我国上市公司独立董事制度与公司绩效的实证分析

我国上市公司独立董事制度与公司绩效的实证分析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 孙敬水 （浙江工商大学（浙江工商大学经济经济学院，学院， 浙江杭州浙江杭州 ） ） 内容提要：在上市公司中实施独立董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。 * 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。 ( (一一) )独立董事制度与公司绩效正相关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左右最为显著。 ( (二二) )独立董事制度与公司绩效负相关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、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 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。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，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站 ( 深圳证券交易所网站( 息披露网站巨潮资讯( 、 上海 证券报公布的数据。 (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 1 CR 5 CR 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 10 CR 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)0.2000.2361.350-0.420 ROE净资产收益率(%)7.1827.06828.150-19.430 ROA总资产收益率(%)3.2572.9268.156-10.081 TQ托宾 Q1.3740.3122.1600.720 IDQ独立董事人数2.50.73162 ID独立董事比例(%)25.1395.54540.00015.380 AS独立董事薪酬(万元/每年)3.2021.3337.8200.900 PS国家股比例(%)15.75522.41870.0000 PL法人持股比例(%)40.22825.45775.0000 PT普通股比例(%)35.94815.89393.4000 CR1第一大股东持股比例(%)37.39317.31774.3206.140 CR5前五大股东持股比例(%)55.53715.78698.87024.270 CR10前十大股东持股比例(%)59.64814.467100.00031.310 D两职状态0.9140.28310 lnSALE年销售收入(自然对数)20.944021.163622.829817.5419 lnASSET总资产(自然对数) （ASSET） 21.243221.161222.875319.5219 D/A资产负债率(%)44.59518.36486.778.100 GROW净利润增长率(%)149.0121135.0198586.810-573.090 P/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 DbCRbIDbbFP i3210 (1) 模型 2： Control variables DbCRbASbbFP i3210 (2) 模型 3： Control variables DbCRbIDbIDbbFP i43 2 210 (3) 模型 4： Control variables DbCRbASbIDbbFP i43 2 210 (4) 模型 5： Control variables DbCRbHSRbbID i3210 (5) 其中：(Firm Performance)为公司绩效，用、和衡量；FPEPSROEROATQ 、5、10，、依次为第一大股东、前五大股东、前十大股东持1i 1 CR 5 CR 10 CR 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D 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、HSR 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 j b 的回归参数；为随机误差项。 模型 1 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 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 2002 年度2003 年中期比例 （%）EPSROEROATQEPSROEROATQ 10-200.1877.2613.4861.4030.0140.5100.3101.370 20-300.1886.9753.1591.3750.0592.3351.2431.400 30-400.2347.7033.2631.3470.0983.5591.9011.615 40-500.2906.2904.5571.3900.022-0.390-0.7301.160 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 2002 年度2003 年中期 人数 EPSROEROATQEPSROEROATQ 20.1756.5742.9301.4010.0140.7100.6751.363 30.2368.2683.4821.3740.0922.8331.5701.405 40.0903.6152.0511.2050.0713.3011.4911.233 5-0.1585.1732.5984.488 60.2906.9204.5571.3900.1133.2952.0851.265 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 2002 年度2003 年中期 薪酬(万元) EPSROEROATQEPSROEROATQ 0-20.3147.9463.2121.4040.1814.1181.3421.384 2-40.1606.5973.0311.3670.0572.3581.3681.341 4-60.2248.0713.7491.3980.0792.8291.7072.217 6-80.43018.0256.8581.7050.0893.2702.8551.585 3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 2002 年度2003 年中期股权集 中度IDEPSROEROATQIDEPSROEROATQ 0-2022.2220.25015.7603.1761.52033.3330.1103.9802.3301.440 20-4027.8940.1505.1352.8311.41632.8200.4501.5811.3762.209 40-6024.3950.1856.2872.5661.40735.4620.0050.0660.0971.333 60-8023.5040.2408.4303.9531.33432.8650.1515.3652.4641.293 80-10033.3330.32020.0007.3070.83033.3330.1406.0003.6001.550 4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 2002 年度2003 年中期两 职 状 态 ID EPSROEROATQ ID EPSROEROATQ 两 职 合 一 25.0010.2147.7593.4801.37533.0280.1023.1371.6741.399 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EPSROEROATQIDASPSPLCR1CR5CR10D EPS1.0000.866*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* TQ1.000-0.019-0.029-0.18830.153-0.196-0.241-0.2010.138 ID1.0000.107-0.1212-0.048-0.328*-0.208-0.1700.030 AS1.000-0.0113-0.092-0.126-0.058-0.0320.037 PS1.000-0.709*0.347*0.1880.133-0.023 PL1.000-0.0150.2310.264*-0.079 CR11.0000.661*0.568*-0.159 CR51.0000.971*-0.112 CR101.000-0.118 D1.000 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 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%） 、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 前市场监控机制不完善的情况下，应提高独立董事的比例，同时还应降低第一大 股东持股比例。 从公司绩效(EPS)与第一大股东持股比例关系来看(见表 9 中模型 5-7 回归结 果，公司绩效与前五位大股东持股比例、前十位大股东持股比例与此类似，为节 省篇幅，相应回归结果没有列出)，两者之间呈倒 U 型的二次曲线关系，转折点 在 67.9%左右，即随着第一大股东持股比例的增加，经济绩效先增加，后减少， 在比例达到 67.9%左右，经济绩效达到最优，但不具有统计意义的显著性，假设 3.2 不满足。 表 8 模型 5-1 至模型 5-6 回归结果 被解 释 变量 ID 模型 5-1模型 5-2模型 5-3模型 5-4模型 5-5模型 5-6 解释 变量 系数Sig.t系数Sig.t系数Sig.t系数Sig.t系数Sig.t系数Sig.t C28.8670.000*31.4050.000* * 23.3500.000* * 2.8750.000*31.3890.25029.4320.000* * PS0.0060.8670.0060.868 PT-0.0550.246-0.0550.250 PL-0.0120.672-0.0120.674 CR1-0.1020.0231 * -0.1150.009* * -0.1000.018*-0.1020.0263 * -0.1150.011 * -0.1000.021* D-0.0080.9980.0570.982-0.0780.976 R20.0970.1190.0990.0970.1190.010 Adj.R 2 0.0640.0870.0670.0470.0700.050 DW2.0192.0222.0022.0192.0212.003 F2.9603.7053.0441.9372.4251.993 Sig.F0.060*0.031*0.056*0.1350.0760.126 注：*表示在 5%水平上显著；*表示在 1%水平上显著。 2对假设 4 的检验结果 从回归方程的整体显著性来看，模型 5-5（显著性水平 6%）通过 F 检验，说 明两职兼任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 与两职兼任相关性并不显著，说 明独立董事比例 ID 与两职兼任状况不存在明显差异，不具有统计意义的相关性 （如表 8 所示） ，因此假设 4 不成立。我们的解释是公司绩效的提高不仅仅依赖 于董事会独立性的提高，而且在面临激烈的市场竞争时需要有足够的管理创新。 而两职合一与公司绩效没有显著性正相关关系说明两职兼任尽管可以提高管理创 新能力空间，但也会降低董事会监控的独立性。两者的均衡就取决于因管理创新 能力的提高(或降低)导致公司效益提高(或降低)与董事会独立性减少(或增加)所 带来的效益减少(或增加)。 从两职兼任与公司绩效关系看，公司绩效与两职兼任正相关，但没有表现出 足够的显著性，假设 4 不满足（如表 9 至表 10 所示） 。我们认为，在中国目前公 司股东主权绝对支配地位的环境下，决定一个企业独立董事比例高低的主要因素 是股权结构和大股东。 表 9 模型 5-7、模型 1-1 至模型 1-4 回归结果 模型模型 5-7模型 1-1模型 1-2模型 1-3模型 1-4 被解释 变量 EPSEPSROEROATQ 解释 变量 系数Sig.t系数Sig.t系数Sig.t系数Sig.t系数Sig.t C0.8650.328-0.0210.90434.9270.13320.1120.024*6.8020.000* * CR10.0040.5950.0020.2280.0310.400.0420.008* * -0.0050.013* 2 1 CR -2.8E-050.740 ID0.0070.1580.0190.8810.0020.9730.00030.956 D0.0590.5161.9440.4451.5120.120-0.0200.854 lnSALE0.0230.6240.0960.068 lnASSET-0.0560.380-1.3960.176-0.8900.025*-0.3360.000* * P/E-0.0010.010* * -0.0010.006* * -0.0230.002* * -0.0140.000* * 0.00040.214 D/A0.0010.650-0.0040.066 GROW0.0010.000* * 0.0010.000* * 0.0340.000* * 0.0140.000* * 0.00020.419 R20.5180.5320.5620.6550.593 Adj.R20.4410.4810.5040.6090.517 DW1.5951.7291.8541.8202.141 F6.75510.4629.62014.2277.833 Sig.F0.000*0.000*0.000*0.000*0.000* 注：*表示在 5%水平上显著；*表示在 1%水平上显著。 3对假设 1 的检验结果 假设 1 与假设 2 认为，独立董事比例、独立董事薪酬与公司绩效正相关且与 公司绩效之间存在着倒 U 型的二次曲线关系，为了检验这一点，本文用 EPS、ROE、ROA、TQ 衡量公司绩效。由于两职状态会对董事会的独立性产生影响， 股权集中度对独立董事比例有影响，因此需要在模型中引入两职状态变量和第一 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引入模型与之 类似） 。控制变量用公司总资产（取其自然对数） 、市盈率、年销售收入（取其自 然对数） 、资产负债率和净利润增长率。 从模型 1-1 至模型 1-4 回归结果可知（如表 9 所示） ，回归方程通过 F 显著 性检验，公司绩效指标(EPS、ROE、ROA、TQ)与独立董事比例是正相关关系，独 立董事比例每增加 1%，每股收益将增加 0.元，净资产收益率将增加 0.019%，总 资产收益率将增加 0.00163%，托宾 Q 将增加 0.。但独立董事比例这一解变量的 回归系数在模型 1-1 至模型 1-4 中都没有表现出足够的显著性。且公司绩效与独 立董事比例也不存在二次曲线关系（为节省篇幅，相应的回归结果没有列出） ， 假设 1 基本上不成立。因此，无论是模型 1 的线性方程，还是模型 3 的非线性方 程都无法证实上市公司绩效与独立董事比例之间存在显著的相关关系，浙江上市 公司绩效可能取决于其他更为复杂的因素。 4假设 2 的检验结果 从表 10 回归结果可知，模型 2-1 至模型 2-3 表示的回归方程通过 F 显著性 检验，公司绩效与独立董事薪酬（为节省篇幅，指标仅仅选用 EPS，其他指标与 之类似，股权集中度依次选用第一大股东、前五大股东、前十大股东持股比例） 之间存在着倒 U 型的二次曲线关系，转折点在 6.2 万元左右，即在 6.2 万元以下， 公司绩效与独立董事薪酬成正向关系，独立董事薪酬越高，公司绩效越好；在 6.2 万元左右，公司绩效最佳；超过 6.2 万元以后，公司绩效与独立董事薪酬成 负向关系，即独立董事薪酬越高，公司绩效越差。但独立董事薪酬这一解变量的 回归系数在模型 2-1 至模型 2-3 中都不具有统计意义的显著性，因此，假设 2 基 本上不成立。从表 9 至表 10 回归结果还可以看出，公司绩效指标 EPS、ROE、ROA、TQ 与净利润增长率 GROW 呈现明显的正向变化关系（在 0.0001 水平上显著） ，这与理论分析是完全吻合的。 表 10 模型 2-1 至模型 2-3 回归结果 被解释变量 EPS模型 2-1模型 2-2模型 2-3 解释变量系数Sig.t系数Sig.t系数Sig.t C1.1240.0680.9970.1080.8700.159 AS0.0670.2030.0580.2760.0510.329 AS2-0.0050.400-0.0040.466-0.0040.530 CR10.0020.053 CR50.0020.109 CR100.0030.070 D0.0360.5800.0320.6300.03650.577 lnSALE -0.0100.755-0.0030.9260.0020.955 lnASSET-0.0450.294-0.0450