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摘要：本文利用中国上海和深圳证券交易所上市公司2003-2005年的数据，实证分析了董事报酬结构和董事会独立性之间的关系，并在考虑董事报酬内生性基础上，进一步检验了董事报酬、独立性和公司绩效的关系。研究结果发现，长任期的CEO、CEO兼任董事长、较大比例的内部董事和较大的董事会规模构成了中国上市公司的监管障碍。董事报酬是一种公司治理的强化机制，当董事会保持独立时，其报酬结构能更好的激励董事履行监管职能。但是，当董事会失去其独立性时，其报酬结构会加剧公司的代理冲突。授予董事会合理的激励报酬可以克服公司监管障碍，提高公司治理水平。
关键词：董事报酬；独立性；公司治理
中图分类号：F276.6
文献标识码：A
文章编号：1002-2848-2008(02)-0095-11
一、引 言
现代公司治理最早是针对贝利和米恩斯所说的“两权分离”所引发的代理等问题而提出的一系列制度和方法，其主要目的就是保证经营者按照股东的利益办事。在现代公司的委托代理关系链中，董事会由股东大会直接选举产生，直接代表股东利益行使权力；而经理人则由代表股东利益的董事会来选聘。为此，在现代公司的治理理论与实践中，董事会与经理人的关系一直处于非常突出的位置。由于长期以来，经济学视人为追求个人效用最大化的“经济人”，代理理论便成为解释董事会与经营者关系的内在指导思想。代理理论认为，一旦有机会，经理层(代理人)便会以损害股东(委托人)利益务为代价而追求自身效用的最大化。据此，代理理论进一步指出，董事会的主要职责就是控制经理阶层可能出现的机会主义行为，使经理人以追求股东利益最大化为目标来履行管理职责。作为其行权的极端表现，董事会可以撤换不称职的主要执行官和经理层的其他成员。称职的董事会是传递公司具有强有力的竞争优势的信号。它们可以确保公司领导权的连续性，确保实施能使公司获得成功的战略，通过支持一个强有力的经理团队来实现股东财富的最大化。
Jensen 和 Meckling(1976)指出公司所有权和控制权分离将导致代理问题，由于信息的不完全和不对称，拥有信息优势的代理人存在潜在的机会主义行为，因此公司必须建立健全监督机制防止机会主义行为，以减少代理成本[1]。董事会作为公司最重要的内部监督机制，对公司的运作负有最终责任。Zahra和Pearce(1989)认为监督功能是董事会的主要功能之一[2]。Hermalin 和Weisbach(1991)也明确指出，董事会是解决公司代理问题的均衡解[3]。董事会作为公司治理结构的重要组成部分，一直是国内外学术界的研究焦点。董事会通过行使监督功能来减少公司经理层，特别是CEO与股东利益的偏离，使代理成本最小化。董事会能否客观地行使监督职能，取决于其是否独立于公司经理层。本文以中国深圳和上海证券交易所的上市公司为分析样本，实证研究了董事报酬与其独立性之间的关系以及董事报酬、独立性与公司绩效之间的关系，试图进一步探索公司董事会监督的有效性，为中国上市公司的深化改革提供经验证据。
二、文献综述
对于董事会的报酬机制，国外研究主要集中在对CEO更替及公司绩效的影响方面。代理理论认为持有较多公司所有权的董事会有更大的激励监督CEO。Shivdasani(1993)发现当目标公司持有本公司所有权较少时，敌意接管更有可能发生。通过提高董事所有权持有量作为对董事的报酬激励有利于保护股东的利益[4]。Denis和Serrano(1996)的研究显示，内部所有权(非CEO内部人持有股权) 与经营业绩较差的CEO被替代的可能性正相关[5]。Parrino(1997)的研究显示当董事会成员大多是内部人时，或当外部人所持有的股份相当分散、没有大股东时，更换CEO可能性很小[6]。Perry(2000)对董事报酬激励的研究发现，CEO更替与公司绩效密切相关，给予董事明确的激励，尤其结合所有权激励会使他们做出更好的决策[7]。另外，在非物质报酬机制方面，Farrell和Whidbee(2000)的研究显示，如果外部董事解雇业绩较差的CEO之后能够获得额外的管理职位，那么他们就有激励解雇业绩较差的CEO，相反，则没有解雇业绩较差的CEO的意愿。研究结果还显示，拥有激励报酬的外部董事与CEO之间职业关系越强(即私人关系越弱)，其独立性越强[8]。以上一些经验研究表明，董事对公司所有权持有越多，监督经营者越有效。
但另外一些经验研究也发现，董事(尤其内部董事)持有的公司所有权的数量达到一定水平后，他们就可能保护较差的经营者(Fama 和Jensen，1983) [9]。Hermalin 和 Weisbach(1991) 发现董事的所有权水平提高最初会导致绩效增加，但随着董事所有权水平的继续增加，公司绩效会变差[3]。给定当前的契约环境，Jensen(1993)发现董事报酬激励契约不能产生适宜的投资水平[10]。Kaplan(1994)也怀疑授予董事所有权是否能促使股东与董事的利益相容，与管理者的激励报酬不一样，公司很难发现提供给董事大量明确货币报酬或所有权报酬是合理的[11]。Brick等(2006)研究了公司业绩不佳与对经理和董事过度激励之间的关系，他们将其结果视为CEO和董事之间任人唯亲的证据[12]。Yermack(2004)研究了更广泛意义上的激励概念，他认为对外部董事的报酬激励只对其就任的前五年起作用[13]。此外，在物质报酬和非物质报酬是否对董事具有同样激励性方面Lorsch 和 Maclver(1989)的研究发现公司董事意识到与其职务相关的声誉(或威望)和业务往来比明确的货币报酬更有价值。而且，如果在公司治理结构中已经把董事与股东的利益结合起来，再提供给董事激励报酬就很少再起到额外的作用了[14]。
国内关于董事报酬机制的研究近几年刚刚兴起，并且绝大多数都是将其纳入有关高管报酬的研究之中。魏刚(2000)研究了上市公司高管层的激励状况与企业业绩、企业规模和国有股股权比例之间的关系。结果显示，中国上市公司高管报酬与企业业绩不存在显著的正相关关系，与高管人员持股比例不存在显著的负相关关系[15]。谌新民等(2003)发现高管年薪与公司绩效的正相关关系较弱且不稳定[16]。张俊瑞等(2003)、宋德舜(2004)、李亚静等(2005) 均发现高管报酬与公司绩效存在显著的正相关关系[17-19]。另外，林浚清等(2003)研究了公司高层管理团队内的薪酬差距问题，他们发现公司高管团队内的薪酬差距和公司未来绩效之间具有正向关系[20]。Kato和Long(2005) 研究了高管报酬与股东财富之间的关系，他们发现中国上市公司的高管报酬与股票收益率存在显著的正相关关系[21]。
从目前的研究成果来看，国外学者对董事报酬机制的研究仍然存在较大的争论。国内学者在这方面的研究尚处于起步阶段，我们研究的创新之出在于研究方法与其他学者不同，我们将研究重点放在报酬结构而非单一的报酬水平，并将董事会特征纳入到董事报酬机制的研究过程。根据文献检索结果，国内在此领域的研究尙属空白。
三、研究设计
(一)研究假设
我们认为，董事会独立性、CEO的经理权力和董事报酬是一个内生的决定过程。一方面，为了保住其职位和增加个人利益，CEO有动力利用其经理权力去影响董事会的行为(比如董事报酬的决定)，从而影响到董事会的独立性；另一方面，董事会的独立程度对董事的利益有重要影响，董事有动机让董事会更加独立。因此，董事会的独立性是CEO和董事之间相互影响的结果，并且影响力较强的一方会从自身利益出发去影响董事报酬的总量和结构。本文沿袭Hermalin 和 Weisbach(1998)的分析原则[22]：(1)董事会的影响力越强，其独立性就越强；(2)独立性越强的董事会更愿意监管CEO。
Jensen(1993)指出，董事会的规模较大会导致其内部协调能力变差，从而影响其对CEO的监管[10]。Yermack(1996)的研究支持这个结论[23]，他发现Tobin’s Q和董事会规模之间呈显著负相关。Eisenberg等(1998)也发现公司盈余和董事会规模之间具有负相关关系[24]。因此，我们假设：
H1：董事会规模越小其独立性越强，董事会更愿意得到较多的激励报酬(即较多的总报酬或较大比例的股权报酬，下同)。
Weisbach(1988)发现在公司业绩变差时，解雇CEO的可能性和外部董事的比例正相关[25]。Rosenstein 和Wyatt(1997)的研究表明，外部董事的当选与股票价格之间正相关。此外他们还发现，当内部董事拥有较少(较多)股权时，内部董事的当选与股票价格之间呈负(正)相关关系[26]。Raheja(2000)也发现内部董事和外部董事之间的博弈决定了董事会的监督功能[27]。所以，我们提出如下假设：
H2：外部董事较多的董事会其独立性越强，董事会更愿意得到较多的激励报酬。
Hermalin 和 Weisbach(1998)发现，CEO任期变长会导致外部董事的比例减小，并且随着CEO任期的增加，董事会的效率会逐渐下降[22]。在他们的模型中，最初董事会保留对自己有利的CEO。但这会导致CEO对董事会的影响力逐渐增加，最终CEO会提名忠于自己的董事，从而腐蚀董事会的独立性。所以，我们假设：
H3：存在长任期CEO的公司董事会独立性较差，董事会难以得到较多的激励报酬。
Pound(1992)等发现，两职合一的CEO能够通过制定董事会议程和控制信息流，使董事会不能有效履行其监管职责[28]。Pi和Timme(1993)的研究支持了这个结论[29]，他们发现商业银行的绩效和CEO的二元性之间是负相关的。Goyal和Park(2002)的研究认为，当CEO与董事长职务由一人担任时，CEO的更替对公司绩效的敏感度显著降低[30]。因此，我们假设：
H4：CEO兼任董事长的公司董事会独立性较差，董事会难以得到较多的激励报酬。
(二)数据和样本
本文的研究样本包括2003-2005年间深沪两市非金融保险行业的A股公司，由于变量取值的需要我们仅保留2001年以前上市的公司并剔除其中的ST、PT公司，最后得到总共2998个观测值。其中，2003年的样本数为988个，2004年为1006个，2005年为994个。所有缺失数据均用样本均值代替。所使用的数据全部来自上市公司的年度报告，数据来源包括：CSMAR数据库、色诺芬数据库和巨潮资讯网。应用单个年度的数据回归得出的结论可能并不具有很强的说服力与稳定性。所以，我们主要选用了连续三个年度的数据，这样做的优点在于它能够带来较大的自由度，而且能够显著地减少因缺失变量数据所带来的问题。
(三)模型及变量说明
我们用董事会独立性特征作为独立变量，董事报酬作为依赖变量构建模型(1)、(2)和(3)，用来检验董事报酬与董事会独立性之间的关系。然后进一步用Tobin’s Q值代替公司绩效作为因变量，董事报酬和董事会独立性特征作为解释变量构建模型(4)，用来检验董事报酬、独立性和公司绩效之间的关系。
其中，Ln(Totl_cop)、Tobit_V 、Probit_V分别代表在OLS、Tobit和Probit回归分析中使用的依赖变量，Board_tz、Compen_tz、Corp_tz 分别表示董事会独立性特征、报酬特征和公司特征，u为误差项。具体的变量定义及计算方式见表1。
四、实证分析
(一)董事报酬的描述性统计分析
表2、表3给出了董事报酬及董事会独立性特征的统计结果，从中可以看出以下特点：
1.上市公司董事平均现金报酬逐年减少，但平均股权报酬和总报酬逐年增加。表2显示，2003年董事平均现金报酬为8.37万元，到2005年下降为8.05万元。但同时，平均股权报酬从1.76万元上升到2.14万元。平均总报酬从9.93万元增加到10.14万元。结果表明，中国上市公司在制定报酬政策时，越来越看重报酬结构的多样性和股权的激励效果。但同时在统计过程中我们发现，当前董事的报酬形式仍比较单一，董事报酬中大部分是现金报酬，所得的股权报酬也仅限于公司的流通股票。西方国家普遍实行的期权激励计划在我国还很少见。
2.上市公司董事仍存在“零持股”现象。Panel-A的统计结果显示，从2003至2005年，董事股权报酬的最小值都为零。从Panel-B中我们看到，虽然董事会中持有股权的人数比例从2003年的18.22%上升为2005年的27.60%，但还是有14.70%的样本公司只给董事现金报酬。
3.上市公司董事会规模介于5个至19个之间，董事会规模有缩小的趋势(均值从9.46下降为9.37)。在统计过程中我们还发现，董事会规模多数集中在7个至15个之间。这表明中国上市公司在设置董事会规模方面趋于理性和务实。
4.上市公司董事会中外部董事的比例有逐年增加的趋势，外部董事已经成为上市公司治理结构中重要的组成部分。表3显示，从2003年到2005年外部董事的比例增加了4个百分点，2005年外部董事在董事会的比例平均值已达31%，接近1/3，最高达83%。
5.上市公司中CEO兼任董事长的情况趋于越少(均值从0.29下降为0.21) 。一方面，这是国家在证券市场出台的相关政策规范的结果。另一方面，我们也看到，这种持续减少的趋势也表明上市公司意识到了董事会独立性的重要。关于CEO的任期，根据表3的统计结果，我们没发现从2003年至2005年有显著的变化。
6.上市公司的平均总资产、成长机会呈逐年增大的趋势。根据我们的统计结果(由于篇幅所限，公司特征变量的描述性统计未在文中列出)，平均总资产从2003年的8.77千万元增加为2005年的9.12千万元。Growth变量值从3.19增加至3.79。平均三年股票收益和净资产收益率在此样本期间都呈增长趋势。
表4给出了董事报酬特征变量和董事会独立性变量的相关性分析。
从表4 可以看出，无论是Pearson 还是Spearman 相关性检验，董事报酬特征变量和董事会独立性变量都显著负相关。这表明在不控制其他影响报酬的因素时，董事报酬与其独立性特征变量两两负相关，初步印证了董事报酬机制可能影响到公司治理。同时，董事会独立性的各个特征变量之间的相关系数不高(最高仅为0.16) ，这意味着本文用于描述公司董事会的特征变量的重叠性较低，不存在多重共线性问题。
(二)董事报酬的单变量分析
我们使用均值(T检验)和中位数检验(Mann-Whitney U检验)分析董事报酬结构在不同的董事会及CEO特征下是否存在显著差异。按照董事会的特征我们将其分为大董事会(Large)、小董事会(Small)和内部董事会(Inside)、外部董事会(Outside)。如果公司董事会的规模比样本均值(中位数)大即为大董事会。如果公司董事会中外部董事人数超过总人数的三分之一即为外部董事会。按照CEO的特征我们将董事会分为长任期董事会(Long)、短任期董事会(Short)和两职合一董事会(Combine)、两职分离董事会(Separate)。我们定义，如果CEO的任期超过样本中值(中位数)即为长任期董事会(并称其中的CEO为掘堑CEO)。如果CEO兼任董事长即为两职合一的董事会。表5给出了董事报酬的单变量分析结果。
表5中的第二行给出了董事会规模和董事报酬的单变量分析结果。我们发现小董事会中的董事得到的平均总报酬显著偏大，其中现金报酬为75，464元(占总报酬的58.93%)，股权报酬为52，593元(占总报酬的41.07%)，两者均在统计上显著大于大董事会中的董事得到的现金和股权报酬。这与我们的假设H1相符。从表5的第三行我们发现，外部董事会中董事的平均股权报酬为42，528元(占总报酬的34.94%)，在0.05的统计水平上显著多于内部董事会中董事得到的平均股权报酬38，932元(占总报酬的31.33%)。同时，外部董事会中董事的现金报酬显著小于内部董事会。这与我们前面的分析一致，即外部董事会的报酬结构和股东的财富最大化目标一致，董事得到较少的现金报酬和较多的股权报酬。这个结果支持了假设H2。
表5中第四行是CEO任期和董事报酬的单变量分析。结果显示，存在掘堑CEO的公司董事会平均得到78，657元(占总报酬的69.65%)现金报酬和34，275元(占总报酬的30.35%)股权报酬，在统计上均显著小于短任期CEO的公司[现金84，735元(占总报酬的60.31%)、股权55，764元(占总报酬的39.69%)]。这与我们的H3假设一致，即掘堑CEO会利用其经理权力影响董事的报酬结构，使董事得到的报酬，特别是股权报酬减少。从而使得董事的报酬结构偏离股东财富最大化的目标。表5中第五行给出了CEO的二元性和董事报酬的单变量分析。CEO和董事长两职合一的公司董事得到的平均现金报酬为87，725元(占总报酬的68.61%)，显著多于两职分离的公司[79，732元(占总报酬的59.01%)]。同时，两职分离的公司董事得到更多股权报酬(在0.01统计水平上显著)。这个结果较好的支持了假设H4，即董事会的独立性越弱，董事的报酬越不具有激励性。
表5中的第四、六和第八列也给出了基于中位数的单变量分析。根据统计结果，我们可以得出与基于均值的分析相同的结论。
(三)董事报酬的多变量分析
为了进一步分析董事会独立性与其报酬之间的关系，并控制可能影响报酬结构的其它因素，我们对总的董事报酬进行了OLS回归，对股权报酬占总报酬的百分比进行了Tobit 回归，对公司给董事股权报酬的可能性进行了Probit回归。每种回归中都包括下列解释变量：董事会的构成及规模、CEO的任期、CEO二元性和控制变量：公司规模、投资机会、公司业绩。沿袭Servaes 和 Zenner(1996)的研究方法，我们将缺失的数据用样本均值代替。内部董事、外部董事比例总计为一，如果在同一方程中同时包括上述两个变量会引起极端的多重共线性。因而，我们根据董事会的分类(内部、外部董事会)回归两个方程。本文仅给出按内部董事比例回归的结果。我们发现按外部董事回归的结果与此在统计上显著相反。因为行业特征潜在地和董事会特征相关，我们又用行业虚拟变量控制了行业的影响。所有结果都在表6中给出。
表6的第二列给出了OLS 回归结果。我们发现，在0.05的显著性水平下，董事会规模、CEO 任期及其二元性都和董事总的报酬显著负相关，所以我们接受假设H1、H3和H4。在0.01的显著性水平下，内部董事比例和董事总的报酬显著负相关，所以我们接受假设H2。回归结果表明，董事会规模越大、内部董事越多、存在掘堑CEO以及CEO兼任董事长的董事会其独立性较差，而独立性越差的董事会其监督效率也较低。因为此时CEO的影响力较强，其经理权力能够影响到董事会的行为，从而董事较难得到更多的总报酬。回归结果还表明，规模较大的公司和成长机会较好(Growth)的公司会给董事较多的报酬，他们的系数在0.01的显著性水平下均显著，而历史会计收益较高的公司给董事的总报酬较少。
表6的第三列给出了Tobit回归结果。我们发现，在0.01的显著性水平下，Tobit_V变量和内部董事比例显著负相关，进一步支持了假设H2。Tobit_V变量和董事会规模以及CEO任期在0.05的显著性水平下负相关，所以我们也接受假设H1和H3。而Tobit_V变量和CEO二元性之间只在0.10的显著性水平下显著。根据表6的结果。我们还发现，Tobit_V变量与成长机会变量(Growth) 显著正相关，和平均净资产收益率显著负相关，但与平均每股收益没有关系。这表明在经营业绩较好的公司，董事得到较少的激励报酬。这与Hermalin和 Weisbach(1998)研究结论一致。他们认为，经营业绩较好的CEO不需要严格的监管，所以董事得到较少的激励报酬[22]。我们认为经营业绩反映的是当前CEO的努力程度，而股票收益则反应了人们对未来CEO的预期以及CEO无法控制的股票市场中的其他因素。所以经营业绩比股票收益能更好的解释董事报酬中股权报酬部分。
表6的最后一列给出了Probit回归结果。我们发现，在0.01的显著性水平下， Probit_V变量和内部董事比例显著负相关，结果支持假设H2。在0.05的显著性水平下，Probit_V变量与CEO的任期及董事会规模负相关，进一步加强了Tobit分析的结论。在0.10的显著性水平下，Probit_V变量和CEO二元性负相关，结果支持假设H4。Probit分析表明，董事会规模较大、内部董事增加、CEO兼任董事长或者CEO任期变长，董事会的独立性将降低，因此董事得到股权报酬的可能性越小。
(四)稳健性检验
我们的样本包含各个变量的极端值，对于缺失的数据我们均用样本均值替代。下面我们对这种数据处理方法作进一步的检验。首先，引入公司规模
变量的第一、二和第三分位数(A1、A2和A3)进行回归分析，我们发现结果与表6有相同的性质和统计特征。结果如下(括号内为检验的t值，下同)：
Tobit_V=4.21-0.12A1-0.22A2-0.08A3-
(6.02)(-1.35)(-0.38)(-1.19)
0.23Ln(No.board)-0.57No.in-0.27Ln(CEO_ten)-
(-2.66) (-3.09) (-2.51)
0.12Dual_CEO+0.34Ln(asset)+0.53Growth-
(-1.57) (4.21) (3.86)
0.10(3yr_EPS)-0.46(3yr_ROE)
(-0.08) (-3.3)
其次，由于公司成长机会很可能影响到董事的股权持有量。所以，我们将变量Growth的第一、二和第三分位数(G1、G2和G3)引入模型进行稳健性分析，实证结果和表6报告的结果一致。
Tobit_V=3.80-0.25G1-0.19G2-0.24G3-
(6.56)(-1.97)(-2.08)(-1.91)
0.16Ln(No.board)-0.69No.in-0.19Ln(CEO_ten)-
(-3.10) (-2.69) (-3.42)
0.09Dual_CEO+0.53Ln(asset)+0.41Growth-
(-1.31) (3.66) (2.71)
0.13(3yr_EPS)-0.52(3yr_ROE)
(-0.54) (-3.15)
第三，鉴于中国证券市场2003-2005年的低迷表现，我们舍弃模型中的公司业绩变量3yr_EPS和3yr_ROE再作回归分析，同样，我们发现统计结果和我们在表6中报告的一致。
Tobit_V=5.01-0.53Ln(No.board)-0.49No.in-
(7.04) (-3.37) (-4.31)
0.30Ln(CEO_ten)-0.24Dual_CEO+0.42Ln(asset)+
(-1.87) (-1.24)(4.64)
0.50Growth
(5.31)
(五)董事报酬、独立性与公司绩效的回归分析
本部分除了研究董事报酬、独立性对公司绩效的影响之外，还对董事报酬的内生性作进一步的探索，我们将Ln(Totl_cop)、Tobit_V和Tobin′s Q视为内生变量构建联立方程模型(1)、(2)和(4)，并用单方程估计方法(2SLS)和系统估计方法(3SLS)对其进行统计分析(限于篇幅，本文仅列出模型(4)的回归结果)。统计结果见表7。
从表7中OLS回归结果可以看出，在控制公司规模、成长机会、债务杠杆和行业影响之后，董事报酬代理变量的系数都为正，并且均在显著性水平5%以内显著，这说明中国上市公司董事报酬与公司绩效之间有较强的敏感性。同时，从第四行中的数据我们发现，董事会特征代理变量Ln(No.board)、No.in、Ln(CEO_ten)和Dual_CEO的系数均为负，而且都在显著性水平10%以内都显著，这说明董事会的独立性与公司绩效呈负相关关系。而在2SLS和3SLS回归中，我们也发现同样性质的结果，也即是说，在充分考虑内生性问题后，我们同样发现董事会规模、较多的内部董事、任期较长的CEO和兼任董事长的CEO确实构成了中国上市公司的治理障碍。而董事报酬作为一种治理机制能够克服上述治理障碍，显著影响公司绩效，提高公司治理水平。
五、研究结论
通过对董事报酬和董事会独立性特征(董事会的规模及构成、CEO任期及其二元性)之间关系的实证研究，我们发现在中国上市公司中，较大的董事会规模、较多的内部董事、CEO兼任董事长以及长任期CEO确实构成了公司监管障碍。研究结果表明，董事会的独立性越强，其报酬结构更能激励董事履行其监管职能，股东的经济利益也得到更好的保护，因为此时董事报酬结构和股东利益联系更加紧密。当CEO的影响力增加时(相应的，董事会的独立性将变弱)，董事报酬结构的监管激励效应较弱。
实证结果发现，董事报酬结构随不同类型的公司监管障碍而变化。这在某种程度上表明，公司会自动根据监管障碍的类型选择相应的报酬结构。特别地，我们发现在CEO兼任董事长、内部董事控制董事会或董事会规模较大时，使用股权报酬的可能性随着内部董事比例和董事会规模增大而降低。也就是说，此时董事会得到的报酬难以激励他们克服上述监管障碍。
研究结果还表明，董事报酬是一种公司治理的强化机制。独立的董事会一般同好的公司治理联系在一起，其报酬结构总是和股东财富最大化紧密相关(Rosenstein和Wyatt.，1997)[26]。相反，当董事会失去其独立性时，其报酬结构会加剧公司的代理冲突。我们的研究与Hermalin 和 Weisbach (1998) [22]的结果一致。他们认为，强势的、独立的董事会将变得更强、更独立。
中国公司治理正处于从行政型治理到经济型治理的转轨过程中。董事会作为公司最重要的内部治理机制，其功能是否充分发挥对公司治理改革具有重要的意义。基于本文的经验研究，我们认为，在今后的公司治理改革特别是董事会治理改革之中，应该更加注重董事会规模的有效性，促使CEO和董事长两职分离，进一步完善和强化外部董事制度，加大实行西方国家普遍采用的期权激励机制。
参考文献：
[1] Jensen M，Meckling W. Theory of the firm：managerial behavior，agency cost，and capital Structure[J]. Journal of Financial Economics ，1976(3)：305-360.
[2] Zahra M，Pearce C. Boards of directors and corporate financial performance：a review and integrative mode[J]. Journal of management，1989(2)：291-334.
[3] Hermalin B，Weisbach M. The effects of board composition and direct incentives on firm performance[J]. Financial Management ，1991 (4)：101-112.
[4] Shivdasani A. Board composition，ownership structure，and hostile takeovers[J]. Journal of Accounting and Economics，1993(16)：167 -198.
[5] Denis D，Serrano M. Active investors and management turnover following unsuccessful control Contests[J]. Journal of Financial Economics ，1996(2)：239-266.
[6] Parrino R.CEO Turnover and outside succession：a cross-sectional analysis[J] . Journal of Financial Economics，1997，46：165-197.
关键词：董事报酬；独立性；公司治理
中图分类号：F276.6
文献标识码：A
文章编号：1002-2848-2008(02)-0095-11
一、引 言
现代公司治理最早是针对贝利和米恩斯所说的“两权分离”所引发的代理等问题而提出的一系列制度和方法，其主要目的就是保证经营者按照股东的利益办事。在现代公司的委托代理关系链中，董事会由股东大会直接选举产生，直接代表股东利益行使权力；而经理人则由代表股东利益的董事会来选聘。为此，在现代公司的治理理论与实践中，董事会与经理人的关系一直处于非常突出的位置。由于长期以来，经济学视人为追求个人效用最大化的“经济人”，代理理论便成为解释董事会与经营者关系的内在指导思想。代理理论认为，一旦有机会，经理层(代理人)便会以损害股东(委托人)利益务为代价而追求自身效用的最大化。据此，代理理论进一步指出，董事会的主要职责就是控制经理阶层可能出现的机会主义行为，使经理人以追求股东利益最大化为目标来履行管理职责。作为其行权的极端表现，董事会可以撤换不称职的主要执行官和经理层的其他成员。称职的董事会是传递公司具有强有力的竞争优势的信号。它们可以确保公司领导权的连续性，确保实施能使公司获得成功的战略，通过支持一个强有力的经理团队来实现股东财富的最大化。
Jensen 和 Meckling(1976)指出公司所有权和控制权分离将导致代理问题，由于信息的不完全和不对称，拥有信息优势的代理人存在潜在的机会主义行为，因此公司必须建立健全监督机制防止机会主义行为，以减少代理成本[1]。董事会作为公司最重要的内部监督机制，对公司的运作负有最终责任。Zahra和Pearce(1989)认为监督功能是董事会的主要功能之一[2]。Hermalin 和Weisbach(1991)也明确指出，董事会是解决公司代理问题的均衡解[3]。董事会作为公司治理结构的重要组成部分，一直是国内外学术界的研究焦点。董事会通过行使监督功能来减少公司经理层，特别是CEO与股东利益的偏离，使代理成本最小化。董事会能否客观地行使监督职能，取决于其是否独立于公司经理层。本文以中国深圳和上海证券交易所的上市公司为分析样本，实证研究了董事报酬与其独立性之间的关系以及董事报酬、独立性与公司绩效之间的关系，试图进一步探索公司董事会监督的有效性，为中国上市公司的深化改革提供经验证据。
二、文献综述
对于董事会的报酬机制，国外研究主要集中在对CEO更替及公司绩效的影响方面。代理理论认为持有较多公司所有权的董事会有更大的激励监督CEO。Shivdasani(1993)发现当目标公司持有本公司所有权较少时，敌意接管更有可能发生。通过提高董事所有权持有量作为对董事的报酬激励有利于保护股东的利益[4]。Denis和Serrano(1996)的研究显示，内部所有权(非CEO内部人持有股权) 与经营业绩较差的CEO被替代的可能性正相关[5]。Parrino(1997)的研究显示当董事会成员大多是内部人时，或当外部人所持有的股份相当分散、没有大股东时，更换CEO可能性很小[6]。Perry(2000)对董事报酬激励的研究发现，CEO更替与公司绩效密切相关，给予董事明确的激励，尤其结合所有权激励会使他们做出更好的决策[7]。另外，在非物质报酬机制方面，Farrell和Whidbee(2000)的研究显示，如果外部董事解雇业绩较差的CEO之后能够获得额外的管理职位，那么他们就有激励解雇业绩较差的CEO，相反，则没有解雇业绩较差的CEO的意愿。研究结果还显示，拥有激励报酬的外部董事与CEO之间职业关系越强(即私人关系越弱)，其独立性越强[8]。以上一些经验研究表明，董事对公司所有权持有越多，监督经营者越有效。
但另外一些经验研究也发现，董事(尤其内部董事)持有的公司所有权的数量达到一定水平后，他们就可能保护较差的经营者(Fama 和Jensen，1983) [9]。Hermalin 和 Weisbach(1991) 发现董事的所有权水平提高最初会导致绩效增加，但随着董事所有权水平的继续增加，公司绩效会变差[3]。给定当前的契约环境，Jensen(1993)发现董事报酬激励契约不能产生适宜的投资水平[10]。Kaplan(1994)也怀疑授予董事所有权是否能促使股东与董事的利益相容，与管理者的激励报酬不一样，公司很难发现提供给董事大量明确货币报酬或所有权报酬是合理的[11]。Brick等(2006)研究了公司业绩不佳与对经理和董事过度激励之间的关系，他们将其结果视为CEO和董事之间任人唯亲的证据[12]。Yermack(2004)研究了更广泛意义上的激励概念，他认为对外部董事的报酬激励只对其就任的前五年起作用[13]。此外，在物质报酬和非物质报酬是否对董事具有同样激励性方面Lorsch 和 Maclver(1989)的研究发现公司董事意识到与其职务相关的声誉(或威望)和业务往来比明确的货币报酬更有价值。而且，如果在公司治理结构中已经把董事与股东的利益结合起来，再提供给董事激励报酬就很少再起到额外的作用了[14]。
国内关于董事报酬机制的研究近几年刚刚兴起，并且绝大多数都是将其纳入有关高管报酬的研究之中。魏刚(2000)研究了上市公司高管层的激励状况与企业业绩、企业规模和国有股股权比例之间的关系。结果显示，中国上市公司高管报酬与企业业绩不存在显著的正相关关系，与高管人员持股比例不存在显著的负相关关系[15]。谌新民等(2003)发现高管年薪与公司绩效的正相关关系较弱且不稳定[16]。张俊瑞等(2003)、宋德舜(2004)、李亚静等(2005) 均发现高管报酬与公司绩效存在显著的正相关关系[17-19]。另外，林浚清等(2003)研究了公司高层管理团队内的薪酬差距问题，他们发现公司高管团队内的薪酬差距和公司未来绩效之间具有正向关系[20]。Kato和Long(2005) 研究了高管报酬与股东财富之间的关系，他们发现中国上市公司的高管报酬与股票收益率存在显著的正相关关系[21]。
从目前的研究成果来看，国外学者对董事报酬机制的研究仍然存在较大的争论。国内学者在这方面的研究尚处于起步阶段，我们研究的创新之出在于研究方法与其他学者不同，我们将研究重点放在报酬结构而非单一的报酬水平，并将董事会特征纳入到董事报酬机制的研究过程。根据文献检索结果，国内在此领域的研究尙属空白。
三、研究设计
(一)研究假设
我们认为，董事会独立性、CEO的经理权力和董事报酬是一个内生的决定过程。一方面，为了保住其职位和增加个人利益，CEO有动力利用其经理权力去影响董事会的行为(比如董事报酬的决定)，从而影响到董事会的独立性；另一方面，董事会的独立程度对董事的利益有重要影响，董事有动机让董事会更加独立。因此，董事会的独立性是CEO和董事之间相互影响的结果，并且影响力较强的一方会从自身利益出发去影响董事报酬的总量和结构。本文沿袭Hermalin 和 Weisbach(1998)的分析原则[22]：(1)董事会的影响力越强，其独立性就越强；(2)独立性越强的董事会更愿意监管CEO。
Jensen(1993)指出，董事会的规模较大会导致其内部协调能力变差，从而影响其对CEO的监管[10]。Yermack(1996)的研究支持这个结论[23]，他发现Tobin’s Q和董事会规模之间呈显著负相关。Eisenberg等(1998)也发现公司盈余和董事会规模之间具有负相关关系[24]。因此，我们假设：
H1：董事会规模越小其独立性越强，董事会更愿意得到较多的激励报酬(即较多的总报酬或较大比例的股权报酬，下同)。
Weisbach(1988)发现在公司业绩变差时，解雇CEO的可能性和外部董事的比例正相关[25]。Rosenstein 和Wyatt(1997)的研究表明，外部董事的当选与股票价格之间正相关。此外他们还发现，当内部董事拥有较少(较多)股权时，内部董事的当选与股票价格之间呈负(正)相关关系[26]。Raheja(2000)也发现内部董事和外部董事之间的博弈决定了董事会的监督功能[27]。所以，我们提出如下假设：
H2：外部董事较多的董事会其独立性越强，董事会更愿意得到较多的激励报酬。
Hermalin 和 Weisbach(1998)发现，CEO任期变长会导致外部董事的比例减小，并且随着CEO任期的增加，董事会的效率会逐渐下降[22]。在他们的模型中，最初董事会保留对自己有利的CEO。但这会导致CEO对董事会的影响力逐渐增加，最终CEO会提名忠于自己的董事，从而腐蚀董事会的独立性。所以，我们假设：
H3：存在长任期CEO的公司董事会独立性较差，董事会难以得到较多的激励报酬。
Pound(1992)等发现，两职合一的CEO能够通过制定董事会议程和控制信息流，使董事会不能有效履行其监管职责[28]。Pi和Timme(1993)的研究支持了这个结论[29]，他们发现商业银行的绩效和CEO的二元性之间是负相关的。Goyal和Park(2002)的研究认为，当CEO与董事长职务由一人担任时，CEO的更替对公司绩效的敏感度显著降低[30]。因此，我们假设：
H4：CEO兼任董事长的公司董事会独立性较差，董事会难以得到较多的激励报酬。
(二)数据和样本
本文的研究样本包括2003-2005年间深沪两市非金融保险行业的A股公司，由于变量取值的需要我们仅保留2001年以前上市的公司并剔除其中的ST、PT公司，最后得到总共2998个观测值。其中，2003年的样本数为988个，2004年为1006个，2005年为994个。所有缺失数据均用样本均值代替。所使用的数据全部来自上市公司的年度报告，数据来源包括：CSMAR数据库、色诺芬数据库和巨潮资讯网。应用单个年度的数据回归得出的结论可能并不具有很强的说服力与稳定性。所以，我们主要选用了连续三个年度的数据，这样做的优点在于它能够带来较大的自由度，而且能够显著地减少因缺失变量数据所带来的问题。
(三)模型及变量说明
我们用董事会独立性特征作为独立变量，董事报酬作为依赖变量构建模型(1)、(2)和(3)，用来检验董事报酬与董事会独立性之间的关系。然后进一步用Tobin’s Q值代替公司绩效作为因变量，董事报酬和董事会独立性特征作为解释变量构建模型(4)，用来检验董事报酬、独立性和公司绩效之间的关系。
其中，Ln(Totl_cop)、Tobit_V 、Probit_V分别代表在OLS、Tobit和Probit回归分析中使用的依赖变量，Board_tz、Compen_tz、Corp_tz 分别表示董事会独立性特征、报酬特征和公司特征，u为误差项。具体的变量定义及计算方式见表1。
四、实证分析
(一)董事报酬的描述性统计分析
表2、表3给出了董事报酬及董事会独立性特征的统计结果，从中可以看出以下特点：
1.上市公司董事平均现金报酬逐年减少，但平均股权报酬和总报酬逐年增加。表2显示，2003年董事平均现金报酬为8.37万元，到2005年下降为8.05万元。但同时，平均股权报酬从1.76万元上升到2.14万元。平均总报酬从9.93万元增加到10.14万元。结果表明，中国上市公司在制定报酬政策时，越来越看重报酬结构的多样性和股权的激励效果。但同时在统计过程中我们发现，当前董事的报酬形式仍比较单一，董事报酬中大部分是现金报酬，所得的股权报酬也仅限于公司的流通股票。西方国家普遍实行的期权激励计划在我国还很少见。
2.上市公司董事仍存在“零持股”现象。Panel-A的统计结果显示，从2003至2005年，董事股权报酬的最小值都为零。从Panel-B中我们看到，虽然董事会中持有股权的人数比例从2003年的18.22%上升为2005年的27.60%，但还是有14.70%的样本公司只给董事现金报酬。
3.上市公司董事会规模介于5个至19个之间，董事会规模有缩小的趋势(均值从9.46下降为9.37)。在统计过程中我们还发现，董事会规模多数集中在7个至15个之间。这表明中国上市公司在设置董事会规模方面趋于理性和务实。
4.上市公司董事会中外部董事的比例有逐年增加的趋势，外部董事已经成为上市公司治理结构中重要的组成部分。表3显示，从2003年到2005年外部董事的比例增加了4个百分点，2005年外部董事在董事会的比例平均值已达31%，接近1/3，最高达83%。
5.上市公司中CEO兼任董事长的情况趋于越少(均值从0.29下降为0.21) 。一方面，这是国家在证券市场出台的相关政策规范的结果。另一方面，我们也看到，这种持续减少的趋势也表明上市公司意识到了董事会独立性的重要。关于CEO的任期，根据表3的统计结果，我们没发现从2003年至2005年有显著的变化。
6.上市公司的平均总资产、成长机会呈逐年增大的趋势。根据我们的统计结果(由于篇幅所限，公司特征变量的描述性统计未在文中列出)，平均总资产从2003年的8.77千万元增加为2005年的9.12千万元。Growth变量值从3.19增加至3.79。平均三年股票收益和净资产收益率在此样本期间都呈增长趋势。
表4给出了董事报酬特征变量和董事会独立性变量的相关性分析。
从表4 可以看出，无论是Pearson 还是Spearman 相关性检验，董事报酬特征变量和董事会独立性变量都显著负相关。这表明在不控制其他影响报酬的因素时，董事报酬与其独立性特征变量两两负相关，初步印证了董事报酬机制可能影响到公司治理。同时，董事会独立性的各个特征变量之间的相关系数不高(最高仅为0.16) ，这意味着本文用于描述公司董事会的特征变量的重叠性较低，不存在多重共线性问题。
(二)董事报酬的单变量分析
我们使用均值(T检验)和中位数检验(Mann-Whitney U检验)分析董事报酬结构在不同的董事会及CEO特征下是否存在显著差异。按照董事会的特征我们将其分为大董事会(Large)、小董事会(Small)和内部董事会(Inside)、外部董事会(Outside)。如果公司董事会的规模比样本均值(中位数)大即为大董事会。如果公司董事会中外部董事人数超过总人数的三分之一即为外部董事会。按照CEO的特征我们将董事会分为长任期董事会(Long)、短任期董事会(Short)和两职合一董事会(Combine)、两职分离董事会(Separate)。我们定义，如果CEO的任期超过样本中值(中位数)即为长任期董事会(并称其中的CEO为掘堑CEO)。如果CEO兼任董事长即为两职合一的董事会。表5给出了董事报酬的单变量分析结果。
表5中的第二行给出了董事会规模和董事报酬的单变量分析结果。我们发现小董事会中的董事得到的平均总报酬显著偏大，其中现金报酬为75，464元(占总报酬的58.93%)，股权报酬为52，593元(占总报酬的41.07%)，两者均在统计上显著大于大董事会中的董事得到的现金和股权报酬。这与我们的假设H1相符。从表5的第三行我们发现，外部董事会中董事的平均股权报酬为42，528元(占总报酬的34.94%)，在0.05的统计水平上显著多于内部董事会中董事得到的平均股权报酬38，932元(占总报酬的31.33%)。同时，外部董事会中董事的现金报酬显著小于内部董事会。这与我们前面的分析一致，即外部董事会的报酬结构和股东的财富最大化目标一致，董事得到较少的现金报酬和较多的股权报酬。这个结果支持了假设H2。
表5中第四行是CEO任期和董事报酬的单变量分析。结果显示，存在掘堑CEO的公司董事会平均得到78，657元(占总报酬的69.65%)现金报酬和34，275元(占总报酬的30.35%)股权报酬，在统计上均显著小于短任期CEO的公司[现金84，735元(占总报酬的60.31%)、股权55，764元(占总报酬的39.69%)]。这与我们的H3假设一致，即掘堑CEO会利用其经理权力影响董事的报酬结构，使董事得到的报酬，特别是股权报酬减少。从而使得董事的报酬结构偏离股东财富最大化的目标。表5中第五行给出了CEO的二元性和董事报酬的单变量分析。CEO和董事长两职合一的公司董事得到的平均现金报酬为87，725元(占总报酬的68.61%)，显著多于两职分离的公司[79，732元(占总报酬的59.01%)]。同时，两职分离的公司董事得到更多股权报酬(在0.01统计水平上显著)。这个结果较好的支持了假设H4，即董事会的独立性越弱，董事的报酬越不具有激励性。
表5中的第四、六和第八列也给出了基于中位数的单变量分析。根据统计结果，我们可以得出与基于均值的分析相同的结论。
(三)董事报酬的多变量分析
为了进一步分析董事会独立性与其报酬之间的关系，并控制可能影响报酬结构的其它因素，我们对总的董事报酬进行了OLS回归，对股权报酬占总报酬的百分比进行了Tobit 回归，对公司给董事股权报酬的可能性进行了Probit回归。每种回归中都包括下列解释变量：董事会的构成及规模、CEO的任期、CEO二元性和控制变量：公司规模、投资机会、公司业绩。沿袭Servaes 和 Zenner(1996)的研究方法，我们将缺失的数据用样本均值代替。内部董事、外部董事比例总计为一，如果在同一方程中同时包括上述两个变量会引起极端的多重共线性。因而，我们根据董事会的分类(内部、外部董事会)回归两个方程。本文仅给出按内部董事比例回归的结果。我们发现按外部董事回归的结果与此在统计上显著相反。因为行业特征潜在地和董事会特征相关，我们又用行业虚拟变量控制了行业的影响。所有结果都在表6中给出。
表6的第二列给出了OLS 回归结果。我们发现，在0.05的显著性水平下，董事会规模、CEO 任期及其二元性都和董事总的报酬显著负相关，所以我们接受假设H1、H3和H4。在0.01的显著性水平下，内部董事比例和董事总的报酬显著负相关，所以我们接受假设H2。回归结果表明，董事会规模越大、内部董事越多、存在掘堑CEO以及CEO兼任董事长的董事会其独立性较差，而独立性越差的董事会其监督效率也较低。因为此时CEO的影响力较强，其经理权力能够影响到董事会的行为，从而董事较难得到更多的总报酬。回归结果还表明，规模较大的公司和成长机会较好(Growth)的公司会给董事较多的报酬，他们的系数在0.01的显著性水平下均显著，而历史会计收益较高的公司给董事的总报酬较少。
表6的第三列给出了Tobit回归结果。我们发现，在0.01的显著性水平下，Tobit_V变量和内部董事比例显著负相关，进一步支持了假设H2。Tobit_V变量和董事会规模以及CEO任期在0.05的显著性水平下负相关，所以我们也接受假设H1和H3。而Tobit_V变量和CEO二元性之间只在0.10的显著性水平下显著。根据表6的结果。我们还发现，Tobit_V变量与成长机会变量(Growth) 显著正相关，和平均净资产收益率显著负相关，但与平均每股收益没有关系。这表明在经营业绩较好的公司，董事得到较少的激励报酬。这与Hermalin和 Weisbach(1998)研究结论一致。他们认为，经营业绩较好的CEO不需要严格的监管，所以董事得到较少的激励报酬[22]。我们认为经营业绩反映的是当前CEO的努力程度，而股票收益则反应了人们对未来CEO的预期以及CEO无法控制的股票市场中的其他因素。所以经营业绩比股票收益能更好的解释董事报酬中股权报酬部分。
表6的最后一列给出了Probit回归结果。我们发现，在0.01的显著性水平下， Probit_V变量和内部董事比例显著负相关，结果支持假设H2。在0.05的显著性水平下，Probit_V变量与CEO的任期及董事会规模负相关，进一步加强了Tobit分析的结论。在0.10的显著性水平下，Probit_V变量和CEO二元性负相关，结果支持假设H4。Probit分析表明，董事会规模较大、内部董事增加、CEO兼任董事长或者CEO任期变长，董事会的独立性将降低，因此董事得到股权报酬的可能性越小。
(四)稳健性检验
我们的样本包含各个变量的极端值，对于缺失的数据我们均用样本均值替代。下面我们对这种数据处理方法作进一步的检验。首先，引入公司规模
变量的第一、二和第三分位数(A1、A2和A3)进行回归分析，我们发现结果与表6有相同的性质和统计特征。结果如下(括号内为检验的t值，下同)：
Tobit_V=4.21-0.12A1-0.22A2-0.08A3-
(6.02)(-1.35)(-0.38)(-1.19)
0.23Ln(No.board)-0.57No.in-0.27Ln(CEO_ten)-
(-2.66) (-3.09) (-2.51)
0.12Dual_CEO+0.34Ln(asset)+0.53Growth-
(-1.57) (4.21) (3.86)
0.10(3yr_EPS)-0.46(3yr_ROE)
(-0.08) (-3.3)
其次，由于公司成长机会很可能影响到董事的股权持有量。所以，我们将变量Growth的第一、二和第三分位数(G1、G2和G3)引入模型进行稳健性分析，实证结果和表6报告的结果一致。
Tobit_V=3.80-0.25G1-0.19G2-0.24G3-
(6.56)(-1.97)(-2.08)(-1.91)
0.16Ln(No.board)-0.69No.in-0.19Ln(CEO_ten)-
(-3.10) (-2.69) (-3.42)
0.09Dual_CEO+0.53Ln(asset)+0.41Growth-
(-1.31) (3.66) (2.71)
0.13(3yr_EPS)-0.52(3yr_ROE)
(-0.54) (-3.15)
第三，鉴于中国证券市场2003-2005年的低迷表现，我们舍弃模型中的公司业绩变量3yr_EPS和3yr_ROE再作回归分析，同样，我们发现统计结果和我们在表6中报告的一致。
Tobit_V=5.01-0.53Ln(No.board)-0.49No.in-
(7.04) (-3.37) (-4.31)
0.30Ln(CEO_ten)-0.24Dual_CEO+0.42Ln(asset)+
(-1.87) (-1.24)(4.64)
0.50Growth
(5.31)
(五)董事报酬、独立性与公司绩效的回归分析
本部分除了研究董事报酬、独立性对公司绩效的影响之外，还对董事报酬的内生性作进一步的探索，我们将Ln(Totl_cop)、Tobit_V和Tobin′s Q视为内生变量构建联立方程模型(1)、(2)和(4)，并用单方程估计方法(2SLS)和系统估计方法(3SLS)对其进行统计分析(限于篇幅，本文仅列出模型(4)的回归结果)。统计结果见表7。
从表7中OLS回归结果可以看出，在控制公司规模、成长机会、债务杠杆和行业影响之后，董事报酬代理变量的系数都为正，并且均在显著性水平5%以内显著，这说明中国上市公司董事报酬与公司绩效之间有较强的敏感性。同时，从第四行中的数据我们发现，董事会特征代理变量Ln(No.board)、No.in、Ln(CEO_ten)和Dual_CEO的系数均为负，而且都在显著性水平10%以内都显著，这说明董事会的独立性与公司绩效呈负相关关系。而在2SLS和3SLS回归中，我们也发现同样性质的结果，也即是说，在充分考虑内生性问题后，我们同样发现董事会规模、较多的内部董事、任期较长的CEO和兼任董事长的CEO确实构成了中国上市公司的治理障碍。而董事报酬作为一种治理机制能够克服上述治理障碍，显著影响公司绩效，提高公司治理水平。
五、研究结论
通过对董事报酬和董事会独立性特征(董事会的规模及构成、CEO任期及其二元性)之间关系的实证研究，我们发现在中国上市公司中，较大的董事会规模、较多的内部董事、CEO兼任董事长以及长任期CEO确实构成了公司监管障碍。研究结果表明，董事会的独立性越强，其报酬结构更能激励董事履行其监管职能，股东的经济利益也得到更好的保护，因为此时董事报酬结构和股东利益联系更加紧密。当CEO的影响力增加时(相应的，董事会的独立性将变弱)，董事报酬结构的监管激励效应较弱。
实证结果发现，董事报酬结构随不同类型的公司监管障碍而变化。这在某种程度上表明，公司会自动根据监管障碍的类型选择相应的报酬结构。特别地，我们发现在CEO兼任董事长、内部董事控制董事会或董事会规模较大时，使用股权报酬的可能性随着内部董事比例和董事会规模增大而降低。也就是说，此时董事会得到的报酬难以激励他们克服上述监管障碍。
研究结果还表明，董事报酬是一种公司治理的强化机制。独立的董事会一般同好的公司治理联系在一起，其报酬结构总是和股东财富最大化紧密相关(Rosenstein和Wyatt.，1997)[26]。相反，当董事会失去其独立性时，其报酬结构会加剧公司的代理冲突。我们的研究与Hermalin 和 Weisbach (1998) [22]的结果一致。他们认为，强势的、独立的董事会将变得更强、更独立。
中国公司治理正处于从行政型治理到经济型治理的转轨过程中。董事会作为公司最重要的内部治理机制，其功能是否充分发挥对公司治理改革具有重要的意义。基于本文的经验研究，我们认为，在今后的公司治理改革特别是董事会治理改革之中，应该更加注重董事会规模的有效性，促使CEO和董事长两职分离，进一步完善和强化外部董事制度，加大实行西方国家普遍采用的期权激励机制。
参考文献：
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