非政策性因素的独立董事形成机制实证研究，本文主要内容关键词为：政策性论文,独立董事论文,机制论文,因素论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
2001年，证监会发布《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”)，正式要求国内上市公司建立独立董事制度，形成了与监事会共存的独特的二元混合董事会制度。对独立董事制度效用的研究也相应地成为公司治理研究的热点，但对引入独立董事的内在动力的经验研究还很少见。因而，本文将从独立董事形成的影响因素(Determinants)方面进行实证研究，重点考察独立董事的内生性问题。
一、理论分析与研究内容
1.董事会改革的方向
从历史角度看，独立董事最早出现在20世纪30年代的美国。从立法角度看，独立董事制度始于美国国会通过《投资公司法》的1940年，该法律规定投资公司董事会必须有40％的董事是独立董事。在中国，1988年在香港上市的H股公司率先按香港联交所要求设立独立董事。1997年，证监会《上市公司章程指引》中专列了设立独立董事的条文。1999年3月，证监会要求H股公司至少设立2名以上独立董事，2001年“指导意见”的发布标志着在我国上市公司中全面引入独立董事制度。
引进独立董事被认为是解决中小投资者和控股股东之间委托代理问题的重要举措，甚至是解决传统内部治理机制失灵的普世性良方。有些学者，如Baysinger和Hoskisson(1990)认为内部董事作为公司的雇员一方面要服从公司的经理，另一方面又要对股东负责，这两者之间会发生利益上的冲突，因此内部董事在决策独立性方面不如外部独立董事。Jensen(1993)甚至认为公司董事会主要应由外部独立董事构成，内部董事只由CEO一人进入董事会即可，直接归CEO领导的下属即使进入董事会也不可能对CEO进行公开的监督和评价。
由于独立董事被赋予了防止公司丑闻和保护投资者的特殊职责，因此，在公司治理发展过程中，独立董事受到越来越多的关注，希望能由此带来更多的透明度、责任感和效率。从全球趋势看，独立董事比例增加是董事会改革中的最重要方向。例如，美国要求上市公司董事会中的独立董事占大多数，目的在于减弱CEO的权力和维护董事会的力量平衡，其中2002年的Sarbanes-Oxley法案甚至对董事会内设委员会的独立性提出要求，例如，要求审计委员会应全部由外部董事组成。
2.政策因素的控制
2001年的“指导意见”对不同的公司施加了同样的独立董事比例增长驱动力，但是不同的公司还存在着自己独特的驱动力(可能是正向，也可能是负向)，因此，在排除同样的驱动力后，在这之后的数据仍然能体现出不同公司的独立董事比例变化的不同特性。从计量经济学的角度看，可以先在计量模型中设一个代表监管机构政策实施的虚拟变量Policy(Policy=0，1)，由于本文所采用样本的取值点均在该意见发布后(2001年12月31日是本文最早的采样点)，因此Policy的取值只能是1。也就是说，Policy失去变量的意义，从而可以控制该因素的影响。相对而言，政策性因素为外在因素，而本文的研究重点是企业内在运行机制对独立董事比例增加的作用。
3.研究内容
独立董事权力主要体现在投票权上，在争夺控制权上，股东的意愿是通过限制独立董事比例，达到控制董事会的结果。但从另外角度看，公司治理的要求、资本市场的要求甚至经营管理的需求都会促使提高董事会中独立董事的比例，以满足监管要求、吸引投资者以及谋求长期稳健经营，实现可持续发展。在现实的经济生活中，独立董事比例有着多种的实践。例如在美国，独立董事比例通常在50％以上，而在德、日等其他发达国家，独立董事比例则小得多。
对于独立董事比例影响因素的研究，存在着多种多样的研究视角，如Adams et al.(2007)和Raheja(2005)认为当管理层有较多的机会获得私利时，作为对策，董事会独立性也相应得到提高以制衡这种可能盗取公司利益的行为。而管理团队持股比例越高时，董事会独立性就越低，这是由于管理层的股权激励和公司治理机制有一定的替代作用(Linck et al.,2007)。此外，部分经验研究认为那些有着高成长机会、高R&D支出和股票价格经常波动的公司的董事会独立性较低(Linck et al.,2004)，而规模较大、多元化经营、经营地域分散、有着复杂财务结构的公司由于面临的经营环境更加复杂多变，需要从外部得到更多的经验和资源，通常也就有较多的外部独立董事(Lehn et al.,2004；Boone et al.,2006; Coles et al.,2006)。国内方面，杜胜利等(2005)研究发现独立董事更迭受公司业绩、诉讼仲裁事件和独立董事工作时间等因素影响。王华等(2006)的经验分析认为由于大股东监督和独立董事监督间存在着相互替代作用，股权集中度对独立董事比例有负向作用，但这种作用并不强烈。
我们认为，股权结构、董事会结构、业绩的变化以及企业的基本面(如规模、销售收入和财务结构等)都会对企业引入独立董事或更换独立董事产生一定的影响。这些影响因素可以划分为静态因素和动态因素。股权结构状态、董事会领导结构状态都属于静态因素，而股权变动、业绩变动则属于动态因素。静态因素对独立董事的影响应当采用当期的面板数据进行研究，因为静态因素对董事会的影响是在董事会建立时就产生了，并且这种影响具有一定的持续性。而对动态因素影响的研究则使用事件研究的方法，即研究事件发生后的一定时间内目标变量的变化。具体地说，应该采用独立董事变量滞后一期的面板数据，这是因为董事会具有一定的稳定性，董事的任职也有一定的周期，当公司的状态发生变化时，导致董事会发生改组一般不是一种即时反应，而往往发生在下一期。
(1)静态因素。针对我国上市公司股权结构研究的众多文献显示过高的控股比例是公司治理中不利的因素，而均衡的股权结构是有利的因素(孙永祥等，1999；陈晓等，2000；吴淑琨，2002；白重恩等，2005)，因此，我们针对大股东持股比例的研究提出：H1a：控股股东持股比例与独立董事比例负相关；其他大股东持股比例则与之正相关。就控股股东的国有性质而言，由于多数国有上市公司来源于旧国有企业的改制上市，其人员结构上存在着较为严重的路径依赖，对引进新监管者的意愿程度可能较低。因此，相应提出H1b：国有控股样本董事会的独立董事比例显著低于非国有控股样本。董事会结构也会对独立董事的引进产生一定的影响。当董事长兼任总经理时，由于此时CEO对董事会的控制力较强，因此，从控股股东的角度出发，可能通过引进较多的独立董事来平衡董事会的权力结构。此外，从市场角度来看，投资者对公司治理较为完善的企业给予的溢价较高(Rosenstein,Wyatt,1990；Coombes,Watson,2000；白重恩等，2005)，也有可能促进二职合一董事会的独立董事比例的提升。经验研究方面，Linck et al.(2007)的研究结论也认为当CEO对董事会有较强影响力时，董事会中的独立董事比例较高。由此，我们提出H2：二职合一董事会的独立董事比例较高。
(2)动态因素。被接管的公司通常是绩效、管理或治理结构较差的企业，因此新控制者进入后，应当会出现一定的改善，而这种在治理结构方面的改善可以体现为引入或增加董事会中的独立董事人数。因此，关于股权变动的研究H3：第一大股东变更样本的下一期独立董事比例显著高于没有发生控股权转移的样本。除了股权属性和控制力以外，绩效和企业价值也是促使股东采取行动的重要因素。通常情况下，企业的绩效下降或股票价格下降，可能会促使股东采取行动来改善公司的治理结构，包括CEO变更、董事长变更、董事成员改选等。例如，Hermalin与Weisbach(2003)发现公司业绩好的时候外部董事比例下降；公司业绩不好的时候外部董事比例上升。独立董事因其特殊角色而通常被认为是治理机制中的有利因素，由此我们提出H4a：绩效与后期独立董事比例呈负相关关系；H4b：企业价值与后期独立董事比例呈负相关关系。
二、数据与变量的度量
1.样本的选择和数据来源
按照证监会“指导意见”的要求，独立董事制度建设应该在2001年全面展开。因此，我们以2001年1月1日前在深、沪两家证券交易所上市的全部1250家公司为总体样本。我们的数据来源于国泰安公司开发的CSMAR数据库和清华大学金融研究中心开发的CCFR金融数据库，总体数据区间为2001—2005年，数据采样点为当年末。在考察静态影响因素时，所有变量的取值区间均为2001—2005年，在扣除一些数据不全的样本后，总共得到截面样本数为943个，时间序列为5期的无缺失值面板数据(第一组面板数据)。在考察动态影响因素时，独立董事比例的取值区间为2002—2005年，其他变量的取值区间为2001—2004年；同样，扣除一些数据不全的样本，总共得到截面为1013，时间序列为4的无缺失值面板数据(第二组面板数据)。
2.变量的选择和处理
(1)独立董事变量。对独立董事行为和效率存在着多种表征变量，如背景、来源、提名人、比例、人数、参加董事会议次数、提议召开临时董事会议次数等。但独立董事的核心权力在于对董事会议投票结果的影响，而且在众多的文献和治理准则(如CalPERS)中强调的是独立董事比例及其因此所拥有在董事会中的影响力，故本文选取独立董事在董事会中的比例为主要研究变量。
(2)绩效变量。相对净资产收益率(ROE)，主营业务总资产收益率(CROA)，即当年主营业务利润与当年账面总资产比值，是一个更为稳定、且较为不易被操纵的指标(陈小悦，徐晓东，2001)，因此，本文选择CROA为被检验的绩效指标。由于各个行业的利润率存在着一样的差异，并且存在并不同步的行业景气周期，因此，本文根据行业的均值进行调整，其中行业的均值以证监会于2001年发布的新行业划分标准进行计算。
(3)企业价值变量。在企业价值评估中，托宾Q值一直是学者选择的重要指标。本文将托宾Q值定义为市场价值与其重置成本之比率。其中公司资产的市场价值，依据股权分置改革的主流方案，以当年末流通股的市场价格乘以70％再乘以总股数；公司资产的重置成本，我们用其账面价值(所有者权益)代替。Tobin's Q还将根据股市整体走势以2000年末的数据为基准进行调整，以去除股市周期波动的影响。
(4)股权结构变量。正如我们在理论分析中所言，控股股东的股权比例及属性、非控股的大股东都可能对独立董事的引入产生影响，因此，我们构建了一组变量用于描述股权结构，并分成两大类：一类是对股权结构稳定状态的描述，如持股比例等；另一类是对股权结构变动的描述，如控股股东变更等。
(5)董事会结构变量。独立董事产生的关键是提名和投票选举，而董事会也拥有独立董事的提名权，因此，董事会领导权结构可能对独立董事人数产生一定的影响。所谓的领导权结构是指董事长是否兼任总经理，本文选取了董事长总经理二职合一作为解释变量。
(6)控制变量。本文还选取了企业规模、企业销售规模、资产负债率和流通股比例作为控制变量，并提高了回归方程的拟合优度。
具体变量及相应说明可见表1。
三、实验结果分析
1.描述性结果
全体样本中独立董事比例的最大值为66.7％，均值为26.2％，表明独立董事在上市公司中已经普遍存在。分析表明，上市公司的独立董事比例逐年增长，其中由于受到“指导意见”政策性因素的影响，2001—2003年增长速度很快，2004年和2005增长速度减缓，但仍然处于上升趋势。正态性检验表明其为非正态分布，因此，下节协方差检验时，不使用ANOVA过程，而是使用NPAR1WAY过程进行非参数方差检验。在全部4715个样本中，66％的上市公司为国有控股公司，5.7％的第一大股东发生变更，31％的样本的股权结构发生变化，10.6％的样本仍然是董事长兼任总经理。这些数据也保证了我们的实证分析有足够的样本量①。
从表2可以看出，ROE的标准差远大于CROA，并且在正态性统计量中，ROE的峰度的绝对值也远大于CROA，说明ROE被人为操纵的可能性更大，从而支持了本文选择CROA为绩效变量的合理性。
2.方差分析
将全体样本分成国有控股和非国有控股两组，应用SAS中NPAR1WAY过程进行非参数方差检验，发现非国有控股的独立董事显著高于国有控股；如果将全体样本按照控股权是否发生变化分成两组，发现控股权转移样本组的下一期独立董事比例显著水平上高于控股权未发生转移的另外一组。这可以表明控股股东变更后，往往有利于治理结构的改善。在董事会结构对独立董事影响方面，我们发现两职合一的一组显著高于两职分离的一组。方差分析结果(见表3)初步印证了H1b、H2和H3。
3.面板数据模型分析
我们以独立董事比例为被解释变量，以控股股东持股比例、第二至第五大股东持股比例之和、国有控股、控股权变更、股权结构变化、机构投资者是否持股、二职合一、CROA、Tobin's Q为解释变量，以资产负债率、企业规模、主营收入和流通股比例为控制变量进行面板数据回归。考虑到样本之间的差异，以及所有的取样点均处于2001年“指导意见”发布之后，我们采用单向固定效应模型(FixOne)进行分析，即通过给截面上每个样本安排一个虚拟变量，使用虚拟变量最小二乘法(Least Squares with Dummy Variable,LSDV)进行估计。
注：括号内的值为t值。***表示0.01的显著性，**表示0.05的显著性，*表示0.10的显著性，#表示0.15的显著性，未报告截距项。
Panel A,B,C是静态模型的计算结果，其中，Panel A反映的是股权结构对独立董事比例的影响；Panel B反映的是董事会对独立董事的影响；出于稳健性的考虑，将A和B的解释变量都纳入模型进行计量分析(Panel C)，并将分析的结果分别和Panel A,B的结果进行对照。Panel D,E,F,G是动态模型的计算结果，其中Panel D反映的是控股权转移对独立董事的影响；Panel E是企业绩效变化对独立董事比例的影响；Panel F是企业价值，即资本市场对公司估值变化对独立董事比例增加的影响；同样，出于稳健性考虑，我们在Panel G中将所有的动态因素都作为解释变量纳入计量模型进行分析。计算结果列于表4，我们依次分述如下：
(1)对于静态因素，在股权结构方面，Panel A显示控股股东的持股比例和独立董事比例之间在0.01水平上显著负相关；第二大股东至第五大股东的持股比例与独立董事比例之间在0.01统计水平上显著正相关；与此同时，国有控股与之在0.1水平上呈显著负相关，由此H1a、H1b都得到印证。由此可以说明，降低第一股东的持股比例，提升非第一大股东的股权比例，或者说相对均衡的股权结构有利于公司治理的改善。在董事会结构方面，Panel B也证实了二职合一和独立董事比例显著正相关，其置信水平为0.15，H2得到验证。说明在我国上市公司的治理实践中，为了克服内部人控制问题，股东有意识地在董事长总经理二职合一的董事会中增加独立董事以制约最高管理层的权力，这个假设的证实也反映了一个经典的公司治理基本思想：通过权力制衡来保障所有者的权益。
(2)对于动态因素，在股权变动方面，控股权转移和独立董事比例在0.01水平上显著正相关。在业绩变动方面，主营业务资产收益率(CROA)和独立董事比例呈0.01统计水平的显著负相关。托宾Q值和独立董事比例之间不存在显著关系，但方向仍然和我们预计相同，即非显著负相关。由此，H4a得到印证。表明我国上市公司确实把独立董事作为一种新的力量引入治理机制中，尤其在绩效低下时，引入独立董事的积极性更高。H4b未能得到证实，这可能与上市公司普遍不是特别重视股价有关，我国股票市场曾经被广为诟病的问题就是众多实际控制者将上市公司作为圈钱的工具和提款机，对普通投资者的利益重视不够，这种行为的具体体现往往就反映在对公司的股价的重视程度取决于阶段性的需要(如配股或增发前)，而不是一种长期的关注，也不因为股价的变动去做相应的公司治理改善。
(3)在控制变量方面，企业规模和销售收入分别在0.01的显著水平上与独立董事比例正相关，表明大型企业对规范性运作的重视程度要高于其他中小型企业，可能的原因是大型企业对外部资源的需求较为强烈，因此对具备外部资源的外部独立董事的需求较高。另外，大型企业由于所谓的“船大难掉头”，在决策时需要考虑更多方面，这也就需要引入较多的独立董事去平缓内部人可能出现的激进决策。流通股比例和独立董事比例之间存在着强烈的负相关，其显著水平为0.01。有趣的是，和Linck et al.(2007)的研究结论一致，我们也发现资产负债率和独立董事比例之间存在着显著正相关。对于这个相关关系，Linck的解释是企业面临的经营环境越复杂(体现为资产负债率高)，外部独立董事的经验和资源就越重要，这将导致外部独立董事比例的增加。
(4)在模型解释力和稳健性方面，所有模型的R-Square在0.34—0.05之间，拟合优度处于可以接受的范围内，表明模型具备了相当的解释力。Panel C和Panel A、Panel B的结果完全一致，Panel G和Panel D,E,F的结果完全一致，面板数据的结论和方差分析的结果也完全一致。这三个完全一致说明了模型设计合理，结果也是相当可靠的。
四、结语
本文实证结果和政策涵义可以归结如下：①证实了推动股权分置改革的正确性。独立董事在国有控股公司中比例较低，在控股权发生变更时显著增加，表明国有控股公司对规范的治理制度改进的接受程度低于非国有公司，即使是流通市场外的接管行为②也是有利于公司治理的改善。这个发现说明了实现股权全流通不仅有利于国有股权的退出，而且也有利于市场接管机制发挥其作用。②提示在全流通之后进一步改革的方向。H1a的证实，表明控股股东和其他大股东的股权比例直接影响独立董事比例。其中，控股股东持股比例与独立董事负相关、其他大股东与独立董事比例正相关的实证结果，指明了在完成改制上市之后，国有控股企业的下一步改革方向：降低第一大股东的持股比例，同时增加其他大股东的持股比例。并且在这种改革中的一个较优途径是通过控股权的转移(H3的证实)和国有产权制度改革(H1b的证实)。③绩效变动也是股东采取行动的一个因素，而股票价格的波动对股东行动的影响很小，显示我国上市公司对一般投资者的关注还不充分。④本文还发现，企业的规模和独立董事比例之间也存在着显著的正相关。企业规模的扩大、销售收入的增长和资产负债率的上升也是独立董事比例增加的一个因素，间接反映了独立董事可能给企业带来潜在的外部资源，这是推动独立董事制度建设的重要市场因素。
本文仍然存在着一些不足，例如，可以考虑加入一些本文未引进的变量，提高面板数据模型的解释力；对托宾Q值的计算也一直困扰学术界，在全流通之后，对该值的计算可能能够较为准确。因此，在后续研究中可以更为详细地考察企业价值的影响。
注释：
①由于这些变量为二元虚拟变量，因此统计分析中的均值正好为取值为1的样本占总样本的百分比。
②股权分置改革前的我国上市公司股权被分割成流通股和非流通股，控股股东持有的股权通常是非流通股权。因此，控股权的转移通常是通过场外协议来实现的。