独立外部董事能否提高上市公司的经营业绩

独立外部董事能否提高上市公司的经营业绩胡勤勤沈艺峰 3内容提要 对深沪两地 41 家已建立独立外部董事制度的上市公司的经验分析表明 , 中国上市公司的经营业绩与独立外部董事之间存在不显著的相关关系 , 上市公司的经营业绩在很大程度上并不受独立外部董事的影响 , 现阶段上市公司的公司治理中独立外部董事制度对公司经营业绩的改善尚未能起到应有的作用。关 键 词 独立外部董事公司业绩公司治理3 胡勤勤、沈艺峰 : 厦门大学管理学院厦门 361005。本研究项目受“教育部优秀青年教师资助计划项目”资助。为该项目的阶段性成果。一、问题的提出与文献回顾为规范中国证券市场 , 完善上市公司的公司治理结构 , 提高中国上市公司的质量 , 保护投资者和相关利益人的权益 , 中国相关证券监督与管理机构相继于近期分别颁布了关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见 (以下简称指导意见 )和中国上市公司治理准则 (以下简称治理准则 ) 等文件 , 其中特别提出在上市公司内建立独立外部董事制度。那么 , 独立外部董事制度是否有助于改善公司的治理结构 ? 或者 , 较为具体地说 , 独立外部董事制度能否提高公司的经营业绩呢 ?所谓独立外部董事 , 按照指导意见的定义是指“不在公司担任除董事外的其他职务 , 并与其所受聘的上市公司及其主要股东不存在可能妨碍其进行独立客观判断的关系的董事。”指导意见的定义实际上包含两层意思 , 其一 , 独立外部董事不能是公司的在职雇员 ; 其二 , 独立外部董事与公司没有直接和密切的商业利益关系。在国外较早的文献里 , 学者仅仅只把董事按照其是否同时也是公司雇员分为内部董事 (公司雇员 )和外部董事(非公司雇员 )。例如 a 和 1983) 曾给出如下一个定义 :“公司董事会通常包括外部董事 , 外部董事即非内部管理者的董事会成员。他们经常占有多数席位。外部董事的职责是充当内部管理人员争端的仲裁者 , 执行涉及内部管理者和剩 余索取权人之间严重代理问题的任务”W H 1988)的定义则更为简单 :“ (外部董事 )即非公司全日制的雇员”。后来有学者批评说这种关于外部董事的定义太过于简单 ,“没有考虑到当董事虽不是公司全日雇员 , 但与公司 有依附关系时 , 存在潜在的利益冲突”(u 1985)。因此 , 后来关于外部董事问题的研究文献才延伸到进一步考虑董事与公司的各种利益关系 , 并且以此为标准再引入独立外部董事的概念。如 Bu 及 H 董事再细分为内部董事、关联外部董事 (ou r) 和独立外部董事 ( t ou r) (5期 7第年 20023济经界世 1995o., 1992) 。所谓关联外部董事 , 是指那 些虽然不是公司的全日制雇员但又通过某种方式与公司发生关联关系的董事 , 例如商业银行、投资银行、律师、咨询顾问以及客户 ; 所谓独立外部董事 , 则指除董事职位外与公司再无任何关联关系 , 包括个人投资者和学者等董事。 Ro 1990) 同样把 (独立 ) 外部董事定义为“现在或先前都不是公司雇员的董事 , 与公司的正式惟一关系仅仅只是他作为董事的职责”。而B Co T 1994) 也把独立外部董事定义为 :“与本公司无广泛商业联系的公司决策者 , 以及公共董事 (教育界人士、政府官员和神甫 )、职业董事 (指登记以董事为职业或已退休的商界管理人员 )和私人投资者 (非内部或灰色董事的公司主要股东 )”。提出类似的定义还有W h 1997) :“ (独立 ) 外部董事指那些除了服务于董事会外与公司再没有其他关系的董事” , 可见 , 现在学术文献对独立外部董事的定义大致包括了指导意见中关于独立外部董事的两层含义 。由于独立外部董事要顾及自身的声望和信誉 , 要利用占有的董事职位向人力资源市场传递自身价值的信号 , 表明他们在公司治理上比内部董事发挥更大的作用 , 所以以独立外部董事为主的董事会对公司管理层能起到较好的监督作用 ,从而有助于提高公司的经营业绩。财务学界确实有不少的检验支持这种看法。比如 H W 1998)认为 , 究竟是以独立外部董事为主还是以内部董事为主构成公司的董事会 , 要看公司的业绩表现。公司的业绩表现越糟糕 , 内部董事越可能离开公司董事会 , 而独立外部董事越可能加入公司董事会。为了支持他们的观点 ,H W 入分析了 1971 - 1983年间在纽约股票交易所上市的 142 家公司用Po 型分别估计董事的离任和继任与一系列变量之间的关系 , 模型的估计结果表明 , 无论是以一年期还是两年期来计算 , 股票年收益率与内部董事离任之间的参数估计值均在 1% 的统计水平上显著为负 , 由此 , H W 言 :“以股票 (年 ) 收益率来衡量 , 糟糕的公司业绩表现为内部董事的辞职。”反之 , 公司经营业绩“在(独立 ) 外部董事的辞职中没能起到什么作用”。 Ro 从另一个角度来考虑董事会构成问题 , 他们用托宾 Q 来衡量公司业绩表现 , 对 1990 年标准普尔 5000 家中的 3321 家公司的回归分析表明 :“有微弱的证据说明独立外部董事比例和公司业绩之间存在一种曲线的关系”。 与 H W 先的研究相比 , H 于独立外部董事的研究则以处于要约收购中的公司为样本 , 考察收购方股东的收益与外部董事之间的关系。按照 H 观点 , 收购方管理层之所以提出收购提案 , 往往是出自扩张公司或实现个人尊严的目的 , 而不是从股东利益出发。但独立外部董事就不一样了 , 一方面 , 他们在考虑收购的成本与收益上65期 7第年 20023济经界世独立外部董事能否提高上市公司的经营业绩 Ro 1998) 的结论与早先 1985) 的一项结论略有出入 , 后者的结论是“尽管看起来董事的独立性与公司相对财务业绩表现之间在样本公司的董事会构成范围内呈单调递增关系 , 但它并非呈一种严格的线性关系”。 样本包括 1970- 1980 年期间各年的266 家美国主要的大公司。美国联邦政府 (国内税收法 )、美国法律协会、全美公司董事联合会以及机构投资者委员会的定义大致上也与此相似(梁能 , 2000)。Co Sh 独立外部董事的定义在定性上类似于 H 不过他们还考虑到定量上问题。Co Sh 定义是 :“我们将独立外部董事定义为除董事职位外与公司没有任何已有或潜在联系的非雇员董事。当独立董事人数占到董事会至少一半以上的席位时 , 我们把董事会看成是独立董事会” ,“我们将独立外部董事定义为那些不是公司现在或过去雇员 , 没有与公司管理层存在密切或家族式关系 , 与公司也没有潜在的商业关系。要是董事会由至少 50% 的独立 外部董事构成 , 则我们把董事会看成是独立的” (Co h 1997)。H W 是用“灰色董事” (来形象化地表示那些与公司有紧密联系但又不是公司全日制雇员的董事。 H W 释说 ,“灰色董事”要么是与公司某位管理者有关联关系 , 要么是与公司有广泛的商业关系 , 诸如律师、银行家、咨询顾问或投资银行家等等 ( H 1988)。 Bo T 996)后来也沿用这一定义 , 他们说 :“那些与公司有紧密商业关系的董事 (例如律师、投资银行家、商业银行家和其它咨询人事 ) 被分为灰色董事或关联外部董事。 1995o., 另一方面 , 独立外部董事大多是决策方面的行家。 对于收购非常在行 ,而且还掌握与收购相关及行业的特定信息 , 正因为他们的公正客观和聪明能干 , 所以 , 独立外部董事在对收购进行监督中起特别重要的作用 ( 1992)。 H 是把他们收集到的在纽约股票交易所和美国股票交易所上市的 111 家公司分为 105 家独立外部董事为主的公司 (独立外部董事至少占董事会 50% 的席位 ) 和 23 家非独立外部董事为主的公司 (独立外部董事占董事会不足 50% 的席位 ) , 这 111 家上市公司在 1980 年 1 月 1 日和 1987 年 12 月 31 日之间共提出 128 项收购要约 , 其中 45 项由独立外部董事为主董事会提出 , 83 项由非独立外部董事为主董事会提出。在收购要约于华尔街日报公告之日及公告前一日 , 全部收购方公司样本的股票价格平均收益率约为 - 1123% , 统计上显著大于零 (Z= - 6. 78) , 其中 , 23 家非独立外部董事为主公司的股票价格平均收益率为 - 1. 86% , 105家独立外部董事为主公司的股票价格收益率则在- 0. 07% 左右 , 两者之间的差异在 5% 的统计水平上显著大于零 ( t = 2. 13)。以后 , Sh i、B Co T 以及 Co Sh 人都证实“实证关系的估计与 (独立 )外部董事对股东利益有用的观点相当一致”(B Co T 1994)。国外学术界对独立外部董事的重视起因于70 年代中期 , 那段时间 , 美国大公司董事会构成发生显著的变化 , 其中“一个巨大的变动在于用外部董事来替换内部董事。”例如 , 根据 H 统计 , 从 1971 年到 1983 年之间 , 独立外部董事在董事会里的平均比例从3716% 提高到 53. 9% , 与此同时 , 内部董事的平均比例却从 49. 1% 下跌为 34. 3% (H 1988) 。美国大公司董事会构成变动的意义 , 恰如 Bu 1985) 所说的 :“最近时期董事会构成的变化为解决由改革公司治理所引发的争论提供了一个阐释问题的机会。”Bo T i (1996) 同样指出 :“从 70 年代到 80 年代这段时间 , 公司董事会里外部董事比例的增加说明外部董事在稍迟时期里的公司治理中发挥了更为重要的作用。要是这一趋势是事实的话 , 那么了解外部董事所起的作用及他们代表股东利益的动机就越发显得重要了 ”。二、研究设计、数据与检验模型在中国上市公司的董事会里 , 独立外部董事所占的比例并不高 , 从 2000 年深沪两地 1138 家上市公司披露的年报看 , 已建立独立外部董事制度的上市公司仅有 56 家公司 , 占上市公司总数的4. 92%。全部 56 家董事会共有董事 596 位 , 其中独立外部董事为 105 名 , 平均每家仅有 1. 87 名。独立外部董事在公司董事会中平均所占比例为17. 62%。独立外部董事人数最多的为钢联股份 ,全部 17 名董事会成员中共有独立外部董事 6 人 ,独立外部董事比例最高的为曙光股份 , 独立外部董事比例高达 36. 36%。 相比较而言 , 美国公司里独立外部董事在董事会里所占的比例约在60% 左右 (沈艺峰 , 2001)。那么 , 独立外部董事在中国上市公司治理中是否同样能够通过对公司管理者的有效监督到提高上市公司经营业绩的目的 ?国内学术界目前在这方面的研究尚不多 (李维安 , 2001)。为此 , 本文以 2000 年深沪两地 56 家已建立独立外部董事制度的上市公司为基础样75期 7第年 20023济经界世胡勤勤沈艺峰 根据深沪两市上市公司 2000 年年报整理所得。 1985)也有一段意思类似的话 , 他们指出 :“ 1970- 1980 年的十年间 , 十年之初具有较高比例的独立外部董事的公司平均来说在十年之末都有超乎寻常的业绩表现”。按照 Bo T 供的数据 , 同一时期独立外部董事的比例从 65. 5% 提高到 73. 6%。a 和 1983) 肯定 :“大部分公众公司的外部董事或者是其他公司的管理者或者是其他复杂组织的代理人他们是决策专家”。 1995o., 进一步做如下研究设计 :(一 )变量的定义上述检验模型主要涉及三个重要变量 : 公司经营业绩、独立外部董事比例和控制变量 , 分别定义如下 :11 公司经营业绩。国外关于董事制度的研究文献大致上从两个方面来衡量公司经营业绩、市场价值和会计价值。其中市场价值的衡量方法较为统一 , 绝大部分学者主要是通过公司股票价格的累积超常收益率 ( i, t) 来考察。而累积超常收益率又主要可通过平均值调整法、市场调整法和 市场模型来计算 (B n 985)。本文主要采用市场调整法。假设 : R i, t为 i 公司股票价格在 t 日的收益率 ,R M , t 日的收益率 , 则根据时常调整法 :A R i, t= R i, M , t (1)对于全部 44 家样本公司在一年的时间段内而言 , 其累积超常收益率为 : i, t= 1 A R i, t(2)至于会计价值的衡量方法 , 经验检验上则存在多种方法 , 部分学者 (E 1998) 用行业资产收益率 ( 代表公司经营业绩 , V 999)却用公司市场价值与账面价值比率衡量公司经营业绩 , H an W 1988) 用于表示公司经营业绩的指标为按总资产加权平均调整后的公司息前税前利润 ; W 1988) 选用会计利润 , 不过 , 相当一部分学者倾向于采用托宾Q 来衡量公司的经营业绩 , 像 1999) , Ro 1998)。本文选用托宾 来衡量公司的经营业绩 , 我们主要考虑到在诸如持股比例和公司价值之间关系等特定问题的研究上 , 托宾 Q 系数被认为是一个比较适合的衡量公司经营业绩的方法 (M o Sh 1988; L lz 1991;H H 1999)。托宾 托宾 Q 系数 = 公司资产的市场价值 资产的重置成本其中 , 公司资产的市场价值等于公司股东股票的市场价值和债务的市场价值 , 资产重置成本则考虑了通货膨胀、实际折旧率、资本支出以及各个公司使用的存货估价方法后分别估算出的存货及固定资产的成本。由于实际计算上的困难 , 本文采用总资产来近似模拟公司资产的重置成本。公司资产的市场价值则根据上市公司股票和债券的市场价值加总计算。 立外部董事比例。本文所称的独立外部董事指导意见第一条所界定的“不在公司担任除董事外的其他职务”。按照 Ro W 从研究样本中 44 家上市公司 80 名独立外部董事的基本职业背景资料看 , 财务型独立外部董事有 8 人 , 占 10181% ; 公司型独立外部董事有 9 人 , 占 12. 16% , 中立型独立外部董事有 57人 , 占 77. 06%。 了获得有意义的解释实证检验结果 , 根据指导意见第一条关于上市公司董事会成员中应当有 1 3 以上为独立外部董事的规定 , 我们取 33133% 和 16167% 为区分点 , 将样本公司董事会中独立外部董事 (ID i)分为以下三组 :(1) ID i 为 0. 0- 16. 67 若 ID i 16. 67 , ID i = 实际独立外部董事比例若 ID i 16. 67 , ID i= 16. 67 (2) ID i 为 16. 67- 33. 33 若 ID i 16. 67 , ID i= 0若 16. 67 ID i 33. 33 , ID i = 实际独立85期 7第年 20023济经界世独立外部董事能否提高上市公司的经营业绩据所谓财务型独立外部董事指任职于银行或非银行金融机构的管理人员 , 公司型独立外部董事指任职于其他公司的经理人员或职员 , 中立型独立外部董事指不属于上述两种类型的独立外部董事 , 包括学者、律师或已退休人员等。其中股票的市场价值中 , 流通股市场价值按年末公司股票收盘价乘以流通股股本 (不含外资股 ) 计算得出 , 非流通股市场价值按年度报告中的每股净资产算出。考虑到我们上市公司中负债的市场价值难以计量 , 故仍以年度报告中负债的账面价值替代。截至 2000 年底 , 深沪两地共有 56 家上市公司已建立独立外部董事制度。其中 12 家系 2000 年内上市公司 , 缺乏完整一年的财务报表数据 , 故予以剔除。另有三家公司 (东北电、恒泰芒果和幸福实业 )当年出现亏损 , 我们同样予以删除。这样 , 共得到41 家已建立独立外部董事制度的上市公司的样本数据。 1995o., 16. 67 若 ID i 33. 33 , ID i= 16. 66 (3) ID i 大于或等于 33. 33 若 ID i 33. 33 , ID i= 0若 ID i 33. 33 , ID i = 实际独立外部董事比例 - 33. 33 上述关于独立外部董事比例分组的处理方法类似于 M o Sh V 1988) 以及 H 1992)。我们在划分比例的选取上考虑到了指导意见第一条的建议。31 控制变量。无论是以平均累积超常收益率还是以托宾 Q 来衡量的公司经营业绩都可能同时受到许多其他因素的共同作用 , 例如 a 和F 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 M o Sh V 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 , 我们分别在检验模型里加入以下四个控制变量 : 公司规模 (, 用公司总资产的自然对数表示 (; 公司权益市场价值与账面价值之比 (P E) , 用市盈率的自然对数表示 ( ) ;负债比例 (D A ) , 用公司总负债与总资产比率表示 ; 公司所处行业 (S , 区分为工业和非工业 ,用哑变量表示。(二 )检验模型我们主要通过以下八个回归模型检验公司经营业绩与独立外部董事比例之间的关系。模型(3)和模型 (4)大致上考察以累积超常收益率和托宾 Q 表示的公司经营业绩与独立外部董事比例之间的相互关系。由于有文献表明 :“独立外部董事比例和公司业绩之间存在一种曲线的关系”(o 1998) , 为了考察这一非线性关系关系 , 我们在模型 (5) 和模型 (6) 中分别加入独立外部董事比例的二次方变量。鉴于公司经营业绩不仅仅只取决于独立外部董事 , 可能会受到诸多复杂因素的影响 , 因此 , 在模型 (5) 和模型 (6) 的基础上 , 我们分别加入各自的控制变量 , 形成模型 (7) 和模型 (8)。在模型 (9) 和模型(10) 中 , 我们则进一步将独立外部董事比例按独立外部董事变量中的分组将其细分为三个各个不同区间 , 以便于具体考察各个不同独立外部董事比例区间对公司经营业绩的影响。以下为八个检验模型 : i= a i+ D i+ 3)TQ i= a i+ D i+ 4) i= a i+ D i+ D 2i + 5)TQ i= a i+ D i+ D 2i + 6) i = va D i + D 2i + )TQ i= va D i+ D 2i + ) i = va D 0. 0- 16. 67 +D 16. 67 - 33. 33 + D 33. 33 + 9)TQ i = va D 0. 0- 16. 67 +D 16. 67 - 33. 33 + D 33. 33 + 10)表 1 样本公司主要变量的描述性统计数据观察值 平均值 标准差 最大值 最小值独立外部董事人数 41 99 6 1独立外部董事比例 (% ) 41 17. 26 7. 5593 33. 33 7. 69公司规模 (万元 ) 41 410 668. 82 577 121. 01 2698 629. 8 51 078. 65负债比例 (% ) 41 45. 27 16. 0446 80. 77 13. 41市盈率 41 166. 92 372. 66 1 817. 50 17. 33托宾 Q 41 1. 8771 0. 9622 6. 76 0. 80 i 41 22. 3432 30. 1528 136. 86 - 51. 56资料来源 : 财务数据取自 2001 年上市公司速查手册 , 新华出版社 2001 年版 ; 市场数据来自于“乾隆”软件。95期 7第年 20023济经界世胡勤勤沈艺峰 1995o., 其中 , 当用市场价值 (累积超常收益率 ) 衡量公 司经营业绩时 , 模型 (7)中的控制变量为公司规模 (市盈率 (P E) ; 而当用托宾 Q 衡量公司经营业绩时 , 模型 (8)中的控制变量为公司规模(负债比例 (D A )以及行业哑变量 (S 三、经验检验结果与讨论表 2 列出模型 (3) 和模型 (4) 的经验检验结果。从经验检验结果中可以看出 , 无论是以累积超常收益率还是以托宾 Q 表示 , 公司经营业绩与独立外部董事比例之间均存在一种负相关关系 , 即独立外部董事比例每提高 1% , 公司股票价格的累积超常收益率相应减少 0. 053, 而托宾 Q 下降0. 099。但公司经营业绩与独立外部董事比例之间呈现这种负相关关系在统计上并不显著 ( t 值分别仅等于 - 0. 329 和 - 0. 624)。因此 , 仅就表 2 的数据 , 我们无法肯定上市公司建立独立董事制度是否对公司的经营业绩产生影响。同时 , 模型 (3)和 (4) 的决定系数 (R 2 ) 太小 , 分别仅为 0. 3% 和1% , 说明模型 (3) 和模型 (4) 与数据的拟合度不好 , 线性方程没能合适地描述出上市公司的经营业绩与独立外部董事比例之间的关系。表 3 为加入独立外部董事比例二次方的变量之后的经验检验结果 , 我们从表 3 的经验检验结果可以发现 , 模型 (5)和模型 (6)中 , 以累积超常收益率和托宾 Q 表示的公司经营业绩与独立外部董事比例及其二次方均呈现一种曲线关系 , 但表现形式完全不同 , 累积超常收益率与独立外部董事比例之间存在正相关关系 , 却与其二次方成负相关关系 , 托宾 Q 则反之。但这一关系在统计上仍然很不显著。必须指出的是 , 加入独立外部董事比例二次方变量后 , R 2 没有得到任何提高 , F 值也不显著。以上结果并不支持 Ro 于“ (独立 ) 外部董事比例和公司业绩之间存在一种曲线的关系”的观点 , 同时也表明 , 无论是模型 (2)和模型 (3)的线性方程 , 还是模型 (5)和模型 (6)的非线性方程都无法证实中国上市公司经营业绩与独立外部董事之间存在显著的相关关系。中国上市公司的经营业绩表现可能取决于其他更为复杂的因素。表 2 公司业绩与独立外部董事比例之间关系的回归结果因变量 I i 0. 053(- 0. 329)0. 099(- 0. 624)R 2 0. 3 1 N 41 41表 3 公司业绩与独立外部董事比例及二次方变量之间关系的回归结果因变量 I i 0. 051(0. 058)- 0. 228(- 0. 261)i - 0. 106(- 0. 120)0. 131(0. 150)R 2 0. 3 1 F 0. 060 0. 201N 41 41表 4 公司业绩与独立外部董事比例及二次方变量之间关系的回归结果因变量 I - 0. 238(- 1. 487)- 0. 449(- 3. 016) E - 0. 191(- 1. 146)C - 0. 008(0. 046)D A - - 0. 217(- 1. 295)ID i 0. 372(0. 425)- 0. 104(- 0. 124)i - 0. 375(- 0. 431)- 0. 009(- 0. 010)R 2 9. 6 26. 3 F 0. 956 2. 494N 41 41在 90% 的统计水平上显著。06期 7第年 20023济经界世独立外部董事能否提高上市公司的经营业绩 1995o., 列出模型 (7) 和模型 (8) 的经验检验结果 , 在加入各自的控制变量后 , 两个模型的 R 2 得到相当程度的提高 , 特别是在模型 (8) 里 , R 2 上升到 2613% , F 值在 90% 的统计水平上也通过显著性检验 , 模型对数据的拟合度也增强了 , 各变量均能较好地解释公司的经营业绩。不过尽管如此 , 在模型 (7) 与模型 (8) 里 , 独立外部董事比例与公司经营业绩的相关关系在统计上仍然不显著。模型 (9) 和模型 (10) 的检验结果列于表 5, 我们发现 : (1)当公司经营业绩以累积超常收益率表示时 , 在独立外部董事会比例介于 0 至 16. 67%区间和 16. 67% 至 33. 33% 区间里 , i 与独立立外部董事比例之间的系数分别为 0. 040 和- 01003, 但这一关系仍然不显著 , t 值分别仅为01202 和 - 0. 013。两个主要控制变量 (公司规模与市盈率 ) 与累积超常收益率同样不存在显著关系。加入控制变量后 , 模型的决定系数 (R 2) 略有上升 , 提高到 10. 3%。 (2)相比较之下 , 公司规模、负债比例和独立外部董事比例等变量则较好地解释了以托宾 Q 表示的公司经营业绩。 R 2 达到2613 , F 值为 2. 561。不过 , 两段不同区间的独立外部董事比例与托宾 Q 仍不存在显著的相关关系 , 当独立外部董事比例处于 0 至 16. 67% 区间 时 , 两者之间的参数估计值为 0. 039 ( t =01209) , 而当独立外部董事比例处于 16. 67% 至33133% 区间时 , 参数估计值为 - 01155 ( t =- 0. 830)。结果同样表明中国上市公司中的独立外部董事比例与公司经营业绩之间没有显著的关系。 (3)值得注意的是 , 无论是以累积超常收益率还是以托宾 - Q 所表示的公司经营业绩 , 在不同的独立外部董事比例区间的参数估计值却出现不同符号 , 当独立外部董事比例处于 0 至 16167%区间时 , 公司经营业绩与独立外部董事比例之间呈现正相关关系 , 反之 , 当独立外部董事比例处于16167% 至 33133% 区间时 , 公司经营业绩与独立外部董事比例之间呈现负相关关系 , 图 1 描绘了公司经营业绩与独立外部董事比例之间在不同独立外部董事比例区间的相互关系。表 5 公司业绩与独立外部董事比例及二次方变量之间关系的回归结果因变量 I - 0. 251(- 1. 583)- 0. 458(- 3. 109) E - 0. 222(- 1. 300)C - 0. 030(0. 180)D A - - 0. 195(- 1. 166). 0- 16. 67 0. 040(- 0. 202)0. 039(0. 209)6. 67 - 33. 33 - 0. 003(- 0. 013)- 0. 155(- 0. 830)33. 33 0 0R 2 0. 3 1 F 1. 033 0. 201N 41 41在 90% 的统计水平上显著。根据 回归结果 , 33. 33 变量无法分析 ,被自动剔除 , 故我们无法报告该变量的回归结果。图 1 同样也表明独立外部董事只在一定的比例范围有助于改善上市公司的经营业绩 , 现阶段要求在中国上市公司董事会里保持高比例的独立外部董事并非妥当 ,指导意见第一条关于“上市公司董事会成员中应当有 1 3 以上为独立 (外部 )董事”的意见值得商讨。当然 16. 67% 的分组标准是人为划定的 , 我们并没有将它视为中国上市公司最优的独立外部董事比例。寻求最优比例仍是今后关于独立外部董事制度研究的一个方向。图 1不同区间里独立外部董事比例与公司经营业绩之间的相互关系16期 7第年 20023济经界世胡勤勤沈艺峰 1995o., 我们认为 , 中国上市公司的经营业绩与独立外部董事之间存在不显著的相关关系 , 上市公司的经营业绩在很大程度上并不受独立外部董事的影响 , 独立外部董事制度在现阶段中国上市公司的公司治理中对公司经营业绩的改善未能起到应有的作用 , 独立外部董事只在一定的比例范围有助于改善上市公司的经营业绩。本文结论也不支持国外关于独立外部董事的大部分研究文献。为什么会出现不同的结论 , 这也是今后需要进一步研究的课题。参考文献 :李维安 (1999) :中国上市公司内部治理的实证分析中国上市公司内部治理问卷调查报告 ,管理世界第 6 期。沈艺峰 (2001) :独立外部董事 : 若干学术观点 ,中国注册会计师第 10 期。梁能主编 (2000) :公司治理结构 : 中国的实践与美国的经验中国人民大学出版社。S. 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