中國上市公司董事會、高管層分析與公司治理 ·...

2005 第九屆科際整合管理研討會

May 28 PP287-307

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中國上市公司董事會、高管層分析與公司治理

楊蕙馨

山東大學管理學院教授

[email protected]

侯薇山東大學管理學院研究生

摘要以 2003 年 12 月 31 日前在滬深證交所上市的近千家公司為樣本，利用 3 個年度的平行資料（Panel

Data）描述了董事會的規模、結構與行為等表現出的特徵，對上市公司的治理效率與績效的關係進

行檢驗。結果發現，從中國上市公司的資料得出的結論與經典理論推導出來的並不一致，中國上市

公司的治理受控股股東、國有資產委託代理關係的缺陷、股權結構不合理、內部人控制和激勵約束

機制的不健全等因素的影響，據此提出中國上市公司治理的對策和思路。

關鍵詞：公司治理績效激勵約束董事會高級管理層

Analysis on the Boards, High Management

versus the Corporate Governance

Abstract Based on the listing companies in Shanghai and Shenzhen Stock Exchanges by Dec. 31, 2003, this

paper describes the characteristics on the size, structure, and conduct of the boards using three years’ panel data, and tests the relation between the governance efficiency and the performance. The results demonstrate the different conclusion from Chinese listing companies’ data according to the classic theories. The governance of Chinese companies are dominated by controlling shareholders, limit and shortcoming in principal-agency of the state-owned assets, improper structure of share rights, insiders’ control, and so on. The paper concludes by pointing out the suggestion and countermeasures on Chinese corporate governance. Key Words：corporate governance；performance；incentive constraint；board of directors；high-level management


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壹、引言

在公司治理中，董事會和高管層是至關重要的部分，前者是股東和經理之間

的橋樑，後者是董事和員工兩者組成杠杆的支撐點。董事會和高管層的有效溝通，

有利於促進公司各部門工作的良性迴圈，提高公司整體經營績效。董事會和高管

層的結構、行為及公司績效之間的關係一直是一個熱門研究題目。已有許多學者

進行過研究，而且得出了不一致甚至相互矛盾的結論。

目前國內研究和國外研究所採用的樣本、選取的變數和計算的方法等不同，

國外的研究結論也不一定適合正處在改革開放中的中國。本文以中國上市公司作

為考察的樣本，驗證相關因素對公司績效的影響、對董事會和高管人員的激勵效

用，以期為中國上市公司的治理改革提供經驗證據。預定討論的範圍主要是在中

國滬深兩市上市的公司及上市公司的董事會、高管層和績效之間的關係，針對它

們在資訊不對稱情況下可能出現的逆向選擇和道德風險這兩種委託——代理問

題，提出解決的方法或改善帕累托效率的依據。

貳、董事會、高管層與公司績效關係的研究

一、董事會與持股情況

作為溝通核心的董事會擔負著什麼責任呢？海默[注1]把董事會的職責分為五

個方面：第一，核心職責。即選聘和激勵主要經理人員(特別是總經理)，確保公司

有一個好的領導班子；第二，誠信職責。董事會對股東負有誠信職責；第三，戰

略決策職責。第四，政策與制度的制定職責。第五，監督職責。在美國，董事會

的職責被相應分配到若干個專業委員會中去。在中國，沒有設置專業委員會，董

事會承擔全部職責。

（一）董事會的規模

Lipton 和 Lorsch[注2]認為，當董事會的規模超過 10 人時，因協調和溝通所帶

來的成本會超過因人數增加所帶來的收益，通常情況下，董事會規模應在 10 人以

內，7-9 人是理想的規模。Yermack[注3]以 1984-1991 年度的 452 家美國公司為樣本，

對董事會規模與公司價值之間的相關性進行了經驗分析，結果顯示董事會規模與

公司價值(以托賓Ｑ值表示)之間呈現出負相關的凹型曲線關係。當董事會規模從 6

人上升到 12 人時，公司價值的損失相當於董事會人數從 12 人上升到 24 人時的損

失，即當董事會的規模從小型向中型變化時，公司價值的損失最大。

中國《公司法》規定，董事會人數在 5-19 人之間，Yermack 討論得出的情形在

中國的上市公司只可能部分的發生，因為他對董事會規模的分類與中國的稍有不

同。

[注1]：轉引自鄭成龍，「獨立董事制度——幾個相關問題的研究」，投資研究，第 7 期，2002 年，頁 44-48。

[注2]：Lipton, Martin and Jay W. Lorsch (1992), “A Modest Proposal for Improved Corporate Governance”, Business Lawyer, 48, pp.59-77. [注3]：Hermalin and Weisbach (1991), “The Effects of Board Composition and Direct Incentives on Firm Performance”, Financial Management, 4, pp.101-102.


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（二）內部董事與獨立董事

董事可分為內部董事和外部董事，其中外部董事中又可分出獨立董事。中國

董事會結構存在的問題比較多。第一，內部董事過多，造成內部人控制。中國國

有企業改革的歷史就是內部人控制問題產生和發展的歷史。問題產生的原因除發

達市場經濟國家所具有的一般原因外，更主要是由於中國上市公司大部分由國企

改制而成，股權相對集中，在經濟轉軌過程中的股權結構不合理，以及政府對企

業在行政上的“超強控制”和在產權上的“超弱控制”等特殊原因。[注4]

表 1 1999 年末紐約證券交易所市值前 8 位上市公司的董事會人員構成

外部董事的主要來源

公司名稱董事會人數外部董事人數大學教授、

律師

其他公司的離

任董事長、副董

事長、執行官

其他公司的現

任董事長、副董

事長、執行官

General Electirc 15 13 3 3 7

Exxon Mobil Corp. 18 14 2 3 8

Wal-Mart Stores 15 12 2 2 5

Lucent 9 8 0 2 4

IBM 12 11 3 1 7

Coca-Cola 12 11 3 3 4

Citi group 17 14 1 1 7

Merk & Co. 16 14 3 4 5

資料來源：各公司 1999 年報及其網站

表 1 是 1999 年末紐約證券交易所市值前 8 位上市公司的董事會人員構成情

況，可以看出，多樣化來源的外部董事占董事會人員的絕大比例。而根據何浚[注5]

的分析，中國上市公司平均擁有董事 9.7 人，其中內部董事 6.5 人，外部董事 3.2

人。何浚還提出了“內部人控制度”（用 K 表示）的概念， K＝內部董事數／董

事會成員數，如圖 1。上市公司的內部人控制度與股權的集中度高度相關，並隨著

股權的集中，內部人控制度呈現出增大的趨勢。從圖 1 看出：把內部人控制度在

50%以上的公司視為絕對控制的話，占中國上市公司的 77.3%；把內部人控制度在

30〜50%的公司視為相對控制，則占上市公司的 13.3%；內部人絕對控制和相對控

制之和占上市公司數的 90.6%。

[注4]：葉祥松，「內部人控制與公司治理結構的失效——基於轉軌時期中國國有公司治理結構失效的特殊原

因剖析」，西北大學學報（哲社版），第 3 期，2002 年，頁 9-15。

[注5]：何浚，「上市公司治理結構的實證分析」，經濟研究，第 5 期，1998 年，頁 50-57。


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83

14586

5438 100%

70〜100％

50〜70％

30〜50％

0〜30％

圖 1 內部人控制度

第二，董事會中的獨立董事太少。許多研究認為董事會中引入獨立的外部專

家董事利多弊少[注6]。從對獨立董事與公司績效的研究看出，學者們對獨立董事

作用的理解至少包含：獨立董事與績效有相關關係，人數的變化會在企業的效率

指標中顯示。

依照 2001 年 8 月 16 日中國證監會頒佈的《關於在上市公司建立獨立董事制度

的指導意見》要求：“上市公司要在 2003 年 6 月 30 日前，董事會成員中應當至少

包括 1/3 獨立董事”的規定，中國的上市公司董事會中獨立董事的人數理論上講應

該在 1—6 人之間。

（三）董事會人員持股情況

Morck 等[注7]以 371 家財富 500 強公司 1980 年的截面資料為樣本，檢驗了全

體董事會成員的持股比例之和與托賓 Q 值之間的分段線性聯繫，發現二者之間存

在顯著的非單調聯繫，即在 0－5%的持股比例區間內，Q 值與董事的持股權正相

關；5%－25%的範圍內，Q 值與董事的持股權負相關；超過 25%二者可能進一步正

相關，儘管Ｑ值與持股比例的關聯程度在這一區間有所減弱。Morck 等認為，在

0-5%及大於 25%的持股比例區間，董事會與股東的“利益趨同(alignment)”效應大

於董事會對股東的“利益侵佔(entrenchment)”效應，而在 5%-25%區間，後者大於

前者。中國《公司法》規定個人持股比例不得超過 5%，因此，在這個區間內，隨

著董事們持股數量的增加，公司績效應該隨之增長。

（四）董事長持股比例

由於中國國情和股市特殊性，把董事長的持股比例單獨拿出來與企業績效進

行分析。董事長作為一家（企業）之長，無論他做內部溝通還是參加外部社會活

動，都更希望公司績效不斷提高。所以，董事長持股有助於提高公司績效。

[注6]：陳曉劍、毛四方、何柏如，「貴公司的董事會構成合理嗎？」，中外管理，第 10 期，1999 年，頁 52-53。

胡汝銀，「全球公司治理運動的興起」，南開管理評論，第 4 期，2000 年，頁 15-19。楊雪金，「董事會，你

在哪里」，中國證券報， 11 月 2 日，1999 年。

[注7]：Morck Randall et al. (1988), “Management Ownership and Market Valuation”, Journal of Financial Economics, 20, pp.293-315.


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（五）董事會的行為特徵

有關董事會行為和激勵特徵的相關因素，如董事的學歷、經歷等幾乎沒有正

式的資料來源。因為許多上市公司的年度報告沒有對董事薪酬的披露，或者考慮

到不確定性收入的存在披露的數字不準確。為避免可能不準確的檢驗結果對問題

的誤導，本文未對這兩項特徵做經驗分析，並不意味著這兩項指標不重要。

于東智等[注8]對中國上市公司董事會行為特徵與公司績效之間關係的研究證

明：(1)董事會會議頻率與公司以前年度的經營績效負相關；(2)年度內董事會的非

正常會議次數與公司以前年度的經營績效負相關；(3)年度內董事會的非正常會議

次數與當年度和以後年度的經營績效正相關。穀祺[注9]對中國上市公司樣本檢驗

得出：董事會會議頻率與公司規模顯著正相關，與以前期間業績顯著負相關，即

董事會的行為是被動的反映，而不是事前的反映。因此，中國上市公司的董事會

行為中可能存在一定程度的管理低效和浪費現象，即 X 非效率。

二、高級管理人員與持股情況

股東、董事、雇員和顧客等都希望高級管理人員能以他們的能力、專業、資

訊資源、熱情和權威使公司不僅能應對變化，而且能從變化中獲利，最好能領導

變化。高管人員不僅要有足夠的能力開展工作，還要保證工作正確的完成。並且

高管人員所作的決定應該是基於股東的長期利益，而不是他自己的利益。[注10]

（一）高級管理人員數量及持股情況

由於所有權和經營權分離，經營者的努力工作使他承擔全部的成本而僅獲得

部分收益。相反，當他在職消費時，他得到全部的收益卻只承擔部分成本。所以

有必要通過股票期權、內部股票所有權等方式把經營者的利益和企業的長遠利益

結合[注11]。全美公司董事聯合會（NACD）藍帶委員會[注12]認為，擁有相當數量

的所有權份額可以形成董事與股東之間、管理者與股東之間更強的利益聯盟。

早期研究結果認為公司績效與經理持股是線性關係[注13]，其後的研究認為是

非線性關係。McConnell 和 Servaes[注14]指出，內部所有權（經理層持股）是一個

重要的控制機制，它與公司價值正相關，雖然可能是以一個非線性的方式相關。

這是利益趨同和利益侵佔此消彼長互相作用的結果。

[注8]：于東智，「董事會行為、治理效率與公司績效——基於中國上市公司的實證分析」，管理世界，第 2

期，2001 年，頁 200-203。

[注9]：谷祺、于東智，「公司治理、董事會行為與經營績效」，財經問題研究，第 1 期，2001 年，頁 58-65。

[注10]：羅伯特·蒙克斯、尼爾·米諾[美] ，「公司治理(第二版) 」，中國財政經濟出版社，北京，2004 年，頁

192。

[注11]：Jensen, Michael C. and William H. Meckling (1976), “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs

and Ownership Structure”, Journal of Financial Economics, 3, pp.305-60.

[注12]：于東智、穀立日，「上市公司管理層持股的激勵效用及影響因素」，經濟理論與經濟管理，第 9 期，

2001 年，頁 24-30。

[注13]：Demsetz H. and Lehn K (1985), “The Structure of Corporate Ownership: Causes and Consequences”, Journal of

Political Economy, 93, pp.1155-1177.

[注14]：Mc Connell. J. and Servaes. H. (1995), “Equity Ownership and the two faces of Debt”, Journal of Financial

Economics, 39, pp.131-157.


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張宗益、宋增基[注15]採用立方模型研究的結果支援 Morck、McConnell 等人的

結論，即隨著經理持股份額的增加，經理行為從“利益趨同”到“利益侵佔”又

回到“利益趨同”，在利益侵佔發生時，公司的外部股東很難控制經理人的行為。

若用 ROE（資產收益率）或 Tobin’s Ｑ作為績效指標，就目前國有股、法人股處

於絕對控股地位且不能流通的情況下，中國上市公司經理持股比例在 0-0.3%及大

於 1.5%的範圍區間內對公司績效提高有利，而在 0.3%-1.5%區間範圍內不利於公司

績效的改善。

（二）總經理持股比例

作為代理人，經理比股東更瞭解公司的運營狀況，可以更好的為公司出謀劃

策。讓經理以公司利益為目標、而非以個人利益為目標的方法之一就是高管人員

持股，以達到有效預防內部人控制、MBO 等發生。

大部分國外學者的研究認為，經理持股比例較高會促進公司治理，兩者存在

比較顯著的正相關關係。例如，Morck[注16]發現只要經理持股比例高於 50%，該

比例和績效間就存在正相關關係。

與國外同類研究不同的是，國內大部分對中國上市公司管理層持股與公司績

效關係的研究認為，二者之間不存在相關關係。于東智和穀立日[注17]通過回歸檢

驗否定了 “管理層持股比例越高，公司績效越好” 的假設；陳朝龍[注18]利用

2000 年底在滬深證交所上市的 1074 家 A 股公司的資料進行線性回歸結果同樣是無

顯著的正相關關係。

（三）董事長（副董事長）和總經理兩職設置情況

在中國，董事長和總經理兩職合一的情況逐年減少。兩職合一雖然有利於提

高執行力，但是，既是裁判員又是運動員的情況容易造成決策的個人主義、“一

言堂”，導致董事會的功能下降。相反，兩職分任能使董事會和經理層更好地履

行職能，增強兩者的獨立性和自主性，避免權力過於集中。

Berg 和 Smith 以《財富》雜誌 200 家公司為樣本的研究表明：兩職合一在一些

行業中與公司績效正相關。 Cannella 和 Lubatkin，Mallette 和 Fowler 分別指出兩職

合一與淨資產收益率具有弱的正相關性。Chaganti 等發現美國零售業中的公司是否

破產與兩職合一並沒有相關性[注19]。Rechner 和 Dalton[注20]選用《財富》雜誌 500

家公司中在多年期間具有穩定治理結構的公司作為樣本，發現兩職合一公司的股

[注15]：張宗益、宋增基，「上市公司經理持股與公司績效實證研究」，重慶大學學報(社會科學版)，第 8 卷

第 6 期，2002 年，頁 1-3。 [注16]：參見 Tobin, James (1969), “A General Equilibrium Approach to Monetary Theory”, Journal of Money, Credit and Banking, 1, pp.15-29. [注17]：于東智、穀立日，「上市公司管理層持股的激勵效用及影響因素」，經濟理論與經濟管理，第 9 期，

2001 年，頁 24-30。 [注18]：陳朝龍，「中國上市公司管理層激勵的實證研究」，重慶大學學報（社會科學版），第 5期，2002

年，頁 24-26。 [注19]：轉引自于東智、穀立日，「國外有關公司治理問題的研究綜述」，煙臺師範學院學報(哲學社會科學

版)，第 3 期，2002 年，頁 100-107。 [注20]：Rechner, Dalton (1991), “CEO Duality and Organizational Performance: A Longitudinal Analysis”, Strategic Management Journal, 12, pp.155-160.


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票邊際收益率較高，但不具有統計上的顯著性，兩職合一與淨資產收益率、投資

收益率和邊際利潤負相關。

在研究領導權結構與公司績效之間的關係時， Boyd[注21]在引入環境變數的

基礎上，對兩職設置與公司績效之間關係的檢驗結果表明：處在高度變化行業中

的公司，兩職合一與經營績效正相關；處在變化較慢行業中的公司，兩職合一與

經營績效負相關。

三、大股東與控股股東情況

中國很多上市公司的股權歸納起來有四個突出特點：一是流通股的比例非常

低，絕大部分股份不能上市流通；二是非流通股過於集中，導致“一股獨大”；

三是流通股過於分散，機構投資者比重過小；四是第一大股東通常為一家控股公

司或國家，而不是自然人。

（一）大股東

中國上市公司不合理的股本結構表現在股東的發言權受大股東利益的控制，

更多的情況是董事會成員就是控股股東的代表。這可能導致多方面的問題。小股

東與大股東之間持股比例相差懸殊（圖 2），在一股一票和簡單多數通過的原則下，

決定了第一大股東在股東大會上對公司的重大決策及董事選舉擁有絕對的控制

權。

圖 2 第一大股東占前十位股東比例[注22]

有的學者發現股份集中度越高的公司業績越好[注23]，有的發現有一定的集中

度，有相對控股股東，並且有其他大股東存在的治理結構，最有利於公司治理機

[注21]：Boyd B K. (1995), “CEO duality and firm performance: a contingency model”, Strategic Management Journal, 16, pp.301-312. [注22]：劉國亮，「中國上市公司董事會結構、行為與公司績效」，浙江大學論壇網站。 [注23]：許小年，「以法人機構為主體建立公司治理機制和資本市場」，改革，第 5期，1997 年，頁 28-34。


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製作用的發揮，公司績效也趨於最大[注24]。還有學者得出“股權集中度、國家股

比例、法人股比例和流通股比例對上市公司業績沒有顯著影響”[注25]的結論。

（二）國有股

中國的上市公司很多都是“國家隊”的成員，擁有國有股的公司占全部上市

公司的很大比重，如表 2。如果把國有股份為國家股和國有法人股，上市公司第一

大股東是國家股的公司占全部公司的 65%，第一大股東為法人股的公司占 31%，

兩者合計占 96%。這些非流通的國有股份所占比重如此之大，容易導致內部人控

制現象的發生，使股東大會成了某種形式上董事會的變形，甚至出現一個大股東

參加的股東大會也是合法有效的尷尬事實。

表 2 有“國家隊”背景上市公司一覽

國有股東上市公司國有股東上市公司

* 中國水產集團總公司中水漁業中國運載火箭技術研究院火箭股份

* 中國第一汽車集團公司

一汽轎車、一

汽金杯、一汽

四環

中國石油化工股份有限公司

上海石化、儀征化纖、石油大

明、武鳳凰、泰山石油、武漢

石油、遼河油田、揚子石化、

中原油氣

中信國安總公司中信國安中國北深圳公司深南坡、深圳西林

* 中商企業集團公司中商股份 * 華聯發展集團公司深中冠、華聯控股

* 中國航太機電集團公司航太科技 * 攀枝花鋼鐵集團公司新鋼釩

中國服裝集團公司中國服裝中國華潤總公司深萬科

中國鐵路機車車輛工業總公司南方匯通中國公路車輛機械總公司中通客車

* 首鋼總公司首鋼股份中國福馬林業機械集團有限公司林海股份、常林股份

鋼鐵研究總院安泰科技 * 國家電力公司國電電力、國電南自

中國國際貿易有限公司中國國貿中房集團珠海房地產開發公司隆源實業

中國技術進出口總公司中技貿易 * 中國華源集團有限公司浙江鳳凰、華源發展

中國五金礦產進出口公司五礦發展 * 中國遠洋運輸集團總公司深中集

中國紡織物資集團總公司中紡投資中國航空技術進出口深圳公司深南光

中國葛洲壩集團公司葛洲壩國家有色金屬工業局中金嶺南

上海汽車工業集團總公司上海汽車中國中海直總公司中信海直

中科院長春應用化學科技總公司長春熱縮中國成套設備建設股份有限公司中成股份

中國旅遊商貿服務總公司中國泛熱中國有色金屬建設股份有限公司有色鑫光

中國無機材料科技實業集團公司耀皮玻璃中國煙草總公司浙江省分公司甬城隍廟

國家體育總局體育基金籌建中心中體產業中國光大集團總公司麗珠集團

* 中國新型材料集團公司中國化建中國信達資產管理公司宏源信託

[注24]：孫永祥、黃祖輝，「上市公司的股權結構與績效」，經濟研究，第 12 期，1999 年，頁 23-30。 [注25]：董麓、肖紅葉，「上市公司股權結構與公司業績關係的實證分析」，統計研究，第 11 期，2001 年，

頁 28-30。


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中國吉林森林工業集團總公司吉林森工中國華能集團公司北海新力

中國牧工商集團總公司中牧股份華誠投資管理有限公司嶽陽恒立

中國地礦寶石總公司戴夢得中鎢硬質合金集團公司中鎢高新

中國耀華玻璃集團公司耀華玻璃中國紡織機械集團有限公司經緯紡機

中國東北電力集團公司龍電股份 * 中國寰島集團公司寰島實業

中國物資儲運總公司中儲股份中國振華電子集團公司振華科技

* 中國路橋集團總公司路橋建設中國長城電腦集團公司湘電腦

* 中國化工進出口總公司中化國際中色建設集團有限公司中色建設

* 中國普天資訊產業集團公司上海郵通 * 中國核工業總公司蘇州閥門廠中核蘇閥

中國船舶工業集團公司廣船國際中國海運集團總公司中海海盛

中國國際貿易鋼鐵投資公司道博股份 * 中國食品工業集團公司 PT 中浩

* 中國兵器裝備集團公司中國嘉陵中國長城資產管理公司 PT 渝鈦白

中國石油天然氣股份有限公司

三星石化、石

油龍昌、錦州

石化

(注：*為由國務院第一批派出監事會主席的國有大型企業集團。)

資料來源：網易金融街網站

1996 年世界銀行委託美林證券公司對中國 1993—1995 年所有上市公司的股權

結構和經營業績相關性的研究表明：股權集中效應在法人股股東控股的公司比國

家股股東控股的公司更為明顯；公司業績與法人股比重呈正相關，但與國家股比

重呈負相關或非相關；勞動生產率隨國家股比重的增加趨於下降[注26]。

三、研究設計

一、假設研究

根據前面的論述，對中國上市公司董事會、高管層與公司績效的關係提出以

下假設。

假設 1：董事會的規模與公司績效之間存在正向相關關係。

假設 2：公司績效與董事長持股有倒 U 型相關關係。即董事長持股比例越高，

公司績效越好；超過一定程度後，持股比例越高，績效越差。

假設 3：董事會人員持股之和與公司績效的關聯性相同於假設 2 的關係。

假設 4：董事會中獨立董事的比例越高，公司的經營績效越好。

假設 5：公司績效與總經理持股在一定範圍有正向相關關係，總經理持股比例

越高，公司績效越好；超出一定程度後，二者成負相關。

假設 6：高級管理人員持股之和與公司績效之間的關係呈正相關關係。

[注26]：葉祥松，「內部人控制與公司治理結構的失效——基於轉軌時期中國國有公司治理結構失效的特殊原

因剖析」，西北大學學報（哲社版），第 3期，2002 年，頁 9-15。


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假設 7：管理人員數量與公司績效存在二次曲線相關的關係。

假設 8：擁有股票數量前十位的大股東[注27]（第一大）持股比例與公司績效

呈負相關關係。

假設 9：董事長（副董事長）和總經理兩職，一人兼任會影響公司績效，兩人

分任有助於績效的提高。

二、資料來源

以 2003 年 12 月 31 日前在滬深證交所上市的 963 家公司為樣本，以 2000—2002

年度為研究區間，資料全部來自上市公司的年度報告，資料來源包括巨靈證券資

訊系統和《2003 年上市公司速查手冊》（光碟）[注28]，計算過程利用社會科學統

計套裝軟體（SPSS11.5）完成。應用單個年度內的資料回歸也可得到結果，但穩定

性和說服力不夠強。所以主要選用 963 家公司的年度平行資料（Panel Data）作為

回歸的樣本。平行資料是近 20 年來計量經濟學領域中最為活躍的研究領域，使用

平行資料會帶來較大的自由度，並且作為截面變數和時間變數的結合資訊能夠顯

著地減少缺省變數所帶來的問題。為保證資料的有效性，消除異常樣本對結論的

影響，回歸前對原始樣本進行了篩選，去除了 ST、PT 以及金融業的公司，還剔除

了有效樣本中績效指標的無意義值和極端值。

三、變數設定

（一）因變數

公司績效：採用 t[注29]年經行業水準調整後的淨資產收益率（ tAROE ）；t

年經行業水準調整後的主營業務利潤率（ tACPM ）。

淨資產收益率是反映公司盈利能力的通用指標，綜合代表能力強，去除了整

個行業宏觀的影響因素，使變數更具代表性；再選擇 tACPM 用以彌補淨資產收益

率易被人為調整、不能完全反映公司績效的缺點。

（二）引數

董事會的規模：董事會人數（DN）。

董事長持股比例：董事長持有本公司股票數量占本公司總股本的比重（CS）。

董事會人員持股之和：董事會成員持有本公司股票數量之和占本公司總股本

的比重（DS）。

獨立董事的比例：董事會中獨立董事人數占董事會人數的比重（ID）。

總經理持股比例：總經理持有本公司股票數量占本公司總股本的比重（ES）。

高級管理人員持股之和：高級管理人員持有本公司股票數量之和占本公司總

[注27]：以下簡稱“十大股東”。 [注28]：「2003 年上市公司速查手冊」由中國證券報社監製，新華出版社出版，2003 年 5 月。 [注29]：用 t表示年份，且 2000□t□2002，下同。


- 297 -

股本的比重（MS）。

管理層人員數量：高級管理者人數（MN）。

兩職設置：董事長（副董事長）和總經理兩職一人擔任還是兩人分任（D）。

（三）控制變數

除上面列出的變數外，公司所在地、所有制形式等因素也可能對公司績效產

生明顯的影響。而這些因素不是研究的重點，為控制其對公司績效的影響，把公

司所在地、所有制形式兩個變數作為控制變數加入了回歸。

其中，所在地是一個分類變數，按地理區域劃分為華南、華北、華東、華中、

西南、西北和東北，變數按順序取值為 1－7（整數）。“所有制形式”這一變數

沒有採取分類變數進行衡量，因為很多國有企業已經完成了股份制改造，有些已

經成為上市公司，簡單的以國有、非國有的定性標準對這些公司進行分類並不合

適，而用國有股權的比例作為對“所有制形式”變數的衡量，這一衡量標準是相

對準確和更為量化的。

（四）變數列表

各主要變數如表 3。

表 3 變數列表

類別變數名稱符號解釋

調整後主營業務利潤率 ACPM 各年度公司主營業務利潤率減該行業主營業務利潤率因變數

調整後淨資產收益率 AROE 各年度公司淨資產收益率減該行業淨資產收益率

董事會規模 DN 董事會人數

董事長持股比例 CS 董事長持本公司股票數量 / 總股本

獨立董事人數 ID 獨立董事人數 / 董事會人數

董事會人員持股之和 DS 董事會全體成員持股數量 / 總股本

管理層人員數量 MN 高層管理者人數

總經理持股比例 ES 總經理持本公司股票數量 / 總股本

高級管理人員持股之和 MS 高層管理人員持股數量之和 / 總股本

十大股東持股比例 SS 持股數量最多的前十位股東持股數量之和 / 總股本

引數

兩職設置 D 董事長或副董事長是否兼任總經理

所在地 R R=1〜7 的整數，分類變數控制變數

所有制 S S=國有股/總股本

肆、資料分析

一、描述性分析


- 298 -

表 4 因變數未調整前情況

2002年度主

營業務利潤

率[%]

2001年度主

營業務利潤

率[%]

2000年度主

營業務利潤

率[%]

2002年度淨

資產收益率

[%]

2001年度淨

資產收益率

[%]

2000年度淨

資產收益率

[%]

Valid N 963 963 963 963 963 963

Mean 24.907468 25.487958 25.979869 3.341263 4.361605 6.724651

Std. Deviation 14.603219 15.1811996 17.1824072 39.4140959 22.1114452 25.3302934

Minimum -4.8537 -19.4113 -187.2093 -1155.5900 -397.0728 -574.1493

Maximum 90.9030 91.2899 91.7106 68.2529 48.7641 134.3624

表 4 反映的是各年度公司的績效情況，是未經行業調整之前的原始資料。在

回歸時所使用的資料是經過調整後的資料。

表 5 董事會規模（DN）

N Minimum Maximum Mean Mode Std. Deviation

02年董事會人數 962 3 20 9.94 9 2.416

01年董事會人數 883 2 19 9.36 9 2.519

00年董事會人數 601 2 19 9.32 9 2.572

表 6 2002、2001、2000 董事會人數

Valid Yr.2002

Frequency

Yr.2002

Percent

Valid

Percent

Yr.2001

Frequency

Yr.2001

Percent

Valid

Percent

Yr.2000

Frequency

Yr.2000

Percent

Valid

Percent

2 0 0 0 1 .1 .1 1 .1 .2

3 1 .1 .1 0 0 0 0 0 0

4 2 .2 .2 3 .3 .3 2 .2 .3

5 11 1.1 1.1 34 3.5 3.9 24 2.5 4.0

6 18 1.9 1.9 37 3.8 4.2 22 2.3 3.7

7 103 10.7 10.7 174 18.1 19.7 126 13.1 21.0

8 94 9.8 9.8 55 5.7 6.2 46 4.8 7.7

9 300 31.2 31.2 241 25.0 27.3 157 16.3 26.1

10 68 7.1 7.1 46 4.8 5.2 38 3.9 6.3

11 166 17.2 17.3 154 16.0 17.4 90 9.3 15.0

12 54 5.6 5.6 31 3.2 3.5 18 1.9 3.0

13 75 7.8 7.8 55 5.7 6.2 40 4.2 6.7

14 16 1.7 1.7 16 1.7 1.8 9 .9 1.5

15 32 3.3 3.3 21 2.2 2.4 17 1.8 2.8

16 7 .7 .7

3 .3 .3 2 .2 .3


- 299 -

17 7 .7 .7 9 .9 1.0 6 .6 1.0

18 3 .3 .3 2 .2 .2 1 .1 .2

19 4 .4 .4 1 .1 .1 2 .2 .3

20 1 .1 .1

Total 962 99.9 100.0 883 91.7 100.0 601 62.4 100.0

Missing

System 1 .1 80 8.3 362 37.6

Total 963 100.0 963 100.0 963 100.0

表 5 與表 6 顯示的是上市公司董事會成員的分佈。可以看到大多數公司董事

會人數是 7-11 人，約占樣本的 80%，數值各年度變化不大。7、9 和 11 等奇數的頻

數遠大於偶數規模的董事會。但 2002 年仍有 263 家，2001 年 193 家，2000 年 139

家採用了偶數規模設置，分別占當年有效樣本的 27.34%，21.86%，23.13%。這種

設置往往使董事會的討論得不到結果，或傾向于採納董事長或總經理的意見。

表 7 董事會持股比例（DS）

N Minimum Maximum Mean Std. Deviation

02年董事會持股比例[%] 957 .00 26.0669 0.068149 95.45840

01年董事會持股比例[%] 879 .00 23.4653 0.076796 92.75848

00年董事會持股比例[%] 596 .00 10.9521 0.060784 52.91541

表 7 顯示的是各年度上市公司全部董事會成員持股比例之和。可以看出，董

事持股比例之和偏低，僅為 0.6-0.7�，而且標準方差較大，2001 年與 2002 年都達

到了 90 以上。這說明每個公司的董事會成員是否持股、持股數量（最少持股量為

0，最多持股量分別為 0.2607%，0.2347%，0.1095%）有較大差別。而且近年來，董

事會持股最多的成員所持量呈高速增長趨勢，2002 年超過了 1/4，是 2000 年的

238%，出現了股票越來越集中于某些董事人員的趨勢。

表 8 董事長持股比例（C S）


02年董事長持股比例[%] 961 .00 13.6488 0.030963 51.11527

01年董事長持股比例[%] 882 .00 11.0341 0.031580 46.02643

00年董事長持股比例[%] 600 .00 6.0365 0.019766 24.81636

表 8 是各年度公司董事長個人持有本公司股票數量的統計。董事長持股比例

更低，平均僅為 0.2-0.3�，只有個別的較高，很多董事長不持有公司股票，各年度

分別占有效樣本的 53.3%，50.2%和 51.8%。


- 300 -

表 9 獨立董事人數（ID）[注30]


01年獨立董事人數 880 1 4 1.87 2 0.83

00年獨立董事人數 599 1 4 2.07 2 0.87

獨立董事越多，董事會的獨立性越強，從表 9 得出 2001 年和 2000 年中國擁有

獨立董事的上市公司僅占樣本的 6.2%和 2.9%，表明上市公司還沒有建立起獨立董

事機制，獨立董事力量相當薄弱。

表 10 管理層人員數量（MN）


02年管理層人數 962 0 19 6.00 5 2.128

01年管理層人數 882 0 19 5.66 6 2.185

00年管理層人數 600 0 14 5.20 5 2.077

中國上市公司的高管人員數量（表 10）各年的眾數分別為 5、6 和 5 人，標準差不

大，表明高級管理人員數量不多且分佈較集中。

表 11 管理層持股比例和（MS）


02年管理層持股比例[%] 948 .00 13.7070 0.043426 61.60622

01年管理層持股比例[%] 853 .00 12.4181 0.044243 56.69693

00年管理層持股比例[%] 580 .00 11.7083 0.045394 54.08960

根據 2002 年、2001 年和 2000 年樣本公司年報的統計（表 11），上市公司高

層管理人員持股情況可總結為持股人數不少，但總體持股量偏低。上市公司高層

管理人員中，約有一半的人員持有公司股份，還有一些上市公司的全體高層管理

成員均持有公司股份。有些公司高層管理人員的持股量好像不低，但從高層管理

人員持股總量占上市公司總股本的比例來看，持股比例相當低，還不足公司總股

本的萬分之五。

表 12 總經理持股比例（ES）


02年總經理持股比例[%] 961 .00 10.4458 0.025073 42.55142

01年總經理持股比例[%] 881 .00 10.4458 0.027490 44.44549

00年總經理持股比例[%] 601 .00 6.0365 0.015846 24.71838

表 12 反映了 2002 年 961 個有效樣本只有 9 個公司的總經理持股 1�以上，547 位

沒有持股。2001 年 881 個有效樣本中，同樣只有 9 位經理持股 1�以上，500 位持股量

為零。2000 年 601 個有效樣本中，僅有 5 位經理持股量大於 1�，仍有 341 位沒有持股。

超過半數的經理持股量為零，這一資訊傳達出這些經理所帶的團隊很可能有短期視角。

[注30]：“獨立董事人數”變數因為個人能力所限，只得到 2000 年和 2001 年的數據。


- 301 -

表 13 兩職設置（D）

一人擔當[注31] 二人擔當[注32]

Frequency Valid Percent Frequency Valid Percent Total

02年兩職設置 276 29.1 673 70.9 949

01年兩職設置 235 27.5 619 72.5 854

00年兩職設置 168 29.1 410 70.9 578

表 13 顯示，董事長（副董事長）與總經理兩職分別設置的上市公司數量在逐

年增多，同時兩職合一的情況在減少，董事長與總經理分設的比率是增加的。這

表明中國上市公司董事會與經理層的權責分工越來越規範化、明晰化，監督機制

越來越具嚴密性。

表 14 十大（第一大）股東持股比例（SS）[注33]

2002年 N Minimum Maximum Mean Std. Deviation

第一大股東持股比例[%] 963 17.19 85.00 53.5978 18.77770

十大股東持股比例[%] 963 35.42 87.80 64.4155 13.49260

表 14 顯示股權集中的現象十分嚴重，十大股東的持股量達到 35-90%之間。而

且一半左右的企業，第一大股東所持股份占十大股東所持比重的 80%以上。因為

這些股票絕大多數是非流通的，股票市值可能不能真實的反映公司的經營狀況。

表 15 國家股比例（S）


2002年度國家股比例% 963 .0000 .8500 .303329 .2675567

2001年度國家股比例% 963 .0000 .8858 .306444 .2700234

2000年度國家股比例% 963 .0000 1.0000 .308014 .2806207

表 15 顯示國家股的最高比例已由 2000 年的 1%下降至 2002 年的 0.85%。國家

機關作為非營利的行政機構正在與公司治理剝離，漸漸走向“政企分開，產權清

晰”的道路。由於中國的歷史遺留問題過於盤根錯節，包袱過於沉重，如此的複

雜，步子要邁的快一些，還需要一定的時間。

二、主要變數的相關性分析

[注31]：表示該公司總經理與董事長或副董事長是一個人。 [注32]：表示該公司總經理與董事長、副董事長是不同的人。 [注33]：“十大股東比例”變數因為個人能力所限，只得到 2002 年的資料。


- 302 -

表 16 2002 年相關性分析

調整後2002年度主

營業務利潤率[%]

調整後2002年度淨

資產收益率[%]

02年董事會人數 Pearson Correlation -.085(**) .013

Sig. (2-tailed) .009 .688

N 962 962

02年管理層人數 Pearson Correlation -.018 .019

Sig. (2-tailed) .573 .551

N 962 962

02年董事會持股比例% Pearson Correlation .022 .009

Sig. (2-tailed) .491 .770

N 957 957

02年管理層持股比例% Pearson Correlation .015 .011

Sig. (2-tailed) .638 .744

N 948 948

02年董事長持股比例% Pearson Correlation .018 .008

Sig. (2-tailed) .569 .816

N 961 961

02年總經理持股比例% Pearson Correlation .017 .008

Sig. (2-tailed) .591 .797

N 961 961

02年兩職設置 Pearson Correlation -.053 -.016

Sig. (2-tailed) .105 .630

N 949 947

第一大股東持股率[%] Pearson Correlation -.060 .228

Sig. (2-tailed) .715 .156

N 963 963

十大股東持股率[%] Pearson Correlation .022 .248

Sig. (2-tailed) .892 .124

N 963 963

地區分類代碼 Pearson Correlation -.003 -.023

Sig. (2-tailed) .919 .467

N 963 963

2002年度國家股比例% Pearson Correlation -.053 -.007

Sig. (2-tailed) .100 .837

N 963 963

** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).

* Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).


- 303 -





資產收益率(%)


Sig. (2-tailed) .001 .141

N 883 883


Sig. (2-tailed) .669 .131

N 882 882


Sig. (2-tailed) .283 .554

N 879 879


Sig. (2-tailed) .398 .522

N 853 853


Sig. (2-tailed) .314 .554

N 882 882


Sig. (2-tailed) .333 .557

N 881 881

01年獨立董事比例% Pearson Correlation -.065 .090

Sig. (2-tailed) .522 .601

N 880 880

01年兩職設置 Pearson Correlation -.023 .009

Sig. (2-tailed) .505 .798

N 854 852

地區分類代碼 Pearson Correlation .030 -.013

Sig. (2-tailed) .360 .698

N 963 963

2001年度國家股比例% Pearson Correlation -.057 .012

Sig. (2-tailed) .077 .701

N 963 963


* Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed)

.


- 304 -





資產收益率(%)


Sig. (2-tailed) .004 .129

N 601 601


Sig. (2-tailed) .288 .486

N 600 600


Sig. (2-tailed) .467 .652

N 596 596


Sig. (2-tailed) .552 .641

N 580 580


Sig. (2-tailed) .533 .907

N 600 600


Sig. (2-tailed) .615 .870

N 601 601

00年獨立董事比例% Pearson Correlation .110 .096

Sig. (2-tailed) .275 .341

N 559 559

00年兩職設置 Pearson Correlation -.007 .045

Sig. (2-tailed) .873 .283

N 578 577

地區分類代碼 Pearson Correlation .068(*) .031

Sig. (2-tailed) .035 .342

N 963 963

2000年度國家股比例% Pearson Correlation .013 .038

Sig. (2-tailed) .692 .235

N 963 963


* Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed)


- 305 -

伍、結論與研究意義

一、結論回歸分析得出的結果如表 19。

表 19 假設支援情況

假設檢驗結果

1 董事會規模與公司績效正相關未支持

2 董事長持股比例與公司績效有倒 U 型相關關係未支持

3 董事持股比例之和與公司績效有倒 U 型相關關係未支持

4 獨立董事的比例與公司經營績效正相關未支持

5 總經理持股比例與公司績效有倒 U 型相關關係未支持

6 高管人員持股比例之和與公司績效正相關未支持

7 管理人員數量與公司績效存在二次曲線關係未支持

8 十大（第一大）股東持股比例與公司績效負相關支持

9 董事長（副董事長）和總經理兩職分任會有助於公司績效提高未支持

回歸結果顯示雖然假設 1 沒有成立，但引數“董事會規模”與調整後的主營

業務利潤率在 99%的置信區間存在著相關關係，兩者負向相關。假設 8 的十大股

東（第一大）持股比例與公司績效之間的關係，在用每股淨資產代表公司績效時，

公司股權結構越集中，每股淨資產越小，這肯定了股權過分集中產生的負面影響；

但是在用淨資產收益率、主營業務收入衡量績效時，僅表現出弱的正相關關係。

與此同時，假設 2 至假設 6 和假設 9 的引數與公司績效之間都沒有表現出統計意義

上的相關關係。

二、建議

通過對中國 2000—2002 年 963 家上市公司的定量研究及定性描述，驗證了董

事會和高管層規模、結構及公司股權等公司治理變數的相關關係，揭示了董事會

和高管層的特徵與公司治理效率之間的關係，檢驗結果並未能驗證國外學者提出

的董事會和高管層結構設置與公司績效顯著相關的結論，表明中國上市公司董事

會和高管層行為的低效率。

相關性分析的結果表明：在 90%和 95%的概率下，除個別變數外，都沒有表

現出與公司績效之間的顯著關係。通過以上的分析和檢驗得出，大股東變數如此

的重要以至於影響著其他變數與績效的相關程度，董事會和高管層的功能發揮被

淹沒在股權集中化，特別是一股獨大產生的負面影響當中。

如何來解決大股東的負面效用呢？讓-雅克·拉豐在《激勵理論（第一卷）》指

出，激勵機制（契約）的實質就是由委託人設計一種約束，使得它既是激勵可行


- 306 -

的，又可以付出盡可能少的資訊租金。在資訊不對稱條件下，代理人的激勵和約

束問題可分為外部環境（法治環境、經濟環境、市場環境等）和內部環境（分配

機制、考評機制和約束機制等）。正是由於中國政治、經濟、法治等大環境有其

強烈的要求，但又沒有達到國際理論模型完全適應狀態。因此，激勵機制這個社

會實踐性較強的課題，還有待今後環境的發展來逐步建立。這樣改進公司治理的

方向有二：從表層上改變一股獨大的股權結構；從本質上加強對公司治理的外部

治理制度約束，消除因內部治理的無效而產生的消極影響。應該說第二個方向對

改善中國上市公司治理效率更有效，當然實施的道路會更曲折一些。據此提出的

政策建議是：明確國有股權代表，尋求國家所有者行使股東權利的有效途徑；降

低國有股比例，實現產權多元化；加強對中小股東利益的保護，減少內部人控制。

引入獨立董事制度，提高董事會獨立性，提升董事會人員的素質，真正發揮董事

會和監事會的作用。強調使用各種激勵手段，研究薪金報酬的適用方法，加快職

業經理人市場的培育，提高公司經營管理水準，強化激勵的有效性。

三、研究意義

本文選取的是符合條件的全部上市公司，選取的數量之眾，其他文章是較少見到的，因

此更具有代表性。而且儘量列舉了中國研究者對中國的治理研究的結果和貢獻，提高了結論

的可比參照性。

四、研究局限性

（一）資料範圍的局限性

中國很多學者對上市公司的治理進行過分析和檢驗，得出了很多互相抵觸的

結論。造成實證結果的不一致主要是研究選擇的樣本存在差異。由於中國正處於

轉軌時期，市場環境和法律制度都處於變革中，不同時期上市的公司因為受外部

宏觀環境的影響，公司治理會表現出較大的差別。

本文選擇的資料比較新，反映了現實的情況，但是十大股東變數沒有得到 2000

年和 2001 年的資料，使得論文的說服力稍顯欠缺。

（二）變數衡量的局限

表現公司績效的指標應該說是多種多樣的。除了採用淨資產收益率和主營業

務利潤率之外，還有很多其他財務指標以及非財務指標。考慮到數值的可獲得性，

本文只選擇了績效的二個財務指標，具有一定的局限性。

（三）回歸模型的局限

研究公司績效和股權結構之間的關係時，有採用線性關係的，有些雖然是曲

線模型，但是驗證的結果卻是低顯著性下的線性相關。尤其是國內外有些學者在

研究公司績效與股權集中度的關係時，得出了區間效應，即“利益趨同-利益侵佔-

利益趨同”的曲線關係。中國上市公司的檢驗結果說明可能是中國還未達到利益

侵佔的區間，或者在中國二者的關係的確是線性的。這些不確定的存在表示本文

的模型不夠完善，還需進一步研究。


- 307 -

參考文獻

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9. Demsetz H. and Lehn K. (1985), “The Structure of Corporate Ownership: Causes and

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10. Fama, Eugene F., and Michael C. Jensen (1983), “Separation of Ownership and

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中國上市公司董事會、高管層分析與公司治理 ·...

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