■陳菊良，李友根

公司治理對公司績效的影響研究
——以房地產上市公司為例

■陳菊良，李友根

本文以2015年126家上市房地產公司為樣本，從內外部公司治理角度，對影響中國房地產上市公司績效因素進行實證研究。結果發(fā)現(xiàn):房地產企業(yè)股權比較集中；第一大股東持股比例與高管前三名薪酬水平對公司績效呈現(xiàn)正相關關系；企業(yè)的負債水平與公司績效呈負相關關系；公司績效水平與獨立董事比例、董事會規(guī)模及機構投資者持股比例沒有顯著關系。以此分析結論為依據(jù)，為我國房地產市場發(fā)展提供相應的參考建議。

房地產；公司治理；公司績效

陳菊良（1992-），重慶交通大學經濟與管理學院碩士研究生，研究方向為企業(yè)管理專業(yè)；李友根（1965-），江西吉安人，教授，碩士生導師，重慶交通大學經濟與管理學院，研究方向為企業(yè)管理、風險管理。（重慶400074）

引言

公司治理與公司績效的關系是現(xiàn)代公司治理研究的基本問題，有效地分析公司治理對公司績效的影響不僅有利于企業(yè)在完善自身管理建設中有一個更加清晰的方向，而且在實現(xiàn)企業(yè)價值最大化過程中也發(fā)揮重要的作用。國內外學者對此進行了大量的研究，房地產市場作為國民經濟的主導產業(yè)，對經濟增長作出的貢獻不可替代，因此研究房地產企業(yè)公司治理對公司績效的影響有著十分重要的現(xiàn)實意義。作為中國資本市場中具有里程碑意義的“萬寶之爭”事件，更是為公司治理提供了前車之鑒，必須認識到完善公司治理事關本公司的穩(wěn)定發(fā)展，一方面要觀察企業(yè)外部的治理環(huán)境，與此同時也應該動態(tài)的調整內部治理結構，適應不斷變化的環(huán)境。因此本文選取2015年房地產上市公司數(shù)據(jù)從內外部公司治理角度研究其對公司績效的影響。

一、文獻綜述

（一）國外文獻

現(xiàn)代公司治理的研究可追溯到1932年，Berale與Means等通過研究美國200多個非金融企業(yè)普通公司的整體效益，發(fā)現(xiàn)這些公司的股權比較分散，公司的控制權在公司的管理層手中，由此開創(chuàng)了兩權分離研究的先河。綜合梳理相關文獻發(fā)現(xiàn)，國內外學者對公司治理機制的研究主要從股權結構、董事會治理方案以及管理者特征、外部利益相關者等方面進行。

在股權結構問題研究上除了Berale與Means外，后續(xù)學者也對此進行廣泛研究。Jensen、Meckling（1976），Holdemes&Sheehan（1988）通過對擁有絕對控股股東的上市公司與股權分散的上市公司進行對比，發(fā)現(xiàn)兩者績效水平差異并不大。Demsetz（1983）認為股權集中度與股權構成是股東尋求自身權益最大化的結果，股權集中度與股權構成組成的股權結構具有內生性，股權結構與公司績效之間不存在顯著相關關系。Stigler&Friendland（1983）把樣本企業(yè)分成管理者控制型和所有者控制型，結果發(fā)現(xiàn)兩類公司在獲利能力上并沒有顯著差別，其研究結論也支持了Demsetz等人的觀點。而另一方面Shleifer&Vishny(1997)通過實證研究發(fā)現(xiàn)控股股東隧道挖掘現(xiàn)象尤為嚴重，損害了公司和其他小股東的利益。

Anderson&Mansi(2004)在對美國企業(yè)研究中發(fā)現(xiàn)，董事會獨立性與債務融資成本負相關，董事任期與債務成本正相關，管理層持股比例與債務融資不顯著。Myles(1992)認為在兩職合一的情況下，其他董事可能懼于董事長的權利而持保留意見。John&Yeung(2008)研究發(fā)現(xiàn)，公司治理薄弱的企業(yè)管理者更愿意采用保守的投資政策，獲取好的融資方式。Trapani(1996)研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事與內部董事相比更能公正的評價公司績效，對企業(yè)運營中出現(xiàn)的異議能夠直接提出，能夠規(guī)避企業(yè)中某些問題的發(fā)生。Schellenger&Wood(1989)采用資產收益、權益收益和股東年度投資收益等作為衡量企業(yè)績效的指標，證明了董事會結構與這些績效指標之間存在顯著的正相關關系。

在管理者特征方面，Tihanyi(2000)認為管理者教育水平越高，獲取信息的能力也越強，對公司績效水平顯著相關。許多學者也對管理者持股比例以及管理者薪酬水平進行了大量研究。Morck（1988）通過對300多家企業(yè)進行實證研究發(fā)現(xiàn)管理層持股比例與公司績效水平不是單一的線性關系。當持股比例在0%～55%之間呈正相關關系，在5%～25%之間負相關，25%以上為正相關，而Murphy（1985）認為兩者水平越高，越能夠提高公司績效。但是Demstez(1983)卻得出負相關的結論，當超過一定程度時，激勵作用下降，并引發(fā)內部人控制問題，顯然不利于提高公司的價值。

在外部利益相關者問題研究上，Miozzo& Dewick（2003）以歐洲公司治理結構為樣本，發(fā)現(xiàn)英國公司治理主要以外部治理為主，看中企業(yè)短期獲利水平。而德國更看重內部公司治理結構，關注企業(yè)的長期盈利能力。Nahapiet&Ghoshal（2000）通過衡量智力資本和社會資本，肯定了外部利益相關者對企業(yè)績效的促進。之后不斷有專家學者對公司治理與公司業(yè)績關系進行分析，不斷豐富和發(fā)展此項研究。

（二）國內文獻

在股權結構與公司績效方面，楊忠誠、王宗軍（2008）通過研究發(fā)現(xiàn)，當流通股與法人股超過國有股比例時能夠提高公司績效水平，并對我國目前進行的企業(yè)股權改革提出了新的思路。另一方面，部分學者認為股權集中對提高公司績效的觀點持反對意見。潘澤清(2004)通過構建博弈論模型分析認為大股東與經營者合謀將中小股東的利益轉移到大股東手中，同時也導致公司價值的降低。黃張凱（2006）通過研究中國上市公司股權結構對公司董事會的影響，得出股權集中程度對公司治理的影響不是簡單的線性關系。

針對董事會特征與公司績效關系上，朱玉杰（2016）研究對2006～2013年中國A股上市公司進行研究分析，得出在產品市場競爭激烈的情況下，董事長與總經理的職務雙重性對公司績效有明顯的正向關系。梁權熙、曾海艦（2016）通過披露企業(yè)信息發(fā)現(xiàn)，在存在異議的獨立董事中企業(yè)發(fā)生股價崩盤的風險比無異議獨立董事的風險大得多。但也有學者認為，CEO的二重性會嚴重影響董事會的獨立性，這種領導權的集中會使得管理者獨斷專行對公司績效產生負面影響。劉錦紅等（2009）通過實證分析提出管理者持股比例與公司績效二者之間存在負相關性的觀點。

在高管激勵與績效方面，國內學者研究結論迥異，白重恩(2005)研究表明，管理層持股以及薪酬水平對公司績效影響并不顯著。馮根福、趙鈺航（2012）認為兩者水平越高，越能夠促進公司績效。而另一方面，李維安、李漢軍等（2006）發(fā)現(xiàn)，只有當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例達到一定條件時，管理層持股比例才能提高公司績效水平。

在外部治理與績效方面，方勁松、徐曉偉（2016）通過研究2012～2014年上市A股面板數(shù)據(jù)結果表明，機構投資者持股比例越高，企業(yè)財務越好。檀文、王海濤、王凱（2011）認為日常消費類上市公司產品市場的競爭性與公司績效呈顯著的負相關,而健全的法律法規(guī)體系與公司績效正相關。張敏（2012）基于利益相關者角度，適度的參與公司治理是非常必要的，對于提升公司績效水平有顯著關系。

綜合以上觀點，國內外學者雖對公司治理與公司績效之間的關系做過大量研究，然而結果卻眾說紛紜，沒有一個定論。究其原因有以下兩點：其一，研究方法存在差異，如樣本選擇、回歸方法以及企業(yè)績效衡量指標選取不同等造成結果的差異。不少學者通過托賓Q值來衡量公司業(yè)績。但就目前我國情況來看，股票價格和它的真實價值甚至截然相反，在一定程度上造成了結論的差異。其二，研究視角不同，將公司治理機制各變量視作內生性變量還是外生性變量將導致研究結果的不一致，如在外生性視角下，股權結構和董事會結構均被視為獨立變量，不隨其他因素的影響而發(fā)生變化。然而在內生性視角下，股權結構和董事會結構并非是獨立變量，變量之間相互作用，相互影響，企業(yè)會根據(jù)內外部環(huán)境的特征，權衡股權結構與績效之間、董事會結構與績效之間的關系?；诖吮疚膹膬韧獠恐卫斫嵌确治龉局卫砼c公司績效的關系，力圖克服現(xiàn)有研究的不足，為我國房地產市場發(fā)展提供理論依據(jù)。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2015年房地產上市公司年報數(shù)據(jù)為樣本進行分析，剔除處于*ST、ST及數(shù)據(jù)異常、缺失的上市公司，根據(jù)以上標準，最終得到126家，文中所用數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)為間接計算所得。數(shù)據(jù)分析軟件采用SPSS22.0。

（二）研究假設

根據(jù)已有研究，股權結構、董事會特征、高管特征和外部利益相關者等因素對公司績效有顯著影響。

1.股權結構與公司業(yè)績關系。理論上大股東的存在，容易出現(xiàn)“隧道效應”，即大股東可能會為了自身利益危及小股東的利益，對企業(yè)的整體效益不利。但當控股股東比例非常大時，控股股東與企業(yè)利益一致，大股東對于公司高層管理者的控制力越強且更愿意加強對公司的監(jiān)管。減少高層管理者的機會主義行為，第一大股東持股比例較高可能會促進企業(yè)效益的提高。由此假設：

H1a:第一大股東持股比例與公司績效呈正相關關系。

2.股權制衡度與公司績效。股權制衡是指控制權由幾個股東共享，形成相互牽制、相互監(jiān)督的模式，本文認為股權制衡能夠防止大股東對公司利益的侵蝕同時也能促進決策的科學化，能夠對公司效益產生積極影響。由此假設：

H1b:股權制衡度與公司績效呈正相關關系。

3.董事會規(guī)模與公司績效。董事會規(guī)模較大，在董事會會議中代表的利益群體也較為廣泛，為企業(yè)提供較多的咨詢決策，一定程度上董事會規(guī)模的增加所產生的收益超過協(xié)調組織過程中產生的損失，對企業(yè)的績效水平能夠起到正面促進作用。由此，本文提出以下假設：

H2a：董事會規(guī)模與公司績效與公司績效呈正相關關系。

4.獨立董事比例與公司績效。獨立董事比例越高，能更好地執(zhí)行監(jiān)督職能，同時在企業(yè)發(fā)展過程中能夠提出指導性意見。同時，在維護中小股東權益上也起著積極作用。由此假設：

H2b:獨立董事比例與公司績效呈正相關關系

5.兩職合一與公司績效。董事長與總經理的兩職合一有利于權利的集中，幫助企業(yè)適應不斷變化的外部環(huán)境進而提升公司績效。因此本文認為兩職合一與公司績效呈正相關關系。

H2c:兩職合一與公司績效呈正相關關系。

6.高管薪酬、高管持股比例與公司績效關系。高管薪酬水平與管理層持股比例是高管激勵的重要舉措，高管成員持有公司股份，公司的發(fā)展和績效與個人利益的高度相關，高管成員將會更加關注公司業(yè)績的成長和長期的發(fā)展，對公司績效起著正向促進作用。由此假設：

H3a:高管薪酬、高管持股比例與公司績效呈正相關關系。

7.機構投資者持股比例與公司績效。機構投資者的存在能減少小股東搭便車的行為，同時當達到一定比例時具備參與公司治理的能力，機構投資者可以利用自身的專業(yè)知識對公司進行評估，在一定程度上也能抑制企業(yè)的過度投資。由此假設：

H4a:機構投資者持股比例與公司績效呈正相關關系。

8.負債水平與公司績效。信號傳遞理論認為，特別的行動會產生特別的信號，當企業(yè)價值被低估時，經理人會采取某種行動向市場發(fā)出企業(yè)價值被低估的信息。而負債融資可以產生這種作用，在某種條件下向市場傳遞出公司未來現(xiàn)金流量將增長或公司將會獲得有利的新的成長機會的信息。此外負債還可約束經理人的過度投資行為和刺激經理人改進管理方式以此促進企業(yè)績效水平，基于此本文提出假設：

H4b:負債水平與公司績效呈正相關關系

（三）變量選擇

公司績效。依據(jù)中國資本市場實際以及借鑒已有的文獻處理方式，用總資產收益率和市場指標IPO發(fā)行市盈率來表示公司績效，穩(wěn)健性分析采用凈資產收益率。

公司治理。從公司治理結構的三個角度進行研究，分別為：股權結構、董事會特征、高管激勵機制。股權結構采用第一大股東持股比例，第二至第五股東持股比例之和與第一持股之比表示股權制衡度；董事會特征用獨立董事比例=獨立董事/董事會總人數(shù)；兩職合一狀態(tài)表示。激勵機制采用高管前三名薪酬總額以及管理層持股比例表示：高管薪酬指高管前三名薪酬總額，實證分析中取自然對數(shù)。管理層持股總數(shù)占總股本比例；另外根據(jù)張維迎、李維安等建議，本文采用機構投資者持股比例、債權人治理表示公司外部治理變量，其中，債權人治理以負債率表示。

控制變量。本文所選取控制變量公司規(guī)模用年末總資產的自然對數(shù)表示；各研究變量的定義及說明見表1。

表1 變量定義說明表

（四）研究方法與模型設計

基于上述理解與思考，本文建立并運用以下模型，把總資產收益率以及市盈率作為解釋變量，將公司治理結構各指標作為自變量，公司規(guī)模以及年齡作為控制變量，運用SPSS22.0軟件對數(shù)據(jù)進行多元回歸分析。

ROA=β0+β1·CS1+β2·CS2-5+β3·Boardn+β4· Rindirector+β5·Dual+β6·TOP3+β7·Gaoshare+β8· instition+β9·Debt+β10·Comsize+ε

PE=β0+β1·CS1+β2·CS2-5+β3·Boardn+β4· Rindirector+β5·Dual+β6·TOP3+β7·Gaoshare+β8· instition+β9·Debt+β10·Comsize+ε

其中β1，β2…β12是參數(shù)，β0為截距項，ε為隨機干擾項。

三、實證分析結果

（一）統(tǒng)計分析結果

表2 各變量描述性統(tǒng)計

因變量描述性統(tǒng)計結果：企業(yè)總資產收益率最高為10.14%，最低-.1244%，一方面表明房地產市場高收益的特點，與此同時也表明房地產企業(yè)中收益相差較大。市盈率最低為-1071.16，最高為1216.02，平均值為63.8644，高于國內股票市場整體市盈率，反映了房地產市場高風險特點。

自變量描述統(tǒng)計結果：股權結構方面，在126家樣本公司中，第一大股東持股比例最高為80.6487%，最低為5.8726%，第二至第五大股東之和與第一大股東之比均值為0.5467，說明房地產市場股權比較集中，第二至第五股東對公司治理影響較弱。在董事會方面，樣本中有14%的公司采用了董事長與總經理兩職合一的職位設置模式。董事會規(guī)模樣本均值約為8人，獨立董事比例均值38.5%，表明大部分房地產上市公司積極遵守證監(jiān)會要求上市公司董事會中至少應該包含1/3獨立董事的規(guī)定。在高管激勵方面，高管前三名薪酬之和自然對數(shù)最高值為16.6719與最低9.0383相差較大。表明房地產企業(yè)之間高管薪酬水平存在較大差距。管理層持股均值1.89%，資產負債比率均值為64.33%，負債比例較高。機構投資者持股比例均值為23.52%。公司資產的自然對數(shù)均值為22.5685，說明房地產上市公司整體規(guī)模較大。

表3 變量的相關系數(shù)

（二）回歸分析結果

本文采用普通最小二乘法對構建的模型進行多元線性回歸，分別統(tǒng)計出總資產收益率(ROA)、發(fā)行市盈率(PE)2個指標代表公司績效的變量與公司治理變量間的多元線性關系。統(tǒng)計結果詳見表4。

表4 多元線性回歸分析表（模型1、2）

從以上多元線性回歸的統(tǒng)計分析結果中可以發(fā)現(xiàn)，對總資產收益率(ROA)和市盈率(PE)的回歸結果在1%、5%的顯著水平下通過了檢驗，而對發(fā)行市盈率(PE)的回歸結果沒有通過檢驗，說明模型1成立，模型2不成立。模型1的調整R2為0.341，F(xiàn)值為3.587，說明擬合效果尚可。

根據(jù)多元回歸分析結果，在5%的置信水平下，董事會人數(shù)、兩職合一狀態(tài)、獨立董事比例、公司資產與公司績效都不顯著，而第一大股東持股比例、高管前三名薪酬以及負債水平等指標通過了顯著性檢驗。為了保證控制變量的選取正確，本文將控制變量單獨與各因變量進行了回歸分析，回歸分析結果大致與前面結果相同，通過了顯著性檢驗。說明所選取的控制變量能夠引起自變量的變化，是影響公司績效的重要因素。

四、穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗結論的穩(wěn)健性，本文從兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗，以保證結論的準確性。

第一，本文將第一大股東持股比例（CS1）換成H指數(shù)（HHI），即第一大股東持股比例平方，具體結果見第2列?；貧w結果表明，在置信水平1%的條件下，對因變量ROA的回歸結果仍然顯著，同樣支持本文的結論。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

第二，本文將總資產收益率（ROA）換成凈資產收益率（ROE），按照以上步驟進行分析，具體結果見第3列，可以看出，在公司治理的各變量中，與總資產收益率顯著相關的變量第一大股東持股比例、高管前三名薪酬總額、負債水平同樣適用于凈資產收益率。

五、結論與不足

1.本文的研究顯示，公司治理機制對公司績效起著重要作用。這表現(xiàn)在第一大股東持股比例與管理者的薪酬水平對公司績效呈正相關關系，一方面上市公司要完善股權結構，提高法人股持股比例，這樣能夠促使自己更加積極地投入公司運行管理中，進而提高公司的業(yè)績水平。另一方面公司要提高公司績效，必須加強和完善經理人的激勵和監(jiān)督機制，當管理層持股特別是期權股份時，更能從長遠提升公司績效。

2.負債水平對公司績效具有顯著性的負向影響。這表明債權治理在中國上市公司中仍然表現(xiàn)出軟約束的特征。要解決這個問題，加強對債權人管理顯得尤為重要，如加強對銀行體系的改革，企業(yè)債券市場的相關制度建設及其他配套改革等。

3.本文也存在如下不足，數(shù)據(jù)選取方面：只選取了2015年126家上市房地產公司進行單一截面數(shù)據(jù)分析，在一定程度上影響回歸結果。與此同時在考慮公司治理影響因素時，應多層次多角度綜合考慮，如國家宏觀調控、時間因素等外部環(huán)境的影響。

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F272

A

1006-169X（2017）04-0035-06