《我国上市公司独立董事制度与公司绩效的实证分析—以浙江省为例.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《我国上市公司独立董事制度与公司绩效的实证分析—以浙江省为例.docx（29页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、编号：时间：2021年x月x日书山有路勤为径，学海无涯苦作舟页码：第29页 共29页我国上市公司独立董事制度与公司绩效的实证分析* 本文为浙江省2003年度哲学社会科学规划重点课题浙江上市公司独立董事制度研究（批准号：Z03YJ18）阶段性研究成果。课题负责人：孙敬水；课题组成员：邵锡秋、姜波、陈利萍、周春喜、侯怀霞、朱慧。本研究得到中国证监会杭州特派员办事处、宁波特派员办事处的大力支持，浙江工商大学经济学院硕士研究生殷保庆、朱简、孙金秀、曹彦芹等参与调研和资料收集、整理工作，在此一并表示感谢。以浙江省为例孙敬水（浙江工商大学经济学院， 浙江杭州 310015）内容提要：在上市公司中实施独立董
2、事制度作为完善我国公司治理结构的一项重要举措，有着深刻的理论与现实意义。本文以浙江省为例，对我国上市公司独立董事比例、独立董事薪酬与公司绩效之间的关系，独立董事比例与公司股权结构、与两职状态之间的关系等方面进行了实证研究。研究结果表明，独立董事比例与第一大股东持股比例呈现明显的负相关关系；两职状态并不是影响公司绩效的重要因素；公司绩效与独立董事比例存在较弱的正相关关系，公司绩效与独立董事薪酬存在较弱的倒U型的二次曲线关系，尽管没有表现出足够的显著性，但本文对我国上市公司引入独立董事制度还是提供了经验支持，为完善独立董事制度提供了必要的参考依据与建议。关键词：上市公司；独立董事；公司绩效；薪酬中
3、图分类号：F276.6作者简介：孙敬水，男，1958年生，安徽蚌埠人，浙江工商大学经济学院教授，博士研究生导师。主要研究方向：公司经济，计量经济。一、文献综述独立董事制度与公司绩效的关系，是一个看似简单实际复杂的问题。独立董事制度产生的本意，是完善公司治理结构，弱化内部人控制，保护中小股东利益，提高公司绩效。逻辑推理似乎也是这个结论，但实际结果如何，国内外学者做过许多实证研究，却一直未能得出一个公认的结论。(一)独立董事制度与公司绩效正相关Jensen和Meckling(1976)说明了随着公司股份的分散，公司价值下降，导致代理成本是必然的。而通过引入监督，能够减少公司价值的下降，也即能够增加
4、股东的权益。Fama和Jensen(1983)指出，独立董事的介入，会降低公司管理层和董事合谋的可能性，董事会的活力会得到加强。独立董事在这个过程中，其作用是刺激和监督公司管理者之间的竞争，作为专职的调停人和监督人，从而有效的降低管理者对剩余要求人权益的侵害。Baysinger和Butler(1985)的研究结果表明，独立董事在董事会中的构成比例和公司业绩之间呈正相关关系。Weisbach(1988)研究发现，以总经理为首的高管人员的升迁与公司业绩的相关性在外部董事较多的公司要相对强得多，其原因是外部董事多的董事会独立性比内部董事控制的董事会要强。Rosenstein和Wyatt(1990)的
5、研究同样表明，独立董事在董事会中的比例和公司的市场价值之间呈现显著的正相关关系。William和Brown(1996)认为，独立董事往往是某一领域的专家，甚至一些独立董事本身就是其他公司的CEO、或者是高级管理人员，有着许多宝贵的管理经验，他们能为当前公司能够提供许多有益的建议和咨询，改善公司的经营管理。Lee，Rosenstein和Wyatt(1999)指出，来自投资银行、商业银行、保险公司的独立董事在提供金融财务方面的咨询和建议上对上市公司特别有益，这些独立董事甚至还能够利用他们在金融界的各种社会资本为公司提供金融服务。由此看来独立董事至少能够在两个方面，即通过监督和提供专业性的建议及咨询
6、改善公司的经营管理，提高股东的权益。反应在财务上，就是公司利润的增长；反应市场上就是公司股价的上涨。Rosenstein和Wyatt(1999)对1981年到1985年间的146个样本做了统计分析，发现独立董事和公司的股票价格是显著正相关的，所有这些公司的股票在统计分析的时间段内都出现了高于平均水平的回报。Friday和Sirmans(1998)通过研究独立董事和REIT(Real estate investment trust- REIT，即为实物资产信托投资)的股东财富之间的关系，发现当公司独立董事在董事会中的比例增加时，REIT的股东财富是增加的，这种情况在独立董事的比例达到50左右最为
7、显著。(二)独立董事制度与公司绩效负相关Ford(1988)研究表明, 由执行董事和独立董事组成的混合董事会在战略、预算、危机管理等方面比全部由执行董事组成的董事会差。Hernalin和Weibach(1991)的研究研究表明，没有发现独立董事比例和公司经营业绩之间有什么显著的相关关系。Daily和Dalton(1993)所做的一项研究发现，那些绩效高的公司恰恰是独立性依赖较少的公司。之后，经济学家又不断地研究发现，独立董事比例高的公司，其业绩反而更差。例如，Agrawal和Knoeber(1996)的研究发现，外部董事制度与反映公司绩效的托宾Q具有负相关关系。David(1996)的研究结果
8、表明，独立董事比例和托宾Q之间呈反向关系。 独立董事制度与公司绩效不相关Fosberg(1989)的实证研究表明董事会中独立董事的比例和公司的资产回报率没有相关关系，独立董事的比例和公司的管理绩效没有关系。Laura Lin(1996)利用有关的公开资料对董事会构成与公司绩效的关系进行了比较，结果表明独立董事的比例与公司整体业绩之间没有相关关系，因而不能说明独立董事能提升公司业绩，改善治理水平。Bhagat和Black(1999)用参数托宾Q代表公司价值的增加，检验参数托宾Q和公司独立董事在董事会中比例之间的关系，但是也没有发现这两者之间存在相关关系。在公司股权结构方面，中国与西方国家有很大不
9、同，中国的制度环境和文化背景也与英美国家有很大的差异。对于中国来说，独立董事制度是一项完全陌生的制度，引入独立董事制度意味着重构中国公司治理结构。目前我国理论界对独立董事制度是否适用于中国上市公司还存在分岐，特别是对独立董事制度与公司绩效之间的关系研究，国内学者得出的结论也各不相同。吴淑琨、刘忠明、范建强（2001）的研究结果表明，独立董事在董事会中的比例与公司绩效之间呈正相关关系，同时还提示出独立董事比例与两职状态表现出较好的一致性。高明华、马守莉（2002）的研究表明，独立董事比例与净资产收益率和每股收益只有非常弱的正相关关系，因而不支持我国独立董事制度与公司绩效存在显著正相关关系。胡勤勤
10、、沈艺峰（2002）发现上市公司的经营业绩与独立董事之间存在不显著的相关关系，上市公司的经营业绩很大程度上不受独立董事的影响，独立董事在一定范围内有助于改善上市公司的经营业绩。于东智（2003）的研究结果表明，独立董事与公司绩效两者不具相关性。而邵少敏，吴沧澜，林伟（2004）的研究表明，独立董事有助于公司治理结构的改善，但是控股股东持有过高的股权比例是制约独立董事发挥作用的重要因素。他们支持在公司治理结构中引入独立董事制度。本文以浙江上市公司为例，对独立董事制度与公司绩效关系所进行的实证研究，有助于揭示独立董事比例、独立董事薪酬与公司绩效之间的关系，有助于揭示独立董事比例与公司股权结构、与两
11、职状态之间的关系。同时本文的研究也有助于澄清理论界的争论，为完善我国上市公司独立董事制度提供必要的参考依据与建议。二、理论假设(一)独立董事比例与公司绩效的相关性关于独立董事的作用，尽管理论界存在着激烈的争论，但在英美等西方发达国家的实践中，独立董事制度作为公司治理的重要组成部分，发挥着越来越大的作用。这里存在着一个无须讲明的前提，即英美国家的市场是相对完善的。而我国目前还具有这种条件，一方面是市场机制对公司的监控相对比较薄弱；另方面是中国上市公司的股权结构不尽合理。以浙江省为例，2002年浙江上市公司非流通股比例均值为62.5%。而且股权相对集中，第一大股东、前五位大股东和前十大股东持股比例
12、均值分别为37.4%、55.5%和59.6%，因此，从这两方面来看，由于市场机制的缺乏，决定了Fama(1983)所认为的内部经理竞争的机制的作用就是有限的。因此，对于上市公司来说，其法人股东以及其他的大股东在市场（包括资本市场和经理市场）难以监控企业的情况下，选择自己的代理人直接进入董事会就是必然的，而这些代理人往往都是独立董事。从这一点讲，引入独立董事实施对经营的监控就会起到积极的作用。最近几年随着证券市场的发展，以及各类公司治理问题的凸现，独立董事制度作为一种治理机制开始得到我国社会各界的关注，学界开始大范围地讨论其理论架构，上市公司也在建立独立董事制度方面进行了一些有益的探索，证监会于
13、2001年开始在上市公司和基金公司内部大力推行和完善独立董事制度。为了验证独立董事是否具有人们所期待的功效，我们提出如下假设： 假设1.1：独立董事的比例与公司绩效正相关。独立董事有效发挥作用的前提条件之一，是独立董事在董事会中应占有一定比例，因为独立董事比例太低，会影响独立董事发挥监督功能；同时注意到独立董事和执行董事都是构成董事会的重要成员，在董事会中的作用和角色虽有差别，但又是互补的，独立董事比例过高，又会因为其本身的信息不对称问题和专业知识的限制，影响董事会决策的效果。因此，片面强调一方的作用都将导致董事会效率的降低和决策失误。因此，有以下假设： 假设1.2：独立董事比例与公司绩效之间
14、存在着倒U型的二次曲线关系，即在一定范围内独立董事比例越高，公司绩效越好，超出一定范围后，独立董事比例越高，公司绩效越差。(二)独立董事薪酬与公司绩效的相关性独立董事制度是公司治理的一项重要举措，独立性是它的核心和灵魂，恰当的激励和约束机制是确保独立董事独立性的重要因素。如何激励独立董事，一直是独立董事制度的一大难题，在理论界和企业界也一直有争议。独立董事参加董事会的决策过程，是自己人力资本的运用过程，要让他们充分有效地利用自己的人力资本，必须建立起相应的激励机制。从理论上来看，独立董事也是现实的“经济人”，而且正因为独立董事一般都是在某一领域内有一定成就或影响的专家，他们的时间价值就比较高。
15、因此，如果不给予独立董事一定的薪酬或薪酬太低，由于机会成本的存在，独立董事对于投入大量时间、精力为公司出谋划策的动力和参加董事会履行其职责的积极性将大大降低。只有具有吸引力的薪酬，才能吸引一流的人才担任独立董事。因此，我们有：假设2.1：独立董事薪酬与公司绩效正相关。没有利益刺激显然不行，给予独立董事与其付出劳动相对应的报酬作为对其努力工作的补偿确属必要。但过高的独立董事报酬可能会使独立董事对失去其职位患得患失，规避风险，从而影响其工作的独立性。因此，没有利益不行，利益太少以致于不足以补偿独立董事付出的劳动也不行，利益太多以致独立董事对收入产生依赖同样不行。因此，“度”的把握非常重要。在激励机
16、制上，薪酬是最主要的手段。因此，我们有：假设2.2：独立董事薪酬与公司绩效之间存在着倒U型的二次曲线关系。即在一定范围内独立董事薪酬越高，公司绩效越好，超出一定范围后，独立董事薪酬越高，公司绩效越差。(三)独立董事比例与公司股权结构的相关性公司作为各种相关利益主体的契约联结点，从法律意义上讲其董事会成员的选择主要依赖于股东及其股权结构。公司的股权结构表明了股东对于公司高级管理人员的权力控制程度。我国上市公司股权结构比较复杂，且相当比例的国有股股份不能上市流通，资本市场尚未成熟和完善，小股东还不足以起到对公司的监管作用。从其身份上看，国有股的积极作用又不同于一般的大股东。国有股代表国家利益，被寄
17、予的目标是实现资产的保值增值，可是由于产权主体虚置，削弱了国有股代表作为大股东代表的动力，虽然国有股往往占有最大的股东地位，但是却可能不具备足够的监管积极性，有时还成为政府干预企业的途径。法人股东显然比纯粹的国有股产权主体更清晰，并且有自己明确的投资目标，而且法人股出于自身利益的考虑，有足够的动力要求董事会保持相对的独立性，甚至会选派自己的代理人直接进入董事会。相比股份分散的公司，我国上市公司大股东的存在，特别是法人股东的存在，可以发挥有效的监管作用，对公司价值有积极的作用。因此，我们有：假设3.1：独立董事比例与法人股比例正相关。由于大股东有动力来监督、激励经营者，或者可直接派出代表担任董事
18、长或总经理，使得经营者的利益与股东利益趋于一致。但这种类型的公司，在公司购并和经理更换方面不利于形成竞争机制。而股权很分散的公司，虽然有利于形成收购兼并机制，但在经营激励和监督、经理更换方面都不太有利。因此，股权过于集中和过于分散，总的来看都会影响公司治理机制的运行效率，相对较优的是股权有一定集中度，但没有绝对控股股东，有相对控股股东和其他大股东存在的股权结构。因此，我们又有如下假设：假设3.2：公司绩效与股权集中度呈曲线相关，即随着股权集中度的增加，公司绩效先增加，后减少，在某中间状态公司绩效达到最优。(四)独立董事比例与公司两职状态的相关性 董事会的独立性不仅表现在独立董事的比例，而且还应
19、考虑董事长与总经理的两职状态。董事长与总经理两职分离或合一问题，对董事会作用发挥，以及董事会与经营班子之间形成何种关系方面具有重要影响。根据经典管理理论，无论是董事长总经理，均是公司的忠实管家。作为公正与诚实的经营者，他们都按照股东的利益行事，因而两职理应合一，以减少双方协调引起的低效率和纠纷。而按照代理理论，公司是通过委托人与代理人之间的一组合约而联结起来的。理论上往往假定股东是委托人，总经理是代理人。而董事长则可能既是委托人，又是代理人，因为他往往自己本身是公司的股东，同时又代表全体股东行使董事长的权力。代理理论提倡董事长与总经理两职分离，因为作为代理人的总经理并不总是从股东的利益出发行事
20、，相反，他往往从自身的利益出发从事经营活动。他主要并不是考虑如何使公司价值最大化，而是考虑如何使自己的职位不断稳固、收入不断增加、权力不断扩大等等。因此需要单独另设董事长来监督。如果董事长与总经理合一，则无疑存在着自己监督自己的机制缺陷。目前，在国内对治理问题的众多规范论述中，董事长与总经理的两职兼任往往被认为是阻碍公司绩效提高的一个重要因素，证监会也把总经理与董事长由不同的人员任职作为完善公司治理结构的一个重要措施。董事长与总经理两职分离，可以在很大程度上提高董事会的独立性。董事长与总经理两职合一意味着董事会的独立性被削弱，导致董事会对经理层的监控效果减弱，因而治理绩效降低。而两职分离则会加
21、强董事会的监控独立性。那么，两职合一与分设对独立董事的比例是否存在显著性差异以及对公司治理效率的影响是否如学者们与监管层所呼吁的那样呢？我们提出如下假设来检验这一观点的客观性：假设4：不同的两职状态下独立董事的比例存在显著性差异。两职兼任会阻碍公司绩效的提高，两职分设有助于公司绩效的提高。三、研究方法(一)样本数据本文的研究对象是2003年6月30日之前在深市、沪市上市发行股票的浙江省63家上市公司，样本数据来自这些上市公司2002年年度报告和2003年中期报告，因其中5家为新上市公司，没有2002年年报资料，故本文最后选取了58家符合条件的上市公司。研究所用数据来源于中国证券监督管理委员会网
22、站(二)变量定义对于假设3和假设4，被解释变量为独立董事比例（用ID表示，即ID=独立董事人数/董事会成员总数），解释变量为法人持股比例PL、两职状态变量D。对于假设1和假设2，被解释变量、解释变量以及控制变量作如下定义。1被解释变量。公司绩效体现为公司价值的增加，因此，本文选择公司价值作为代表公司绩效的被解释变量。公司价值仍然沿用了大多数人所认可的绩效评价方式，即分别采用以下几个指标来衡量：每股收益，用EPS表示，即EPS=净利润/总股本；总资产收益率，用ROA表示，即ROA=净利润/总资产；净资产收益率，用ROE表示，即ROE=净利润/年末股东权益。净资产收益率更多地是反映公司当前状况下的
23、公司价值，适宜于进行公司间的横向对比。托宾Q，用TQ表示，用来衡量公司纵向的价值成长能力。即TQ=公司资产的市场价值/公司资产重置成本。其中，公司资产的市场价值根据上市公司股票市场价值和债券的市场价值加总计算，公司资产重置成本则用公司总资产代替。2解释变量。假设1和假设2的解释变量包括：独立董事比例（ID）。独立董事薪酬，用AS表示，本文指以年报公布的固定数额报酬为准。一般而言，我国独立董事每年从公司领取一定固定数额报酬津贴。此外，独立董事每参加一次董事会会议，还会领取一定数额的会议补贴，来回差旅、食宿费用全额报销。股权集中度，分别用国家股比例PS、法人持股比例PL、普通(流通)股比例PT、第
24、一大股东持股比例、前五位大股东持股比例、前十位大股东持股比例表示。两职状态变量，用D表示，这是一个虚拟变量，当总经理和董事长两职完全合一或两职部分合一时取值为1，当总经理和董事长两职完全分离时取值为0。3控制变量。无论是以每股收益、总资产收益率和净资产收益率，还是以托宾Q来衡量的公司业绩指标都可能同时受到许多其他因素的共同作用，例如Fama和French指出，除市场指数外，公司股票价格收益率实际上还受公司规模及公司权益账面价值与市场价值之比的影响；而Morek、Shleifer和Vishny则认为影响托宾Q的其他因素包括负债比例、公司规模及公司所处行业。为了尽可能控制这些因素的影响，也为了增加
25、回归方程与样本观测值拟合的优度，综合考虑行业效应和产品市场竞争对公司绩效的影响，我们分别在检验模型里加入以下几个控制变量：公司规模，用年销售收入自然对数（lnSALE）和总资产自然对数（lnASSET）表示；公司权益市场价值与账面价值之比(P/E)，用市盈率表示；财务杠杆，用公司总负债与总资产比率(D/A)代表；公司成长机会，用净利润增长率（GROW）代表。各种变量的名称、定义及一般统计描述如表1所示。由表1可知，2002年浙江58家上市公司独立董事人数均值是2.5人，独立董事比例均值为25.139%，独立董事薪酬平均水平为3.2万元。58家上市公司股票平均每股收益为0.27元，净资产收益率均
26、值为7.182%，总资产收益率均值为3.257%，托宾Q均值为 1.347。国家股比例均值为15.755%，法人持股比例均值为40.228%，普通股比例均值为35.948%，第一大股东持股比例均值为37.393%，前五大股东持股比例均值为55.537%，前十大股东持股比例均值为59.648%，反映股权集中度较高。两职兼任平均值为0.914，说明两职完全分离比例很低。58家上市公司年销售收入均值为12.47亿元，总资产均值为15.53亿元，资产负债率均值为44.595%，净利润增长率均值为149.012%，市盈率均值为172.012%，说明58家上市公司规模不大，资产负债率良好，公司成长性与盈利
27、能力较高。表1 各变量基本情况统计表(2002年)变量名变量定义均值标准差最大值最小值EPS每股收益(元/每股)0.2000.2361.350-0.420ROE净资产收益率(%)7.1827.06828.150-19.430ROA总资产收益率(%)3.2572.9268.156-10.081TQ托宾Q1.3740.3122.1600.720IDQ独立董事人数2.50.73162ID独立董事比例(%)25.1395.54540.00015.380AS独立董事薪酬(万元/每年)3.2021.3337.8200.900PS国家股比例(%)15.75522.41870.0000PL法人持股比例(%)4
28、0.22825.45775.0000PT普通股比例(%)35.94815.89393.4000CR1第一大股东持股比例(%)37.39317.31774.3206.140CR5前五大股东持股比例(%)55.53715.78698.87024.270CR10前十大股东持股比例(%)59.64814.467100.00031.310D两职状态0.9140.28310lnSALE年销售收入(自然对数)20.944021.163622.829817.5419lnASSET总资产(自然对数)（ASSET）21.243221.161222.875319.5219D/A资产负债率(%)44.59518.36
29、486.778.100GROW净利润增长率(%)149.0121135.0198586.810-573.090P/E市盈率(%)172.012703.1685148.0309.920(三)模型设计 根据理论假设，并借鉴Demetz、 Lehn、Morck、Vishny和Shleifer等人的分析方法，本文主要通过以下几个回归模型检验公司绩效与独立董事比例、公司绩效与独立董事薪酬、独立董事比例与公司股权结构、独立董事比例与两职状态变量与之间的关系。模型1： Control variables (1)模型2： Control variables (2) 模型3： Control variables
30、 (3) 模型4： Control variables (4)模型5： Control variables (5)其中：(Firm Performance)为公司绩效，用、和衡量；、5、10，、依次为第一大股东、前五大股东、前十大股东持股比例；为两职状态变量；Control variables为控制变量，分别用年销售收入自然对数（lnSALE）、总资产自然对数（lnASSET）、市盈率(P/E)、公司总负债与总资产比率(D/A)、净利润增长率（GROW）加以替代；分别用国家股比例PS、法人持有股比例PL、普通股比例PT加以替代；(j =1,2,3)为相应解释变量的回归参数；为随机误差项。模型1
31、和模型2用来检验假设1和假设2。模型5用来检验假设3和假设4。考虑到独立董事比例与公司业绩、独立董事薪酬与公司业绩之间可能存在一种倒U型的二次曲线的关系，为了考察这一非线性关系关系，我们在模型3和模型4中分别加入独立董事比例、独立董事薪酬的二次方变量。鉴于公司业绩不仅仅只取决于独立董事，可能会受到诸多复杂因素的影响，因此，我们在模型1至模型5中分别加入各自的控制变量。四、实证分析结果本文利用EViews软件，选用三种统计方法即描述性统计分析、相关分析和回归分析来检验理论假设。（一）描述性统计分析结果1从独立董事比例与公司绩效的关系看，2002年浙江上市公司绩效指标即EPS、ROE EOA、TQ
32、总体而言随独立董事比例提高而增加，假设1.1成立。而2003年中期，独立董事比例在20%-30%较好，在30%-40%时，公司绩效最好（如表2所示）。表2 独立董事比例与公司绩效的关系比例（%）2002年度2003年中期EPSROEROATQEPSROEROATQ10-200.1877.2613.4861.4030.0140.5100.3101.37020-300.1886.9753.1591.3750.0592.3351.2431.40030-400.2347.7033.2631.3470.0983.5591.9011.61540-500.2906.2904.5571.3900.022-0.
33、390-0.7301.160从人数上看，独立董事也有规模效应，2002年浙江上市公司绩效与独立董事人数同向变化，究其原因可能在于董事会中独立董事人数的增加，可以增加独立董事说话分量，因而对公司经营管理具有较大的正面影响。而2003年中期，独立董事人数为5人时，公司绩效最佳（如表3所示）。表3 独立董事人数与公司绩效的关系人数2002年度2003年中期EPSROEROATQEPSROEROATQ20.1756.5742.9301.4010.0140.7100.6751.36330.2368.2683.4821.3740.0922.8331.5701.40540.0903.6152.0511.20
34、50.0713.3011.4911.2335-0.1585.1732.5984.48860.2906.9204.5571.3900.1133.2952.0851.265 注：2002年上市公司中，各家聘请的独立董事人数只有2、3、4、6人，没有5人。2从独立董事薪酬与公司绩效关系看，2002年浙江上市公司绩效随着独立董事薪酬增加而提高；而2003年中期，独立董事薪酬在2万元以内，EPS、ROE最大，薪酬在4-8万元，ROA、TQ较大，独立董事薪酬与公司绩效之间不存在着倒U型的曲线关系（如表4所示）。表4 独立董事薪酬与公司绩效的关系薪酬(万元)2002年度2003年中期EPSROEROATQE
35、PSROEROATQ0-20.3147.9463.2121.4040.1814.1181.3421.3842-40.1606.5973.0311.3670.0572.3581.3681.3414-60.2248.0713.7491.3980.0792.8291.7072.2176-80.43018.0256.8581.7050.0893.2702.8551.5853从独立董事比例与股权集中度的关系看，2002年浙江上市公司股权集中度在20%-40%时，独立董事比例较高，股权集中度在80%以上时，独立董事比例最高。而2003年中期，股权集中度在40%-60%时，独立董事比例最高（如表5所示）。从
36、股权集中度与公司绩效的关系看，2002年浙江上市公司绩效总体上（除个别指标如TQ外）随着股权集中度提高而增加，这表明，相比股份分散的公司，我国上市公司大股东的存在可以发挥有效的监管作用，有利于公司绩效的提高。尤其是当大股东的投资由于政策障碍，不便通过资本市场的有效流动撤退时，大股东就会进一步加强对于企业的关注，即便是国家股东也会呈现出这一特点。而2003年，股权集中度与公司绩效的关系较为复杂，ROE和ROA在股权集中度在60%以上时较高。从整体上看，公司绩效与股权集中度不存在倒U型曲线相关（如表5所示）。表5 独立董事比例与股权集中度、股权集中度与公司绩效的关系股权集中度2002年度2003年
37、中期IDEPSROEROATQIDEPSROEROATQ0-2022.2220.25015.7603.1761.52033.3330.1103.9802.3301.44020-4027.8940.1505.1352.8311.41632.8200.4501.5811.3762.20940-6024.3950.1856.2872.5661.40735.4620.0050.0660.0971.33360-8023.5040.2408.4303.9531.33432.8650.1515.3652.4641.29380-10033.3330.32020.0007.3070.83033.3330.140
38、6.0003.6001.5504从两职状态与独立董事比例之间的关系看，2002年浙江上市公司不同的两职状态下独立董事的比例不存在显著性差异。而2003年中期，不同的两职状态下，独立董事比例差异较大。在两职完全分离的情况下独立董事的比例最大，而两职完全合一时独立董事的比例最低。就两职状态与公司绩效的关系看，两职部分合一，EPS、ROE、ROA、TQ最大，比两职完全合一和两职完全分离更有利于公司绩效提高（如表6所示）。表6 两职状态不同的公司绩效对比两职状态2002年度2003年中期IDEPSROEROATQIDEPSROEROATQ两职合一25.0010.2147.7593.4801.37533
39、.0280.1023.1371.6741.399部分合一25.2730.2187.8213.5531.38933.7210.1144.1082.0481.623完全分离24.2380.0130.5320.2681.24036.813-0.211-7.528-3.011.170注：两职合一指董事长兼任总经理；部分合一指董事（非董事长）担任总经理；完全分离指非董事人员担任总经理。（二）相关分析结果各变量间的相关关系矩阵如表7所示。由变量间的相关系数，可以得到以下几种初步的关系：1公司绩效指标EPS、ROE、EOA之间具有很强正向相关关系（0.01水平上显著）。因为从理论上讲，这些指标都体现为公司价
40、值的同增或同减，它们之间具有同向变动关系。表7 各变量两两相关系数矩阵变量EPSROEROATQIDASPSPLCR1CR5CR10DEPS1.0000.866*0.818*-0.046-0.1050.167-0.20540.1120.1660.2130.2080.286*ROE1.0000.870*0.081-0.0690.132-0.21320.1280.0760.269*0.271*0.292*ROA1.0000.072-0.0970.103-0.17450.1430.2230.300*0.272*0.313*TQ1.000-0.019-0.029-0.18830.153-0.196-0
41、.241-0.2010.138ID1.0000.107-0.1212-0.048-0.328*-0.208-0.1700.030AS1.000-0.0113-0.092-0.126-0.058-0.0320.037PS1.000-0.709*0.347*0.1880.133-0.023PL1.000-0.0150.2310.264*-0.079CR11.0000.661*0.568*-0.159CR51.0000.971*-0.112CR101.000-0.118D1.000注：*表示在5%水平上显著；*表示在1%水平上显著。2公司绩效与公司股权集中度(除个别指标如TQ外)，有密切的正向相关关
42、系(0.05水平上显著)。这与我们在前面的描述性统计分析中得到的结果是一致的。这是因为大股东更加关注公司的运营和对经理人员的监管，因此，在较长时间内维持大股东的存在对于增加公司的成长潜力还是必要的。3公司绩效与独立董事比例之间、公司绩效与独立董事薪酬之间没有明显的相关关系，公司绩效与两职兼任呈现明显的正向相关关系（0.05水平上显著），这也与前面描述性统计分析结果相吻合。4独立董事比例与第一大股东持股比例呈现明显的负相关（0.05水平上显著）关系，独立董事比例与前五位大股东持股比例及前十位大股东持股比例负相关（统计意义上不显著），这表明浙江上市公司控股股东存在抵制监督和制约的现象。独立董事比例
43、与两职兼任不存在明显的相关性，这也与前面描述性统计分析结果基本一致。5国家股比例与法人持股比例负相关（0.05水平上显著）、国家股比例与第一大股东持股比例与正相关（0.05水平上显著），第一大股东持股比例、前五位大股东持股比例与前十位大股东持股比例之间高度正相关（0.05水平上显著）。6两职兼任与股权集中度呈现较弱的负相关关系（统计意义上不显著），这部分说明，为了避免两职兼任带来的代理成本的产生，大股东会特别要求高级管理层采用两职分任的形式。（三）回归分析结果1对假设3的检验结果利用EViews软件，可以得到模型5的回归结果(如表8所示)。从回归方程的整体显著性来看，模型5-1（显著性水平6%
44、）、模型5-2（显著性水平3%）、模型5-3（显著性水平6%）通过F检验，说明法人持股比例PL（或国家股比例PS、普通股比例PT）与第一大股东持股比例对独立董事比例的共同影响在整体上是显著的。但从回归系数的显著性来看，独立董事比例ID与法人持股比例PL、国家股比例PS、普通股比例PT相关性并不显著，因此假设3.1不成立。但独立董事比例ID与第一大股东持股比例CR1呈现明显的负相关性（显著性水平在0.92%-2.31%之间），即第一大股东持股比例每增加1%，独立董事比例将减少0.1%左右（见模型5-1至模型5-3）。这说明在中国的上市公司中，存在较严重的控股股东这个内部人控制问题。当持股比例增加的时候，公司的控股股东在更大程度上控制投票权，在公司中的影响力也加大，这个控股股东就更有意图也更有实力抵制外部监督，构筑内部人壁垒的意图更为明显。这也从另外一个方面反映出在当前