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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我國獨立董事對中小股東權(quán)益保護的實證研究

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股普通機械制造業(yè)板塊34家上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，實證分析我國獨立董事與中小股東權(quán)益的關(guān)系。指出提高獨立董事的絕對數(shù)量和相對數(shù)量，能有效的促使獨立董事參與公司治理，保護中小股東權(quán)益；要提高獨立董事參與公司治理的程度，必須進一步規(guī)范獨立董事的相關(guān)規(guī)定；獨立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護之間不存在顯著的倒U型關(guān)系，其擔(dān)任獨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，建議建立獨立董事聲譽激勵機制。

獨立董事；中小股東；權(quán)益保護

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能力弱等特點，一直都處于相對弱勢地位。加強對中小股東的保護，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，獨立董事能否有效承擔(dān)起保護中小股東權(quán)益的角色，也引起了資本市場的關(guān)注。因此，本文立足于獨立董事的角度，提出了三個研究假設(shè)來實證研究其對中小股東權(quán)益保護的影響。

一 假設(shè)提出

獨立董事規(guī)模是指：獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)之比，獨立董事發(fā)揮其獨立性以及行使監(jiān)督權(quán)，都與獨立董事的規(guī)模有關(guān)。獨立董事人數(shù)的提高，有利于獨立董事增強其在董事會上的話語權(quán)份量[2]，同時也有效的提高了獨立董事監(jiān)督權(quán)的質(zhì)量以及獨立性的發(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性。根據(jù)《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》的規(guī)定，公司重大關(guān)聯(lián)交易必須取得獨立董事的認可。這就意味著，獨立董事對重大關(guān)聯(lián)事件具有“一票否決”權(quán)。隨著獨立董事人數(shù)的增加，獨立董事對關(guān)聯(lián)事件發(fā)表異議的概率也很有可能增加，因而更加能保護中小股東的權(quán)益。

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

獨立董事對公司監(jiān)督力度的大小，直接決定了獨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，主要是指獨立董事以其自身的獨立性參與公司管理的程度。獨立董事發(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)者認為：獨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：如果獨立董事能按時出席董事會，說明獨立董事比較勤勉，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)理層以保護中小股東權(quán)益。

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

一個理性經(jīng)濟人，往往會追求自身經(jīng)濟利益的最大化。作為理性經(jīng)濟人，獨立董事也不例外。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：“獨立董事津貼標準應(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?！比欢?，在大股東或控股股東控制著董事會和股東大會的情況下，獨立董事的津貼決策權(quán)實際上是由大股東或控股股東掌控著，如此，若獨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，本文認為獨立董事報酬過低或過高，都將不利于獨立董事保持獨立性以及發(fā)揮監(jiān)督作用。獨立董事報酬的高低與中小股東權(quán)益保護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)。為了驗證我國獨立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護是否存在“區(qū)間效應(yīng)”，我們提出假設(shè)三：

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

二 實證分析

(一)模型構(gòu)建與變量設(shè)計

借鑒相關(guān)研究的做法，本文在研究獨立董事與保護中小股東權(quán)益的關(guān)系時，主要運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)益保護綜合指標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、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，通過進行層次分析法得出的一個綜合性指標(各指標的詳細說明見表2-2)。

表2-2 各項財務(wù)指標說明表

(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，我們對樣本進行了如下篩選：

1.考慮到凈資產(chǎn)值為負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)益保護的綜合值時，主要面向?qū)＜疫M行中小股東權(quán)益保護指標的選取及權(quán)重確定的調(diào)研。在確定知情權(quán)指標中的信息披露數(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。

三 實證分析

(一)層次分析結(jié)果及中小股東權(quán)益保護綜合得分

1. 在運用層次分析法[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)方根法進行一致性檢驗，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)益保護程度普遍不高，最高得分才69.685，平均得分也只不過55.254?？梢娫谖覈罱凰鲜械钠胀C械制造業(yè)公司中保護中小股東權(quán)益的意識不強。

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

表3-5 中小股東權(quán)益保護綜合得分描述性統(tǒng)計

表3-6 獨立董事特征的描述性統(tǒng)計

(三)變量的相關(guān)性分析

為了檢驗獨立董事對中小股東權(quán)益保護之間的相關(guān)性，本文采用 Pearson 相關(guān)系數(shù)對二者的關(guān)系進行檢驗，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，因此能夠進行回歸分析。

1. 表3-7為所建模型一的變量相關(guān)性檢驗表，從表中可以看出，中小股東權(quán)益保護與獨立董事規(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，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)益保護與獨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，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)果的準確性，可以進行回歸分析。

2.表3-8為所建模型一的變量相關(guān)性檢驗表，從表中可以看出，中小股東權(quán)益保護與獨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，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)益保護和獨立董事報酬水平兩者之間進行曲線回歸分析。

表3-7 模型一變量相關(guān)性檢驗表

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

為了進一步考察中小股東權(quán)益保護與獨立董事的關(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)益保護綜合評價值F作為被解釋變量，以獨立董事規(guī)模S1、獨立董事勤勉程度S2、公司規(guī)模SIZE、第一大股東持股比例SHARE以及資產(chǎn)負債率DEBT作為解釋變量和控制變量進行回歸分析，分析時采用強制變量進入法。將上述變量運用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)實生活中對中小股東權(quán)益保護產(chǎn)生影響的因素有很多，除了本文所涉及到的獨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。

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)益保護與獨立董事規(guī)模之間存在著正向相關(guān)關(guān)系，從而驗證了本文的假設(shè)1；獨立董事勤勉程度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，實證結(jié)果未能支持假設(shè)2，說明獨立董事勤勉程度對中小股東權(quán)益保護影響不大。

表3-11 回歸系數(shù)表

(五)曲線回歸分析

為了驗證假設(shè)三：獨立董事報酬水平對中小股東權(quán)益保護的影響是否存在倒U型關(guān)系。我們進行曲線回歸分析，將中小股東權(quán)益保護綜合評價值作為因變量，將獨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，自變量為獨立董事報酬水平，因變量為中小股東權(quán)益保護綜合評價值，分別對兩個模型進行曲線擬合，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)益保護與獨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，也就是說獨立董事報酬水平只能解釋中小股東權(quán)益保護變化的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，表明整個回歸方程是顯著的。

表3-13 方差分析表

注：自變量為獨立董事報酬水平。

(3)由表3-14可以看出，獨立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護之間的回歸系數(shù)為10.238，再次證明了獨立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護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，獨立董事報酬水平的回歸系數(shù)為18.257，獨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。由此可見，獨立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護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，獨立董事報酬水平二次項的系數(shù)為正，一次項系數(shù)為負，雖然獨立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護之間存在著倒U型關(guān)系，但是并不顯著，未能驗證假設(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械制造業(yè)板塊34家公司102個樣本數(shù)據(jù)進行分析，對獨立董事在中小股東權(quán)益保護中的作用進行了實證檢驗，研究結(jié)果表明：

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

2.從獨立董事勤勉程度來看，理論上說，獨立董事參加會議的次數(shù)越多對中小股東權(quán)益的保護作用越強，但實證中并沒有通過顯著性檢驗。在實踐中，獨立董事一般都是兼職董事，其在獨立董事這個職業(yè)上付出的時間和精力不多。因此，要提高獨立董事參與公司治理的程度，需要進一步規(guī)范獨立董事的相關(guān)規(guī)定，使獨立董事有更多的時間參與公司治理，同時還應(yīng)當(dāng)注重獨立董事在董事會上的發(fā)表建議的質(zhì)量。

3.獨立董事報酬水平與中小股東權(quán)益保護之間不存在顯著的倒U型關(guān)系。其原因可能是獨立董事一般是社會上的高收入者，其擔(dān)任獨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，建議建立獨立董事聲譽激勵機制[7]。

綜上所述，本文認為應(yīng)當(dāng)在強調(diào)獨立董事規(guī)模的同時，規(guī)定獨立董事的最低工作時間標準，改變對獨立董事的激勵方式以求進一步健全完善獨立董事制度，促使獨立董事切實地在中小股東權(quán)益保護方面發(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械制造業(yè)板塊的公司，樣本數(shù)據(jù)不夠大，由于部分數(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等四個指標代表中小股東權(quán)益保護的程度，實際上中小股東權(quán)益受到保護的表現(xiàn)和方式還有很多。因此選取指標較少，用其實證結(jié)果來說明我國所有上市公司，有一定的局限性。

[1] 陳 紅,吳衛(wèi)華.上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、現(xiàn)金股和政策與投資者保護[J].金融發(fā)展研究,2011(05):62-68.

[2] 周紅梅.從完善公司獨立董事制度來談中小股東權(quán)益的保護[J].咸寧學(xué)院學(xué)報,2010(03).

[3] 曹湘平.我國獨立董事功能 缺失的原因[J].中國國情國力，2008(01).

[4] 杜 強,賈麗艷. SPSS統(tǒng)計分析從入門到精通[M].人民郵電出版社:北京, 2009:258.

[5] 王應(yīng)明.判斷矩陣排序方法綜述[J].決策與決策支持系統(tǒng),1995,5(3):101-114.

[6] 黃仕英,曹湘平.我國獨立董事發(fā)展現(xiàn)狀與對策研究[J].會計師，2013(183).

[7] 申慧慧.獨立董事制度的重構(gòu)——基于股權(quán)結(jié)構(gòu)的分析[J].會計之友,2012(11).

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，研究方向為財務(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，研究方向為財務(wù)與會計。

F275

A

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