趙阿平 林雨 張麗花

【摘 要】 文章選用2007年至2013年A股非金融上市公司年度數(shù)據(jù)，以公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)報(bào)酬率、成長機(jī)會、第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度為控制變量，研究獨(dú)立董事人數(shù)、獨(dú)立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例對兩類代理成本的影響。研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事人數(shù)對兩類代理成本在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，獨(dú)立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例對第一類代理成本在統(tǒng)計(jì)上不顯著，獨(dú)立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例對第二類代理成本在統(tǒng)計(jì)上顯著，但符號卻是正號。

【關(guān)鍵詞】 獨(dú)立董事； 有效性； 雙重代理成本

中圖分類號：F224 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2015）12-0065-03

一、引言

中國證監(jiān)會2001年發(fā)布《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》，標(biāo)志著獨(dú)立董事制度的正式建立，關(guān)于獨(dú)立董事的有效性、獨(dú)立性問題一直受到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的廣泛關(guān)注。駱品亮等（2004）分析發(fā)現(xiàn)，公司設(shè)立獨(dú)立董事前后，公司業(yè)績有顯著性差異，但是公司業(yè)績與獨(dú)立董事在董事會中所占比例無關(guān)，而且引入獨(dú)立董事后，公司業(yè)績似乎變得更糟；白重恩等（2005）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例對公司業(yè)績具有顯著正向影響；肖曙光（2006）研究發(fā)現(xiàn)我國獨(dú)立董事制度與上市公司業(yè)績存在較弱的關(guān)聯(lián)性；陳偉民（2009）研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事多重任職和任期與公司業(yè)績負(fù)相關(guān)，且影響行業(yè)專長績效作用的發(fā)揮。杜育華（2011）發(fā)現(xiàn)，提高董事會中獨(dú)立董事比例CEO會越不愿意與董事會共享公司內(nèi)部信息，使得獨(dú)立董事難以直接降低第一類代理成本；為監(jiān)督大股東侵占而必須進(jìn)行的獨(dú)立董事“獨(dú)立化”有可能在抑制第二類代理問題的同時(shí)，削弱大股東治理機(jī)制的有效性，誘發(fā)嚴(yán)重的股東與經(jīng)理層之間的利益沖突，間接增加第一類代理成本。張梅（2013）發(fā)現(xiàn)，隨著獨(dú)立董事比例、會計(jì)背景人數(shù)的增加控股股東代理成本將顯著降低，獨(dú)立董事的政治背景能顯著增加企業(yè)價(jià)值。

本文基于雙重代理成本理論研究獨(dú)立董事對兩類代理問題的治理效應(yīng)，一是股東與管理層代理成本；二是大股東與中小股東間的第二類代理成本。

二、數(shù)據(jù)來源、變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)分析

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，時(shí)間范圍為2007年至2013年A股非金融上市公司年度數(shù)據(jù)，在樣本選取中還遵循以下原則：（1）剔除ST、ST和PT類上市公司；（2）剔除資不抵債公司，即資產(chǎn)負(fù)債率超過100%的公司；（3）剔除營業(yè)收入異常的公司，即營業(yè)收入增長率超過150%的公司；（4）其他研究變量可能還存在異常值，本文在5%水平上使用Winsorize方法進(jìn)行縮尾處理。處理過后樣本容量為13 303。

（二）變量說明

1.被解釋變量有兩個(gè)，第一個(gè)為第一類代理成本（cost1），使用變量為經(jīng)營費(fèi)用率，計(jì)算方法為管理費(fèi)用、銷售費(fèi)用之和與主營業(yè)務(wù)收入的比值；第二個(gè)為第二類代理成本（cost2），定義為其他應(yīng)收款與公司總資產(chǎn)的比值。

2.實(shí)驗(yàn)變量也有兩個(gè)獨(dú)立董事人數(shù)（ind_num）和獨(dú)立董事比例（ind_ratio），即獨(dú)立董事人數(shù)與董事會總?cè)藬?shù)的比例。

3.控制變量，公司規(guī)模（lsize），用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)值表示；負(fù)債水平（tl），即總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值；盈利能力（roa），即總資產(chǎn)報(bào)酬率，等于息稅前利潤與總資產(chǎn)的比值；成長機(jī)會（ros），計(jì)算方法為：（當(dāng)年主營業(yè)務(wù)收入-上一年主營業(yè)務(wù)收入）/上一年主營業(yè)務(wù)收入；第一大股東持股比例（top1），第一大股東持有股份與公司總股份的比值；股權(quán)制衡度（blocks_dummy），啞變量，第一大股東持股比例大于50%、第二大股東持股比例大于10%且第一大股東持股比例小于第二、三、四、五股東持股之和時(shí)為股權(quán)制衡，取值為1，否則為0。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表1可知，在分析的樣本數(shù)據(jù)范圍中，兩類代理成本的極差很大，分別為0.3和0.045，說明不同的公司治理效果差異較大。結(jié)合表2和圖1，我國上市公司獨(dú)立董事的平均人數(shù)為3.279人，獨(dú)立董事人數(shù)為3人的公司共9 214家，占69.26%；為4人的2 647家，占19.9%；獨(dú)立董事最多的為8人，共8家公司。獨(dú)立董事人數(shù)占董事會規(guī)模比例的平均值為36.7%，最大值為80%。

三、實(shí)證分析

分別建立以cost1、cost2為被解釋變量，ind_num、ind_ratio為實(shí)驗(yàn)變量，lsize、tl、roa、ros、top1、blocks_dummy為控制變量的多元線性回歸模型：

其中εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，表示所建立的模型還存在各種偏誤。本文采用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)，為了消除截面數(shù)據(jù)可能產(chǎn)生的異方差，使用穩(wěn)健估計(jì)模型參數(shù)，回歸結(jié)果見表3。

從表3可知，四個(gè)模型的方差膨脹因子均為4.68（小于10），說明解釋變量之間不存在多重共線性，由于在估計(jì)參數(shù)過程中采用穩(wěn)健估計(jì)，可以消除隨機(jī)誤差項(xiàng)異方差產(chǎn)生的不利影響。

四、結(jié)論

本文以公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)報(bào)酬率、成長機(jī)會、第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度為控制變量，研究獨(dú)立董事人數(shù)、獨(dú)立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例對兩類代理成本經(jīng)營費(fèi)用率、其他應(yīng)收款與公司總資產(chǎn)的比值的影響。具體分析如下：

第一，本文獨(dú)立董事人數(shù)對兩類代理成本在10%的顯著水平上均不顯著，但兩個(gè)符號均為負(fù)號，說明獨(dú)立董事的人數(shù)在一定程度上起到監(jiān)督作用，使兩類代理成本減少。

第二，獨(dú)立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例對第一類代理成本在10%的顯著水平上不顯著，對第二類代理成本在1%的顯著性水平上顯著，但兩個(gè)符號均為正號，說明獨(dú)立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例越大，不僅不能起到監(jiān)督作用，而且還使兩類代理成本增加。

綜上可知，對獨(dú)立董事的有效性研究實(shí)證結(jié)果異常，在統(tǒng)計(jì)上不顯著、符號異常，說明獨(dú)立董事制度并沒有起到監(jiān)督作用，獨(dú)立董事的設(shè)立并不能減少信息不對稱和有效降低代理成本，反而可能增加代理成本，究其原因可能是由于我國特有的國情決定的，如獨(dú)立董事激勵(lì)機(jī)制與保護(hù)機(jī)制不健全、獨(dú)立董事獨(dú)立性不強(qiáng)、地位低下等。

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