黃 可， 萬倩倩， 周 軍

(武漢理工大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430070)

一、 引 言

中國證券市場自1990年建立以來，經(jīng)過近三十年的快速發(fā)展，取得了顯著成就。從發(fā)展規(guī)模上看，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》，截至2017年底，滬深兩市已擁有境內(nèi)上市公司(A、B股)3485家，總股本53 747億股，股票市值達567 086億元。但是，與證券市場成熟的國家相比，中國證券市場尚處于初級階段，我國立法環(huán)境與證券市場監(jiān)管體系尚不完善，上市公司內(nèi)部治理機制不健全，導(dǎo)致上市公司大股東利用其控制權(quán)掠奪私有收益、侵害中小股東利益的事件日益頻繁。如2016年，易事特涉嫌操縱證券市場遭證監(jiān)會處罰1.66億元成為股市焦點；2017年，樂視網(wǎng)因龐雜且不透明的關(guān)聯(lián)交易及大股東減持獲利而備受關(guān)注；2018年，新光圓成被大股東違規(guī)擔(dān)保、占用資金涉及9.6億等。上述事件反映出我國證券市場普遍存在嚴(yán)重的控制權(quán)私人收益行為。

控制權(quán)私人收益是控制性股東利用其掌握控制權(quán)而獲得的為普通股東所無法獲得的利益[1]。Johnson and La Porta把控制性股東通過隱蔽方式而獲取的控制權(quán)私人收益形象地稱為“隧道行為”[2]。Dyck and Zingales則指出控制權(quán)私人收益是由控制性股東獨占的、不在全部股東之間按股權(quán)比例進行分配的那部分價值[3]。

學(xué)術(shù)界采用大宗股權(quán)溢價法、投票權(quán)溢價法和配對樣本法等多種方法對控制權(quán)私人收益進行了度量，并嘗試從國家層面以及公司層面等多個角度對控制權(quán)私人收益的影響因素進行研究。對控制權(quán)私人收益的跨國研究表明，國家因素變量可以解釋控制權(quán)私人收益大部分的跨國差異成因。其中，不同國家對本國中小股東的保護程度(如少數(shù)股東權(quán)利、信息披露環(huán)境、法律實施系統(tǒng)等)被認(rèn)為是國家層面上最為重要的解釋變量。一般而言，英美等發(fā)達國家控制權(quán)私人收益水平較低，而在一些南美洲或亞洲國家控制權(quán)私人收益水平相對較高。唐宗明和蔣位選取1999年到2001年間滬深兩市大宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓事件作為樣本，測算得控制權(quán)的溢價水平為6%[4]，雖低于亞洲各國平均溢價水平(7.75%)，但遠高于日本(-4%)、新加坡(3%)等國家。可見健全的法律制度是制約大股東侵害行為，保護中小投資者利益的一種有效機制[5]。國內(nèi)學(xué)者因?qū)刂茩?quán)私人收益的測度方法不同，結(jié)果也存在較大差異。如杜魁和朱文莉以滬深兩市股權(quán)轉(zhuǎn)讓數(shù)據(jù)為樣本，測得2008-2010年控制權(quán)私人收益的規(guī)模分別為3.04%、4.69和4.78%[5]。而周怡以2007-2016年滬深兩市A股發(fā)生非流通股交易的公司為研究對象，測得控制權(quán)私人收益的水平平均為65.8%[6]。

從公司治理的角度看，公司外部治理因素如法律制度、資本市場、產(chǎn)品市場[7-8]，公司內(nèi)部治理因素如股東、董事會、管理層的作用等，都會對控制權(quán)私人收益產(chǎn)生影響[9]。董事會治理是公司內(nèi)部治理的核心，是公司經(jīng)營成功與否的決定性因素之一。關(guān)于董事會特征與控制權(quán)私人收益相關(guān)性的研究成果層出不窮，因為“特征因素”是董事會治理可觀察、可計量和可比較的顯性指標(biāo)，首先為學(xué)者們所關(guān)注并加以研究，其中以“兩職兼任狀況、獨立董事比例如何影響控制權(quán)私人收益”為重點的研究較為集中。從董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況的角度來看，有學(xué)者認(rèn)為董事長與總經(jīng)理“兩職合一”并未發(fā)揮其真正的治理作用，反而會減少大股東攫取控制權(quán)私人收益的成本[10]；也有學(xué)者持不同觀點，認(rèn)為董事長或副董事長兼任總經(jīng)理對控制權(quán)私人收益水平具有抑制作用。在獨立董事方面，姜毅和劉淑蓮研究發(fā)現(xiàn)獨立董事未能有效發(fā)揮抑制控制權(quán)私人收益的作用[11]。

縱觀國內(nèi)的研究現(xiàn)狀，我國學(xué)者對控制權(quán)私人收益問題研究的意義已十分了解，現(xiàn)有文獻關(guān)于控制權(quán)私人收益的影響因素大多以法律及其他外部制度背景作為研究的前提，側(cè)重于從公司特征層面考察其對控制權(quán)私人收益的影響[12]。我國對控制權(quán)私人收益的研究才剛起步，國內(nèi)學(xué)者的研究還僅停留在公司特征這一層面，未能深入到公司內(nèi)部，而且現(xiàn)有研究也存在著許多問題，尚未達成一致結(jié)論。此外，國內(nèi)學(xué)者大多著眼于主板上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，極少有專門的文獻針對中小板上市公司進行深入分析。因此，國內(nèi)文獻對公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)以及中小企業(yè)大股東侵占程度的考量并不是十分充分，中小板上市公司內(nèi)部治理與控制權(quán)私人收益之間關(guān)系的探索仍然有待進一步深入。

二、 理論分析與研究假設(shè)

目前，公司治理問題已得到廣泛研究，許多國家也在制定或修改各自的公司治理準(zhǔn)則。公司治理就本質(zhì)而言，很大程度上來說是公司控制權(quán)的一種安排和配置關(guān)系。公司控制權(quán)的配置涉及股東大會、董事會、監(jiān)事會、管理層等之間的關(guān)系，而這正是公司治理理論關(guān)注和討論的一個重要問題。Jensen and Meckling認(rèn)為公司治理的關(guān)鍵在于如何使公司所有者與經(jīng)營者的利益協(xié)調(diào)一致[13]。Fama and Jensen進一步指出，公司治理研究的是所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離情況下的委托—代理問題，其核心問題是如何降低公司所有者與經(jīng)營者之間的代理成本[14]。由此可以看出，公司治理的實質(zhì)是一系列合同(關(guān)系)的有機整合，通過這些合同安排，使公司各利益主體的目標(biāo)函數(shù)趨于一致，從而最大限度地降低代理成本。

傳統(tǒng)的公司治理理論認(rèn)為，現(xiàn)代企業(yè)的重要標(biāo)志是分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)，因而以往的研究成果主要集中在兩權(quán)分離所導(dǎo)致的所有者和管理者的代理問題上。但20世紀(jì)80年代以來的相關(guān)研究表明，在我國資本市場上，特殊的二元股權(quán)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致國有股“一股獨大”，控股股東擁有絕對的控制權(quán)，在控制權(quán)私有收益的驅(qū)使下，大股東通過無償占用上市公司資金、非公允的關(guān)聯(lián)交易、貸款擔(dān)保等手段，掠奪中小股東利益的現(xiàn)象層出不窮。

以下從董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況與獨立董事比例兩個視角對董事會特征與控制權(quán)私人收益的相關(guān)性進行分析。

(一) 董事會特征與控制權(quán)私人收益

管家學(xué)說的觀點認(rèn)為，董事會對總經(jīng)理具備監(jiān)管效用，因此如果董事長和總經(jīng)理二者職位重合由一人擔(dān)任，則會增強其控制權(quán)，削弱董事會的獨立性和監(jiān)督功能[15-16]。考慮到兩職合一帶來的各種便利可能增強大股東以低成本的控制權(quán)攫取私人受益的動機，大股東利用控制權(quán)謀求私人收益是追求自身利益最大化的最佳途徑。根據(jù)以上分析作出假設(shè)1。

假設(shè)1：董事長與總經(jīng)理兩職合一與控制權(quán)私人收益正相關(guān)。

委托代理學(xué)說的觀點認(rèn)為，獨立董事因其更強的客觀性，可以更加高效地發(fā)揮其監(jiān)管職能，使股東與董事會間的利益協(xié)調(diào)更容易進行，進而提升公司的業(yè)績與效益[16]。就理論視角而言，獨立董事所占比重越大，則董事會擁有的獨立性越強，其對于占據(jù)控制地位的大股東的監(jiān)管就越加高效，可以更好地制約可能出現(xiàn)的大股東“掏空”行為。

假設(shè)2：獨立董事比例與控制權(quán)私人收益負(fù)相關(guān)。

(二) 管理層激勵的中介效應(yīng)

大股東謀求控制權(quán)私人收益的行為受到公司制約，因此公司治理會對大股東的掏空行為產(chǎn)生一定影響，這一影響則是由管理層激勵在起中介作用的。

1.股權(quán)激勵。

根據(jù)股權(quán)激勵理論，股權(quán)激勵的邏輯起點在于解決股東和經(jīng)理人之間因信息不對稱而產(chǎn)生的“道德風(fēng)險”問題，目的是讓擁有信息優(yōu)勢的管理層與所有者風(fēng)險共擔(dān)、利益共享，提高公司對員工的凝聚力和公司自身的市場競爭力。實施股權(quán)激勵對高管行為存在一定的影響，主要表現(xiàn)為增加要素投入或機會主義行為得到抑制。

一般來說，雖然大股東在上市公司的控制和決策中起主導(dǎo)作用，但管理層會監(jiān)督主要股東以保護自身利益，這將導(dǎo)致代理成本，反映出制度約束的程度[17]。隨著管理層持股比例的升高，代理成本也會隨之提高，表現(xiàn)為對大股東的約束能力增強，從而對大股東的掏空行為起到抑制作用。

2.薪酬激勵。

根據(jù)國內(nèi)外對管理層激勵契約的文獻分析可知，管理層的薪酬激勵是公司治理機制中解決代理問題的一種重要方式[18]。從理論上來說，當(dāng)大股東的收益水平較低時，其通過在董事會及監(jiān)事會等決策和監(jiān)督機構(gòu)中的控制權(quán)，對上市公司進行利益侵占的動機會更加強烈。當(dāng)管理者薪酬水平較高時，此時獲取控制權(quán)私人收益的成本較高，可觀的收入也在一定程度上抑制了其攫取私人收益的意愿。因此，在此假設(shè)管理層薪酬激勵對控制權(quán)私人收益具有抑制作用。

因此，根據(jù)上述分析，為了進一步補充解釋良好的公司治理機制下公司內(nèi)部治理仍不能有效抑制大股東掏空這一現(xiàn)象的原因，本文引入以下中介變量：管理層持股比例和薪酬水平，分別代表公司制度約束水平與制度激勵水平，并提出以下假設(shè)：

H1a：兩職合一情況越嚴(yán)重，以管理層股權(quán)持股比例為代表的制約力度越小，大股東越容易對公司進行掏空。

H1b：管理層薪酬激勵水平在兩職設(shè)置狀況對大股東的掏空行為的影響過程中起中介作用。

H2a：在獨立董事比例與大股東掏空行為的影響過程中，管理層持股比例越高對控股股東的制約越明顯，越有利于抑制控股股東謀取控制權(quán)私人收益。

H2b：管理層薪酬激勵水平在獨立董事比例對大股東謀取控制權(quán)私人收益行為的影響過程中不起中介作用。當(dāng)獨立董事比例較高時，獨立董事的職能能夠得到有效發(fā)揮，此時無論管理層薪酬激勵是否有效，都可以有效抑制控股股東謀取控制權(quán)私人收益行為。

三、 研究設(shè)計

(一) 相關(guān)變量的度量

參照郝云宏等提出的控制權(quán)私人收益度量方法以及現(xiàn)有文獻對董事會特征及管理層激勵的定義標(biāo)準(zhǔn)[19]，本文對各變量的具體定義如表1所示。

(二) 樣本來源與選擇

本文選取深交所2013—2017年間所有的中小企業(yè)板上市公司作為研究樣本并對樣本進行以下處理：(1)剔除金融和保險行業(yè)，因為金融保險行業(yè)在財務(wù)報表、財務(wù)指標(biāo)、公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)和外部監(jiān)督機制等方面與其他行業(yè)均有顯著差異，所以為了保證研究樣本的穩(wěn)定性將其剔除；(2)剔除數(shù)據(jù)缺省的上市公司，主要指2013—2017年公司年報中沒有控制權(quán)圖譜及圖譜不全的、股權(quán)分散不存在最終控制人的及公司內(nèi)部治理相關(guān)數(shù)據(jù)披露不全的上市公司；(3)考慮到大股東攫取控制權(quán)私人收益會帶來上市公司的虧損，因此本文并沒有剔除被ST和PT的公司。

經(jīng)篩選后，得到291家中小企業(yè)板上市公司、1455個觀測值為本文的研究樣本。本文所使用的研究數(shù)據(jù)主要來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫并手動收集了部分?jǐn)?shù)據(jù)。

表1 變量定義表

(三) 研究方法與模型設(shè)計

1.研究方法。

由于大股東的“掏空”行為隱蔽且難以識別，特別是難以測定非貨幣性收益，使得直接對控制權(quán)私人收益進行測量是非常困難的。因而，目前的研究大多是通過間接的方法對控制權(quán)私人收益進行度量。

研究發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)股東主要通過控制上市公司，從而謀求控制權(quán)私人收益，由于大股東行為十分隱蔽并且這方面的數(shù)據(jù)采集比較困難，難以對中小板上市公司的大股東控制權(quán)私人收益水平進行度量。因此，本文考慮以兩權(quán)分離度作為控制權(quán)私人收益水平的度量變量。參考郝云宏的計算方法[20]，本文的控制權(quán)私人收益計量公式如下：

VPBC=CFR/CP

(1)

其中，VPBC代表控制權(quán)私人收益，CFR代表股東的現(xiàn)金流權(quán)，CP代表股東所擁有的控制權(quán)。

2.模型設(shè)計。

根據(jù)研究假設(shè)，本文建立多元回歸模型如下：

模型1的提出是為了檢驗H1，H1a，H1b。

模型1：

VPBCt=a1CEO+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(2)

ManShare=b1CEO+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(3)

VPBCt=c1CEO+d1ManShare+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(4)

ManPay=a′1CEO+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(5)

VPBCt=c′1CEO+d′1ManShare+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(6)

首先利用式(2)檢驗董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況對控制權(quán)私人收益的影響，在兩者之間關(guān)系顯著的前提下，再利用式(3)和式(4)檢驗管理層持股比例是否存在顯著的中介效應(yīng)，而式(5)和式(6)則用于檢驗管理層薪酬激勵這一中介效應(yīng)。

模型2的提出是為了檢驗H2，H2a，H2b。

模型2：

VPBCt=a2InDir+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(7)

ManShare=b2InDir+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(8)

VPBCt=c2InDir+d2ManShare+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(9)

ManPay=a′2InDir+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(10)

VPBCt=c′2InDir+d′2ManPay+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(11)

首先利用式(7)檢驗獨立董事比例對控制權(quán)私人收益的影響，若顯著，再利用式(8)與式(9)檢驗公司股權(quán)激勵水平是否存在顯著的中介效應(yīng)，而式(10)與式(11)則用于檢驗公司薪酬激勵水平這一中介效應(yīng)。

四、 實證結(jié)果及分析

(一) 描述性統(tǒng)計

樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表2所示。由此可見，我國上市公司治理結(jié)構(gòu)具備以下特點：(1)大股東控制權(quán)私人收益度量變量兩權(quán)分離度(VPBC)的均值為11.82%，其值分布于0.02%和32.06%之間，可以看出中小板上市公司存在大股東掏空的情況；(2)董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況(CEO)均值為32.65%，意味著中小板上市公司中兩職兼任情況不是十分嚴(yán)重；(3)獨立董事比例(Indir)的標(biāo)準(zhǔn)差較小，說明中小板上市公司獨立董事比例設(shè)置合理；(4)管理層持股比例(ManShare)均值為6.82%，且標(biāo)準(zhǔn)差較小，說明在中小板上市公司中，管理層持股比例處于較低水平；(5)管理層薪酬水平(ManPay)均值為13.2843(約每人每年587893元，下同)，最大值為14.9296(約為304679元)，最小值僅為11.9228(約為150663元)，可見中小板上市公司中管理層薪酬差異較大；(6)公司負(fù)債水平(Debt)的均值為0.3952，說明樣本上市公司整體財務(wù)良好。

表2 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

(二) 相關(guān)性檢驗

表3列示了控制權(quán)私人收益變量及董事會特征相關(guān)性檢驗的結(jié)果。

表3 董事會特征與控制權(quán)私人收益：變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣表

注：對角線上方為Pearson相關(guān)系數(shù)，對角線下方為Spearman相關(guān)系數(shù)；*表示顯著性水平為0.1，**表示顯著性水平為0.05，***表示顯著性水平為0.01。

表3表明：各變量間的相關(guān)系數(shù)都在0.3以下，說明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性。董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況(CEO)與控制權(quán)私人收益具有顯著的相關(guān)關(guān)系，說明對本文的假設(shè)可以用前面建立的面板數(shù)據(jù)回歸模型進行分析。另外，運用Stata14.0分別對2個模型進行內(nèi)生性檢驗，結(jié)果表明均不存在內(nèi)生性問題。

(三) 回歸分析

利用Stata14.0對中小板上市公司董事會特征的兩職設(shè)置狀況及獨立董事比例分別與控制權(quán)私人收益的度量變量兩權(quán)分離度(VPBC)進行回歸分析，表4表明：(1)中小板上市公司的董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況(CEO)與兩權(quán)分離度顯著正相關(guān)，即與控制權(quán)私人收益顯著正相關(guān)，表明在中小板上市公司中，董事長與總經(jīng)理兩職合一會為大股東獲取控制權(quán)私人收益創(chuàng)造條件，而兩職分離則有利于抑制大股東的掏空行為，假設(shè)H1成立；(2)中小板上市公司的獨立董事比例(Indir)與控制權(quán)私人收益呈負(fù)相關(guān)但不顯著，這與大多數(shù)學(xué)者的研究相符，在獨立董事比例更高的上市公司中，大股東的控制權(quán)私人收益水平更低，這部分地驗證了假設(shè)H2，但由于獨立董事制度與控制權(quán)私人收益間不具有顯著的相關(guān)性，因此假設(shè)H2a、H2b無從驗證；(3)公司規(guī)模(Size)在模型1的回歸結(jié)果中與控制權(quán)私人收益顯著正相關(guān)，而在模型2中未通過顯著性檢驗，這可能是由于較大的公司規(guī)模會為大股東謀取控制權(quán)私人收益提供更大的空間，且由于大規(guī)模公司通常與政府關(guān)系密切，其“掏空”行為在很大程度上獲得了政府的默許，監(jiān)管部門實施監(jiān)管時的難度較大。

表4 中小板上市公司董事會特征對控制權(quán)私人收益的影響

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上有顯著意義。

經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，董事會治理中對控制權(quán)私人收益具有顯著影響的因素為董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況。因此，下面在兩職合一與控制權(quán)私人收益顯著相關(guān)的基礎(chǔ)上進一步進行中介效應(yīng)的研究分析。先對兩職合一與管理層股權(quán)激勵與薪酬激勵水平進行回歸分析得到回歸結(jié)果如表5所示，再將管理層激勵引入兩職合一對控制權(quán)私人收益影響的過程中，得到回歸結(jié)果如表6所示。

表5 中小板上市公司董事會治理對管理層激勵的影響

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上有顯著意義；圓括號中的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤差，用于后文計算Sobel檢驗。

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上有顯著意義；圓括號中的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤差，用于后文計算Sobel檢驗。

1.管理層股權(quán)激勵的中介效應(yīng)分析。

由表5和表6可知模型1中式(3)的b1不顯著，式(4)的c1和d1顯著，因此需要對董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況回歸分析所得的系數(shù)進行Sobel檢驗，由表5和表6可知：

b1=0.0064,Sb1=0.0046,d1=-10.5413,Sd1=2.8216

Sobel檢驗顯著，董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況會部分通過管理層股權(quán)激勵作用于大股東的掏空行為，否定了假設(shè)H3a。這可能是由于在中小板上市公司中，隨著管理層持股比例的提高，管理層為保障自己利益不被侵害，會對兩職合一狀態(tài)下的大股東進行監(jiān)督約束，從而減少掏空行為的發(fā)生。

2.管理層薪酬激勵的中介效應(yīng)分析。

由表5和表6可知，模型1中式(5)的a1′和式(5-18)的d1′不顯著，而式(6)的c1′顯著，因此需要對董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況回歸分析所得的系數(shù)進行Sobel檢驗，由表5和表6可計算得出：

Z=0.2977

|Z|<0.9

Sobel檢驗不顯著，即管理層薪酬激勵水平對公司兩職設(shè)置狀況與控制權(quán)私人收益的影響之間的中介效應(yīng)不顯著，即董事長與總經(jīng)理兩職合一不會通過管理層薪酬水平作用于大股東的掏空行為，假設(shè)H1b不成立。

五、 結(jié)論與政策建議

本文以2013年—2017年中小企業(yè)板291家上市公司作為研究樣本，探究董事會特征與控制權(quán)私人收益之間的相關(guān)性，經(jīng)測算得出我國中小板上市公司控制權(quán)私人收益的平均水平為11.82%。在此基礎(chǔ)上，進一步探究了管理層激勵在董事會特征對控制權(quán)私人收益影響過程中的中介效應(yīng)。以往的研究結(jié)論表明，董事會作為公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分，會對上市公司業(yè)績直接產(chǎn)生重要影響[17]。本文的研究結(jié)論表明，董事會特征的公司治理效應(yīng)不是直接的，而是通過管理層而間接發(fā)揮公司治理作用的。因而，本文的研究對于進一步完善我國證券行業(yè)改革，健全保護中小股東正當(dāng)權(quán)益制度具有一定的參考價值。

本文得到的基本結(jié)論是，在兩職合一的中小板上市公司中，控制權(quán)私人收益的水平較高。這是由于中小板上市的公司規(guī)模相對較小，兩職分離使得董事會易于發(fā)揮其監(jiān)督和約束作用，進而實現(xiàn)對大股東攫取控制權(quán)私人收益行為的有效抑制。另外，管理層股權(quán)激勵在兩職合一對控制權(quán)私人收益的影響過程中起中介作用，而管理層薪酬激勵在上述影響過程中不起中介作用。中小板上市公司的獨立董事制度與控制權(quán)私人收益存在負(fù)相關(guān)關(guān)系但不顯著。其未能通過顯著性檢驗的原因可能在于上市公司的實際控制人為更好地控制公司，會選擇自己的親信或有一定利益關(guān)聯(lián)的人擔(dān)任獨立董事。上述情況表明，在我國中小板上市公司中獨立董事并未能有效發(fā)揮其監(jiān)督作用，只是流于形式。

本文結(jié)論所具有的重要政策含義是，在董事會治理方面，要建立合理的公司治理結(jié)構(gòu)，避免兩職合一。由于大股東事實上握有重大決策權(quán)并且能對管理層進行強有力的監(jiān)督，公司中的董事會和管理層處于弱勢地位。因此，通過合理安排公司治理結(jié)構(gòu)，能夠保證控制權(quán)的合理配置和正當(dāng)行使。同時，還應(yīng)完善獨立董事監(jiān)督?jīng)Q策機制，充分發(fā)揮專門委員會作用。中國的獨立董事制度可以從下列幾大視角進行改善：其一，確保獨立董事同別的董事掌握相同知情權(quán)利，主動配合其履職盡責(zé)；其二，加速專業(yè)人才培養(yǎng)，構(gòu)建全國性的獨立董事協(xié)會；其三，探索多種形式的董事薪酬制度，確保獨立董事的權(quán)責(zé)相統(tǒng)一。

另外，根據(jù)國內(nèi)外對管理層激勵的理論分析可知，管理層激勵是公司治理機制中解決代理問題的一種有效手段。因而在管理層治理方面，要加強股權(quán)激勵與薪酬激勵水平等因素在公司內(nèi)部治理中的作用，主要有以下措施：一是加強管理層的股權(quán)激勵政策，使擁有信息優(yōu)勢的管理層能夠與所有者風(fēng)險共擔(dān)、利益共享，使得管理層有動力監(jiān)管大股東的機會主義行為；二是提高上市公司管理層薪酬與公司績效的關(guān)聯(lián)度，將薪酬激勵與股權(quán)激勵相結(jié)合，加強對管理層的監(jiān)管和約束，有利于抑制管理層通過損害公司利益為代價獲取私人利益的沖動，保護公司股東權(quán)益；三是提高管理層的自我約束力，對管理層任用要高標(biāo)準(zhǔn)、嚴(yán)要求。