《董事會特征、債務(wù)融資成本和企業(yè)績效的關(guān)系實證探究》12000字（論文）

PAGEPAGE25董事會特征、債務(wù)融資成本和企業(yè)績效的關(guān)系實證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u6307董事會特征、債務(wù)融資成本和企業(yè)績效的關(guān)系實證研究 123731第一章董事會特征與企業(yè)績效 112303第二章獨立董事比例與企業(yè)績效的研究現(xiàn)狀 211388第三章董事學(xué)歷背景與企業(yè)績效的研究現(xiàn)狀 316889第四章研究設(shè)計 4209654.1樣本選擇及數(shù)據(jù)來源 479134.2變量定義 4142634.3模型構(gòu)建 619251第五章實證分析 878685.1描述性統(tǒng)計 8171755.2相關(guān)性分析 8241435.3回歸結(jié)果分析 910855.4穩(wěn)健性檢驗 14149505.5內(nèi)生性檢驗 1613312第六章結(jié)論與建議 19305046.1研究結(jié)論 19207976.2相關(guān)建議 20322616.3研究的局限性 21（1）董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的研究現(xiàn)狀隨著經(jīng)濟的迅速發(fā)展，企業(yè)規(guī)模的擴張，現(xiàn)代企業(yè)管理逐漸出現(xiàn)了所有權(quán)與管理權(quán)的分離，分屬于董事長和總經(jīng)理，在這種委托代理方式下，公司內(nèi)部也出現(xiàn)了兩種不同的結(jié)構(gòu)形態(tài)，一種是聘請職業(yè)經(jīng)理人擔任CEO，董事長與總經(jīng)理兩職分離；另一種是董事長兼任CEO，由同一人擔任。我國相關(guān)法律未明確規(guī)定公司采用哪種領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)，學(xué)術(shù)界對兩者的權(quán)力分配方式尚存在著不同的意見。目前文獻對于董事長是否應(yīng)兼任總經(jīng)理有反對和支持兩種聲音。其中認為兩職合一與企業(yè)績效負相關(guān)的有：Baliga、Moyer（1996）研究發(fā)現(xiàn)，當董事長兼任總經(jīng)理的企業(yè)在實施兩職分離后，股票價格走勢會比維持單一領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)不變的公司更為樂觀[1]。Krolletal.（2007）研究發(fā)現(xiàn)如果總經(jīng)理兼任董事會主席，他們會傾向更多關(guān)注自身利益而不是把整個企業(yè)績效置于首位，不利于改善企業(yè)績效[2]。LewellynK.B.（2012）發(fā)現(xiàn)總經(jīng)理兼任董事長時，可能增強總經(jīng)理的個人風(fēng)險行為，不關(guān)注企業(yè)績效而是趁機謀取個人私利[3]。李曉（2015）以2009-2012年1011組上市公司數(shù)據(jù)為樣本，進行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)董事長與CEO合二為一會對公司績效產(chǎn)生消極影響[4]；徐子堯、劉益志（2015）對中小板和創(chuàng)業(yè)板410家企業(yè)績效是否受董事會特征影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)董事長與總經(jīng)理合一時未對績效產(chǎn)生顯著的影響，鼓勵更多采用聘用專業(yè)化經(jīng)理人形式，改善董事會治理效率，進而提高經(jīng)營績效和整體價值[5]。朱艷（2019）研究了2006-2016年家族企業(yè)董事會結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：家族企業(yè)單一領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效顯著負相關(guān)[6]。然而，也有學(xué)者認為兩職合一正向影響公司績效。Kroll&Walters（2007）發(fā)現(xiàn)非金融公司的首席執(zhí)行官扮演的雙重角色可能有助于提高績效，而金融公司兩職兼任無法起到提升績效作用[2]。劉曉宇（2019）選取了2015-2017創(chuàng)業(yè)板734家上市公司為樣本研究了董事會特征對公司價值的影響，發(fā)現(xiàn)董事與CEO兩職合一正向影響企業(yè)價值，這是由于我國創(chuàng)業(yè)板塊公司整體存續(xù)期還較短，公司董事長、CEO往往是創(chuàng)業(yè)者，兩職合一更有利于權(quán)力的統(tǒng)一，從而保持企業(yè)發(fā)展方向與決策落實的一致，進而提升企業(yè)價值[7]。原源（2019）通過對新三板公司樣本實證研究發(fā)現(xiàn)，兩職合一與企業(yè)績效正相關(guān)，當企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)單一性增加，企業(yè)決策有效性增強，促使經(jīng)營績效的提升[8]。Prasharet.（2020）認為，董事長兼任總經(jīng)理使得公司領(lǐng)導(dǎo)權(quán)集中于一人，當外界市場環(huán)境發(fā)生變化時，能迅速反應(yīng)和利用公司的內(nèi)部資源進行應(yīng)對，進而提升公司財務(wù)績效[9]。董事會的獨立性決定了獨立董事能在多大程度上發(fā)揮其監(jiān)督功能，關(guān)于獨立董事的作用，學(xué)術(shù)界中存在不同的意見。一部分學(xué)者認為，獨立董事比例增加，能提高董事會對企業(yè)經(jīng)營投資決策的參與程度，能更好地起到監(jiān)督作用，有利于公司健康運營發(fā)展。Kroll、Walters（2007）等研究發(fā)現(xiàn)董事會的獨立性、多樣性和規(guī)模等董事會特征對國有和私營企業(yè)績效影響都是正向的[2]。LewellynK.B.（2012）研究發(fā)現(xiàn)董事會中獨立董事的存在積極影響公司財務(wù)績效水平[3]。Carlos&Luis（2011）認為獨立董事比例增加能更有效發(fā)揮監(jiān)督作用，以及對管理層行為進行約束。此外獨立董事通常擁有廣泛的社會資源，因此獨立董事人數(shù)的上升能更好地幫助公司利用從外界獲得的重要資源來推動公司財務(wù)績效的增長[10]。王曉旭（2017）選取了新三板512家上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)獨立董事比例正向促進財務(wù)績效，比例越高對公司績效越有利[11]。朱艷(2019）分析了2006-2016年家族企業(yè)中上市公司董事會組成對經(jīng)營績效的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn):家族企業(yè)相比于非家族企業(yè)的獨立董事比例對公司績效顯著為正相關(guān)[6]。相反，部分學(xué)者認為獨立董事比例的提高并沒有提升企業(yè)績效，Tulay&Ozan（2016）從理論和實證兩方面論述了獨立董事比例增加給企業(yè)帶來的壞處，一方面可能增加公司內(nèi)外部利益群體勾結(jié)的風(fēng)險，另一方面還會增加內(nèi)部管理成本[12]。而Bhagat&Black（1999）發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例提高并未對財務(wù)績效產(chǎn)生影響，認為兩者不具有相關(guān)性[13]。徐子堯、劉益志（2015）對中小板和創(chuàng)業(yè)板410家企業(yè)的公司績效受董事會特征影響的研究，發(fā)現(xiàn)獨立董事比例高低未能改善公司績效，在有PE的參與下反而增大了該負向效應(yīng)，限制了獨立董事監(jiān)督作用的發(fā)揮，使其形同虛設(shè)[5]。劉彬（2016）以制造業(yè)全部A股上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)獨立董事比例負向影響企業(yè)績效，通過分析，是由于內(nèi)部人控制較嚴重，獨立董事處于信息劣勢，無法保證決策地準確度，從而未能正向影響績效[14]。在人力資本理論中，教育投資是人力投資中關(guān)鍵的組成部分。一直以來，教育投資也受到了國內(nèi)外的高度重視。當企業(yè)董事會成員整體有著較高的學(xué)歷水平時，成員間信息共享、團結(jié)協(xié)作和溝通決策能更有效的進行，有利于決策效率和決策質(zhì)量的提高，進而促進了企業(yè)財務(wù)績效的提升。在高階理論中，高管所具備的知識、能力等資源和思想、價值觀等個人特征會影響他們的判斷與決策，進而影響公司的總體戰(zhàn)略方針及未來發(fā)展走向，最終對公司績效產(chǎn)生作用。當董事會成員受教育程度較高時，通常具備豐富的知識儲備，涉獵范圍寬廣，對事物有較強的思辨能力和理解與認知，對公司戰(zhàn)略布局的規(guī)劃有著更深維度地思考，有利于提升公司績效。同時，董事成員豐富的知識儲備有利于其靈活應(yīng)對公司內(nèi)外部環(huán)境變化所帶來的財務(wù)風(fēng)險和經(jīng)營風(fēng)險，為公司提供明確且有價值的建議。對此，多數(shù)學(xué)者認為董事學(xué)歷與企業(yè)績效正相關(guān)。Gottesman等研究證實，公司董事學(xué)歷水平密切影響著企業(yè)績效，隨著董事學(xué)歷的提升，公司治理更具科學(xué)性，公司運營體系更完善，有利于公司業(yè)績的提升[15]。Jo和Lee（1996）通過將韓國企業(yè)作為研究樣本，使用規(guī)范分析與實證相結(jié)合的方法，發(fā)現(xiàn)學(xué)歷特征是改善績效的重要因素之一[16]。Ballot和Taymaz（2001）將關(guān)注點從企業(yè)治理層轉(zhuǎn)移到企業(yè)高管與員工身上，發(fā)現(xiàn)企業(yè)高層受教育程度越高，企業(yè)治理和運營模式將變得更規(guī)范和更合理，從而績效得到提升，同理，對于企業(yè)員工而言，學(xué)歷提升能優(yōu)化其工作方式和提升工作效率，進而良性促進企業(yè)發(fā)展[17]。原源（2019）在對新三板7248家公司69162名董事信息進行研究發(fā)現(xiàn)，董事學(xué)歷與績效顯著正相關(guān)，隨著董事學(xué)歷提高，使得決策有效性和謹慎性大幅增強，企業(yè)經(jīng)營決策更完善，進而提升經(jīng)營績效[8]。4.1樣本選擇及數(shù)據(jù)來源文章以我國2015-2019年中小企業(yè)板上市公司為研究對象,從國泰安數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)中獲取所需數(shù)據(jù),為確保數(shù)據(jù)的完整以及所得結(jié)論的真實可靠,對研究樣本進行了仔細篩選，并使用Excel、Stata15統(tǒng)計軟件對本文變量進行了1%的縮尾處理,以免極端異常值對多元回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。篩選條件為以下三點：（1）所選取的中小板公司上市時間需為5年以上；（2）去除了董事會特征、債務(wù)融資成本信息披露不全和缺失的樣本；（3）數(shù)據(jù)選取時剔除了ST、*ST類公司，和金融保險類樣本。最終得到的樣本公司為784家，平衡面板數(shù)據(jù)共3920條。4.2變量定義4.2.1被解釋變量：企業(yè)績效通過文獻回顧，發(fā)現(xiàn)學(xué)者們衡量企業(yè)績效的指標主要有：托賓Q值、經(jīng)濟附加值EVA、ROE、總資產(chǎn)收益率ROA。其中托賓Q值被國外學(xué)者廣泛用于衡量企業(yè)績效，這是基于國外資本市場的較為完善，可以反應(yīng)企業(yè)真實市值。而我國由于資本市場尚不完善，加之中小板與主板相比，市場也不夠成熟，不滿足使用托賓Q值的先決條件。另外，經(jīng)濟增加值中資本成本計算部分，包括股權(quán)成本和債務(wù)成本，使得加權(quán)平均資本成本率被企業(yè)廣泛使用，而該比率需要參考資本市場的往年數(shù)據(jù)，在我國當前不成熟的資本市場下得出的計算結(jié)果也是無法保證準確性的。此外使用較多的是財報數(shù)據(jù)的短期財務(wù)指標，例如總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率，計算公式為稅后利潤除以平均總資產(chǎn)或凈資產(chǎn)，也是本文選取的指標，將ROE用于衡量中小板上市公司績效。原因是其作為杜邦分析法的核心指標，能充分反映公司利用資本運作后，為股東及相關(guān)利益者所帶來的收益，以及股東投入資本的獲利情況。4.2.2解釋變量：債務(wù)融資成本通過年鑒統(tǒng)計報告顯示，銀行借款為我國中小企業(yè)獲取債務(wù)融資的主要來源，本文參考蘇武俊、晏青（2020）的研究，債務(wù)融資成本用總貸款比率（Debt）來表示，具體計算為企業(yè)當年總的銀行借款，包括長期借款和短期借款，除以企業(yè)總資產(chǎn)。總貸款比率越大，意味著企業(yè)借款金額越大，而負債數(shù)額越高時，則需要支付的債務(wù)融資成本越大。4.2.3調(diào)節(jié)變量：董事會特征（1）領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)（Dual）：虛擬變量，表示董事長與總經(jīng)理的任職情況，兩職合一時為1，兩職分離時為0。（2）董事會學(xué)歷背景(Edu)：對學(xué)歷變量進行賦值，博士及以上為5，碩士為4，本科為3，大專為2，中專及中專以下為1。取董事會各成員最高學(xué)歷之和的平均數(shù)來衡量。（3）獨立董事比例（Indr）：指獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例。4.2.4控制變量除了董事會特征與債務(wù)融資成本之外，企業(yè)績效還會受其他各種因素的影響。因此，為了保證回歸結(jié)果的準確性，并結(jié)合了以往相關(guān)研究關(guān)于控制變量的選取，確定了以下五個控制變量：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、資產(chǎn)密集度(Capital)、企業(yè)成長性(Growth)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)。（1）公司規(guī)模(Size)。在其他條件一致的情況下，當公司規(guī)模越大時，對外部投資者和就業(yè)人員的吸引力會更大，受到的融資約束會越小，更容易獲取到債務(wù)融資，以及在引進優(yōu)秀人才上更具優(yōu)勢性，從而擁有充足的人力、物力，進而有利于促進企業(yè)績效的提升和增強市場競爭力。（2）資產(chǎn)負債率(Lev)。當企業(yè)負債率越高時，使得公司的債務(wù)成本增加，進而會面臨較大的財務(wù)風(fēng)險，容易陷入財務(wù)困境，使公司的償債能力減弱，最終影響到公司績效。（3）資產(chǎn)密集度(Capital)。對于短期債務(wù)而言，由于所涉及金額相對較小，上市公司能在約定時間內(nèi)進行資金融通和償還，因此短期債務(wù)風(fēng)險較小，上市公司固定資產(chǎn)比例大小不會被債權(quán)人作為著重考慮的因素。當涉及到長期債務(wù)時，由于金額大、期限長，存在較大的償債風(fēng)險，此時債權(quán)人會考慮企業(yè)的固定資產(chǎn)比例是否能為其債務(wù)提供足夠的擔保。當企業(yè)固定資產(chǎn)比例較高時，能夠為償還債務(wù)提供更多的保證，增強了債權(quán)人的投資意愿和信心，使其愿意降低其債權(quán)收益率，從而上市公司能更順利地以較低的債務(wù)融資成本獲取到債務(wù)資金。因此資產(chǎn)密集度高的企業(yè)在獲取周轉(zhuǎn)資金上存在較大優(yōu)勢，進而改善企業(yè)績效。（4）企業(yè)成長性(Growth)。高成長性意味著企業(yè)擁有較大的市場占有率，市場前景光明，發(fā)展?jié)摿^大，未來能為企業(yè)帶來更多的營業(yè)收入和凈利潤，增強企業(yè)的盈利能力，償還債務(wù)能力增強，是債權(quán)人利益更有保障，有利于獲取到債務(wù)資金，積極提升企業(yè)績效。（5）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)。目前國內(nèi)有國企、私企和外企以及混合所有權(quán)制度，當公司股權(quán)制度不同時，兩權(quán)分離程度存在著一定的差異，分離程度高的公司，董事長與總經(jīng)理各任其職，雖然企業(yè)會面臨較多的代理成本，但兩職分離使得董事會能更好地發(fā)揮監(jiān)督作用，防止出現(xiàn)“內(nèi)部人控制”局面，促進預(yù)期財務(wù)績效的實現(xiàn)。表4.1變量定義變量類型變量名稱符號變量描述被解釋變量企業(yè)績效ROE凈資產(chǎn)收益率解釋變量債務(wù)融資成本Debt(長期借款+短期借款)／總資產(chǎn)調(diào)節(jié)變量董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)Dual虛擬變量，兼任為1，否則為0董事學(xué)歷背景Edu董事會成員學(xué)歷之和的平均數(shù)獨立董事比例Indr獨立董事數(shù)量／全體董事數(shù)量控制變量公司規(guī)模Size年度末總資產(chǎn)的自然對數(shù)資產(chǎn)負債率Lev年度總負債／總資產(chǎn)資產(chǎn)密集度Capital固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)企業(yè)成長性Growth（本期主營業(yè)務(wù)收入-上期主營業(yè)務(wù)收入）/上期主營業(yè)務(wù)收入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)State國有取1，非國有取0年份Year年度虛擬變量行業(yè)Ind行業(yè)虛擬變量4.3模型構(gòu)建本文首先要驗證的是債務(wù)融資成本與企業(yè)績效的關(guān)系，構(gòu)建模型1：（1）為研究董事會特征與企業(yè)績效之間的關(guān)系，構(gòu)建以下模型：（2）（3）（4）為驗證董事會特征的調(diào)節(jié)作用，引入交乘項，構(gòu)建如下模型：（5）（6）（7）

第五章實證分析5.1描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)篩選后符合條件的樣本量共3920條，其中國企552條，非國企3368條，由表5.1描述性統(tǒng)計可看出，中小板企業(yè)績效最小值為-0.22，最大值為0.221，說明企業(yè)間績效差距較大，均值為0.039，標準差為0.06，從整體看，中小板企業(yè)績效較好，發(fā)展較為均衡；債務(wù)融資成本中最小值為0，最大值為0.465，均值為0.137，說明中小板企業(yè)間債務(wù)融資成本差異較大，標準差0.113小于0.137，說明債務(wù)融資成本波動性不大；對于董事學(xué)歷水平，均值為3.718，說明董事平均學(xué)歷為本科及以上。關(guān)于獨立董事比例，最小值為0.333，最大值為0.571，均值為0.374，從描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，中小板塊上市公司都達到了最低要求，符合我國《公司法》要求的上市公司董事會中獨立董事的比例不得少于三分之一的規(guī)定?？刂谱兞恐?，固定資產(chǎn)比例最小值為0.002，最大值為0.604，說明企業(yè)之間資產(chǎn)結(jié)構(gòu)差異性較大。資產(chǎn)負債率最小值為0.076，反映出部分企業(yè)資產(chǎn)負債率偏低，債務(wù)融資金額小，未能發(fā)揮財務(wù)杠桿的積極作用，而平均值為0.405，說明整體來看，中小板企業(yè)負債水平在合理范圍內(nèi)。表5.1描述性統(tǒng)計樣本量中位數(shù)均值標準差最小值最大值ROE39200.0370.0390.06-0.220.221Debt39200.1150.1370.11300.465Dual392000.340.47401Edu39203.7313.7180.52.3914.936Indr39200.3330.3740.0530.3330.571Size392022.15222.2210.92320.26824.931Capital39200.1870.2070.1370.0020.604Growth39200.1150.1860.386-0.4692.354Lev39200.3960.4050.1810.0760.832State392000.1680.374015.2相關(guān)性分析相關(guān)性檢驗的目的是防止變量間存在多重共線性，導(dǎo)致回歸結(jié)果錯誤或者模型失效。為了避免這種情況的發(fā)生，在進行回歸之前，運用統(tǒng)計軟件stata15.0進行了pearson相關(guān)系數(shù)檢驗，得出了如表5.2所示的結(jié)果。債務(wù)融資成本Debt與企業(yè)績效ROE系數(shù)是-0.261，在1%水平上顯著，呈負相關(guān)關(guān)系，初步證明假設(shè)1，說明只有當融資難問題得到解決時，企業(yè)績效才能獲得有效提升。兩職合一與公司績效的系數(shù)為-0.013，說明負相關(guān)，初步驗證了假設(shè)2a，即兩職合一與公司財務(wù)績效存在負相關(guān)關(guān)系；董事會學(xué)歷背景與企業(yè)績效的系數(shù)為0.022，且在1%的水平上顯著,獨立董事比例與績效系數(shù)為0.001，呈正相關(guān)，這初步驗證了假設(shè)2b和2c，即董事會學(xué)歷背景和獨立董事比例均與企業(yè)績效為正相關(guān)關(guān)系。表5.2相關(guān)性分析ROEDebtDualEduIndrSizeCapitalGrowthLevROE1Debt-0.261***1Dual-0.013***-0.028***1Edu0.022***0.003***-0.007***1Indr0.001**-0.004***0.112***0.077**1Size0.102***0.219***-0.066**0.158***-0.032***1Capital-0.076**0.184***-0.065***-0.131***-0.038***-0.124**1Growth0.272***0.003***0.018***0.029***-0.020***0.160***-0.072**1Lev-0.283***0.245***-0.089***0.075***-0.026***0.482***-0.025***0.047***1注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著從控制變量來看，公司規(guī)模和企業(yè)成長性與企業(yè)績效的系數(shù)均為正，在1%水平上顯著正相關(guān)；固定資產(chǎn)比率和資產(chǎn)負債率與公司績效的系數(shù)均為負，并在5%的水平內(nèi)顯著負相關(guān)。其他變量之間相關(guān)性系數(shù)較小，表示基本不存在多重共線性，能夠?qū)δＰ妥鱿乱徊交貧w分析。結(jié)合當前大量研究結(jié)果，發(fā)現(xiàn)當變量間相關(guān)系數(shù)的絕對值低于0.65時，表示各變量相關(guān)性不強，那么不存在多重共線性。只有當變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值普遍大于0.4時，才需要考慮多重共線性對回歸分析的影響。所以，根據(jù)所得出的表5.2中變量之間的相關(guān)系數(shù)值，說明本文回歸模型沒有多重共線性問題，可以繼續(xù)進行下一步的回歸檢驗分析。5.3回歸結(jié)果分析5.3.1債務(wù)融資成本對公司績效的影響表5.3中模型1，Debt對ROE的回歸系數(shù)為-0.0904，在1%的水平上顯著，回歸結(jié)果驗證了本文的假設(shè)1，即債務(wù)融資成本負向影響公司績效，債務(wù)融資成本較高時，會使公司經(jīng)營風(fēng)險和財務(wù)風(fēng)險增大，導(dǎo)致績效無法得到有效改善和穩(wěn)健提升。所以，當其他條件一定時，債務(wù)融資成本低的公司，企業(yè)財務(wù)風(fēng)險更小，企業(yè)績效更高，適當降低債務(wù)融資成本能有效改善績效?？刂谱兞恐校疽?guī)模的回歸系數(shù)為0.0245，在1%水平上顯著為正，可見公司規(guī)模越大，公司績效越高。通常而言，規(guī)模越大的公司，聲譽效應(yīng)越好，在吸引外部投資或優(yōu)秀人才上更具優(yōu)勢，為企業(yè)高效運營和健康發(fā)展提供更大的保障，從而有助于績效的提升。企業(yè)成長能力的回歸系數(shù)顯著為正，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著相關(guān)，表明成長能力強有助于企業(yè)績效的改善。公司成長速度快可以短時間占領(lǐng)更大的市場份額，從而為企業(yè)帶來更多的收入和利潤，獲得更大的績效成果。表5.3模型一回歸結(jié)果系數(shù)t值P值Debt-0.0904***-5.820.000Size0.0245***14.790.000Capital-0.015***-3.350.000Growth0.058***17.150.000Lev-0.0576***-5.400.000State-0.0041-1.170.241_cons-0.4466***-12.580.000Year控制Ind控制F值34.29Adj-R20.178N39205.3.2董事會特征對公司績效的影響（1）董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)對公司績效的影響表5.4中模型2，董事長兼任總經(jīng)理與企業(yè)績效回歸系數(shù)為-0.004，在10%水平上顯著，說明中小板企業(yè)中董事長兼任CEO會降低公司績效，與多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論一致，假設(shè)2a通過驗證。董事長和總經(jīng)理由同一人擔任，使得治理監(jiān)督權(quán)與經(jīng)營權(quán)合二為一，導(dǎo)致權(quán)利過大，這很容易造成總經(jīng)理個人獨裁專政現(xiàn)象和職權(quán)濫用，也使得其他董事成員的權(quán)力受到限制，建議不能得到有效的落實，監(jiān)督機制形同虛設(shè)，削弱了董事會獨立性，導(dǎo)致公司績效降低。而職權(quán)分離模式可以更好地讓董事群體和管理層群體自由發(fā)表意見，使集體的力量得到充分的發(fā)揮，從中選出最有利于績效提升和公司成長的決策方案。與兩職合一相比，不同人員擔任不同角色，各司其職，能有效地限制總經(jīng)理權(quán)利，防止權(quán)力濫用，另外，隨著職業(yè)經(jīng)理人在企業(yè)擔任CEO的現(xiàn)象越來越盛行，他們在專業(yè)知識、技能和管理方式上更具專業(yè)性，有助于企業(yè)能更健康的運營，從而提升績效。（2）董事學(xué)歷水平對公司績效的影響表5.4模型3，董事學(xué)歷背景與企業(yè)績效呈正相關(guān)，系數(shù)為0.006，且在5%水平顯著，說明董事學(xué)歷背景越高，越有利于績效的提升,假設(shè)2b通過驗證。在當下知識就是力量的社會，高學(xué)歷通常代表著較強的學(xué)習(xí)能力，當董事會成員平均受教育水平較高時，他們對新事物的認知能力、對新事件的思辨能力以及對新環(huán)境的應(yīng)變能力，加之豐厚的知識儲備、廣泛的涉獵，讓他們能夠更清晰、更深層次地為企業(yè)發(fā)展作出大局規(guī)劃以及明確的戰(zhàn)略方針，有利于提升企業(yè)績效，幫助企業(yè)快速成長。（3）獨立董事比例對公司績效的影響表5.4中模型4，獨立董事比例與績效呈負相關(guān)性，系數(shù)為0.005，但不顯著，不支持假設(shè)2c，表明中小板上市公司獨立董事比例對績效影響并不明顯。獨立董事比例未通過顯著性檢驗，原因可能是迫于國家政策要求，而實行獨立董事制度，在選拔獨立董事時標準不嚴，未做到嚴格考察其知識能力、專業(yè)背景等，只是草率地選擇了一些獨立董事來組成董事會隊伍。從上市公司整體的獨立董事任職情況來看，大多是有著政治背景或在某高校任職的學(xué)術(shù)專家，可見上市公司在選擇獨立董事時，將獨立董事所擁有的社會關(guān)系資源或其所具有的社會影響作為首要考慮標準，而未真正考慮其是否有充足的專業(yè)知識背景、能力、管理經(jīng)驗來提升董事會團隊的治理質(zhì)量，從而促進企業(yè)發(fā)展。在這種情況下所選舉的獨立董事難以真正保證其獨立性，也無法確保是否發(fā)揮了應(yīng)有的監(jiān)督作用，因此未能有效的幫助企業(yè)提升績效。

表5.4董事會特征對企業(yè)績效影響的回歸結(jié)果模型2模型3模型4Dual-0.004*(-1.82)Edu0.006**（2.27）Indr-0.005（-0.22）Size0.025***0.026***0.025***(15.34)（15.55）（15.38）Capital-0.031***-0.033***-0.03***(-3.23)（-3.42）（-3.16）Growth0.059***0.059***0.058***(17.11)（17.11）（17.08）Lev-0.098***-0.098***-0.098***(-11.96)（-11.94）（-11.91）State-0.002-0.001-0.002(-0.69)（-0.33）（-0.59）_cons-0.459***-0.448***-0.46***(-12.87)（-12.41）（-12.46）Year控制控制控制Ind控制控制控制N392039203920Adj-R20.1720.1730.171注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)為t值5.3.3董事會特征對債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)（1）董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)對債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)從表5.5第一列可以看出，模型5中董事長與總經(jīng)理兩職合一與債務(wù)融資成本的交互項中顯示的回歸系數(shù)是-0.029，在10%的水平上顯著，說明董事長與CEO兩職合一在債務(wù)融資成本與公司績效之間發(fā)揮著調(diào)節(jié)效應(yīng)，兩職合一負向調(diào)節(jié)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間的關(guān)系，即兩職分離時，使得企業(yè)債務(wù)融資成本更低，進而更有利于企業(yè)績效的提升，回歸結(jié)果證明了假設(shè)3a。因此，我國上市公司應(yīng)該嚴格控制董事長與總經(jīng)理的兩職兼任情況，以保證董事會機構(gòu)監(jiān)督權(quán)的行使不受總經(jīng)理個人的控制，防止管理層權(quán)力過大、謀取私利。兩職分離才能更好地促進降低債務(wù)融資成本，提升企業(yè)績效。（2）董事學(xué)歷水平對債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)表5.5模型6中，Debt×Edu對ROE的系數(shù)為-0.002，在10%的水平上顯著，說明董事平均學(xué)歷負向調(diào)節(jié)了債務(wù)融資成本與企業(yè)績效的關(guān)系，董事平均學(xué)歷越高未能在企業(yè)債務(wù)融資成本與公司績效這條路徑發(fā)揮積極的調(diào)節(jié)作用，假設(shè)3b未通過驗證。雖然隨著教育受到越來越廣泛的重視,學(xué)歷在一定程度上體現(xiàn)了個人的學(xué)習(xí)能力、問題分析與解決能力，董事受教育程度高，說明其積累的知識經(jīng)驗愈加豐富，使得企業(yè)戰(zhàn)略布局更為全面，企業(yè)治理上效率更高。然而可能隨著社會再學(xué)習(xí)方式的普及，如MBA、在職研究生、在職博士等途徑提升學(xué)歷，降低了高學(xué)歷本身的優(yōu)勢效果，未能以低成本獲取到債務(wù)融資，以致于董事學(xué)歷水平?jīng)]有在債務(wù)融資成本與企業(yè)績效這條路徑上發(fā)揮積極的調(diào)節(jié)效應(yīng)。而上述模型4中回歸結(jié)果，顯示董事學(xué)歷水平正向影響企業(yè)績效，說明是通過直接治理公司從而對企業(yè)績效起到了提升作用。由模型6中控制變量的回歸系數(shù)可知，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性與績效正相關(guān)，固定資產(chǎn)比率、資產(chǎn)負債率與企業(yè)績效之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。（3）獨立董事比例對債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)表5.5第三列模型7中，債務(wù)融資成本與獨立董事比例的交叉乘積項為-0.241，未在10%的水平上顯著，說明獨立董事比例對債務(wù)融資成本與企業(yè)績效二者之間調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，與3c假設(shè)不符。獨立董事比例大小對債務(wù)融資成本與績效之間關(guān)系影響不明顯,未起到適當?shù)恼{(diào)節(jié)作用。說明中小板企業(yè)獨立董事的獨立性欠缺，獨立董事比例越大，并未對債務(wù)融資成本與企業(yè)績效之間關(guān)系發(fā)揮有效調(diào)節(jié)作用。

表5.5董事會特征調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果模型5模型6模型7Debt-0.049***-0.033*0.052(-5.69)(-1.85)(1.47)Dual0.007**(2.14)Debt*Dual-0.029*(-1.79)Edu0.005**(2.27)Debt*Edu-0.002*(-1.71)Indr0.036(1.62)Debt*Indr-0.241(-1.53)Size0.016***0.017***0.017***(14.78)(14.97)(14.75)Capital-0.011-0.012*-0.014(-1.63)(-1.73)(-1.46)Growth0.038***0.038***0.038***(17.15)(17.20)(17.18)Lev-0.123***-0.122***-0.122***(-5.49)(-5.43)(-5.39)State-0.001*0.0010.004(-1.65)(-1.04)(-1.28)_cons-0.275***-0.267***-0.293***(-12.47)(-11.90)(-12.37)Year控制控制控制Ind控制控制控制N392039203920Adj-R20.1780.1800.179注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)為t值5.4穩(wěn)健性檢驗為使研究結(jié)論更加可靠，文章使用替換變量的方式，將ROA和短期借款/總資產(chǎn)比值分別作為被解釋變量和解釋變量的衡量指標，再次對7個模型進行固定效應(yīng)回歸。選取這兩個替代指標，一是由于企業(yè)總資產(chǎn)收益率是學(xué)者們使用較為廣泛被用來反映企業(yè)績效的衡量指標，二短期借款的高流動性意味著更高的利率，企業(yè)需要付出更高的債務(wù)融資成本。替換變量后，使用stata再次回歸得到了如表5.6和表5.7所示的回歸結(jié)果，與前文結(jié)果基本保持一致。表5.6穩(wěn)健性檢驗結(jié)果模型1模型2模型3模型4Debt-0.087***(-4.56)Dual-0.006*(-1.67)Edu0.009**(2.33)Indr0.022(0.12)Size0.031***0.031***0.032***0.031***(14.12)(14.57)(14.84)(14.61)Capital-0.018*-0.034***-0.036***-0.033***(-1.68)(-3.04)(-3.27)(-2.94)Growth0.072***0.072***0.072***0.072***(16.05)(16.05)(16.04)(16.02)Lev-0.116***-0.155***-0.155***-0.155***(-16.62)(-25.56)(-25.56)(-25.50)State-0.001-0.003-0.005-0.003(-1.30)(-0.99)(-0.55)(-0.82)_cons-0.569***-0.577***-0.563***-.573***(-10.49)(-10.70)(-10.22)(-10.47)Year控制控制控制控制Ind控制控制控制控制N3920392039203920Adj-R20.1710.1670.1680.167注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)為t值

表5.7調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果模型5模型6模型7Debt-0.010***0.035**0.236(-4.71)(2.23)(0.44)Dual0.012(0.91)Debt*Dual-0.045*(-1.84)Edu-0.004*(-1.79)Debt*Edu-0.033*(-1.83)Indr0.093(0.66)Debt*Indr-0.871(-1.29)Size0.031***0.031***0.031***(14.11)(14.35)(14.08)Capital-0.022-0.021*-0.017(-1.80)(-1.92)(-1.56)Growth0.072***0.072***0.072***(16.06)(16.09)(16.09)Lev-0.119***-0.117***-0.117***(-16.72)(-16.66)(-16.62)State0.0010.0020.001(1.42)(1.10)(1.39)_cons-0.563***-0.568***-0.601***(-10.36)(-9.75)(-10.53)Year控制控制控制Ind控制控制控制N392039203920Adj-R20.1720.1730.174注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)為t值5.5內(nèi)生性檢驗當企業(yè)面臨較大的債務(wù)融資成本時，意味著企業(yè)財務(wù)風(fēng)險較高，會給企業(yè)績效帶來負面影響，不利于公司績效的改善；而如果企業(yè)經(jīng)營績效不良好，也會在融資時遇到更多的阻礙，債權(quán)人風(fēng)險評估時所判定的風(fēng)險更高，會增大企業(yè)的債務(wù)融資成本，所以債務(wù)融資成本和績效之間是互相影響、互為因果的關(guān)系,存在內(nèi)生性問題。對此，本文選取了每股收益EPS作為被解釋變量企業(yè)績效的工具變量，和債務(wù)融資成本的一階滯后項Debt-1作為解釋變量的工具變量，通過時間滯后來消除這兩個變量之間存在的因果關(guān)系，得出檢驗結(jié)果。所以本文使用工具變量法進行二階段最小二乘法回歸，工具變量的選取通過了外生性檢驗、弱相關(guān)檢驗以及豪斯曼檢驗，檢驗結(jié)果與多元固定效應(yīng)回歸結(jié)果基本一致，如表5.8和表5.9所示，從而消除內(nèi)生性的影響，使研究結(jié)論具有可靠性。表5.8工具變量內(nèi)生性檢驗結(jié)果系數(shù)t值P值Debt-1-0.169***-9.070.000Size0.004**2.130.034Capital-0.019-1.630.100Growth0.029***6.410.000Lev-0.045***-3.360.001State-0.017***-3.770.000_cons-0.102**-2.350.019Year控制Ind控制F值54.21Adj-R20.088N3920

表5.9工具變量調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果模型5模型6模型7Debt-1-0.193***0.209**0.047(-9.25)(2.07)(0.43)Dual0.006**(2.30)Debt-1*Dual-0.072**(-2.45)Edu-0.039*(-1.81)Debt-1*Edu-0.102*(-1.76)Indr0.092**(2.06)Debt-1*Indr-0.342(-1.29)Size0.024***0.025***0.024***(6.63)(6.50)(6.85)Capital-0.019-0.016*-0.018(-1.61)(-1.68)(-1.53)Growth0.026***0.026***0.025***(6.36)(6.51)(6.46)Lev-0.043***-0.042***-0.042***(-3.36)(-3.35)(-3.33)State-0.015***-0.021***-0.017***(-3.65)(-4.80)(-3.69)_cons-0.019***-0.011***-0.016***(-11.33)(-10.21)(-11.02)Year控制控制控制Ind控制控制控制N392039203920Adj-R20.1160.1220.118注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)為t值第六章結(jié)論與建議6.1研究結(jié)論企業(yè)績效一直以來受到學(xué)術(shù)界和實務(wù)界的高度關(guān)注，通過改善董事會治理和降低債務(wù)融資成本來幫助中小板公司改善績效是本文的研究主題。債務(wù)融資是上市公司獲取周轉(zhuǎn)資金的主要途徑，融資成本高低顯著影響著企業(yè)的財務(wù)成本、融資效率，進而影響上市公司績效。因此，上市公司尤其重視債務(wù)融資成本，當債務(wù)融資成本升高時，便會影響到最終的債務(wù)融資金額和使用效果，最終損害了企業(yè)績效。國內(nèi)外研究均顯示，上市公司企業(yè)績效和債務(wù)融資成本與公司治理機制密切相關(guān)。董事會既是公司內(nèi)部治理的核心機構(gòu)，也是解決內(nèi)外各利益相關(guān)者之間矛盾沖突的關(guān)鍵樞紐，優(yōu)秀的董事會組織和優(yōu)質(zhì)的治理機制一方面能改善績效，另一方面也能通過降低債務(wù)融資成本從而提升績效，因此優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)是非常重要的。本文以相關(guān)理論作為基礎(chǔ)，選取中小板上市公司2015-2019年相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本，通過實證分析得出了以下幾點結(jié)論：（1）中小企業(yè)板上市公司債務(wù)融資成本與企業(yè)績效為負相關(guān)關(guān)系。當企業(yè)受到嚴格的融資約束，債務(wù)融資成本較高時，會給外部利益相關(guān)者傳達融資受限的負面信號，債權(quán)人進行風(fēng)險評估時也會更為嚴苛，質(zhì)疑企業(yè)償債能力而附加更多條款約束，使企業(yè)財務(wù)風(fēng)險和運營成本增加，進而損害了公司績效。（2）董事會特征中董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效顯著負相關(guān)，兩職合一使得總經(jīng)理權(quán)利過大，不利于董事會監(jiān)督作用的正常發(fā)揮，也不利于改善公司績效，而職位分離能幫助董事長和總經(jīng)理更好的行使各自的職責(zé)，提高工作的效率；董事會學(xué)歷水平與績效顯著正相關(guān)，擁有高學(xué)歷背景的董事會成員通常具備較強的學(xué)習(xí)、認知和思辨能力，涉獵廣泛、知識儲備豐富，即使在復(fù)雜而又充滿著不確定性的市場環(huán)境中，也能清晰地作出有利于企業(yè)績效實現(xiàn)的決策，對于先進的生產(chǎn)技能敢于率先引入，并改進和不斷完善企業(yè)管理模式，著力提高企業(yè)生產(chǎn)力水平，改善績效。（3）獨立董事在我國中小板上市公司未發(fā)揮預(yù)期的作用。對于獨立董事制度的建立，我國晚于其他許多發(fā)達國家，雖目前隨著國家政策的實施，我國所有上市公司都成立了獨立董事隊伍，但大部分獨立董事未起到牽制管理層的作用。究其原因，是獨立董事的獨立性有待提升，在人才選拔時，不應(yīng)以背景關(guān)系作為重要的考慮因素，這就導(dǎo)致治理決策時，會受到各方面因素的干擾，即使存在意見分歧，也會礙于社會關(guān)系而不能有效行使獨立董事職能，最終淪為“花瓶董事”。（4）董事會特征的調(diào)節(jié)作用。由理論分析可知，董事會特征會對債務(wù)融資成本和績效之間產(chǎn)生一定的調(diào)節(jié)作用。通過實證設(shè)計，把董事會特征、債務(wù)融資成本與公司績效三者同時納入回歸模型后，發(fā)現(xiàn)兩職合一與債務(wù)融資成本的交乘項系數(shù)顯著，為負調(diào)節(jié)效應(yīng)，說明本文選取的董事會特征中，董事領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)在兩職合一情況下會對債務(wù)融資成本與企業(yè)績效的關(guān)系起到負向的調(diào)節(jié)作用，兩職分離能更好地幫助企業(yè)降低債務(wù)融資成本，提升企業(yè)績效；然而董事學(xué)歷水平未能起到正向的調(diào)節(jié)債務(wù)融資成本與企業(yè)績效關(guān)系的作用，以及獨立董事比例與債務(wù)融資成本交乘項系數(shù)不顯著，獨董比例沒有起到調(diào)節(jié)作用。6.2相關(guān)建議規(guī)范合理的董事會治理能有效提升中小板塊上市公司企業(yè)績效，也能通過降低債務(wù)融資成本，提高融資效率，進而提高公司績效。本文從董事會特征著手，并且在考慮了現(xiàn)階段我國中小