張耀偉，陳世山，李維安

1南開大學(xué) 中國公司治理研究院，天津300071

2南開大學(xué) 商學(xué)院，天津300071

3天津財經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，天津300222

1 引言

隨著公司治理實踐的發(fā)展和理論研究的深入，董事會治理的研究視角逐漸從早期的基于董事會整體特征的中觀結(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)的從董事會結(jié)構(gòu)、機制及其績效效應(yīng)研究［1-3］，轉(zhuǎn)變?yōu)槎聜€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構(gòu)，董事會成員個體屬性特征無疑會對董事會治理效率及公司行為產(chǎn)生關(guān)鍵影響。由此，進一步從微觀層面的董事個體行為特征(主要集中在個體社會資本屬性等方面)出發(fā)，探討其治理效應(yīng)及對公司行為的影響成為當(dāng)前研究的熱點［7］。

當(dāng)前有關(guān)研究遵循的仍然是傳統(tǒng)的董事會整體結(jié)構(gòu)主義視角，探討董事會整體社會資本總量等因素對董事會治理及公司行為的影響，而未考慮董事個體間因社會資本等的差異而引致的董事個體權(quán)威間的不平衡性及其對董事會治理的影響。顯然，董事個體間社會資本和權(quán)威等差異會在董事間引發(fā)尊重和順從等行為，從而在董事會內(nèi)部產(chǎn)生特定的等級秩序，這對任務(wù)和功能分工充滿彈性的董事會運作無疑是至關(guān)重要的。尤其是，在中國“權(quán)威服從”文化影響深遠的制度背景下，對這種因董事個體間權(quán)威的不平衡性而引致的等級秩序?qū)Χ聲卫砗凸究冃У挠绊懠捌渥饔脵C理進行探討就顯得必要而緊迫。

2 相關(guān)研究評述

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

隨著研究的深入，研究者發(fā)現(xiàn)，董事會作為一種集體決策機構(gòu)，其董事個體的行為特征無疑會對董事會運作產(chǎn)生關(guān)鍵影響，已有研究集中于董事會整體結(jié)構(gòu)層面的探討，因而其研究結(jié)論有待進一步深化。例如，兩個公司的董事會規(guī)模等特征可能高度相似，但僅僅因為其成員不同，其運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體行為特征視角探索董事個體屬性對董事會治理及公司行為的影響，這方面的研究主要集中在對董事個體特征、公司間高管聯(lián)結(jié)和政治關(guān)聯(lián)等社會資本屬性進行的探討［14-15］。陳仕華等［16］對連鎖董事企業(yè)會計師事務(wù)所選擇進行探討;徐業(yè)坤等［17］對高管政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)投資行為的關(guān)系進行了分析;Johnson等［18］在整合有關(guān)董事會社會資本等的研究成果的基礎(chǔ)上，指出基于董事個體行為研究的重要性及其方向，如董事會非正式關(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體屬性特征等因素對公司資源獲取、融資及并購等行為的影響效應(yīng)，從而拓展和深化了董事會治理研究。然而，相關(guān)研究遵循的仍然是傳統(tǒng)的董事會整體結(jié)構(gòu)主義視角，探討董事會整體社會資本水平等因素對董事會治理及公司行為的影響，而未考慮董事個體間因社會資本和個人權(quán)威等的差異而引致的內(nèi)部不平衡性及其對董事會治理的影響。

董事會作為一種會議型集體決策機構(gòu)，其基本的決策規(guī)則是董事一人一票(包括董事長)，董事間相互平等，不存在正式的上下級關(guān)系，董事長也只是召集和主持董事會會議，決策中不具備強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。因此，這與工作團隊不同，工作團隊一般存在上下級關(guān)系，即正式層級，如領(lǐng)導(dǎo)和下屬，這時領(lǐng)導(dǎo)擁有合法的權(quán)威來命令下屬，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關(guān)系，而對其運作產(chǎn)生關(guān)鍵影響的正是基于董事個體間的非正式關(guān)系。顯然，董事個體間社會資本和權(quán)威等差異會在董事間引發(fā)尊重和順從等行為，從而在董事會內(nèi)部產(chǎn)生特定的等級秩序，這對董事會運作至關(guān)重要。

由于董事間社會資本和個人權(quán)威不同會導(dǎo)致董事受到的尊重和順從的差異，這種差異在董事會中無疑會形成一種非正式層級。董事個人能力或聲望越大，其在董事會中受到的尊敬越大，個人能力或者聲望較大的董事在董事會中具有較大的個人權(quán)威，相應(yīng)的董事會內(nèi)部非正式層級會越強烈。Gould［19］認為，與其他人類組織一樣，董事會中由于董事社會資本和個人權(quán)威的差異會形成非正式層級。這種非正式的層級關(guān)系一旦形成，便會作為一種協(xié)調(diào)機制來影響董事會成員之間的溝通和交流，其結(jié)果自然會影響董事會運作的效率。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)則和程序來對董事的工作進行有效指導(dǎo)，因而這種非正式層級在對董事會運作效率進行有效調(diào)節(jié)方面就顯得尤為重要。Magee等［20］從理論上強調(diào)非正式層級對公司績效的重要影響，認為董事們平時在一起的時間相對較少，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正式的結(jié)構(gòu)(如董事會規(guī)模、董事會結(jié)構(gòu)、董事持股等)對董事會進行有效協(xié)調(diào)和指引，因而這種非正式層級關(guān)系能夠協(xié)調(diào)董事對公司的貢獻，進而影響公司績效。這與很多學(xué)者的研究一致，即組織非正式的層級關(guān)系可以作為一種協(xié)調(diào)機制使組織的行為更有效率。He等［21］以530家美國制造業(yè)公司的面板數(shù)據(jù)為研究對象，以董事兼職公司數(shù)量的差異性度量董事會非正式層級，實證檢驗董事會非正式層級與公司績效之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者具有顯著的正向關(guān)系?？傮w而言，盡管越來越多的學(xué)者意識到研究董事會非正式層級的價值，但是這類研究大多還只是停留在理論探討上，系統(tǒng)的實證研究較少［22］。

綜上，在對董事會社會資本水平與公司行為等關(guān)系進行研究的基礎(chǔ)上，進一步探討董事個體間社會資本不平衡性(即非正式層級)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“權(quán)威服從”文化影響深遠的制度背景下，對董事個體間因權(quán)威的不平衡性而引致的等級秩序與董事會治理及公司績效間的關(guān)系及其影響機制等問題進行探討，顯得尤為必要和緊迫，也更具理論和實踐價值。本研究基于整合的社會資本視角，在對董事會非正式層級進行度量分析的基礎(chǔ)上，探討其與公司績效的關(guān)系以及業(yè)績壓力和股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并對不同最高層級董事身份和終極控制股東性質(zhì)進行分類分析，以揭示董事會非正式層級的績效效應(yīng)及其影響機制。

3 理論分析和研究假設(shè)

3.1 董事會非正式層級強度與公司績效

作為公司治理的核心，董事會的關(guān)鍵職責(zé)包括決策、咨詢和監(jiān)督。Fama［23］將董事會視為公司的最高控制系統(tǒng)，并認為擁有良好董事會的公司將會持續(xù)創(chuàng)造出較好的業(yè)績。董事會運行的效率直接決定董事會治理的質(zhì)量。Nielsen等［24］、Gore等［25］、Finkelstein等［26］研究發(fā)現(xiàn)，董事會的效率取決于董事會作為一個團隊有效運行的能力。在存在上下級關(guān)系的工作團隊中，個體的權(quán)威與責(zé)任界定清晰，正式層級明確，上級擁有合法的權(quán)威來命令下級，而下級須服從，正式層級在團隊運作中發(fā)揮主導(dǎo)作用。而董事會的典型特征是作為一種會議型決策機構(gòu)，其基本的決策規(guī)則是個體平等、一人一票，不存在合法的上下級關(guān)系。因此，要探究董事會的運行效率，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，董事個體特征及相應(yīng)的團隊互動水平會對董事會運作效率產(chǎn)生重要影響，而非正式層級就是一種會對董事間的交流互動產(chǎn)生重要影響的非正式協(xié)調(diào)機制。

在組織中，成員會因為對方的個人權(quán)威及聲望而對其產(chǎn)生尊敬，由于其權(quán)威和聲望的不同，個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秩序(即非正式層級)。Ridgeway等［28］認為，對于一個任務(wù)型組織，如果沒有清晰的層級關(guān)系，將會對組織目標的實現(xiàn)以及組織的生存和發(fā)展產(chǎn)生負面影響。同樣，對于個體相互平等、不存在明確合法的上下級關(guān)系且任務(wù)模糊的董事會，這種非正式層級就更具價值。當(dāng)董事會內(nèi)部存在一定的非正式層級關(guān)系時，也就意味著高層級的董事受到更多的尊敬，低層級的董事受到的尊敬相對更少。因而在董事會決策中，低層級的董事更傾向于聽從高層級董事的指引，非正式層級的存在有助于提高董事會決策效率［29，21］。在這種情況下，董事會更容易高效地達成一致意見，減少董事之間的無效爭執(zhí)。相反，當(dāng)非正式層級較小時，董事會交流會陷入迷茫和低效率狀態(tài)，成員之間的爭執(zhí)趨向于增多，使董事們在短時間的交流中無法高效達成一致意見，從而對公司運營產(chǎn)生負面影響。

當(dāng)然，非正式層級的存在雖然會提高董事會決策的效率，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，即由于高層級的董事在董事會中擁有較大的權(quán)威，因而可能出現(xiàn)一個人主導(dǎo)甚至決定公司戰(zhàn)略決策事項的情況。但整體上看，這種風(fēng)險應(yīng)該較低，如前所述，董事會作為一種集體民主決策機構(gòu)，遵循的是一人一票的決策規(guī)則，其內(nèi)部并無明確的層級規(guī)則，也就是說非正式層級并無正式層級規(guī)則的支撐。因此，非正式層級協(xié)調(diào)功能的發(fā)揮，僅僅取決于其他董事的尊重或順從，最高層級的董事無權(quán)命令其他董事，而其他董事出于自身職業(yè)和聲譽考慮也不會盲目順從，其順從行為是基于自身理性判斷的結(jié)果。相對而言，由于董事會存在時間的限制性和董事任務(wù)的模糊性，董事會在決策時會產(chǎn)生過程損失，無主導(dǎo)力量的長時間的討論、爭執(zhí)雖然可能產(chǎn)生更多的觀點，但是更可能存在得不出任何有效決策的風(fēng)險［24］，現(xiàn)實中也經(jīng)常發(fā)生因董事爭執(zhí)而影響公司發(fā)展的實例。因此，相對而言，董事會內(nèi)部存在一定程度的層級關(guān)系，使董事會兼具民主性和效率性的優(yōu)點，可能更有助于發(fā)揮董事會的集體決策職能和民主集中制的優(yōu)勢，快速、高效地進行決策，最終促進公司績效的提升?；谝陨戏治?，本研究提出假設(shè)。

H1董事會非正式層級強度與公司績效正相關(guān)。

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

董事會非正式層級與公司績效之間關(guān)系的強度會受到特定環(huán)境和具體因素的影響，較強的董事會非正式層級的突出優(yōu)勢在于決策效率上，當(dāng)公司對高效決策的需求越強烈時，非正式層級強度對績效的正向促進作用就會越強。而業(yè)績壓力可以作為董事決策效率的一種反饋機制，過去業(yè)績的好壞反映了董事會決策效率的壓力。當(dāng)公司過去業(yè)績好時，董事會面臨較小的決策效率壓力，此時董事會對當(dāng)前的決策和戰(zhàn)略比較滿意，董事會較少發(fā)生沖突，董事會對非正式層級的需求相對較?。?0］。相反，當(dāng)公司過去業(yè)績較差時，董事會面臨較大的壓力和危機，董事會內(nèi)部也更容易產(chǎn)生沖突和分歧，因而對董事會高效率決策的需求越強烈。

當(dāng)公司過去業(yè)績較差而急需一個強有力的組織領(lǐng)導(dǎo)時，董事會非正式層級的效率優(yōu)勢就會更加突出和必要，權(quán)威較高的董事將引導(dǎo)董事會快速做出決策，以盡快將公司日常經(jīng)營活動拉回正軌，并快速提高公司績效［31］。因而，當(dāng)公司面臨較強的業(yè)績壓力時，董事會對非正式層級的需求更強烈，以提高決策效率并快速提升公司業(yè)績。因此，本研究提出假設(shè)。

H2公司面臨的業(yè)績壓力越大，董事會非正式層級強度與績效間的正向效應(yīng)越強。

作為公司股東的代理機構(gòu)，董事會內(nèi)部非正式層級作用的發(fā)揮必然會受到股東(特別是控股股東)行為的影響。特別是在中國一股獨大的背景下，控股股東幾乎完全控制了董事會，董事會運作也更多體現(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，而這又必然會得到大股東的支持，因而會進一步強化其最高層級董事的權(quán)威性。

因此，公司股權(quán)越集中，控股股東對董事會控制力越強，其與最高層級董事在決策公司重大事項上也更容易達成一致意見。董事會中權(quán)威較高的人會受到其他董事的推崇，而公司控股股東的支持會進一步強化其優(yōu)勢地位和非正式層級的效率優(yōu)勢，進而提升非正式層級強度對公司績效的正效應(yīng)。因此，本研究提出假設(shè)。

H3公司股權(quán)集中度越高，董事會非正式層級強度與績效間的正向效應(yīng)越強。

4 研究設(shè)計

4.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

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)研究需要對樣本進行如下處理。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個公司年的平衡面板樣本觀測值。

計算董事會非正式層級基尼系數(shù)需要的上市公司董事背景信息數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，并經(jīng)過手工整理。對于董事信息缺失的，通過公司年報、新浪財經(jīng)、巨潮資訊網(wǎng)等途徑進行補充。在這一過程中，為了保證數(shù)據(jù)的準確性和一致性，對不同渠道的信息進行對比和分析。公司績效、規(guī)模、年齡、董事會規(guī)模、業(yè)績變化、董事會持股等信息均來自國泰安數(shù)據(jù)庫和CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。

4.2 變量定義

4.2.1 自變量

由于非正式層級是董事會成員之間由董事的聲望、個人能力和權(quán)威性等方面的差異造成的，因此首先要對董事個人聲望和權(quán)威進行界定。Davis等［33］認為公司在選擇董事時都傾向于選擇更有經(jīng)驗、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)略來促進自己公司的發(fā)展［34］，而為多家公司、研究機構(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，因此在董事會中會更加被人尊敬。He等［21］用董事在其他公司兼任董事的數(shù)量對他們受到的尊敬進行衡量，以基尼系數(shù)度量董事間權(quán)威的不平衡性，即非正式層級強度。

根據(jù)前文的分析，本研究認為董事會非正式層級的形成與董事個人聲望和權(quán)威的差異密切相關(guān)，而董事在個人能力和社會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，往往還會成為各種專業(yè)性行業(yè)協(xié)會和學(xué)會領(lǐng)導(dǎo)以及各級人大代表和政協(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)會和學(xué)會領(lǐng)導(dǎo)以及政治關(guān)聯(lián)身份反映了董事的個人聲望和受認可的程度。因此，董事?lián)碛械纳鐣Y本情況反映了其勝任能力和權(quán)威，可以作為衡量董事個人權(quán)威的依據(jù)。

基于此，本研究從3個層面對董事個人的權(quán)威進行測度，①董事兼任其他公司高管(包括董事、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財務(wù)總監(jiān)等)的數(shù)量;②董事?lián)胃骷壢舜蟠砗驼f(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)會和行業(yè)協(xié)會任職情況。在政府公務(wù)員、人大代表、政協(xié)委員、學(xué)會和行業(yè)協(xié)會統(tǒng)計中，按照級別高低(如省部級和廳局級、全國性和地方性等)賦予不同權(quán)重。而對于兼任公司數(shù)量，本研究忽略了兼任公司的規(guī)模大小。通常認為，在一個大公司里擔(dān)任董事比在一個小公司里擔(dān)任董事更有聲望。然而按照Davis等［33］的研究結(jié)論，在公司進行董事選聘時，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擔(dān)任自己公司的董事。因而在測度董事兼任情況時，使用董事兼任公司的數(shù)目，并沒有根據(jù)公司的規(guī)模進行加權(quán)，具體計算方法如表1所示。將每位董事在各個維度的分值加總，即可獲得該董事的社會資本總水平，并依此作為董事權(quán)威的度量指標。

基尼系數(shù)是反映變量間均衡性的常用指標。在對董事個體權(quán)威進行測度的基礎(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，即非正式層級的強度。在董事權(quán)威度量上除考慮兼任公司數(shù)量外，結(jié)合中國情境增加董事兼任各級人大代表、政協(xié)委員以及重要協(xié)會和學(xué)會任職等情況，從而更加準確和貼近現(xiàn)實。

基尼系數(shù)的計算公式為

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意味著董事會所有董事的社會資本是相等的，不存在不均衡性;基尼系數(shù)為1則意味著董事會存在最大的不均衡性，即董事會中除了一個董事外，其他董事的社會資本均為0。

4.2.2 因變量

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

4.2.3 調(diào)節(jié)變量

為了驗證H2和H3，探討董事會非正式層級與公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)機制，本研究引入業(yè)績壓力和股權(quán)集中度指標，考察業(yè)績壓力和股權(quán)集中度對董事會非正式層級強度與公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在衡量業(yè)績壓力(P)時，若本年度公司績效指標(EPS和ROA)比上一年度公司績效指標差，取值為1，表示存在業(yè)績壓力;反之取值為0，表示不存在業(yè)績壓力。在對股權(quán)集中度進行衡量時，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對公司績效造成影響的變量作為控制變量，包括董事會層面、企業(yè)層面和行業(yè)層面因素。

(1)董事會層面控制變量。根據(jù)相關(guān)的研究結(jié)論，董事會規(guī)模、獨立董事比例和董事會持股等因素均會對公司績效產(chǎn)生影響，因而在本研究中將董事會規(guī)模(Bsize)、獨立董事占比(Dratio)、董事會持股比例(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)模往往代表一種實力，從而會影響企業(yè)的市場價值;而企業(yè)經(jīng)營持續(xù)的年限不同，也會表現(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)對數(shù)度量公司規(guī)模，用公司注冊年份至研究樣本設(shè)定的時間的持續(xù)年數(shù)度量公司年限。

(3)行業(yè)控制層面?？紤]到行業(yè)和制度因素對公司績效的影響，引入行業(yè)分類變量。行業(yè)分類是在證監(jiān)會和深交所行業(yè)分類的基礎(chǔ)上進行一定的調(diào)整，最終分為7個行業(yè)。為了排除多重共線性問題，在模型中加入6個行業(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非正式層級對公司績效的影響，以驗證前文提出的假設(shè)。

為了探究非正式層級與公司績效之間的關(guān)系，提出模型(1)式，即

為了探究業(yè)績壓力對非正式層級與公司績效間關(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)集中度對非正式層級與公司績效間關(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公司績效的影響系數(shù)，ε為隨機干擾項。

5 實證結(jié)果及分析

5.1 變量的描述性統(tǒng)計分析

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

表3 變量描述性統(tǒng)計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，上市公司董事會的基尼系數(shù)均值為0.310，標準差為0.141，說明中國上市公司董事會內(nèi)部存在一定的非正式層級，并且高于美國上市公司董事會非正式層級(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)進一步細分發(fā)現(xiàn)，國有控股上市公司基尼系數(shù)平均值為0.325，略高于民營控股上市公司基尼系數(shù)均值0.300;國有控股上市公司中，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，標準差分別為0.527和0.442，說明上市公司績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)公司績效指標分別為ROA和EPS時，對應(yīng)的業(yè)績壓力分別以ROA和EPS的升降來度量。當(dāng)本年度公司績效(ROA和EPS)低于上一年度公司績效時，業(yè)績壓力變量(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，除獨立董事占比之外，其他控制變量均與公司績效顯著相關(guān)，說明這些變量確實會對公司績效產(chǎn)生影響，因而本研究控制變量的設(shè)置是有意義的。同時，變量之間的相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果表明，變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

5.2 回歸結(jié)果分析

根據(jù)前文建立的計量模型，運用STATA 13.0軟件分析上市公司董事會非正式層級強度與公司績效的關(guān)系，以檢驗本研究提出的假設(shè)。對面板數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果，本研究采用固定效應(yīng)對面板數(shù)據(jù)進行處理。

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

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

5.2.1 董事會非正式層級強度與公司績效的回歸分析結(jié)果

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

模型1的回歸結(jié)果表明，除董事會規(guī)模和公司年齡外，其余控制變量均通過顯著性檢驗，說明本研究選取的控制變量有效，且模型通過顯著性檢驗。模型2的回歸結(jié)果表明，兩個調(diào)節(jié)變量對公司績效的影響在1%的顯著水平上通過檢驗。模型3的回歸結(jié)果表明，基尼系數(shù)與公司績效在1%的顯著水平上顯著正相關(guān)，董事會非正式層級強度(基尼系數(shù))每增加一個單位，將提升公司績效0.166個單位，H1得到驗證。這表明，對中國上市公司而言，董事會非正式層級的存在有助于提高董事會的運作效率，從而促進公司績效的提升。

模型4的回歸結(jié)果表明，公司業(yè)績壓力與基尼系數(shù)的交互項系數(shù)顯著為正，即當(dāng)公司面臨業(yè)績壓力時，非正式層級對公司績效的正向效應(yīng)更強，H2得到驗證。這表明，當(dāng)公司處于快速成長階段，或者面臨較大的經(jīng)營壓力時(即上一年度業(yè)績較差)，對董事會決策效率的需求越強烈，從而使董事會內(nèi)部非正式層級的效率優(yōu)勢和績效提升效應(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)的交互項對公司績效具有顯著的正向關(guān)系，H3得到驗證。這表明，在中國的制度背景下，控股股東與董事會最高層級董事間在重大事項上存在相互支持現(xiàn)象，從而會強化董事會非正式層級與公司績效間的正向效應(yīng)。

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

使用總資產(chǎn)收益率作為公司績效指標的回歸結(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ROA的影響，模型8考察非正式層級強度基尼系數(shù)與ROA之間的關(guān)系，模型9和模型10驗證非正式層級與ROA之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，考察非正式層級與公司績效關(guān)系的影響機制。

模型6回歸結(jié)果表明，用ROA作為公司績效指標回歸時，除董事會規(guī)模系數(shù)符號相反外，其他控制變量與ROA的關(guān)系與用EPS作為公司績效指標的回歸結(jié)果類似，但董事會規(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，兩個調(diào)節(jié)變量對公司績效的影響在1%的顯著水平上通過檢驗。整體上看，本研究所選指標(尤其是調(diào)節(jié)變量)有效。

模型8的回歸結(jié)果表明，董事會非正式層級強度與ROA在1%的水平上顯著正相關(guān)，β=0.022，H1得到驗證。模型9的回歸結(jié)果表明，公司業(yè)績壓力對非正式層級與公司績效關(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非正式層級與公司績效有正向的調(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)收益率作為公司績效指標進行回歸時，除模型10中股權(quán)集中度對非正式層級強度與ROA的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著外，總體回歸結(jié)果一致，從而驗證了本研究提出的假設(shè)，即董事會非正式層級強度與公司績效間存在正相關(guān)關(guān)系，公司業(yè)績壓力和股權(quán)集中度對二者的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表7 最高層級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 最高層級身份不同時的具體分析

從上文的研究結(jié)果可知，董事會非正式層級強度與公司績效間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。而對于一個特定的董事會群體，當(dāng)最高層級的董事具備不同的身份時，也會對非正式層級作用的發(fā)揮產(chǎn)生影響。例如，當(dāng)最高層級的董事同時兼任董事長或者總經(jīng)理職務(wù)時，二者對董事會運作及非正式層級效應(yīng)的影響將產(chǎn)生顯著差異。因此，本研究進一步探究公司董事會中最高層級人身份的不同對非正式層級效應(yīng)的影響。首先，本研究根據(jù)最高層級人的身份將樣本數(shù)據(jù)分為5組，依次為最高層級為董事長、總經(jīng)理、董事長兼任總經(jīng)理、獨立董事和普通董事(即不擔(dān)任董事長或總經(jīng)理職務(wù)，也不是獨立董事，僅具有董事身份)，分別建立模型11～模型15，探討董事會最高層級身份分別為董事長、總經(jīng)理、董事長兼任總經(jīng)理、獨立董事和普通董事時董事會非正式層級強度與公司績效之間的關(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，董事會非正式層級強度與公司績效分別在10%、10%和1%的顯著水平上顯著正相關(guān)。這表明，當(dāng)董事會最高層級人為董事長、獨立董事和普通董事身份時，董事會非正式層級強度與公司績效間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)最高層級董事為董事長時，正向效應(yīng)最強，β=0.377;其次是普通董事和獨立董事，β值分別為0.251和0.161。表明董事長的身份有助于最高層級董事協(xié)調(diào)作用的發(fā)揮，而獨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，董事會非正式層級強度與公司績效間存在正相關(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，董事會非正式層級強度與公司績效存在負相關(guān)關(guān)系，這種負相關(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)最高層級者為總經(jīng)理或者董事長兼總經(jīng)理時，非正式層級強度與公司績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)涵和實踐啟示。在公司治理架構(gòu)中，董事會的關(guān)鍵職責(zé)是在股東授權(quán)下進行日常決策和監(jiān)督管理層，而以總經(jīng)理為首的管理層則專注于執(zhí)行和運營，并向董事會負責(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及所有者之間存在代理沖突，公司董事會就成為監(jiān)督經(jīng)理層的重要機制［35］。因此在公司的董事會中，當(dāng)董事會最高層級董事并不兼任總經(jīng)理職務(wù)時，其對管理層的監(jiān)督作用會更加獨立和突出;而當(dāng)最高層級董事兼任總經(jīng)理職務(wù)時，就會影響董事會中的其他成員［21］。特別是在最高層級董事同時兼任董事長和總經(jīng)理時，董事會就易被總經(jīng)理操縱甚至“俘獲”，淪為管理層實施內(nèi)部人控制行為的工具，管理層的“利己主義”會加大公司的代理成本，從而使董事會無法對管理層進行有效監(jiān)督，弱化董事會非正式層級強度對公司績效的積極效應(yīng)。

5.3 穩(wěn)健性檢驗

5.3.1 公司績效滯后一期的回歸結(jié)果

董事會運作對公司績效的影響可能并不是完全在當(dāng)期就能表現(xiàn)出來，其間可能存在一定的時滯［36］。同時為了消除非正式層級與公司績效間可能存在的內(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。

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，說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。模型17回歸結(jié)果表明，兩個調(diào)節(jié)變量對公司績效的影響在1%的水平上通過檢驗。模型18回歸結(jié)果表明，基尼系數(shù)與公司績效在10%的水平上顯著正相關(guān)，董事會非正式層級強度每增加一個單位，將提升公司績效0.105個單位，進一步驗證了H1。模型19回歸結(jié)果表明，公司業(yè)績壓力對非正式層級強度與公司績效之間的關(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大股東持股比例對非正式層級強度與績效之間的關(guān)系在5%的水平上有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，β=1.073。進一步驗證了H2和H3。對滯后一期的EPS回歸結(jié)果表明，董事會非正式層級與公司績效間的正向關(guān)系穩(wěn)定可靠。

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

5.3.2 非正式層級的其他度量指標回歸結(jié)果

除基尼系數(shù)外，還可用標準差、方差、相對平均偏差等衡量董事會非正式層級強度。為了提高上文檢驗結(jié)果的可靠性，本研究用相對平均偏差、方差、邁赫蘭測量和Piesch測量進一步驗證上文結(jié)果。使用相對平均偏差(AAD)替代基尼系數(shù)反映董事會非正式層級的回歸結(jié)果，結(jié)果見表9，模型21考察相對平均偏差與公司績效的關(guān)系，模型22和模型23分別考察業(yè)績壓力和公司股權(quán)集中度對相對平均偏差與公司績效間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

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

表9的回歸結(jié)果表明，AAD與公司績效在1%的水平上顯著正相關(guān)，β=0.065;業(yè)績壓力對非正式層級強度與公司績效關(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)集中度對非正式層級與公司績效關(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、邁赫蘭測量和Piesch測量作為董事會非正式層級的度量指標進行回歸分析，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與采用基尼系數(shù)作為非正式層級的度量指標的回歸結(jié)果一致，表明采用基尼系數(shù)作為董事會非正式層級的指標是可靠的，本研究的結(jié)論穩(wěn)健可靠。

此外，考慮到董事會非正式層級與公司績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(Gini2)進行回歸分析，但回歸結(jié)果未通過顯著性檢驗，此處不再討論。非線性回歸不顯著的結(jié)果，也進一步支撐了前文的研究結(jié)論。

6 終極控制股東性質(zhì)不同的進一步探討

前文的研究證實了股權(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非正式層級強度與公司績效間的關(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)會影響公司薪酬激勵的有效性，夏立軍等［39］研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)性質(zhì)會影響公司績效。因此，下面將進一步探討公司股權(quán)性質(zhì)不同是否會對非正式層級強度與公司績效間的關(guān)系產(chǎn)生影響。根據(jù)終極控制人性質(zhì)的不同，在對3 678個觀測值整理后發(fā)現(xiàn)，國有控股公司樣本觀測值共2 454個，民營控股公司樣本觀測值有1 096個，國有控股與民營控股之和占全部樣本的96.520%。下面重點對國有控股公司和民營控股公司分別進行回歸分析，以驗證不同股權(quán)性質(zhì)對非正式層級強度與公司績效關(guān)系的影響，回歸結(jié)果見表10。模型24和模型25分別檢驗國有控股和民營控股公司董事會非正式層級強度與公司績效的關(guān)系，模型26～模型29分別檢驗國有控股和民營控股公司業(yè)績壓力和股權(quán)集中度對非正式層級強度與公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

由表10回歸結(jié)果可知，國有控股上市公司和民營控股上市公司董事會非正式層級強度與公司績效關(guān)系之間存在差異。模型24和模型25的回歸結(jié)果表明，國有控股上市公司和民營控股上市公司董事會非正式層級強度與公司績效之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，國有控股上市公司董事會非正式層級與公司績效之間的影響系數(shù)更大，β值為0.219，對應(yīng)的民營控股公司的β值為0.134。這可能因為在國有控股公司，受行政型治理和級別觀念的影響較大，因而其董事會內(nèi)部層級的效應(yīng)會進一步放大。

模型26和模型27的回歸結(jié)果表明，國有控股的上市公司中，業(yè)績壓力對董事會非正式層級強度與公司績效之間的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用，而民營控股的上市公司中，業(yè)績壓力對非正式層級強度與公司績效之間的關(guān)系在10%的水平上有顯著正向調(diào)節(jié)作用，β=0.262。這表明對國有控股公司而言，業(yè)績約束并未真正發(fā)揮作用。國有企業(yè)薪酬契約缺乏激勵［40］，而行政干預(yù)增加了國有控股公司的就業(yè)和穩(wěn)定等政策性負擔(dān)，使國有控股公司高管努力和能力與公司績效間的關(guān)系模糊，從而可能弱化薪酬契約的有效性［38］，因而對于國有控股公司而言，業(yè)績壓力并不能對董事會非正式層級與公司績效之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著的正向調(diào)節(jié)作用。股權(quán)集中度對兩類公司均存在顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，且民營控股公司的調(diào)節(jié)效應(yīng)更強。

表10 不同終極控制股東性質(zhì)的進一步分析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)營目標市場化水平的差異［39］，中央政府控制公司和地方政府控制公司間的行為也會出現(xiàn)明顯不同。進一步，將國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行回歸分析，結(jié)果見表11。其中，模型30和模型31分別檢驗中央國有控股公司和地方國有控股公司董事會非正式層級與公司績效的關(guān)系，模型32～模型35分別檢驗業(yè)績壓力和股權(quán)集中度對中央國有控股公司和地方國有控股公司董事會非正式層級與公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表11 不同國有股性質(zhì)的進一步分析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，中央國有控股上市公司董事會非正式層級強度與公司績效之間存在正向關(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)績壓力和股權(quán)集中度對董事會非正式層級與公司績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，地方國有控股上市公司董事會非正式層級強度與公司績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)集中度對董事會非正式層級強度與公司績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)績壓力對地方國有控股上市公司董事會非正式層級與績效間存在負向調(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)系國民經(jīng)濟命脈和國家安全的行業(yè)，因此與地方政府控股公司相比，其自身會受到更為嚴格的監(jiān)管，這使中央國有控股上市公司高管受到更多的約束［37］，其董事會決策也更多地體現(xiàn)控股集團的意志，上市公司董事會本身決策職能弱化，因而其董事會非正式層級難以發(fā)揮作用，更無法顯著影響公司績效。地方政府控股上市公司在市場化和自主性方面可能更靈活，因而其董事會非正式層級能夠發(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，在對中國上市公司董事會內(nèi)部非正式層級強度進行度量和分析的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)研究董事會內(nèi)部非正式層級強度與公司績效之間的關(guān)系及其影響機制，得出主要研究結(jié)論如下。

(1)董事會內(nèi)部非正式層級強度與公司績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。董事會內(nèi)部存在一定程度的層級關(guān)系，使董事會兼具了民主性和效率性的優(yōu)點，可能更有助于發(fā)揮董事會的集體決策職能和民主集中制的優(yōu)勢，快速高效地進行高質(zhì)量決策。因此，董事會內(nèi)部層級的存在有助于公司績效的提升，這與He等［21］的研究結(jié)論相一致。進一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)最高層級董事為董事長時，正向效應(yīng)最強，其次是其他董事和獨立董事，表明董事長的身份更有助于最高層級董事發(fā)揮協(xié)調(diào)作用，而獨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)董事會最高層級的身份是總經(jīng)理或董事長兼總經(jīng)理時，這種非正式層級與公司績效間的顯著性關(guān)系不復(fù)存在，這可能意味著最高層級董事兼具總經(jīng)理身份時會弱化董事會的決策獨立性和監(jiān)督有效性。這些結(jié)論表明，在中國“權(quán)威服從”文化影響深遠的制度背景下，這種因董事個體間權(quán)威的不平衡性而引致的等級秩序有助于提高董事會運作效率和公司績效，并且這種非正式層級強度與公司績效之間的正向關(guān)系只有在董事會最高層級董事不兼任總經(jīng)理職務(wù)條件下才成立，驗證了中國上市公司兩職分離改革的實踐價值。

(2)業(yè)績壓力對董事會非正式層級強度與公司績效的關(guān)系具有顯著正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。董事會非正式層級的突出優(yōu)勢在于決策效率上，因此當(dāng)公司對高效決策的需求越強烈，非正式層級強度對績效的正向促進作用就會越強。相較于當(dāng)前，當(dāng)公司過去的業(yè)績不好時，董事們面臨較大的業(yè)績壓力，此時董事會對非正式層級的需求更強烈［30］。當(dāng)公司過去業(yè)績較差而急需一個強有力的組織領(lǐng)導(dǎo)時，董事會非正式層級的效率優(yōu)勢就會更加突出和必要，權(quán)威較高的董事會引導(dǎo)董事會快速做出決策，將公司日常經(jīng)營活動快速拉回正軌，并迅速提高公司績效［37］。因而，公司過去業(yè)績較差，即公司面臨較強的業(yè)績壓力時，非正式層級強度與公司績效之間的正效應(yīng)越強烈。

(3)股權(quán)集中度對董事會非正式層級強度與公司績效間的關(guān)系具有顯著正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。董事會非正式層級作用的發(fā)揮必然受到公司股權(quán)結(jié)構(gòu)和股東行為的影響，特別是在中國一股獨大的背景下，控股股東幾乎完全控制了董事會，董事會運作也更多體現(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，而這又必然會得到大股東的支持，因而會進一步強化其最高層級董事的權(quán)威性。因此，公司股權(quán)越集中，控股股東對董事會控制力越強，其與最高層級董事在對公司重大事項上也更容易達成一致意見。董事會中權(quán)威較高的人會受到其他董事的推崇，而公司控股股東的支持會進一步強化其優(yōu)勢地位和非正式層級的效率優(yōu)勢，進而提高非正式層級強度對公司績效的正效應(yīng)。

(4)在對不同控股股東性質(zhì)公司的進一步分析發(fā)現(xiàn)，與民營控股上市公司相比，國有控股上市公司董事會非正式層級強度對公司績效的正向效應(yīng)更強，且主要體現(xiàn)在地方政府控股上市公司中，而業(yè)績壓力對董事會非正式層級與公司績效之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)在國有控股上市公司中則不顯著。這可能與國有控股上市公司面臨更強的行政型治理約束有關(guān)，既放大了董事會內(nèi)部層級關(guān)系，也弱化了董事會對業(yè)績約束的敏感性。與面臨較強監(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化程度更高，因而其董事會內(nèi)部非正式層級能夠發(fā)揮更加積極的作用。

上述研究結(jié)果表明，董事會內(nèi)部非正式層級的存在具有更加積極的作用。這對董事會治理實踐的啟示是，每個人都是“明星董事”的豪華董事會未必會對公司發(fā)展帶來正面影響。因而在優(yōu)化董事會治理過程中要重點考慮董事會成員間的能力和專業(yè)互補性，塑造適度的董事會內(nèi)部層級關(guān)系，以更有效地將董事會集體決策的民主性和高效性優(yōu)勢結(jié)合起來。同時，分類回歸結(jié)果表明，董事會非正式層級的積極效應(yīng)只有在兩職分任的條件下才會體現(xiàn)出來，這進一步驗證了兩職分離的積極價值，也凸顯了董事長人選的重要性。當(dāng)最高層級董事為董事長時，正向效應(yīng)最強，其次是其他董事和獨立董事，表明董事長的身份有助于最高層級董事發(fā)揮協(xié)調(diào)作用，讓最具權(quán)威者擔(dān)任董事長也具有現(xiàn)實必要性。而對國有控股上市公司而言，加快建立規(guī)范的經(jīng)濟型治理體系將是未來公司治理完善的關(guān)鍵。

本研究在考察非正式層級強度與公司績效之間關(guān)系時主要以滬、深兩市A股上市公司為研究樣本，上市公司董事會規(guī)模普遍較大，其構(gòu)成和運作也受到更加嚴格的監(jiān)管，體現(xiàn)出明顯的合規(guī)性特征。而對于非上市公司來說，其董事會規(guī)模較小，董事會構(gòu)成和運作也更多具有自主性特征。因此，對非上市公司董事會非正式層級的特征及其影響效應(yīng)進行探討是下一步研究的重點。在對非正式層級的界定中，本研究認為董事社會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，進而形成非正式層級。然而，董事社會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］，這無疑會對董事工作的投入和成員之間互動溝通有效性產(chǎn)生影響。在對董事會非正式層級的績效效應(yīng)及其影響機制進行研究的基礎(chǔ)上，對上述問題進行深入探討也構(gòu)成未來研究的重要方向。

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