董事會專門委員會自愿設置的有效性

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董事會專門委員會自愿設置的有效性

摘要：

我國上市公司董事會普遍選擇設置較多的專門委員會，委員會是否通過專業化分工解決了董事會運行中的問題決定著委員會的有效性。研究結果顯示，我國上市公司的委員會是緩解獨立董事溝通、協作成本和彌補董事會制度內生缺陷的有效工具，并為企業的多元化經營提供了幫助。進一步的研究表明，監督類委員會的設立與運行主要解決董事會的效率問題，而建議類委員會主要為企業經營提供服務與幫助，因此委員會的有效性總體上得到了證實。但委員會對董事會中的搭便車等問題作用有限，委員會的有效性仍待加強。因此應強制推行委員會制度，并完善委員會的功能。

關鍵詞：

董事會專門委員會；有效性；公司治理

文章編號：2095-5960（2013）04-0080-07

；中圖分類號：F271

；文獻標識碼：A

在現代企業中，董事會通過決策和監督職能同時解決了剩余控制權分配和經理人道德風險兩大難題，在公司治理中居于核心地位。但董事會運行中的搭便車、溝通與協作成本以及制度性缺陷等問題也會降低公司治理的效率。有效的董事會專門委員會（以下簡稱委員會）能夠通過專業化分工彌補這些問題[1]，因此各國的公司治理準則紛紛要求上市公司設置委員會。如：美國在2002年出臺的Sarbanes-Oxley法案要求上市公司必須建立審計委員會，隨后在2003年底明確要求上市公司必須設置提名、薪酬、審計委員會；日本2002年商法特例法中規定大公司應實行“美國模式公司治理”，該模式的重要特征為必須設置委員會。

與上述監管法規不同，我國2002年頒布的《上市公司治理準則》規定董事會可以根據股東大會有關決議，自愿設置戰略、審計、提名、薪酬與考核等專門委員會，隨后的《企業內部控制基本規范》中也僅要求上市公司在2009年7月1日后必須設置審計委員會，可見我國對上市公司委員會設置主要進行任意性規定。但監管法規對我國董事會專門委員會的構成、職責、工作程序以及信息披露都進行了詳細的規定，將委員會的運行目標定位于提升董事會的工作質量和降低董事會的運行成本。在這種背景下，我國目前有近76%的上市公司選擇設置3種及以上的委員會。那么，上市公司自愿設置較多的委員會是否有效是我們要研究的問題。

由于公司治理并不存在一個放之四海而皆準的標準，因此對治理機制有效性的研究需要間接進行，目前常見的方法有兩種。一種是通過公司績效改進衡量治理機制的有效性，但導致公司績效提升的因素很多且交互影響，在無法有效分離治理因素與非治理因素的前提下，這種方法容易帶來結論的偏誤。另一種途徑則從公司治理的本質出發，考察公司治理機制的選擇是否基于提高治理效率出發，如董事會設置（規模、獨立性）是否取決于企業內部信息不對稱程度、委托代理矛盾大小等影響治理效率的因素，從而間接檢驗企業治理機制選擇對治理效率提高的作用。運用第二種途徑的研究如Coles et al.（2008）、Linck et al.（2008）、于一和何維達（2012）等都證明了不同類別企業的治理機制選擇能夠提高公司治理效率[2][3][4]，因此本文的研究中也將通過考察董事會專門委員會的設置是否基于提升董事會的工作質量和降低董事會的運行成本的目標來間接測度委員會設置的有效性。從即有研究來看，目前學者更多關注設置委員會是否能夠為公司帶來治理溢價[5]，或研究設置與不設置委員會公司的區別[6]，或僅研究審計委員會設置[7]，對委員會設置有效性的研究尚屬鮮見。

通過10余年的現代企業制度建設，我國上市公司已基本建立了符合監管要求的公司治理框架。但世界各國上市公司治理失效的事件頻發，并非因為違反了監管法規要求，而恰恰由于僅被動遵守監管要求，沒有有效發揮公司治理作用。遵守監管準則的被動合規式公司治理只是“形似”，而在此基礎上主動實現公司治理的有效性才能做到“神似”，這也是我國推動上市公司進行治理改革的終極目標。在這一方面，本文的研究為完善上市公司治理、促進資本市場健康發展提供了有益的經驗證據。

一、研究假設

有效的委員會設置應當彌補董事會運行中的各種低效率問題，這表現在委員會設置與那些影響董事會運行效率的因素緊密相關上，具體包括以下幾個方面：

（一）有效的委員會設置要考慮董事會結構的結構缺陷

董事會結構存在降低自身效率的兩難選擇。一方面，董事會的獨立性存在兩難選擇。眾所周知，內部董事主導的董事會容易陷入內部人控制、侵占等問題。相對于內部董事，獨立董事出于對自身聲譽的考慮以及所具有的專業知識被認為能夠更獨立客觀的完成決策和監督任務[8]，因此高獨立性成為了“好”董事會的重要標準之一。然而，隨著現代企業經營活動的日益復雜，獨立董事的專業知識向具體企業部門轉化存在困難[9]，獨立董事在企業中工作時間有限，內外部董事之間的溝通存在障礙加劇了信息不對稱[10]，因此獨立董事也會加重董事會運作的成本，降低董事會運作的效率。另一方面，董事會規模同樣存在兩難局面。一般認為，小規模的董事會無法適應現代企業復雜的經營活動，也不利于董事會職能的發揮，而大的董事會能夠提供更全面的決策信息和更強的監督，但董事之間的社會惰性、搭便車行為也更加嚴重[2][11]，又降低了董事會的運行效率。

委員會設立和運行有效性的重要體現之一就是提高董事會的治理效率。為保證委員會工作的客觀公正，一個有效的委員會應該由內外部董事共同組成，這有助于促進雙方溝通和協作從而緩解董事會中的信息不對稱問題。專門委員會規模相對較小，使命更加明確[12]，通過清晰的賦予每位成員明確特定的任務來解決組織中的社會惰性問題[13]�？梢�，委員會的運用能夠減少溝通、協作的障礙，增強董事個人貢獻的可測性，有利于解決大規模、高獨立性董事會的缺陷。因此對于董事會結構，我們提出如下假設：

H1a：為提高委員會的客觀性，委員會數目應與董事會獨立性正相關；　　H1b：為解決大董事會的搭便車行為，委員會數目應與董事會規模正相關。

（二）有效的委員會設置能彌補董事會的會議體缺陷

董事會作為一種會議體機關，自身也存在缺陷。[1]董事會的決策職能集中體現在對已有議案的表決，而議案的形成需要前期廣泛深入的調研；董事會的監督職能需要對被監督者的日常工作進行考察評估，僅靠每年數次的董事會議顯然難以實現。因此，解決上述缺陷是確保董事會運作效率的重要問題。作為董事會會議體機關的有效補充，委員會作為常設機構在董事會閉會期間草擬和提出供會議表決的議案，并對管理層日常活動進行考察評估并向會議報告，因此更勤勉與繁忙的董事會應該需要更多委員會配合�？梢�，勤勉的董事會需要更多的委員會為其工作提供支持以提高工作效率，因此提出如下假設：

H2：作為董事會的日常工作機構，委員會數目應與董事會勤勉程度正相關。

（三）有效的委員會對董事會其他缺陷的彌補

在解決董事會結構和制度方面問題的同時，有效的委員會設置還應有助于董事會運行中面臨的其他問題。與董事會的基本職能對應，委員會肩負建議與監督兩方面職責，在業務活動復雜性強的企業中，專業化的經營建議對管理層更為寶貴[14]，董事會監督活動也面臨更多的障礙，需要更全面的委員會來配合，即企業復雜多元的業務活動需要更全面的委員會提供支持。在股權方面，盡管大股東既有監督管理者的激勵，也有影響與撤換無效率管理者的能力[17]，在一定程度上緩解了所有者與經理之間的代理問題，但高股權集中度會帶來大股東對小股東及債權人利益的侵占[18]和對董事會經營決策的干預[19]，因此需要更多的委員會加以平衡。此外，隨著公司治理理論進一步強調對利益相關者權利的保護，有效的委員會設置也應體現出對債權人等主要利益相關者的關注。對于這類因素，提出如下假設：

H3a：作為專業建議機構，委員會數目應與企業經營復雜水平正相關；

H3b：為避免大股東侵占，委員會數目應與股權集中度負相關；

H3c：委員會數目與利益相關者顯著相關。

二、數據、變量和模型

（一）樣本選擇

由于監管法規在2010年之后強制要求上市公司設置某些委員會，削弱了委員會設置的自愿特點，因此本文選取我國2006—2009年滬深兩市上市公司為樣本。數據主要來源于CCER數據庫和國泰安經濟金融數據庫。在篩選樣本時，我們按以下標準進行：剔除資料不可獲得、財務數據不完全和數據僅有一年的公司；剔除被ST、*ST和PT處理的公司；剔除中小板上市公司；剔除同時發行B股和H股的公司；考慮到金融行業的特殊性，剔除金融類和包含有金融類經營單元的上市公司。最終樣本包括4288家公司，其中2006年為978家，2007年為1095家，2008年為1132家，2009年為1083家。

（二）變量定義

1.被解釋變量：我們使用委員會設置總數（SC）考察上市公司董事會下設戰略、審計、提名、薪酬與考核四個委員會的設置情況，除上述四大類委員會外，部分上市公司還設有其他名目的委員會。對于這類公司，我們根據其年報中披露的相應委員會職責，將其歸入審計、提名、薪酬與考核四個大類中去。設置虛擬變量對應每一個委員會的設立情況，如果公司當年設置該委員會則取1，否則取0。SC變量為4個虛擬變量之和，因此取值范圍為{0，1，2，3，4}。根據委員會設置的目的，我們進一步將上述4個委員會區分為建議類委員會和咨詢類，其中監督類委員會（MC）包括審計委員會和薪酬與考核委員會，建議類委員會（AC）包括戰略委員會和提名委員會，取值范圍都為{0，1，2}。

2.解釋變量：我們使用董事會總人數（BS）衡量董事會的規模，董事會中獨立董事的比例（IDP）衡量董事會的獨立性。對于董事會的勤勉程度，我們參照Brick和Chidambaran（2010）的研究，使用年度會議頻次與董事會規模的乘積項（BMF）度量。[15]為避免BMF與BS變量可能的共線性，我們在回歸模型中使用大董事會虛擬變量（H_BS）代替BS變量，當某企業的董事會規模超過BS變量樣本均值時取1，否則取0。

對于企業的復雜水平，參考Coles et al.（2008）、Linck et al.（2008）的研究，我們通過企業多元化水平（DT）衡量。[2][3]計算方法為Jacquemin-Berry熵值法：假設企業在m個產業大類中經營，每個產業下又涉及j個小類，則多元化計算公式為DT=DR+DU，其中DR為在同一大類下的相關多元化經營水平，計算公式為：

DR=∑mj=1PjDRj，DRj=∑i∈jln〖SX（〗1〖〗Pij〖SX）〗，j=1，2，…，m

Pij為第j產業大類中第i小類的業務占該大類收入的比重；DU為跨不同產業大類的不相關多元化水平，DU=∑mj=1Pjln〖SX（〗1〖〗Pj〖SX）〗，Pj為產業大類j在公司總收入中的比重。此外，使用公司前5大股東的HHI（記為HHI5）衡量股權集中度，使用企業的資產權益比（Lev）、債務資本比率（DE）衡量企業債務情況。

3.控制變量。為控制企業個體層面可能影響委員會有效性的其他因素，我們使用企業總資產對數（LnTA）控制企業規模，總資產收益率（ROA）控制企業的績效、以及企業經營效率（Effi，以管理費用與凈利潤之比表示）。另外考慮國有上市公司可能的特殊性，使用虛擬變量SO_d（公司為國有控股時取1，否則為0）控制國有屬性，還包括兩職兼任虛擬變量Dual（如果董事長與總經理兼任時取1，否則取0）。

（三）變量描述性統計分析

表1變量描述性統計

〖JZ）〗〖JY〗

〖HT6SS〗〖BG（！〗〖BHDFG1*2，WK11，K15ZQ，K11。2，KW〗　　變量名稱〖〗變量含義〖〗均值〖〗中位數〖〗標準差〖BHD〗SC〖〗委員會設置總數目〖〗3.17〖〗4〖〗1.32〖BH〗MC〖〗監督類委員會數目〖〗1.75〖〗2〖〗0.63〖BH〗AC〖〗建議類委員會數目〖〗1.42〖〗2〖〗0.84〖BH〗DT〖〗熵值法多元化指數〖〗6.51〖〗6〖〗4.23〖BH〗BS〖〗董事會規�！肌�6.16〖〗6〖〗1.67〖BH〗BMF〖〗董事會勤勉程度〖〗56.22〖〗49.50〖〗30.02〖BH〗IDP〖〗董事會獨立性〖〗0.59〖〗5〖〗0.22〖BH〗HHI5〖〗股權集中度〖〗0.13〖〗0.14〖〗2.10〖BH〗DE〖〗債務資本比率〖〗1.51〖〗1.09〖〗6.04〖BH〗Lev〖〗資產權益比〖〗0.49〖〗0.47〖〗1.79〖BH〗LnTA〖〗總資產自然對數〖〗21.78〖〗21.65〖〗1.18〖BH〗Effi〖〗企業經營效率〖〗2.78〖〗2.75〖〗0.89〖BH〗SO_d〖〗國有控股虛擬變量〖〗0.71〖〗1〖〗0.45〖BH〗ROA〖〗總資產收益率〖〗-0.78〖〗0.03〖〗8.85〖BH〗Dual〖〗兩職兼任虛擬變量〖〗0.08〖〗0〖〗0.28〖BG）F〗〖HT〗

表1給出了變量的描述性統計。委員會設置總數均值達到3.17，顯示上市公司傾向設置較多的委員會。兩類委員會數目均值的大小顯示了監督類委員會的設置更為普遍。我國上市公司董事會規模均值為6.16，獨立性為59%，這一數值在同類美國企業樣本中為約為7-8人和78.8%[2][12]，顯示我國上市公司董事會較小、獨立性較低。分年度描述性統計顯示（限于篇幅未報告），2006—2009年間，樣本企業委員會規模、董事會獨立性逐年上升，股權集中度逐年下降。但董事會規模、董事會會議頻次和多元化指數都呈先增后減的趨勢，在2008年達到最大值，可能的原因是金融危機帶來的負面影響。此外，樣本企業設置委員會的比例逐年提高，其中設置監督類委員會企業的比例（約為87%）高于建議類委員會（約為71%）。

表2樣本配對檢驗

〖JZ）〗〖JY〗

〖HT6SS〗〖BG（！〗〖BHDFG1*2，WK95mm，KW〗

董事會規模BS〖〗董事會獨立性IDP

〖BHDG1*2，WK19mm，K19mm。7，KW〗〖〗小〖〗大〖〗t-檢驗〖〗Wilcoxon〖〗小〖〗大〖〗t-檢驗〖〗Wilcoxon〖〗〖BH〗SC〖〗3.17〖〗3.17〖〗0.00〖〗0.45〖〗3.10〖〗3.31〖〗0.21***〖〗5.14***〖〗〖BH〗MC〖〗2.43〖〗2.45〖〗0.01〖〗0.44〖〗2.39〖〗2.55〖〗0.16***〖〗4.12***〖〗〖BH〗AC〖〗0.74〖〗0.72〖〗-0.01〖〗0.51〖〗0.71〖〗0.77〖〗0.05***〖〗4.87***〖BHDG1*2，WK95mm，KW〗董事會勤勉BMF〖〗企業多元化DT〖BHDG1*2，WK19mm，K19mm。7，KW〗〖〗小〖〗大〖〗t-檢驗〖〗Wilcoxon〖〗小〖〗大〖〗t-檢驗〖〗Wilcoxon〖〗〖BH〗SC〖〗3.07〖〗3.33〖〗0.26***〖〗4.77***〖〗3.04〖〗3.38〖〗0.35***〖〗7.57***〖〗〖BH〗MC〖〗2.37〖〗2.56〖〗0.19***〖〗6.63***〖〗2.34〖〗2.60〖〗0.27***〖〗9.12***〖〗〖BH〗AC〖〗0.71〖〗0.77〖〗0.06***〖〗4.26***〖〗0.70〖〗0.78〖〗0.08***〖〗6.59***〖BHDG1*2，WK95mm，KW〗股權集中度HHI5〖〗債務比例DE〖BHDG1*2，WK19mm，K19mm。7，KW〗〖〗小〖〗大〖〗t-檢驗〖〗Wilcoxon〖〗小〖〗大〖〗t-檢驗〖〗Wilcoxon〖〗〖BH〗SC〖〗3.15〖〗3.21〖〗1.18*〖〗1.87*〖〗3.15〖〗3.21〖〗1.42〖〗1.20〖〗〖BH〗MC〖〗1.74〖〗1.75〖〗0.12〖〗0.14〖〗1.74〖〗1.77〖〗1.34〖〗1.41〖〗〖BH〗AC〖〗1.40〖〗1.45〖〗1.78**〖〗2.08**〖〗1.41〖〗1.44〖〗1.25〖〗1.44〖〗〖BG）F〗

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。T檢驗通過大組均值減小組均值進行。〖HT〗

表2給出了樣本t-檢驗和Wilcoxon秩和檢驗的結果。由于我們假設有效的委員會的設置情況應受到董事會規模、獨立性、勤勉程度以及企業多元化、股權集中度和債務等因素影響，因此我們依據這6個變量的均值將樣本分為高低兩組，對委員會設置總數（SC）、監督類委員會總數（MC）和建議類委員會總數（AC）分別進行了t-檢驗和Wilcoxon秩和檢驗，結果顯示，董事會規模和企業債務比例對委員會數目沒有顯著影響，股權集中度對委員會影響不明確，獨立性高、更加勤勉和多元化程度高的企業都會選擇設置更多的委員會，初步檢驗了我們的假設。

（四）模型與方法

本文旨在研究上市公司委員會設置的有效性，因此依據前文的分析，建立模型如下：

委員會數目=α1+α2董事會規模+α3董事會獨立性+α4董事會勤勉程度+α5其他影響因素+α6控制變量+ε

本文的因變量取值為離散的非負整數，呈明顯的偏態分布，因此不可以作為常規回歸的因變量。此外，我們的研究樣本為非平衡面板數據，企業之間的不可觀測的異質性會造成回歸結果的偏誤。為解決這兩方面問題，基準回歸使用面板泊松固定效應模型（fixed-effects poisson regression）進行，泊松回歸是處理離散偏態因變量的常用方法，固定效應模型能夠有效控制異質性問題。

三、實證檢驗與結果分析　�。ㄒ唬┗鶞驶貧w

使用Stata11.0軟件，回歸結果如表3所示。我們對委員會總體設置、監督類委員會設置和建議類委員會設置的有效性分別進行了回歸，Wald檢驗顯示系數整體顯著，Hausman檢驗證明了固定效應模型的適用性。

表3委員會有效性回歸結果（poisson）

〖JZ）〗〖JY〗

〖HT6SS〗〖BG（！SDFXDF〗〖BHDFG1*2，WK15，K15。2，KW〗

變量名〖〗（1）SC〖〗（2）MC〖〗（3）AC〖BHDG3〗DT〖〗0.025***

（7.82）〖〗0.023***

（536）〖〗0.028***

（5.76）〖BH〗H_BS〖〗-0.018

（-0.70）〖〗-0.038

（-0.45）〖〗0.006

（0.11）〖BH〗BMF〖〗0.002***

（3.27）〖〗0.002***

（2.90）〖〗0.001*

（1.66）〖BH〗IDP〖〗0.117**

（2.11）〖〗0.113*

（1.92）〖〗0.120

（1.46）〖BH〗HHI5〖〗-0.856***

（-2.96）〖〗-0.799**

（-2.02）〖〗-0.923**

（-2.17）〖BH〗LnTA〖〗0.332***

（8.26）〖〗0.298***

（5.50）〖〗0.373***

（6.22）〖BH〗Effi〖〗0.002

（0.13）〖〗0.013

（0.52）〖〗-0.010

（-0.34）〖BH〗SO_d〖〗-0.041

（-0.48）〖〗-0.027

（-0.24）〖〗-0.062

（-0.48）〖BH〗ROA〖〗0.002**

（1.80）〖〗0.002

（0.95）〖〗0.004*

（1.66）〖BH〗DE〖〗-0.001

（-9.58）〖〗-0.001

（-0.39）〖〗-0.001

（-0.43）〖BH〗Lev〖〗0.164

（1.19）〖〗0.117

（0.63）〖〗0.220

（1.07）〖BH〗Dual〖〗0.042

（0.66）〖〗0.050

（0.59）〖〗0.032

（0.735）〖BHDG2〗Wald test〖〗229.1***〖〗109.71***〖〗122.54***〖BH〗Hausman〖〗160.24***〖〗71.78***〖〗87.96***〖BH〗Obs〖〗4263〖〗4263〖〗3870〖BG）F〗

注：*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著�！糎T〗

表4分委員會有效性回歸結果（Logit）

〖JZ）〗〖JY〗

〖HT6SS〗〖BG（！〗〖BHDFG2，WK12，K12。3，KW〗

變量名〖〗審計〖〗薪考〖〗戰略〖〗提名〖BHDG3〗DT〖〗0.273***

（9.45）〖〗0.289***

（9.19）〖〗0.306***

（9.27）〖〗0.298***

（9.45）〖BH〗H_BS〖〗0.470*

（1.68）〖〗0.529*

（1.71）〖〗0.229

（0.73）〖〗0.094

（0.32）〖BH〗BMF〖〗0.033***

（6.24）〖〗0.027***

（4.84）〖〗0.015***

（2.77）〖〗0.017***

（3.27）〖BH〗IDP〖〗1.585***

（2.89）〖〗1.576***

（2.77）〖〗2.061

（1.32）〖〗2.189

（1.62）〖BH〗HHI5〖〗-11.286***

（-3.56）〖〗-7.629***

（-2.23）〖〗-14.082***

（-3.91）〖〗-14.22***

（-4.38）〖BH〗LnTA〖〗5.814***

（10.86）〖〗6.458***

（10.13）〖〗6.645***

（10.61）〖〗5.951***

（10.42）〖BH〗Effi〖〗-0.013

（-0.06）〖〗0.149

（0.71）〖〗-0.383

（-1.54）〖〗-0.507**

（-1.96）〖BH〗SO_d〖〗-0.211

（-0.37）〖〗-0.789

（-1.22）〖〗-0.832

（-1.40）〖〗-0.234

（-0.39）〖BH〗ROA〖〗0.063

（0.93）〖〗0.051

（0.72）〖〗0.076*

（1.75）〖〗0.070

（1.03）〖BH〗DE〖〗-0.018

（-0.75）〖〗-0.019

（-0.72）〖〗-0.020 　�。�-0.68）〖〗-0.024

（-0.57）〖BH〗Lev〖〗2.681

（1.22）〖〗2.710

（1.02）〖〗4.737**

（2.32）〖〗3.411

（1.53）〖BH〗Dual〖〗0.657

（1.44）〖〗0.749

（1.45）〖〗0.421

（0.84）〖〗0.708

（1.49）〖BHDG2〗LR test〖〗603.93***〖〗539.02***〖〗549.92***〖〗543.00***〖BH〗Hausman〖〗144.77***〖〗116.62***〖〗101.61***〖〗96.05***〖BH〗Obs〖〗1715〖〗1479〖〗1417〖〗1468〖BG）F〗

注：表示方法同表3。

模型1的結果顯示，獨立董事比例高（IDP）、董事會勤勉度高（BMF）和多元化程度高（DT）的企業會設置更多的委員會，假設H1a、H2、H3a得到了驗證，說明委員會的運用可以有效地解決內外部董事間的信息不對稱問題、部分彌補了董事會制度自身的缺陷并為企業的多元化經營提供支持，總體上驗證了上市公司自愿設置委員會的有效性。但董事會規模對委員會設置不存在顯著影響，即委員會對董事中的搭便車行為作用有限，假說H1b沒有得到驗證。這一結論與Reeb和Upadhyay（2010）對美國上市公司的研究結論不同[16]，可能的解釋是：一方面美國企業的董事會規模均值約為10人，權力也比較分散，社會惰性問題往往比較嚴重，而我國上市公司董事會的規模均值約為6人，比較符合Jensen（1993）董事會由7人左右組成時效率最高的結論[20]，同時董事會中權力分配不均，這些因素有效地弱化了社會惰性問題。另一方面，受限于較小的董事會規模，我國上市公司普遍存在同一名董事在多個委員會中任職的現象，這顯然削弱了Klein（1998）提出的委員會通過促進董事各司其職緩解搭便車問題的效果[12]。

其他解釋變量的回歸結果顯示，HHI5與委員會變量顯著負相關，即股權集中度高的企業較少的使用委員會，說明現階段上市公司委員會的設置并不能有效限制大股東的權力，反而是大股東有能力避開委員會直接干預公司的經營管理。此外，反映公司負債情況（DE）、財務杠桿（Lev）的變量與委員會設置不相關，說明盡管現代公司治理的主旨已由對經理層的監督制衡過渡到利益相關者保護，但作為重要的利益相關者，我國上市公司債務人的利益仍未在委員會設置上得到應有的重視。這樣假設H3b和H3c都沒有得到證實。

控制變量中，企業規模（LnTA）和收益率（ROA）的回歸結果顯示規模大、績效好的企業設置委員會的積極性更高，而已有研究證明有效的委員會運用又能夠提升企業績效[20]，從而會形成一種“委員會—績效”的良性循環。但值得注意的是這種循環的對立面，由于我國相關法規對委員會設置的任意性規定，規模小、績效差的企業設置委員會的積極性差，進一步加大這類公司披露虛假信息、財務舞弊等行為的可能性，不利于資本市場發展。

盡管模型1的回歸結果基本驗證了我們的假設，但由于企業設置委員會能夠實現監督與建議兩大功能，僅對委員會設置總數的回歸不能對此區分，因此我們分別對監督類委員會和建議類委員會進行了模型1的回歸，結果如模型2和3所示。董事會勤勉程度（BMF）、多元化水平（DT）和股權集中度（HHI5）變量與模型1的回歸系數的方向一致，但回歸系數的大小說明：勤勉度高的董事會選擇更多的監督類委員會，即委員會主要通過增強監督彌補董事會的制度缺陷；多元化程度高的企業更傾向于使用建議類委員會，說明當企業多元化經營面臨較大的不確定性時，委員會主要通過提供更多的專業化建議來提供幫助。而董事會獨立性（IDP）只與監督類委員會顯著正相關而對建議類委員會沒有顯著影響，說明獨立董事面臨的溝通與信息障礙主要通過進入并主導監督類委員會解決，同時顯示我國上市公司獨立董事建議的職能有限�？傮w來看，董事會結構類變量多與監督類委員會相關，公司特征類變量多與建議類委員會相關，說明監督類委員會的設立與運行更有助于解決董事會的效率問題，而建議類委員會主要為公司經營提供服務與幫助。

（二）穩健性檢驗

為檢驗上述結論的穩健性，我們進行了如下處理：（1）將每一個委員會的設立與否作為二分虛擬變量進行Logit回歸，回歸結果（見表4）整體上支持了基準回歸的結論。值得注意的是，在表3的回歸中，委員會的設置不能緩解大董事會的搭便車問題，但表4結果顯示大董事會虛擬變量（H_BS）與審計、薪酬考核委員會設立正相關，盡管顯著程度不高，仍暗示這兩類委員會的設立僅在大董事會中有助于抑制搭便車現象。股權集中度變量（HHI5）與提名委員會的回歸系數最大，解釋是設置提名委員會能增加董事選聘的透明度，有效降低大股東與董事或經理層合謀操縱董事會，損害小股東利益的可能性，因此最容易受到大股東的抵制。此外，戰略委員會更多的出現在債務水平低（Lev）的企業中，說明企業對自有資產更為關心。（2）考慮變量之間可能的共線性（如董事會規模大則獨立性也會較高），我們將多元化水平（DT）、董事會勤勉程度（BMF）、獨立董事比例（IDP）和債務變量（DE，Lev）都以虛擬變量代替（當變量取值超過該變量樣本均值時取1，否則取0），然后重新進行上述回歸，結果不改變我們的結論。（3）考慮到上市公司所在行業的差異可能會影響企業委員會設置，我們按照《上市公司行業分類指引》的行業劃分將樣本分為12個子樣本（本文的樣本剔除了金融保險業），逐一進行了表3中模型1的回歸，多數行業的回歸結果不改變我們的結論。其中采掘業（B）和社會服務業（K）僅有多元化水平和資產規模，房地產業（J）僅有資產規模，傳播文化（L）僅有多元化水平變量的回歸結果顯著，一方面董事會相關變量不顯著顯示了委員會設置的治理收益在這些行業中有限；另一方面也反映了產業自身特點：采掘業、房地產業和社會服務業規模經濟效應顯著，傳播文化企業普遍多元化水平較高。以上結果證明我們的研究結論是基本穩健的。　　四、研究結論及啟示

本文采用泊松回歸固定效應模型及logit回歸模型，對我國2006—2009年上市公司董事會專門委員會自愿設置的有效性進行了研究，主要結論如下：

在監管部門任意性規定的背景下，我國上市公司普遍設置較多的委員會。有效的董事會專門委員會通過專業化分工解決董事會運行中的多種問題，本文的研究顯示：我國上市公司的委員會能夠有效緩解獨立董事的溝通、協作成本和董事會制度的內生缺陷，并為企業的多元化經營提供幫助，委員會的有效性總體上得到了支持。但委員會對董事會中的搭便車現象作用有限，同時也缺乏對主要利益相關者的關注，且未能對大股東形成有效的制約，這些因素削弱了委員會的有效性。分類別的委員會回歸結果顯示，監督類委員會的設置與運行更有助于解決董事會的效率問題，而建議類委員會主要為公司經營提供服務與幫助，驗證了委員會的有效性。分委員會Logit回歸的結果進一步支持了上述結論。

本文的研究結論具有如下政策含義：委員會是調和董事會運行面臨多種問題的重要工具，其有效性已經初步顯現。但目前我國監管規章對委員會設置的任意性規定無法防止部分公司通過少設或不設委員會放松自我約束，從而陷入一種惡性循環，因此應強制推行董事會專門委員會制度。此外，要進一步規范委員會的職能、結構和任職要求，更全面的發揮委員會作用。

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The Determination of Voluntary Formatted Subordinate Board Committees

- Empirical Evidence from Chinese Listed Companies

YU Yi1，HE Weida2

（1.Civil Aviation Institute of China，Beijing，100102，China；2.University of Science and Technology Beijing，Beijing，100083，China）

Abstract：

Chinese listed companies wildly set committees by themselves. An effectively sub-committees set can mitigating the communication， co-ordination， and freeriding problems that can occur in boards of directors. We found that the setting up of subcommittees is a good remedy to communication， coordination and institution problems to boards of director in listed companies ， board independence， and beneficial to diversified producing. Further study found that monitoring committees show a complementary to boards’ efficiency and advice committees provide necessary business help and support， while freeride problem can only partly mitigated by committee. The set of subcommittees should be a compel settlement and the function of subcommittees should be improved.

Key words：

Board committees； Governance Innovation； Corporate governance

責任編輯：蕭敏娜

收稿日期：2013-04-16

基金項目：本文是國家社科基金重大項目“經濟全球化背景下中國產業安全研究”（批準號：10zd&029）的階段性研究成果。

作者簡介：于一，中國民航管理干部學院，講師，博士，研究方向為公司治理；何維達，北京科技大學經濟管理學院教授，博士，博士生導師，研究方向為公司治理與產業安全評價。

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