摘 要：上市公司治理機制的核心在董事會，而董事會結構及其治理效果又受到控股方影響。本文利用A股民營公司的數(shù)據實證考察了控股方的控制結構對獨立董事比例這一治理機制的影響。結果顯示，A股民營公司獨立董事比例僅處于滿足監(jiān)管數(shù)量要求的“達標”邊界，控股方的控股比例越高，越不愿強化董事會獨立性；若控股方直接擔任董事長或總經理、抑或兩職兼任，則愿引進更多獨立董事。總的說來，A股民營公司的獨立董事機制難以越出控股方的意圖。

關鍵詞：A股民營公司；控股方；董事會治理；獨立董事

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2013）02-0070-05

一、引言

控股股東和股權集中是一種弱法律保護水平的替代機制①；然而，公司控股股東卻會利用控制權和現(xiàn)金流權相分離的不對稱股權結構實現(xiàn)對其他中小股東的利益侵占，通過“隧道”行為來侵占公司資產滿足自己的私利已成為公司治理領域的主要難題。

董事會治理機制被認為是“市場經濟中公司治理機制的核心”（埃爾馬蘭和魏斯巴赫，1998、2001）。而在中國上市公司的董事會結構中，很難實現(xiàn)獨立董事占據多數(shù)，董事會監(jiān)督很難發(fā)揮其獨立性作用。

本文的主要目的是考察存在控股股東所有權和控制權分離的情況下，董事會治理的獨立性即獨立董事運行機制會受到控股方控制結構的何種影響。

二、相關背景、問題及文獻綜述

（一）相關背景

2001年8月，中國證監(jiān)會發(fā)布了《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，自此開始在上市公司中推行獨立董事制度，規(guī)定2003年6月30日之前上市公司獨立董事的比例不得低于董事會成員的1/3。2004年9月中國證監(jiān)會發(fā)布《關于加強社會公眾股股東權益保護的若干規(guī)定》，進一步肯定并完善了獨立董事制度。

雖然當時監(jiān)管機構對這一制度充滿了期待，多數(shù)學者也認為獨立董事的引入會起到促進董事會治理結構完善的重要作用，但直到2004年獨立董事比例才基本達到了監(jiān)管機構的要求，多數(shù)公司也僅是剛剛滿足數(shù)量比例的標準。

而作為成熟市場國家重要公司治理機制的獨立董事制度能否在我國同樣發(fā)揮作用，引起了理論界與實務界的廣泛關注。

（二）研究綜述

1. 國內學者的研究。關于董事會治理結構的研究，國內起步較晚，而關于A股公司董事會治理和獨立董事制度有效性的經驗研究結果也存在分歧。

早期的經驗研究認為，獨立董事制度對于公司績效沒有顯著影響或受到很大限制（胡勤勤和沈藝峰，2002；于東智等，2003；王兵，2007）；王躍堂等（2006）和葉康濤等（2006）分別在控制了獨立董事變量的內生性后，發(fā)現(xiàn)獨立董事能夠在一定程度上抑制大股東掏空，并對公司績效有正面影響。

邵少敏等（2004）和申明浩（2009）分別發(fā)現(xiàn)在大股東持股比例較高的公司或在家族控制的上市公司中獨立董事均未發(fā)揮有效的監(jiān)督作用；鄭志剛等（2009）通過研究則發(fā)現(xiàn)，董事會的獨立性能夠提高上市公司財務報告的準確性，家族控股股東的存在會降低董事會的監(jiān)督效應。

2. 國外學者的研究。國外的相關研究起步于上世紀80年代，研究認為獨立董事制度或董事會監(jiān)督是一種重要的內部治理機制，但在理論和實務層面也存在著分歧。

埃爾馬蘭和魏斯巴赫（Hermalint和Weisbach，1988）早就指出，理解董事會成員如何被選任對于理解董事會扮演何種角色以及他們的工作是否有效是至關重要的。延森（Jensen，1993）認為有效的董事會類型為較小的人數(shù)規(guī)模，且除CEO外，其余均應為外部董事。

而關于獨立董事和董事會監(jiān)督能否真正有效的爭議從未中斷。范齊爾（Vancil，1987）、納文（Naveen，2006）等認為獨立董事和有效的董事會具有監(jiān)督、激勵和評價經理的重要作用；但埃爾馬蘭和魏斯巴赫（1998）曾指出，外部董事的選擇具有內生性，很大程度上受到公司治理結構的影響；希夫達薩尼和葉爾馬克（Shivdasani和Yermack，1999）認為在股權相對分散的公司中，CEO對于董事會成員的選任有較大的影響力，他們更愿意選擇和自己有關系的獨立董事；而葉和沃特克（Yeh和Woidtke，2001）則指出，在股權較集中的中國臺灣上市公司中，控股股東也會傾向于選擇更多的“自己人”進入董事會。

可見，獨立董事制度的有效性明顯受到控股權的影響。實際上，由于控股股東和其他中小股東的利益不完全一致，尤其是控股方的現(xiàn)金流權和控制權相分離，使得控股方更有動機侵占公司資源。A股公司中控股方對獨立董事的選擇往往擁有較大的決定權，董事會結構有可能受到控股方的干預，從而使得其或體現(xiàn)了控股方的侵占意愿，或起到了限制侵占并提供戰(zhàn)略意見支持的作用，作用的發(fā)揮可能會受到控股方和其他因素的影響而不同。

（三）問題的導出及研究方法

關于公司治理結構研究的一個難題就是內生性問題。股權結構往往影響公司治理結構，這就需要采用工具變量法進行回歸，由于中國的公司治理機制和獨立董事制度近些年才引入上市公司中，這就允許本研究進行單方向的經驗檢驗。

A股公司中普遍存在著控股方股權集中度較高的情況。在此情況下，外部股東很難對控股方構成挑戰(zhàn)，而A股民營公司中又多為控股方直接參與公司經營管理或指定經理層，即“Owner-Managers”的情況，因此，控股方對獨立董事制度和董事會監(jiān)督的有效性會產生重要影響。下文將實證檢驗控股方的股權結構和其他特征對董事會治理之獨立董事機制的具體影響。

三、理論分析與研究假設

（一）控股方控制權和現(xiàn)金流權與獨立董事比例的關系分析

較多的研究認為獨立董事比例和公司績效之間不存在明確的線性關系或顯著的相關性，即獨立董事比例和董事會治理并不能有效抑制控股方侵占，也不能促進公司績效的提升（埃爾馬蘭和魏斯巴赫，1991；巴加特和布萊克，2000；胡勤勤和沈藝峰，2002）。尤其是，之前世界范圍的公司丑聞頻發(fā)和A股公司多起大股東掏空事件都顯示出獨立董事在監(jiān)督大股東方面的無效性。事實上，作為一種被引入的內部公司治理機制，獨立董事制度和董事會治理機制可能更多地受到其他治理結構的影響。

克萊森斯等（Claessens等，2002）的研究追溯了最終控制人，發(fā)現(xiàn)最終控股方所有權和公司績效正相關，而超額控制權和公司績效負相關，他們認為這兩種情況分別解釋了控股方的激勵效應和侵占效應。王鵬和周黎安（2006）以2001—2004年A股公司為樣本的研究也發(fā)現(xiàn)，控股方的控制權有負向的侵占效應，而所有權（現(xiàn)金流權）則有正面的激勵效應。

控股方行為具有兩面性。一方面控股地位使得其有動力也有能力對公司管理層進行監(jiān)督，從而提升企業(yè)績效；另一方面他們也有機會以犧牲中小股東的利益來謀取私利（鄭志剛等，2009）。理論上，控股股東的所有權越大，可能會更愿意選擇更多的獨立董事來幫助其監(jiān)督管理層，并利用獨立董事的專業(yè)知識來幫助決策；同時兩權分離程度越高、控制權越大，控股股東就可能有“掏空”動機，從而更少地聘請獨立董事來監(jiān)督甚至約束自己。由此，本文提出以下假設：

假設1：現(xiàn)金流權與獨立董事比例正相關，而控制權與獨立董事比例負相關。

（二）控股方參與管理、兩職兼任與獨立董事比例的關系分析

目前A股民營公司的董事長或總經理往往由控股方或創(chuàng)始人擔任，當控股方直接管理上市公司時，其對于公司的控制就更為有效，重要的經營戰(zhàn)略和決策能夠得到執(zhí)行，且憑借其控股地位很少會遇到阻力。進一步地，當董事長和總經理兩職兼任時，其對于公司董事會的控制力也會更大，因此即使獨立董事比例較大也不會對內部實際控制人的決策產生影響。而聘請更多的獨立董事則可以更好地利用獨立董事的社會資源和背景。由此，本文提出假設2：

假設2：當控股方直接參與管理（Owner-Manager）以及董事長和總經理兩職兼任時，獨立董事的比例會更高。

四、研究設計

（一）樣本選取

本文有關滬深兩市A股公司的基本數(shù)據來自國泰安信息技術有限公司CSMAR民營上市公司數(shù)據庫。研究樣本的選擇期間為2004—2010年②，基于金融行業(yè)的不同性質和會計數(shù)據的不同含義，首先在樣本中刪除了金融業(yè)公司，同時，為了使數(shù)據具有可比性，也剔除了ST類、創(chuàng)業(yè)板上市公司、被停止上市的公司以及部分數(shù)據不全的公司和最終控制人現(xiàn)金流權、控制權結構缺失的樣本，得到791個有效觀測樣本。

（二）計量方法和計量模型建立

本文數(shù)據為非平衡面板數(shù)據③。同時由于獨立董事比例變量是在0和1之間取值，因此，本文同時利用Tobit模型進行估計。根據上述分析，構建以下經濟計量模型來分析控股方控制權、現(xiàn)金流權等因素對獨立董事比例的影響：

董事會的獨立性通常由獨立董事的比例和數(shù)量來體現(xiàn)。若一家公司的董事會成員主要為內部董事，則控股方會比較容易地行使和實現(xiàn)自己的意圖，獨立董事的比例則衡量了公司治理機制的完善層級，因此，本文主要采用了獨立董事比例（OBOARD）來度量公司治理機制的完備程度。

檢驗測試變量主要包括了最終控股方的現(xiàn)金流權比例（Cash）、控制權比例（Vote）、董事長和總經理兩職兼任的虛擬變量（Duality）、最終控股方是否參與管理的虛擬變量（Owner_manager）、董事長持股比例變量（Share_Director）。此外，本文還控制了一些已被證實對公司治理會有影響的變量，如公司規(guī)模變量（Size）、公司成長機會變量（Growth）和公司績效變量（Profit）。變量界定見表1。C為截距項，βn為待估計的參數(shù)，α表示與各個上市公司相關的、時間上恒定不可觀測的具有公司特征的影響因素，ε為隨機擾動項。

（三）研究變量和描述統(tǒng)計

表2描述了樣本期間內，A股民營公司的獨立董事比例特征，同時給出了最終控股方的股權結構特點。獨立董事比例（OBOARD）均值為35%，最大值為66%，相對于鄭志剛等2009年的研究（獨立董事比例均值為25%），該比例有了顯著提高，但還遠低于美國上市公司80%以上的情況；獨立董事人數(shù)的均值為3.14，最大值也僅為6人。最終控股方現(xiàn)金流權比例（Cash）的均值為23.3%，最大值達到84%；控制權比例（Vote）的均值為33%，最大值達到了85%。最終控股方直接出任上市公司董事長、總經理等的情況（Owner_manager）也較為普遍，均值為40%，兩職兼任變量的均值為18%。

五、實證結果及其分析

本文首先利用非平衡面板數(shù)據來考察最終控股方的現(xiàn)金流權、控制權和董事會獨立性的關系，以此來解釋控股方的股權結構對董事會治理機制是否存在影響。運用非平衡面板數(shù)據建立模型，首先利用Hausman檢驗來確定模型中涉及的非觀測因素是固定效應還是隨機效應，然后才能確定適合的模型。隨機效應的Hausman檢驗結果表明，Hausman統(tǒng)計量值為625.84，相對應的概率為0.000（本檢驗結果對應表3中的面板數(shù)據模型，限于篇幅正文中沒有列示隨機效應的Hausman檢驗分析），檢驗結果接受了隨機效應模型的原假設。因此，本文首先利用隨機效應模型檢驗前面的理論假設，同時，為了減少異方差，采用廣義最小二乘法對模型進行回歸分析。

表3給出了最終控股方現(xiàn)金流權、控制權與董事會獨立性的回歸分析結果。

模型（1）和（2）檢驗了控股方現(xiàn)金流權、控制權和獨立董事比例間的關系。與研究假設1不一致的是，控股方現(xiàn)金流權、控制權和獨立董事比例之間不存在顯著的相關關系，這可能是因為，一般來說，A股民營公司獨立董事比例大都為1/3，即達到了監(jiān)管機構的基本要求，故控股方股權結構不會對獨立董事的數(shù)量和比例產生太大的影響，目前獨立董事制度仍只是一種被動的合規(guī)即可的情況。

而兩職兼任變量（Duality）和控股方參與管理變量（Owner_manager）則與獨立董事比例（OBOARD）在5%水平下顯著正相關，這一結果與假設2相一致，表明了公司控股方參與管理、兩職兼任時，其作為公司高管可能會更愿意引入和聘請與自己有關聯(lián)的獨立董事，也會更多地引入獨立董事以維護關系資源；同時，也可能由于其對公司的控制力非常強，從而更愿借助獨立董事的背景來幫助自己決策。

表4采用Tobit回歸模型對以上變量進行重新回歸，由于獨立董事比例變量的取值范圍在0和1之間，對于這種受限因變量不能再利用一般的OLS回歸模型進行估計，所以這里使用Tobit回歸模型進行估計。

表4的第（1）、（2）列中對獨立董事比例的回歸結果表明，控股方現(xiàn)金流權對獨立董事比例存在正向顯著影響，且兩職兼任變量、董事長持股比例變量和控股方參與管理變量都和獨立董事比例呈現(xiàn)顯著的正相關關系，這一結果和假設1較為相似。與隨機效應模型不同的是，公司規(guī)模變量對被解釋變量呈現(xiàn)出顯著的負向影響，而公司績效變量在各個模型的估計中都不顯著。

六、研究結論

為了考察影響董事會獨立性的具體因素，本文分別利用非平衡面板數(shù)據的隨機效應模型和受限因變量的Tobit模型進行計量估計，采用董事會中獨立董事比例來衡量董事會治理之獨立性指標。通過選取2004—2010年間A股民營公司的數(shù)據進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，控股方的股權集中度越高，越不愿意強化董事會治理機制，但若控股方直接擔任董事長或總經理則會促進董事會治理結構的完善，且董事長兩職兼任和持股比例較高的話，也會愿意引進更多的獨立董事。

進一步地，Tobit回歸的結果表明，控股方現(xiàn)金流權越高、董事長和總經理兩職兼任，則獨立董事比例會越高。公司績效變量則與獨立董事比例因素不存在顯著關系，這一點與蘇凱什等（Sukesh等，2009）的研究一致，而公司成長性確實對董事會的獨立性具有顯著的正向影響，公司規(guī)模的估計系數(shù)則為負。

從整體上來說，目前A股民營公司獨立董事的引入仍僅是為了滿足監(jiān)管機構的最低要求，控股方主動引入更多獨立董事的情況還比較少。另外，當控股方對董事會的控制力更大的時候，例如其直接擔任公司高管或兩職兼任時，就會愿意引入獨立董事，這可能是出于其對自己控制權的信心或公司經濟利益的考慮。由于公司績效和獨立董事比例之間不存在顯著關系，因此，本文認為，當公司存在控股方時，他們會利用現(xiàn)金流權和控制權分離等股權結構、兩職兼任、直接管理等方式來控制公司獨立董事比例，獨立董事比例甚至董事會治理會在很大程度上受到控股方的影響，而這種控制可能會使得董事會治理機制流于形式。

注：

①根據LLSV四位學者（拉波塔、羅伯特·維什尼、洛佩茲·西拉內斯、安德烈·施萊弗）的研究，在投資者法律保護水平較低的國家，股東為了保障自己的權益，需要依靠股權集中來行使控制權，這樣控股股東和股權集中實際上是一種弱法律保護程度的替代機制。

②雖然證監(jiān)會自2001年起就要求披露有關控股股東信息，但上市公司最終控制人控制權、現(xiàn)金流權方面的信息自2003年起才逐漸披露增多，從2004年開始其年報信息才較為豐富

③非平衡面板數(shù)據分析方法既避免了簡單混合數(shù)據橫截面回歸模型固有的樣本自相關問題，也避免了平衡面板數(shù)據模型因要求各橫截面樣本個體完全相同而引起的樣本選擇偏差問題（毛世平，2009）。

參考文獻：

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[2]Jensen，Michael C.，1993.“The Modern Industrial Revolution，Exit and the Failure of Internal Control Systems”，The Journal of Finance[J].7：831-880.

[3]胡勤勤，沈藝峰.獨立外部董事能夠提高上市公司的經營業(yè)績[J].世界經濟，2002，（7）.

[4]于東智，王化成.獨立董事與公司治理：理論、經驗與實踐[J].會計研究，2003，（8）.

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[6]王躍堂，趙子夜，魏曉雁.董事會的獨立性是否影響公司績效[J].經濟研究，2006，（5）.

[7]葉康濤，陸正飛，張志華.獨立董事能夠抑制大股東的掏空[J].經濟研究，2007，（4）.

（特約編輯 齊稚平；校對 GX）