石大林，韓冬妍，楊 瓊

(1.東北財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116025;2.大連理工大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，遼寧 大連 116024；3.東北財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

自從Jensen和Meckling(1976)[1]開創(chuàng)性地對公司代理成本問題進行分析并給出了代理成本的經(jīng)典定義后,與代理成本有關(guān)的問題就吸引了眾多學(xué)者們的關(guān)注。國內(nèi)外關(guān)于董事會特征與公司代理成本間關(guān)系的研究不少，但是至今仍未得到一致的結(jié)論，這除了樣本選擇等問題外，還有來自對內(nèi)生性問題的考慮。近年來，在公司金融領(lǐng)域內(nèi)生性問題受到越來越多學(xué)者的關(guān)注，Roberts和Whited (2012)[2]甚至認(rèn)為內(nèi)生性問題是公司金融領(lǐng)域的一個核心問題。Wintoki等(2012)[3]開創(chuàng)性的指出公司金融領(lǐng)域還存在動態(tài)內(nèi)生性，這吸引了越來越多學(xué)者開始關(guān)注這種內(nèi)生性。由于沒有考慮全部內(nèi)生性會導(dǎo)致虛假結(jié)果(Schultz等，2010)[4]，因此，有必要將全部內(nèi)生性考慮在內(nèi)來研究董事會特征與公司代理成本間的關(guān)系。此外，國內(nèi)已有的相關(guān)研究大多用靜態(tài)性視角來研究董事會特征與公司代理成本間的關(guān)系，忽略了時間序列因素。因此，本文在動態(tài)內(nèi)生性的框架下，運用動態(tài)面板的System GMM 模型，同時控制了三種內(nèi)生性，以動態(tài)性視角研究了董事會特征與公司代理成本(本文所講的代理成本指的是公司的股東和管理層間的利益沖突，即第一類代理成本)間的關(guān)系。

本文可能的創(chuàng)新之處：(1)在動態(tài)內(nèi)生性的框架下研究董事會特征與公司代理成本間的關(guān)系，國內(nèi)已有的研究鮮有考慮動態(tài)內(nèi)生性問題；(2)研究了董事會特征與公司代理成本間的跨時期相互作用；(3)研究了董事會特征對公司代理成本影響的持續(xù)時間；(4)對代理成本的中介效應(yīng)進行了檢驗。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)獨立董事比例與公司代理成本

獨立董事?lián)碛邢鄬Κ毩⒌纳矸荩皇芷渌潞凸竟芾碚叩目刂?，在一定程度上可以監(jiān)督其他董事和管理者行為。Fama和Jensen (1983)[5]認(rèn)為：獨立董事被授權(quán)以選擇、監(jiān)督、考核、獎懲公司的管理層,能夠減輕管理層和股東之間的利益沖突。Coles等(2007)[6]認(rèn)為更多的獨立董事能夠更好的監(jiān)督管理層，從而能夠減輕公司的代理問題。葉康濤等(2011)[7]認(rèn)為：公司業(yè)績以及獨立董事的聲譽、任期和專業(yè)背景能夠顯著影響?yīng)毩⒍孪鄬τ诠芾韺拥莫毩⑿院捅O(jiān)督行為，同時，獨立董事能夠?qū)芾韺幼h案進行有效的監(jiān)督。解維敏和唐清泉(2013)[8]認(rèn)為：由于獨立董事不受管理層的控制，所以與內(nèi)部董事相比，獨立董事更能有效地監(jiān)督管理層，防御管理層機會主義行為。因此，提高董事會獨立性能夠產(chǎn)生監(jiān)督效應(yīng)，減輕公司的代理成本?；谝陨戏治?，本文假設(shè)：

假設(shè)1：獨立董事比例與公司代理成本負(fù)相關(guān)。

(二)董事會規(guī)模與公司代理成本

董事會的一個主要功能就是監(jiān)督職能，然而其監(jiān)督職能并不隨著董事會規(guī)模的擴大而一直增強， Jensen(1993)[9]指出:董事之間的“相互仇視和報復(fù)”可能削弱董事會對CEO的監(jiān)督和評價作用，當(dāng)董事數(shù)量超過七個或八個時，董事會就不能發(fā)揮應(yīng)有作用并易于受CEO控制。 Linck等(2008)[10]認(rèn)為：增加董事會的規(guī)模會產(chǎn)生搭便車問題，董事會對公司管理層的監(jiān)督效率更低。石大林(2014)[11]認(rèn)為公司的董事會規(guī)模越大，董事會越容易被公司管理層控制，難以發(fā)揮監(jiān)督作用。因此，董事會規(guī)模越大，董事會的監(jiān)督效率越低，管理層的機會主義行為受到的約束越少，從而使得公司的代理成本越大?；谝陨戏治觯疚募僭O(shè)：

假設(shè)2：董事會規(guī)模與公司代理成本正相關(guān)。

(三)董事長與CEO兩職合一與公司代理成本

當(dāng)公司的CEO兼任董事長時，不利于公司權(quán)力的制衡，會導(dǎo)致公司的權(quán)力過度集中(Brockmann等，2004)[12]；而當(dāng)董事長與CEO兩職分設(shè)時，能夠使公司權(quán)力適當(dāng)平衡，而且還能夠提高董事會制定決策的權(quán)力(Ferrero等，2012)[13]。代理理論認(rèn)為：人具有天然的偷懶和機會主義的動機,為了防止代理人的“敗德行為”和“逆向選擇”,需要一個有效的監(jiān)督機制。當(dāng)公司的董事長與CEO兩職合一時，CEO在董事會具有更大的權(quán)力，其可能會在董事會中安排更多的內(nèi)部董事，這會降低董事會對公司管理層的監(jiān)督效率,從而使得管理層的機會主義得不到有效的約束。因此，當(dāng)公司的董事長與CEO兩職合一時，公司管理層的權(quán)力過大，降低了董事會對管理層的監(jiān)督效率，增加了公司的代理成本。基于以上分析，本文假設(shè)：

假設(shè)3：董事長與CEO兩職合一與公司代理成本正相關(guān)。

(四)董事會持股比例與公司代理成本

董事會要對管理者的行為進行有效的監(jiān)督，公司必須賦予董事會足夠大的權(quán)力，以能夠約束管理者的行為，不然管理者的行為不受董事會的約束或者約束力較小，董事會即使發(fā)現(xiàn)管理者的機會主義行為，也沒有能力去約束管理者，這樣管理者的監(jiān)督也是徒勞的。增加公司董事會的持股比例，一方面能夠提高公司董事會的權(quán)力，從而使得董事會能夠?qū)芾韺舆M行更有效的監(jiān)督；另外一方面，提高公司董事會持股比例能夠增加董事對公司績效的敏感性，使得公司績效表現(xiàn)跟其自身利益關(guān)系密切，這樣董事有動機去對管理層進行更有效的監(jiān)督(李常青，2004)[14]，從而降低公司的代理成本。因此，增加公司董事會的持股比例能夠增加董事會對管理層監(jiān)督的動機和能力，從而降低公司的代理成本。基于以上分析，本文假設(shè)：

假設(shè)4：董事會持股比例與公司代理成本負(fù)相關(guān)。

三、研究設(shè)計

(一)研究樣本

本文以2002～2011年上交所和深交所主板上市的公司為樣本，所選的公司必須滿足以下條件：(1)在2001年已經(jīng)公開上市；(2)只在A股上市交易；(3)樣本期間處于正常上市狀態(tài)；(4)按證監(jiān)會行業(yè)分類，是非金融保險行業(yè)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410家樣本公司，10年總共4100個觀測值。為了剔除異常值的影響，對變量用Winsorize方法在1%水平上進行了極端值處理。本文數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫，使用的軟件是Stata12。

(二)變量選擇與定義

1.被解釋變量

借鑒Ang等(2000)[15]、Singh和Davidson (2003)[16]、李明輝(2009)[17]的研究，本文主要用管理費用率來衡量公司股東和管理層間的代理成本，管理費用率越高，公司的代理成本越高。

出于穩(wěn)健性考慮，本文還用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量代理成本，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率能夠說明管理層對資產(chǎn)使用的效率，公司的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，表明管理當(dāng)局可能將資產(chǎn)用于非生產(chǎn)性目的，公司的代理成本越高。

2.解釋變量

本文主要從獨立董事比例、董事會規(guī)模、董事長與CEO兩職合一和董事會持股比例來描述董事會特征，其中，獨立董事比例(IDR)為獨立董事人數(shù)與董事會總?cè)藬?shù)的比值;董事會規(guī)模(LOG(DN))用董事人數(shù)的自然對數(shù)來衡量，董事長與CEO兩職合一(DUAL)，當(dāng)董事長與CEO兩職位合一時，DUAL=1，否則，DUAL=0;董事會持股比例(DS)為董事持股數(shù)量與公司股本總數(shù)的比值。

3.控制變量

本文借鑒Henry(2010)[18]和羅進輝(2012)[19]等的研究，選取了以下變量作為控制變量：股權(quán)集中度、國有股比例、監(jiān)事會規(guī)模、監(jiān)事持股比例、監(jiān)事會會議次數(shù)、公司的規(guī)模、公司的成長能力、公司的償債能力、自由現(xiàn)金流比率、行業(yè)分類虛擬變量和時間虛擬變量。其中，衡量股權(quán)集中度的指標(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、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平方的和、前十大股東持股比例平方的和)，本文用主成分分析法從以上6個指標(biāo)得到了衡量股權(quán)集中度的綜合指標(biāo)(S)。本文全部變量的具體設(shè)置情況如表1所示。

表1 變量定義與含義

(三)模型設(shè)計

已有的關(guān)于董事會特征與公司代理成本間關(guān)系的研究，只考慮董事會特征與公司代理成本間的兩種常見內(nèi)生性問題，即由不可觀測的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性和同期聯(lián)立內(nèi)生性，但Wintok等(2012)[3]指出公司金融領(lǐng)域還存在動態(tài)內(nèi)生性，還有一些學(xué)者的研究也為公司金融領(lǐng)域存在動態(tài)內(nèi)生性提供了證據(jù)(Nguyen等，2013[20]；周翼翔，2012[21])。由于公司的代理成本與公司績效間有密切關(guān)系，因此在董事會特征與公司代理成本間也很可能存在動態(tài)內(nèi)生性。在存在動態(tài)內(nèi)生性的情況下，用普通最小二乘法和固定效應(yīng)模型來對模型回歸都是不合適的(Flannery和Hankins，2012)[22]，Wintok等(2012)[3]認(rèn)為動態(tài)面板System GMM模型在估計動態(tài)面板模型時是更為有效的，可以同時解決由不可觀測的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性、同期聯(lián)立內(nèi)生性和跨時期的動態(tài)內(nèi)生性這三種內(nèi)生性問題。因此，本文用動態(tài)面板System GMM模型來對模型回歸。

借鑒Henry(2010)[18]、Nguyen等(2013)[20]和羅進輝(2012)[19]的相關(guān)研究，建立了以下模型。其中，模型(1)用來研究當(dāng)期董事會特征與當(dāng)期公司代理成本間的關(guān)系；模型(2)用來研究前期董事會特征與當(dāng)期公司代理成本間的關(guān)系；模型(3)用來研究前期公司代理成本對當(dāng)期董事會特征的反饋效應(yīng)，由于董事長與CEO兩職合一是虛擬變量，這里并沒有研究前期公司代理成本對董事長與CEO兩職合一的影響。

Yit=α+K1Yit-1+βXit+γZit+φWit+ Hi+εit

(1)

Yit=α+K1Yit-1+βXit-1+γZit-1+φWit+Hi+ εit

(2)

Vit=α+K1Git-1+βYit-1+γZit-1+φWit+Hi+ εit

(3)

其中，Y表示公司代理成本；X表示解釋變量，包括獨立董事比例、董事會規(guī)模、董事長與CEO兩職合一和董事會持股比例；Z表示控制變量(不包括行業(yè)變量和時間變量)；W表示行業(yè)虛擬變量和時間虛擬變量；V表示獨立董事比例或董事會規(guī)?；蚨聲止杀壤?；G表示獨立董事比例、董事會規(guī)模和董事會持股比例；H表示公司的不可觀測的異質(zhì)性；εit表示誤差項。

四、實證分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

從表2可以看到代理成本變量在樣本間有較大的差異，以AC1為例，其最大值為58.848，最小值為0.666，均值9.192，無論是最大值還是最小值都與均值差距較大；獨立董事比例的均值為0.341，說明大多數(shù)樣本公司都達到了證監(jiān)會關(guān)于董事會中獨立董事比例不得小于三分之一的規(guī)定；董事長與CEO兩職合一的均值為0.112，說明在樣本公司中有11.2%的樣本公司CEO兼任董事；董事會持股比例的均值為0.035，說明在樣本公司中董事會持股比例較低。另外，通過變量的Spearman檢驗(這里沒有給出具體結(jié)果)，我們發(fā)現(xiàn)IDR與AC1的相關(guān)系數(shù)為-0.1240，且在1%的水平上顯著，DUAL與AC1的相關(guān)系數(shù)為0.0725，且也在1%的水平上顯著，LOG(DN)、 DS與AC1的相關(guān)系數(shù)分別為0.0250和-0.0158，但不顯著。另外，本文所設(shè)置的控制變量大多與代理成本有顯著的相關(guān)性，而且通過變量間的兩兩相關(guān)系數(shù)發(fā)現(xiàn)變量間并不存在嚴(yán)重的共線性問題。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二)當(dāng)期董事會特征與當(dāng)期公司代理成本

根據(jù)前面的分析，我們用模型(1)來研究當(dāng)期董事會特征與當(dāng)期公司代理成本間的關(guān)系，模型(1)的工具變量具體設(shè)置如下：(1)差分方程：Yit-2,Yit-3,Xit-2,Xit-3,Zit-2,Zit-3,ΔWit;(2)水平方程：ΔYit-1,ΔXit-1,ΔZit-1,Wit。回歸結(jié)果如表3所示。

表3 模型(1)的回歸結(jié)果

模型(1A)中獨立董事比例的系數(shù)為-3.549，且在5%的水平上顯著，說明當(dāng)期獨立董事比例與當(dāng)期代理成本有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；模型(1B)中董事長與CEO兩職合一的系數(shù)為0.955，且在1%的水平上顯著，說明當(dāng)期董事長與CEO兩職合一與當(dāng)期代理成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系；模型(1C)中董事會規(guī)模的系數(shù)為1.793，且在1%的水平上顯著，說明當(dāng)期董事會規(guī)模與當(dāng)期代理成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系；模型(1D)中董事會持股比例的系數(shù)為-0.683，且在5%的水平上顯著，說明當(dāng)期董事會持股比例與當(dāng)期代理成本有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。模型(1A)～(1D)的回歸結(jié)果初步支持了本文的假設(shè)，為了對董事會特征與公司代理成本間的關(guān)系進行更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)臋z驗，在模型(1E)和模型(1F)中將董事會特征變量同時加入模型中回歸，從模型(1E)和模型(1F)的回歸結(jié)果可以看到，獨立董事比例和董事會持股比例與代理成本有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系， 董事長與CEO兩職合一和董事會規(guī)模與代理成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系，由模型(1E)和模型(1F)得到的結(jié)論與由模型(1A)～(1D)得到的結(jié)論，這也說明本文得到的結(jié)論是穩(wěn)健的。出于穩(wěn)健性考慮，模型(1G)用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量代理成本，從其回歸結(jié)果得到的結(jié)論依然支持本文的假設(shè)。

(三)董事會特征與公司代理成本間的跨期相互作用

根據(jù)前面的分析，本文用模型(2)和模型(3)來研究董事會特征與公司代理成本間的跨時期相互作用，模型(2)和模型(3)的工具變量設(shè)置方法與模型(1)相似，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果

續(xù)表4 模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果

在模型(2)的回歸結(jié)果中，獨立董事比例的系數(shù)為-7.651，且在1%的水平上顯著，說明前期獨立董事比例與當(dāng)期代理成本有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，提高前期獨立董事比例對公司當(dāng)期代理成本依然有顯著抑制作用；董事長與CEO兩職合一的系數(shù)為0.548，且在1%的水平上顯著，說明前期公司董事長與CEO兩職合一能夠增加當(dāng)期公司代理成本；董事會規(guī)模的系數(shù)為1.085，且在1%的水平上顯著，說明前期董事會規(guī)模與當(dāng)期公司代理成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系，較大規(guī)模的董事會不利于對公司管理層的監(jiān)督；董事會持股比例的系數(shù)為-0.701，且在1%的水平上顯著，說明提高公司董事會持股比例能夠?qū)竟芾韺舆M行更好的監(jiān)督，不僅能夠降低當(dāng)期公司代理成本，而且也有助于降低下一期的公司代理成本。模型(2)的回歸結(jié)果說明董事會特征不僅會對當(dāng)期公司代理成本有顯著的影響，而且對下一期公司代理成本也有顯著的影響，表明董事會特征對公司代理成本可能存在長期影響。為了進一步檢驗董事會特征對公司代理成本是否存在長期影響，以及其對代理成本影響的持續(xù)時間，本文后面會有進一步的研究。

模型(3A)中代理成本的系數(shù)不顯著，說明前期公司代理成本對當(dāng)期獨立董事比例沒有顯著的影響；模型(3B)中代理成本的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，說明前期公司代理成本對當(dāng)期董事會規(guī)模有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)。已有的研究認(rèn)為董事會規(guī)模與董事會提供建議和監(jiān)督的收益正相關(guān)，與董事會提供建議和監(jiān)督的成本負(fù)相關(guān)(Adams 和 Ferreira，2007[23]；楊青等，2012[24])，而董事會的監(jiān)督收益與公司規(guī)模正相關(guān)(Boone等，2007[25])。公司擁有較低的代理成本能夠促進公司更好更快的發(fā)展，有利于公司規(guī)模的壯大，從而需要較大規(guī)模的董事會，因此，前期代理成本對當(dāng)期董事會規(guī)模產(chǎn)生了正向反饋效應(yīng)。在模型(3C)中代理成本的系數(shù)為負(fù)(系數(shù)為-0.000是保留小數(shù)點后三位四舍五入的結(jié)果)，且在1%的水平上顯著，說明前期公司代理成本對當(dāng)期董事會持股比例有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)。對董事的股權(quán)激勵與公司績效表現(xiàn)密切相關(guān)，公司擁有較高的代理成本不利于公司績效的提高，而較差的公司績效表現(xiàn)自然會影響對董事會的股權(quán)激勵，從而使得公司前期代理成本對當(dāng)期董事會持股比例有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)。模型(3)的回歸結(jié)果證明了公司前期代理成本對當(dāng)期董事會特征有反饋效應(yīng)。綜合模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果，證明了董事會特征與公司代理成本間存在跨時期的相互作用，即不僅前期董事會特征對當(dāng)期公司代理成本有顯著的影響，而且當(dāng)期代理成本對下一期董事會特征也有顯著的影響，董事會特征與公司代理成本間存在跨時期的動態(tài)內(nèi)生性。

五、進一步研究與檢驗

(一)董事會特征對公司代理成本的動態(tài)影響

本文前面的研究結(jié)論表明董事會特征對公司代理成本可能存在長期影響，這里來對其進一步檢驗，并研究董事會特征對公司代理成本影響的持續(xù)時間。借鑒Chen和Lee(2010)[26]的研究，用下面的方程來研究董事會特征對代理成本的動態(tài)影響，即董事會特征對代理成本影響的持續(xù)時間, 其中，L.sXit=Xit-s。

Yit=α+K1Yit-1+βXit+γZit+φWit

(4)

可以將方程改寫為：

Yit=α/(1-K1L.)+ ∑s(K1sβ)Xit-s+γ/(1-K1L.)Zit+φ/(1-K1L.)Wit

(5)

這樣X對Y動態(tài)影響可以表示為：

?Yit+T /?Xit=K1Tβ (T≥0)

(6)

這里只要K1的絕對值小于1，那么X對Y的影響隨著時間的推移將會趨近于0，也就是說X對Y的影響有一個持續(xù)時間，但又不是無限長的。

這里以模型(1F)的回歸結(jié)果為例對董事會特征與代理成本間的動態(tài)關(guān)系進行分析，如表5、圖1、圖2、圖3和圖4所示，其中，圖1和圖4給出的是獨立董事比例和董事會持股比例對代理成本影響的絕對值。

表4 董事會特征對公司代理成本的動態(tài)影響

圖1 獨立董事比例對代理成本的動態(tài)影響

圖2 董事長與CEO兩職合一對代理成本的動態(tài)影響

圖3 董事會規(guī)模對代理成本的動態(tài)影響

圖4 董事會持股比例對代理成本的動態(tài)影響

通過表5、圖1、圖2、圖3和圖4，可以看到獨立董事比例對公司代理成本影響的持續(xù)時間大約為4年，雖然獨立董事比例對4年后的代理成本也有影響，但是其影響非常小，而且是越來越小的。董事長與CEO兩職合一對代理成本影響的持續(xù)時間大約為3年，董事會規(guī)模對代理成本影響的持續(xù)時間大約為4年，董事會持股比例對代理成本影響的持續(xù)時間大約為3年。以上的分析表明董事會特征對公司的代理成本存在長期影響，但是從以上分析難以對影響的持續(xù)時間有非常準(zhǔn)確的判斷，盡管如此，這也表明董事會特征對公司代理成本存在跨時期的影響。

(二)代理成本的中介效應(yīng)

從本文前面的研究結(jié)論可知董事會特征對公司代理成本有顯著的影響，而公司的代理成本又影響公司績效，那么代理成本是不是董事會特征影響公司績效的一個中介變量呢？本文借鑒心理學(xué)研究中常被使用的中介效應(yīng)檢驗方法進行檢驗和分析。借鑒張瑞君等(2013)[27]的研究用以下程序來進行中介效應(yīng)檢驗：若X對Y的影響是X通過Z來影響Y的，那么Z是中介變量。用模型來表示是：Y=aX+ε1;Z=bx+ε2; Y=dX+cZ+ε3。若系數(shù)a、b、c都顯著，系數(shù)d不顯著，則Z是完全中介變量；若系數(shù)a、b、c、d都顯著，則Z是部分中介變量。

為了檢驗代理成本的中介效應(yīng)，本文建立了模型(7)和模型(8)，其中P為公司績效變量，總資產(chǎn)收益率(ROA)。本文用動態(tài)面板System GMM模型對其回歸，回歸結(jié)果如表5所示。

Pit=α+K1Pit-1+βXit+γZit +φWit+Hi+εit

(7)

Pit=α+K1Pit-1+λYit+βXit+γZit+φWit+Hi+εit

(8)

由模型(7)的回歸結(jié)果可以看到，獨立董事比例與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系，董事長與CEO兩職合一與公司績效有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，董事會持股比例與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系，然而董事會規(guī)模卻與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系，這與本文預(yù)期不符。因此，接下來只對獨立董事比例、董事長與CEO兩職合一、董事會持股比例進行代理成本的中介效應(yīng)檢驗?？梢钥吹皆谀Ｐ?8)中，獨立董事比例和董事長與CEO兩職合一的系數(shù)不顯著，根據(jù)前面中介效應(yīng)檢驗程序的原理，再結(jié)合模型(1)和模型(7)的回歸結(jié)果，說明代理成本在獨立董事比例和董事長與CEO兩職合一影響公司績效中起完全中介作用；董事會持股比例的系數(shù)顯著為正，說明代理成本在董事會持股比例影響公司績效中起部分中介作用。另外，可以看到在模型(8)中代理成本的系數(shù)顯著為負(fù)，說明公司擁有較高的代理成本確實不利于公司績效的提高。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文還做了如下穩(wěn)健性檢驗：(1)把總樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本；(2)把總樣本按公司規(guī)模分為較大規(guī)模和較小規(guī)模兩組。經(jīng)過以上穩(wěn)健性檢驗得到的結(jié)果與我們前面得到的結(jié)論一致，這里沒有給出具體結(jié)果。

表5 模型(7)和模型(8)的回歸結(jié)果

六、結(jié) 論

本文以410家上市公司，2002～2011年數(shù)據(jù)為樣本，在動態(tài)內(nèi)生性的框架下，運用動態(tài)面板的System GMM估計方法，通過“內(nèi)部工具變量”解決了尋找有效工具變量的困難，同時考慮了由不可觀測的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性、聯(lián)立內(nèi)生性和動態(tài)內(nèi)生性這三種內(nèi)生性，以動態(tài)性的視角研究了董事會特征與公司代理成本間的動態(tài)關(guān)系。通過研究，我們得到以下結(jié)論：(1)不僅當(dāng)期獨立董事比例與當(dāng)期代理成本負(fù)相關(guān)，而且前期獨立董事比例也與當(dāng)期代理成本負(fù)相關(guān)，獨立董事比例對代理成本有長期影響，這種影響的持續(xù)時間大約為4年；(2)不僅當(dāng)期董事長與CEO兩職合一與當(dāng)期代理成本正相關(guān)，而且前期董事長與CEO兩職合一與當(dāng)期代理成本正相關(guān)，董事長與CEO兩職合一對代理成本有長期影響，這種影響的持續(xù)時間大約為3年；(3)不僅當(dāng)期董事會規(guī)模與當(dāng)期代理成本正相關(guān)，而且前期董事會規(guī)模與當(dāng)期代理成本正相關(guān)，董事會規(guī)模對代理成本有長期影響，這種影響的持續(xù)時間大約為4年；(4)不僅當(dāng)期董事會持股與當(dāng)期代理成本負(fù)相關(guān)，而且前期董事會持股比例也與當(dāng)期代理成本負(fù)相關(guān)，董事會持股比例對代理成本有長期影響，這種影響的持續(xù)時間大約為3年；(5)前期公司代理成本對當(dāng)期董事會特征有反饋效應(yīng)；(6)董事會特征與公司代理成本間存在跨時期的相互作用，即動態(tài)內(nèi)生性；(7)代理成本在獨立董事比例和董事長與CEO兩職合一影響公司績效中起完全中介作用，代理成本在董事會持股比例影響公司績效中起部分中介作用。本文的研究豐富了關(guān)于董事會特征與公司代理成本間動態(tài)關(guān)系的研究，研究結(jié)果表明上市公司的董事會特征對公司代理成本不僅存在短期影響，還存在長期影響。上市公司可以通過提高公司的獨立董事比例、降低董事會規(guī)模、董事長與CEO兩職分設(shè)、提高董事會持股比例以降低公司的代理成本，從而提高公司績效。

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