張恩眾， 徐美玲，張守楨

(山東大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

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上市公司業(yè)績波動(dòng)與獨(dú)立董事占比

張恩眾， 徐美玲，張守楨

(山東大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

建立獨(dú)立董事制度是保護(hù)中小股東權(quán)益的重要措施，但獨(dú)立董事占比是否越多越好，對(duì)此問題鮮有研究。利用2005—2013年上市公司年報(bào)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了上市公司業(yè)績波動(dòng)與獨(dú)立董事占比之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事占比與企業(yè)業(yè)績的波動(dòng)性存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。區(qū)分企業(yè)規(guī)模和企業(yè)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，上述正相關(guān)關(guān)系主要存在于小規(guī)模企業(yè)和非國有企業(yè)。通過Z指數(shù)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論保持不變。這說明，從控制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的角度看，獨(dú)立董事占比并非越多越好。

上市公司；業(yè)績波動(dòng)；獨(dú)立董事；董事會(huì)特征

一、引 言

董事會(huì)作為現(xiàn)代公司治理的核心機(jī)構(gòu)，具有服務(wù)和監(jiān)督的雙重職能，前者是指對(duì)公司的發(fā)展提供戰(zhàn)略性指導(dǎo)和發(fā)展資源，后者則側(cè)重于對(duì)經(jīng)理層的監(jiān)督和控制,無論是服務(wù)還是監(jiān)督職能都對(duì)企業(yè)發(fā)展有重要影響。因此，董事會(huì)特征成為影響公司治理效率的重要因素，而其中獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)人數(shù)比例是董事會(huì)特征的一個(gè)重要顯示。

獨(dú)立董事制度產(chǎn)生于美國，設(shè)立的主要目的是維護(hù)中小股東的利益、監(jiān)督管理層規(guī)范運(yùn)作。我國的獨(dú)立董事制度始于2001年中國證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)，它是我國首部關(guān)于在上市公司設(shè)立獨(dú)立董事的規(guī)范性文件。2004年中國證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《關(guān)于加強(qiáng)社會(huì)公眾股股東權(quán)益保護(hù)的若干規(guī)定》進(jìn)一步明確了《指導(dǎo)意見》中的有關(guān)規(guī)定，并要求上市公司進(jìn)一步建立、完善獨(dú)立董事制度。

上市公司建立獨(dú)立董事制度是保護(hù)中小股東權(quán)益的重要措施，但獨(dú)立董事占比是否越多越好，對(duì)此問題鮮有研究。一般認(rèn)為，獨(dú)立董事出于維護(hù)個(gè)人聲譽(yù)的需要，會(huì)盡力阻止上市公司投資高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目以便降低企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的波動(dòng)性?；诖耍?dú)立董事占比越多的企業(yè)，獨(dú)立董事的影響力越大，從而企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的波動(dòng)性越小。事實(shí)果真如此嗎？

本文選取我國滬深兩個(gè)證券交易所2005—2013年間A股非金融類上市公司年報(bào)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了上市公司業(yè)績波動(dòng)與獨(dú)立董事占比之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，獨(dú)立董事占比與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。區(qū)分企業(yè)規(guī)模和企業(yè)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，上述正相關(guān)關(guān)系主要存在于小規(guī)模企業(yè)和非國有企業(yè)。為確保結(jié)論的可靠性，本文利用上市公司Z指數(shù)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論保持不變。這說明，從控制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的角度看，獨(dú)立董事占比并非越多越好。

二、相關(guān)文獻(xiàn)及研究假設(shè)

董事會(huì)是上市公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的核心，對(duì)公司的發(fā)展有至關(guān)重要的作用，獨(dú)立董事占比是其重要特征。隨著現(xiàn)代企業(yè)管理的規(guī)范化和有關(guān)政策的推動(dòng)，越來越多的學(xué)者開始研究董事會(huì)特征，尤其關(guān)注獨(dú)立性特征?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要是從董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)企業(yè)績效、監(jiān)督效率的影響等方面進(jìn)行研究。

比如，王躍堂等的研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績顯著正相關(guān)*王躍堂，趙子夜，魏曉雁：《董事會(huì)的獨(dú)立性是否影響公司績效》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2006年第5期。；魏剛等的研究發(fā)現(xiàn)來自政府和銀行背景的獨(dú)立董事越多，公司經(jīng)營業(yè)績越好*魏剛，肖澤忠，Nick Travlos，鄒宏：《獨(dú)立董事背景與公司經(jīng)營績效》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2007年第3期。；李漢軍和張俊喜在研究中引入滯后效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)主動(dòng)增加獨(dú)立董事比例可提高公司未來幾年的績效，被動(dòng)增加獨(dú)立董事比例，對(duì)績效無明顯改善*李漢軍，張俊喜：《董事會(huì)獨(dú)立性和有效性的動(dòng)態(tài)分析》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》，2007年第6期。；謝永珍借助非參數(shù)檢驗(yàn)和多元統(tǒng)計(jì)分析對(duì)我國上市公司董事會(huì)獨(dú)立性與其監(jiān)督效率的關(guān)系進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)我國上市公司獨(dú)立董事比例與監(jiān)督效率沒有直接的關(guān)系*謝永珍：《中國上市公司董事會(huì)獨(dú)立性與監(jiān)督效率關(guān)系實(shí)證研究》，《山東大學(xué)學(xué)報(bào)》，2007年第4期。。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要側(cè)重于討論董事會(huì)獨(dú)立性與企業(yè)績效及監(jiān)管效率之間的關(guān)系，對(duì)于獨(dú)立董事占比與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性之間的關(guān)系鮮有研究。從獨(dú)立董事占比這一視角出發(fā)，研究企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性與獨(dú)立董事占比之間的關(guān)系，分析現(xiàn)象產(chǎn)生的內(nèi)在原因，提出完善上市公司制度的政策建議，這正是本研究的目的所在。

管理層推行獨(dú)立董事制度的另一個(gè)重要原因是希望獨(dú)立董事能以專家的身份監(jiān)督企業(yè)的經(jīng)營決策，幫助企業(yè)提升管理水平和經(jīng)營績效。獨(dú)立董事都是行業(yè)專家，為了維護(hù)自身聲譽(yù)的需要，他們有動(dòng)力、有能力來監(jiān)督企業(yè)規(guī)范運(yùn)營，降低投資風(fēng)險(xiǎn)，避免業(yè)績的劇烈波動(dòng)。在中國制度背景下，獨(dú)立董事監(jiān)督的主要?jiǎng)右蚓褪菫榱艘?guī)避自身的法律風(fēng)險(xiǎn)和聲譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)*唐清泉，羅黨論，王莉：《上市公司獨(dú)立董事辭職行為研究——基于前景理論的分析》，《南開管理評(píng)論》，2006年第9期。。為了維護(hù)自身良好的聲譽(yù)，獨(dú)立董事必然會(huì)充分發(fā)揮自身監(jiān)督的權(quán)利，阻止履職上市公司進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的投資。獨(dú)立董事占比越高，獨(dú)立董事的履職能力越強(qiáng)。從這個(gè)角度講，獨(dú)立董事占比越高，企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性越小。由此，我們提出本文第1個(gè)待檢假設(shè)。

假設(shè)1：獨(dú)立董事占比與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

獨(dú)立董事占比與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)的影響在不同規(guī)模企業(yè)間可能存在差異。規(guī)模較大的企業(yè)管理制度和機(jī)構(gòu)設(shè)置相對(duì)規(guī)范，企業(yè)決策流程更加科學(xué)。并且，規(guī)模大的企業(yè)普遍都處于穩(wěn)定發(fā)展時(shí)期，董事會(huì)所作出決策大多是常規(guī)性的決策，因此業(yè)績波動(dòng)性相對(duì)較小。相對(duì)于規(guī)模較大的企業(yè)而言，小規(guī)模企業(yè)更具有擴(kuò)張沖動(dòng)，為盡快擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，他們會(huì)更多地選擇高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資項(xiàng)目。此外，小規(guī)模企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)相對(duì)簡單，公司決策中更多體現(xiàn)的是“一人拍板”。受之影響，小規(guī)模企業(yè)的業(yè)績波動(dòng)性更大。據(jù)此，我們提出本文的第2個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)2：相對(duì)于大規(guī)模企業(yè)，獨(dú)立董事占比對(duì)企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性的影響在小規(guī)模企業(yè)中更為顯著。

在我國特殊的制度背景之下，企業(yè)所有權(quán)的性質(zhì)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)可能會(huì)產(chǎn)生不同的影響。企業(yè)所有權(quán)的國有性質(zhì)會(huì)弱化企業(yè)在投資決策中的風(fēng)險(xiǎn)偏好：在政府干預(yù)下，國有企業(yè)承擔(dān)了過多的政策性負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致其往往會(huì)偏離企業(yè)價(jià)值最大化的目標(biāo)，傾向于選擇更穩(wěn)健的投資策略，從而選擇低風(fēng)險(xiǎn)的投資機(jī)會(huì)*李文貴，余明桂：《所有權(quán)性質(zhì)，市場化進(jìn)程與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2012年第12期。。此外，在現(xiàn)行的行政體制下，國有企業(yè)管理者面臨著很強(qiáng)的政治晉升激勵(lì)，出于規(guī)避責(zé)任的考慮，他們往往也不愿選擇具有高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目。相反，非國有企業(yè)的經(jīng)營管理活動(dòng)更加市場化，為了實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值最大化，他們往往會(huì)選擇高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資項(xiàng)目。因此，非國有企業(yè)業(yè)績將具有更大的波動(dòng)性。據(jù)此，我們提出本文的第3個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)3：相對(duì)于國有企業(yè)，獨(dú)立董事占比對(duì)企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性的影響在非國有企業(yè)中更為顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

由于本文中樣本數(shù)據(jù)的時(shí)點(diǎn)數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于截面?zhèn)€體數(shù)，并且我們主要針對(duì)全樣本進(jìn)行研究，結(jié)合參數(shù)過多自由度損失過大等方面的綜合考慮，本文最后選擇了固定效應(yīng)的變截距面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定為：

Volit=αt+β1Ratioit+β2Top5it+β3Compit+β4Growit+β5Levit+μit

(1)

式中，被解釋變量Volit代表企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性。本文選擇樣本企業(yè)5年內(nèi)會(huì)計(jì)收益的標(biāo)準(zhǔn)差作為企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性的考核變量，它等于樣本企業(yè)在最近5年內(nèi)(t-2年至t+2年)資產(chǎn)報(bào)酬率的標(biāo)準(zhǔn)差。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，我們還采用了美國紐約大學(xué)Altman提出的將企業(yè)5項(xiàng)重大財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)平均而得出的Z指數(shù)(Z-score)對(duì)研究結(jié)果的可靠性進(jìn)行驗(yàn)證。解釋變量Ratioit等于一個(gè)企業(yè)董事會(huì)中獨(dú)立董事總?cè)藬?shù)除以董事會(huì)總?cè)藬?shù)。

企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性與獨(dú)立董事占比之間的關(guān)系不能獨(dú)立于其他經(jīng)濟(jì)因素之外而存在，為更準(zhǔn)確地考核二者之間的關(guān)系，我們在模型中還控制了其他相關(guān)因素的影響。Top5it代表企業(yè)前五大股東的持股比例之和，體現(xiàn)企業(yè)的股權(quán)集中程度。根據(jù)黃曼行和任家華的研究，民營上市公司股權(quán)集中程度與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)*黃曼行,任家華：《制度環(huán)境、股權(quán)結(jié)構(gòu)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)——來自我國民營上市公司的實(shí)證》，《云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》，2014年第1期。。因此，我們預(yù)計(jì)其回歸系數(shù)顯著為負(fù)。Compit代表高管薪酬，用企業(yè)前三名高管薪酬之和的自然對(duì)數(shù)來表示。遲旭升和李明研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)，企業(yè)高管薪酬越高，企業(yè)高管就會(huì)同“利益收斂”假說中描述的那樣積極參與企業(yè)經(jīng)營決策，努力降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)*遲旭升，李明：《公司治理與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)性研究——來自滬深兩市主板A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)》，《東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》，2011年第5期。。所以，我們預(yù)計(jì)其回歸系數(shù)顯著為負(fù)。Growit表示企業(yè)成長性，它等于期末營業(yè)收入減期初營業(yè)收入后的差額除以期初營業(yè)收入。高成長性企業(yè)面臨較大的發(fā)展空間，擁有較多投資機(jī)會(huì)，其投融資規(guī)模相對(duì)較大，從而導(dǎo)致企業(yè)不確定性增大，增大企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)程度。因此，我們預(yù)計(jì)其回歸系數(shù)顯著為正。Levit為資產(chǎn)負(fù)債率，表示企業(yè)負(fù)債水平。企業(yè)負(fù)債水平越高，其風(fēng)險(xiǎn)越大。我們預(yù)計(jì)其回歸系數(shù)顯著為正。

為檢驗(yàn)假設(shè)2，我們將全樣本企業(yè)按總資產(chǎn)劃分為大規(guī)模和小規(guī)模企業(yè)，將樣本企業(yè)2007-2011年五年間總資產(chǎn)求和并進(jìn)行排序，選取所有樣本企業(yè)中總資產(chǎn)最大的三分之一和總資產(chǎn)最小的三分之一，分別定義為大規(guī)模企業(yè)(Big firm)和小規(guī)模企業(yè)(Small firm)。將兩種類型的企業(yè)分別放入模型(1)中進(jìn)行檢驗(yàn)。為保證小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)的區(qū)分度，我們剔除了中間三分之一的樣本數(shù)據(jù)。

為檢驗(yàn)假設(shè)3，我們將全樣本企業(yè)按照實(shí)際控制人性質(zhì)分為國有企業(yè)(SOE)和非國有企業(yè)(NSOE)，并分別放入模型(1)中進(jìn)行檢驗(yàn)。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2005-2013年我國滬深兩市的A股非金融類上市公司作為初始研究樣本，并按照如下原則對(duì)初始樣本進(jìn)行了處理：(1)剔除金融類上市公司的觀測值；(2)剔除資產(chǎn)報(bào)酬率在5年(t-2年至t+2年)內(nèi)不連續(xù)的上市公司觀察值，處理后數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為2007-2011年；(3)剔除相關(guān)變量缺失的上市公司觀察值。經(jīng)過上述處理，最終得到2007-2011年間的6776個(gè)樣本數(shù)據(jù)。本文使用的數(shù)據(jù)均來源于深圳國泰安信息技術(shù)有限公司的CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性均值為0.0586，表明總體上看樣本企業(yè)的波動(dòng)性不大，但最大值與最小值分別為10.6157和 0.0004，表明不同企業(yè)間業(yè)績波動(dòng)性存在較大差異。獨(dú)立董事占比均值為0.3637，最大值和最小值分別為0.7143和0.0909，表明總體上樣本企業(yè)獨(dú)立董事所占比例滿足《指導(dǎo)意見》要求的三分之一，但不同企業(yè)的獨(dú)立董事占比存在較大差異，甚至有些企業(yè)未達(dá)到《指導(dǎo)意見》要求。股權(quán)集中度均值為50.1640，表明我國上市企業(yè)股權(quán)集中度比較高。高管薪酬均值為13.7121，標(biāo)準(zhǔn)差為0.8127，表明樣本企業(yè)對(duì)管理層的薪酬激勵(lì)水平較高，但不同企業(yè)之間激勵(lì)強(qiáng)度差異較大。其他變量均處于正常范圍內(nèi)。

表 1 描述性統(tǒng)計(jì)

注：Vol為企業(yè)資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)在5年內(nèi)(t-2年至t+2年)的標(biāo)準(zhǔn)差，表示企業(yè)盈利波動(dòng)；Ratio =獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)，表示董事會(huì)獨(dú)立性；Top5為前5大股東的持股比例之和*100，表示股權(quán)集中度；Comp表示前三名高管薪酬之和的自然對(duì)數(shù)；Grow=(期末營業(yè)收入-期初營業(yè)收入)/期初營業(yè)收入，表示企業(yè)成長性；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，表示企業(yè)負(fù)債水平。

表 2 皮爾遜積差相關(guān)系數(shù)表

注： Vol為企業(yè)資產(chǎn)報(bào)酬率在5年內(nèi)(t-2年至t+2年)的標(biāo)準(zhǔn)差，表示企業(yè)盈利波動(dòng)；Ratio =獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)，表示董事會(huì)獨(dú)立性；Top5為前5大股東的持股比例之和*100，表示股權(quán)集中度；Comp表示前三名高管薪酬之和的自然對(duì)數(shù)；Grow=(期末營業(yè)收入-期初營業(yè)收入)/期初營業(yè)收入，表示企業(yè)成長性；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，表示企業(yè)負(fù)債水平。* ** ***分別表示在10%、5%、1%水平顯著。

不同變量之間的皮爾遜積差相關(guān)系數(shù)如表2所示。由表2可以看出，獨(dú)立董事占比與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性之間的相關(guān)系數(shù)顯著為正，表明董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)企業(yè)業(yè)績波動(dòng)有較大影響，但影響方向與假設(shè)1不同，我們將在回歸分析中做出進(jìn)一步驗(yàn)證。股權(quán)集中度與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性之間的關(guān)系并不顯著，與我們的預(yù)期不同，反映了股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)業(yè)績波動(dòng)的影響是復(fù)雜的，可能因大股東侵占企業(yè)繼而掏空企業(yè)，也有可能因大股東利益的“協(xié)同效應(yīng)”而降低企業(yè)業(yè)績的波動(dòng)性。高管薪酬與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性顯著負(fù)相關(guān)，企業(yè)成長性、負(fù)債水平與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性之間顯著正相關(guān)，與我們的預(yù)期相符。

四、回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)回歸結(jié)果

表3顯示了全樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。股權(quán)集中度估計(jì)系數(shù)為負(fù)，但不顯著，表明與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性無明顯相關(guān)關(guān)系；高管薪酬估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，符合我們的預(yù)期，即薪酬的增加使得企業(yè)高管更加積極參與企業(yè)經(jīng)營決策，從而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)；企業(yè)成長性估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)的成長性越大，企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性越大；企業(yè)負(fù)債水平估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明負(fù)債水平的提高會(huì)增大企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性。

獨(dú)立董事占比的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正，該結(jié)果與預(yù)期假設(shè)1相反，表明隨著董事會(huì)獨(dú)立性的提高，企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性反而增大。我們認(rèn)為導(dǎo)致這種現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能有如下幾種情況：

1．獨(dú)立董事與管理層之間信息不對(duì)稱。獨(dú)立董事參與公司決策，并以客觀、自主的立場發(fā)表重要意見是以對(duì)公司經(jīng)營信息的詳細(xì)了解為基礎(chǔ)的。獨(dú)立董事在履職企業(yè)屬于兼職性質(zhì)，相對(duì)于全職的管理人員，二者之間存在信息不對(duì)稱性。此外，企業(yè)往往存在管理層故意隱瞞公司業(yè)務(wù)真實(shí)狀況的現(xiàn)象。這都導(dǎo)致獨(dú)立董事不能充分獲得企業(yè)相關(guān)信息，從而導(dǎo)致其不能充分發(fā)揮監(jiān)督作用。此外，獨(dú)立董事作用的發(fā)揮，還有賴于獨(dú)立董事對(duì)上市公司事務(wù)在時(shí)間和精力上的投入。現(xiàn)實(shí)中，公司獨(dú)立董事一般都聘請政府關(guān)聯(lián)、銀行關(guān)聯(lián)或是知名學(xué)者擔(dān)任，而他們可能同時(shí)兼任多家公司獨(dú)立董事和其他繁多社會(huì)職務(wù)，能夠投入到單個(gè)上市公司的時(shí)間和精力極為有限，很難在公司決策中發(fā)揮真正作用，使得公司決策掌握在少數(shù)執(zhí)行董事手中，起不到監(jiān)督控制作用，增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

2．獨(dú)立董事不能保持獨(dú)立性。首先，《指導(dǎo)意見》規(guī)定，“上市公司董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、單獨(dú)或者合并持有上市公司已發(fā)行股份1%以上的股東可以提出獨(dú)立董事候選人，并經(jīng)股東大會(huì)選舉決定。”由于我國企業(yè)股東大會(huì)和董事會(huì)大都由大股東和內(nèi)部人控制，監(jiān)事會(huì)也往往受控于大股東和管理層，這就導(dǎo)致企業(yè)所聘請的獨(dú)立董事往往是大股東所中意的人選。由此程序選出的獨(dú)立董事多為大股東的利益代表，不僅沒有起到抑制“一股獨(dú)大”、維護(hù)弱者權(quán)益的作用，反而成為大股東的“代言人”，便于大股東維護(hù)自身利益，對(duì)企業(yè)整體利益的維護(hù)沒有起到積極作用，反而增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。其次，《指導(dǎo)意見》還規(guī)定，“上市公司應(yīng)當(dāng)給予獨(dú)立董事適當(dāng)?shù)慕蛸N。津貼的標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)當(dāng)由董事會(huì)制訂預(yù)案，股東大會(huì)審議通過，并在公司年報(bào)中進(jìn)行披露?！痹诠蓶|大會(huì)和董事會(huì)受大股東控制的情況下，獨(dú)立董事津貼決定權(quán)實(shí)際掌握在大股東手中。這都導(dǎo)致獨(dú)立董事不能完全獨(dú)立于大股東，不能保持其獨(dú)立性。而獨(dú)立性是獨(dú)立董事充分發(fā)揮其監(jiān)督權(quán)利的基礎(chǔ)。再次，在我國特有的人情社會(huì)、關(guān)系社會(huì)特征下，企業(yè)設(shè)立獨(dú)立董事是有關(guān)政策推動(dòng)的，而不是出于保護(hù)投資者利益的目的，在選擇獨(dú)立董事時(shí)，看重的不是維護(hù)中小股東的權(quán)益，而是獨(dú)立董事的背景、資源、知識(shí)，因此，有政府關(guān)聯(lián)、銀行關(guān)聯(lián)背景的獨(dú)立董事往往成為企業(yè)爭取的對(duì)象，以期企業(yè)在行政審批、獲取銀行貸款等方面獲得優(yōu)先權(quán)。在聘請有背景有資源的獨(dú)立董事后，會(huì)增加管理者對(duì)企業(yè)良好發(fā)展的預(yù)期，助長管理者過度自信的管理行為，做出非理性決策的可能性增加，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)加大。

3．獨(dú)立董事與監(jiān)事會(huì)的職能重疊，造成管理相對(duì)混亂。監(jiān)事會(huì)作為我國企業(yè)“三會(huì)”設(shè)置之一，在企業(yè)經(jīng)營中扮演著極其重要的角色，它與獨(dú)立董事的職責(zé)在很多方面是重疊的。這種重疊往往會(huì)導(dǎo)致二者職權(quán)不明確，責(zé)任相互推諉，造成管理混亂，導(dǎo)致獨(dú)立董事不能充分發(fā)揮其監(jiān)督職能。

表3 全樣本回歸結(jié)果

注： 被解釋變量Vol為企業(yè)資產(chǎn)報(bào)酬率最近5年(t-2年至t+2年)的標(biāo)準(zhǔn)差，反映企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性大小；Ratio =獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)，表示董事會(huì)獨(dú)立性；Top5為前5大股東的持股比例之和*100，表示股權(quán)集中度；Comp表示前三名高管薪酬之和的自然對(duì)數(shù)；Grow =(期末營業(yè)收入-期初營業(yè)收入)/期初營業(yè)收入，表示企業(yè)成長性；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，表示企業(yè)負(fù)債水平。* ** ***分別表示在10%、5%、1%水平顯著。

表4 按企業(yè)規(guī)?；貧w結(jié)果

注：同表3。

表4展示了按企業(yè)規(guī)模進(jìn)行的分樣本回歸結(jié)果。列(1)和列(2)分別為小規(guī)模企業(yè)(Small firm)和大規(guī)模企業(yè)(Big firm)兩個(gè)分樣本關(guān)于模型的回歸結(jié)果。如表4所示，獨(dú)立董事占比的估計(jì)系數(shù)在小規(guī)模企業(yè)中顯著為正，而在大規(guī)模企業(yè)中無顯著關(guān)系。說明獨(dú)立董事占比對(duì)企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性的影響只存在于小規(guī)模企業(yè)，并且二者之間為顯著正相關(guān)。該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2，同時(shí)正相關(guān)關(guān)系也同表3全體樣本的回歸結(jié)果一致。

表5展示了按企業(yè)性質(zhì)進(jìn)行的分樣本回歸結(jié)果。列(1)和列(2)分別為國有企業(yè)(SOE)和非國有企業(yè)(NSOE)兩個(gè)分樣本關(guān)于模型(1)的回歸結(jié)果。如表5所示，獨(dú)立董事占比的估計(jì)系數(shù)在非國有企業(yè)中顯著為正，而在國有企業(yè)中無顯著關(guān)系。說明獨(dú)立董事比例對(duì)企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性的影響只是顯著存在于非國有企業(yè)，并且二者之間為正相關(guān)。該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3，同時(shí)正相關(guān)關(guān)系也同表3全體樣本回歸結(jié)果一致。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)論的可靠性，我們將Z指數(shù)*Z指數(shù)(Z-score)由企業(yè)5項(xiàng)重大財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)平均而得。Z-score=1.2×營運(yùn)資金/總資產(chǎn)+1.4×留存收益/總資產(chǎn)+3.3×息稅前利潤/總資產(chǎn)+0.6×股票總市值/負(fù)債賬面價(jià)值+0.999×銷售收入/總資產(chǎn)。的波動(dòng)性作為被解釋變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型的再次回歸。回歸模型為：

VOZit=αt+β1Ratioit+β2Top5it+β3Compit+β4Growit+β5Levit+μit

(2)

模型(2)中，被解釋變量為Z指數(shù)的波動(dòng)性，它等于一個(gè)企業(yè)最近5年Z指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。模型(2)中解釋變量及控制變量的含義同模型(1)一致。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表6所示，獨(dú)立董事占比的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明獨(dú)立董事比例越高，Z指數(shù)越小，企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性越大。該回歸結(jié)果與資產(chǎn)報(bào)酬率波動(dòng)性作為被解釋變量時(shí)的回歸結(jié)果一致，均表明隨著獨(dú)立董事比例的提高，企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性增大。

表5 按企業(yè)性質(zhì)回歸結(jié)果

注：同表3。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：被解釋變量為Z指數(shù)最近5年(t-2年至t+2年)的標(biāo)準(zhǔn)差，反映企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性大?。籖atio =獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)，表示董事會(huì)獨(dú)立性；Top5為前5大股東的持股比例之和*100，表示股權(quán)集中度；Comp表示前三名高管薪酬之和的自然對(duì)數(shù)；Grow =(期末營業(yè)收入-期初營業(yè)收入)/期初營業(yè)收入，表示企業(yè)成長性；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，表示企業(yè)負(fù)債水平。* ** ***分別表示在10%、5%、1%水平顯著。

五、結(jié)論及建議

本文以我國2005-2013年間滬深兩市的A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了獨(dú)立董事占比與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性之間的關(guān)系。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，獨(dú)立董事占比與企業(yè)業(yè)績波動(dòng)性成顯著正相關(guān)關(guān)系，即隨著獨(dú)立董事比例的提高，企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的波動(dòng)性增大。區(qū)分企業(yè)規(guī)模和企業(yè)性質(zhì)研究發(fā)現(xiàn)，上述關(guān)系主要存在于小規(guī)模企業(yè)和非國有企業(yè)。

針對(duì)實(shí)證分析得出的結(jié)論，我們給出如下政策建議：

1.以法規(guī)形式確保獨(dú)立董事有效行權(quán)的信息資源。利用法律法規(guī)的強(qiáng)制性，要求企業(yè)對(duì)獨(dú)立董事做到充分的信息披露，保證獨(dú)立董事可以完全接觸到企業(yè)的相關(guān)文件和信息，確保獨(dú)立董事能夠充分發(fā)揮監(jiān)督權(quán)利。

2.改革獨(dú)立董事選任機(jī)制。建立獨(dú)立董事人才市場，并對(duì)獨(dú)立董事建立聲譽(yù)評(píng)估檔案。這樣不僅可以保證獨(dú)立董事的相對(duì)獨(dú)立性，同時(shí)在其聲譽(yù)資本的推動(dòng)下，他們會(huì)更積極地監(jiān)督企業(yè)的經(jīng)營管理，為企業(yè)出謀劃策。

3.明確監(jiān)事會(huì)與獨(dú)立董事的職責(zé)。修改《公司法》中的相關(guān)條款，可將監(jiān)事會(huì)監(jiān)督職責(zé)明確在財(cái)務(wù)監(jiān)督方面，而獨(dú)立董事職責(zé)集中在決策監(jiān)督環(huán)節(jié)，避免兩者的職能重疊，從而更有效地發(fā)揮兩者職能，保障工作的有效性。

[1] 劉曼琴：《董事會(huì)獨(dú)立性的比較分析》，《湖南行政學(xué)院學(xué)報(bào)》，2008年第3期。

[2] 葉康濤、祝繼高、陸正飛、張然：《獨(dú)立董事的獨(dú)立性：基于董事會(huì)投票的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2011年第1期。

[3] 翟勝寶、張勝、謝露、鄭潔：《銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)——基于我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《管理世界》，2014年第4期。

[4] Adams R B， Ferreira D. A theory of friendly boards ，The Journal of Finance，2007，62(1)：217-250.

[5] Peng M W. Outside directors and firm performance during institutional transitions ，Strategic Management Journal， 2004，25(5)：453-471.

張恩眾(1964—)，男，山東大學(xué)管理學(xué)院教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士；徐美玲(1988—)，女，山東大學(xué)管理學(xué)院碩士研究生；張守楨(1989—)，男，山東大學(xué)管理學(xué)院碩士研究生。

F276.6

A

1003-8353(2015)01-0171-06