黃仕英，曹湘平

(天職國際會計師事務(wù)所，江西 南昌 330038；湖南工業(yè)大學(xué) 財經(jīng)學(xué)院，湖南 株洲 412007)

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我國獨(dú)立董事對中小股東權(quán)益保護(hù)的實(shí)證研究

黃仕英，曹湘平

(天職國際會計師事務(wù)所，江西 南昌 330038；湖南工業(yè)大學(xué) 財經(jīng)學(xué)院，湖南 株洲 412007)

通過采集我國深市A股普通機(jī)械制造業(yè)板塊34家上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析我國獨(dú)立董事與中小股東權(quán)益的關(guān)系。指出提高獨(dú)立董事的絕對數(shù)量和相對數(shù)量，能有效的促使獨(dú)立董事參與公司治理，保護(hù)中小股東權(quán)益；要提高獨(dú)立董事參與公司治理的程度，必須進(jìn)一步規(guī)范獨(dú)立董事的相關(guān)規(guī)定；獨(dú)立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護(hù)之間不存在顯著的倒U型關(guān)系，其擔(dān)任獨(dú)立董事的收入僅僅是其總收入的一小部分，薪酬激勵對于行權(quán)的影響并不大，他們可能更在乎自己的聲譽(yù)，建議建立獨(dú)立董事聲譽(yù)激勵機(jī)制。

獨(dú)立董事；中小股東；權(quán)益保護(hù)

在高度集權(quán)的上市公司以及公司治理結(jié)構(gòu)不完善的內(nèi)部人控制的公司，中小股東由于存在缺乏話語權(quán)、風(fēng)險承擔(dān)能力小以及自我保護(hù)能力弱等特點(diǎn)，一直都處于相對弱勢地位。加強(qiáng)對中小股東的保護(hù)，有助于穩(wěn)定資本市場，使其得到可持續(xù)發(fā)展。近些年一些學(xué)者的研究表明，隨著獨(dú)立董事制度的產(chǎn)生與發(fā)展，其作為公司治理結(jié)構(gòu)的一部分，在公司績效等方面扮演著一定的角色[1]。然而，獨(dú)立董事能否有效承擔(dān)起保護(hù)中小股東權(quán)益的角色，也引起了資本市場的關(guān)注。因此，本文立足于獨(dú)立董事的角度，提出了三個研究假設(shè)來實(shí)證研究其對中小股東權(quán)益保護(hù)的影響。

一 假設(shè)提出

獨(dú)立董事規(guī)模是指：獨(dú)立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)之比，獨(dú)立董事發(fā)揮其獨(dú)立性以及行使監(jiān)督權(quán)，都與獨(dú)立董事的規(guī)模有關(guān)。獨(dú)立董事人數(shù)的提高，有利于獨(dú)立董事增強(qiáng)其在董事會上的話語權(quán)份量[2]，同時也有效的提高了獨(dú)立董事監(jiān)督權(quán)的質(zhì)量以及獨(dú)立性的發(fā)揮，削弱了股權(quán)集中造成的大股東過度控制以及信息不對稱造成的“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象。獨(dú)立董事人數(shù)的增加，還有利于提高公司決策的科學(xué)化以及對公司信息披露的透明度和真實(shí)性。根據(jù)《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》的規(guī)定，公司重大關(guān)聯(lián)交易必須取得獨(dú)立董事的認(rèn)可。這就意味著，獨(dú)立董事對重大關(guān)聯(lián)事件具有“一票否決”權(quán)。隨著獨(dú)立董事人數(shù)的增加，獨(dú)立董事對關(guān)聯(lián)事件發(fā)表異議的概率也很有可能增加，因而更加能保護(hù)中小股東的權(quán)益。

在此，我們提出假設(shè)一：獨(dú)立董事規(guī)模保護(hù)中小股東權(quán)益之間存在正向相關(guān)關(guān)系。(H1)

獨(dú)立董事對公司監(jiān)督力度的大小，直接決定了獨(dú)立董事是否能夠有效發(fā)揮董事會賦予其應(yīng)有的職責(zé)。這里所指的對公司的監(jiān)督力度，主要是指獨(dú)立董事以其自身的獨(dú)立性參與公司管理的程度。獨(dú)立董事發(fā)揮其職責(zé)作用的途徑之一，是參加上市公司董事會會議。西方學(xué)者認(rèn)為：獨(dú)立董事通過參與董事會會議，可以對公司違規(guī)或不當(dāng)行為提出警告。獨(dú)立董事在履職期間必須保證有足夠的時間與精力參與公司會議，這樣才能保證其工作效果。也有部分學(xué)者指出：如果獨(dú)立董事能按時出席董事會，說明獨(dú)立董事比較勤勉，能夠付出較多的時間和精力來履行職責(zé)，因而也能有效約束公司董事和經(jīng)理層以保護(hù)中小股東權(quán)益。

因此，本文提出研究假設(shè)二：獨(dú)立董事勤勉程度與保護(hù)中小股東權(quán)益之間存在正向相關(guān)關(guān)系。(H2)

一個理性經(jīng)濟(jì)人，往往會追求自身經(jīng)濟(jì)利益的最大化。作為理性經(jīng)濟(jì)人，獨(dú)立董事也不例外。他們以自身的專業(yè)知識服務(wù)于各上市公司，并參與公司決策的決議，同時也對其決議承擔(dān)相對的法律責(zé)任，因此獨(dú)立董事承擔(dān)著一定的職業(yè)風(fēng)險。然而作為有限理性和自利的經(jīng)濟(jì)人，必然會要求獲得與其服務(wù)的知識價值相對應(yīng)的報酬。目前，我國證監(jiān)會規(guī)定：“獨(dú)立董事津貼標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)由所任職的上市公司董事會制定預(yù)案，由股東大會審議通過。”然而，在大股東或控股股東控制著董事會和股東大會的情況下，獨(dú)立董事的津貼決策權(quán)實(shí)際上是由大股東或控股股東掌控著，如此，若獨(dú)立董事在上市公司所領(lǐng)取的津貼越高，越有可能違背其獨(dú)立性，在行使監(jiān)督權(quán)時，越有可能與執(zhí)行董事或控股股東“合伙”損害中小股東的權(quán)益，從而放棄行使監(jiān)督權(quán)，成為所謂的“花瓶董事”、“傀儡董事”[3]。綜上所述，本文認(rèn)為獨(dú)立董事報酬過低或過高，都將不利于獨(dú)立董事保持獨(dú)立性以及發(fā)揮監(jiān)督作用。獨(dú)立董事報酬的高低與中小股東權(quán)益保護(hù)存在一種非單一方向的相關(guān)關(guān)系，這種現(xiàn)象又被稱為區(qū)間效應(yīng)。為了驗(yàn)證我國獨(dú)立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護(hù)是否存在“區(qū)間效應(yīng)”，我們提出假設(shè)三：

獨(dú)立董事報酬水平影響中小股東權(quán)益保護(hù)，兩者存在U型關(guān)系。(H3)

二 實(shí)證分析

(一)模型構(gòu)建與變量設(shè)計

借鑒相關(guān)研究的做法，本文在研究獨(dú)立董事與保護(hù)中小股東權(quán)益的關(guān)系時，主要運(yùn)用層次分析法和回歸分析法[4]，并建立了兩個回歸模型(模型中的變量含義見表2-1)：

模型一：

F=a0+a1S1+a2S2+a4SIZE+a5SHARE+a6DEBT+σ

(2-1)

模型二：

擬合一次方程模型(Linear)：

F=a0+a3S3+μ

(2-2)

擬合二次方程模型(Quadratic)：

(2-3)

其中，被解釋變量中小股東權(quán)益保護(hù)綜合指標(biāo)涵蓋了中小股東的知情權(quán)、管理參與權(quán)以及投資收益權(quán)三方面，并選取了信息披露評級指標(biāo)、中小股東參與治理、現(xiàn)金股利支付率以及股票投資回報率作為子因素指標(biāo)，通過進(jìn)行層次分析法得出的一個綜合性指標(biāo)(各指標(biāo)的詳細(xì)說明見表2-2)。

表2-2 各項(xiàng)財務(wù)指標(biāo)說明表

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)收集

本文選取的樣本主要來源于我國深市A股上市公司普通機(jī)械制造業(yè)板塊，研究數(shù)據(jù)為樣本公司2010-2012年三年財務(wù)年報中所公布的財務(wù)數(shù)據(jù)及其他相關(guān)數(shù)據(jù)。為使選取的樣本更符合本文研究需要，我們對樣本進(jìn)行了如下篩選：

1.考慮到凈資產(chǎn)值為負(fù)值等情況的不利影響，在數(shù)據(jù)選取時剔除了業(yè)績過差的ST上市公司；

2.剔除沒有公布具體獨(dú)立董事的相關(guān)數(shù)據(jù)以及三年中財務(wù)數(shù)據(jù)不全的上市公司。

按照上述兩個條件依次篩選，本文最終選取了2010-2012年我國深交所普通機(jī)械制造業(yè)板塊34家上市公司為研究樣本，并以這34家樣本公司2010-2012年年度報告中所披露的數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，共獲得觀測樣本102個。本文使用的獨(dú)立董事數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)，通過逐個查閱巨潮咨詢網(wǎng)公布的上市公司的年報以及公告手工收集整理獲得[5]。

此外，在分析中小股東權(quán)益保護(hù)的綜合值時，主要面向?qū)＜疫M(jìn)行中小股東權(quán)益保護(hù)指標(biāo)的選取及權(quán)重確定的調(diào)研。在確定知情權(quán)指標(biāo)中的信息披露數(shù)據(jù)時，主要是收集了深交所網(wǎng)站披露的信息評級指標(biāo)。

三 實(shí)證分析

(一)層次分析結(jié)果及中小股東權(quán)益保護(hù)綜合得分

1. 在運(yùn)用層次分析法[6]時，通過公式變換，將通過調(diào)研得出的原始判斷矩陣轉(zhuǎn)化為新的判斷矩陣，如下所示(見表3-1，表3-2)：

表3-1 原始判斷矩陣(a)

表3-2 原始判斷矩陣(b)

2. 當(dāng)bm=3,表3-1原始判斷矩陣(a)變換成新判斷矩陣，如表3-3新判斷矩陣(a)所示：

表3-3 新判斷矩陣(a)

3. 當(dāng)bm=1.5,表3-2原始判斷矩陣(b)變換成新判斷矩陣，如表3-4新判斷矩陣(b)所示：

表3-4 新判斷矩陣(b)

4. 再將變換得到的新判斷矩陣b經(jīng)過公式變換，根據(jù)方根法進(jìn)行一致性檢驗(yàn)，并確定權(quán)重。

根據(jù)以上步驟，可得本文第二層判斷矩陣的權(quán)重：Z=40%Z1+60%Z2，且二階判斷矩陣具備完全的一致性；目標(biāo)層判斷矩陣的權(quán)重：F=30%X+16%Y+54%Z，且CR=0.0079<0.1，具有一致性。這個F值就是能綜合反映中小股東權(quán)益保護(hù)程度的綜合得分。

(二)數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計分析

1.中小股東權(quán)益保護(hù)綜合得分描述性統(tǒng)計(見表3-5)。從表中可以看出，樣本公司中中小股東權(quán)益保護(hù)程度普遍不高，最高得分才69.685，平均得分也只不過55.254。可見在我國深交所上市的普通機(jī)械制造業(yè)公司中保護(hù)中小股東權(quán)益的意識不強(qiáng)。

2. 獨(dú)立董事特征的描述性統(tǒng)計(見表3-6)。從表3-6中所顯示的獨(dú)立董事的特征變量看，樣本公司中的獨(dú)立董事規(guī)模最小為30%，最大為55.56%，平均值為36.80%，總體來看平均規(guī)模偏小，說明了大部分樣本公司的獨(dú)立董事規(guī)模只是剛達(dá)到證監(jiān)會的規(guī)定；獨(dú)立董事勤勉程度最小比例為80.95%，最大值達(dá)到100%，可以看出，獨(dú)立董事參加會議的出勤率還是挺高的；從獨(dú)立董事報酬水平來看，不同公司的獨(dú)立董事津貼與高管前三名報酬均值之比差異較大，獨(dú)立董事津貼最小的只占了高管前三名報酬均值的3.08%，最高卻達(dá)到了69.77%，平均值才16.05%。

表3-5 中小股東權(quán)益保護(hù)綜合得分描述性統(tǒng)計

表3-6 獨(dú)立董事特征的描述性統(tǒng)計

(三)變量的相關(guān)性分析

為了檢驗(yàn)獨(dú)立董事對中小股東權(quán)益保護(hù)之間的相關(guān)性，本文采用 Pearson 相關(guān)系數(shù)對二者的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，相關(guān)系數(shù)的值介于 -1～1之間，其絕對值表示相關(guān)性大小。一般在進(jìn)行相關(guān)性分析時，如果自變量間的相關(guān)系數(shù)小于0.5，通常會認(rèn)為相關(guān)性不大，引起共線性問題較小，影響回歸分析結(jié)果的可能性也不大，因此能夠進(jìn)行回歸分析。

1. 表3-7為所建模型一的變量相關(guān)性檢驗(yàn)表，從表中可以看出，中小股東權(quán)益保護(hù)與獨(dú)立董事規(guī)模的相關(guān)系數(shù)為0.413，P=0(﹤0.05)，相關(guān)系數(shù)的顯著性概率水平通過0.05的顯著性檢驗(yàn)，有著顯著的統(tǒng)計學(xué)意義，表明兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系；中小股東權(quán)益保護(hù)與獨(dú)立董事勤勉程度的相關(guān)系數(shù)為0.234，P=0.018(﹤0.05)，相關(guān)系數(shù)的顯著性概率水平通過0.05的顯著性檢驗(yàn)，有著顯著的統(tǒng)計學(xué)意義，表明兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系。這說明模型一的建立是比較合理的，另外，某些自變量之間也存在著一定的相關(guān)性關(guān)系，但是相關(guān)系數(shù)都小于0.5。整體上來講，自變量之間共線性的可能性較小，提高了多元回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，可以進(jìn)行回歸分析。

2.表3-8為所建模型一的變量相關(guān)性檢驗(yàn)表，從表中可以看出，中小股東權(quán)益保護(hù)與獨(dú)立董事報酬水平的相關(guān)系數(shù)為0.206，P=0.038(﹤0.05)，相關(guān)系數(shù)的顯著性概率水平通過0.05的顯著性檢驗(yàn)，有著顯著的統(tǒng)計學(xué)意義，表明兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系。但其相關(guān)系數(shù)為0.206，表明其相關(guān)關(guān)系較弱，因此我們可以猜測，它們之間可能存在非線性關(guān)系。因此本文會在下文的研究中對中小股東權(quán)益保護(hù)和獨(dú)立董事報酬水平兩者之間進(jìn)行曲線回歸分析。

表3-7 模型一變量相關(guān)性檢驗(yàn)表

說明：**. 在.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)，*.在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

表3-8 模型二變量相關(guān)性檢驗(yàn)表

說明：*.在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

(四)多元線性回歸分析

為了進(jìn)一步考察中小股東權(quán)益保護(hù)與獨(dú)立董事的關(guān)系，本文根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果，建立多元線性回歸方程模型。以中小股東權(quán)益保護(hù)綜合評價值F作為被解釋變量，以獨(dú)立董事規(guī)模S1、獨(dú)立董事勤勉程度S2、公司規(guī)模SIZE、第一大股東持股比例SHARE以及資產(chǎn)負(fù)債率DEBT作為解釋變量和控制變量進(jìn)行回歸分析，分析時采用強(qiáng)制變量進(jìn)入法。將上述變量運(yùn)用SPSS軟件代入多元線性回歸模型F=a0+a1S1+a2S2+a4SIZE+a5SHARE+a6DEBT+σ，并對其進(jìn)行回歸分析，分析結(jié)果如下：

1.由表3-9模型匯總表可見，該模型的相關(guān)系數(shù)R為0.533，用于判定線性回歸的擬合程度的R方為0.284，調(diào)整后的R方為0.246，該值用來說明用自變量解釋因變量變異的程度，從上表中看，該模型的總體擬合度不是很高，主要原因是現(xiàn)實(shí)生活中對中小股東權(quán)益保護(hù)產(chǎn)生影響的因素有很多，除了本文所涉及到的獨(dú)立董事特征的三個解釋變量外，還有諸如公司績效以及企業(yè)所屬行業(yè)等等因素，同時，根據(jù)經(jīng)濟(jì)計量學(xué)理論，模型所選用的樣本數(shù)大于30，上述的影響都會造成回歸模型的判定系數(shù)較低。

表3-9 模型匯總表

2.從表3-10回歸模型一的方差分析表中，我們可以看出，反映回歸模型的顯著性水平的伴隨概率Sig.為0.000a，由于該值小于0.05，表明該多元線性回歸模型在總體上是通過了顯著性檢驗(yàn)。

表3-10 方差分析表

3.表3-11為回歸系數(shù)表，從表中可以看出，獨(dú)立董事規(guī)模S1的回歸系數(shù)為33.208，Sig.值為0，該值小于0.05，說明中小股東權(quán)益保護(hù)與獨(dú)立董事規(guī)模之間存在著正向相關(guān)關(guān)系，從而驗(yàn)證了本文的假設(shè)1；獨(dú)立董事勤勉程度S2的回歸系數(shù)為18.696，為正值，但Sig.值為0.057，該值大于0.05，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果未能支持假設(shè)2，說明獨(dú)立董事勤勉程度對中小股東權(quán)益保護(hù)影響不大。

表3-11 回歸系數(shù)表

(五)曲線回歸分析

為了驗(yàn)證假設(shè)三：獨(dú)立董事報酬水平對中小股東權(quán)益保護(hù)的影響是否存在倒U型關(guān)系。我們進(jìn)行曲線回歸分析，將中小股東權(quán)益保護(hù)綜合評價值作為因變量，將獨(dú)立董事報酬水平作為自變量，選擇擬合線性方程和二次方程的方法進(jìn)行曲線回歸分析，模型如下所示：

擬合一次方程模型(Linear)：

F=a0+a1S3+σ

(3-1)

擬合二次方程模型(Quadratic)：

(3-2)

運(yùn)用SPSS19.0的曲線估計功能，根據(jù)所建立的模型，分別選擇Linear、Quadratic兩種函數(shù)對應(yīng)于上述兩個模型，自變量為獨(dú)立董事報酬水平，因變量為中小股東權(quán)益保護(hù)綜合評價值，分別對兩個模型進(jìn)行曲線擬合，結(jié)果如下：

1.Linear函數(shù)

(1)從表3-12模型匯總表中可以看出，中小股東權(quán)益保護(hù)與獨(dú)立董事報酬水平的相關(guān)系數(shù)是0.206，R方為0.042，調(diào)整R方為0.033，也就是說獨(dú)立董事報酬水平只能解釋中小股東權(quán)益保護(hù)變化的3.3%，總體擬合度不是很高。

表3-12 模型匯總表

(2)從表3-13可以看出，一次線性回歸方程的F值為4.415，顯著性水平Sig.值為0.038，小于0.05，通過了顯著性檢驗(yàn)，表明整個回歸方程是顯著的。

表3-13 方差分析表

注：自變量為獨(dú)立董事報酬水平。

(3)由表3-14可以看出，獨(dú)立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護(hù)之間的回歸系數(shù)為10.238，再次證明了獨(dú)立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護(hù)之間存在著線性相關(guān)關(guān)系，而且系數(shù)為正，是正相關(guān)。

表3-14 回歸系數(shù)表

2.Quadratic函數(shù)

(1)由表3-15中可以看出，二次曲線方程的相關(guān)系數(shù)為0.215，判定系數(shù)R方為0.046，調(diào)整R方為0.027，相較于一次擬合的結(jié)果，相關(guān)系數(shù)有所提高，但是擬合程度依然不高。

表3-15 模型匯總表

(2)從表3-16可以看出，二次曲線方程的伴隨概率為0.095，大于0.05，表明二次曲線方程在整體上并不顯著。

表3-16 方差分析表

(3)由表3-17可以看出，獨(dú)立董事報酬水平的回歸系數(shù)為18.257，獨(dú)立董事報酬水平平方的系數(shù)為-13.818，但是，其伴隨概率均大于0.05，均未通過顯著性檢驗(yàn)。由此可見，獨(dú)立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護(hù)之間不存在二次曲線線性關(guān)系。

表3-17 回歸系數(shù)表

綜上所述，獨(dú)立董事報酬水平二次項(xiàng)的系數(shù)為正，一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，雖然獨(dú)立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護(hù)之間存在著倒U型關(guān)系，但是并不顯著，未能驗(yàn)證假設(shè)3的說法。

四 結(jié)論

本文選取2010-2012年三年間我國深交所上市的普通機(jī)械制造業(yè)板塊34家公司102個樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，對獨(dú)立董事在中小股東權(quán)益保護(hù)中的作用進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)果表明：

1.從獨(dú)立董事規(guī)模來看，獨(dú)立董事對中小股東權(quán)益保護(hù)有顯著影響。從2001年正式引入獨(dú)立董事制至今，10多年來，獨(dú)立董事制度不斷完善，獨(dú)立董事的規(guī)模也從剛開始被動的達(dá)到最低比例的1/3。實(shí)證證明，提高獨(dú)立董事的絕對數(shù)量和相對數(shù)量，能有效的使獨(dú)立董事參與公司治理，保護(hù)中小股東權(quán)益。

2.從獨(dú)立董事勤勉程度來看，理論上說，獨(dú)立董事參加會議的次數(shù)越多對中小股東權(quán)益的保護(hù)作用越強(qiáng)，但實(shí)證中并沒有通過顯著性檢驗(yàn)。在實(shí)踐中，獨(dú)立董事一般都是兼職董事，其在獨(dú)立董事這個職業(yè)上付出的時間和精力不多。因此，要提高獨(dú)立董事參與公司治理的程度，需要進(jìn)一步規(guī)范獨(dú)立董事的相關(guān)規(guī)定，使獨(dú)立董事有更多的時間參與公司治理，同時還應(yīng)當(dāng)注重獨(dú)立董事在董事會上的發(fā)表建議的質(zhì)量。

3.獨(dú)立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護(hù)之間不存在顯著的倒U型關(guān)系。其原因可能是獨(dú)立董事一般是社會上的高收入者，其擔(dān)任獨(dú)立董事的收入僅僅是其總收入的一小部分，薪酬激勵對于行權(quán)的影響并不大，他們可能更在乎自己的聲譽(yù)，建議建立獨(dú)立董事聲譽(yù)激勵機(jī)制[7]。

綜上所述，本文認(rèn)為應(yīng)當(dāng)在強(qiáng)調(diào)獨(dú)立董事規(guī)模的同時，規(guī)定獨(dú)立董事的最低工作時間標(biāo)準(zhǔn)，改變對獨(dú)立董事的激勵方式以求進(jìn)一步健全完善獨(dú)立董事制度，促使獨(dú)立董事切實(shí)地在中小股東權(quán)益保護(hù)方面發(fā)揮更大的作用。

另外，本次研究只分析了我國在深交所上市的普通機(jī)械制造業(yè)板塊的公司，樣本數(shù)據(jù)不夠大，由于部分?jǐn)?shù)據(jù)獲取難度大且難以量化，筆者僅選取了現(xiàn)金股利支付率、股票投資回報率、中小股東參與治理以及信息披露評級指標(biāo)等四個指標(biāo)代表中小股東權(quán)益保護(hù)的程度，實(shí)際上中小股東權(quán)益受到保護(hù)的表現(xiàn)和方式還有很多。因此選取指標(biāo)較少，用其實(shí)證結(jié)果來說明我國所有上市公司，有一定的局限性。

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責(zé)任編輯：徐 蓓

Empirical Research on Minor Shareholders’ Rights and Interests Protection from Independent Directors

HUANG Shiying,CAO Xiangping

(Tianzhi International Accountants Office, Nanchang,330038,China; School of Economics and Finance, Hunan University of Technology, Zhuzhou,Hunan ,412007,China)

Through the acquisition of 34 listed companies of general machinery manufacturing sector in shenzhen A shares in China, the relationship between the independent director and the rights and interests of minor shareholders is empirically analyzed. It suggested as follows: independent directors can effectively participate in corporate governance and protect the rights and interests of minor shareholders by improving the absolute and relative number of independent directors; we must further standardize the relevant provisions of the independent directors in order to improve the independent directors’enthusiasm of participating in corporate governance;there is no significant inverted U-shaped relationship between the remuneration level of independent directors and the protection of rights and interests of minor shareholders, the independent directors’income, which served as the independent directors, is only a small part of the total income, salary incentive does not have a significant impact on exercising, they may care more about their reputation, it is recommended to establish reputation incentive mechanism of independent directors.

independent director; minor shareholders;protection of rights and interests

10.3969/j.issn.1674-117X.2015.03.009

2015-03-19

黃仕英(1989-)，女，漢族，湖南張家界人，天職國際會計師事務(wù)所助理會計師，研究方向?yàn)樨攧?wù)與會計；曹湘平(1963-)，男，漢族，湖南郴州人，湖南工業(yè)大學(xué)財經(jīng)學(xué)院教授，研究方向?yàn)樨攧?wù)與會計。

F275

A

1674-117X(2015)03-0040-07