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1、王跃堂等 : 董事会的独立性是否影响公司绩效 ? 董事会的独立性是否影响公司绩效 ? * 王跃堂 赵子夜 魏晓雁 内容提要 : 在董事会和公司绩效的研究框架内 , 代理理论和乘员理论就独立董事比例 的绩效后果产生了分歧 , 前者认为独立董事通过降低代理成本促进绩效 , 后者则认为董事 会效率会因独立董事比例的提高而下降 。 利用中国资本市场的数据 , 本文系统地检验了 董事会独立性和公司绩效的关系 , 为这一争议提供了证据 。 研究发现 , 独立董事比例和公 司绩效显著正相关 , 这种相关性在控制内生性问题后仍然成立 , 并且发现当大股东缺乏制 衡时 , 独立董事比例对公司绩效的促进作用会显著
2、降低 , 这一结果表明代理理论对中国资 本市场的公司治理更具解释力 。 我们还进一步就独立董事的背景和公司绩效的关系进行 了检验 , 研究发现 独立董事的声誉能够显著地促进公司绩效 , 而其行业专长 、 政治关系以 及经济管理背景与公司绩效并无相关性 。 关键词 : 董事会独立性 内生性 公司绩效 一、引 言 全面实行独立董事制度 , 是中国上市公司治理机制改革过程中的一项重要举措 , 也给予我们一 个考察董事会独立性是否影响公司绩效的研究机会。我们结合中国的制度背景 , 对董事会独立性 和公司绩效的关系 进行了理论分析。基于代理理论 ( agency theory) 和乘员理论 ( stew
3、ardship theory) 的 争论 , 我们就独立董事比例的绩效后果设定了促进和替代的备择假设 , 并以 A 股上市公司为样本 进行了实证检验。我们还进一步系统地检验了独立董事背景对公司绩效的影响。在对独立董事制 度的有效性进行评价的过程中 , 我们同时考察了独立董事比例和独立董事背景的信息 , 并且利用联 立方程控制了独立董事比例内生性问题对研究结果产生的影响。 研究结果表明 , 自 2002 年全面实行独立董事制度以后 , 董事会的独立性对公司绩效有显著的 促进作用 , 独立董事比例和公司绩效在单一方程和联立方程中都存在显著的正相关关系 , 而且这种 相关性会受到股权制衡程度的影响。
4、关于独立董事的背景 , 只有声誉对绩效的促进作用同时通过 了两类方程的显著性检验 , 而经济管理背景、行业专长以及政治关系与公司绩效并无相关性。全文 的内容安排如下 : 首先回顾董事会独立性与公司绩效的相关文献 , 对董事会独立性与公司绩效的关 系进行理论分析 , 并在此基础上提出研究假设 ; 其次对样本的选择进行描述 , 提出研究方法 ; 然后对 假设进行实证检验 , 并对结果做出解释 ; 最后是结论。 二、董事会独立 性和公司绩效的关系 : 理论分析与假设 ( 一 ) 独立董事比例、独立董事背景和公司绩效 董事会具有绩效后果 , 这一命题暗含的逻辑是董事有能力影响公司的治理、决策和战略 ,
5、 最终 影响到绩效。一系列直接的证据已经证明了董事会对战略决策的影响。那么 , 董事会如何影响公 * 王跃堂、赵子夜、魏晓雁 , 南京大学商学院会计系 , 邮政编码 : 210093, 电子信箱 : wangyt nju. edu. cn。本 文为国家自然 科学 基金项目 ( 项目批准号 : 70472047) 的阶段性成果 , 并得到上海财经大学会计与财务研究院的资助。作者感谢匿名审稿人的意见。 62 2006 年第 5 期 司绩效就是上述命题的自然逻辑延伸 ( Hillman 等 , 2001) 。 Johnson 等 ( 1996) 提出的分析表明 , 董事 会通过履行三种职能影响公司产
6、出 , 包括监督代理、资源依赖和战略角色 , 而引入独立董事则会改 变原董事会的履职效果。 首先 , 对于监督代理角色 , Fama 和 Jensen( 1983) 在一篇研究两权分离下委托代理问题的经典文 献中指出 , 独立外部董事被授权以选择、监督、考核、奖惩公司的管理层 , 通过减轻管理层和股东之 间的利益冲突来维护公司的效益。在声誉机制的辅助约束下 , 和公司没有关联的外部董事因其更 高的客观性更能有效地行使监督职能 , 从而降低现代公司制企业所面临的代理成本。其次 , 某些具 有相关背景的董事能够减少公司和外部发生的交易成本 , 比如 Anup 和 Knoeber( 1996) 分析
7、了具有 政治关系的外部董事的作用 : 通过他们 , 公司游说政策部 门获取相关利益的能力增强了。最后 , 如 Weisbach( 1988) 所述 , 外部董事能以丰富的商业经验 , 运用技术和市场知识 , 参与重要战略的构建 , 帮助公司管理层解决经营问题。 遵循上述逻辑 , 独立董事具有监督代理角色的客观优势 , 又能以非关联的方式带来资源支持和 战略建议 , 那么公司便有动机引入独立董事以改善董事会效率 , 提高财务成功的概率。然而 , 各国 资本市场的董事会并没有向更独立的方向单一式发展 , 这暗示引入独立董事是有成本的。比如 , 在 对组织成员的心理因素加以考虑后 , 乘员理论强调
8、, 如果 公司管理人员本身处于全员合作的状态之 下 , 董 事会 则 退居 于 辅助 决 策的 角色 , 并致 力 于保 证 公司 行 权的 连续 性 和战 略 的顺 利 实施 ( Donaldson and Davis, 1994) 。因此 , 新的独立监督方的进入会产生额外的董事行为差异 , 从而在需 要迅速决策时 , 使协调的时间更长。当董事会行权的连续性遭到破坏 , 独立董事的绩效后果就可能 是负面的。支持这一论断的分析框架有 Ford( 1988) 。他认为 , 混合了独立董事的董事会在战略、预 算、危机管理等方面比全部 由执行董事组成的董事会差。 ( 二 ) 中国制度背景下的分析框
9、架 我们的框架关注三个问题 , 一是独立董事比例绩效后果的正负性 , 二是比例和绩效的关系是否 受到其他制度因素的影响 , 三是独立董事背景是否具有绩效后果。中国证券交易监督委员会于 2001 年 8 月 21 日颁布了 关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见 ( 下文简称指导意见 ) 。 解读该指导意见 , 第一个值得注意之处是强调了独立董事的监督职能描述 , 表现出了对委托代理理 论的迎合。同时 , 中国公司的经营环境也具有适合乘员理论的特征。根据 Donaldson 和 Davis( 1994) 的研究 , 乘员效应产生的组织具有如下特点 , 集体主义强烈 ( 包括家族主义 ) 、薪酬
10、差异微弱和注重 人际关系等 , 这些环境特征和我国上市公司经营环境有相当高的匹配度。赵子夜 ( 2005) 探讨了中 国上市公司的治理对独立董事和内部董事相机依赖的可能性 , 在具有连续决策特性的公司组织中 强制引入独立董事具有很高的制度成本 , 因此 , 独立董事比例不必始终向更高的方向演变。基于上 述分析 , 本文预期如果独立董事比例与公司绩效之间的关系符合代理理论 , 则和公司绩效正相关。 如果两者的关系符合乘员理论 , 则因存在替代效应而和公司绩效负相关。 独立董事登陆中国资本市场 , 遭遇一股独大和内部人控制 , 其行权和履职是否会受到削弱 , 也 是值得思考的问题。指导意见强调了独
11、立董事要在公司决策的过程中预防或制止大股东损害中小 股东利益的职责。吴淑琨 ( 2002) 发现 , 我国上市公司非执行董事比例与国家股比例和第一大股东 持股比例负相关 , 与后九大股东持股比例和法人股比例具有较强的正相关关系。缺乏制衡的大股 东 , 其权力能够渗透到独立董事的需求、聘用和履职 , 因而独立董事降低公司代理成本的 能力 , 还取 决于其能否超越旧式治理结构难以保护中小投资者利益的刚性 , 也就是参与公司权力博弈的能力。 鉴于此 , 我们也在分析框架中纳入了公司的股权制衡特征 , 考察独立董事比例和绩效的关系是否会 受其影响。我们预期 , 大股东受到的制衡越低 , 独立董事履行监
12、督职能的难度越大 , 和公司绩效的 关系越弱。 63 王跃堂等 : 董事会的独立性是否影响公司绩效 ? 指导意见还对独立董事的背景提出了要求 , 明确要求上市公司至少要有两名 独立董事 , 其中必 须有一名会计专业人士。会计背景有助于独立董事监督公司的财务报告 , 其他背景也可能影响董 事会的行为方式和公司的产出。 Fama 和 Jensen( 1983) 提到由董事执业市场激发的声誉机制能够促 进独立董事的监督能力 , 因此 , 独立董事声誉越高 , 越能保持其独立性 , 从而具有较高的降低代理成 本的能力。而与 Johnson 等 ( 1996) 的分析类似 , 认为具有行业专长的独立董事
13、能够从专业的角度在 公司对战略和经营决策中发表意见 , 具有管理背景的独立董事则可能为公司提供低成本的融资 资 源和有价值的管理咨询服务。最后 , 在政府具备较强介入能力的情况下 , 利用这种能力为公司获得 资源也具有可行性和可操作性 , 因此具有政治关系的独立董事能够帮助公司获取利益 , 比如政府补 贴、政策支持和税收优惠等等。在本文的分析框架中 , 我们预期独立董事的社会声誉、行业专长、管 理背景和政治关系均有利于公司绩效。 ( 三 ) 董事会独立性的绩效后果 : 经验证据 不论假定独立董事比例外生还是内生 , 其绩效后果的证据都未统一。在独立董事比例外生假 设下 , 乘员理论和代理理论均
14、获得了微弱的支持。支持前者的如 Rosenstein 和 Wyatt( 1990) 的研究 , 他们发现外部董事比例和公司的市场价值显著正相关 , 这些董事起到了保护股东财富的作用。高 明华和马守莉 ( 2002) 通过对 2001 年 83 家已设立独立董事的上市公司的研究发现 , 独立董事比例 和净资产收益率以及每股收益仅有微弱的正相关关系 ( 回归估计系数为正但不显著 ) 。支持乘员理 论的研究如 Yermack ( 1996) , 发现独立董事比例的 提高有损于公司的市场价值。再如 Bhagat 和 Black( 1997) 对董事会构成和公司绩 效进行的源分析 , 他们发现在内部董事
15、比例、外部董事比例、董 事会规模和股权结构等解释变 量中 , 只 有内部董事比例 和公司未来的 绩效有一定的 正相关性。 Tian 和 Lau( 2001) 的研究将中国原国有企业及其附属机构委派的董事定义为内部董事 , 其余则为独 立董事 , 研究结果表明内部董事中关联董事多的公司 , 绩效更好。此外 , 还有一部分文献得出了自 愿设立的独立董事的比例和公司绩效不相关的结论 , 但他们并不认为独立董事可有可无 , 因为独立 董事对公司绩效的作用可能是滞后的 ( 胡勤勤、沈艺峰 , 2002; 于东智 , 2003) 。 将独立董事比例设定为内生 , 可以考察独立董事比例和公司绩效是否是联合决
16、定的。但由于 利用联立方程同时也存在 工具变量难以 寻找的问题 , 因而对于结 果的解释 要谨慎 ( Barnhart and Rosenstein, 1998) 。 Agrawal 和 Knoeber( 1996) 的研究表明 , 外部董事比例和公司的 Tobin Q 值在单一 方程中负相关 , 但在联立方程中这种相关性消失了。类似的结果还有 Firth 等 ( 2002) 的研究 , 他们 也发现董事会构成和公司 绩效的关系在联立方程中不显著。 Barnhart 和 Rosenstein( 1998) 用 Tobin Q 来衡量公司业绩 , 通过对 1990 年标准普尔 5000 家中的
17、3321 家公司的回归发现 , 有微弱的证据显示 独立外部董事比例和公司业绩之间存在一种曲线关系。 基于上述理论 , 本文就董事会独立性是否影响公司绩效的问题提出以下研究假设 : 如果独立董事比例与公司绩效之间的关系符合代理理论 , 代理成本的降低会促进公司绩效 , 反 之会因为乘员理论中存在的替代效应而损害公司绩效。 独立董事的社会声誉、行业专 长、管理背景以及政治关系都有助于促进公司绩效。 三 、样本数据与研究方法 ( 一 ) 样本选取和数据来源 由于独立董事制度自 2002 年才开始正式强制实施 , 本文选取 2002 年到 2004 年之间设立独立 董事的 A 股上市公司为研究对象。此
18、外 , 考虑到金融行业的上市公司数目较少且会计处理与其他 行业相比差别较大 , 本文对之予以剔除。在剔除了因独立董事背景、模型控制变量缺失的样本后 , 总共获得了有效观测值 3476 个。为消除极值的影响 , 对各变量在 1% 和 99% 的水平上进行极值调 64 2006 年第 5 期 整 ( Winsorize) 。我们对独立董事人数及其背景资料进行了手工搜集 , 其中独立董事背景信息主要 源自于 2004 年年报中披露的高级管理人员主要工作经历和新浪财经中披露的高级管理人员简历。 对于部分无法在这两处获得背景信息的独立董事 , 我们利用搜索引擎 BA IDU 通过 ! 独立董事 + 人
19、名 的关键字段进行信息搜寻 , 尽量获得相关信息。当样本观测值中至少有一名独立董事背景资料 缺失 , 我们便将之设定为无效样本 , 由于此原因删除了 90 个观测值。其余研究数据如公司财务绩 效和控制变量数据来源于深圳国泰安信息技术有限公司开发的中国股票上市公司数据库 ( 简称 CSMAR) 。 ( 二 ) 研究方法 ( 1) 独立董事比例外生假设下的单一方程 为考察董事会独立性对公司绩效的影响 , 我们根据中国制度背景下的分析框架设立模型 PER = f ( COMPO , REPUT , INDUS, POLIT , ECOMA, Control Variables) 进行检验。 其中 P
20、ER 为公司绩 效指标 , 本文选取经行业中位数调整的总资产收益率来计量 , 行业标准参 照证监会的 13 类行业分类标准。我们没有选取净资产收益率 , 因为该指标是重要的监管指标 , 易 受操纵 , 比如为避免亏损而出现的微利公司和为符合证监会的配股要求而产生的达线公司。此外 , 考虑到中国上市公司参与股票市场真正交易的流通股只占总股份的 40% 左右 , 因此以市净率和 Tobin Q 衡量公司绩效的存在。 COMPO 为独立董事占董事会成员的比例 , 该变量的回归系数如果 为正且显著 , 则为代理理论提供了证据 , 如果负且显著 , 则意味 着乘员理论更具解释力。 REPUT 为 独立董
21、事声誉变量 , 我们借鉴 Bushman 等 ( 2002) 的做法 , 用平均每名独立董事任职公司数来刻画。 INDUS 为行业专长变量 , 以中国证监会公布的行业分类索引来确定样本公司所属的行业 , 当独立董 事具有和行业相关的工作经历 ( 包括在该行业协会、学会任职 ) 或学历 , 则具有行业专长 , 当样本公 司的独立董事中至少有一名具有行业专长时 INDUS 取 1, 否则为 0。 POLIT 为政治关系变量 , 当公 司至少有一名独立董事曾经在党政部门 ( 包括市人大和政协 ) 、行业协会或政府直属的科研机构任 职时取 1, 否则为 0。 ECOMA 为管理背景变量 , 当公司至少
22、有一名独立董事具有银行、证券或者高 校商学院背景时取 1, 否则为 0。考虑到独立董事背景变量在设定时会受到公开信息不全面和人为 判断主观性的影响 , 对有争议的样本进行了讨论和咨询 , 以尽量保证变量设定的准确性。根据董事 会独立性和公司绩效的分析框架和研究假设 , 我们预期 , 独立董事背景变量和公司绩效正相关。 我们尽可能控制了其它已被证明能够影响公司绩效的因素 , 以使独立董事比例和背景变量的 检验系数反映了 董事会独立性和公司绩效的关系 , 否则 , 检验出的关系可能是由董事会独立性以外 的其它因素所引起的。公司内部治理结构方面 , SDIR 和 SSUP 分别为董事会规模和监事会规
23、模 , 随 着董事人数的增加 , 董事会集体判断的能力增强 , 但董事之间的摩擦成本也会增大。相关的结论还 未统一 , 于东智 ( 2001) 以中国资本市场 1996 年 12 月 31 日前上市的 366 家公司为研究样本发现 , 董 事会规模和行业调整的净资产收益率并不存在稳定的线性关系。相反 , 孙永祥 ( 2001) 的研究则表 明董事会规模和 总资产回报率负相关。 CEO 为虚拟变量 , 当董事长兼任总经理取 1, 否则为 0。两 职分设能否提高中国上市公司董事会的监督能力 , 一些证据表明 , 这种关系并不如理论预期的那么 明显 ( 吴淑琨和席酉民 , 2000; 于东智和谷立日
24、 , 2002) 。管理层激励方面 , INDPAY 为独立董事人均 津贴 , AVPAY 为其他高级管理人员人均薪酬 , 均以万元计 , MSHARE 为高管人员持股比例。有关中 国资本市场的管理层激励 , 魏刚 ( 2000) 发现上市公司高管人员的货币收入和持股比例均较低 , 不论 是薪酬或 是持股比例均不和公司绩效存在线性关系。张宗益和宋增基 ( 2002) 利用 1997 年 12 月 31 日以前上市的样本公司在 1998 年和 1999 年的数据研究发现 , 经营者年薪对公司净资产收益率有 正向促进作用 , 但管理层持股和公司绩效不相关。我们还控制了股权结构因素 , 其中 HER
25、5 为公司 前五大股东持股比例的平方和 , 刻画公司的股权集中度。于东智 ( 2001) 认为 , 中国上市公司国有股 65 王跃堂等 : 董事会的独立性是否影响公司绩效 ? 的 ! 股权过度集中 与中小股东的 ! 股权过度分散 并存 , 只有适度的股权集中才有利于公司绩效的 提高 , 其实证结果显示股权集中度与公司绩效相关系数为正 , 但不显著。吴淑琨 ( 2002) 发现公司总 资产收益率和股权集中度呈倒 U 型关系 , 支持了股权适度集中的假说。股权结构的另一个重要指 标为控股类型 , 我们采用上市公司第一大股东的最终控股股东类别 TYPE 作为上市公司最终控制 人的替代指标 , 当第一
26、大股东由政府或者国有企业控制时 TYPE 取 1, 否则为 0。刘芍佳 等 ( 2003) 利 用终极产权论对中国上市公司的控股主体进行分类 , 发现国家直接或者间接控制了 84% 的上市公 司 , 并且在国家掌控的上市公司中 , 代理效率损失最低的控制模式为国家间接控股、同行同专业的 公司控股和整体上市。 最后 , 我们控制了公司规模 SIZE、资产负债率 DE 和上市年限 YEAR 这三个公司治理研究常用 的变量。对于公司规模 , 一些研究揭示规模代表获取资源和实现投资机会的能力 , 也反映了过去绩 效的累积 , 因而和公司本期绩效正相关 ( 吴淑琨 , 2002; 张宗益和宋增基 , 2
27、002) 。对于资产负债率 , 按照孙永祥 ( 2001) 的论述 , 债权融资具有特殊的治理效应 , 它可能使管理层投资于高风险高收益的 项目 , 也可能导致控制权争夺和杠杆收购等增大代理成本的行为 , 从而中国的债务融资具有负治理 效应 , 现有的证据大多支持这一结论 ( 于东智 , 2001) 。我们设置上市公司年限变量是考虑到中国上 市公司在上市前粉饰利 润 , 从而可能对后 续年度业绩造成 持续的不利影 响的特殊性 ( Firth 等 , 2002) 。 ( 2) 独立董事比例内生假设下的联立方程 Barnhart 和 Rosenstein( 1998) 指出在独立董事比例由已知的一
28、些因素决定时 , 普通最小二乘法 的估计结果可能是有偏的。同样 , 在中国市场运用单一方程考察独立董事比例和公司绩效的关系 也可能存在内生性问题 , 鉴于此 , 我们借鉴 Firth 等 ( 2002) 的研究框架 , 利用两阶段最小二乘法进行 检验并且给出对照结果。联立方程设立如下 , PER = f( COMPO, REPUT, INDUS, POLIT, ECOMA , Control Variables) COMPO = f( PER, Determinants of COMPO) 第一 个方 程和 单一 方程形 式上 是一 致的。我们 借鉴 Barnhart 和 Rosenstein
29、 ( 1998) 、 Firth 等 ( 2002) 有关公司治理的联立方程框架 , 第二个方程设定独立董事比例的决定因素有公司绩效 PER 、 控股类型 TYPE、高管持股比例 MSHARE、公司规模 SIZE 和资产负债率 DE, 变量定义同前。此外 , 新 增工具变量为 NOPAY, 即聘请独立董事前董事会中不在本公司领薪的董事比例 , 不领薪的董事一 般由政府部门或者控股股 东任命 , 和 公司经营接触较 少 , 本身就 具有外部性 的特点 ( Firth et al, 2002) 。当公司聘请独立董事前就有较多的该类董事 , 其对独立董事的需求也会显著低于其他公 司。 CIRCU 为
30、流通股比例 , 流通股大多由中小股东和机构投资者持有 , 该比例高的公司对董事会独 立性有更强的要求 , 也相对有能力提名更多的独立董事。联立方程下 , 我们假设独立董事比例和公 司绩效是被联合决定的 , 两者不仅相互影响 , 而且前者更可能表现为其他代理机制的均衡 ( Barnhart and Rosenstein, 1998) 。如果在检验结果中第一个方程的 COMPO 变量的系数是正且显著 , 则表明在 内生性假设下 , 独立董事比例提高有助于促进公司绩效。 四、实证检验 ( 一 ) 董事会独立性的描述 我们分别列示了样本公司在 2002 年到 2004 年独立董事比例和背景信息 ( 表
31、 1) 。 2002 年证监会开始在上市公司中强制实施独立董事制度 , 并且规定 2003 年独立董事在董事会 所占的比例要达到三分之一。从表 1 Panel A 中可以看出 2003 年有近 3 4 的样本公司的独立董事 比例达到了这一要 求 , 并且有约 1 4 的公司超过了这一比例 , 另外 1 4 则未达标。 2004 年达标的公 66 表 1 董事会的独立性 Panel A: 独立董事的比例 2006 年第 5 期 独立董事占 董事会人数比例 0 # 10% 11 # 20% 21 # 30% 31 # 40% 41 # 50% 51% 以上 恰为 1 3 超过 1 3 合计 02
32、年公司 数 7 323 496 211 13 4 151 59 1054 02 年比例 ( % ) 0 66 30 65 47 06 20 02 1 23 0 38 14 33 5 60 100 03 年公司 数 5 50 190 836 69 6 567 281 1156 03 年比例 ( % ) 0 43 4 33 16 44 72 32 5 97 0 52 49 05 24 31 100 04 年公司 数 2 22 150 973 112 7 669 380 1266 04 年比例 ( % ) 0 16 1 74 11 85 76 86 8 85 0 55 52 84 30 02 100
33、 Panel B: 独立董事的社会声誉 社会声誉 1 1# 2 2# 3 3# 4 4 以上 合计 02 年 公司数 492 391 133 33 5 1054 比例 ( % ) 46 68 37 10 12 62 3 13 0 47 100 03 年公司数 366 580 181 25 4 1156 比例 ( % ) 31 66 50 17 15 66 2 16 0 35 100 04 年公司 371 657 210 25 3 1266 比例 ( %) 29 30 51 90 16 59 1 97 0 24 100 Panel C: 独立董事的行业专长 、 政治关系和管理背景 人数 0 1
34、2 3 4 合计 行业专长公司数 2026 1055 326 56 13 3476 比例 ( % ) 58 29 30 35 9 38 1 61 0 37 100 政治关系公司数 2069 1098 260 41 8 3476 比例 ( % ) 59 52 31 59 7 48 1 18 0 23 100 管理背 景公司数 1401 1287 577 182 29 3476 比例 ( % ) 40 30 37 03 16 60 5 24 0 83 100 司尽管上升至 82 86% , 但仍有 17 14% 的样本公司未达标。此外 , 我们假设部分公司独立董事比 例未达 1 3, 再引入一名独
35、立董事则超过 1 3, 只是考虑到增加董事会规模的成本而暂时未引入 , 我 们统计出 2003 年和 2004 年分别有 106 家和 87 家这样 ! 迟疑 的样本公司。如果将这些公司也视作 达标 , 那么 2003 年和 2004 年独立董事比例未达 1 3 的样本公司比例降为 17 47% 和 10 26% , 这说 明有少数公司对独立董事制度尚缺乏充分的认识 , 独立董事制度执行的并不到位。 表 1 Panel B 显示 , 从 2002 年到 2004 年 , 声誉为 1 的公司比例逐年下降 , 超过 1 和超过 2 的公司 比例均逐年上升 , 这暗示独立董事的聘用市场对声誉高的独立
36、董事具有选择性。最后 , 从给出了独 立董事其他背景信息的 Panel C 可以看出 , 聘请具有 行业专长和政 治关系的公司比 例均超过了 40% , 但上市公司似乎更偏好拥有管 理背景的独立董事 , 有 60% 的样本公司选择了至少一名拥有 67 王跃堂等 : 董事会的独立性是否影响公司绩效 ? 银行、证券投资或者商学院背景的独立董事 , 甚至有 6% 的样本公司聘请了 3 名以上拥有管理背景 的独立董事。 ( 二 ) 相关性分析 在进行相关性分析之前 , 我们首先考察研究样本的特征变量。 表 2 特征变量的描述性统计 变量名 PER COMPO REPUT INDUS POLIT ECO
37、MA SDIR SSUP CEO INDPAY AVPAY MSHARE TYPE HER5 DE YEAR SIZE NOPAY CIRCU 样本容量 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 3476 均值 - 0 012 0 307 1 593 0 417 0 405 0 596 9 888 4 270 0 098 2 872 9 652 0 007 0 673 0 233 0 499 5 659 21 128 0 316 0 396 标准差 0 08
38、2 0 073 0 659 0 493 0 491 0 491 2 213 1 389 0 298 2 064 7 586 0 052 0 468 0 146 0 246 3 116 0 947 0 229 0 116 中位数 - 0 001 0 333 1 5 0 0 1 9 4 0 3 7 494 0 1 0 199 0 485 6 21 058 0 3333 0 378 最小值 - 0 513 0 1 0 0 0 5 3 0 0 0 610 0 0 0 001 0 081 0 17 061 0 0 150 最大值 0 119 0 500 5 5 1 1 1 17 9 1 22 41 91
39、3 0 748 1 0 723 1 881 14 26 855 0 941 0 767 注 : PER: 经行业中位数调整的总资产净利润率 ( 总资产为年初年末的算术平均数 ) ; COMPO: 独立董事人数 占董事会人数 的比 例 ; REPUT: 样本公司独立董事声誉 , 以独立董事人均任职公司数刻画 ; INDUS: 独立董事中至少有一名具有行业专长时 取 1, 否 则为 0; POLIT: 独立董事中至少有一名具有政治关系背景时取 1, 否则为 0; ECOMA: 独立董事中至少有一 名具 有经济管理背 景时取 1, 否 则为 0; SDIR: 董事会人数 , 含独立董事 ; SSUP
40、: 监事会人数 ; CEO: 虚拟变量 , 当董事长兼任 总经理取 1, 否则 为 0; INDPAY: 独立董 事 人均津贴 , 万元计 ; AVPAY: 除独立董事外其他高管 人员年度平均薪酬 , 以万元计 ; MSHARE: 高管人员年 末持股比例之和 ; TYPE: 上 市公司第一大股东性质 , 当为国有 股控股 取 1, 非国 有时取 0; HER5: 上 市公司 前五大 股东持 股比 例的 平方 和 ; DE: 资产 负债 率 ; YEAR: 上市年限 ; SIZE: 公司总资产取自然对数 ; NOPAY: 未聘请独 立董事时 董事会中 不在本公 司领薪的 董事比例 ; CIRCU
41、: 流通 股 比例。 从表 2 可以看出 , 我国上市公司董事会中独立董事所占比例平均达 30% , 标准差超过 0 07, 占 均值的 1 4, 也就是各公司董事会的构成仍然有不小的差异。聘请行业专长和政治关系背景的独立 董事的公司未达半数 , 但上市公司青睐具有管理背景的独立董事 , 该变量均值接近 0 6。独立董事 的人均薪酬小于 3 万 , 相对于其 他高管人员的平均薪酬 10 万显得较低 , 但独立董事薪酬的标准差 接近均值。此外 , 我国上市公司不仅股权较为集中 , HER 5 的均值接近 0 25, 并且第一大股东有近 70% 为国有股 , 加上高管持股平均比例不足 1% , 凸
42、现了转轨经济资本市场股权结构的特殊性。 表 3 列示了独立性特征变量与公司绩效之间的相关性分析结果。 68 表 3 相关性分析 2006 年第 5 期 PER COMPO REPUT INDUS POLIT ECOMA ( 0 00) PER 0 07 ( 0 00) 0 07 ( 0 00) 0 07 ( 0 00) 0 09 ( 0 00) 0 07 ( 0 00) COMPO 0 06 ( 0 01) 0 07 ( 0 00) 0 13 ( 0 00) 0 12 ( 0 00) 0 12 ( 0 00) REPUT 0 06 ( 0 00) 0 02 ( 0 34) 0 02 ( 0 3
43、4) 0 04 ( 0 01) 0 09 ( 0 97) INDUS 0 09 ( 0 00) 0 12 ( 0 00) - 0 02 ( 0 36) 0 13 ( 0 00) 0 00 ( 0 00) POLIT 0 05 ( 0 00) 0 12 ( 0 00) 0 02 ( 0 19) 0 13 ( 0 00) 0 05 ECOMA 0 08 ( 0 00) 0 12 ( 0 00) 0 08 ( 0 00) 0 00 ( 0 97) 0 05 ( 0 00) 注 : 表的上半部分为 Pearson 检验结果 , 下半部分为 Spearman 检验结果。有关变量的定义同表 2。 从表 3
44、 可以看出 , 无论是 Pearson 还是 Spearman 相关性检验 , 经行业调整后的总资产收益率和 独立董事比例以及各背景变量显著正相关。这表明在不控制其他影响绩效的因素时 , 公司绩效和 董事会独立性特征变量两两正相关 , 初步印证了独立董事制度可能具有正的净制度收益。 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 13) , 这意味着本文用于描述公司独 立董事背景的特征变量重叠性较低 , 也就是同时拥有两种以上不同背景的独立董事的现象并不普 遍。 ( 三 ) 回归分析 表 4 列示了普通最小二乘法和两阶段最小二乘法下董事会独立性和公司绩效的关系。 从
45、普通最小二乘法的检验结果可以看出 , 假设独立董事比例外生 , 并且控制了其他影响绩效的 因素之后 , 独立董事比例、社会声誉和管理背景对公司绩效有显著的促进作用。这符合独立董事降 低代理成本 , 改善公司绩效的 代理理论逻辑。独立董事的比例和声誉具有正向的绩效后果 , 暗示独 立董事的监督职能有利于中国上市公司的财务成功。但独立董事的行业专长和政治关系并未如预 期的那样能改善公司绩效。此外 , 我们还发现 , 独立董事薪酬也并未显示出激励效应。其他控制变 量的检验结果如下 , 高管人员的薪酬水平、高管持股比例、股权集中度以及公司规模对公司绩效有 显著的正面影响 , 负债率对公司当期绩效有显著
46、的负面影响。 从表 4 两阶段最小二乘法的检验结果可以看出 , 董事会构成和公司绩效是被联合决定的。从 表 4 的最后一栏可以看出 , 绩效 越高的公司越愿意聘请独立董事 , 这暗示在强制执行独立董事的制 度背景下 , 独立董事比例可能具有传递公司治理结构的效率和价值信号的作用。检验结果还显示 , 聘请独立董事前不在公司领薪的董事比例越高 , 董事会外部性越高 , 从而对独立董事的需求越低。 国有股控股的公司聘请了更少的独立董事 , 暗示了这类公司由于存在代理人缺位的问题 , 对董事会 内部监督的需求不强。流通股比例的估计系数为正 , 符合预期 , 但未通过显著性检验。我们关注的 独立董事比例
47、在控制了内生性问题后对公司绩效影响的估计系数仍然为正 , 并且统计显著 ( 只不过 p 值略升到 0 02) , 独立董事声誉对公司绩效仍然有显著的促进作用 , 这使得代理理论在独立董事 比例内生的假设下也得到了印证。不过我们发现在单一方程中显著的管理背景在联立方程下显著 性消失 , 这表明独立董事的经管背景对公司绩效的促进作用较弱。至于独立董事的行业专长和政 治关系与单一方程的检验结果一样 , 仍不显著。其余控制变量除董事会规模由正但不显著变为正 且显著外 , 和单一方程的检验结果一致。 69 王跃堂等 : 董事会的独立性是否影响公司绩效 ? 表 4 董事会独立性与公司绩效的关系检验 截距 变量 符号预测 ? 最小 二乘法检验 PER - 0 2641( 0 00) 两阶段最小二乘法检验 PER COMPO - 0 3791( 0 00) 0 3526( 0 00) COMPO REPUT INDUS POLIT ECOMA SDIR SSUP CEO INDPAY AVPAY MSHARE TYPE HER5 DE YEAR SIZE DUM03 DUM04 NOPAY CIRCU PER N Adj R F 值 ? + + + + ? + ? + +