高新技術(shù)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對公司績效的影響——以西安市高新技術(shù)企業(yè)為例

王曉紅

（西安財(cái)經(jīng)學(xué)院 期刊管理中心，陜西 西安710061）

企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離所引起的代理問題是公司治理問題產(chǎn)生的根源。公司治理制度就是為處理股東和管理者關(guān)系而設(shè)計(jì)的關(guān)于公司所有者和管理者之間權(quán)利配置的制度安排，包括股東大會制度、董事會制度以及股權(quán)安排等。理論研究表明，良好的公司治理結(jié)構(gòu)能夠使企業(yè)吸引到更多的投資，同時(shí)也能促進(jìn)企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展。因此，國內(nèi)外理論界、政府和企業(yè)界都投入了大量社會資源對其進(jìn)行研究，以提高公司治理水平。高新技術(shù)企業(yè)是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，而目前發(fā)達(dá)國家技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率已達(dá)60%～80%，中國卻只有30%左右。所以，研究高新技術(shù)企業(yè)的治理問題就成為國民經(jīng)濟(jì)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要課題。

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外關(guān)于公司治理結(jié)構(gòu)對于公司績效影響的研究較多，深度和廣度都比較寬，主要研究集中于以下幾個(gè)方面。Yermack對1984—1991年間美國的452家公司進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，董事會規(guī)模與公司績效之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系——凹性曲線關(guān)系。當(dāng)董事會規(guī)模從6人增長到12人時(shí)，公司績效的損失與董事會人數(shù)從12人增長到24人時(shí)的損失相當(dāng)。當(dāng)董事會的規(guī)模由小型向中型過渡時(shí)，公司績效損失呈現(xiàn)最大，因此董事會人數(shù)越大，公司績效就會越差［1］。林秋月認(rèn)為，股權(quán)結(jié)構(gòu)一直是公司治理的重點(diǎn)對象之一，合理、完善的股權(quán)結(jié)構(gòu)明確規(guī)定各方利益相關(guān)者（包括股東、債權(quán)人、管理層和員工等）所需承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)、責(zé)任和最終所得利益的劃分，平衡各方利益，對公司績效有著重要影響。商業(yè)銀行作為金融體系的主體，其有效的運(yùn)營、價(jià)值的提升對國家經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展有著重要影響，然而因?yàn)樯虡I(yè)銀行具有高風(fēng)險(xiǎn)、高負(fù)債的特征，使得商業(yè)銀行本身具有一定脆弱性［2］。張愛平和凌定勝認(rèn)為：獨(dú)立董事的閱歷和經(jīng)驗(yàn)對公司來說是很重要的；那些同時(shí)具有理論界和實(shí)業(yè)界背景的獨(dú)立董事對公司績效有比較明顯的正面影響，說明既懂得理論知識又有豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的獨(dú)立董事能夠有效地履行其職責(zé)，對公司的發(fā)展具有十分重要的作用［3］。劉紹偉和萬大艷認(rèn)為高管薪酬水平與公司績效顯著正相關(guān)，且隨著高管持股數(shù)量的增加，非國有上市公司高管薪酬對公司績效的影響程度更高，但國有上市公司則相反；公司規(guī)模的擴(kuò)大會降低高管薪酬對公司績效的影響，且只有當(dāng)國有上市公司和非國有企業(yè)的股權(quán)集中度在不同的區(qū)間范圍內(nèi)，高管薪酬與公司績效才表現(xiàn)出顯著正相關(guān)［4］。

從以上文獻(xiàn)中可以看出，在目前關(guān)于公司治理結(jié)構(gòu)的研究中對某一方面對公司績效討論得較多，但缺乏從董事會、股東大會和董事大會、領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、管理層激勵(lì)等多角度對公司績效影響的研究。本文將系統(tǒng)深入地分析和研究高新技術(shù)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，以期促進(jìn)高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展和完善公司治理理論。

二、研究假設(shè)

本文主要借鑒一般企業(yè)治理理論，在已有的研究基礎(chǔ)上，運(yùn)用因子分析法和多元回歸模型實(shí)證分析高新技術(shù)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對公司績效影響?；诠局卫斫Y(jié)構(gòu)組成的特點(diǎn)，提出研究假設(shè)。

（一）董事會規(guī)模對企業(yè)績效的影響

已有文獻(xiàn)表明，董事會人數(shù)對企業(yè)績效的影響是不確定的。曲麗清的研究表明：當(dāng)董事會規(guī)模達(dá)到11人以上時(shí)，董事會規(guī)模的繼續(xù)擴(kuò)大就會帶給企業(yè)負(fù)面影響［5］。從中國創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)看，其董事會規(guī)模大部分分布在5～10人之間，11～13人范圍占的比例小于5%。根據(jù)普遍的公司治理準(zhǔn)則，獨(dú)立董事應(yīng)與企業(yè)沒有密切聯(lián)系，能夠代表中小股東的利益；他們獨(dú)立于企業(yè)的營運(yùn)管理和經(jīng)營管理。據(jù)此，提出假設(shè)H1a、假設(shè)H1b：

H1a：高新技術(shù)企業(yè)的董事會規(guī)模與公司績效正相關(guān)。

H1b：高新技術(shù)企業(yè)的獨(dú)立董事比例與企業(yè)績效正相關(guān)。

（二）股東大會和董事會會議次數(shù)對企業(yè)績效的影響

在現(xiàn)代企業(yè)制度的框架下，股東大會對企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)和發(fā)展戰(zhàn)略有最終決定權(quán)，這可能意味著召開股東大會的次數(shù)對公司績效有影響。谷祺等人認(rèn)為董事會要通過董事會會議的形式來實(shí)施對經(jīng)理人員的監(jiān)督和管理，因此，董事會會議次數(shù)是衡量董事會績效的簡單直觀的指標(biāo)，谷祺等人就曾指出董事會正常會議次數(shù)可能更影響公司績效［6］。股東大會作為企業(yè)的最高決策機(jī)構(gòu)，更能反映一個(gè)企業(yè)董事會的重要行為。因此，提出假設(shè)H2：

H2：在其他情況相同時(shí)，高新技術(shù)企業(yè)的股東大會和董事會會議次數(shù)與公司績效正相關(guān)。

（三）領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響

根據(jù)現(xiàn)代企業(yè)制度可知，董事會是按股東所持股份比例選舉產(chǎn)生的，董事會聘請總經(jīng)理對公司進(jìn)行管理，并對其行為進(jìn)行監(jiān)督。在委托代理理論框架下，董事會是全體股東利益的代表，而經(jīng)理是由董事會聘任和監(jiān)督，因此，股東與董事會之間，董事會與企業(yè)經(jīng)理之間，都存在委托代理關(guān)系。如果企業(yè)的董事長同時(shí)是企業(yè)的總經(jīng)理，則會降低董事會對經(jīng)理人員的監(jiān)督，從而對公司績效產(chǎn)生不利影響，對高新技術(shù)企業(yè)也是如此。據(jù)此，提出假設(shè)H3：

H3：高新技術(shù)企業(yè)的董事長與總經(jīng)理兩職合一，不利于提高企業(yè)績效。

（四）股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響

根據(jù)Heifer和Vishay的研究，如果股東能夠獲得大部分所有權(quán)，他們就有動力去追求控制權(quán)而獲得收益，這就說明股權(quán)集中度較高時(shí)，大股東的利益與企業(yè)整體利益的一致性程度高，并因此有動力監(jiān)督高管人員的機(jī)會主義行為［7］。但如果第一大股東持股比例比較高時(shí)，可能發(fā)生控股股東與經(jīng)理人員聯(lián)合掠奪其他股東利益的情況，從而造成企業(yè)績效的下降。與此同時(shí)，為限制控股股東的侵害行為，第二大股東到第五大股東可能進(jìn)行聯(lián)合，以制約控股股東的自利行為，從而減少控股股東的損害程度。因此，提出假設(shè)H4：

H4：在其他情況相同時(shí)，第一大股東持股比例與公司績效負(fù)相關(guān)，第二大股東到第五大股東持股比例與公司績效正相關(guān)。

（五）管理層激勵(lì)對企業(yè)績效的影響

企業(yè)經(jīng)理人員是企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營者，他們的管理風(fēng)格在一定程度上會對企業(yè)的戰(zhàn)略方向產(chǎn)生重要影響。為降低信息不對稱程度以及由此產(chǎn)生的經(jīng)理人員的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇行為，現(xiàn)代企業(yè)采用讓經(jīng)理人員持股或相應(yīng)的激勵(lì)措施，這可能有利于提高公司績效，對于高新技術(shù)企業(yè)而言，激勵(lì)的作用可能更大。因此，提出假設(shè)H5：

H5：在其他情況相同時(shí)，管理人員薪酬和持股比例與企業(yè)績效正相關(guān)。

三、研究變量與數(shù)據(jù)

（一）變量設(shè)計(jì)與選擇

為檢驗(yàn)以上假設(shè)，本文引入三類變量：被解釋變量、解釋變量以及控制變量。在現(xiàn)階段，中國高新技術(shù)企業(yè)大多數(shù)是民營企業(yè)，規(guī)模差異較大，凈資產(chǎn)收益率能更好地衡量不同規(guī)模企業(yè)的績效，因此本文選擇被解釋變量為凈資產(chǎn)收益率（ROE），解釋變量為：董事會人數(shù)、獨(dú)立董事比例、董事長與總經(jīng)理兩職合一、董事會會議次數(shù)、股東大會會議次數(shù)、第一大股東持股比例、第二到第五大股東持股比例、流通股比例、高管薪酬前三位總和、高管持股比例。為了分析高新技術(shù)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響，本文選取了兩個(gè)控制變量：資產(chǎn)總額和資產(chǎn)負(fù)債率。

這些變量的定義如表1所示。

表1 變量名稱及定義表［8］

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文的研究數(shù)據(jù)部分來源于陜西省中小企業(yè)促進(jìn)局、西安高新區(qū)企業(yè)信息網(wǎng)、西安高新技術(shù)企業(yè)協(xié)會，剔除變量不完全的樣本，實(shí)際有效的為164家高新技術(shù)企業(yè)；部分?jǐn)?shù)據(jù)來自于CCER數(shù)據(jù)庫，從中篩選了符合本文研究目的的12家西安市上市高新技術(shù)企業(yè)。這兩項(xiàng)總計(jì)得到176家西安市高新技術(shù)企業(yè)有效數(shù)據(jù)。時(shí)間跨度為2012—2013年。雖然樣本數(shù)量不多，但是這些數(shù)據(jù)來源可靠，選取的高新技術(shù)企業(yè)都非常有代表性，因此，本文的研究結(jié)論是科學(xué)可信的。本文數(shù)據(jù)處理采用SPSS19．0軟件。各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

由表2數(shù)據(jù)可以看出，西安市高新技術(shù)企業(yè)的董事會人數(shù)最小值是1，均值為2．90，而最大值為13，這表明西安市高新技術(shù)企業(yè)多數(shù)為民營企業(yè)，規(guī)模較小。數(shù)據(jù)同時(shí)表明，大多數(shù)西安市高新技術(shù)企業(yè)沒有獨(dú)立董事，其均值也比較小，為0．12。從董事長與總經(jīng)理兩職合一數(shù)據(jù)的均值0．85可以看出，大多數(shù)西安市高新技術(shù)企業(yè)的董事長和總經(jīng)理由一人擔(dān)任。從股權(quán)結(jié)構(gòu)看，第一大股東持股比例中的最大為1，均值為0．71，說明西安市高新技術(shù)企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)特別集中，這實(shí)質(zhì)為私人企業(yè)的外在表現(xiàn)，而第二大到第五大股東持股比例和流通股比例的均值較小，也說明同樣問題。從高管持股比例的最大值1可以知道，只有兩職合一的私人企業(yè)才能出現(xiàn)高管持股比例為100%。

表2 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)表（N＝176）

四、研究設(shè)計(jì)與研究結(jié)果

由于本文選取變量的數(shù)量比較多，可以采用因子分析法和多元回歸模型來進(jìn)行分析與檢驗(yàn)。實(shí)證分析需要分兩步進(jìn)行：首先，通過因子分析從上述假設(shè)中的治理因子中提取公因子，這樣不僅可以使復(fù)雜的研究數(shù)據(jù)變得相對簡單，而且使各個(gè)數(shù)據(jù)間的相關(guān)程度降到最低；其次，運(yùn)用多元回歸模型來分析提取公因子后的高新技術(shù)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)因子對企業(yè)績效的影響，以驗(yàn)證研究假設(shè)。

（一）因子分析

本文所選取的多個(gè)變量，雖然能夠提供比較充分的信息，但是也使變量分析復(fù)雜，自變量之間還可能存在顯著的相關(guān)關(guān)系，對后面的回歸分析不利。因此，本文首先進(jìn)行因子分析提取公因子，通過SPSS19．0軟件完成各自變量之間的相關(guān)分析。具體結(jié)果如表3所示。

表3 各自變量相關(guān)系數(shù)表表（N＝176）

由于X3代表的是董事長與總經(jīng)理兩職合一的虛擬變量，兩職合一取1，否則取0，故在表3中沒有列出。從表3可見，除變量X6、X9、X10與各自變量之間的相關(guān)系數(shù)值不高外，其余變量中的大部分變量之間的相關(guān)系數(shù)值都大于0．3，表明可以對各自變量做因子分析。在進(jìn)行因子分析之前，還需要對這些變量做KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4 KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)表

表4中KMO值超過0．7，而且Bartlett的球形度檢驗(yàn)p值小于0．01，說明各變量之間的相關(guān)性比較強(qiáng)，因此因子分析是有效的。本文采用主成分分析方法得到如表5所示的解釋公因子的總方差表。從表5中能夠看到前5個(gè)因子的特征值都是大于1的，并且從累積貢獻(xiàn)率可以看出前5個(gè)因子共同解釋了公司治理結(jié)構(gòu)變量，解釋能力達(dá)到82．321%，大體上可以反映原始數(shù)據(jù)提供的信息。從提取因子平方和旋轉(zhuǎn)后的數(shù)據(jù)中可以得出，這5個(gè)因子累積解釋的總方差和初始解的前5個(gè)變量相同，但旋轉(zhuǎn)后可以使因子方差更接近初始解。

表5 解釋公因子的總方差表

為了能夠更好地為所提取的公因子命名，本文采用正交旋轉(zhuǎn)法得到的因子載荷矩陣如表6所示，其中隱藏因子載荷小于0．3的部分，便于更好地提取公因子。

從表6可以得出：由于因子1主要解釋X1、X2兩個(gè)變量，將它定義為董事會結(jié)構(gòu)因子；因子2解釋X4、X5兩個(gè)變量，將它定義為董事會活動因子；變量X3為董事長與總經(jīng)理由一人擔(dān)任，因子3解釋了這種情況，將它定義為董事長與總經(jīng)理兩職合一因子；因子4解釋X6、X7、X8，將它定義為股權(quán)結(jié)構(gòu)因子；因子5解釋了X9、X10，將它定義為管理層激勵(lì)因子。各因子與對應(yīng)變量的相關(guān)程度越大，變量對因子的影響程度也越大。

表6 因子載荷結(jié)果分析表

（二）回歸分析與結(jié)果討論

將已經(jīng)提取的5個(gè)因子引入到回歸模型，分析各因子對高新技術(shù)企業(yè)績效的影響，模型如下：

其中，α表示常數(shù)項(xiàng)，ai表示企業(yè)治理結(jié)構(gòu)第i個(gè)因子，βi表示對應(yīng)的因子系數(shù)，Sk表示第k個(gè)控制變量，ρk表示對應(yīng)的控制變量系數(shù)，μ表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文使用SPSS19．0軟件對已經(jīng)提取的公因子進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表7所示。

表7 回歸系數(shù)表

由表7分析可知：第一，董事會結(jié)構(gòu)因子與企業(yè)績效顯著正相關(guān)。董事會結(jié)構(gòu)因子的B值為0．255，T值為5．911表明董事會結(jié)構(gòu)因子與企業(yè)績效顯著正相關(guān)。由于董事會人數(shù)與董事會結(jié)構(gòu)因子的相關(guān)程度為－0．802，說明董事會人數(shù)與公司績效也是顯著負(fù)相關(guān)的，H1a不成立，表明對于高新技術(shù)企業(yè)來說規(guī)模小的董事會比規(guī)模大的董事會對企業(yè)治理更有效，這與陶黎對一般企業(yè)的研究結(jié)果是一樣的［9］。對于高新技術(shù)企業(yè)而言，一項(xiàng)技術(shù)能否順利開發(fā)，并成功完成技術(shù)的商品化，取決于董事會的決定。由于風(fēng)險(xiǎn)因素的存在，董事會可能無法迅速達(dá)成一致意見，從而會拖延技術(shù)的開發(fā)時(shí)間，最終降低該項(xiàng)技術(shù)的市場價(jià)值。因此，董事會規(guī)模過大不利于統(tǒng)一意見，規(guī)模小的董事會能夠相對迅速做出決策。表6的數(shù)據(jù)表明，董事會結(jié)構(gòu)因子中獨(dú)立董事對董事會結(jié)構(gòu)因子的影響程度為0．905，也就是說高新技術(shù)企業(yè)中獨(dú)立董事與企業(yè)績效正相關(guān)，H1b成立，這與Fama、Eugene和Jensen對一般企業(yè)的研究是一致的。由于獨(dú)立董事能夠?yàn)樯鲜泄窘⑼獠柯?lián)系，并充分利用外部資源，從而有利于公司長期戰(zhàn)略的制定。

第二，董事會活動因子與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)。董事 會 活 動 因 子 的B 值 為 －0．051，T 值 為－1．462，表明董事會活動因子與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，H2不成立。鮑繼新認(rèn)為，由于股東大會或董事會分別是企業(yè)的最高權(quán)利機(jī)構(gòu)和執(zhí)行機(jī)構(gòu)，一般公司的重大決議和重大事件才會召開股東大會和董事會［10］，因此，這“兩會”的過多召開可能反映出企業(yè)經(jīng)營過程中出現(xiàn)了較多問題。

第三，董事長與總經(jīng)理兩職合一因子與企業(yè)績效顯著正相關(guān)。董事長與總經(jīng)理兩職合一因子的B值為0．285，T值為2．986，表明其與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，H3不成立。這一結(jié)果說明高新技術(shù)企業(yè)中董事長與總經(jīng)理兩職合一有利于企業(yè)績效提高。如前所述，高新技術(shù)企業(yè)大多數(shù)是民營企業(yè)，從利潤分配角度來說，董事長同時(shí)擔(dān)任總經(jīng)理能夠?qū)Ω咝录夹g(shù)企業(yè)實(shí)行有效的控制，并獲得最大企業(yè)利潤。如果家族企業(yè)的總經(jīng)理由外人擔(dān)任，則存在著掌握經(jīng)營權(quán)的非家族經(jīng)理侵占企業(yè)價(jià)值和利益的風(fēng)險(xiǎn)。因此，董事長同時(shí)兼任總經(jīng)理能使高新技術(shù)企業(yè)根據(jù)市場環(huán)境變化迅速做出明確并且有效的決策，從而有利于企業(yè)績效的提高。

第四，股權(quán)結(jié)構(gòu)因子與企業(yè)績效沒有顯著性關(guān)系。股權(quán)結(jié)構(gòu)因子的B 值為－0．012，T 值為－1．239，表明董事會因子與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，H4不成立。但是從其系數(shù)能夠看出，高新技術(shù)企業(yè)中的股權(quán)結(jié)構(gòu)因子和公司績效具有一定程度的負(fù)相關(guān)關(guān)系，只是統(tǒng)計(jì)上不顯著。孫永祥和黃祖輝以中國滬深兩市上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效呈現(xiàn)倒U型非線性關(guān)系［11］。葉華平指出法人股東持股比例與公司績效呈二次曲線關(guān)系［12］。唐哲通過對中國家族式上市公司的研究，發(fā)現(xiàn)家族控制比例與公司績效呈現(xiàn)倒U型關(guān)系［13］。而對于高新技術(shù)企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效是否呈現(xiàn)二次型關(guān)系，本文在模型中加入第一大股東持股比例的二次項(xiàng)后檢驗(yàn)仍不顯著，說明“夫妻店”形式的高新技術(shù)企業(yè)中第一大股東持股比例較高，其他持股股東不能對第一大股東的行為形成有效的制衡，這容易造成第一大股東即高新技術(shù)創(chuàng)業(yè)股東的短視行為，不利于企業(yè)的發(fā)展。

第五，管理層激勵(lì)因子與企業(yè)績效關(guān)系不顯著。管理層激勵(lì)因子的B值為－0．355，T值為0．181，表明管理層激勵(lì)因子與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，H5不成立。對于西安市高新技術(shù)企業(yè)來說，創(chuàng)業(yè)股東懂得真正技術(shù)，高級管理者只是擁有管理經(jīng)驗(yàn)的人，因此，創(chuàng)業(yè)股東認(rèn)為管理人員對于注重技術(shù)的高新技術(shù)企業(yè)來說貢獻(xiàn)比較小，這種情況使得高管人員的薪酬水平和持股比例都比較低，不能有效激勵(lì)高管人員。企業(yè)沒有很好地考慮到高管的利益且沒有把高管利益與企業(yè)聯(lián)系在一起，對于高新技術(shù)企業(yè)來說，應(yīng)該提升好高管人員的利益，且與企業(yè)發(fā)展相結(jié)合。

五、結(jié)論與建議

高新技術(shù)企業(yè)不僅是科技創(chuàng)新的源泉，也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?。本文以西安?76家高新技術(shù)企業(yè)為樣本，在對高新技術(shù)企業(yè)治理變量進(jìn)行因子研究的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析了高新技術(shù)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對公司績效的影響。結(jié)果表明，董事會結(jié)構(gòu)因子、董事會活動因子和兩職合一因子與企業(yè)績效關(guān)系很顯著，股權(quán)結(jié)構(gòu)因子和管理層激勵(lì)因子與企業(yè)績效關(guān)系不顯著，這說明高新技術(shù)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)有待改善。為此，得出本文的結(jié)論與建議。

1．董事會結(jié)構(gòu)因子與企業(yè)績效關(guān)系顯著正相關(guān)，而獨(dú)立董事比例對董事會因子貢獻(xiàn)最大，獨(dú)立董事能夠?yàn)樯鲜泄窘⑼獠柯?lián)系，并充分利用外部資源，從而有利于公司長期戰(zhàn)略的制定。高新技術(shù)企業(yè)的大部分獨(dú)立董事是高校的教授以及經(jīng)濟(jì)方面的專家，他們能夠在企業(yè)執(zhí)行決策和功能發(fā)揮方面起到重要作用，對企業(yè)發(fā)展方向、發(fā)展環(huán)境做出正確的判斷和提出重要的建議，有利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。因此，高新技術(shù)企業(yè)應(yīng)引進(jìn)獨(dú)立董事機(jī)制，以使其可以公證客觀地從整體利益出發(fā)制定正確的決策，與董事會和管理層獨(dú)立，相互制衡。

2．董事長同時(shí)兼任總經(jīng)理有利于高新技術(shù)企業(yè)的科學(xué)決策，董事長兼任總經(jīng)理一般負(fù)擔(dān)較低的心理契約成本，并且能夠解決委托代理問題。從技術(shù)決策角度看，高新技術(shù)企業(yè)董事長即創(chuàng)業(yè)股東一般技術(shù)水平比較高，如果總經(jīng)理讓一個(gè)不懂技術(shù)的人來擔(dān)任，其決策往往缺乏實(shí)用性和有效性，不有利于提高企業(yè)績效，增加了由其他人員擔(dān)任總經(jīng)理的心理成本。

3．較多的股東大會次數(shù)和董事會會議次數(shù)可能意味著公司遇到了很多問題，而且這會增加企業(yè)成本。作為高新技術(shù)企業(yè)，技術(shù)決策比經(jīng)營決策更重要，技術(shù)決策主要取決于研發(fā)人員的能力，這“兩會”往往是對經(jīng)營決策中的問題進(jìn)行探討，不能解決高新技術(shù)企業(yè)最核心的決策問題，不利于企業(yè)的發(fā)展。因此，注重技術(shù)的高新技術(shù)企業(yè)而言，會議次數(shù)的多少并不能有效解決所面臨的問題，所以，在正常經(jīng)營情況下這兩大會議不宜頻繁召開。

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