獨(dú)立董事特征對上市公司業(yè)績影響的靜態(tài)分析

徐資超

獨(dú)立董事特征對上市公司業(yè)績影響的靜態(tài)分析

徐資超

本文從實(shí)證角度研究了我國上市公司獨(dú)立董事特征——獨(dú)立董事比例、獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)是否一致以及獨(dú)立董事參加會議比例對公司業(yè)績的影響。研究發(fā)現(xiàn)：上市公司獨(dú)立董事比例以及獨(dú)立董事參加會議比例與公司業(yè)績之間不存在相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立董事居住地與工作地一致性對公司業(yè)績有促進(jìn)作用。

獨(dú)立董事；公司業(yè)績；工作地點(diǎn)一致性；參加會議比例

一、引言

獨(dú)立董事制度為解決委托代理問題于2001年8月21日引入中國，通過同花順的數(shù)據(jù)庫調(diào)查得出，截止2013年9月，深交所和上交所上市公司共有8076個(gè)獨(dú)立董事職位，約有5760人擔(dān)任這些職位，中國青年報(bào)記者對上述獨(dú)立董事簡歷進(jìn)行統(tǒng)計(jì)后發(fā)現(xiàn)其中有“從政背景”的獨(dú)立董事有2590個(gè)，占比44.9%。獨(dú)立董事被聘用原因在于重要的人脈資源，而不是專業(yè)能力，這使這些獨(dú)立董事在參與公司治理的過程中能不能發(fā)揮其應(yīng)有的監(jiān)督作用存在很大的疑問。

本文用實(shí)證方法來探究上市公司獨(dú)立董事比例、獨(dú)立董事居住地與工作地一致性以及獨(dú)立董事參加會議比例對上市公司業(yè)績的影響問題。

二、實(shí)證研究及結(jié)果分析

（一）研究假設(shè)

獨(dú)立董事比例高理論上可以促進(jìn)公司業(yè)績，但由于中國上市公司普遍擁有股權(quán)集中的所有權(quán)結(jié)構(gòu)，存在大股東侵占中小股東利益的問題，而大股東能否聘請有戰(zhàn)略眼光、專業(yè)技能、能為中小股東說話的獨(dú)立董事存在很大疑問。但結(jié)果得出之前，我們不妨做出正面假設(shè)H1：董事會獨(dú)立董事比例越高，公司業(yè)績越好。

獨(dú)立董事居住地與工作地一致，有利于了解上市公司項(xiàng)目運(yùn)作以及財(cái)務(wù)狀況等詳情，我們做出假設(shè)H2：獨(dú)立董事居住地與工作地一致會促進(jìn)上市公司業(yè)績。

獨(dú)立董事本人參加會議次數(shù)越多，理論上說明其更加負(fù)責(zé)，對公司的信息更清楚，更能為公司的發(fā)展獻(xiàn)言獻(xiàn)策。我們做出假設(shè)H3：獨(dú)立董事參加會議次數(shù)越大，公司業(yè)績越好。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究對象為截止日期到2012年12月31日在滬深兩地上市的（已扣除數(shù)據(jù)不全的上市公司）非金融類上市公司，剔除掉數(shù)據(jù)缺失的樣本，一共觀測到1516個(gè)樣本，使用的數(shù)據(jù)包括公司治理數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，皆來自于CSMAR系列數(shù)據(jù)庫。所有實(shí)證研究結(jié)果全部采用stata12.0軟件計(jì)算。

2.定義變量與檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

（1）定義解釋變量和被解釋變量。本文主要有三個(gè)解釋變量——董事會獨(dú)立性、獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)是否一致、獨(dú)立董事開會到場比例。

董事會獨(dú)立性指標(biāo)（findp）：董事會獨(dú)立性指標(biāo)=外部董事數(shù)量/董事會規(guī)模

獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)是否一致（place）：一致為0，不一致為1。

獨(dú)立董事開會到場比例（should）：（獨(dú)立董事應(yīng)參加會議次數(shù)-缺席次數(shù)-委托參會次數(shù)）/獨(dú)立董事應(yīng)參加會議次數(shù)，用公司所有獨(dú)立董事該數(shù)值的平均值計(jì)算。

本文被解釋變量是公司業(yè)績，使用國際上普遍采用衡量公司業(yè)績的指標(biāo)——托賓Q值（Tobin’sQ,公式中表示為tbq）：（年末流通市值+非流通股份占凈資產(chǎn)的金額+長期負(fù)債合計(jì)+短期負(fù)債合計(jì)）/年末總資產(chǎn)

（2）定義控制變量。影響公司業(yè)績因素有很多，本文研究的公司治理狀況僅考慮其中一部分因素，只引入以下幾類控制變量：

資產(chǎn)負(fù)債率（dar）：代表上市公司目前風(fēng)險(xiǎn)程度。

董事會規(guī)模（board）：董事會人數(shù)。

董事長和總經(jīng)理是否由同一人擔(dān)任（chm）：兩者由同一人擔(dān)任為0，否則為1。

股權(quán)性質(zhì)（property）：國有企業(yè)為0，非國有企業(yè)為1。

主營業(yè)務(wù)收入增長率（mbrg）：公司業(yè)績增長水平。

第一大股東持股比例（tlpos）：代表股權(quán)集中程度。

上市公司董事會會議次數(shù)（num）：上市公司董事會次數(shù)

收入規(guī)模（ly）：主營業(yè)務(wù)收入的對數(shù)。

（3）模型建立。建立多元線性回歸模型。

3.樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

由表可見，居住地與工作地一致的獨(dú)立董事的公司數(shù)占總公司數(shù)50%左右。獨(dú)立董事比例平均只有37%，約等于證監(jiān)會規(guī)定的1/3的比例。獨(dú)立董事參加會議比例占96.5%，說明大多數(shù)獨(dú)立董事還是會選擇親自參加會議。

（三）實(shí)證研究

使用stata12.0進(jìn)行回歸得出：

可得回歸方程為（保留三位小數(shù)）：

（四）結(jié)果

解釋變量只有findp、place和should，由上表可以推出獨(dú)立董事居住地與工作地在10%上顯著且與公司業(yè)績正相關(guān)，與假設(shè)相符，而獨(dú)立董事所占比例和獨(dú)立董事參加會議比例與公司業(yè)績不相關(guān)，與假設(shè)不符。

三、局限性

第一，本文使用的數(shù)據(jù)是橫截面數(shù)據(jù)，未考慮政策的滯后性問題。不排除有一部分上市公司的確是為戰(zhàn)略原因主動聘用更多獨(dú)立董事，可獨(dú)立董事智慧體現(xiàn)在決策中，而執(zhí)行這些決策需要一定時(shí)間，因此獨(dú)立董事發(fā)揮作用需要時(shí)間。

第二，未考慮內(nèi)生性問題。根據(jù)理論推測可知，獨(dú)立董事比例越高，越能提高公司業(yè)績，而當(dāng)公司因?yàn)闃I(yè)績的提高意識到聘用獨(dú)立董事的好處時(shí)，又會反過來繼續(xù)聘用更多獨(dú)立董事。如果兩者之間具備很強(qiáng)的內(nèi)生關(guān)系，則忽略反饋效應(yīng)而得出不相關(guān)結(jié)論也是正常的。

[1]高雷,羅洋,張杰.獨(dú)立董事制度特征與公司績效——給予中國上市公司的實(shí)證研究.[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究,2007.

[2]李漢軍,張俊喜.董事會獨(dú)立性和有效性的動態(tài)分析.[J].南開經(jīng)濟(jì)研究,2007(6).

[3]陳璐.近半獨(dú)立董事有“從政背景”[N].中國青年報(bào),2013年9月9日,第10版.

（作者單位：中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會計(jì)學(xué)院）