范作冰，李勝玲，呂 敏

(杭州電子科技大學(xué) 管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)家族企業(yè)績(jī)效的影響研究
——以上市家族企業(yè)為例

范作冰，李勝玲，呂 敏

(杭州電子科技大學(xué) 管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

文章選取上海、深圳交易所A股上市的196家上市家族企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果表明：當(dāng)家族企業(yè)的實(shí)際控制人擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理時(shí)，會(huì)議頻數(shù)、獨(dú)立董事比例和領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)家族企業(yè)績(jī)效有顯著影響，尤其是會(huì)議次數(shù)和獨(dú)立董事的比例對(duì)家族企業(yè)績(jī)效具有積極的促進(jìn)作用；反之，則會(huì)議次數(shù)和董事會(huì)規(guī)模對(duì)家族企業(yè)績(jī)效有較為顯著的影響。

家族企業(yè)；上市家族企業(yè)；董事會(huì)結(jié)構(gòu)；企業(yè)績(jī)效

家族企業(yè)作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中最具有活力的因素，興起于18世紀(jì)工業(yè)革命時(shí)期，經(jīng)過(guò)200多年發(fā)展成為日前企業(yè)組織形式中的重要組成部分，并不斷發(fā)展壯大。據(jù)統(tǒng)計(jì)，家族企業(yè)代表了世界上所有國(guó)家所有公司的大部分(Astrachan和Shanker 2003；IFERA，2003)[1-2]，全球企業(yè)中有65%-80%的企業(yè)由家族企業(yè)所有或管理(Dreux，1990)[3]，大約1/3的標(biāo)準(zhǔn)普爾500家企業(yè)可以追溯到私人或家族所有(Anderson & Reeb，2003)[4]。因此，家族企業(yè)正以其旺盛生命力在世界范圍內(nèi)逐漸發(fā)展壯大，并為各國(guó)的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)、就業(yè)和財(cái)富做出了巨大的貢獻(xiàn)[2]。國(guó)內(nèi)對(duì)家族企業(yè)的研究起步較晚，對(duì)家族企業(yè)績(jī)效方面的研究較少，關(guān)于董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)家族企業(yè)績(jī)效的影響研究大多是基于國(guó)外的研究。因此,本文以我國(guó)上市家族企業(yè)為例，探討董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)家族企業(yè)績(jī)效的影響。

一、研究設(shè)計(jì)

(一)研究假設(shè)

1.董事會(huì)規(guī)模對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響研究

Davis和Harveston(2001)研究提出家族成員擔(dān)任公司高管更加注重企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展和長(zhǎng)期收益。賀小剛等(2011)以家族企業(yè)的權(quán)利集中度為研究對(duì)象，指出家族成員在企業(yè)的擔(dān)任職位層級(jí)和權(quán)利大小對(duì)公司治理有較大影響，當(dāng)有充分影響力的家族人士擔(dān)任企業(yè)的高層管理人員時(shí)，能夠幫助公司采取正確的決策，進(jìn)而提高決策效率并減少?zèng)_突[5]。徐金喜(2011)通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模與ROE、EPS均呈正相關(guān)關(guān)系[6]，認(rèn)為較大的董事會(huì)規(guī)模能夠?yàn)楣疽敫嗟乃枷耄玫谋O(jiān)督管理者的行為。田銀華等(2011)通過(guò)對(duì)上市家族企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[7]，而于健南等(2008)通過(guò)對(duì)上海、深圳兩地上市的115家家族企業(yè)2006年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模和公司績(jī)效之間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系[8]。因此，基于以上研究，提出研究假設(shè)：

假設(shè)1：無(wú)論實(shí)際控制人是否擔(dān)任企業(yè)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理，董事會(huì)規(guī)模和企業(yè)績(jī)效均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.獨(dú)立董事比例與家族企業(yè)績(jī)效的關(guān)系研究

Anderson和Reeb(2004)對(duì)香港和美國(guó)的上市家族企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，公司績(jī)效與獨(dú)立董事比例呈正相關(guān)關(guān)系[9]。根據(jù)證監(jiān)會(huì)對(duì)上市公司獨(dú)立董事比例的相關(guān)規(guī)定，可以側(cè)面反映獨(dú)立董事比例是判斷公司正常運(yùn)轉(zhuǎn)的重要指標(biāo)，并為企業(yè)提供其專(zhuān)業(yè)知識(shí)和獨(dú)到見(jiàn)解。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，外部獨(dú)立董事是評(píng)估企業(yè)代理成本的評(píng)價(jià)指標(biāo)之一，企業(yè)聘用外部獨(dú)立董事是降低企業(yè)代理成本的有效有段，于健南等(2008)研究指出獨(dú)立董事比例與家族企業(yè)績(jī)效無(wú)顯著的關(guān)系[8]。通過(guò)對(duì)有關(guān)家族企業(yè)董事會(huì)結(jié)構(gòu)方面的文獻(xiàn)總結(jié)，以家族企業(yè)實(shí)際控制人是否擔(dān)任企業(yè)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理作為調(diào)節(jié)變量，研究獨(dú)立董事比例與家族企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，衡量增加或減少獨(dú)立董事對(duì)企業(yè)成本與收益的影響。因此，提出研究假設(shè)：

假設(shè)2a：實(shí)際控制人擔(dān)任公司董事長(zhǎng)或總經(jīng)理，獨(dú)立董事比例和公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2b：實(shí)際控制人不擔(dān)任公司董事長(zhǎng)或總經(jīng)理，獨(dú)立董事比例和公司績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。

3.董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)家族企業(yè)績(jī)效的影響研究

與其他上市企業(yè)相同，上市家族企業(yè)也由董事會(huì)會(huì)議作出重大決策。因此，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的多少可以在一定程度上反映董事會(huì)發(fā)揮其職能程度的高低。Lipton和Lorsch(1992)通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與董事會(huì)的積極有效性呈正相關(guān)關(guān)系[10]，而Vafeas(1999)通過(guò)對(duì)307家企業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)，也就是說(shuō)，只有在企業(yè)績(jī)效下降時(shí)才會(huì)增加董事會(huì)會(huì)議召開(kāi)的次數(shù)。于東智(2002)通過(guò)對(duì)697家在滬、深兩地上市的企業(yè)為樣本進(jìn)行的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與企業(yè)往年績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與企業(yè)當(dāng)年績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，但其顯著性不明顯[11]。

根據(jù)以上研究理論及分析，提出研究假設(shè)：

假設(shè)3a：當(dāng)實(shí)際控制人擔(dān)任企業(yè)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與家族企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)3b：當(dāng)實(shí)際控制人沒(méi)有擔(dān)任企業(yè)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與家族企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。

4.董事會(huì)兩職狀態(tài)對(duì)家族企業(yè)績(jī)效的影響研究

Karim S.Rebeiz和Zeina Salameth(2006)認(rèn)為董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一對(duì)企業(yè)績(jī)效有促進(jìn)作用，Eugene Kang和Asghar Zardkoohi(2005)指出不同行業(yè)和不同的激勵(lì)機(jī)制是引起董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)差異的重要因素，關(guān)于董事會(huì)兩職狀態(tài)與家族企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系，目前國(guó)內(nèi)學(xué)者尚未給出相對(duì)一致的結(jié)論。吳淑琨等(2002)以在上海交易所上市的188家企業(yè)為樣本，通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系，而與企業(yè)規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系，即隨著企業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理由同一人擔(dān)任的概率也就越大；胡銘(2002)對(duì)250家樣本公司的統(tǒng)計(jì)研究結(jié)果表明，從企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率(ROE)和每股收益(EPS)所反映的企業(yè)績(jī)效來(lái)看，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離有利于上市公司績(jī)效的提升[12]。

根據(jù)以上研究理論及分析，提出研究假設(shè)：

假設(shè)4a：當(dāng)家族企業(yè)的實(shí)際控制人擔(dān)任企業(yè)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理時(shí)，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一與家族企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)。

假設(shè)4b：當(dāng)家族企業(yè)的實(shí)際控制人沒(méi)有擔(dān)任企業(yè)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理時(shí)，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一和家族企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)。

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

將家族企業(yè)定義為：(1)企業(yè)的實(shí)際控制人類(lèi)型為自然人或家族；(2)上述實(shí)際控制人對(duì)上市企業(yè)擁有實(shí)際控制權(quán)；(3)實(shí)際控制人擁有上市企業(yè)控制權(quán)的比例大于等于20%。在篩選數(shù)據(jù)的同時(shí)考慮去除以下企業(yè)：(1)剔除金融保險(xiǎn)類(lèi)企業(yè)；(2)剔除ST、*ST、**ST、***ST和PT等財(cái)務(wù)狀況或其他狀況異常的上市公司；(3)剔除數(shù)據(jù)資料不完整的公司。

有關(guān)企業(yè)績(jī)效測(cè)量的數(shù)據(jù)選擇區(qū)間為2010-2015年。

(三)變量定義

選擇的行業(yè)劃分依據(jù)為中國(guó)證監(jiān)會(huì)(2012)行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)。具體的研究變量定義如表1所示。

表1 研究變量定義

二、實(shí)證檢驗(yàn)分析

(一)相關(guān)性分析和多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

表2為變量的相關(guān)分析結(jié)果，其數(shù)據(jù)是196家上市家族企業(yè)在2010-2015年間的混合截面數(shù)據(jù)。從表中可以看出，因變量Tobin’Q值與其他變量之間的相關(guān)性較為顯著，而ROE和其他變量之間的相關(guān)性較差；獨(dú)立董事比例和董事會(huì)兩職狀態(tài)與托賓Q值在0.05水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

表2 變量的相關(guān)性分析

注：*表示在0.1的水平上顯著相關(guān)；**表示在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；***表示在0.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。下同。

(二)回歸分析

根據(jù)對(duì)本文研究目的的闡述以及對(duì)各研究變量的定義，本文運(yùn)用SPSS21.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，基于提出研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證分析，構(gòu)建多元回歸模型如下：

TQi=β0+β1lnTA+β2Growth+β3LEV+β4Age+β5Industry+γiX+……+εi

上述多元回歸模型中，β0表示多元回歸模型中的常量，βi表示各控制變量和啞變量的系數(shù)，γi表示各研究變量在多元線(xiàn)性回歸方程中對(duì)應(yīng)系數(shù)，X表示在不同多元回歸中的不同研究變量名稱(chēng)，εi為殘差項(xiàng)。

1.實(shí)際控制人擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理

多元線(xiàn)性回歸分析結(jié)果如表3所示，從表中可以看出，多元回歸模型整體R2調(diào)整值的均值約為0.32。通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，在已有家族企業(yè)績(jī)效的相關(guān)文獻(xiàn)中，R2普遍不高，如李維安等(2004)研究得出的R2調(diào)整值的均值僅為0.1。這是因?yàn)橛绊懠易迤髽I(yè)績(jī)效的原因有很多，單純依靠公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效進(jìn)行解釋顯然是不夠的。

公式1表示控制變量和啞變量對(duì)企業(yè)績(jī)效(Tobin’Q值)的回歸分析結(jié)果?？刂谱兞恐?，企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率在1%水平上和公司績(jī)效呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，啞變量公司所屬行業(yè)也在1%的水平上和績(jī)效呈顯著負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明公司績(jī)效水平隨著公司規(guī)模的擴(kuò)大而逐漸下降，隨著資產(chǎn)負(fù)債率的提高而逐漸下降。

表3 董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)Tobin’Q值的多元線(xiàn)性回歸結(jié)果

注：除了常數(shù)項(xiàng)為非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)之外，表中其他變量的系數(shù)均為標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，( )內(nèi)為t值。

公式2表示董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)企業(yè)績(jī)效(Tobin’Q值)的回歸分析結(jié)果。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和企業(yè)績(jī)效在1%的顯著性水平上正相關(guān)，表明董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和公司績(jī)效顯著正相關(guān)，隨著董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的增加，公司績(jī)效不斷提高，即研究假設(shè)3通過(guò)驗(yàn)證。

公式3表示董事會(huì)規(guī)模對(duì)企業(yè)績(jī)效(Tobin’Q值)的回歸分析結(jié)果。結(jié)果表明董事會(huì)規(guī)模和公司績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)，即研究假設(shè)1得到檢驗(yàn)。

公式4表示企業(yè)董事會(huì)中獨(dú)立董事比例對(duì)企業(yè)績(jī)效(Tobin’Q值)的回歸分析結(jié)果。結(jié)果顯示，獨(dú)立董事的比例與企業(yè)績(jī)效在1%的顯著性水平上顯著正相關(guān)，則研究假設(shè)2a未通過(guò)。

公式5表示董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)Tobin’Q值的回歸分析結(jié)果。從多元回歸結(jié)果正可以看出，董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)和Tobin’Q值在5%的顯著性水平上顯著正相關(guān)，則研究假設(shè)4a通過(guò)檢驗(yàn)。

2.實(shí)際控制人沒(méi)有擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理

多元線(xiàn)性回歸分析結(jié)果如表4所示。其中，公式6表示控制變量和啞變量對(duì)上市企業(yè)績(jī)效(Tobin’Q值)的回歸分析結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，控制變量資產(chǎn)負(fù)債率和企業(yè)規(guī)模與上市家族企業(yè)績(jī)效均在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，這一結(jié)論同國(guó)內(nèi)外的大部分研究數(shù)據(jù)相似；主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率和公司年齡與上市家族企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表4 董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)Tobin’Q值的多元線(xiàn)性回歸結(jié)果

公式7為董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)Tobin’Q值多元回歸分析結(jié)果。從中可以看出，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與公司績(jī)效在5%的置信區(qū)間顯著正相關(guān)。這表明上市家族企業(yè)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與企業(yè)績(jī)效之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)每增加1%，企業(yè)績(jī)效上升0.153%。因此，研究假設(shè)3通過(guò)驗(yàn)證。

公式8表示董事會(huì)規(guī)模對(duì)Tobin’Q值的多元回歸分析結(jié)果。從中可以看出，上市家族企業(yè)董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)績(jī)效在5%的置信區(qū)間內(nèi)顯著負(fù)相關(guān)。因此，研究假設(shè)1通過(guò)驗(yàn)證。

公式9表示獨(dú)立董事的比例對(duì)Tobin’Q值多元回歸分析結(jié)果。回歸結(jié)果中可以看出，上市家族企業(yè)獨(dú)立董事的比例與公司績(jī)效在10%的顯著性水平上正相關(guān)。因此，研究假設(shè)2b能通過(guò)驗(yàn)證。

公式10表示上市家族企業(yè)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職狀態(tài)對(duì)Tobin’Q值多元回歸分析結(jié)果。多元回歸結(jié)果表明，上市家族企業(yè)董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效在10%置信區(qū)間上都不顯著。因此，研究假設(shè)4b通過(guò)檢驗(yàn)。

三、結(jié)論

當(dāng)家族企業(yè)的實(shí)際控制人不擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理時(shí)，會(huì)議次數(shù)和董事會(huì)規(guī)模對(duì)家族企業(yè)績(jī)效(Tobin’Q值)有較為顯著的影響，其中董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)家族企業(yè)績(jī)效的影響最大。反之，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、獨(dú)立董事比例和董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)與家族企業(yè)績(jī)效(Tobin’Q值)正相關(guān)，其中董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響最為明顯，而獨(dú)立董事比例和董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)家族企業(yè)績(jī)效的影響程度趨同，均顯著低于董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。由此可見(jiàn)，除了董事會(huì)會(huì)議次數(shù)不受調(diào)節(jié)變量的影響之外，其他自變量與上市家族企業(yè)績(jī)效(Tobin’Q值)的關(guān)系均受調(diào)節(jié)變量的影響。

[1] Astrachan J H， Shanker M C. Family Businesses’ Contribution to the U.S.Economy: A Closer Look[J]. Family Business Review, 2003,16(3):211-219.

[2] IFERA. Family Businesses Dominate[J]. Family Business Review, 2003,16(4):235-239.

[3] Dreux D R. Financing family business: Alternatives to selling out or going public[J]. Family Business Review, 1990,3(3):225-243.

[4] Anderson R C, Reeb D M. Founding-Family Ownership and Firm Performance: Evidence from the S&P500[J]. The Journal of Finance, 2003(58):1301-1328.

[5] 賀小剛，李新春，連燕玲.家族成員的權(quán)力集中度與企業(yè)績(jī)效——對(duì)家族上市公司的研究[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2011，14(5):86-96.

[6] 徐金喜.家族上市公司的董事會(huì)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效[J].經(jīng)濟(jì)導(dǎo)刊,2011(9):76-77.

[7] 田銀華,鄺嫦娥,張敏.家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證研究——以中國(guó)上市家族企業(yè)為例[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng),2011(9):79-84.

[8] 于健南,石本仁.基于因子分析的上市家族企業(yè)公司治理績(jī)效研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2008(5):53-60.

[9] Anderson R C， Reeb D M. Board Composition: Balancing Family Influence in S&P 500 Firms[J]. Administrative Science Quarterly, 2004(49):209-237.

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

[11] 于東智,谷立日.公司的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2002(2):70-78.

[12] 胡銘.我國(guó)上市公司董事會(huì)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證分析[J].吉林財(cái)稅高等專(zhuān)科學(xué)校學(xué)報(bào),2002(4):46-49.

OnInfluenceofBoardStructureonFamilyBusiness’sPerformance:BasedonListedFamilyBusiness

FAN Zuo-bing， LI Sheng-ling， LV Min

(SchoolofManagement,HangzhouDianziUniversity，HangzhouZhejiang310018，China)

The data of 196 listed family businesses in Shanghai and Shenzhen stock exchanges is selected to study in this paper. It finds that when the actual controller of the family business takes charge of the chairman of the board or the managing director, the frequency of the board meetings, the proportion of the independent directors and the board leadership structure have a significant influence on the family business performance, especially the number of board meetings and the proportion of the independent directors play a positive role in promoting the family business performance. On the contrary, the number of the board meetings and the size of the board have a comparatively more significant influence on the family business performance.

family business; listed family business; board structure; business performance

10.13954/j.cnki.hduss.2017.06.005

2016-11-25

范作冰(1971-)，男，山東鄒平人，教授，企業(yè)戰(zhàn)略管理.

C939

B

1001-9146(2017)06-0028-06