对公司的融资决策影响显著，由于具有经管类工作经历，从而可能会增强其过度自信程度，使其在做出融资决策时更趋向于选择较高的负债比率。
四、结论
本文研究发现：（1）通过对公司成长性、盈利能力、公司规模和资产抵押性等一系列影响公司融资水平的因素进行控制后，检验了董事长背景特征与公司融资决策的关系，发现总体上董事长的背景特征对公司融资决策具有显著影响，当董事长的学历越低、年龄越小、有过经管类工作经历、兼任总经理或 CEO、独立董事比重越低和董事长为男性时，董事长的过度自信行为越明显，其在公司融资决策上更容易选择较高的长期资本负债率。这一结论有助于从董事长个人特征方面来理解我国公司的融资决策。（2）与非国有控股公司相比，国有公司中董事长过度自信程度更强，即国有控股公司的董事长其个人背景特征对公司融资决策的影响更强。具体而言，国有控股公司里董事长具有理工类工作经历、性别为女性和有较高学历水平时，其过度自信程度越弱，从而可能会选择较低的负债水平，而董事长年龄、两职兼任和公司独立董事比重对其过度自信程度影响不显著；非国有控股公司里董事长年龄越大、有财管类工作经历和兼任总经理或 CEO 时，其过度自信行为越不明显，其会倾向于选择较低的负债比率，而董事长的学历、性别和公司独立董事比重对董事长的过度自信和融资决策影响并不显著。两类公司的差异也许说明在我国国有公司所有者缺失，产权不明晰，董事长任命制度缺乏科学、公平和有效，独立董事制度虚设问题，也反映了非国有公司董事长富有创新精神。
参考文献：
[1]冯根福、吴林江、刘世彦：《我国上市公司融资决策形成的影响因素分析》，《经济学家》2000年第5期。
[2]刘红忠、才静涵：《市场择时理论与中国市场的融资决策》，《经济科学》2006年第4期。
[3]蒋殿春：《中国上市公司融资决策和融资倾向》，《世界经济》2003年第7期。
[4]阎达五、耿建新、刘文鹏：《我国上市公司配股融资行为的实证研究》，《会计研究》2001年第9期。
[5]陆正飞、辛宇：《上市公司融资决策主要影响因素之实证研究》，《会计研究》1998年第8期。
[6]陆正飞、叶康涛：《中国上市公司股权融资偏好解析-偏好股权融资就是缘于融资成本低吗》，《经济研究》2004年第4期。
【关键词】董事会 上市公司 财务危机 相关性分析 回归分析
一、研究背景和意义
近年来，因董事会治理失效而导致财务危机发生的时间频发，四川长虹因董事会制定的以规模取胜的战略思路导致巨额应收账款无法收回，而发生了严重的财务危机。中科健公司因治理结构不完善，对高管层严重缺乏监督和制衡，导致公司陷入严重的财务危机。巨人集团在成立不到六年就陷入了财务危机，以上事件中所提到的财务危机的爆发，内部治理结构失效是关键，而内部治理的核心是董事会治理，因而可以见得董事会治理十分重要。
二、研究假设
（一）伴随董事人数的增加，董事成员间的交流沟通会有障碍，会导致“群体性思维”这一现象，董事们会产生偷懒行为，决策的质量会随着降低。因此，本文认为随着董事规模的扩大，增加了财务危机发生的可能性。提出假设1：董事会规模与公司陷入财务危机的可能性正相关
（二）目前我国董事会“内部人控制”现象突出，问题较为严重。董事长在兼任总经理时，权利过于集中，监督机制失去效力，所以，相比较两职分离而言，两职合一将加大财务危机发生的可能性。提出假设2：二职合一与公司陷入财务危机的可能性正相关。
（三）由于委托问题的存在，从而造成股东、董事会和经理人中间，始终有严重的信息不对称的问题。因此，独立董事的比例越大，就越能抵消内部人控制的负面作用。提出假设3：独立董事占董事会人数比例与公司陷入财务危机的可能性负相关。
（四）从目前我国的董事会会议现实情况看，存在许多问题。比如董事的出席率不高，议事规则不健全等问题，不能起到增强董事会治理的效果的作用。
提出假设4：董事会会议次数与公司陷入财务危机的可能性正相关。
（五）董事会成员越高的持股比例，董事们将要承担因财务决策的失误造成的损失。董事持股将个人利益与公司的长远利益联系起来。
提出假设5：董事会成员总持股比例与公司陷入财务危机的可能性负相关。
三、统计检验
（一）数据来源与样本
本文选取了2010～2014年间在我国沪、深两地上市的A股公司，并对样本进行如下筛选剔除：（1）剔除金融、保险行业公司；（2） 剔除数据缺失不全的公司；（3）剔除数据存在奇异值的公司。最终取得2752家上市公司的8542个样本观测值，行业类型18个行业大类。本文所有数据均来自国泰安数据库，统计分析均使用STATA12.0软件完成。
（二）变量与模型
本文以经典的Altman模型中的Z值作为衡量财务危机可能性的关键指标，z=0.012x1+0.014x2+0.033x3+0.06x4+0.999x5，其中X1=营运资本/总资产，X2=留存收益/总资产，X3=税息前利润/总资产，X4=股东权益的市场价值/总负债，X5=销售收入/总资产，Z值越大，企业陷入财务危机的可能性越小，解释变量为董事会规模（LNBSIZE）、董事会两职设置情况（DUALITY）、独立董事比例（INDEPENDENT）、董事会会议次数（FREQUENCY）、董事持股比例（PERCENT），控制变量为：公司规模（LNSIZE）、财务杠杆（LEV）和总资产增长率（GROWTH）。本文控制了5个年度哑变量和18大类行业哑变量。
（三）统计结果及其分析
1.描述性统计。为了消除极端值对统计结果的影响，我们对Z值与GROWTH指标在1%水平（双侧））上进行了winsorize缩尾处理，描述性统计结果详见表1：
从上述描述性统计结果可以看出：
①财务危机衡量指标Z值方面，根据Altman模型可知65.72%的样本公司财务状况稳定，其Z值大于2.675；1671家样本公司可能走向财务危机的边缘，其Z值小于1.81；剩余1257家样本公司Z值位于1.81与2.675之间，属于灰色地带，无法判断其财务状况。全行业Z值的平均数为7.102，远远大于2.657，说明我国沪深两市A股上市公司总体财务状况稳定②董事会规模方面，董事会人数的自然对数最大为2.8904（18人），最小为1.3863（4人），且平均值为2.1571，说明董事会规模差异略大，但人数基本控制在9人左右。③根据理论，为减少“内部人控制”的影响，我国绝大多数上市公司（约74.53%）实行董事长与总经理的两职分离。④独立董事所占比例方面，从样本数据来看，99%的上市公司均达到证监会的最低要求。⑤董事会会议次数的标准差为3.7528，表明公司会议的召开次数相差悬殊，一年内召开董事会会议次数最小为1次，最大为57次。⑥董事会持股比例方面相差巨大，约三分之一上市公司持股比例为0，严格遵守我国公司法中有关“董事在任职期内不得购买本公司股票”的规定。同时还发现：上市公司规模（LNSIZE）相差较大，标准差为1.237；资产增长率（GROWTH）均值在20%以上，远远大于我国GDP的平均增长率；财务杠杆即资产负债率（LEV）水平在44%左右，整体偿债能力尚可。
2.回归分析。模型回归结果表2所示，根据模型回归数据发现，样本R2值为35.26%，调整后样本的R2值为34.61%，并且在1%的水平上通过了F检验，说明该模型拥有较高的拟合优度和较强的解释能力。方差膨胀因子VIF均小于2，说明模型中的各自变量之间不存在严重的多重共线性问题。
本文通过上述理论与实证研究，得出以下主要研究结论：
1.董事会规模与企业陷入财务危机的关系显著为正
2.董事长和总经理两职合一与财务危机之间呈显著负相关关系，即董事长兼任总经理的公司更不易发生财务危机。
3.独立董事比例与财务危机的发生呈负相关关系，但负相关关系并不显著。
4.董事会会议次数与公司陷入财务危机的概率呈显著正相关关系。
5.董事会持股比例与财务危机发生的可能性呈显著负相关关系。
参考文献
[1]朱乃平，田立新，陈娜.民营企业终极控制性股东特征与公司融资决策行为[J].预测，2013，06：22-28.
[2]赵琳.创业板上市公司董事会治理绩效影响因素研究[D].山东大学，2014.
纵向来看,获奖公司董事会的整体治理分值逐年上升,但绝对分值并不高,这表明我国上市公司的治理水平尽管呈现了良性发展的趋势,但仍然存在很多的不足和问题,需要引起业界的高度重视。这些不足和问题,有些是体制原因造成的,有些是机制设计不当所致,有些是理念上的障碍。在深层次上,这些问题是一个转型社会的矛盾和纠结在企业制度层面上的体现,也是现代分权思想、民主意识和公民责任与传统企业文化剧烈冲突的结果。解剖这些问题,有助于企业有的放矢地改善治理结构,促进董事会建设。总的来说,当前董事会治理主要存在以下五大问题:
董事的“双重身份”扭曲市场信号
中国上市公司中有相当比例的国有控股公司,大股东抑或是大型国有企业,或者是国资委。无论是国资委还是国有企业,实际上都是国家――这个非人格产权所有者的人。与此同时,这个人又是国有资产的委托人,由其选派董事进入董事会,再由董事会任命高管人员经营公司,因此产生了所谓的“多级委托关系”。多级委托关系并不是中国才有的独特现象,但由于我国的委托关系是通过非市场化的手段形成的,国资派出董事含有“双重身份”――既是政府官员(或者是政府的代言人)又是企业的决策者,造成了董事履职中的角色冲突,从而大大影响了董事会的有效决策。
另外,董事的“双重身份”还导致了公司治理目标的行政化。由于大股东代表不是以市场手段获得控制权,董事会成员的任免也大多是通过上级组织或者政治关系的影响来达成,因此董事们更多关心的是自己的政治仕途而非公司价值,在董事会运作中常常发生以政府官员的喜好为公司治理目标的现象。
董事长和总经理的“一把手”之争
受计划经济体制和传统企业制度的影响,上市公司常常陷入“谁是一把手?”的困惑中,很多企业对董事长和总经理的角色定位仍然停留在“谁说了算”的思维模式。事实上,这个问题本身就是对现代公司治理理念的不理解。就职责分工而言,董事长和总经理在公司里的位置是平行的,都是对股东负责的高级管理人员。
根据《公司法》的规定,“股东会是公司的最高权力机构”;“股东会会议由董事会召集,董事长主持”;“董事会对股东会负责”,“董事长经董事会的选举任命,为公司的法定代表人”,董事长与总经理的法定关系可以从这些规定中找到依据。具体来说,董事会负责公司的重大战略和董事长及其他高管的任免。董事长是董事会的召集人。总经理由董事会任命,是公司管理层和职员的最高负责人与代表,负责主管公司的日常事务,执行股东要求和达成董事会协议。因此,总经理对董事会负责,确切说是对董事会代表的股东负责,而非对董事长负责,因此总经理并非董事长的下属,而是企业中履行不同分工与职能的高管。
在实践中,能明晰董事长和总经理角色定位的企业不多,大多数企业都把“董事长是公司法人”理解成“董事长是把一手,总经理是董事长决策的执行人”,因此也就不难理解为何近年来董事长违规犯罪事件频发。如果董事长以“一把手”自居,不能正确对待董事长的角色,把自己凌驾于公司董事会甚至于股东会之上,很容易造成重大决策失误,甚至引发侵害公司和股东利益的犯罪行为。在2009年众多的违规违纪案件中,董事长的犯案分外引人注目,例如,正清制药原董事长、英特集团原董事长、首都机场集团原董事长、中石化原董事长等,都因涉嫌经济犯罪而落马,这些董事长在原来的公司无一例外是独断专行、一手遮天的“一把手”,股东会和董事会完全被董事长操纵。
“肥猫现象”
“肥猫”的说法源于西方国家,指的是企业高管拿着高薪,企业业绩却很差,就像是一只被主人养肥了的猫,这只猫却不抓老鼠。从理论上说,与绩效挂钩的薪酬制度应该是调节委托人与人之间利益关系的工具,但这种工具在现实中却存在着重大缺陷,激励机制的无效或失灵导致了“肥猫现象”。
近年来,随着股权激励和股权分置改革的深入,“肥猫现象”在我国上市公司逐渐浮出水面。根据我们前期的调查,金融业和垄断性行业(如电力行业)的某些上市公司的“肥猫现象”尤其严重,董事和高管的薪酬与利润的走势基本是背离的,在利润下滑的情况下,董事和高管的薪酬依然涨幅惊人。
“肥猫现象”可以归咎于三个方面的原因:首先是治理结构缺陷和内部人控制,由于薪酬委员会的成员多为由执行董事提名或推荐的独立董事,独立董事事实上的非独立性导致了薪酬委员会的不作为,控制人可以为自己制定与业绩的脱节的薪酬;其次,激励机制设计有缺陷,业绩考核不科学,很多企业的考核机制短期化,导致高管急功近利,亮丽业绩的背后往往潜伏着巨大风险,但薪酬回报中只反映了眼前的业绩,而不用承担日后的风险;最后,薪酬透明度差,虽然上市公司的年报中规定需要公布高管的薪酬,但投资者对高管薪酬的构成并不清晰。
“肥猫现象”是一个世界性问题。即使在金融危机席卷全球的背景下,一些华尔街的高管仍然能够在公司濒临倒闭的时候拿到高薪,而无须对巨额亏损承担责任。中国的“肥猫现象”表现得较为隐蔽,主要是由于薪酬信息披露的透明度较差。现在世界各国都在积极探索解决“肥猫现象”的对策。
独立董事的“花瓶”形象依旧
目前,我国的上市公司基本确立了独立董事制度的框架,逐步理顺了独立董事产生的机制和工作规范,但独立董事制度的作用并不明显,甚至有学者断言,独立董事制度在中国彻底失败了。从今年的“金圆桌奖”评选来看,独立董事的履职情况并没有实质性的改观。除了个别企业进行了一些制度创新(如民生银行),实行了独立董事上班制度以外,多数上市公司的独董亲自而非以通讯形式出席董事会的比例并不高。不能充分了解企业的真相,独立董事在董事会运作中能够发挥的实际作用是非常有限的。另外,由于独立董事的提名机制始终停留在过去那种主要由公司的实际控制人提名独立董事的机制上,独立董事的“出身”决定了其作用的局限性――不要与实际控制人形成对立。因此,除了那些害怕公司出事而愤然辞职的独董以外,大多数“存活下来”的独立董事并没有真正意义上的独立性可言,只是附和实际控制人的“傀儡”。
独立董事是完善公司治理结构中的一项重要制度创新,对于加强董事会内部监督,促进科学决策,维护中小股东和员工的利益,创造公司的长远价值具有重要意义。独立董事不独立、不“懂事”,不能勤勉尽责、有效到位,反映出我国的独立董事的制度设计存在着致命缺陷。
尴尬职工董事
有人说,在中国的上市公司里没有真正意义上的职工董事。在治理实践中,中国的职工董事的角色颇具特色:很多公司的董事会中没有职工董事这一位置,职工董事的职能大多由职工监事来履行,即使设置了职工董事,也多由企业高管兼任。由于监事会在公司治理结构中的边缘地位,职工监事的监督作用形同虚设,况且职工监事的职能本身也无法充分体现职工利益的诉求。对于管理人员担任职工董事,其缺陷也是显而易见的:管理人员的立场与普通职工不同,管理人员的利益诉求由董事会中的执行董事来反映,而普通员工的利益诉求渠道则被管理者“阻挡”掉了。
长期以来,职工董事制度在业界存在着很多争议,有些人认为董事会是出资人的俱乐部,职工进入董事会是掺沙子;有些人认为来自普通员工的职工董事不懂劳动法、公司法以及公司的长远发展战略,很容易成为摆设。这些观点都有一个先入为主的理由:普通员工不能参与重大决策,职工利益和公司利益是两码事。从治理机制来看,职工董事的作用不可替代,它既是公司内部利益结构的一个重要的平衡力量,也是企业履行社会责任的重要体现――企业有责任关心普通员工的切身利益。在重大决策方面,职工董事也有相应的知情权和参与权,是决策和风险控制中的纠错机制之一。无论如何,职工董事的任职资格和胜任程度有待提高不能成为否定职工董事制度的理由。
从世界先进企业的治理经验来看,职工董事的设置是一个必然趋势。除了在法律法规上对职工董事的责、权、利作出明确规定以外,我国还需要从深层次的理念上改变对职工利益漠视的态度,提升董事会治理中公平意识和平衡理念,建立一个真正和谐的董事会。
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