一、引言
公司治理的概念自20世紀90年代初引進我國后，經過近二十年的發展，公司治理越來越受到來自政府部門、上市公司及學術界等各方的重視。1999年十五屆四中全會通過的《中共中央關于國有企業改革和發展若干重大問題的決定》，提出了國企改革的方向，即實行規范的公司制改革，并明確指出董事會要維護出資人權益，對股東會負責。董事會對公司的發展目標和重大經營活動作出決策，聘任經營者，并對經營者的業績進行考核和評價。發揮監事會對企業財務和董事、經營者行為的監督作用。國有獨資和國有控股公司的黨委負責人可以通過法定程序進入董事會、監事會，董事會和監事會都要有職工代表參加；董事會、監事會、經理層及工會中的黨員負責人，可依照黨章及有關規定進入黨委會；黨委書記和董事長可由一人擔任，董事長、總經理原則上分設。充分發揮董事會對重大問題統一決策、監事會有效監督的作用。證監會2001年9月在北京召開中國上市公司治理大會的三個月后，頒布了《中國上市公司治理準則》，在《準則》第二章“強化董事的誠信與勤勉義務”中，對董事會的主要職責、董事聘選程序、董事會的構成、董事長的兼職、獨立董事制度、董事會專門委員會、董事會議事規則和決策程序和董事的誠信勤勉義務與責任作了明確的規定，同時對監事會的職責和功能、監事會的構成和議事規則以及董事、監事績效評價體系也作了相關規定。2005年對國有企業進行的股權分置改革，取得了令人欣慰的成果。從我國陸續頒布的公司治理的相關決定、意見以及召開的會議不難看出，我國完善上市公司治理結構、加強上市公司監管和保障股東利益的決心。
內生性、內生變量是計量經濟學中經常使用的概念。經濟系統具有內生性是指系統內部決定的變量是內生變量。內生變量是在聯立方程組模型中由系統決定其取值的變量。內生變量受模型中其他變量的影響，也可能影響其他內生變量，即內生變量是某個方程中的被解釋變量，同時可能又是某些方程中的解釋變量。內生變量一般受隨機項的影響，是隨機變量，它與隨機項之間不是獨立的。解決內生性的方法大致有以下幾種：引入工具變量，用兩階段最小二乘法（2SLS）或三階段最小平方法（3SLS）解決；因變量滯后一期，或者是因變量采用多年的數據的均值；因變量采用行業調整的均值。本文采用第一種方法，即引入工具變量，用2SLS來解決上市公司治理與經營者績效相關性問題。
本文在總結國內外研究成果的基礎上，對上市公司監督機構與經營者績效相關性進行實證研究。
二、文獻綜述
（一）對董事會規模的研究
Lipton和Lorsh（1992）認為董事會的規模最好為8至9人，不要超過10人。Jensen（1993）進一步解釋到，隨著董事會人員的增加，董事們愈加重視“尊敬”和“禮貌”，越發不愿意做出使CEO難堪的舉措。這種觀念使董事會很難再發揮出應有的作用，而極易被CEO所控制。同時Yermack（1996）對美國500家大公司的實證研究也表明，董事會規模越大，其公司績效越差。
（二）對董事長與總經理兩職是否合一的研究
兩職合一對公司績效的影響問題，國外學者觀點各異。一些學者支持兩職分離，Fama（1980）認為，兩職分開有助于公司規避大的經營風險，且董事會可以更加客觀地對經營者的工作進行監督和做出評價。另一些學者則認為，兩職合一會使董事長更快得到公司內部信息，及時應對外部環境變化，同時更加具有管理能力，并且與內部董事一樣，因為持有公司股權，而對公司更有責任感。但是我國學者對兩職合一的研究則得出其與經營績效關系不顯著，但與公司規模正相關的觀點（吳淑琨，1998）。
三、研究設計
（一）研究假設
公司的一切重大經營決策應該由董事會決定， 公司董事會應該由股東大會選舉產生。但是在實際運行中，董事會及董事的產生具有相當大的隨意性。在喪失了獨立性與積極性的前提下 ，董事會成員過多會造成彼此溝通困難，并且因為不愿得罪總經理，對總經理的過失不能夠直接而坦率的提出批評和指正，而是寄希望于其他董事完成監督責任，這種情況在不持股的董事中尤甚。因此提出假設1：
假設1：董事會規模與經營者績效呈負相關。
受托責任理論認為，董事長與總經理兩職合一會使董事長擁有更大的權利空間，同時能更快的得到本公司的信息，更有利于公司的決策；委托-代理理論認為，董事長與總經理兩職合一會造成更大的代理風險，可能使公司陷入更大的危機，同時很多研究表明董事長與總經理兩職合一會造成無效的治理。本文更支持后一種觀點，因此提出假設2：
假設2：董事長與總經理兩職合一與經營者績效呈正相關。
我國上市公司因為其股權結構的特殊性，導致董事會獨立性不強，董事會不能充分發揮其監督職能。這種困境使得監事會在公司治理中的作用更顯重要，因此提出假設3：
假設3：監事會規模與經營者績效呈正相關。
（二）研究方法
1.樣本的選擇
本文選取2007—2009年滬深兩市265家制造業機械、設備、儀表類上市公司為研究樣本。采集的上市公司公司治理和經營者績效相關指標資料來源于中國證券監督管理委員會網站（http://www.csrc.gov.cn）、上海證券交易所網站（www.sse.com.cn）以及深圳證券交易所網站（www.szse.com.cn）。
在數據整理過程中做了如下篩選：
（1）剔除了數據不全的公司；
（2）為保持數據的一致性，剔除同時發行A、B股和A、H股的上市公司；
（3） 剔除至2009年首次發行新股，至今不滿三年的上市公司；
（4）在無綱量化過程中，剔除了出現極端值的公司，共得到有效樣本147家。
2.樣本的統計性描述
表1數據顯示，董事會規模比較適中，我國《公司法》規定股份有限公司董事會成員為5至19人。因為董事會是會議機構，董事會最終人數一般為奇數。根據樣本統計數據，上市公司董事會成員人數一般為9至12人，平均為10.6人。各公司間董事會規模差別不是特別大，標準差為2.278。董事長與總經理多為兩人擔任，坦尼夫（2002）對我國上市公司董事會結構的調查顯示，55%的公司董事長與總經理兩職合一，其他45%董事長也在公司中任職。但是隨著2005年股權分置改革，我國上市公司逐漸傾向于董事長與總經理兩職分離。最新數據顯示，2009年，被調查的公司中90%左右的董事長不兼任總經理職務。監事會規模有限，《公司法》規定，監事會成員不少于三人，其成員應包括股東代表和職工代表，且職工代表比例不得低于監事會成員總數的三分之一。但是我國上市公司監事會規模普遍偏小，多數公司都按照《公司法》規定的人數下限組建監事會，即成員只有3人，只有少數超大型企業的監事會規模稍大，監事人數最多為9人，樣本的平均人數則為4.2人。董事會與監事會成員持股水平偏低，我國上市公司董事與監事持股水平比較低，“零持股”現象嚴重。其中持股總和最高的公司為34%，均值為1.5%，遠低于國外10.6%的水平。
3.研究模型
本文的研究方法為多元線性回歸方法。根據假設，構建模型：
Tobin’s Q=α0 α1Belement α2Bscale α3B M α4Bown
α5Supervisor α6Debt ε （1）
Belement =β0 β1Bown β2 Tobin’s Q β3 Supervisor β4Size β5Grow β6 Debt ε（2）
變量的名稱和度量：
模型中變量分為解釋變量、被解釋變量和工具變量三類，其名稱和度量見表2。
4.實證結果
本文采用二階段最小二乘法對制造業機械、設備、儀表類上市公司治理與經營者績效各相關變量（方程（1），方程（2））進行回歸擬合，檢驗結果與回歸結果如表3、表4所示。
（1）從表3Eviews統計檢驗結果中可以看出， R2為0.9105，調整后的R2（adj-R2）為0.0724，F統計值為10.468，說明各模型中自變量對因變量的解釋程度高，模型具有可信度，模型回歸結論具有可靠性，保證了模型回歸效果的有效性，說明該回歸方程具有統計學意義，使本部分的實證研究結論更具有可靠性。當所有的解釋變量對公司價值Tobin’s Q指標進行回歸擬合時，得到的回歸方程為：
Tobin’s Q=0.579-1.03 Belement-0.008Bscale 0.099 B M 0.064 Bown -0.038 Supervisor 0.741 Debt
從多元回歸結果來看，在模型回歸結果中董事會結構（Belement）系數、未通過檢驗，樣本公司其他回歸系數通過了檢驗，并且至少在10%的水平上具有顯著性。
（2）從表4Eviews統計檢驗結果中可以看出， R2為0.907，調整后的R2（adj-R2）為0.907，F統計值為11.375，說明各模型中自變量對因變量的解釋程度高，模型具有可信度，模型回歸結論具有可靠性，保證了模型回歸效果的有效性，說明該回歸方程具有統計學意義，使本部分的實證研究結論更具有可靠性。當所有的解釋變量對董事會結構Belement指標進行回歸擬合時，得到的回歸方程為：
Belement=0.189 0.212Bown-0.015Tobin’s Q-0.005
Supervisor 0.01Size-0.003Grow-0.075Debt
從多元回歸結果來看，在模型回歸結果中經營者績效（Tobinsq）系數和企業規模（Size）未通過檢驗，樣本公司其他回歸系數通過了檢驗，并且至少在10%的水平上具有顯著性。
（3）實證研究的結果顯示，經營者業績與董事會規模（Scale）為負相關。實證結果支持第一個假設，即董事會規模越大越不利于董事們履行監督的責任。董事會結構（Belement）沒有通過T檢驗，說明獨立董事沒有發揮其應有的作用。究其原因，首先獨立董事的選任制度存在缺陷，上市公司往往由經理層提名和聘任獨立董事，從源頭上造成獨立董事不獨立；其次，我國沒有嚴格的獨立董事培訓體制，上市公司的獨立董事多由社會名流擔任，不能對公司的重要事項獨立地作出判斷及發表有價值的意見和建議；再次，沒有完善的獨立董事激勵制度，沒能使獨立董事薪酬與績效密切聯系，在某種程度上講，獨立董事甚至不具備其他董事的責任感。
董事長與總經理兩職合一（B M）系數是0.064且通過了T檢驗，說明其與經營者績效正相關，支持了假設2。股權分置改革使國有股比例不斷下降，上市公司治理不斷規范化，總經理的選擇權和任命權更多的由董事會掌控，董事會的監督職責更加明確，董事長與總經理兩職分離有助于董事長更好的監督總經理的日常行政工作，防止代理問題的發生，提高公司價值。
監事會規模（Supervisor）系數是-0.005，且通過了T檢驗，監事會與經營者績效有微弱的負相關。監事會規模越大，經營者績效越差，說明我國上市公司監事會沒有履行必要的監督作用。究其原因，首先，監事的選聘制度有缺陷，無論是監事還是職工監事多由經營者選聘，容易受到經營者的控制。因此，我國《公司法》應對監事的選聘資格作相應的修改，不僅要有職工監事，而且要有外部利益相關者擔任監事，以消除經營者對監事會的影響。其次，監事會權利有限，監事會的職權是事后監督，獨立董事的職責是事前和事中的監督，為了監事和獨立董事能夠更好的配合，應賦予監事會選聘獨立懂事的權利。最后，缺乏有效的激勵機制，樣本公司數據顯示董事和監事持股比例和的均值僅僅為1.5%，其中董事持股比例又比監事持股比例高很多。公司應該增加監事激勵制度，通過現金及股權激勵，使監事的薪酬與績效相聯系，激發監事的積極性，更好的完成對董事會和經營者的監督。
對董事會結構（Belement）指標進行回歸顯示，董事會結構與監事會規模負相關，說明獨立董事與監事間并沒有形成相互促進的作用，可能是因為上市公司監督機構職責分配不清，獨立董事與監事作用重疊。上市公司應該明確兩者的權責，即獨立董事負責事前與事中的監督，監事會負責事后的監督。
四、結論及建議
保證上市公司董事會應有的獨立性，必須在《公司法》的約束下，由股東大會選舉產生董事會；明確董事長與總經理權責，確保兩職分離，在調整股權結構的基礎上引入美國公司治理中的CEO（首席執行官）制度；強化上市公司監事會作用，實證結果顯示監事會規模的擴大并不能保證監事會監督職責的有效履行。為增強上市公司監事會的作用，在保障監事會質量的前提下，隨著上市公司經營規模、總資產的不斷增長，該數額下限應隨之調整，根據公司總資產、營業收入、經營規模確定監事會人員的比例，從而保證監事會與公司規模相匹配；完善獨立董事制度，確保獨立董事的獨立性、專業性與積極性。
