上市公司治理结构与公司绩效关系研究

党晓岚李学军吴　念：上市公司治理结构与公司绩效关系研究　上市公司治理结构与公司绩效关系研究　党晓岚　李学军　吴　念　（陕西科技大学管理学院陕西西安７１００２１）　摘要：公司治理结构是现代市场经济和证券市场运作的微观基础，本文研究得出以下结论：国有股比例　与公司绩效并非简单的线性相关；法人股比例公司绩效成正相关关系（线性正相关与递增曲线正相关）；流通　股与公司绩效成负相关关系；股权集中度与公司绩效成正相关关系；董事会规模与公司绩效成倒ｕ型曲线　关系；独立董事比例、高管持股比例、两职兼任状况与公司绩效的关系并不成明显的规律性联系。　关键词：治理结构公司绩效　一’　、引言　公司治理结构（ｃｏｒｐｏｒａｔｅ　ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ），在我国经济学界多被译为公司治理，也有译为公司治理结构、法人治理结构或企业治理机制。　我国法学界多译为公司治理结构。从经济学研究的角度出发，公司治理的问题包括公司内部治理和外部治理，这里所指的公司治理结　构仅指内部治理，其核心内容是公司内部组织结构之间的权利分配与制衡。公司股权结构与绩效关系的研究始于Ｂｅｒｌｅ和Ｍｅａｎｓ（１９３２），　他们指出，在公司股权分散的情况下，由于不拥有股权，经理人员与分散的小股东之间存在着潜在的利益冲突；股权的相对集中可以克　服经理人员的激励和监督不足问题，因此，股权集中与会计利润率之间存在正相关关系。孙菊生，李小俊（２００６）研究表明，国有股权持　股比重与公司绩效呈显著的负相关关系；同时，流通股股东持股比重与公司绩效之间也呈显著的负相关关系；在股权集中程度上，他们　得出，股权分散公司的绩效好于股权集中公司。Ｄｅｍｓｅｔｚ（１９８３）认为股权结构与企业价值和资源配置效率之间并无内在关系。江永众与　熊平（２００６）研究认为流通股比例与公司绩效关系不显著。在董事会规模方面，Ｌｉｐｔｏｎ和Ｌｏｒｓｃｈ（１９９２）最早提出限制董事会规模，他们认　为，虽然董事会的监督能力随规模扩大而增加，但是协调和组织过程的损失超过人数增加带来的收益，董事会规模扩大降低了他们参　与战略形成的能力，合理规模应限制在１０人以内，最好是８—９人，否则董事会便不能很好发挥监控作用，公司绩效会受到影响。Ｊｕｒａｎ和　Ｌｏｕｄｅｎ（１９９６）、Ｂｅｉｎｅｒｅｔａ１（２００４）研究显示董事会规模与公司绩效无关。董事会内部结构主要体现为公司独立董事在董事中所占比例　及其发挥作用。大部分学者都认为独立董事有助于改善公司绩效，代表人物有Ｂｒｉｃｋｌｅｙ、Ｃｏｌｅｓ和Ｔｅｒｒｙ（１９９４）。于东智和王化成（２００３）经　验分析得出的结论是，独立董事并未发挥应有的作用，甚至是反作用。李竞成（２００６）实证分析则得出，最优董事会结构是一个“合理区　间”，独立董事人数与公司绩效之间存在显著倒Ｕ型关系。国外研究早期得出高层管理者报酬与公司经营绩效显著相关，￣ｌｌＢｒｉｃｋｌｅｙｅｔａｌ　（１９８５），Ｍｕｒｐｈｙ（１９８６），Ｇｏｍｅｚ－Ｍｅｊｉａ（１９９２）和Ｍｅｈｒａｎ（１９９５）的研究均得出管理者薪酬对公司价值呈现正向关系。我国学者大部分理论　上都认为高层经理的报酬、持股比例与上市公司经营绩效之间存在正相关关系。但２１世纪披露的许多公司高管巨额薪酬并没有与公司　绩效提升具有显著相关眭，而许多实证研究也得出了两者并不存在显著关系的基本结论。　二、研究设计　（一）研究假设根据以上文献回顾及我国实际国情，提出以下假设：　假设１：国有股比例与公司绩效成负相关关系　国有股的所有权属于全体人民，通过委托关系将管理权交给专门的组织或者机构进行经营，但不同层级委托者的意志并不能影　响直接的代理经营者。这种国有资本主体的缺位状态，使得国有股的实际经营者缺少持续的动力和相应的制约机制，因为国有股对　公司治理和绩效的影响在很大程度上取决于直接代理经营者的行为方式。　假设２：法人股比例与公司绩效成正相关关系　法人股虽然也不可以在股票市场上自由流通，但不存在“所有者缺位”问题，有真正的持有者。在我国上市公司中，法人股的“监　督者”角色十分明显，有利于公司经营管理的推进，可以说，法人股对公司绩效拥有正面影响　假设３：流通股比例与公司绩效成Ｕ型曲线相关关系　流通股股东大多持股量较低无权参加股东大会，这在一定程度上影响着流通股对公司绩效发挥作用。近年来，随着我国证券市　场的不断健全，上市公司中流通股比重不断上升，其积极作用开始凸显，表现为：流通股比重越大，在争夺上市公司控制权市场的斗　争中就越有可能获胜，越能合理地运用市场机制以实现上市公司的优胜劣汰，提高上市公司的经营发展动力和绩效。　假设４：股权集中度与公司绩效成负相关关系　股权越集中大股东拥有更大的权利去参与公司的经营决策，也更容易将自身利益凌驾于公司利益之上，最终对公司绩效产生影　作者简介：　党晓岚（１９８８一），女，陕西渭南人，陕西科技大学管理学院硕士研究生　李学军（１９７０一），男，陕西咸阳人，陕西科技大学管理学院教授　吴念（１９８７一），男，湖北荆州人，陕西科技大学管理学院硕士研究生　财务通　・综合２０１３年第３期（下）　响。由于我国证券市场的不完善，大股东利用其优势的控股地位侵吞公司财产、侵害小股东和公司利益的事件时有发生。　假设５：董事会规模与公司绩效成倒Ｕ型的曲线关系　董事会通过对内掌管公司事务、对外代表公司经营决策来参与公司治理。规模过大或过小都会对公司运作效率产生正反两面的　影响。在一定范围内，公司绩效与董事会规模成正相关；但在达到一定规模后，公司绩效会与董事会规模成负相关。　假设６：两职兼任与公司绩效成负相关关系　代理成本理论认为公司董事越是独立，越能有效监督经理层的行为，降低经理层的代理成本，确保股东利益。但是两职兼任也有　一定的好处，它赋予总经理更大的权力，使其能够在不断变化的经济环境下做出及时有效的判断和应对。那么，两职兼任或分离对公　司绩效的影响与学者们所提倡的观点是否一致呢？需进行假设检验。　假设７：独立董事　例与公司绩效成倒Ｕ型的曲线关系　独立董事的主要作用是完善公司治理结构，保护中小股东的利益。理论上独立董事比例太低会影响公司决策的独立性和客观　性。但独立董事对公司信息掌握不如执行董事，会导致董事会决策的相关依据不足，因此独立董事比例不是越高越好。　假设８：高管持股比例与公司绩效成倒Ｕ型曲线相关关系　持有股权的公司经理为了追求自身价值最大化会努力提高公司绩效。但Ｍｏｒｃｋ等（１９８８）研究发现，当公司高管持股量达到一定　比例后，可能会不受董事会控制，在追求自身利益的过程中做出损害股东利益和公司绩效的行为。　（二）变量定义　在本文的研究中，使用每股收益和净资产收益率作为因变量反映公司绩效。（１）每股收益（Ｙ　）：每股收益是衡　量上市公司盈利能力最重要的财务指标。它反映普通股的获利水平。（２）净资产收益率（Ｙ　）：也称为净值报酬率，权益报酬率，它反映　公司所有者权益的投资报酬率，具有很强的综合性。自变量定义如表（１）所示。　（三）样本选取和数据来源截至２０１　１年８月我国上市公司己达　到２２７３家，根据分析进行了如下剔除：（１）剔除业绩过差的ｓＴ和　公　司；（２）剔除同时发行Ｂ股或Ｈ股的Ａ股上市公司；（３）剔除２００７年１２　月３　１日之后上市的公司，主要是因为新上市公司的业绩容易出现非　正常性的波动，而且公司内部各方面的运行机制也不够健全和完　善，三年之后，上市公司基本上行为成熟，发展比较稳定；（４）剔除金　融、保险等行业的上市公司；（５）剔除数据不全的上市公司。按照以　衰２　描述性统计结果　统计指标　Ｘ１　Ｘ２　Ｘ　Ｘ　Ｘ　Ｘ　Ｘ，　Ｘ　Ｙ　Ｙ，　上原则，选取了在２０１０年期间的沪深两市Ａ股上市公司１００家，以上　最小值　０　０　ｌ３．７１％　９＿８Ｏ％　５　Ｏ　２８．５７％　０　０．０１　０．４４％　市公司公布的２０１０年全年报数据为样本进行分析。　最大值　８６．２Ｏ％　８４．Ｏ８％　ｏ０．Ｏ０％　７２．５１％　ｌ５　ｌ　５７．１４％　５５．２０％　１．８４　７３．９４ｑ，　均值　１０．９Ｏ％　７．０９％　７９．７７％　３６．６７％　９．１４　０．２３　３６．９７％　１．７９％　０３６　１２３９嘲　三、实证检验分析　申位数　０　０　９６．４５％　３３．９９％　９　０　３３－３３％　０　０．２６　９．２６％　标准差　０．１９　０．１７　Ｄ．２５　０．１４　．９ｌ　Ｏ．４２　Ｏ．０５　０．Ｏ８　０３４　０．１１　（一）描述性统计本文对样本股权结构、董事会、高管持股比　裹３　相关性分析结果　例及公司绩效等变量，以最小值、最大值、中位数、平均值及标准差等　Ｘ，　Ｘ２　Ｘ３　Ｘ　Ｘ，　）（８　Ｙ　Ｙ，　资料了解样本的基本特陛及分布情形。描述陛统计结果见表（２）。　１．Ｏ００ｏ　一０．１３ｌ０　１．００００　（二）相关性分析　从表（３）分析得出的相关系数可以看出：　—０．６４７７　－０．５９３７　１．００００　０．１９５３　０．２０４４　—０．２３２７　１．０Ｏ００　（１）国有股比例与公司绩效呈现弱的正相关关系；（２）法人股比例　０．１２５９　－０．００５４　—０．Ｏ４５５　－０．０４６０　１．ＯＯ００　ｏ９０４　１．０ｏ０ｏ　与公司绩效呈现较弱的正相关关系；（３）流通股比例与公司绩效呈　—０．１２７５　０．１４２９　－０．０１５９　－０．０ｌ２３　－０．一０．１３３０　—０．１Ｏ６２　０．１６Ｏ１　加．１６１６　－０．３８５６　０．０１０５　１．ｏｏｏ０　现较弱的负相关关系；（４）股权集中度与公司绩效呈现正相关关　－０．ｏ７６６　－０．０４９０　－０．２３５５　－０．１７６８　—０．１１９９　Ｏ．０３００　０．０３８１　ｌ　０ｏｏｏ　０．１２３０　Ｏ．１３１９　—０．１７９５　Ｏ３１１２　０．１３８０　０１４７５　０．０５４５　一Ｏ．０ｌ３２　１．ｏ０００　系；（５）董事会规模与公司绩效呈现较弱的正相关关系；（６）两职兼　Ｏ．ｏ５８２　０．３５６８　－０．２９４４　０．２０３ｌ　０．１０２３　０．Ｏ７６２　—０．０５６９　一Ｏ．００６２　０．６９８６　Ｉ．Ｏ００Ｏ　任与公司绩效呈现较弱的正相关关系；（７）独立董事比例与每股收　Ｃｏｅｍｃｉｅｎｔｓ　标准误差　ｔＳｔａｔ　ＦＳｔａｔ　Ｐ—ｖａｌＵｑ　Ｘｌ　０．２１５４　Ｏ．１７５５　１－２２７２　１．５０５９　Ｏ．２２２７　益反应的公司盈利能力呈现弱的正相关关系，而与综合性较强的　Ｘ２　Ｏ．２５５９　０．１９４３　ｌ－３１７１　１．７３４６　０．１９Ｏ９　净资产收益率则呈现弱的负相关关系；（８）高管持股比例与公司绩　Ｘ　一Ｏ．２４ｌＯ　０．１３３５　一１．８０５９　３．２６ｌ３　Ｏ．０７４０　Ｘ４　０．７３４０＊　０．２２６４　３．２４１７　１０．５Ｏ８３　０．Ｏ０１６　效呈现弱的负相关关系。另外，从自变量之间的相互关系出发，可　Ｘ　Ｏ．０２４５　０．Ｏ１７７　１．３７９２　１．９０２１　０．１７１Ｏ　Ｘ６　Ｏ．１１７９　０．０７９８　１．４７６４　２．１７９９　０．１４３０　以看出：国有股比例与法人股比例呈现较弱的负相关关系，法人股　Ｘ，　０－３４４９　Ｏ．６３７９　Ｏ．５４Ｏ６　０．２９２３　０．５９ＯＯ　ＸＲ　—Ｏ．０５４６　Ｏ．４１６１　—０．１３１１　Ｏ．Ｏ１７２　０．８９５９　的存在可以在一定程度上改善国有股“一股独大”的想象；非流通　股比例和股权集中度呈现正相关关系，说明在我国上市公司非流　通股比例越高，股份就集中；股权集中度和高管持股比例呈现负相关关系，说明股权集中度越高，对高管人员的约束力就越强，实行　股权激励的必要性就不太强，而股权越分散，就越不容易对高管人员进行约束，股权激励就显得尤为重要。　（三）回归分析对公司绩效和公司治理结构的各个影响因素进行回归分析，并采用标准参数检验（Ｔ检验和Ｆ检验）来确定其相　关显著性。（１）股权集中度通过了１％的ｔ检验和Ｆ检验，流通股比例通过了１０％的ｔ检验和Ｆ检验，构建模型（１）：Ｙ　＝ａｏ＋ａ　ｘ４＋ｕ和模型（２）　Ｙ，＝ｂｏ＋ｂ，Ｘ，＋ｕ。从表（４）的回归结果可以看出股权集中度和流通股比例回归系数的ｔ统计量均比较显著，并且都通过了Ｆ检验值，从而说　明了股权集中度与公司绩效成正相关关系，流通股比例与公司绩效成负相关关系。（２）从表（５）可以看出，法人持股比例和流通股持股　党晓岚李学军吴念：上市公司治理结构与公司绩效关系研究　比例均通过了１％的ｔ检验和检验，股权集中度回归系数的ｔ统计量比　Ｘｌ　Ｘ　Ｘ　Ｘ　Ｘ　Ｘ６　Ｘ　Ｏ．Ｏ３４４　０．２３３５　一Ｏ．１３３４　Ｏ．１６ｌ５　０．Ｏ０６１　０．Ｏ２Ｏ５　—０．１２１３　Ｏ．Ｏ５９６　０．０６１８　０．０４３７　Ｏ．Ｏ７８７　Ｏ．ｏｏ６Ｏ　０．Ｏ２７ｌ　Ｏ．２１５１　Ｏ．５７７０　３．７８Ｏ５　－３．０４９５　２．Ｏ５２９　１．Ｏｌ８０　Ｏ．７５６４　一Ｏ．５６３８　Ｏ．３３３Ｏ　ｌ４．２９２３　９．２９９３　４．２１４３　１．Ｏ３６３　０．５７２２　Ｏ．３１７９　Ｏ．５６５２　Ｏ．Ｏ０Ｏ３　Ｏ．０ｏ２９　０．０４２７　Ｏ－３１１２　Ｏ．４５ｌ２　Ｏ．５７４２　较显著，并且通过了Ｆ检验值，从而说明了股权集中度与公司绩效成　正相关关系，同时对模型（３）：Ｙ￣＝ｃｏ＋ｃ。ｘ：＋ｃ　ｘ　ｕ和模型（４）　Ｙ：＝ｄｏ＋ｄ　Ｘ越行回归分析，由表（６）可以发现，法人股比例、流通股比　ＸＲ　—０．０Ｏ８７　Ｏ．１４０３　—０．Ｏ６ｌ８　Ｏ．００３８　Ｏ．９５Ｏ８　例回归系数的ｔ统计量比较显著，并通过了Ｆ检验值，模型拟合程度　较好。说明法人股比例与公司绩效（净资产收益率）成正相关关系，　流通股比例与公司绩效成负相关关系。（３）针对法人股比例与公司　绩效两个指标不同的回归分析结果，试着用二次函数对数据进行分　析，结果如表（７）。可以看出，回归系数通过了５％的显著性ｔ检验，模　型通过了Ｆ检验，可以构建模型（５）：Ｙ。＝ｎｏ＋ｎ　Ｘ２＋ｎ２Ｘ２＋ｕ。从分析结果　Ｍｕｌｔｉｐｌｅ　Ｒ　Ｒ　Ｓｏｕａｒｅ　Ａｄ－ｌ】ｓｔｅｄ　Ｒ　Ｓａｕａｒｅ　０．３７１２２８　Ｏ．１３７８１　Ｏ．１２ＯＯ３３　标准误差　观　ｑ值　Ｆ　Ｏ．１０６９３９　１Ｏ０　７．７５２１　１８　Ｓｉ￣ｉｆｉｃａｎｅｅ　Ｆ　Ｏ．Ｏ０Ｏ７５３　　ｌＣｏｅｆｉｆｃｉｅｎｔｓ　ｌ　标准　误差　　ｌｔＳｔａｔ　ｌ　Ｐ—ｖａｌＨｅ　来看，回归系数的通过了５％的显著性ｔ检验，但可决系数只有４．５％，　Ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ　ｌ　Ｏ．１５６９９７　ｌ　０．０４　７０Ｏ７　　｛３．３３９８３２　Ｉ　Ｏ．Ｏ０１　１９１　Ｘ２　　ｌＯ．１８３９３３　ｌ　０．０７　６６８　　ｌ２－３９８７１８　ｌ　Ｏ．０１８３６４　模型拟合程度不好。随着法人股比例的增加，每股收益虽有短暂的　Ｘ３　　ｌ—Ｏ．０５７７８　ｌ　０．０５　３０７７　　ｌ一１．０８８５４　１　０．２７９０５２　表７　法人股比例与公司绩效回归结果　下滑现象，但其总体趋势是递增的，这与以净资产收益率为公司绩　Ｍｕｌｔｉｐｌｅ　Ｒ　Ｏ．４７２９Ｏ８　・　效衡量指标进行回归分析结论具有一定程度的一致性（差异可能是　ＲＳｑｕａｒｅ　Ｏ．２２３６４－２　Ａｄｉｕｓｔｅｄ　Ｒ　Ｓｑｕａｒｅ　Ｏ．２Ｏ７６３５　由业绩指标的不同引起的）。通过上面的回归分析得出：假设２、假设　标准误差　０．１Ｏ１４７６　观　ｑ值　ｌ０Ｏ　３成立，假设４不成立。除了通过检验的指标外，其余指标与公司绩效　Ｆ　１３．９７１２　５ｉｇｎｉｔｉｃａｎｃｅ　４．６６Ｅ—Ｕ６　之间绝非简单的线性关系。（４）对国有股比例与公司绩效进行回归　ｌ　Ｃｏｅｍｃｉｅｎｔａ　Ｉ　标准　误差　ｌ　ｔＳｔａｒ　１　Ｐ—ｖａ１ｕｅ　ＩｎｔｅｒｃｅＤｔ　ｌ　０．１　１６７５１　１　０．０１　ｌ２８９　ｌ　１Ｏ．３４１５９　ｌ　２．４６Ｅ一１７　分析，将样本公司的每股收益和净资产收益率以及国有股比例相关　ｘ　ｌ　＿０．４０２６　ｌ　０．１９＂　４４ｌ　ｌ　一２．ｏ９２０７　ｌ　Ｏ．Ｏ３９０４４　ｘ’２　ｌ　１．０１８７０９　１　０．２９：３　５８７　Ｉ　３．４６９８６８　ｌ　Ｏ．０ｏ０７７９　数据代入，在曲线回归中选择二次函数、三次函数两种模型对数据　进行分析，可以看出三次函数对因变量的解释能力较好，结果如表　Ｍｕｌｔｉｐｌｅ　Ｒ　Ｏ．３２１８７８　Ｒ　ＳＱｕａｒｅ　Ｏ．１Ｏ３６Ｏ５　（８）所示。通过回归分析，可以看出，回归系数通过了５％的显著性ｔ检　Ａｄｉｕｓｔｅｄ　Ｒ　Ｓｏｕａｒｅ　０．０７５５９３　标准误差　Ｏ－３２４９７２　验，模型通过了Ｆ检验，由此设定模型为模型（６）：Ｙ　＝ｅｏ＋ｅ：Ｘ。２＋ｅ３ｘ。　＋ｕ　观测值　ｌ０ｏ　Ｆ　３．６９８５５８　所示的三次函数形式。模型通过了检验，但是拟合度不好，可决系数　Ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ　Ｆ　０．０１４＿４　只有３％。随着国有股比例的增加，公司绩效（每股收益）的变化趋　ｌ　Ｃ０ｅｍｃｉｅｎｔｓ　ｌ　标准误差　ｌ　ｔ　Ｓｔａｔ　　ｌＰ—ｖａｌｕｅ　Ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ　ｌ　０．３７０６７７　　ｌＯ．０３９２３４　ｌ　９．４４７７７６　ｌ　２．２９Ｅ一１５　势。而以净资产收益率为衡量指标时，二次函数和三次函数均不能　Ｘ１　ｆ　一３．０２４４２　ｌ　１．Ｏ７７８８９　ｌ　一２．８０５８７　ｌ　Ｏ．Ｏ０６Ｏ７６　Ｘ１　｝　１　１．０８４３９　　ｌ３．８８１２Ｏ８　ｌ　２．８５５９１　１　ｌ　Ｏ．ｏ０５２６　对国有股比例与公司绩效关系作出解释。考虑到国有股比例与净资　Ｘｒ　Ｉ　一８．６１９５３　　ｌ３．３８９５２６　Ｉ　一２．５４２９９　ｌ　Ｏ．Ｏ１２５８９　寝９　董事会规模与公司绩　效（每股收益）回归结果　产收益率的相关性非常低，这里不再作具体分析。由此，得出结论，　回ｌＪ｜统计　Ｍｕｈｉｐｌｅ　Ｒ　Ｏ．２２２２８　假设１不成立。（５）根据假设５，建立董事会规模与公司绩效的回归　ＲＳｑｕａｒｅ　０．０．４９４０８　Ａｄｉｕｓｔｅｄ　Ｒ　Ｓｃｌｕａｒｅ　Ｏ．０２９８Ｏ９　模型（７）：Ｙ　＝　ｆｌｘ５＋ｆ２ｘ５　＋ｕ和模型（８）：Ｙ２＝ｇｏ＋ｇｌＸ５＋ｆ２ｌＸ　ｕ。可以得　标ａ－＇Ｗ差　０．３３２９２２　观　值　１Ｏ０　出如表（９）结果。从分析结果来看，模型通过了１０％的显著性ｔ检验　Ｆ　２．５２０８５７　Ｓｉｇｎｉｔｉｅａｎｅｅ　Ｆ　Ｏ．Ｏ８５６４６　和Ｆ检验，证实了董事会规模与公司绩效（每股收益）成倒Ｕ型曲线　ｌ　Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ　ｌ标准。彘　差　ｌ　ｔＳｔａｔ　Ｉ　Ｐ—ｖａｌｕｅ　Ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ　ｌ　—Ｏ．７５０２７　ｌ　０．５２９４４４　ｌ　一１．４１７０９　ｊ　０．１５９６６２　相关关系。此外，如表（１０）所示，当以净资产收益率作为衡量公司　Ｘ５　ｌ　０．２１２３８３　ｌ　０．１０８１８７　ｌ　１．９６３１Ｉ６　ｌ　Ｏ．０５２４９７　Ｘ５　ｌ　＿ｌＯ．００９５４　１　０．００５４２　ｌ　一１．７６０３７　１　０．０８１４９８　绩效的指标时，得出的结论与模型（７）得出的结论是一致的，也就　是说本文的假设５成立。（６）根据假设７，建立独立董事比例与公司　Ｍｕｌｔｉｐｉｅ　Ｒ　０．２０６７８１　Ｒ　Ｓ￣ｕｌｔｒｅ　０．０４２７５８　绩效的关系模型（９）：Ｙ。＝ｈｎ＋ｈｌｘ，＋ｈ２ｘ７２＋ｕ和模型（１０）：Ｙ２－ｊｏ＋ｊｌｘ７＋　Ａｄｉｕｓｔｅｄ　Ｒ　Ｓａｕａｒｅ　０．Ｏ２３Ｏ２１　标准误差　０．１　１２６７９　ｊ２ｘ　＋ｕ。回归分析结果如表（１１）所示。从模型（９）的回归结果看，假　观　值　１ＯＯ　Ｆ　２．１６６４１６　设７没有得到证实，方程不具有统计意义，即独立董事比例与公司　Ｓｉｇｎｉｆｉ￣ａｎｃｅ　Ｆ　０．１２０ｌＯ１　　ｌＣｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ　ｌ标／ａｔ　误差　ｌ　ｔＳｔａｔ　ｌ　Ｐ－ｖａｌｕｅ　价值并不是先上升再下降的倒ｕ型的二次曲线关系。模型（１Ｏ）的　Ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ　ｌ　－０．２４０２１　　ｌ０．１７９１９３　ｌ　一１．３４０５２　ｌ　０．１８３２０７　Ｘ５　ｌ　０．０７１４７８　ｌ　０．０３６６１６　ｌ　１．９５２０６５　　ｌ０．０５３８１４　结论与模型（９）的一致。为了检验独立董事比例与公司绩效之间是　Ｘ５　ｌ　—Ｏ．００３３２　　ｌ０．００１８３４　Ｊ　一１．８０９０２　ｌ　０．０７３５４６　表１１　独立董事比例与公司绩效回归结果　否还存在其他形式的相关关系，在曲线回归中选择三次函数模型　回归统计　对数据进行分析，结论与二次函数模型得出的一致，加之独立董事　Ｍｕｌｔｉｐｌｅ　Ｒ　Ｏ．Ｏ８９２２　Ｒ　Ｓｏｕａｒｅ　Ｏ．ＵＵ７９６　比例与公司绩效的两个衡量指标相关性都非常低，可见独立董事　Ａｄｉｕｓｔｅｄ　Ｒ　Ｓｕｕａｒｅ　一０．０ｌ２４９　标准误差　Ｏ＿３４ＯｌＯ３　制度在我国上市公司中的作用还未完全凸显出来。（７）在曲线回　观　ｑ值　ｌ００　Ｆ　０．３８９１６５　归中选择二次函数、三次函数两种模型对数据进行分析，无法得出　Ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｃｅ　Ｆ　Ｕ．６７　６７６　Ｉ　Ｃｏｅｆｉｆｃｉｅｎｔｓ　ｌ　标准误差　ｌ　ｔＳｔａｔ　｝　Ｐ—ｖａｌＬｉｅ　二者具有显著相关关系的结论。考虑到我国上市公司的高管持股　Ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ　｝　１．１９６９５９　ｌ　１．４０２３２５　　ｌ０．８５３５５３　｝０．３９５４５６　比例非常低这一现状，可以得出的结论，我国上市公司股权激励制　Ｘ７　ｌ　一４．４９０９３　【　６．９５４９２６　Ｉ　—Ｏ．６４５７２　｛０．５　１９９８６　Ｘ７　｝　５．８９８６０８　　ｌ８．４４７５３８　　ｌ０．６９８２６４　ｌ　０．４８６６８３　度的作用没有充分发挥。假设８不成立。（８）两职兼任状况和公司绩　（下转第４０页）　谭超　郑少锋：上市公司高管薪酬与公司业绩关系研究　［５］徐经长、曾雪云：《公允价值计量与管理层薪酬契约》，《会计研究）２０１０年第３期。　［６］周仁俊等：《管理层激励与企业经营业绩的相关性：国有与非国有控股上市公司的比较》，《会计研究）２０１０年第１２期。　［７］杨瑞龙、刘江：《经理报酬、企业绩效与股权结构的实证研究》，《江苏行政学院学报》２ｏ０２年第１期。　［８］方军雄：《我国上市公司高管的薪酬存在粘性吗？》，《经济研究）２００９年第３期。　［９］张俊瑞、赵进文、张建：《高级管理层激励与上市公司经营绩效相关性的实证分析》，《会计研究，７７２ｏｏ３年第９期。　［１Ｏ］林德钦：《基于结构方程模型的我国上市公司并购绩效实证研究》，《生产力研究）２０００年第１１期。，２０１ｌ。７：１７０—１７２．　［１１］廖成林、乔宪木：《中国上市公司股票评级的财务结构模型分析》，《重庆大学学报））２００４年第９期。　［１２］管伟峰、张可、杨旭：《基于结构方程模型的城市竞争力评级》，《经济与管ｒ￣）２ＯｌＯ年第１１期。　［１３］吴育辉、吴世农：《高管薪酬：激励还是自利？一来自中国上市公司的证据》，《会计研究）２０１０年第ｌ１期。　［１４］张金若、张飞达：《邹海峰．两类公允价值变动对高管薪酬的差异影响研究一基于我国Ａ股上市公司２００７—２００８数据检验》，　《会计研究》２０ｌ１年第１０期。　［１５］韩金红：《公司业绩、公允价值与高管薪酬关系的实证研究》，《生产力研究）２０１１年第１０期。　ｌ　１６］Ｍｕｒｐｈｙ：Ｃｏｒｐｏｒａｔｅ　Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ　ａｎｄ　Ｍａｎａｇｅｒｉａｌ　Ｒｅｍｕｎｅｒａｔｉｏｎ：Ａｎ　Ｅｍｐｉｉｒｃａｌ　Ａｎａｌｙｓｉｓ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆＡｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　ａｎｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８５．　１　１７　ＪＬｅｏｎｅ　Ａ．，Ｗｕ　Ｊ．，Ｚｉｍｍｅｒｍａｎ　Ｊ．Ａ　ｓｙｍｍｅｔｉｒｃ　Ｓｅｎｓｉｔｉｖｉｔｙ　ｏｆ　ＣＥＯ　Ｃａｓｈ　Ｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎ　ｔｏ　Ｓｔｏｃｋ　Ｒｅｔｕｒｎｓ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　ａｎｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００６．　［１８］Ｃａｎａｒｅｌｌａ　Ｇ．，Ｇａｓｐａｒｙａｎ　Ａ，．Ｎｅｗ　Ｉｎｓｉｇｈｔｓ　ｉｎｔｏ　Ｅｘｅｃｕｔｉｖｅ　ｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ｆｉｒｍ　Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ　ｆｒｏｍ　ａ　Ｐａｎｅｌ　ｏｆ“Ｎｅｗ　Ｅｃｏｎｏｍｙ”Ｆｉｒｍｓ，１９９６—２００２．Ｍａｎａｇｅｒｉｌ　Ｆｉａｎａｎｃｅ。２００８．　［１９］Ｂｅｂｃｈｕｋ，Ｌ．Ａ．，Ｊ．Ｍ．Ｆｒｉｅｄ．ＥｘｅｃｕｔｉｖｅＣｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎ　ａｓ　ａｎＡｇｅｎｃｙＰｒｏｂｌｅｍ，Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓ，２００３．　（编辑　虹云）　（上接第３６页）　效的关系，从回归分析结果可以看出两职兼任状况与公司绩效并呈简单的线性相关关系，假设６不成立，这一变量也不适合应用二次　函数和三次函数进行分析，我国上市公司两职兼任存在着历史原因，与我国经济发展阶段和经济体制有关，并不能单纯地判定其和　公司绩效的关系。　四、结论与建议　（一）研究结论本文分析得出如下结论：（１）国有股比例与公司绩效并非简单的线性相关；（２）法人股比例公司绩效成正相关　关系（线性正相关与递增曲线正相关）；（３）流通股与公司绩效成负相关关系；（４）股权集中度与公司绩效成正相关关系；（５）董事会规　模与公司绩效成倒Ｕ型曲线关系；（６）独立董事比例、高管持股比例、两职兼任状况与公司绩效的关系并不成明显的规律性联系。公　司治理结构与公司绩效的关系，决定了完善公司治理结构的必要性。我国目前上市公司治理结构呈现出不断完善的趋势，但是仍然　存在诸如股权结构不合理、董事会制度不够完善，激励机制缺失等问题，说明我国公司治理结构发展不能一蹴而就，而需要一个渐进　的逐步发展完善的过程。　（二）相关建议本文提出如下建议：（１）研究国有股权对公司治理的作用机制，包括产品市场竞争情况、法律的制定和实施、要素　市场的完善以及有利于改善信息不对称的种种制度安排。（２）设计形成代表不同利益主体的股权制衡构局。通过股权的分置、转让，收　购、兼并等多种方式，优化股权机构，使上市公司的股权结构朝着股权有一定集中度，有相对控股股东，并有其他大股东与之制衡的方　向发展。（３）积极培育、引入战略性的机构投资者。设立保险基金、养老基金、共同投资基金等组织，引导机构投资者参与公司治理。（４）　强化董事会职能。合理确定董事会规模，提高董事会职能发挥的效率。发挥董事会的集体决策作用，从制度上保证董事会职权由董事会　行使，而不是董事长个人行使。使董事会相对独立于公司控股股东及经营者，从而保证董事会独立判断公司事务、决策公司经营。完善　独立董事制度。（５）加大股权激励力度，提高高管持股比例。实施新的制度创新，加大高管人员的持股比例，为公司设立合理的股权激励　机制，将为上市公司治理结构的建设和完善发挥重要作用。（６）改善上市公司外部治理结构，使公司内部治理与外部治理共同发挥作　用，提升公司绩效。应加速金融市场发展，完善法制系统建设，建立更加健全的市场体系；加快经理市场的培育和发展；加强其他外部监　督机制的作用：拓宽信息传播途径，发挥政府作为宏观调控者利用政策手段强化其监督作用，健全对中小投资者的法律保护。　参考文献：　［１］余镜怀、胡洁：《上市公司股权结构与公司绩效关系的实证分析》，《当代经济科学））２００７年第１期。　［２］Ｙ－海林：《股权结构对公司治理绩效的影响——以华东地区上市公司为例》，《厦门大学学报）２００９年第４期。　［３］ＬａＰｏｒｔａ，Ｒ．，Ｆ．Ｌｏｐｅｚ—ｄｅ—Ｓｉｌａｎｅｓ，Ａ．Ｓｈｌｅｉｆｅｒ，ａｎｄＲ．Ｖｉｓｈｎｙ，ＣｏｒｐｏｒａｔｅＯｗｎｅｒｓｈｉｐ　ａｒｏｕｎｄｔｈｅＷｏｒｌｄ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆＦｉｎａｎｃｅ，１９９９．　（编辑虹云）