股權(quán)集中度、董事會(huì)特征與公司績效的關(guān)系研究

石大林

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 研究生院，遼寧 大連 116025)

一、文獻(xiàn)綜述

如何改善和提高公司治理水平無疑是近年的熱門話題,而股權(quán)集中度和董事會(huì)是公司治理的重要內(nèi)容。國內(nèi)關(guān)于股權(quán)集中度和董事會(huì)特征的研究，大多研究的是股權(quán)集中度、董事會(huì)特征與公司績效間的直接關(guān)系，很少研究股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)與公司績效間有什么樣的關(guān)系。本文應(yīng)用面板數(shù)據(jù)的個(gè)體固定效應(yīng)模型研究了股權(quán)集中度、董事會(huì)特征、股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)與公司績效間的關(guān)系。

1.股權(quán)集中度與公司績效

Jensen和Meckling[1]認(rèn)為，由于董事長或首席執(zhí)行官是控股股東的直接代表或控股股東本人，因而他們的利益與股東的利益就更加一致。Grossman和Hart[2]通過研究證明，股權(quán)集中有利于加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督，能夠減緩小股東“搭便車”問題，從而降低代理成本，提升公司績效。張漢飛和張漢鵬[3]認(rèn)為，在股權(quán)高度集中的公司，大股東將有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)監(jiān)督管理者，并具有更大的權(quán)力維護(hù)他們自身的利益。但Jensen和Ruback[4]認(rèn)為，董事基于本身職位安全性的考慮會(huì)做出一些反接管的行為，股權(quán)越集中，經(jīng)理人的瀆職行為越能得到更大的保障。

2.董事會(huì)特征與公司績效

董事會(huì)規(guī)模與公司績效。Denis和Sarin[5]認(rèn)為，較大規(guī)模的董事會(huì)能增加同行業(yè)交叉任職的機(jī)會(huì)，積累社會(huì)資本和資源，進(jìn)而為公司創(chuàng)造收益，提高公司績效和市場(chǎng)價(jià)值。但Jensen[6]指出，董事之間的“相互仇視和報(bào)復(fù)”可能削弱董事會(huì)對(duì)CEO的監(jiān)督和評(píng)價(jià)作用，當(dāng)董事數(shù)量超過七個(gè)或八個(gè)時(shí)，董事會(huì)就不能發(fā)揮應(yīng)有作用并易于受CEO控制。但袁萍等[7]認(rèn)為，董事會(huì)規(guī)模與公司績效并無顯著的相關(guān)性。

獨(dú)立董事比例與公司績效。Fama和Jensen[8]認(rèn)為，獨(dú)立董事被授權(quán)以選擇、監(jiān)督、考核和獎(jiǎng)懲公司管理層，能夠通過減輕管理層和股東之間的利益沖突來維護(hù)公司利益。Hermalin和 Weisbach[9]認(rèn)為，獨(dú)立董事?lián)碛胸S富的商業(yè)經(jīng)驗(yàn)以及運(yùn)用技術(shù)和市場(chǎng)知識(shí)的能力，因而能夠幫助公司管理層解決經(jīng)營問題。但Agrawal和Knoeber[10]認(rèn)為，董事會(huì)因政治原因擴(kuò)張而導(dǎo)致董事會(huì)有太多的獨(dú)立董事，對(duì)提高公司業(yè)績沒有顯著的幫助。

董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與公司績效。Lipton和Lorsch[11]認(rèn)為，董事會(huì)會(huì)議開得越頻繁，董事們也就越樂于履行那些與股東利益相一致的職責(zé)。Vafeas[12]發(fā)現(xiàn)，公司業(yè)績下滑會(huì)提高董事會(huì)會(huì)議頻率，而董事會(huì)會(huì)議頻率的提高反過來又會(huì)提高公司業(yè)績。但Fama和Jensen[8]認(rèn)為，董事會(huì)會(huì)議只不過是走走形式，不是確實(shí)需要的。

高管薪酬與公司績效。Jensen和 Meckling[1]認(rèn)為，高管薪酬既能約束高管也能夠吸引更多的人才，同時(shí)，這能使得管理績效提高，從而帶來股東財(cái)富的增加。但Lorsch和Maclver[13]認(rèn)為，提高公司董事薪酬不能明顯提高公司績效。魏剛[14]發(fā)現(xiàn)，上市公司高管薪酬與公司業(yè)績不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

董事長與CEO兩職合一與公司績效。Pound[15]發(fā)現(xiàn)，公司董事長與CEO兩職合一，CEO能夠通過制定董事會(huì)議程和控制信息流，使董事會(huì)不能有效履行其監(jiān)管職責(zé)。Goyal和Park[16]認(rèn)為，當(dāng)CEO與董事長職務(wù)由一人擔(dān)任時(shí)，CEO的更替對(duì)公司績效的敏感度顯著降低，不利于公司績效的提高。

總結(jié)前人的研究，我們發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、董事會(huì)特征與公司績效間關(guān)系的研究雖有很多，但仍未達(dá)成共識(shí)，而且以往的研究忽略了公司治理結(jié)構(gòu)中的交互效應(yīng)，本文試圖研究股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)與公司績效間的關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.股權(quán)集中度與公司績效

股權(quán)集中能在兩方面為公司提高績效：一是股權(quán)集中能使股東與經(jīng)理層的利益相對(duì)于股權(quán)分散時(shí)更加趨于一致，進(jìn)而減緩代理問題。二是股權(quán)集中能夠加強(qiáng)對(duì)企業(yè)管理層的監(jiān)督，因?yàn)樾」蓶|存在“搭便車”現(xiàn)象，而股權(quán)集中的大股東為了自身利益會(huì)加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督。姚美琴和董紅曄[17]認(rèn)為，公司股權(quán)集中彌補(bǔ)了我國投資者保護(hù)水平差的問題，有利于公司績效的提高。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)1：股權(quán)集中度與公司績效正相關(guān)。

2.董事會(huì)特征與公司績效

董事會(huì)規(guī)模與公司績效。董事會(huì)規(guī)模越大，董事會(huì)越能更好地發(fā)揮監(jiān)督職能，但隨著董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大也會(huì)帶來協(xié)調(diào)困難、決策遲疑和拖拉等問題，而且其成本很可能大于由監(jiān)督帶來的收益。Lipton和Lorsch[11]認(rèn)為，規(guī)模過大的董事會(huì)效率較低，并且容易被CEO控制，董事會(huì)不能很好地發(fā)揮作用。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)2：董事會(huì)規(guī)模與公司績效負(fù)相關(guān)。

獨(dú)立董事比例與公司績效。獨(dú)立董事對(duì)公司的作用有兩方面：一是提供決策建議。獨(dú)立董事通常擁有經(jīng)濟(jì)、管理和財(cái)務(wù)等方面的專業(yè)知識(shí)，能夠?yàn)楣咎峁Q策建議。二是執(zhí)行監(jiān)督職能。獨(dú)立董事?lián)碛邢鄬?duì)獨(dú)立的身份，不受其他董事和管理者的控制，在一定程度上可以監(jiān)督其他董事和管理者的行為。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)3:獨(dú)立董事比例與公司績效正相關(guān)。

董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與公司績效。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)可以作為董事會(huì)活躍程度的代表，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)過低可能是一種不正常的公司運(yùn)作狀態(tài)，往往表明董事會(huì)形同虛設(shè)，董事會(huì)未能發(fā)揮其應(yīng)有的職能。較高的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)，表明董事會(huì)積極參與公司決策事務(wù)，能夠發(fā)揮應(yīng)有的作用。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)4：董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與公司績效正相關(guān)。

董事薪酬與公司績效。Kato和Long[18]研究了高管薪酬與股東財(cái)富之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)上市公司的高管薪酬與股票收益率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。對(duì)董事實(shí)行薪酬激勵(lì)會(huì)讓董事為了薪酬而更加努力履行自己的職責(zé)。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)5：董事薪酬與公司績效正相關(guān)。

董事長與CEO兩職合一與公司績效。代理理論認(rèn)為，為了防止代理人的“敗德行為”和“逆向選擇”，需要一個(gè)有效的監(jiān)督機(jī)制。董事長與CEO兩職合一，意味著董事會(huì)很難對(duì)經(jīng)理層進(jìn)行有效監(jiān)督，為了董事會(huì)能對(duì)經(jīng)理層進(jìn)行有效監(jiān)督，董事長和CEO的職務(wù)應(yīng)該分設(shè)。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)6：董事長與CEO兩職合一與公司績效負(fù)相關(guān)。

獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性與公司績效。獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)在同地，獨(dú)立董事能夠獲得更多的公司信息，為公司的決策提供更好的建議，而且能夠更好地履行監(jiān)督職能。若離上市公司地點(diǎn)太遠(yuǎn)，這會(huì)給獨(dú)立董事的諸多行為帶來不便，加大獨(dú)立董事履行職能的成本，降低其積極性，也不利于獨(dú)立董事履行職能。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)7：獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)不一致與公司績效負(fù)相關(guān)。

3.股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)與公司績效

公司的股權(quán)集中，一方面能讓董事會(huì)更加認(rèn)真地履行職責(zé)，從而減輕代理問題，加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督，對(duì)公司績效產(chǎn)生有利影響；但另一方面也會(huì)使得董事會(huì)更多地為大股東的利益服務(wù)，侵占小股東的利益，不利于公司績效。Demsetz和Lehn[19]認(rèn)為，控股股東會(huì)抑制獨(dú)立董事和董事會(huì)的相對(duì)規(guī)模，這一方面不利于獨(dú)立董事發(fā)揮作用；但另一方面也可以抑制董事會(huì)規(guī)模過大。在股權(quán)較集中的公司里，董事會(huì)會(huì)議內(nèi)容和決策等更容易受大股東控制，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的增加對(duì)提高公司績效的作用較小。但股權(quán)集中也使得大股東與公司利益更加趨于一致，大股東會(huì)委派代理人去擔(dān)任董事長和CEO，董事長與CEO兩職合一對(duì)公司績效的損害會(huì)較輕。總之，股權(quán)集中度與董事會(huì)特征之間存在著交互效應(yīng)。因此，本文假設(shè)：

假設(shè)8：股權(quán)集中度與董事會(huì)規(guī)模的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)。

假設(shè)9：股權(quán)集中度與獨(dú)立董事比例的交互效應(yīng)與公司績效負(fù)相關(guān)。

假設(shè)10：股權(quán)集中度與董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的交互效應(yīng)與公司績效負(fù)相關(guān)。

假設(shè)11：股權(quán)集中度與董事薪酬的交互效應(yīng)與公司績效負(fù)相關(guān)。

假設(shè)12：股權(quán)集中度與董事長與CEO兩職合一的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)。

假設(shè)13：股權(quán)集中度與獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)不一致的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

1.研究樣本

本文以2009—2011年在上海證券交易所和深圳證券交易所主板上市的公司為樣本，所選的公司滿足以下條件：(1)在2006年1月1日前公開上市。(2)只在A股上市交易。(3)處于正常上市狀態(tài)。(4)按證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類，是非金融保險(xiǎn)行業(yè)(I類)的公司。此外，還剔除了數(shù)據(jù)不全的公司。經(jīng)過以上篩選，最終得到983家樣本公司，三年總共2 949個(gè)樣本，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫。

2.變量選擇與定義

被解釋變量。本文用資產(chǎn)收益率(ROA)來衡量公司績效, 資產(chǎn)收益率=凈利潤/平均資產(chǎn)總額×100%。

解釋變量。測(cè)度公司的股權(quán)集中度有許多不同的指標(biāo)，主要有CR指數(shù)(第一大股東持股比例、前五大股東持股比例和前十大股東持股比例)和H指數(shù)(第一大股東持股比例的平方、前五大股東持股比例的平方和以及前十大股東持股比例的平方和)。用任何一個(gè)單獨(dú)的指標(biāo)來反映公司的股權(quán)集中度都不夠全面，為了減少信息遺漏和避免多種共線性，本文運(yùn)用主成分分析法得到了衡量股權(quán)集中度的綜合指標(biāo)(S)，該指標(biāo)數(shù)值越大說明股權(quán)集中度越高。本文主要用董事會(huì)規(guī)模(LOG(DN))、獨(dú)立董事比例(IDR)、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(LOG(BM))、董事薪酬(SALARY)、董事長與CEO是否二職合一(DUAL，當(dāng)董事長與CEO兩職合一時(shí)，DUAL取1；否則，DUAL取0)和獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)是否一致(DF，當(dāng)獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)不一致時(shí)，DF取1；否則，DF取0)這六個(gè)方面來描述董事會(huì)特征。我們用股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交叉項(xiàng)(S×LOG(DN)、S×IDR、S×LOG(BM)、S×SALARY、S×DUAL和S×DF)來描述股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)。

控制變量。借鑒已有研究，本文用公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)(LOG(TA))、資產(chǎn)負(fù)債率(DEBT)和總資產(chǎn)增長率(TAG)來控制公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)和成長性，此外，我們還按證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類設(shè)置了行業(yè)虛擬變量，本文共涉及12個(gè)行業(yè)，所以設(shè)置了11個(gè)行業(yè)虛擬變量。

3.回歸模型

根據(jù)上述理論分析，本文建立模型(1)和模型(2)，模型(1)并未考慮股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)，模型(2)則考慮了股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)。面板數(shù)據(jù)的個(gè)體固定效應(yīng)模型可以解決由不可觀測(cè)的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性問題，因此，本文應(yīng)用面板數(shù)據(jù)的個(gè)體固定效應(yīng)模型對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行回歸。

ROA=b1+b2S+b3LOG(DN)+b4IDR+b5LOG(BM)+b6SALARY+b7DUAL+b8DF+b9LOG(TA)+b10DEBT+ b11TAG+ ΣλHY+W

(1)

ROA=b1+b2S+b3LOG(DN)+b4IDR+b5LOG(BM)+b6SALARY+b7DUAL+b8DF+b9S×LOG(DN)+b10S×IDR+b11S×LOG(BM)+b12S×DUAL+b13S×SALARY+b14S×DF+b15LOG(TA)+b16DEBT+ b17TAG+ ∑λHY+W

(2)

其中，∑λHY是行業(yè)虛擬變量；W是不可觀測(cè)的異質(zhì)性；S是股權(quán)集中度，分別用CR1、CR5、CR10、H1、H5、H10和ZC來替代，如表1所示。

表1 模型(1)和模型(2)中S替代情況

四、實(shí)證分析

1.變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

通過變量的描述性統(tǒng)計(jì)*由于篇幅所限，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和Spearman檢驗(yàn)的P值略，需要者可向作者索取?？梢园l(fā)現(xiàn)：資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)、總資產(chǎn)增長率、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和董事薪酬在各個(gè)公司間的差距非常大。此外，通過各年的描述性統(tǒng)計(jì)還可以發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)增長率和獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)是否一致的情況在這三年間也有較明顯的變化；總資產(chǎn)和董事薪酬在這三年隨時(shí)間而增長，股權(quán)集中度則有降低的趨勢(shì)。

我們用Spearman檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，通過Spearman檢驗(yàn)的P值發(fā)現(xiàn)：ROA與衡量股權(quán)集中度的各個(gè)指標(biāo)都有顯著的正相關(guān)關(guān)系；ROA與IDR、SALARY有顯著的正相關(guān)關(guān)系；ROA與DF有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；但ROA與LOG(DN)、LOG(BM)、DUAL沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。此外，通過變量間的兩兩相關(guān)系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)模型并不存在多重共線性問題。

2.模型選擇

基于本文研究的樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間只有三年，樣本公司有983家，在模型選擇上主要集中于對(duì)樣本的無效應(yīng)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇上。通過Likelihood Ratio 檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果的P值都接近0，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，因此，全部模型都應(yīng)該選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。

3.回歸結(jié)果

本文通過運(yùn)用Eviews7.2對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 模型(1)的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示變量系數(shù)的P值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，下同。

從表2可以看出：(1)股權(quán)集中度與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。(2)董事會(huì)規(guī)模、董事長與CEO兩職合一、獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)不一致與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(3)獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事薪酬與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表2的回歸結(jié)果并未考慮股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)，本文認(rèn)為股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效應(yīng)與公司績效有關(guān)，在考慮股權(quán)集中度與董事會(huì)特征交互效應(yīng)的情況下，本文通過運(yùn)用Eviews7.2對(duì)模型(2)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 模型(2)的回歸結(jié)果

從表3可以看出：(1)股權(quán)集中度、董事會(huì)規(guī)模、董事長與CEO兩職合一、獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)不一致、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事薪酬與公司績效間的關(guān)系與表2的回歸結(jié)果一致。(2)S×LOG(DN)的系數(shù)只在模型(2a)和模型(2d)顯著為正，但在其他5個(gè)模型中變量系數(shù)符號(hào)也都是正的，因此，股權(quán)集中度與董事會(huì)規(guī)模的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)，但顯著性不確定。(3)S×IDR的系數(shù)在7個(gè)模型中全部為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)上顯著，因此，股權(quán)集中度與獨(dú)立董事比例的交互效應(yīng)與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(4)S×LOG(BM)的系數(shù)只在模型(2a)、模型(2b)、模型(2c)和模型(2d)顯著為負(fù)，但在其他3個(gè)模型中變量系數(shù)符號(hào)也都是負(fù)的，因此，股權(quán)集中度與董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的交互效應(yīng)與公司績效間負(fù)相關(guān)，但顯著性不確定。(5)S×DUAL的系數(shù)在7個(gè)模型中有正有負(fù)，因此，對(duì)股權(quán)集中度與董事長與CEO兩職合一的交互效應(yīng)與公司績效間的關(guān)系未能得出明確結(jié)論。(6)S×SALARY的系數(shù)在7個(gè)模型中全部為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)上顯著，因此，股權(quán)集中度與董事薪酬的交互效應(yīng)與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(7)S×DF的系數(shù)只在模型(2c)顯著，但其系數(shù)符號(hào)在7個(gè)模型中都是正的，因此，股權(quán)集中度與獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)是否一致的交互效應(yīng)與公司績效沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文做了如下穩(wěn)定性檢驗(yàn)：(1)用權(quán)益凈利率代替資產(chǎn)收益率來衡量公司績效，用相同的方法對(duì)模型進(jìn)行回歸，得到相同的結(jié)論。(2)考慮到聯(lián)立內(nèi)生性問題，對(duì)解釋變量和控制變量滯后一期，用相同的方法對(duì)模型進(jìn)行回歸，得到相同的結(jié)論。(3)應(yīng)用冗余變量檢驗(yàn)對(duì)模型交叉項(xiàng)的聯(lián)合系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果都是拒絕被檢驗(yàn)變量系數(shù)為零的原假設(shè)，這也證明了股權(quán)集中度對(duì)董事會(huì)特征與公司績效間的關(guān)系有顯著的影響。由于篇幅所限，這里沒有給出具體的回歸結(jié)果。

五、結(jié) 論

本文研究了2009—2011年在上海證券交易所和深圳證券交易所主板上市的983家公司，從股權(quán)集中度對(duì)公司績效產(chǎn)生的影響、董事會(huì)特征對(duì)公司績效產(chǎn)生的影響和股權(quán)集中度與董事會(huì)特征的交互效用對(duì)公司績效產(chǎn)生的影響這三個(gè)方面，應(yīng)用面板數(shù)據(jù)的個(gè)體固定效應(yīng)模型對(duì)其進(jìn)行實(shí)證研究，得出結(jié)論：(1)股權(quán)集中度與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。(2)董事會(huì)規(guī)模、董事長與CEO兩職合一、獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)不一致與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(3)獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事薪酬與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。(4)股權(quán)集中度與董事會(huì)規(guī)模的交互效應(yīng)與公司績效正相關(guān)，但顯著性不確定。(5)股權(quán)集中度與獨(dú)立董事比例的交互效應(yīng)、股權(quán)集中度與董事薪酬的交互效應(yīng)與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(6)股權(quán)集中度與董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的交互效應(yīng)與公司績效負(fù)相關(guān)，但顯著性不確定。(7)股權(quán)集中度與董事長與CEO兩職合一的交互效應(yīng)與公司績效間的關(guān)系未能得出明確結(jié)論。(8)股權(quán)集中度與獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)是否一致的交互效應(yīng)與公司績效不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

[1] Jensen，M.C.，Meckling，W.H.Theory of the Firm: Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1976，3(4): 305-360.

[2] Grossman，S.J，Hart， O.D.Takeover Bids，the Free-Rider Problem，and the Theory of the Corporation[J].The Bell Journal of Economics，1980，11(1): 42-64.

[3] 張漢飛，張漢鵬.國有商業(yè)銀行公司治理改革問題研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2005，(3): 83-88.

[4] Jensen，M.C.，Ruback，R.S.The Market for Corporate Control: The Scientific Evidence[J].Journal of Financial Economics，1983，11(1): 5-50.

[5] Denis，D.J.，Sarin， A.Ownership and Board Structures in Publicly Traded Corporations[J].Journal of Financial Economics，1999，52(2): 187-223.

[6] Jensen，M .C.The Modern Industrial Revolution，Exit，and the Failure of Internal Control Systems[J].The Journal of Finance，1993，48(3): 831-880.

[7] 袁萍，劉士余，高峰.關(guān)于中國上市公司董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)與公司業(yè)績的研究[J].金融研究，2006，(6): 23-32.

[8] Fama，E .F.，Jensen， M .C.Separation of Ownership and Control[J].Journal of Law and Economics，1983，26(2): 301-325.

[9] Hermalin，B.E.，Weisbach， M .S.The Determinants of Board Composition[J].The RAND Journal of Economics，1988，19(4): 589-606.

[10] Agrawal，A.，Knoeber， C.R.Firm Performance and Mechanisms to Control Agency Problems between Managers and Shareholders[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，1996，31(3): 377-397.

[11] Lipton，M.，Lorsch， J .W.A Modest Proposal for Improved Corporate Governance[J].The Business Lawyer，1992，48(1): 59-77.

[12] Vafeas， N.Board Meeting Frequency and Firm Performance[J].Journal of Financial Economics，1999，53(1): 113-142.

[13] Lorsch， J .W.，Maclver， E.Pawns or Potentates: The Reality of America’s Corporate Boards[M].Boston:Harvard Business School Press,1989.

[14] 魏剛.高級(jí)管理層激勵(lì)與上市公司經(jīng)營績效[J].經(jīng)濟(jì)研究，2000，(3): 32-39.

[15] Pound，J.Raiders，Targets，and Politics: The History and Future of American Corporate Control[J].Journal of Applied Corporate Finance，1992，5(3): 6-18.

[16] Goyal，V.K.，Park， C .W.Board Leadership Structure and CEO Turnover[J].Journal of Corporate Finance，2002，8(1): 49-66.

[17] 姚美琴，董紅曄.股權(quán)集中度、國有控股與公司績效實(shí)證研究[J].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，(6): 34-37.

[18] Kato， T.，Long， C.Executive Turnover and Firm Performance in China[J].The American Economic Review，2006，96(2): 363-367.

[19] Demsetz， H.，Lehn， K.The Structure of Corporate Ownership: Causes and Consequences[J].The Journal of Political Economy，1985，93(6): 1155-1177.