一、引言
有了雇傭關系，就開始了績效考核。目前，公司治理與績效的研究仍是學術界研究的熱點。 “公司治理”的概念最初出現于Berle、Means（1932）的著作《現代公司與私有財產》，接著Oliver Williamson（1975）提出了治理結構的概念。Jensen、Meckling（1976）從所有權結構、代理成本與資本結構關系的角度系統研究了公司治理理論。而后出現管家理論、委托代理理論、產權理論、超產權理論、競爭理論和利益相關者理論等各種理論流派，將“公司治理”研究推向高潮，這些理論更深刻的闡述了“公司治理”，卻沒有一個理論流派的觀點能征服所有公司治理的研究者。各有特色，也各有不足，如管家理論假設市場的信息是完全的，不存在任何代理問題，忽視了經營者與所有者利益上的沖突，忽略了人的經濟特性；利益相關者理論大大拓寬了公司治理的范疇，將目標轉向包含股東在內的所有利益相關者，但正因為如此，利益相關者理論在實踐中有相當的難度，由于需要對各利益相關者負責，最終結果往往是對誰都不負責。筆者認為，公司治理是一種制度的演進，是股東、公司經理管理層、債權人、政府及員工等利益相關者為爭取剩余決策權和剩余索取權的博弈，也是在一定市場條件下，公司股東、董事會與經理層利益制約關系的動態協調。研究公司治理與績效就是要通過改善公司治理以達到提高公司績效的目的。
二、研究設計
（一）研究假設 公司績效是體現公司治理效果和效率的綜合變量，公司治理是由外部治理與內部治理組成的系統。對上市公司而言，外部治理是外生變量，對績效的影響是不可控的，而且難以量化，因此，本文在討論公司治理時，只做定性分析。重點討論公司內部治理對績效的影響。公司內部治理主要是指股東、董事會與經理層之間利益制約關系的動態協調。本文在借鑒國內外先驅研究的基礎上，結合中國國情提出了如下待驗證的研究假設：
（1）股權結構。Shleifer,A.和Vishny,R.（1986）以上市公司的盈利能力和市場表現作為績效的衡量標準，發現股權集中度與公司績效正相關。德姆塞茨（1999）以ROE作為績效衡量標準，發現股權集中度與公司績效不相關。孫永祥和黃祖輝（1999）發現股權集中度與公司績效呈倒U型的曲線關系。白重恩、劉俏、陸洲、宋敏和張俊喜（2005）則發現股權集中度與公司績效負相關。黃繼忠，陳素瓊（2008）發現Z指數與公司治理績效相關性不顯著。嚴若森（2009）也得出相識的結論。公司股權由少數人控制，“一股獨大”或“隧道行為”會導致公司績效降低。江蘇上市公司多為家族企業發展而來，家族控股尤為明顯，其他股東的股票持有量很難與其勢力抗衡，家族的意志決定企業的發展方向，這是“家長制”的劣根性，不利于公司績效的提高。鑒于此，筆者提出如下假設：
假設A1：股權集中度與上市公司績效呈負相關關系；
假設A2：Z指數與上市公司績效沒有明顯關系
（2）董事會特征。Lipton和Lorsch（1992）發現，董事會會議次數越多，越有利于促進公司績效的提高，研究還發現董事會規模與公司績效呈負相關的凹形曲線關系，以7~9人為宜。胡曉陽（2005）等指出，上市公司董事會會議頻率與公司績效沒有顯著關系。對獨立董事與績效的研究是近年研究的重點之一，但獨立董事與績效的關系，學術界目前還沒有達成共識，有些學者認為其比例與公司績效呈正相關關系（Borokhovichetal，1996；吳淑琨，2004；肖曙光，2006），另一些認為其比例與績效呈負相關關系（David，1996）。董事會是聯系股東與經營管理人員的橋梁，在公司治理體系中起著重要的樞紐作用。董事會規模的大小、會議的頻率、董事長是否兼任總經理等，不僅與公司股東的風險偏好有關，而且與董事職責的履行情況有關，故本文推斷其與公司績效沒有顯著關系。獨立董事是有特殊知識的專家，他們的加入可彌補企業主專業知識的欠缺，促使企業主做出對企業有利的決策，因此本文設定獨立董事越多，公司績效會越好。具體假設如下：
假設B1：董事會規模與公司績效沒有顯著關系；
假設B2：董事會行為與公司績效沒有顯著關系；
假設B3：董事會結構與公司績效沒有顯著關系；
假設B4：董事長是否兼任總經理與公司績效沒有顯著關系；
假設B5：獨立董事比例與公司績效正相關
（3）高管激勵。黃繼忠，陳素瓊（2008）發現高管激勵與公司績效呈正相關關系。高管激勵措施能促使高管人員更好地履行職責，使自己的行為能最大限度的符合公司價值最大化的目標，故筆者認為其與公司績效呈正相關關系，相應假設如下：
假設C1：高管持股比例與公司績效呈正相關關系；
假設C2：公司前三名高管的年度總收入與公司績效呈正相關關系
縱觀國內外學者對公司治理的研究成果，大部分集中于公司治理的某一方面對績效的影響，如股權結構、董事會特征、高管激勵、監事會等，而且對績效的研究也只用單一財務績效的指標來衡量。本文在借鑒各指標的基礎上，應用因子分析法對變量組進行了分析并提取出八個具有代表性的因子，構建了具有地域針對性的江蘇上市公司績效評價指標體系。
（二）樣本選取和數據來源 本文共篩選了114家江蘇上市公司2010年的面板數據作為研究樣本，數據來源于CCER金融數據庫、巨潮資訊網以及江蘇省2010年統計年鑒。為提高數據可靠性，在選取樣本時選取正常上市的公司，剔除ST和*ST公司；選取各項指標齊全且正常披露的企業；部分數據資料由手工收集。
（三）績效評價指標體系的構建 本文選取了衡量績效的13個指標，以求更全面的從營運能力、資本管理能力、盈利能力、獲利能力、成長能力等角度反映公司績效，具體變量說明見（表1）。
（四）模型建立和變量定義 本文設計了如下回歸模型：著。其中Hi為公司的績效變量（i∈（1，114）），由（表1）用因子分析所得江蘇上市公司的績效評價模型計算得出；α為截距，Xi為公司治理變量（i∈（1，9）），其變量說明見（表2），?茁i為公司治理變量的回歸系數（i∈（1，9）），?著為殘差值。本文運用SPSS16.0、Eviews 5.0軟件進行描述性統計和Logistic回歸分析。
三、實證結果分析
（一）因子分析 為了檢驗這13個變量之間是否適合進行因子分析，首先運用SPSS 16.0對其進行KMO相關性檢驗。檢驗結果0.708（0
f1=-0.171X1-0.398X2+0.198X3+0.213X4+0.378X5-0.076X6-0.025X7-0.063X8+0.442X9-0.153X10-0.008X11-0.05X12-0.128X13；
f2=0.341X1+0.122X2+0.566X3+0.35X4+0.134X5+0.024X6-0.013X7+0.042X8+0.223X9-0.006X10+0.127X11-0.096X12-0.078X13；
f3=0.157X1+0.26X2-0.088X3-0.225X4+0.22X5-0.085X6-0.435X7-0.05X8-0.052X9-0.06X10-0.014X11+0.095X12+0.736X13；
f4=0.188X1+0.085X2+0.054X3-0.362X4-0.044X5-0.075X6-0.168X7+0.842X8-0.059X9-0.023X10+0.006X11+0.082X12-0.115X13；
f5=-0.043X1-0.36X2-0.1X3-0.107X5+0.007X6+0.207X7+0.077X8-0.146X9+0.049X10-0.056X11+0.858X12+0.19X13
f6=0.081X1+0.157X2+0.016X3-0.101X4-0.021X5+1.011X6-0.017X7-0.08X8+0.012X9-0.032X10-0.005X11+0.018X12-0.104X13
f7=-0.024X1+0.035X2+0.043X3-0.055X4-0.074X5-0.029X6+0.07X7-0.018X8-0.143X9+1.067X10+0.03X11+0.027X12-0.027X13
f8=0.065X1+0.038X2+0.082X3+0.037X4-0.003X5-0.006X6+0.092X7+0.011X8+0.054X9+0.035X10+1.03X11-0.044X12+0.019X13
由此得江蘇上市公司績效評價模型：H=W1f1+W2f2+W3f3+W4f4+W5f5+W6f6+W7f7+W8f8=0.2362f1+0.183f2+0.1179f3+0.1018f4+0.0973f5
+0.0891f6+0.0884f7+0.0863f8，其中各因子權重取自（表3）：W1=21.199/89.765=0.2362；W2=16.426/89.765=0.1830； W3= 10.587/89.765=0.
1179；W4=9.138/89.765=0.1018；W5= 8.737/89.765=0.0973；W6=7.997/89.765=0.0891； W7=7.937/89.765=0.0884；W8=7.744/89.765=0.08663。
（二）描述性統計 由（表4）公司治理變量的描述性統計分析可知：第一，股權結構。公司第一大股東的持股比例平均達37.38%，且標準差不大，說明江蘇上市公司股權集中，并主要由控股股東掌握；第一大股東的持股比例約為第二大股東的持股比例的12倍，但標準差較大，說明這一比值的大小與經營單位相關，Z指數隨著經營單位的改變而波動，而且波動量較大。第二，董事會特征。董事會規模約為5.7人，年度內董事會頻率約7.6次，且絕大部分企業設立了提名、薪酬、戰略、審計委員會，獨立董事比例約為60%，這說明江蘇上市公司設立的董事會規模都不大，可能的原因是江蘇上市公司規模不大，為了降低管理成本、提高董事會效率，公司除了響應證監會號召設立四個委員會外，基本以節約成本為主，盡量少設董事，少開董事會，但由于大部分企業主缺乏專業知識，不得不求助于獨立董事，因此企業的獨立董事比例相對較高。第三，高管激勵。高管持股比例只有7%，說明高管掌握的股權并不多；金額最高的前三名高級管理人員的年報酬總額約103.7萬，約占總資產的0.02%。
（三）回歸分析 從（表5）可以得出以下結論：第一，股權結構。第一大股東的持股比例與公司績效呈顯著的負相關關系，Z指數與公司績效的相關關系不顯著。這說明公司的股權過于集中會導致公司績效下降，而第一大股東持股比例與第二大股東持股比例的比值對公司績效的影響并不明顯。因為江蘇上市公司多由家族企業發展而來，大部分企業中，家族處于絕對控股地位，企業所有者通過控制公司股權使公司按照自己的意志發展。而家族企業經歷了一代又一代的更替，企業主雖然早已變換，但是其家族的經營模式并不那么容易更換，且企業主沿用了多年，成功的經驗讓他們過分相信自己，習慣于用經驗解決問題，使公司無法應對復雜變化的市場環境。因此，股權的過于集中反而會導致公司績效的下降。第二，董事會特征。董事會的特征變量，與公司績效均沒有顯著統計關系。這與預期不一致。江蘇上市公司發展源頭是家族企業，深受家族企業文化的影響，企業主們更愿意相信自己能管理好公司，對董事會的作用認識不夠全面，董事會作用得不到應有的發揮，職責無法順利履行，形同虛設。獨立董事對公司績效的影響也不顯著，可能原因有二：獨立董事對公司了解不全面，與股東及經營管理人員沒有良好的溝通，也沒有切實履行監督職責，而且他們雖然是某領域的專家，卻不一定對企業管理知之甚詳；公司所有者沒能充分認識獨立董事的作用，不能運用其知識專業的優勢以彌補自身不足，為企業創造價值增值，反而使獨立董事的設立成為增加公司管理費用的負擔。第三，高管激勵。高管持股比例與公司績效呈顯著的負相關關系，而高管薪酬與公司績效相關關系不顯著。這與預期不一致。可能原因有如下兩種：江蘇上市公司的股權過于集中，第一大股東能絕對控制上市公司，高管人員只能聽命與第一大股東，本身所持股份量相對于控股股東來說微乎其微，所以高管人員的能力被壓制而無法發揮，可能出現敵對情緒，從而是公司績效降低；高管持股后可能會出現短期行為，決策基準點與公司目標相違背，反而使公司績效降低。高管薪酬與公司績效相關關系不顯著，說明相對于金錢，高薪已不再是高管人員追求的主要目標，要達到激勵高管人員的效果，需要尋求新的“刺激點”。
四、結論
上市公司投資者、經營者及其他利益相關者共同關注的焦點之一是上市公司治理與績效。本文以解決江蘇省上市公司治理問題，提高公司績效為目的，以公司治理與公司績效的關系為核心，通過對2010年江蘇上市公司面板數據的研究，運用因子分析法，構建了針對江蘇上市公司的績效評價模型，并在此基礎上研究了上市公司內部治理最為重要的三個因素（股權結構、董事會特征和高管激勵）對公司績效的影響。研究發現，江蘇上市公司股權集中度、高管持股比例與公司績效均呈負相關關系，Z指數、董事會規模、結構、行為及是否有兩職兼任情況、獨立董事比例、公司前三名高管的年度總收入與公司績效沒有明顯關系。綜上可知，要提高江蘇上市公司績效，需要從企業性質給公司定位，公司已上市，應從根本上去除“家長制”的弊端，促使股東自覺履行職責，降低代理成本，減少道德風險的發生；當降低控股股東的持股比例，讓更多的中小股東參與企業規劃、發展等決策；完善董事會結構，使董事會能切實履行職責，以最小的成本獲取最大的會議效率；完善高管激勵機制，切實了解高管的需求，以更好地達到激勵高管、提高公司績效的目的。
