CEO和董事長的權力差距對公司績效波動的影響*

張鵬飛 陳銳釩

提要：公司績效穩(wěn)定是資本市場健康發(fā)展的內在要求。本文基于權力制約與沖突的視角，采用網(wǎng)絡理論中的“接近中心度”衡量權力，實證分析CEO和董事長間的權力差距對公司績效波動的影響。結果表明，公司績效波動與CEO和董事長間的權力差距呈U型關系。具體來說，當CEO或董事長中一方的權力過大時，缺乏有效制約會導致公司績效波動較大；當CEO和董事長的權力充分接近時，既有可能因有效制約而提升公司績效，也有可能因高層內斗而損害公司績效；當雙方權力差距處于“適當”水平時，公司績效最為穩(wěn)定。機制檢驗表明，權力制約與沖突的邏輯機制在上市公司中真實存在。

公司治理的核心問題是明確不同利益相關者的“權、責、利”。董事會和經(jīng)理層之間的權力配置、權力制約乃至沖突勢必會對公司績效產生重要影響。公司績效穩(wěn)定直接關系到公司價值的穩(wěn)定，是上市公司高質量發(fā)展的體現(xiàn)，也是資本市場健康發(fā)展的內在要求。Sah 等的理論研究表明，組織內部權力越集中績效波動越大。(1)R. K. Sah, J. E. Stiglitz, “The Architecture of Economic Systems: Hierarchies and Polyarchies,” American Economic Review, Vol.76, No.4, 1986, pp.716-727. R. K. Sah, J. E. Stiglitz, “The Quality of Managers in Centralized Versus Decentralized Organizations,” Quarterly Journal of Economics, Vol.106, No.1, 1991, pp.289-295.然而，關于高管之間的權力差距如何影響公司績效波動這一問題，現(xiàn)有的實證分析并沒有得出一致的結論。一個重要原因是：現(xiàn)有分析沒有考慮董事會和經(jīng)理層之間的權力配置、權力制約乃至權力沖突會對公司績效波動所產生的深層影響。為解釋這一影響，本文采用“接近中心度”來測度董事長和CEO的權力，并實證分析兩者的權力差距對公司績效波動的影響。

一、核心變量和研究假說

(一)核心變量

1.權力的度量

現(xiàn)有的實證分析絕大多數(shù)都采用名義指標(例如，董事會規(guī)模、CEO頭銜、CEO是否兼任董事長等)來度量董事會和(或)經(jīng)理層各自所擁有的權力。然而，公司高管的權力有諸多正式和非正式的來源。(2)J. Pfeffer, Managing with Power: Politics and Influence in Organizations, Harvard Business Press, 1992.《孫子兵法》云，“將在外，君命有所不受”。根據(jù)資歷、頭銜和(或)任職來定義公司高管的“名義權力”未必能夠準確度量他們的“實際權力”。 同時，Aghion等的理論模型清楚地表明：一個組織中的“形式權威”和“實質權威”在委托人和代理人之間的不同配置方式會對該組織的激勵機制產生重大的影響。(3)P. Aghion, J. Tirole, “Formal and Real Authority in Organizations,” Journal of Political Economy, Vol.105, No.1, 1997, pp.1-29.因此，本文借鑒El-Khatib等的做法，(4)R. El-Khatib, K. Fogel, T. Jandik, “CEO Network Centrality and Merger Performance,” Journal of Financial Economics, Vol.116, No.2, 2015, pp.349-382.用網(wǎng)絡理論中的“接近中心度”來衡量 “實際權力”。

相較董事會規(guī)模、CEO頭銜、CEO是否兼任董事長等名義指標所度量的權力，“接近中心度”可以更好地反映上述關于權力的定義、特別是權力體現(xiàn)在人際關系上的特性。更為重要的是，董事長和CEO“接近中心度”差值的絕對值能精確反映兩者之間的權力差距，因而可以刻畫出公司高層權力分布的結構特性。更為具體地說，基于董事長和CEO兩者之間“接近中心度”差值的絕對值，我們可以對“兩職分任”上市公司的董事會和經(jīng)理層究竟處于何種權力結構進行精準的識別和區(qū)分：董事長和CEO之間權力相當、其中一方權力獨大、抑或兩者之間保持著“適當”的權力差距。而采用名義權力指標的文獻難以對上述三種權力結構進行精確的度量和識別，并且它們往往只能研究其中一方的權力對公司績效所產生的單調性的影響。盡管采用名義指標度量權力的實證文獻也可以得出類似于本文的結論，(5)張建君、張閆龍：《董事長—總經(jīng)理的異質性、權力差距和融洽關系與組織績效——來自上市公司的證據(jù)》，《管理世界》2016年第1期。但無法精確給出“適當”權力差距的范圍。

2.績效波動的度量

現(xiàn)有研究一般從橫向和縱向兩個角度對公司績效波動進行研究。橫向波動借鑒Glejser的異方差檢驗方法，用某公司績效相對于其績效預期值的殘差絕對值來進行衡量。(6)H. Glejser, “A New Test for Heteroskedasticity,” Journal of the American Statistical Association, Vol.64, No.325, 1969, pp.316-323.縱向波動關注單個公司自身績效隨時間的變化。部分文獻采用每家公司樣本內所有年度的績效標準差作為縱向波動的指標，以原來解釋變量在樣本時間內的均值作為新的解釋變量，并用截面OLS方法估計公司績效縱向波動的影響因素。此方法的缺陷是會將面板數(shù)據(jù)的時間維度壓平。我們采用公司每年各季度績效數(shù)據(jù)的標準差作為縱向波動指標，不僅保留了面板數(shù)據(jù)結構，而且在一定程度上可以消除季節(jié)周期造成的公司績效波動。

(二)研究假說

為了能夠從實證分析上進一步厘清董事會和經(jīng)理層各自在公司治理中所起的作用，本文同時關注董事長及CEO的權力對公司績效波動所產生的影響?；谶@個研究目的，同時考慮到數(shù)據(jù)可得性，我們僅對“兩職分離”的公司樣本進行實證分析并探討三類權力結構下的公司績效波動。

首先，當董事長或CEO中一方權力獨大時，公司決策直接由權力獨大的一方來主導，兩者之間難以實現(xiàn)有效的制約。此時，若權力獨大的一方追求公司利益最大化并采取正確的決策，則公司績效表現(xiàn)良好；反之，由于董事長和CEO之間缺乏有效的制約，若權力獨大的一方追求私人利益并采取錯誤的甚至極端的決策，則公司績效就會差。因此，當董事長和CEO之間存在過大的權力差距時，公司績效會有大的波動。其次，當董事長和CEO雙方權力差距消失或接近消失時，任何一方都難以隨心所欲地直接主導公司的重大決策。這時，雙方如有可能實現(xiàn)較好的制約，就有望使公司績效維持在較高的水平；與此相反的是，如果雙方因利益不一致而發(fā)生權力沖突和斗爭，就會給公司績效造成惡劣的影響。因此，當董事長和CEO權力相當時，公司績效也會有大的波動。最后，當董事長和CEO之間存在“適當”的權力差距時，雙方之間的有效制約既能避免權力獨大的一方去追求私人收益而損害公司利益，同時也可以避免或減少權力沖突和斗爭的發(fā)生。這時的公司績效最為穩(wěn)定。

綜上所述，公司績效波動應與董事長和CEO之間的權力差距呈U型關系；兩者之間存在著“適當”的權力差距時，公司績效才最為穩(wěn)定。我們將從公司績效的橫向波動和縱向波動兩方面檢驗上述U型關系。因此，我們提出以下兩個待檢驗的假說。

假說一：其它條件不變時，公司績效橫向波動與CEO和董事長“接近中心度”差值的絕對值存在U型關系。

假說二：其它條件不變時，公司績效縱向波動與CEO和董事長“接近中心度”差值的絕對值存在U型關系。

為了對董事長和CEO的權力差距影響公司績效波動的機制進行檢驗，我們還提出了如下兩個待檢驗的假說。

首先，按照權力沖突邏輯，當董事長和CEO之間的權力相當時兩者之間容易發(fā)生權力沖突。公司高層權力沖突的一個重要表現(xiàn)是董事長和(或)CEO的離任。董事長和CEO之間發(fā)生權力沖突時，權力小的一方理應更容易被清理出局。由此，我們提出如下假說。

假說三：當董事長和CEO權力相當時，在其中一方權力給定的條件下，有如下兩組預測：(1)董事長權力越大，董事長下一年的離任概率越低；CEO權力越大，董事長下一年的離任概率越高。(2)CEO權力越大，CEO下一年的離任概率越低；董事長權力越大，CEO下一年的離任概率越高。

其次，按照權力制約邏輯，當董事長或CEO中一方權力獨大時，由于兩者之間缺乏有效的制約，權力獨大的一方會更容易去做出一些損害公司利益但有利于私人利益的行為。因此，我們可以預測，當董事長和CEO之間存在過大的權力差距時，隨著雙方權力差距的增大，公司發(fā)生違規(guī)行為的概率也會增大，違規(guī)行為發(fā)生后到被監(jiān)管機構發(fā)現(xiàn)的時間間隔也會增大。據(jù)此，提出假說四。

假說四：當董事長或CEO中一方權力獨大時，隨著董事長和CEO“接近中心度”差值絕對值的增加，公司發(fā)生的違規(guī)行為也越多，違規(guī)行為發(fā)生后到被監(jiān)管機構發(fā)現(xiàn)之間的時間間隔也越長。

二、樣本選擇與研究設計

(一)樣本和數(shù)據(jù)

本文采用2008-2017年滬深兩市董事長和CEO分開任職的A股非國企公司作為研究樣本。數(shù)據(jù)來源為CSMAR數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理過程如下：

首先，我們根據(jù)人物關系數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)關系計算公司所有董事和高管人員的“接近中心度”，并識別保留每家公司在樣本年限內CEO和董事長的“接近中心度”?！敖咏行亩取笔且粋€頂點到其他頂點平均最短距離的倒數(shù)，我們采用大型網(wǎng)絡計算軟件Pajek進行計算。由于每年的人物關系網(wǎng)絡都在發(fā)生變化，CSMAR人物關系數(shù)據(jù)庫中的連接數(shù)量每年會增加10%左右，我們據(jù)此研究公司高管權力的動態(tài)變化情況。

其次，我們將CEO和董事長人物特征數(shù)據(jù)與公司基本數(shù)據(jù)相匹配，并剔除貨幣金融業(yè)公司和國企樣本。根據(jù)董事長和CEO“接近中心度”的大小可將樣本分為兩組：第一組的“接近中心度”幾乎趨近于零(小于0.01)；第二組的“接近中心度”都大于0.05。為保證變量的有效分布，我們以“接近中心度”大于0.05的董事長和CEO作為研究樣本，并對“接近中心度”指標進行1%雙側截尾處理。(7)回歸結果對不截尾樣本和縮尾樣本仍然顯著。

數(shù)據(jù)處理后，共得到1016個觀測值。為控制異常值對估計結果的影響，本文對所有其它連續(xù)變量進行了1%和99%分位縮尾處理。

(二)變量與模型

解釋變量為CEO和董事長的“接近中心度”(Closeness_CEO和Closeness_Chair)。圖1所示的直方圖顯示，變量基本符合正態(tài)分布。我們用CEO和董事長“接近中心度”差值的絕對值(Closeness_diff_abs)度量兩者的權力差距。

圖1 CEO和董事長“接近中心度”直方圖

橫向波動的檢驗方法如下：

首先，構建CEO和董事長的“接近中心度”以及其他控制變量對公司總資產凈利潤率(ROA)的回歸模型：

ROAit=α+β1Closeness_Chairit+β2Closeness_CEOit+X′θ+γind+λt+uit#

(1)

上式中，X為控制變量，γind為行業(yè)固定效應，(8)橫向波動會導致部分觀測值在時間層面不發(fā)生變化。根據(jù)deHaan的建議，對于此類數(shù)據(jù)結構的研究應采用比公司層面更高維度的固定效應，因而模型采用了行業(yè)固定效應。Ed. deHaan, “Using and Interpreting Fixed Effects Models,” 2021, Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=3699777.λt為年份固定效應。

其次，我們用(1)式回歸得到的殘差項的絕對值(|uit|)反映公司ROA的橫向波動。針對假說一，我們基于(2)式探究CEO和董事長雙方“接近中心度”差值絕對值及其平方項對于公司ROA橫向波動的影響。

|uit|=α+δ1Closeness_diff_absit+δ2Closeness_diff_sqit+X′θ+γind+λt+eit#

(2)

其中，Closeness_diff_sq為權力差距的平方項，其它變量同(1)式。

按照文獻慣例，(9)R. B. Adams, B. E. Hermalin, M. S. Weisbach, “The Role of Boards of Directors in Corporate Governance: A Conceptual Framework and Survey,” Journal of Economic Literature, Vol.48, No.1, 2010, pp.58-107. S. Cheng, “Board Size and the Variability of Corporate Performance,” Journal of Financial Economics, Vol.87, No.1, 2008, pp.157-176. 權小鋒、吳世農：《CEO權力強度、信息披露質量與公司業(yè)績的波動性——基于深交所上市公司的實證研究》，《南開管理評論》2010年第4期。選取以下變量作為控制變量：公司總資產的自然對數(shù)(Lnsize)、資產負債率(Lev)、公司上市年數(shù)(Age)、總資產增長率(Growth)、投資支出占總資產比率(Invt)、董事會規(guī)模(Boardsize)、前十大股東股權的集中度(Top10_HHI)。

為檢驗權力差距對績效縱向波動的影響，我們可將(2)式中的被解釋變量替換為季度ROA的標準差。主要變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、回歸分析與機制檢驗

(一)回歸分析

1. 橫向波動

表2給出了公司績效橫向波動的回歸結果。第(1)列匯報了不加入控制變量時，雙方權力差距絕對值和平方項對于績效橫向波動的影響。雙方權力差距絕對值的一次項顯著為負，二次項顯著為正，且通過了utest對U型關系的綜合檢驗。(10)J. T. Lind, H. Mehlum, “With or without U? The Appropriate Test for a U-shaped Relationship,” Oxford bulletin of economics and statistics, Vol.72, No.1, 2010, pp.109-118.第(2)列加入了控制變量，U型關系仍然顯著存在。雙方權力差距的分布范圍為[0,0.054]，當在左端點0時，雙方權力差距每增加一個標準差，公司橫向波動將降低0.14個標準差；當在右端點0.054時，雙方權力差距每減小一個標準差，公司橫向波動降低0.52個標準差。第(3)和(4)列分別加入了董事長的權力和CEO的權力作為控制變量，權力差距及平方項仍然顯著?？刂茩嗔Σ罹嗪?，在平均水平下，單方的權力水平增加也會顯著增加公司績效的橫向波動。上述結果表明，董事長和CEO之間的權力差距確實會顯著影響公司績效波動。這為我們進一步理解和思考董事會和經(jīng)理層的權力結構對公司績效波動的影響機制提供了新的視角。

表2 ROA橫向波動性回歸結果

2.縱向波動

表3展示了公司績效縱向波動回歸分析的結果。第(1)列不加控制變量，第(2)列加入了控制變量。第(3)和(4)列在第(2)列基礎上，分別控制了董事長和CEO的權力，U型關系仍顯著存在。以第(2)列為例，當董事長和CEO之間的權力差距接近零時，權力差距每增加一個標準差，ROA的縱向波動降低0.16個標準差；權力差距處于右端點時，若減小一個標準差，則會令縱向波動降低0.26個標準差。因此，公司績效的縱向波動也和董事長和CEO之間的權力差距呈顯著的U型關系。

表3 ROA縱向波動性回歸結果

上述結果表明，董事長和CEO之間的權力差距不僅能顯著影響本公司相對于其它公司的橫向績效波動，也會顯著影響本公司在時間層面上的縱向績效波動。這意味著，在權力沖突和制約的邏輯下，我們可以統(tǒng)一理解公司績效的橫向波動和縱向波動。

(二)機制檢驗

按照權力沖突邏輯，當董事長和CEO權力相當時，其中一方權力增加會影響己方和另一方的離任率。按照權力制約邏輯，在一方權力獨大的子樣本中，公司違規(guī)行為發(fā)生的概率會隨雙方權力差距的擴大而顯著增加，違規(guī)行為從發(fā)生到被發(fā)現(xiàn)之間的時間間隔也會隨之顯著增加。機制檢驗采用行業(yè)水平的Conditional Logit回歸模型并估算董事長和(或)CEO的離任概率和公司違規(guī)行為的發(fā)生概率。(11)Conditional Logit又稱Fixed effects Logit，可以計算行業(yè)內的似然函數(shù)并實現(xiàn)行業(yè)固定效應。

表4展示了董事長和CEO的權力對各自離任率的影響。為了消除內生性，我們采用下一年的離任率作為被解釋變量，探究當年的權力結構對于下一年董事長或CEO離任率的影響。第(1)和(2)列為雙方權力相當?shù)姆謽颖?，?3)和(4)列為一方權力獨大的分樣本。根據(jù)橫向波動和縱向波動的回歸結果，我們把分界值取為0.015。(12)當Closeness_diff_ab<0.015時公司劃分為“雙方權力相當”的一組；當Closeness_diff_ab≥0.015時，公司劃分為“一方權力獨大”的一組。分界值取0.015附近的其他數(shù)值也可以得到同樣的結果。

表4第(1)列探究了雙方權力對董事長離任率(leave_Chair)的影響。在“雙方權力相當”情形下，董事長權力增加顯著降低了自己的離任概率，而CEO權力增加顯著提高了董事長的離任概率。這說明當雙方權力相當時，確實會發(fā)生權力沖突和高層內斗。第(2)列探究了雙方的權力對CEO離任率(leave_CEO)的影響。雙方權力相當?shù)姆謽颖局校麻L權力的增加促進了CEO的離任，CEO權力的增加有助于降低自己的離任率，仍與我們的預測相符。由第(3)和(4)列可知，在“一方權力獨大”情形下，雙方權力對各自離任率的影響均不顯著。這說明，當一方權力獨大時，權力小的一方不會選擇去挑戰(zhàn)權力大的一方。

表4 董事長和CEO的權力對各自離任率的影響

表5給出了雙方權力差距對公司違規(guī)行為(Fraud)以及違規(guī)發(fā)生后到被發(fā)現(xiàn)之間時間間隔(Duration)的回歸結果。(13)第(1)和(3)列采用Conditional logit回歸方法，第(2)和(4)列采用OLS回歸方法。權力差距分界值同表4。表5第(1)和(2)列顯示，在“一方權力獨大”情形下，權力差距顯著增大了公司違規(guī)行為的發(fā)生概率，而且違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的時間間隔顯著變長。這說明權力獨大的一方確實存在為追求私利而損害公司利益。表5第(3)和(4)列顯示，在“雙方權力相當”情形下，權力差距對公司違規(guī)行為沒有顯著作用。這一結果可間接表明，雙方權力相當有助于公司高管相互制約。

表5 雙方權力差距對公司違規(guī)行為及違規(guī)被發(fā)現(xiàn)時間間隔的影響

四、穩(wěn)健性檢驗

為驗證U型關系的穩(wěn)健性，我們對回歸結果進行了三個檢驗。(14)限于篇幅，回歸結果不在正文展示，讀者可向作者索取。(1)根據(jù)董事長和CEO是否擔任實際控制人、是否是公司創(chuàng)始人將樣本進行分組檢驗。結果表明，在雙方都不擔任實際控制人的分樣本中，以及雙方都不是公司創(chuàng)始人的分樣本中，公司績效的橫向波動與縱向波動都與雙方權力差距呈顯著的U型關系。(2)將董事長或CEO是否是公司創(chuàng)始人、是否是實際控制人作為名義權力指標作為控制變量加入回歸。結果顯示，“接近中心度”和績效波動之間的U型關系仍然顯著存在，但名義權力指標均不顯著，說明“接近中心度”可以更好地反映實際權力。(3)為避免人員更替對結論的影響，我們剔除了有董事長或CEO更替的年度觀測值，重新對橫向波動和縱向波動進行回歸。結果表明，公司績效波動與董事長和CEO權力差距之間仍存在顯著的U型關系。

結 論

本文用網(wǎng)絡理論中的“接近中心度”衡量CEO和董事長的權力，實證分析了CEO和董事長之間的權力差距對公司績效波動的影響。結果表明：公司績效波動與CEO和董事長之間的權力差距呈U型關系。更為具體地說，(1)當CEO或董事長中的一方擁有過大的權力時，公司績效波動大；(2)當CEO和董事長之間的權力相當時，公司績效波動仍然劇烈；(3)CEO和董事長之間只有保持“適當”的權力差距才會實現(xiàn)穩(wěn)定的公司績效。機制檢驗表明：在“雙方權力相當”情形下，高管間的內斗比較明顯；在“一方權力獨大”情形下，權力獨大方更容易出現(xiàn)為追求私利而損害公司利益。

實證結果還表明，“接近中心度”這一指標的確是高管“實際權力”的一個較好度量。在監(jiān)管實踐中，除了需關注來自職位頭銜的“名義權力”外，高管的“實際權力”也應受到更多重視。更為重要的是，為了保證上市公司績效穩(wěn)定、促進資本市場平穩(wěn)健康發(fā)展，監(jiān)管部門可以從公司高管的權力結構出發(fā)，執(zhí)行更具針對性的監(jiān)管政策。一是對于董事長和CEO權力接近的公司，公司治理實踐上應注重機制設計，加強董事會和管理層的分工合作，避免因權力斗爭給公司帶來損害；二是對于一方權力獨大的公司，由于缺乏權力的制約，監(jiān)管部門應著重關注其違規(guī)行為，防止高管損害投資者的權益。