关键词：资本结构 财务杠杆利益 影响因素 管理
资本结构是指公司各种资金的来源构成及其比例关系，是筹资决策的核心问题，筹资决策的目标是确定最优资本结构，以求得公司价值最大化，达到公司加权平均资金成本最低。公司资金主要来源于三个部分：公司的自有资金，它是公司在生产经营过程中不断积累起来的；负债；对外增加股权基金。相对于负债资金来说，我们把自有资金和股权基金统称为权益资金。因此，资本结构的选择也就是对权益资金和负债资金在整个资金比重中的权衡，以确定本公司的最佳资本结构。
影响资本结构选择的相关因素分析
财务风险
财务风险是指当公司有负债、租赁或优先股时，债务利息、租金和优先股股利等固定支出将会影响企业的税后利润，并对普通股股东收益产生的影响。负债是公司产生财务风险并引发财务杠杆效应的根源，在公司资本总额、息税前利润相同的情况下，负债比例越高，财务费用越大，财务杠杆系数也越大，公司的财务风险也越大，公司可以获得的财务杠杆利益也越大，当公司息税前利润略有增加时，普通股每股收益增加速度也会越大；如果公司没有负债，不承担固定性财务费用，公司就没有财务风险。因此公司负债比例应以多大为宜，这没有也不应该有统一的标准。要看公司能够或者愿意承受多大的财务风险，那些对经济发展前景比较乐观，并富于进取精神 ，喜欢冒风险的企业可以安排比较高的负债比率 ，而那些对宏观经济未来趋势持悲观态度 ，或者一惯以稳健著称的企业 ，则使用较少的债务资金。
经济周期因素
在市场经济条件下 ，任何国家的经济都既不会较长时间的增长 ，也不会较长时间的衰退，而是在波动中发展的。这种波动大体上呈现复苏、繁荣、衰退和萧条的阶段性周期循环，即为经济周期。一般而言，在经济衰退、萧条阶段 ，由于整个宏观经济不景气，多数公司经营举步维艰，财务状况常常陷入窘境，甚至恶化，经济效益较差。在此期间 ，公司应尽可能压缩负债 ，甚至采用“零负债”策略。而在经济复苏、繁荣阶段，由于经济走出低谷，市场供求趋旺，大部分公司的销售顺畅利润水平不断上升。在自有资金不足的情况下，可以适当举债用于扩大生产、拓展市场。
市场竞争环境因素
债务融资非常强烈地直接受到货币政策和宏观经济运行的影响很容易波动，而一旦波动就会使企业陷入不利的境地。即使处于同一宏观经济环境下的公司，因各自所处的市场竞争环境不同 ，其负债水平也不应一概而论。因此，一个合理的公司，一个有竞争力的公司首先是内部融资，其次才是向外举债最次的方法是增资扩股。因为只要举债，作为债务人就要受到债权人非常强烈的约束。一般来说，在市场竞争中处于垄断性行业的公司 ，由于公司的销售不会发生问题，生产经营不会产生较大的波动 ，利润稳中有升，因此 ，可适当提高负债比率 ，以利用债务资金，提高生产能力，形成规模效益 ，巩固其垄断地位，而对于一般竞争性公司，由于其销售完全由市场来决定 ，价格易于波动，利润难以稳定，因此，不宜过多地采用负债方式筹集资金。
企业行业因素
行业因素是影响资本结构的主要因素之一。由于行业的竞争程度不同，不同行业的产业壁垒高低不等，产业集中度存在差异，集中度越高，竞争性越弱，就可以有过多的负债，反之负债就越少；不同行业的风险也不同，风险等级较高的行业因为有许多不确定性存在，应适度举债，其负债率较低，反之负债率较高；资产结构能以多种方式影响企业的融资渠道，比如拥有较多流动资产的公司更多依赖流动负债来筹集资金，资产结构中无形资产所占比重较多的公司，其破产成本较高，所以以技术研究开发为主的行业则负债较少。不同的行业，由于生产经营活动的内容不同，其资金结构相应也会有所差别。商品流通企业因主要是为了增加存货而筹资，而存货的周转期较短，变现能力较强，所以其负债水平可以相对高一些，而对于那些高风险、需要大量科研经费、产品试制周期特别长的企业则不宜过多地利用债务资金。
公司规模
公司的规模越大，说明公司经营的业务范围也会越广，业务的广泛性可以降低企业的经营风险，从而企业破产的可能性越小，破产成本也就越低；反之，公司的规模越小，公司破产的可能性越大，破产成本也就越高。Kim 指出，公司的破产成本与公司的资本结构密切相关，破产成本低的公司倾向于负债融资，因此公司的规模应与公司负债融资的比例正相关。
制度因素
制度性因素对资本结构的影响主要包括股权结构、股东结构和激励机制等。股权结构不一样对资本结构的关注点差别很大，即使是同样的行业、同样的财务指标在美国市场，公司决策者可能更愿意选择债务型融资，而在我国可能更倾向于股权型融资。从股东结构来看，国有股、法人股、社会流通股、外资股有着不同的融资方式选择偏好，进而对资本结构有着不同的关注重点。从另一个角度看，控股股东、控市股东和中小股东的价值取向也不一样，追求的目标也不完全一样。控股股东的目标是最大限度地融资，从而尽快收回资产成本，甚至取得盈余，至于融资后公司的经营如何，控股股东有时并不关心。显然这种动机影响到公司正常的融资以及公司目标的实现。控市股东追求的是资产价值的稳定增长，表现为追求股票价格的上涨，所以他们希望上市公司的业绩能够稳定成长。而中小股东的目标基本上是投机，他们不会真正关心公司的长远发展。资本结构的安排会对公司的经理阶层提供不同的激励机制，这种激励机制是与公司的价值连在一起的。
资本结构的衡量指标
影响资本结构的因素很多，但不同因素对不同公司影响力度的差别是很大的，不同企业根据自身特点选择适合自身的资本结构，而衡量资本结构好坏的指标一般用财务杠杆利益。
财务杠杆利益是指公司运用负债对普通股收益的影响额。因此，财务杠杆利益就成为衡量企业资本结构，评价公司负债经营的重要指标。其计量公式如下 ：
普通股利润率 =投资利润率 +负债股东权益×投资利润率-负债利率×（1-所得税税率）
由该式可以得出：当公司全部资金为权益资金，或当公司投资利润率与负债利率一致的情况下，公司不会形成财务杠杆利益。当投资利润率高于举债利率时，借入资金的存在可提高普通股的每股利润，表现为正财务杠杆利益。当投资利润率低于举债利率时，则普通股的利润率将低于税后投资利润率，股东收益下降，表现为负财务杠杆利益。因此要取得理想的财务杠杆利益，保持公司较好的资本结构，可以从提高公司的盈利能力和降低企业负债利率两个方面来达到目的。 因为公司投资利润率与财务杠杆利益呈正方向变动 ，公司盈利能力的提高有利于正财务杠杆利益的提高。 公司负债利率与财务杠杆利益呈反方向变动关系，降低负债利率能增加财务杠杆利益。但是值得注意的是财务杠杆利益并没有增加整个社会的财富，只是既定财富在投资人和债权人之间的分配。
资本结构的管理
由于负债会给公司带来双重影响，适度负债可以使公司获得财务杠杆利益和税收利益，降低公司的资本成本，但过度的负债又会给公司带来较大的财务风险，因此，公司必须权衡财务风险与财务杠杆利益之间的利弊关系，确定最佳的资本结构。所谓最佳资本结构就是指在一定的条件下，能使公司加权平均资本成本最低、公司价值最大的资本结构。从理论上来说最佳资本结构是存在的，但在现实中，由于融资活动本身和外部环境的复杂性以及公司内部状况和外部环境的复杂性和不确定性，难以准确地显示出存在于财务杠杆、每股收益、资本成本及企业价值之间的关系，因此，寻找最佳资本结构有是相当困难的，所以选定的资本结构往往只是相对的最佳。公司可以通过以下两种方法来确定自己的最佳资本结构：
融资的每股收益分析
每股收益分析是利用每股收益无差别点进行的，每股收益无差别点又称每股盈余无差别点，简称EBIT-EPS分析法。它是指普通股每股收益不受融资方式和资本结构影响的销售水平或息税前利润水平，是不同融资方式和资本结构下每股税后收益均相同的销售水平或息税前利润水平的均衡点。资本结构的合理与否，通过普通股每股收益的变化来判定，一般来说，能使每股收益提高的资本结构就是合理的资本结构；反之，则表明资本结构不够理想。当公司的销售水平或息税前利润水平正好达到无差别点时，无论哪一种资本结构均是合理的；当公司的销售水平或息税前利润水平高于无差别点时，由于财务杠杆的作用，公司可选择负债水平较高的资本结构；反之，当公司的销售水平或息税前利润水平高于无差别点时，公司则应选择负债水平较低的资本结构。
比较公司资金成本
财务管理的目标在于追求公司价值的最大化，然而只有在风险不变的情况下，每股收益的增长才会直接导致股价的上升，实际上是经常随着每股收益的增长，风险也加大。如果每股收益的增长不足以补偿风险增加所需的报酬，尽管每股收益增加，股价仍然会下降。
所以，最佳资本结构应当是在此资本结构下公司总价值最大，并且加权平均资本成本最小。我们可以通过计算、比较公司总价值和加权平均资本成本来确定最佳的资本结构。
公司市场总价值=公司股票总价值+公司债券总价值
加权平均资本成本=税前债务资本成本×债务额占总资本比重×（1-所得税率）+权益资本成本×股票额占总资本比重
从上述公式中可以分析出，在没有债务的情况下，公司的总价值就是其股票的市场价值。资金成本就是其股票资金成本，当公司用债务资本部分地替换权益资本时，一开始公司总价值上升，加权平均资本成本下降，当债务资本达到某一临界值时，公司总价值最高，加权平均资本成本最低，此时，再增加债务资本，公司总价值便会下降，加权平均资本成本又会上升。
本文的特色主要有两点：一是将公司的治理结构与公司业绩有机地结合起来，在进行配对比较时所定义的“好公司”与“差公司”不是简单地采用单一指标，而是采用指标体系以及逐一剔除法来进行；二是选择公司董事的兼职情况和学历水平，来考察我国经理人队伍的职业化和知识化状况。选择这一角度进行研究，国内尚不多见。我们的实证研究表明：上市公司的关键人物在兼任母公司董事长、总经理或党委书记的情况下，公司被显著地划分为“好公司”；上市公司董事整体的学历水平也对公司的业绩产生了显著影响。
一、研究设计
由于我国特殊的制度背景，很多上市公司的董事长兼任党委书记，由于党的作用在中的影响是决定性的，因此很多上市公司的董事长虽然可能不是公司的总经理，但由于其特殊的身份，很大程度上可以左右公司的决策，而其他高级管理人员的作用则可能微乎其微，因此对上市公司董事长、总经理结构的剖析将有助于理解上市公司治理结构中更深层次的制度影响。本文在选择变量时特别地设定了关于董事长或总经理兼职情况和学历情况的变量，以考察他们对于上市公司业绩的影响。另外，学术界和实务界关于建立我国经理人市场多有论述，如张维迎（2000）。一个成熟的经理人市场究竟应当具有哪些特征呢？本文从董事的学历入手以期折射出经理人市场的状况。
（一）样本选择及数据来源
由于本文是考察“好”公司与“差”公司在治理结构方面的不同，所以首要的问题是通过一定的方法筛选出好公司与差公司。本文选择1996年12月对日之前在上海证券交易所上市的公司为样本，样本容量为287家。
本文认为，单纯以一年的数据来判断一家公司的“好”域“差”是相当偏颇的，并且由于特殊的配股条件和市场炒作手段，上市公司在进行调控业绩时，有明显的前瞻性，因此我们以3年的数据为基础来展开研究。本文数据来自于巨灵证券信息（综合版）以及《上海证券报》、《中国证券报》上刊登的1997年、1998年、1999年的上市公司的相关公告。
（二）模型设计
基于单一指标的局限性，我们采用技术处理来鉴别公司的好与差。
1．选择合适指标，构建财务指标矩阵。我们选择了每股收益（EPS）、速动比率（SDR）、总资产周转率（TOA）、资产负债率（ZFR）、净资产收益率（ROE）5个指标。这5个指标无论是从研究上，还是从市场投资和监管者的理性分析上，均具有较好的“分割”作用。
2．运用主成分分析方法，寻找能够将数据有效分离的主成分。主成分分析方法是将原指标重新组合成一组相互独立的几个综合指标来替代原指标，并且反映原指标的主要信息的一种统计方法，它在技术处理上至少有两方面优点：一是能够有效地“降阶”而不丢失原指标中的主要信息；二是解决了主观赋值的问题，使得赋值更具客观性（潘琰、程小可，2000）。
3．根据第一主成分将样本中的287家上市公司进行排序。
4．按照上述方法，对3年的数据进行同样的处理，依次选出“好”公司30家和“差”公司30家。选择的原则是，30家“好”公司或“差”公司必须是3年（1997、1998、1999）全部列在好公司集合或差公司集合，即在每年的前100家好公司中，一家公司如果想进入前30家“好”公司列中，3年必须全部在前100名之内；同理，如果一家公司要入选30家“差”公司列中也必须3年全部在后100名之内。这样做的目的是避免某一年公司盈余操控或资产重组使得某一年的业绩异常突出而影响样本的选择。
5．对30家“好”公司与30家“差”公司所构成的新样本，建立回归模型，并对回归方程进行相关统计量的检验。
（三）研究假设
根据我们所得到的“好”公司和“差”公司所组成的样本，结合专业背景和所要研究的问题，我们建立假设如下：
假设1：如果上市公司的关键人物与母公司关键人物之间互相兼职，则上市公司的业绩要显著优于不兼职的情况。
假设1中的“上市公司的关键人物”并非宽泛地与《企业准则――关联方关系及其交易》所规定的一致――假设1特指的是上市公司的董事长或总经理。这一特别限定是对现实的特别考量。据观察，如果一家上市公司是由一家国有企业脱胎而来，原先的国有企业的董事长或总经理（或董事长兼总经理）或党委书记，大多会出任上市公司的董事长或总经理（或董事长兼总经理），同原先的国有企业相比，上市公司的负担轻、问题少；并且作为公众公司，其名将为万人所“传诵”而形成的个人满足感以及其再讨价还价的能力、控制资源能力的提高等，必将使其“兼任”成为实现个人收益最大化的最优策略。虽然中国证券监督管理委员会（以下简称“证监会”）发文明确要求上市公司与母公司之间要“三分开”，要求上市公司明确提出“三分开”的时间表，并明确规定“三分开”是上市公司配股的先决条件，这一系列的规定使得上市公司的“老总”们不得不放弃在母公司的任职。但是我们注意到上述政策的变化是在2000年，而我们所研究的样本是截止到1999年12月五日，故不会对我们的研究产生明显的影响。
假设1重点考察上市公司的董事长或（和）总经理的兼职情况是基于这样的考虑：根据已有的研究成果，我们认为上市公司的内部人控制现象相当普遍，企业权威大多聚集在某个人的身上，因此上市公司的董事会和监事会可能会有10余人，但可以一言九鼎、掷地有声的可能只有一人。因此假设1作这样的假定有其合理性。
假设2：上市公司董事们的学历水平整体愈高，公司的业绩愈好。
假设2考虑的是上市公司董事们文化素养方面的质量特征。这里有一个争论，据观察，很多有影响力的公司的创始人并没有令人羡慕的背景，如微软（Microsoft）的比尔?盖茨以及广东的很多民营企业的老板。但是我们从一个普遍的观点来看，一个经理人的市场的形成一定要以一批“职业专家”为前提。一个企业在它的资本原始积累的阶段可能并不需要很高深的专业背景，相反，开拓意识、敢冒风险成为他们成功的首要因素，但是随着企业规模的扩大，专业技术的日趋复杂，企业组织系统的协调问题等，就不得不依赖于知识型的企业家，使得“经理职业化”也成为可能。事实上，对于职业经理的作用，科斯在《企业的性质》一文中写道“学家们并没有忽视这一事实。马歇尔把组织作为第四种生产要素引入经济理论；J．B．克拉克赋予企业家以统筹职能；奈特教授强调了经理的协调作用。正如 D H．罗伯逊所指出的，我们发现了‘在不自觉的统筹协调的大海中的自觉力量的小岛，它如同凝结在一桶黄油牛奶中的一块块黄油’”。
我们在研究中试图寻找企业家素质对于公司绩效有显著作用的变量，它们要同时满足合理性和可计量性，我们以董事学历为变量，虽然不能完全代表董事的个人能力，但也可以为我们考察题中之意提供某些线索。
假设3：如果上市公司的董事长兼任上市公司的总经理，则公司的业绩要显著地好于不兼职的情况。
这一假设是要考察上市公司的内部人控制的情况，得出的结论将富有挑战性――如果在兼职的情况下业绩明显偏好，则与我们通常的认识相违背――公司由于内部人问题而呈现出来的低效率使得公司的业绩不佳，为此，可能会引发许多争论。但是我们研究的依据是事实，是在现有的数据和环境下对现象的描述和可能的解释，其研究的结论在现阶段是有意义的，不管可能引起的争论是善意的批评，还是赞许。
（四）变量定义
1．主成分分析过程中的变量
在该过程中，我们选取了每股收益（全面摊薄）、总资产周转率、速动比率、资产负债率和净资产收益率作为分析变量。
2．回归分析过程中的变量定义
二、生成分分析的结果和意义
1．主成分分析的机理
我们通过标准化处理求其相关系数矩阵的方法，来求解特征方程与特征根。
通过运用一般求矩阵特征根的方法，首先得出相关系数矩阵R，则其特征方程是=0（I为单位矩阵）的M个非负特征根，假如有以下的关系式，则可以求得各主成分的贡献率aj：
（j=1，2，3……M）（2．1）
则累计的贡献率TAj：
（j=1，2，3……M）（2．2）
当累计的贡献率达到一定要求时就可以获得代表原矩阵所蕴涵的信息的主成分。
2．结果
我们对上市公司每年（共3年）的指标数据均进行了主成分分析，用所得到的第一主成分（PRINI）对287家沪市上市公司进行排序，最后得到的两组数据――即“好”公司和“差”公司。眼于篇幅，本文无法将“好公司”和“差公司”一一列出。同样由于篇幅的原因，本文也将主成分分析的一些主要步骤略去。
根据得到的样本，我们可以看出“好”公司和“差”公司基本佐证了市场上投资者的认同感。特别是“差”公司列中，“ST”和“PT”公司占据了相当大的部分，“好”公司列中大多是发展比较稳定，为市场所认同的“蓝筹股”。
三、统计结果及其分析
在第二部分的基础上，我们对“好”公司和“差”公司所建立起来的数据库进行回归分析。本文采用分析逻辑变量的Logit过程来建立回归方程。
1．模型3．1：关键人物的兼职情况
根据文前对各变量的定义，我们建立下面的模型（3．1），以考察公司业绩与关键管理人员兼职的相关性。
（i=1，2，…60）（3．1）
其中，INVA；为逻辑变量，（j＝1，2，3）为回归系数，为回归残差。
表1 模型拟合信息和检验全局为0的零假设
表 1显示：得分统计量（Score）在 P=0．0001的水平上的数值为 25．469，说明 JR1和JR2的联合影响是显著的。
表2 最大低热估计分析（MLE）
表2显示：截距不显著，和在0．005的水平下显著。
从估计结果看，模型（3．1）具有较强的解释力。变量JR1和JR2均有显著性的解释力，但它们的影响方向是相反的――JR1的影响是负面的，而JR2的影响是正面的。具体而言：
a．上市公司的董事长兼任上市公司的总经理（JR1），将使公司陷入“差”公司的境地。导致这一情况的原因可能是上市公司由于有较严重的内部人控制现象，公司治理结构中的决策权与执行权界限不清，使得企业在经营决策和管理效率方面出现了问题。
b．在上述的回归分析中，上市公司的关键人物兼任母公司的高级职位（JR2），具有显著的正面作用――使得公司列为好公司的概率大大增加。在分析其中的原因时，可以认为主要来自两个方面：一是大股东的鼎立相助，典型的如通过关联交易改善和操控上市公司的业绩；二是由于大股东推行的所谓“股东积极行动主义”，大股东切实行使了股东的“用手投票”的权力，改善了上市公司的业绩。至于孰种原因占主导地位，尚须做进一步的研究。
2．模型3．2：董事的学历状况
我们建立模型（3．2），以考察公司业绩与董事学历水平的相关性。
（i=1，2，…60）（3．2）
其中， INVAi为逻辑变量，（j= 1，4，5）为回归系数，为回归残差。
表3 模型拟合信息和检验全局为0的零假设
表3显示：得分统计量（Score）在P=0．0001的水平上的数值为20．742，说明XL1和XL2的联合是显著的。
表4 最大似然估计（MLE）
表 4显示：截距在 0． 05的水平下显著，在0．01，在 0．05的水平下显著。
从估计的结果来看，上市公司董事的学历的确对公司的业绩有显著的影响。应当引起注意的是在模型（3．2）中，上市公司董事长的学历水平与董事整体水平的解释力相差无几。这一结论在一定程度上证实了我们的猜想――上市公司董事的学历水平对于上市公司业绩的重要性。
3．模型3．3：进一步分析
为了系统对公司业绩产生影响的关键因子，我们将关键管理人员的兼职状况和董事的学历水平变量放在一个模型中分析。
（i＝1，2…60）（3．3）
其中，INVAi为逻辑变量，（j=1，2，3，4，5）为回归系数，为回归线差。
表5 模型拟合信息和检验全局为0的零假设
表 5显示：得分统计量（Score）在 P=0．0001的水平上的数值为30．169，说明交量JR1、JR2、XL1和 XL2的联合影响是显著的。
表6 最大似然估计分析（MLE）
表 6显示：在逐步回归的过程中，变量 XL1被剔除出回归方程。截距不显著，在 0． 05的水平下显著，在0．005的水平下显著，在0．01水平下显著。
从估计的结果来看：上市公司董事长的学历水平（XL1）没有进入回归模型，而董事的整体学历水平变量（XL2）却进入到模型，这一现象说明管理层的整体学历水平是重要的。经进一步思考，可以认为上市公司董事长所以能够登上今天的位置，或者与他（们）的政府背景，或者与长期所形成的权威有关系，而与学历水平是没有直接联系的；然而董事们的整体学历水平却关系到公司决策的贯彻效率、管理效率、控制效率等诸多方面，所以学历的优势也就体现出来，并且影响程度颇强（参数估计值为2．0083）。
同前面的结论相同的是，公司关键人物的兼职行为对业绩的影响是相当显著的，影响的方向也与表2相同：董事长兼任总经理是负面作用，而上市公司董事长或总经理兼任母公司的职位则有正面的影响。尤其应当注意的是在所有的变量中，上市公司的关键人物兼任其母公司的关键职位（JR2）是最显著的（p=0．032），其解释同样面临模型3．1中的。
四、政策含义
1．兼职――一个特色的问题？
值得一提的是，就在本文撰写的过程中，中国证监会在上海召开了一个中国上市公司治理结构方面的研讨会，上海证券交易所也了《上海证券交易所上市公司治理指引》（征求意见稿）（下称《指引》），而《指引忡的许多结构（或称描述）与本文的研究结论有相通之处，但也有值得进一步商榷的地方。
《指引》写道：“现行的公司治理结构主要有两种模式，即内部人控制模式和控股股东模式。当控股股东为私人或私人时，往往出现家族企业的现象；当控股股东为国家时，往往出现政企不分（或党企不分）的现象，国家对企业进行的大量直接干预或控制往往与公司价值最大化的要求相悻，与《公司法》预先设定的公司治理机制和措施不一致。以上两种模式的实际实施，通常趋向于采取同一种形式，即关键人模式：关键人大权独揽，一个具有几乎无所不管的控制权，且常常集控制权、执行权和监督权于一身，并有较大的任意权力。关键人通常为公司的最高级管理人员或（和）控股股东代表。公司内部的一般员工（包括其他内部董事）和数量很少的外部独立董事在公司治理过程中发挥的作用很小。”
我们的研究表明：上市公司的董事长兼任上市公司总经理的情况下，公司的业绩要明显比不兼任的情况差一这一点与《指引》中的结论是一致的。但对于上市公司的关键人物兼任母公司关键职务的情况（也就是《指引》所称的“控股股东模式”），则要加以审慎分析：
（1）一个有力的证据来自“Prota、Lopez－de－silanes and Shleifer”（1999）。在《世界范围的公司产权概论》（“Corporate Ownership Around the World”）一文中，他们研究了 27个发达国家中的大公司的最终控股权。其研究有两点惊人的发现：一是这些大公司的股权并没有想象中的那样分散，除了在个别有着良好股东权益保护制度的国家；二是这些大公司的最终控制权大多掌握在家族或政府的手中。因此，我们不能一概而论地说“家族控制或政府控制”不好。我们的结论也证实了这一点――母公司的关键人物兼任上市公司的关键人物并不必然地意味着公司的业绩差。
这里有一个观念要澄清。本文反复提到的“公司的业绩”与“公司治理结构”，两者并非同义，但我们认为公司的业绩是公司治理结构的外在表现，离开了业绩而盲论公司治理结构则是一种空谈。当然，对于业绩的衡量是一个难度较大的问题。传统的权责发生制受到越来越多的指责，现金制会计也没有形成坚实的基础，公允价值会计尚处在萌芽时期，权益证券的价格也不能有效地反映业绩等问题，这些疑难均影响到业绩的计量，而这些影响也反射到对公司治理结构的研究上。
（2）由母公司派员出任上市公司的关键职位并非屈理，应是理当之义。关键问题是我们的上市公司的大股东并非是真正意义上的“股东”，即使在（可能称法规或条例等更为贴切）上谓之为“股东”。我们的大“股东”是真正的“人”，大股东的掌门人同样摆脱不了“个人价值”、“个人利益’实现之世俗。
一个经济人在既有的法律框架下，面对自己的预算约束所做出的理性行为共天厚非之处。所以根本的问题并不是兼职不兼职的问题，而是能否培养出有“长期性”的股东来，使公司的利益与股东利益唇齿相依。
“长期性”股东的培育一定要以产权改革为基础，在这一意义上，我们非常赞同国有股上市，不能将“国有资产流失”泛化和庸俗化，国有股上市的关键问题是国有股配售的价格。我们非常赞同这样的观点“天下没有卖不出去的东西，关键是价格”（同前），并且从一个更长远的观点来看，以低的价格或者免费把股票提供给他的终极主人，在逻辑上不会站不住脚。当然最大的阻力可能来自我们的主管部门，毕竟谁拥有股权，谁就有发言权，谁就拥有被寻租的机会。因此，我们认为在股东与公司管理层这一层面上的治理结构问题，首要的是要进行产权改革，使股权回归到它原先的主人手中，其他的做法有舍本逐末的嫌疑，即使有些效果，也只是推迟或掩盖了问题的爆发。
2．学历――一个被忽视的问题？
我们的研究表明董事们的学历水平对于上市公司的业绩来说极为重要。这不是“喉学历论”。国外的研究也表明：有着良好表现的公众公司，其管理层的学历水平有趋高的态势。
我们的上市公司，政府任命机制代替了经理人市场的自由选择。许多人为这一机制进行辩护，认为在经理人市场不完善的情况下，政府任命式是最佳选择，有人甚至搬出科斯在《企业的性质》的论点（企业是市场替代物）来佐证。这里有一个问题要澄清：政府并不是这些股权的真正主人，在这意义上我们甚至可以说“政府是最大的内部人”，而内部人的收益和成本曲线是与真实的股东不一致的。所以我们认为科斯所阐述的“企业”是与政府有着显著不同；另外由于政府任命往往是在综合候选人各种素质的基础上做出的，不排除因为信息不对称或故意欺诈而错误地使用扭曲的信息所做出错误的决策。这里想提醒的是政府并没有因为它的错误决策而负担成本，而是将成本转嫁给了中小投资者。
至于另一种观点――目前我们的经理人市场不发达――是一个似是而非的论点。市场的成熟是要有一个过程的，但是不能将不成熟上升为垄断经理人市场的理由。
五、研究局限性
本文在样本选择和数据处理上存在以下局限性：
1．选择好公司和差公司的依据来自对5个指标的数据处理上，因此这5个数据本身的可靠性和代表性直接影响到我们的结论。进一步的研究可以尽量地选取比较多的变量进行主成分分析。
关键词：自愿性信息披露水平；公司特质；影响因素
一、文献综述
对于公司特质对自愿性信息披露影响的研究，国内外学者取得了丰富的成果。公司特质则主要包括公司规模、公司业绩和财务杠杆等。Chow，Chee W.和Wong-Boren，Adrian对墨西哥企业进行研究，发现公司规模对上市公司自愿性披露水平正向影响，而财务杠杆对其影响不大。于团叶、张逸伦和宋小满（2013）以我国创业板公司为例，经实证研究得出公司规模，营运能力和财务杠杆都与自愿性披露水平负相关。Hossain，Perera 和Rahman（1995）对新西兰上市公司进行研究，发现公司规模以及财务杠杆显著都对自愿性披露有正向影响。契约理论认为为了显示与业绩不好的公司有所不同，吸引资金，业绩好的公司倾向于进行更多的自愿性披露。黄珊珊（2013）对股本排名前100的上市公司进行研究，经过回归分析证明公司业绩越好自愿性披露水平越高。
以上可以看出，对于公司特质对上市公司自愿性信息披露的影响，结论并不完全一致。本文将从公司规模、财务风险、盈利能力、成长性以及所处行业五个方面来研究它们对上市公司自愿性信息披露的影响，希望能够丰富相关理论。
二、理论分析与假设提出
（一）公司规模
对于大公司而言，结构复杂，层级众多，因此其委托关系相对于小公司来说更具复杂性。为了减少信息不对称带来的不良后果，管理层更有压力和动力向外界披露更多的信息。
假设1：公司规模越大，自愿性披露水平越高。
（二）财务风险
根据资本结构的MM理论，有负债企业的权益资本成本会随着财务杠杆的提高而提高。因此为了降低资本成本，满足外部债权人的信息需求，上市公司有动机自愿披露更多的信息，传递良好的盈利能力以及未来预期。
假设2：财务风险越高，自愿性披露水平越高。
（三）盈利能力
根据信息不对称理论和信号理论，一个公司盈利水平越高越有自信向外界传递更多信息来证明自己的能力，避免股票的价值被市场低估。
假设3：盈利能力越高，自愿性信息披露水平就越高。
（四）成长性
为了达到生存发展的目的，处于成长阶段的企业需要更多的外部支持，因而公司管理层将会自愿披露更多的信息，以获取更多投资者的信赖和资金。
假设4：成长性越好，自愿性信息披露水平就越高。
（五）所处行业
一个企业所处的行业若具有高度的垄断性，则缺少同行的压力，认为无论怎样都不会威胁到自己的发展，因此不想费力去披露信息赢得外界的好感。
假设5：所处行业越好，自愿性披露水平越低。
三、研究方法
（一）数据选择
本文选取2012年深圳证券交易所主板A股公司，作为初始研究样本，从中剔除以下样本：金融保险业的上市公司和ST类上市公司，剩下401个样本。所需数据来源于深证证券交易所官方网站和国泰安（CSMAR）数据库。
（二）因变量
深圳证券交易所，对上市公司信息披露情况进行了较为全面、完善的考察和评价，考评结果分为A、B、C、D四个等级，本文将这四个等级分别赋值为 1、0.8、0.6和 0.4，用来表示自愿性信息披露水平。
（三）自变量
本文选择用期末总资产的自然对数来表示公司规模，用长期资本负债率（长期负债/（长期负债+股东权益））来表示财务风险，用权益净利率（净利润/股东权益）表示公司的盈利能力，用总资产增长率（（期末总资产-期初总资产）/期初总资产）来表示公司成长性，对于行业变量，本文把所处行业设置成一个虚拟变量，若上市公司属于垄断性行业则取值1，反之取值0。
（四）控制变量
本文加入以下控制变量：国有股比例（国有股股数/总股数）、管理层持股比例（管理层持股数/总股数）和董事会规模（董事会人数）。
（二）多元线性回归分析
数据通过相关分析与容忍度和方差膨胀因子分析后，结果显示数据相关性很好，且没有多重共线性的可能，因此完全可以利用这些数据进行多元线性回归分析。将所有自变量带入模型中进行计算得到回归结果如表4.2所示。，模型总体调整 R方为0.164，表明自变量能够解释因变量的16.4%，而以前学者的研究模型的拟合度大都在 10%-25%之间，因此，本文的结果是有证明力的。F统计量的值为9.507，而且显著，说明模型具有回归效果，在统计学上是有意义的。从表可以看出，公司特质中公司规模和盈利能力在1%的显著性水平下对因变量影响显著，成长性在5%的显著性水平下对因变量影响显著，财务风险和行业变量对自愿性披露水平影响不显著。
（三）实证结果分析：
由多元回归结果可知，公司规模与自愿性信息披露水平正相关，通过了显著性检验。财务风险和自愿性信息披露没有通过显著性检验，则财务风险和自愿性披露不相关，这与Chow，Chee W. 和Wong-Boren，Adrian的研究结果一致。从前面描述性分析可以看出，所选样本公司大多数财务风险都不高，这就可能导致企业在进行自愿性披露的时候不会把财务风险这个因素考虑在内，所以造成财务风险对自愿性披露水平没有影响。公司业绩对上市公司自愿性信息披露水平有正向作用，且通过了显著性检验。公司成长性与自愿性信息披露水平正相关，通过了显著性检验。所处行业垄断性和自愿性披露负相关，没有通过显著性检验，但实证结果的符号和预期是相符的。这种影响不显著，可能是因为深市主板上市的垄断性企业都是一些优秀的企业，虽然外部竞争压力小，但是他们依然有动力披露自愿性信息，展现自身优点，树立更好的企业形象。
五、结论及建议
本文实证分析结果显示，对我国上市公司而言，公司规模、盈利能力和成长性是影响上市公司自愿性披露的重要因素，且它们都和公司自愿性信息披露水平呈显著正相关关系，另外，研究发现公司特质中的财务风险和所处行业与公司自愿性信息披露水平不相关。
根据以上相关结论，本文提出以下建议：
关键词：管理者特征 过度自信 融资决策
随着市场经济的不断完善和金融市场的快速发展，资本市场成为我国社会资源的主要配置场所。但由于我国资本市场发展时间不长，尚存在诸多不合理的地方，市场参与者存在明显的非理。基于此，本文以行为金融理论为基础研究公司管理者的过度自信对公司融资决策的影响，为公司决策者判断其是否过度自信提供了参考，有利于公司改善自身的融资结构和债务期限，降低资金成本，优化治理结构，完善管理人员选拔机制，促进公司价值的提升。
一、文献综述
（一）国外文献 Cooper 和 Dunkelberg（1998）以及 Busenitz 和 Barney（1997）等学者的研究结果都证实了管理者存在过度自信行为，过度自信的管理者承受风险的意愿更强，工作也会更努力。相比一般人，公司管理者行为更易过度自信（ Mal-mendier&Tate，2005）。在引入了行为金融学来研究公司的融资决策问题后，权衡理论开始受到了学者们的质疑和挑战。Heaton 早在 2002 年对管理者过度自信与公司融资决策关系进行了理论分析。他认为，当管理者存在过度自信偏差时，往往会高估自身为公司带来收益的能力，高估公司内部投资项目在未来所产生的净现金流量；当此类公司管理者需要融资时，会认为市场低估了公司未来的前景，从而也低估了公司发行的股票或债券价值，从而更倾向于使用内源资金而非外部资金，当公司一定要求助于外部融资时，他们认为公司股票价格比债券更加敏感，更富有波动性，股票作为风险证券其发行成本更高，所以会倾向优先选择债务融资。在 Heaton 看来，过度自信的管理者会因此形成一定的融资优先顺序：内源融资、债务融资和股票融资。Hackbarth 提出这一观点后，没有做进一步的实证检验分析。Ben-David、Graham 和 Harvey（2006）对美国公司 CFO 进行了调查访问，结果表明过度自信的 CFO 会倾向于选择较高的公司负债比。Silveira&Barros（2007）选择管理者过度自信的替代变量为管理者是公司创始人或聘请的职业经理人，实证检验结果表明，相比创始人而言，职业经理人倾向于较低的公司负债。
（二）国内文献 余明桂、夏新平和邹振松（2006）采用我国统计局公布的企业景气度来衡量管理者过度自信程度，同时以管理者对公司未来盈利水平的乐观预期是否变化来对管理者过度自信进行了稳健性检验，结果表明管理者过度自信与公司负债比和债务期限结构都显著正相关，说明管理者过度自信偏差是公司融资决策必须要考虑的因素。饶育蕾和王建新（2010）发现，当首席执行官过度自信时，董事长与首席执行官分别由两人担任可以有助于公司业绩的提升，而在首席执行官非过度自信时则不存在这样的关系，从而说明两职分离能够纠正由于首席执行官过度自信而导致的非理性投融资行为，有利于提高公司业绩水平。在管理层背景特征对管理者过度自信的替代方面，江伟（2009）以董事长的年龄、学历和任职时间等一系列背景特征作为董事长过度自信的度量，实证研究发现董事长个人特征对公司融资决策具有显著影响。
二、研究设计
（一）研究假设 本文选择上市公司董事长作为“管理者”的代表，研究董事长的背景特征对上市公司融资决策究竟具有怎么样的影响。以下将基于“高阶梯队理论”，在前人研究的基础上，经过理论推导引出本文的实证假设，为后续的实证研究奠定基础。
（1）学历水平与融资决策。Lichtenstein&Fischoff（1977）研究发现，人们在决策时无形中会受到自身所受教育水平的影响。教育可以通过改变管理者认知能力、学习能力及其世界观、价值观、方式方法等内在品质，从而对管理者制定融资决策时的思维模式及其决策的客观性、科学性产生重要的影响。从社会心理学和已有的相关文献可以看到，管理者的学历水平高低与其个人能力直接相关，直接影响了其公司日常经营和投融资决策的效率。因此，管理者的学历水平越高，越有能力获得决策所需要的资源和信息，故假设：
假设1：董事长学历水平与上市公司长期资本负债率负相关
（2）年龄与融资决策。社会心理学表明，年长的管理者相比于年轻的管理者，在学习时间、社会经历、从业经验方面都具有更多的优势，在日常工作中也表现出不同的价值观和行为。与年轻的管理者想比，年长的管理者在制定决策时会更加的保守、稳健，从而改进管理方式和完善决策制定依据，并致力于回避风险（Wiersema&Bantel，1992）。基于此，提出假设：
假设2：董事长年龄与上市公司长期资本负债率负相关
（3）性别与融资决策。 Kanter（1997）通过对美国公司并购研究中提出“公司员工行为会受团队内性别分布的影响”的理论。Anderson（2003）在针对高层管理团队的研究中建议研究人员应在模型中考虑性别因素。郭敏华等（2005）发现，男女之间在关于个人风险偏好或投资交易行为中，存在着明显的差异；在面对公司战略选择时候，男性相比女性更容易武断的做出判断，相信自己的决定是最优的，对项目的预期收益产生过高的估计，从而更容易表现出过度自信的行为偏差。所以可以大胆提出如下假设：
假设3：男性董事长较女性董事长更倾向于增加公司长期资本负债率
（4）从业经历与融资决策。当上市公司管理者拥有经济管理类从业背景时，可能会拥有更多的与财务决策相关的知识技能，从而更易出现过度自信；而具有非经济管理类从业经历的管理者，由于缺乏决策相关的财务知识，可能表现的更加保守，过度自信程度更弱，他们会将更多的精力和时间放在产品创新战略和技术创新上（Porter，1990），公司负债比例会相应偏低。所以，提出如下假设：
假设4：董事长具有经济管理类从业背景将更倾向于增加公司的长期资本负债率
（5）董事长两职兼任与融资决策。在上市公司中相对于董事长和总经理（或总裁）由不同的人担任，董事长兼任总经理（或总裁）会使得董事长一般倾向掩盖或转移总经理或总裁（其自身）在公司经营管理中的失误。两职兼任的董事长由于在公司经营决策中独揽大权，所以容易产生控制幻觉，易于低估公司经营失败的可能性。从而其在财务决策中更易于低估公司陷入财务困境的可能性，高估公司的盈利能力，进而公司可能会选择较高的负债比率。所以，提出如下假设：
假设5：董事长兼任总经理（或总裁）更倾向于增加公司的长期资本负债率
（6）董事会独立性与融资决策。随着董事会独立性的加强（独立董事人数的增加），董事们尤其是外部独立董事可以对董事长行为进行监督，从而董事长由于过度自信做出的公司战略决策存在偏差的可能性降低（Finkelstein&D Aveni，1984），公司融资决策也倾向于稳健的股票融资。基于此，提出如下假设：
假设6：董事会独立性（独立董事比重）与上市公司长期资本负债率负相关
（7）国有股比重与融资决策。上市公司的国有股比例越大， 公司越容易得到政府的支持， 因而较为容易从国有银行获得贷款，公司的长期资本负债率也越高；拥有国有股的上市公司能够得到政府的政策支持和各种照顾，董事长的过度自信程度得到加强，从而对公司未来经营过度乐观，公司也倾向于较高的负债比率。因此， 提出如下假设：
假设7：上市公司国有股比重与公司长期资本负债率正相关
（二）样本选取和数据来源 本文选择的上市公司总体样本为2008年至2012年在我国沪深证券交易所上市的 A 股制造业类公司（按证监会行业分类标准为 C 类），并做了以下处理：（1）剔除研究当年股票名称冠有 ST、*ST 和 PT的公司。这类公司财务数据处于异常状态，已经没有持续经营的能力，或者已经连续两年（ST 公司）或两年以上（*ST 公司）处于亏损状态，或面临退市风险（带*号的公司），或暂停上市（PT 公司），其与正常的公司在项目融资方面已经有所差异。（2）由于本文的实证研究需要 5 个会计年度的数据，为了避免公司在上市初期为了满足资本市场和证券监管者的要求而对财报进行“粉饰”、 包装”等，以及避免公司当年为了达到上市要求而使呈报给市场的财务报告和招股说明书“失真”，本文剔除了当年及以后年度 IPO 的上市公司。（3）剔除负债比率超过 100%的公司，这类公司理论上已经破产。（4）剔除在研究年控股权发生变更的上市公司，因为控制权发生转后，往往伴随着公司的经营方针和战略的重大转变，或大规模的资产重组，这会影响到管理者在公司融资上的决策。本文样本数据主要采集自：锐思金融研究数据库（），部分缺失的数据通过手工查询新浪财经频道上市公司资料来补充完善。其中2008年 319个样本，2009年 328 个样本，2010年398个样本，2011年490 个样本，2012年506 个样本，5 年共计 2031 个样本。样本具体分布情况如表（1）所示。
（三）变量选取 本文选取变量如表（2）所示。（1）因变量。本文设定因变量为长期资本负债率，以此来衡量上市公司的融资结构，具体如表（2）所示。由于流动负债经常发生变化而不稳定，为了反映公司长期的资本负债情况，采用长期资本负债比率来表示公司的资本结构。（2）自变量。本文提出了董事长的一系列个人背景特征变量来替代传统的过度自信度量，此外，将独立董事比重作为了一个自变量也引入了研究体系。（3）控制变量。为了更好地研究清楚董事长的背景特征（自变量）和上市公司的融资决策（因变量）之间的关系，需要控制住除自变量之外能够使因变量发生变化的无关因子，即控制变量。本文用公司当年主营业务收入增长率来表示公司成长性。选择公司当年的主营业务利润率来表示盈利能力。本文使用固定资产占总资产的比重来描述这一变量。本文使用全部管理者持有的股票数量占总股本的比重来替代这一变量。本文参考了 Timan&Wessels（1988）度量非债务税盾的方法，用公司当年固定资产折旧总额除以资产总额来衡量该值。所得税率（Tax）：本文使用公司当年平均所得税率来代表这一变量。
（四）模型建立 根据以上分析，为了研究董事长的个人特征和上市公司融资结构之间的关系，构建了多元回归模型（1）：Leverage=C+？茁0Ddegree+？茁1Dgend+？茁2Dage+？茁3djob+？茁4DCeo+？茁5Dindep+？茁6Growth+？茁7Profit+？茁8Tangi+？茁9Size+？茁10Gshare+？茁11FCFF+？茁12depre+？茁13
Tax+？茁14Nshare+■？茁jindustry+■？茁jYear+？着
在模型（1）中，C 代表截距，β0 ～ β29 代表式右边各个变量的回归系数。本文对行业进行了控制，以观察不同行业的影响，此外也对年份进行了控制，减少了时间因素的影响。如果本文的假设 1～7 成立，则β0、β1、β3、β4 以及β14 符号应该为正且显著，而β2 和β5 符号应该为负且显著。此外，根据陆正飞和辛宇（1998）的研究结果，控制变量如成长性、公司规模、自由现金流、有效税率等参数的估计值符号应该为正，而诸如公司盈利性、资产抵押性、管理层持股比重和非债务税盾等参数应该和长期资本负债率呈负相关关系。需要指出的是，在实证研究过程中，本文首先将董事长各个特征变量单独进行回归，最后再将全部变量放入模型（1）中进行回归。
三、实证检验分析
（一）描述性统计 利用本文的研究样本，首先对在2008年2012年间，上市公司董事长特征和控制因素作一个简要描述性分析，结果如表（3）所示。可以看出所选择的制造业样本的基本特征如下：（1）董事长的学历水平均值是3.6141，中值是4，基于本文的学历赋值范围是1～5，数字越小，学历水平越高，本文的样本点代表的董事长学历基本都在大学本科学历以上，说明整体上董事长的素质水平较高。（2）所选样本的男性董事长占据压倒性优势，均值0.9618，几乎所有的董事长都是男性，说明在这一职位性别分布中存在严重的男女比例失调现象。（3）从董事长年龄的分布来看，绝大部分董事长都是年近50岁，仅个别董事长或者比较年轻（最低值26 岁），或者比较年长（最高值76岁）。（4）董事长的工作经历反映了董事长是否具有对管理公司有利的财务管理经验，表（3）显示，相对较多的董事长（中位数为1）还是具有经济管理类的从业经验，事实上，为了适应社会发展和公司管理的需要，很多董事长虽然出身于理工科背景，但通过在工作中不断学习管理学知识和进修财经类课程，也具备了从事经管类工作的能力，使得有着财务管理经验的董事长数量大幅上升。（5）对于董事长是否两职兼任，均值为0.4037，中值为0的结果反映了我国上市公司正在逐渐摆脱过去的那种“家长式”管理模式，董事长和总裁或总经理在逐渐分离、分工，这将有助于董事长从股东利益出发考虑公司的经营决策，而不是一味弥补或掩盖管理层的错误。（6）我国上市公司的独立董事制度在我国开始实施较晚，2001年8月证监会出台关于独立董事制度的意见，要求上市公司中独立董事不少于董事总数的 1/3。由本文样本数据统计可以看出，上市公司的独立董事人数基本都是恰恰过线（中值30%），甚至一些上市公司远未能达到证监会在独立董事方面的要求。独立董事在公司管理层中的稀少将有损董事会的独立性。
根据样本公司的性质，将样本分为国有和非国有两个子样本，来对董事长的背景特征进行描述性统计分析，结果如表（4）所示。由国有控股样本和非国有控股样本的比较可以得知，在董事长学历方面，国有公司的董事长学历相比略高，非国有控股公司的董事长学历学位偏低；在董事长性别方面，两类公司差别不大；在董事长年龄方面，国有公司的董事长平均年龄略偏大 2 岁左右，非国有公司董事长年龄最高者达到 76 岁，最低者 26 岁，分别高于国有公司的 70 岁和低于国有公司的 29 岁，显示非国有公司董事长任职时间可能较长和长期的家族式管理；在董事长从业经历方面，更多的非国有公司董事长有过财管类工作经验，高出国有公司近 20%，这或许和非国有公司董事长更多的是白手起家创业，各种类型的工作都亲力亲为有关；在董事长兼任 CEO 或总经理方面，国有公司占比略微高出一点；而在独立董事方面，非国有公司的独立董事比重相对略高，比国有公司独董比重高出约 1%。
（二）相关性分析 相关性分析（Correlation）可用来分析变量间线性相关的程度。在多元相关分析中，两变量相关系数从表面上反映了两个变量的关系，但没有考虑到其他变量对两者相关性的干扰，从而可能造成假相关。本文使用可以排除其他变量干扰的偏相关系数来分析自变量之间的相关性，对辨别变量之间的虚假相关非常重要。相关系数 R0.5 则高度相关。通过对董事长性别、年龄、学历等特征变量进行偏相关分析，得到表（5）。可以看出，在控制了成长性、盈利能力、公司规模等一系列其他因素的影响后，董事长个人特征变量之间的相关性总体上非常低，绝大部分都是显著低度相关（R
（三）回归分析 利用上文界定的所有公司的研究样本，对模型（1）进行回归，来研究上市公司董事长的背景特征对公司融资决策的影响。首先分别将董事长的年龄、性别、学历、工作经历等各个变量单独放入模型中回归，最后将所有的自变量一起放入模型（1）中进行回归。结果如表（6）所示。表（6）对假设 1-7 进行了实证检验，由（1）-（7）列调整的 R 平方和 F 值可以看到，整体上的实证分析是有效的，各个解释变量和控制变量在一定程度上可以对自变量（长期资本负债率）进行解释。从（1）列看到，Ddegree 参数估计值为 0.004，且在 5%的水平上显著，表明董事长的学历水平越低，其非理越明显，过度自信水平越强，从而越倾向于更多的债务融资比率，这支持了本文提出的假设 1，与 Ben-david（2006）等人的研究并不一致。第（3）列显示，Dage 参数的估计值为-0.0007， 其在 1%的水平上极度显著，表明公司董事长随着其年龄的增长，其管理经验也越来越丰富，看待问题更趋理性，在权衡权益融资和债务融资的成本和收益后，他们会选择较低的债务融资比率而增加权益融资额度，由此支持了本文提出的假设 2。 从（2）列看到，Dgend（性别）参数的估计值为正且在 5%的水平上显著，可以得知董事长的性别对融资决策具有重要的影响，女性董事长较男性董事长更趋谨慎和保守些，过度自信程度较弱，从而其在融资决策时更倾向于较低的债务融资比率，这也支持了本文的假设3。第（3）列的检验结果和 Ben-Daivd、Graham&Haryvey（2006）的研究结果一致，他们研究认为董事长的经验越是丰富，公司的负债比率越低。从表9的第（4）列看到，Djob 参数估计值为 0.012， 且在 5%的水平上统计显著，表明具有经管类工作背景的董事长过度自信程度更强些，相比只有理工类工作背景的董事长而言，他们对公司财务更加熟悉，也容易高估公司未来的现金流，从而会选择较高的长期资本负债率，这也支持了本文的假设 4。第（5）列 Dceo 参数估计值为 0.008 且在 10%的水平显著，表明董事长兼任总经理时，会出现控制幻觉，同时董事会警惕性减弱强化了董事长的过度自信程度，从而公司倾向较高的负债比。这与江伟（2009）的研究结果认为兼任董事长的总经理在公司进行外部收购时报价较高的结果一致，也验证了本文的假设 5。第（10）列的 Dindep 参数估计值为-0.0001， 表明公司独立董事比重越高，董事长的过度自信程度越弱，会选择较低的负债比率，从而部分支持了本文的假设 6，但是这一结果并不太显著，这可能和我国公司不太完善的独立董事制度有关。第（7）列将董事长的 6 个背景特征同时放入模型中进行检验，发现 Dage 和 Dindep 的参数估计值仍然为负且显著，而其余参数也同样保持符号不变且显著，说明以上的检验结果具有稳定性。由第（1）-（7）列可以看出，公司的成长性（Growth）、公司规模（Size）、资产抵押性（Tangi，有形资产比重）和自由现金流（FCFF）等控制变量的估计值都是显著且为正的，表明这些控制变量显著影响了公司的融资决策，和陆正飞（1998）和江伟（2010）的研究结果一致；公司盈利水平（profit）估计值符号为负，一方面表明当公司盈利水平较好时，公司有能力保留有足够多的盈余来应对公司经营的资金需求，从而可以减少外部债务融资；另一方面这也和我国特有的资本市场环境有关，当公司盈利能力较强时，公司有资格上市并发行股票进行权益融资，此外我国上市公司权益融资的成本比较低，上市公司更倾向于通过增发和配股来进行权益融资，从而降低了长期资本负债率，这与陆正飞和辛宇（1998）的分析结论略有不同。虽然如此，但是这一检验结果却并不显著。管理层持股（Gshare）参数为负且显著，表明公司高层管理者持有越多的公司股份时，行为越发谨慎从而债务融资水平较低。自由现金流（FCFF）估计值符号为正且显著，表明公司可用的自由现金流越多，其债务融资水平也越高；有效税率（Tax）统计上显著为正，符合公司税率越高债务抵税效应越明显的财务理论；国有股比重（Nshare）符号为正且显著，表明当公司中含有较高的国有股权时，更容易获得政府部门的各种政策优惠和支持，从而从国有银行贷款更容易，也就倾向于较高的负债水平，这也支持了本文的假设 7；非债务税盾（Depre）参数的估计值为负且在 1%的水平上显著，表明公司固定资产折旧具有明显的抵税效应且会影响到公司的融资水平，具有较高非债务抵税效应的公司会选择较低的负债比率。
使用模型（1）检验不同公司性质下公司董事长的背景特征与公司融资决策的关系，结果见表（7）和表（8）。整体上看，国有控股公司组拟合的效果较好，其调整的 R 平方约为 0.33 左右，而非国有控股公司组调整的 R 平方约为 0.27 左右，这可能和样本数量有关，国有样本有 1397 个样本，而非国有样本仅有636个样本，为国有样本的 50%，此外两者的差异也可能表明国有公司的董事长具有绝对的领导权力和话语权，对公司的融资决策影响更大，而非国有公司监督管理制度较为完善，董事长的个人权力受到一定治理机制的制约。在国有控股公司组结果中，学历和性别是显著的，而年龄、两职兼任和独董比重变量不显著；在非国有控股公司组结果中，年龄、工作经历和两职兼任等变量是显著的，而学历、性别变量不显著；非国有和国有样本组结果中，独董比重变量都不显著，表明董事会独立性对公司融资决策影响不大。由两表合并对比形成的表（9）可以看出，两类公司董事长的背景特征对公司融资决策还是存在着部分的差异。国有控股公司董事长的年龄和两职兼任对公司的融资决策影响并不显著，而非国有公司董事长的年龄和两职兼任对公司的融资决策影响分别在 1%和10%水平上显著；无论是国有还是非国有的董事长，其年龄和两职兼任和公司的融资决策呈现负相关关系。（2）学历和性别两变量在国有公司样本组中对公司融资决策具有显著正相关关系，而其对非国有公司融资决策影响不显著。（3）国有和非国有公司董事长的经管类工作经历对其融资决策影响都是具有显著正相关关系，表明董事长的财务、会计或金融类工作经历对公司的融资决策影响显著，由于具有经管类工作经历，从而可能会增强其过度自信程度，使其在做出融资决策时更趋向于选择较高的负债比率。
四、结论
本文研究发现：（1）通过对公司成长性、盈利能力、公司规模和资产抵押性等一系列影响公司融资水平的因素进行控制后，检验了董事长背景特征与公司融资决策的关系，发现总体上董事长的背景特征对公司融资决策具有显著影响，当董事长的学历越低、年龄越小、有过经管类工作经历、兼任总经理或 CEO、独立董事比重越低和董事长为男性时，董事长的过度自信行为越明显，其在公司融资决策上更容易选择较高的长期资本负债率。这一结论有助于从董事长个人特征方面来理解我国公司的融资决策。（2）与非国有控股公司相比，国有公司中董事长过度自信程度更强，即国有控股公司的董事长其个人背景特征对公司融资决策的影响更强。具体而言，国有控股公司里董事长具有理工类工作经历、性别为女性和有较高学历水平时，其过度自信程度越弱，从而可能会选择较低的负债水平，而董事长年龄、两职兼任和公司独立董事比重对其过度自信程度影响不显著；非国有控股公司里董事长年龄越大、有财管类工作经历和兼任总经理或 CEO 时，其过度自信行为越不明显，其会倾向于选择较低的负债比率，而董事长的学历、性别和公司独立董事比重对董事长的过度自信和融资决策影响并不显著。两类公司的差异也许说明在我国国有公司所有者缺失，产权不明晰，董事长任命制度缺乏科学、公平和有效，独立董事制度虚设问题，也反映了非国有公司董事长富有创新精神。
参考文献：
[1]冯根福、吴林江、刘世彦：《我国上市公司融资决策形成的影响因素分析》，《经济学家》2000年第5期。
[2]刘红忠、才静涵：《市场择时理论与中国市场的融资决策》，《经济科学》2006年第4期。
[3]蒋殿春：《中国上市公司融资决策和融资倾向》，《世界经济》2003年第7期。
[4]阎达五、耿建新、刘文鹏：《我国上市公司配股融资行为的实证研究》，《会计研究》2001年第9期。
[5]陆正飞、辛宇：《上市公司融资决策主要影响因素之实证研究》，《会计研究》1998年第8期。
[6]陆正飞、叶康涛：《中国上市公司股权融资偏好解析-偏好股权融资就是缘于融资成本低吗》，《经济研究》2004年第4期。
关键词：高管薪酬；成本；公司治理
引言
人类社会的分工总是在不断瓦解和细化。对于那些由于知识、能力和精力的原因不便管理公司的权利所有者，他们常常从经理人市场中寻找具有相对优势的人，将经营权让渡于他们，以换取他们的精力和能力来保证公司的运行。在这样的背景下，社会上形成了广泛的委托关系。在企业的委托关系中，成本是委托人和人双方都无法回避的问题。为了有效降低股东与管理层之间的委托成本，制定合理的高管激励契约常被作为解决问题的首选。公司的成本水平是否与高管薪酬水平之间存在联系？高管获得了激励后是否会努力降低成本？本文将围绕这些问题，就2013年的A股上市公司研究数据展开研究，考察高管薪酬对成本的影响，研究成本和高管薪酬之间的关系。
本文的主要贡献在于：从自私人假设和激励两个角度出发研究高管控制权、高管薪酬水平和公司成本之间的相关性。
一、文献综述和假设提出
（一）委托理论和成本理论
由于委托人与人的天然利益存在差别，在两者的利益冲突在得不到有效的制度安排调节的情况下，人管理者的行为就很可能最终损害委托人股东的利益。因此我们有充分的理由相信，现代公司所有权与控制权的分离会造成危险：公司管理者可能在追求个人利益最大化的同时牺牲了股东财富；管理者们可能会利用控制权将自己的薪酬水平提高到合理的水平之上；可能实施没有收益但可以增强自身权力的投资等等。而这些危险形成了成本。
面对上述委托关系当中的危险，委托人通常通过设计监督机制和激励契约去解决它。但是由于信息不对称，及随其产生的道德风险和逆向选择问题使得监督机制的有效性和激励契约本应发挥的激励作用大打折扣，这无疑又增加了成本。
（二）关于高管薪酬与成本的研究综述
Jensen和Meckling（1976）主张高管的薪酬激励正是控制公司成本的良药并指出高管可能为了自身利益而牺牲股东利益。但Morck等（1988）、Jensen（1993）质疑了这一观点，他们认为高管的薪酬契约并非完全有效。而在Bebchuk等（2002）、Bebchuk和Fried（2003）的研究中，高水平的高管薪酬更可能是来源于高管的自私人行为的结果。国内诸多学者的研究能帮助我们加深对成本与高管薪酬之关系现状的了解。如李增泉（2000）发现，持股制度虽然有利于提高公司业绩，但大部分的公司经理人员的持股比例都比较低，不能发挥其应有的作用。
（三）研究假设
由于对高管起激励约束作用的激励契约中大部分形式难以量化、数据不便获取，因此本文选取了高管的货币性薪酬和高管股权性报酬来对高管薪酬进行研究。本文试图从高管的自利动机和激励角度出发，研究高管所获得的货币性薪酬和高管股权性薪酬的对总资产周转率的影响，从而研究对成本的影响。
在激励合同的设计过程中，股东通常可以通过自己的控制权力来使自己的利益和高管的利益一致，约束和激励高管按照自己所期望的策略行动。同时，激励合同还会受到人的议价能力和来自于市场的平衡力量的限制。在三方力量的共同作用之下，激励制度的安排趋于最优。如果契约达到最优水平，在委托关系当中高管的薪酬水平应当与公司业绩无关。基于此，本文提出以下假设：
假设一：基于最优契约理论，高管薪酬与成本无显著相关。
并不是所有的激励合同都能达到股东的预期，降低成本水平。由于高管获得的补偿水平是由相关的会计收入所决定，在同样的薪酬水平之下，固定工资收入能给高管带来比股权收入更大的效用，因此高管们更青睐风险较低、固定现金收入较高的风险项目；另一方面，股东的财富来自于投资组合多样化的收益，他们不满足于稳健的投资项目，追求较高水平的投资回报率，因此股东们的风险规避态度是中性的。
为了使高管的行为结果符合自己的预期，股东可能将公司的剩余索取权赋予高管，促使他们在那些收益较高风险较大的项目上下功夫。Anget.al.（2000）的研究结果表明，公司成本与高管获得的股票基数补偿呈现一种负相关的关系。Frye（2001）发现并且给出了公司治理和公司业绩会因为较多的股权激励得到优化的证据。由此，本出以下假设：
假设二：根据自私人假设，高管从货币性薪酬中得到的补偿越大，成本越高，即高管的货币性薪酬与成本正相关。
假设三：从激励角度出发，高管从股权性薪酬中得到的补偿越大，就越有降低成本的动机，即股权性薪酬与成本负相关。
二、研究设计和样本选取
（一）变量设计和说明
成本变量使用总资产周转率（Sales/Assets）来衡量，为总收入和总资产之比，用来衡量高管对资产使用的效率，此方法是用资产的无效或低效率使用造成的损失来替代成本，是成本的反向替代变量。
高管薪酬变量使用高管总薪酬（T）、高管货币性薪酬（Cash）、高管股权性薪酬（Stock）来衡量，它们分别表示高管货币性薪酬与高管股权性薪酬之和，公司金额最高的前三名高级管理人员年薪总额，高管持股的期末市值。
控制变量使用资产负债率（D/A）、员工总数（E）、公司规模（Size）和股东总数（Shareholders），它们分别表示公司年末的负债总额同资产总额的比率，年末公司的员工总数，资产总额的自然对数和年末股东户数。
随机变量用随机误差（μ）来表示，代表线性回归分析中由于解释变量被忽略、变量观测值的计量误差等问题产生的误差值。
（二）模型设计
针对前文提出的三个假设，本文设计了如下几个模型以供验证。为了验证假设一，本文选择分别以资产周转率为被解释变量，以高管总薪酬为解释变量，以资产周转率、员工总数、公司规模、股东户数为控制变量进行回归分析：
Sales/Assets=λ0+λ1T+λ2D/A+λ3E+λ4Size+λ5Shareholders+μ
为了验证假设二和假设三，寻找不同形式的高管报酬与成本之间的相关性，本文选择以资产周转率为被解释变量，以以高管货币性薪酬和高管股权性薪酬为解释变量，以资产周转率、员工总数、公司规模、股东户数为控制变量进行回归分析：
Sales/Assets=λ0+λ1Cash+λ2Stock+λ3E+λ4Size+λ5Shareholders+λ6D/A+μ
（三）样本选取和数据来源
本文选择沪深两市2013年所有的A股（非ST）上市公司的数据作为样本，其中剔除了高管薪酬为零的，数据存在明显缺失的，证券业、银行业、保险业、多元金融等金融机构上市公司的数据。最终本文确定372家A股上市公司的样本数据，这些数据来源于国泰安数据库（CSMAR）和iFinD，使用的数据处理软件和统计软件是Excel2007、Access2010和SPSS19.0。
（四）描述性统计
根据表1显示，本文所选取的1765个2013年中国A股上市公司的样本中前三名高管薪酬总额的平均值为510.24万元，而股权性报酬的平均值大大高于前者，为83122.34万元。从成本的反向替代变量来看，总资产周转率的平均值为0.474332，反向说明了成本还处于较高水平，公司治理效率并不高。
三、实证结果与分析回归分析
在将收集到的数据集输入统计软件SPSS19.0后，本文对前文建立的模型进行回归分析。本文首先考察总报酬与成本之间的相关性，然后又针对高管货币性薪酬、股权性薪酬与成本之间的相关性进行检验。
表2的结果显示，总报酬与总资产周转率虽不存在显著的相关关系，但其系数为负值，表明了总薪酬激励会导致成本的增加。通过表3我们可以看出，高管的货币性薪酬与总资产周转率存在负相关关系，通过了0.01的显著性检验，从而验证了本文的假设二，即高管货币性薪酬与公司成本存在正相关关系。
解释变量“高管股权性薪酬”并未通过显著性检验，这表明了尽管在当前股权性激励力度大、水平高的情况下，股权性薪酬对提高公司治理绩效的作用并不明显，其原因可能在于股权激励的形式多种多样。这说明了仅从数量水平上提高高管股权性薪酬是远远不够的，要更好地发挥激励作用，也许还应当从股权性薪酬结构的改善入手。
四、研究结论与启示
本文以我国A股上市公司2013年的数据为研究样本，对总薪酬激励、货币薪酬激励和股权激励与成本之间的关系进行了描述性分析和回归分析。研究结果表明：
①我国A股上市公司高管的总报酬与成本的相关关系未通过显著性检验，也就是说总报酬设置是失效的，其金额虽已达到较高水平却未实现相应的激励作用。这一现象应当引起我们对当前薪酬机制的深思，尤其是那些一味地依赖涨薪酬以期提高公司治理绩效的股东们。
②数据和实证分析告诉我们，不同形式的高管薪酬与成本之间的相关性是不同的。高管股权性薪酬所带来的激励与成本是负相关的，这说明了报酬总额固定的情况下，提高高管股权性薪酬可以降低成本，尽管这种相关性并不显著。高管股权性激励未通过显著性检验的原因可能来自于当前的股权激励结构设置不当。而从另一方面来看，货币激励方式对成本是有显著影响的，并且两者呈正相关关系，这说明提高货币性薪酬并不能促使高管提高公司治理绩效。因此在目前的情况下，可以降低高管的货币性薪酬，使其控制在一定的合理范围内，从而使成本减少公司价值获得提升。
本文的研究试图从理论方面和实务方面为国内高管薪酬研究贡献微薄之力。首先，本文所进行的分析过程以及结论可以为反驳当前希望不断提高高管薪酬的论调提供依据。从自私人假设出发，若高管通过利己行为控制自己的薪酬水平将其提高，那么高水平的薪酬便不会带来相应的激励效果，故成本也不会因此被降低。其次，从薪酬的构成角度帮助人们进一步认清货币性与股权性薪酬对公司治理的影响，并对进行货币激励和股权激励的具体形式进行深入思考。本文的不足之处在于，仅探讨了高管薪酬对成本的影响，并未就如何建立一个有效激励的高管薪酬制度给出具体的改进的建议。
参考文献：
[1]吴育辉，吴世农.高管薪酬：激励还是自利？――来自中国上市公司的证据[J].会计研究，2010，（11）.
[2]林浚清等.高管团队内薪酬差距、公司绩效和治理结构[J].经济研究，2003，（4）.
[3]杜胜利，翟艳玲.总经理年度报酬决定因素的实证分析――以我国上市公司为例[J].管理世界，2005（8）.
关键词：上市公司 负债经营 财务风险
一、问题的提出
河南省煤炭资源丰富，含煤地层分布广，煤种齐全，是我国重要的产煤基地，煤炭产量连续多年居于前列，为我国经济的发展和国家能源安全做出了巨大贡献。同时，河南也是煤炭的消费大省，煤炭在全省一次能源消费结构中多年来一直占90% 以上。煤炭作为能源支柱支撑着河南经济社会的快速发展。
资金是煤炭企业生存和发展的重要保证，负债经营被公认为是一种行之有效的资金运营方式，它是解决企业资金需求的一个途径，同时也是企业获得财务杠杆收益的一种现代化的经营理念。根据企业负债动因的不同可分为自主负债和被动负债。自主负债是企业充分利用负债带来的好处进行筹资策划；被动负债是企业迫于一定压力所采取的非自愿筹资。但是，目前企业大量借入负债资金是为了解决资金需求的一种被动行为。
根据财务管理理论，利用负债经营获得财务杠杆收益的前提条件是经营收益水平大于负债的资金成本。因此，经营收益水平越高，负债带来的财务杠杆收益就越大。本文通过实际数据分析上市公司的负债水平和经营收益水平是否具有相关性，进而考察河南煤炭上市公司管理者负债经营的意识。
二、研究假设及样本选取
根据负债经营理论，如果河南煤炭上市公司管理者具有较强的负债经营意识，负债水平在一定的范围内就会随着经营收益水平提高而升高，由此得出假设：在一定限度内负债比例与经营收益水平正相关。
为了全面分析河南煤炭上市公司管理者的负债经营意识，本文选取了我国A股市场上市的河南省煤炭企业作为样本，收集了2008年至2012年的相关财务数据。
三、指标选取
（一）被解释变量的选取
以资产负债率代表上市公司的负债水平。资产负债率=（负债总额/资产总额）×100%。
（二）解释变量的选取
息税前利润率是上市公司在一定时期内获得的息税前利润与平均资产总额的比率，它是反映上市公司资产综合利用效果的指标，同时是衡量上市公司利用债权人与所有者的资金获取盈利的重要指标。由此，我们用息税前利润率代表上市公司的经营收益水平。息税前利润率=（息税前利润总额/资产总额）×100%。息税前利润总额=净利润+所得税+利息支出。
四、河南省煤炭上市公司资产负债水平与经营收益水平相关性统计分析
（一）河南大有能源股份有限公司（以下简称大有能源）
通过分析大有能源2008年至2012年年度报告并计算汇总，得到结果如表1及图1所示。
从图1可以看出，从2008年至2012年大有能源的资产负债率与息税前利润率的变动保持一致。
（二）平顶山天安煤业股份有限公司（以下简称平煤股份）
通过分析平煤股份2008年至2012年年度报告并计算汇总，得到结果如表2及图2所示。
从图2可以看出，平煤股份在2008年至2010年资产负债率与息税前利润率的变动相反，而在2010年至2012年资产负债率与息税前利润率的变动相同。
（三）河南神火煤电股份有限公司（以下简称神火股份）
通过分析神火股份2008年至2012年年度报告并计算汇总，得到结果如表3及图3所示。
从图3可以看出，神火股份的资产负债率在2008年至2009年，2010年至2011年与息税前利润率的变动相反，而在2009年至2010年，2011年至2012年资产负债率与息税前利润率的变动相同。
（四）郑州煤电股份有限公司（以下简称郑州煤电）
通过分析郑州煤电2008年至2012年年度报告并计算汇总，分析结果如表4及图4所示。
从图4可以看出，郑州煤电的资产负债率在2008年至2009年，2011至2012年资产负债率与息税前利润率的变动相反，而在2009至2011年资产负债率与息税前利润率的变动相同。
五、结论与启示
通过以上数据分析发现，大有股份资产负债率与息税前利润率的变化具有较强的正相关关系，说明大有能源的经营者具有一定的主动利用负债经营获取财务杠杆收益的意识。平煤股份、神火股份和郑州煤电的资产负债率与息税前利润率的变化没有明显的相关关系，据此说明三家公司的经营者缺乏主动利用负债经营获取财务杠杆收益的意识。
由于上市公司的负债水平受到宏观经济政策、公司所处行业以及公司内部多种因素的影响，本文的数据分析还具有一定的局限性，分析的结论只能从单一视角反映负债经营的动因问题。
综上所述，负债经营是一种现代化的经营理念。作为现代企业的经营者要有主动利用负债经营获得财务杠杆收益的意识，同时也要注意负债水平的提高所带来的财务风险，保持一个合理的负债水平。
关键词：河北省上市公司；内部治理；公司价值怎么
怎么
一、 引言
20世纪80年代中期，我国开始设立股份制企业，上海证券交易所和深圳交易所成立分别于1990年12月，1991年4月成立，标志着我国资本市场的开始。河北省首家上市公司于1994年1月3日在上海证券交易所正式挂牌交易，自此河北省越来越多的公司开始股份制改造以适应新的市场经济的发展，截至2009年12月31日，河北省共有正常上市公司36家。河北省企业虽然较全国其他各省上市较晚，但发展迅速，现代企业制度日趋完善，对河北省的经济发展有着重大的影响作用。本文以2001年~2009年期间的河北省上市公司为研究对象，重点考察了这些公司的内部治理状况及对公司价值的影响。
二、 研究背景
所有权结构是公司内部治理的一个重要因素，对于公司控制权的分布及委托关系有着重要的影响，并进而影响到公司的价值。现有文献中，关于所有权结构对公司价值的影响关系尚有争论。早在1932年，Berle和Means就提出所有权结构与企业绩效存在着负相关关系，这一结论虽然被很多学者得以证实，但也有学者提出质疑，Demsetz（1983）则认为所有权结构是公司为实现利润最大化，进行博弈后内在选择的结果，与公司绩效间并无明确的关系。
董事会在公司的经营决策中有着重要的地位，在内部治理机制中有着重要的地位。董事会的特征研究包括许多方面，比如董事会的规模，董事会的独立性，领导权结构及董事会会议次数等。Mork，Shleifer和Vishny（1988）发现董事会的规模与公司价值间并不是简单的线性关系，而Yermack（1996）研究认为董事会规模与公司托比Q值间存在着负相关关系。MacAvoy和Millstein认为董事会的独立性与公司价值间存在着正相关关系。董事会的重大事项都是通过董事会会议实现的，董事会会议的频率和效率直接影响着公司治理水平和公司的价值。Lipton和Lorsch（1992）认为董事会会议与公司价值间存在着正相关关系，但Jensen（1993）则认为董事会会议往往是于事无补，与公司业绩无关。
公司是利益相关者之间通过交易契约所形成的一种法律实体。在这些契约关系中，经营者与所有者的关系则是其中最核心的部分。经营者的首要责任就是对所有者负责，既要维护股东利益，又要实现股东利益最大化。随着市场竞争的加剧，股权结构的发展，20世纪60年代，大股东与高管层之间两股势力相互斗争、相互妥协，如何通过高管层薪酬设计实现股东的目标则成为研究的另一个焦点。大部分关于高管薪酬与公司价值关系研究的文献都是基于委托理论：通过薪酬安排，可以使委托人与人之间的利益趋同，通过减少二者的利益分歧而降低成本，从而实现公司价值的提高。因而高管的薪酬与公司业绩间存在着正相关关系，股票期权对高管人员有着显著的激励效应（Barro，1990）。
三、 研究方法
本文着重运用非平衡面板模型来研究河北省上市公司内部治理与公司价值之间的关系。
1. 数据来源。为研究河北省上市公司内部治理与公司价值之间的关系，本文选取河北省上市公司为研究对象进行分析。文章以2001年~2009年期间河北省上市公司为样本，剔除数据不全的公司，共有公司37个，共计290个样本点。分析数据均来源于深圳市国泰安信息技术有限公司开发的国泰安数据库，从中提取出2001年~2009年的数据,经过加工整理后形成本文的分析数据。为了尽可能确地发现河北省上市公司内部治理,包括所有权结构、董事结构、高级管理层激励与公司价值的关系,本文采用面板数据模型,运用stata10.0进行回归分析。
2. 模型设计及变量定义。为进一步检验河北省上市公司内部治理与公司价值的内在关系，利用河北省上市公司的面板经验数据，本文建立以下多元回归模型：
TOBINQit=α0+α1LNSIZEit+α2LEVit+α3SSRit+α4DUALit+α5INDEit+α6BSIZEit+α7MEETit+α8INCOMEit+α9MSRit+ε（1）
其中：i=1，2，…，37；代表第i个截面观察单位。
t=2001，2002，…，2009；代表第t个时间序列观察值。
TOBINQ为托宾Q值，为被解释变量，用于衡量公司价值，用年末最后一个交易日收盘价计算价值。
SSR，DUAL，INDE，BSIZE，MEET，INCOME，MSR均为解释变量。本文主要从所有权结构、董事会和高级管理层激励三个方面考查河北省上市企业公司内部治理对公司价值的影响。SSR为第一大股东持股比例，衡量上市公司的所有权结构；DUAL为虚拟变量，衡量董事会领导权结构，以董事长和总经理是否两职合一作为衡量基准，当董事长和总经理两职合一是，赋值为1，当两职分离时，赋值为0；INDE为董事会中独立董事的比例，衡量董事会的独立性；BSIZE为公司年报中披露的当年末公司董事正式成员的人数，衡量董事会规模；MEET为公司年度董事会会议的次数，用于衡量董事会的执行强度。高管层激励一般存在两种形式：薪酬激励和股权激励。INCOME为公司高管前三名的年度薪酬总和，衡量高管层的薪酬激励水平；MSR为公司高管层持股比例之和，衡量公司高管层的股权激励水平。
LNSIZE，LEV均为控制变量。LNSIZE代表公司规模，用公司年末总资产的自然对数衡量；LEV为财务风险，用资产负债率表示，定义为公司年末总负债与年末总资产的比例。
四、 实证研究结果
1. 描述性统计。股权结构方面，河北省上市公司的第一大股东持股比例均值为47.57%，以国有股为主，股权高度集中。上市公司中，民营企业、私营企业比例较小。董事长与总经理二职兼任情况较少，290个样本中，只有21个样本存在着二职合一，93%的公司都是董事长与总经理两职分离。董事会的人数介于5到15人之间，平均值为9.38，符合我国《公司法》规定的大于5人小于19人的规定。其中49个样本公司董事会人数为偶数，占总样本的16.9%，241个样本公司董事会人数为奇数，占总样本的83.1%。为避免重大决策表决时出现僵持局面，国际上流行采用奇数规模的董事会人数。独立董事的比例为31%，其中2006年以前样本有148个，其均值为27%，2006年之后（包括2006年）样本有142个，均值为35%。2005年10月27日全国人大常委会通过第十届全国人民代表大会常务委员会第十八次会议表决通过修订后的《中华人民共和国公司法》，2006年1月1日起施行。新公司法第123条要求“上市公司设立独立董事，具体办法由国务院规定”。新公司法定对独立董事职权、责任体系、比例等有了更明确的规定，因而独立董事的比例有了较大的提高。董事会的会议次数均值为7.8次，最少的为2次，最多的为31次。2. 面板数据模型回归结果与分析。本文采用计量非平衡面板数据的非平衡面板模型（Panel Least Squares of Unbalanced）来估计公司内部治理与公司价值的关系，以克服平衡面板数据模型的样本选择偏差问题。对上述结果进行了固定效应模型与随机效应模型选择的Hausman检验,结果表明选择固定效应模型更适用于本文的计量问题。
数据模型选择的样本包括2001年间~2009年间有完整数据的河北省上市公司，最终得到这样的公司共37个,九年共计290个样本点。
根据回归结果，第一大股东持股比例与公司的价值在0.05水平上显著正相关。河北省上市公司以国有股权集中为主，国有股权的集中对提高公司价值有正面影响。290个样本中，只有21个样本存在着二职合一，93%的公司都是董事长与总经理两职分离，回归结果并未发现二职合一与公司价值虽然正相关，但并不显著。独立董事的比例与公司价值也是正相关，但不显著。董事会的规模与公司的价值在负相关，但并不显著。董事会的会议次数与公司价值在0.1水平上显著负相关。高管层持股比例与公司价值在0.05水平显著正相关。高管层的薪酬与公司价值虽然正相关，但并不显著。
五、 结论与建议
本文实证结果表明，河北省上市公司的所有权结构与公司价值间存在着显著的正相关关系，这一结果与现有文献相一致。河北省上市公司股权高度集中，以国有股、国有法人股为主体，“一股独大”现象较为明显，说明政府依然在企业治理过程中掌握着很大的权力。随着现代企业治理机制的建立，河北省上市公司能够随着环境变化不断自我调整，结合企业自身情况进行必要的组合、制度安排和创新，治理机制更加灵活、开放，更能适应企业经营社会化。虽然具有一股独大的典型特征，但并未影响公司的发展，反而有助于提高公司的价值。如何将企业的竞争优势保持下去，继续结合企业的具体内外部环境进行制度创新，形成独特的符合市场竞争机制的内部治理机制则尤为重要。
研究表明，董事会建设方面，董事会会议次数与公司价值存在着显著负相关关系。在我国，频繁的董事会可能是企业经营业绩不佳的表现，根据谷祺和于东智（2001）研究，我国上市公司在绩效下降后通常会增加董事会的会议。据此可以推断，我国上市公司董事会会议更倾向于因公司绩效下降而开会。可见，董事会会议不是一种主动行为，而是一种被动行为，高频率的董事会会议可能是对公司业绩下滑的一种反应（Vafeas，1999）。针对这一普遍现象，董事会会议应从被动逐步向主动调整，真正发挥其应有的功能。河北省大部分的公司董事长与总经理都是二职分离，两职分任能避免权力的过于集中，有效的保证董事会和经理层履行职能,增强两者的独立性和自主性，有利于提高公司的治理水平。中国的独立董事制度建设经历了一个从无到有，日趋规范的过程，随着2006年新公司法的实施，独立董事职权、责任体系、比例等有了更明确的规定。2006年之前，河北省上市公司的的独立董事平均值仅为27%，2006年之后，这一比例提高到35%，独立董事在董事会建设中的地位与作用日益明显。公司价值与董事会规模负相关，但并不显著。公司价值随着董事会规模的增大而下降。随着董事会规模的增加，会议上董事们达成一致意见的成本就要增加，决策耗时则更长，成本则更大。基于此，对于河北省上市公司而言，董事会的规模应该根据公司的行业性质，公司的规模等因素进行合理调整，既要考虑到决策的科学性，又要兼顾决策的时效性和协调效率，以适应公司发展的需要。
河北省上市公司高管层的薪酬水平与股权激励水平平均值都不高，但差距较大。管理层持股对公司价值有着显著的影响。通过股权激励，经理人利益与股东利益的一致性得以提高。上市公司可以根据自身条件及经营环境的要求，建立起符合实际需要的激励机制，降低成本，最终实现公司价值的提升。
参考文献：
1. Nikos Vafeas. Board meeting frequency and firm performance. Journal of Financial Economics,1999, （53）： 113-142.
2. Yermack, D.. Higher Market Valuation of Comp- anies with a Small Board of Directors. Journal of Financial Economics,1996,（40）：185-211.
3. 陈勇，廖冠民，王霆. 我国上市公司股权激励效应的实证分析.管理世界，2005，（2）：158-159.
4. 谷祺,于东智.公司治理、董事会行为与经营绩效.财经问题研究，2001，（1）.
5. 胡勤勤,沈艺峰. 独立外部董事能否提高上市公司的经营业绩.世界经济，2002，（7）.
6. 南开大学公司治理研究中心课题组.中国上市公司治理指数与治理绩效的实证分析.管理世界,2004,（2）:63-74.
关键词：创业板、资本机构、公司绩效
一、引言
对主板市场上市公司资本结构以及上市公司资本结构与绩效的关系问题的研究，一直是理论界讨论的热点且取得了大量的成果。
创业板市场作为新兴的资本市场，其与主板市场有所不同，创业板市场主要针对扶持中小型企业与高科技企业的筹资并进行资本运作的市场，其入市门槛低，注重企业的增长潜力与成长性的开发，重视创新企业的发展，相对于主板市场而言，创业板市场具有较高的前瞻性，注重公司发展前景与增长潜力；另一方面，创业板市场的推出为中小型企业提供了更广泛的融资渠道，很大程度上解决了中小型企业融资难的问题。从而大大改善了我国的风险投资环境，使得资本市场的运作更加活跃、通畅。但是，由于上市条件较主板市场宽松，因此，创业板市场上市公司的风险性也相对较高，对于企业信息披露的要求就更加苛刻。从国外来看，创业板市场已经存在很长时间，而我国创业板市场刚刚兴起，从对资本结构与绩效的关系研究上看，我国理论界以创业板市场为对象进行的研究还很不够。
创业板市场注重高科技企业与创新型企业的资本运作，作为我国资本市场的重要组成部分，他的进一步完善对投资通路的扩展必将产生深远的影响。在创业板市场下，上市公司的成长性、上市公司的资本结构与绩效的关系等都是非常值得探讨的问题，其得到的结论对于创业板市场以及中国资本市场的健康发展将具有十分重要的意义。
二、文献综述
公司绩效反映的是公司经营业绩和效率，对公司绩效的评价指标有很多，近几年，国内外很多专家学者围绕公司绩效做了大量的实证研究，采用的研究方法主要有财务指标评价法、市场价值评价法以及经济增加值评价法。
财务指标评价法主要是通过销售利润率、净资产利润率、总资产利润率和每股收益等传统的公司绩效评价指标来衡量企业绩效的，这些传统的绩效评价指标具有较高的综合性，能够综合的衡量企业的绩效，主要包括衡量上市公司绩效的盈利能力、偿债能力、营运能力、现金流量能力以及成长性五个方面指标，相比单一指标的绩效评价存在一定的优势，但由于资本结构和偿债能力指标具有一定的相似性，因此，对衡量结果将产生一定的影响。
国外很多理论界人士倾向于通过对市场价值指标托宾Q值的测评来衡量上市公司的绩效问题，其主要原因是托宾Q值能够更好的体现企业现时价值和企业未来的增值潜力。其计算公式如下：Q=企业市场价值/企业重置成本。但是由于国内证券市场信息披露不对称、国家相关的法规政策、经济发展情况、利率水平以及企业自身经营状况等因素都较国外存在很大差距，在样本数据的收集上受到很大的限制，因此，采用托宾Q值进行衡量的公司绩效水平的波动性较大，准确程度不高。
基于以上两种评价方法的诸多不足，上个世纪90年代美国思腾思特公司设计了一种新的绩效评价方法，即EVA评价法。该方法在计算企业成本时，在考虑公司债务成本的同时，也考虑了公司的权益成本，通过计算经济增加值来衡量公司的绩效水平。但是，由于EVA评价指标是绝对值指标，不能有效控制企业与各部门之间的规模差异。其次，EVA的测量需要借助财务会计中的数值进行测量，因此，存在较高的人为操纵性，进而容易导致功能失调或激励失灵。最后，EVA对权力的分离有一定的要求，应用不够广泛。
Masulis(1983)运用后期权衡理论进行了实证研究，其实证研究结果表明：公司的负债水平与公司绩效呈正相关关系，同时得出进一步的结论，只有当负债水平在0.23一0.45之间时才能够对公司绩效产生影响。
Bradley等(1984)通过选取1962-1981年间的公司作为研究对象，其中包括：25个行业中的851家企业，在对这些企业的数据进行实证分析之后，得到的结论是：公司的负债水平与公司的价值之间是负相关关系。
肖作平(2005)选取1995年-2002年的204家非金融上市企业为研究对象，在运用三阶最小二乘法的模型对相应的财务数据进行相关性估计的同时，采用资本结构与企业绩效模型对这204家非金融上市企业的财务数据进行实证分析，其实证研究结果表明:资本结构与企业绩效是呈显著的负相关关系的，并且资本结构与企业绩效之间存在一种互动关系。
鲁靖文、朱淑芳(2008)以上市公司的年终财务数据作为测量依据，选取2003年-2006年间的234家上市公司作为研究对象，通过建立资本结构与公司绩效模型对上述234家上市公司的年终财务数据进行实证研究，其研究结果表明:资本结构与公司绩效的关系是呈负相关关系，有些年份资本结构与公司绩效之间存在二次线性相关性。
周三深(2009)以2007年沪深两市A股上市公司的财务数据为依据，选取沪深两市A股上市公司为研究对象，对其资本结构与公司绩效关系进行深入研究。首先，构建综合绩效指标与资本结构模型，然后，运用主成分分析方法分析出反映公司绩效指标的综合绩效指标，最后，建立资本结构与综合绩效指标模型，通过一系列分析结果表明：公司的长期负债率与公司综合绩效呈负相关关系，而短期负债率、资产负债率、有息负债率、无息负债率与公司综合绩效则呈正相关关系。
三、理论分析与研究假设
关于资本结构与公司绩效的关系，国内外学者作了很多理论研究，但对于创业板市场上市公司的研究还尚不多见。在创业板市场中资本结构与公司绩效的关系是怎样的？资本机构是如何影响公司绩效的？影响的程度有多大等成为本文关注的重点。
通过研究国内外有关资本结构与公司绩效关系的理论和相关文献，在已有研究成果的的基础上，针对创业板市场上市公司的资本机构与绩效关系，提出以下几点假设：
假设一：创业板上市公司的资产负债率与公司绩效呈正相关关系。资产负债率是公司年末负债总额同资产总额的比率。良好的资产负债率水平可以发挥财务杠杆效应使企业获利。资产负债率偏高会影响公司的偿债能力，资产负债率偏低则会影响企业成长速度。创业板上市公司的高成长性使其需要更多资金支持，因此，在一个合理的范围内，资产负债率与公司绩效水平呈正相关关系。
假设二：创业板上市公司的流动负债率与公司绩效成正相关关系。创业板上市公司的特点是公司规模小、成长性较高。对于高成长性的公司，其成长速度越快，对资金的需求也就越大，当其成长的速度高于获取利润的速度时，为了满足资金周转的需要，便需要向外界快速融资，因此，其主要偏向于短期负债融资，也就是流动负债融资。
假设三：创业板上市公司的长期资本负债率与公司绩效成负相关关系。创业板上市公司主要偏向于短期负债融资，其长期负债一般很少，有的甚至为零。长期负债的增加将对公司偿债能力产生影响，偿债能力的下降将进一步影响公司的绩效水平。因此，长期资本负责率对公司绩效产生负面影响。
四、研究方法与模型构建
1．变量的选择
研究变量包括自变量和因变量。本文选取公司绩效作为本次研究的因变量（y），其变量为净资产收益率（ROE）。本文以资产负债率（DAR）、流动负债率(SDAR)、长期资本负债率（LDAR）和总资产的对数值（LNA）作为本次研究的自变量。
其计算公式如下：净资产收益率（ROE）=本期净利润/ 本期所有者权益；资产负债率（DAR） = 负债总额/ 资产总额；流动负债率(SDAR)=短期负债/负债总额；长期资本负债率（LDAR）=长期负债/(长期负债+股东权益)；总资产的对数值（LNA）=公司年末总资产的对数值。
2．模型构建
本文采用多元线性回归的方法，建立一个多变量回归模型对影响公司绩效的资本结构因素进行分析，研究其之间存在的关系，具体的模型构建如下:
Y= a+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+ε
其中：Y为净资产负债率；a为常数项；βi为第i个变量的回归系数；Xi为第i个公司绩效的影响因素；ε为随机变量。其中X1代表资产负债率，X2代表流动负债率，X3代表长期资本负债率，X4代表总资产的对数值。
3．数据来源
本文数据主要来源于巨潮资讯网创业板信息披露平台和深圳证券交易所中创业板板块的年度报告以及国泰安数据库。
4．样本选择
本文随机选取深圳交易所创业板市场的上市公司作为研究对象，选取创业板中前225家上市公司，查阅其2010年年度报告之后，剔除掉数据不全的公司，若这些公司纳入研究样本中将影响研究结果。在剩余的189家中，剔除掉ST的公司，这些公司或出现财务状况异常的情况，或已连续亏损两年以上。再剔除掉资产负债率大于1的公司，这类公司已经资不抵债，存在退市可能，不能体现公司的正常负债水平。最终得到174家样本公司年度财务报告的数据，并对其进行SPSS多元线性回归。
五、实验过程
本文采用多元线性回归的方法，为了提高实验结果的可信程度，采用逐步回归法消除自变量的多重共线性，选出具有显著关系的自变量X1、X3和X4，自变量X2被剔除，建立拟合回归方程对所建立模型进行拟合程度检验，如表1所示。
从表1中可以看出，模型1的R Square为0.361，模型2的R Square为0.525，模型3的R Square为0.545，说明模型3较模型1、模型2的拟合优度明显提高，总体看来模型的拟合程度比较理想。说明自变量对公司绩效的影响程度达到了50%以上。
从表2中我们可以看出，模型1 的F检验的统计量观察值为98.535，相应的概率P值为0，小于0.05；模型2的F统计量观察值为94.643，相应的P值为0，小于0.05；模型3的F统计量观察值为67.813，相应的P值为0。三个模型均能通过了方程显著性检验，说明三个模型回归系数都显著不为0。可以认为Y（净资产负债率）与X1（资产负债率）、X3（长期资本负债率）、X4（总资产的对数值）之间有线性关系。
a. Dependent Variable: ROE
表3是对模型回归系数的显著性检验，根据模型3建立的多元线性回归方程为：Y= 1.203+0.326X1-0.413X3-0.056 X4，经T检验方程常数项以及各自变量的概率P值均为0，全都小于0.05，说明资产负债率、长期资本负债率和总资产的对数值对公司绩效均具有显著性意义。
其中，公司的资产负债率X1的偏归系数为0.326，表示资产负债率每升高一个单位，企业绩效水平上升0.326个单位。公司的长期资本负债率X2的偏归系数为-0.423，表示公司的长期负债率每升高一个单位，企业绩效水平下降0.423个单位。公司的总资产的对数值X3的偏归系数为-0.056，表示公司的总值产的对数每升高一个单位，企业绩效水平下降-0.056个单位。
六、研究结论与局限性
1．研究结论
由以上实验数据，我们可以得到一下结论：
（1）资产负债率对公司绩效有显著影响，且呈正相关关系，与假设1相一致。因此，创业板上市公司应在合理的范围内适当提高其资产负债率，使其发挥财务光杆效应，降低融资成本，提高公司绩效水平。
（2）由于自变量X2在试验中被剔除，且其P值大于0.05，没有通过显著性检验，假设2没有得到证实。其原因可能是由于创业板市场风险大，贷款利息高，融资困难，再加上其中一些新兴成长型企业，通过短期融资方式筹集的资金难以在短时间内转化为利润，因此，流动负债率对公司的绩效影响很小。
（3）公司的长期资本负债率与公司绩效成负相关关系，且相关性显著，与假设相反。其可能的原因是，长期资本负债率的增加会加重公司的负担，影响其偿债能力，进而影响公司绩效。
根据资本结构的指标对公司绩效的影响，公司应结合自身情况，相应调整公司资本结构，提高公司的绩效水平。
2．研究的局限性
（1）本次研究的数据取自巨潮资讯网创业板信息披露平台和深圳证券交易所中创业板板块的年度报告以及国泰安数据库，由于创业板市场刚刚兴起，政府及相关机构对其监管不够严格，其资本结构也不够完善，导致上市公司信息披露的情况存在很多不足，因此，可能影响本次研究的准确性。
（2）本文出于数据收集等原因，仅选取净资产收益率（ROE）作为公司绩效的指标，而影响公司绩效的因素还有很多，因此，也在一定程度上影响了研究结果。
（3）在模型建立方面，本文采用的实证研究模型是多元线性回归模型，研究只涉及公司的财务指标部分，而对于非财务指标部分没有进行相应研究，因此，在模型建立方面仍有待完善。
参考文献
[1]Masulis，Ronald W. The Impact of Capital Structure Change on Values：Some Estimates. The Journal of Finance，38，No.1 Mar.1983：107-138.
[2]Bradley，Michael，Jarrell，Gregg A. And Kim，E. Han. On the Existence of Optimal Capital Strucure：Theory and Evidence. The Journal of Finance，No.3，1984，39：857-878
[3]肖作平.《上市公司资本结构与公司绩效互动关系的实证研究》管理科学，2005年03期
[4] 鲁靖文，朱淑芳.《上市公司资本结构与公司绩效的实证研究》财会通讯（学术版），2008年11期
[5]周三深.《资本结构对公司绩效影响的研究——基于2007年沪深两市A股上市公司的研究》科学技术与工程，2009年05期
[6]牛建高，曹敏，邹必颖.《民营企业资本结构与企业绩效:基于河北省的实证分析》上海交通大学学报，2009年第04期
[7]章紫艺.《上市公司绩效与资本结构关系的实证研究——以房地产上市公司为例》经营管理者，2009年第10期
[8]王玲.《中小板上市公司资本结构与绩效关系研究》，首都经济贸易大学，2010年05月