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)負債率、總資產(chǎn)報酬率、成長機會、第一大股東持股比例、股權制衡度為控制變量，研究獨立董事人數(shù)、獨立董事規(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)獨立董事人數(shù)對兩類代理成本在統(tǒng)計上均不顯著，獨立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例對第一類代理成本在統(tǒng)計上不顯著，獨立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例對第二類代理成本在統(tǒng)計上顯著，但符號卻是正號。

【關鍵詞】 獨立董事； 有效性； 雙重代理成本

中圖分類號：F224 文獻標識碼：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《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，標志著獨立董事制度的正式建立，關于獨立董事的有效性、獨立性問題一直受到學術界和實務界的廣泛關注。駱品亮等（2004）分析發(fā)現(xiàn)，公司設立獨立董事前后，公司業(yè)績有顯著性差異，但是公司業(yè)績與獨立董事在董事會中所占比例無關，而且引入獨立董事后，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)我國獨立董事制度與上市公司業(yè)績存在較弱的關聯(lián)性；陳偉民（2009）研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事多重任職和任期與公司業(yè)績負相關，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行的獨立董事“獨立化”有可能在抑制第二類代理問題的同時，削弱大股東治理機制的有效性，誘發(fā)嚴重的股東與經(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)，隨著獨立董事比例、會計背景人數(shù)的增加控股股東代理成本將顯著降低，獨立董事的政治背景能顯著增加企業(yè)價值。

本文基于雙重代理成本理論研究獨立董事對兩類代理問題的治理效應，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)計分析

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，時間范圍為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，第一個為第一類代理成本（cost1），使用變量為經(jīng)營費用率，計算方法為管理費用、銷售費用之和與主營業(yè)務收入的比值；第二個為第二類代理成本（cost2），定義為其他應收款與公司總資產(chǎn)的比值。

2.實驗變量也有兩個獨立董事人數(shù)（ind_num）和獨立董事比例（ind_ratio），即獨立董事人數(shù)與董事會總人數(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；負債水平（tl），即總負債與總資產(chǎn)的比值；盈利能力（roa），即總資產(chǎn)報酬率，等于息稅前利潤與總資產(chǎn)的比值；成長機會（ros），計算方法為：（當年主營業(yè)務收入-上一年主營業(yè)務收入）/上一年主營業(yè)務收入；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、五股東持股之和時為股權制衡，取值為1，否則為0。

（三）描述性統(tǒng)計分析

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。結合表2和圖1，我國上市公司獨立董事的平均人數(shù)為3.279人，獨立董事人數(shù)為3人的公司共9 214家，占69.26%；為4人的2 647家，占19.9%；獨立董事最多的為8人，共8家公司。獨立董事人數(shù)占董事會規(guī)模比例的平均值為36.7%，最大值為80%。

三、實證分析

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

其中εi為隨機誤差項，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)健估計模型參數(shù)，回歸結果見表3。

從表3可知，四個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，由于在估計參數(shù)過程中采用穩(wěn)健估計，可以消除隨機誤差項異方差產(chǎn)生的不利影響。

四、結論

本文以公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)報酬率、成長機會、第一大股東持股比例、股權制衡度為控制變量，研究獨立董事人數(shù)、獨立董事規(guī)模占董事會規(guī)模比例對兩類代理成本經(jīng)營費用率、其他應收款與公司總資產(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，但兩個符號均為負號，說明獨立董事的人數(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，但兩個符號均為正號，說明獨立董事規(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，對獨立董事的有效性研究實證結果異常，在統(tǒng)計上不顯著、符號異常，說明獨立董事制度并沒有起到監(jiān)督作用，獨立董事的設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，如獨立董事激勵機制與保護機制不健全、獨立董事獨立性不強、地位低下等。

【主要參考文獻】

[1] 駱品亮，周勇，郭暉. 獨立董事制度與公司業(yè)績的相關性分析：來自滬市A股的實證研究[J].上海管理科學，2004（2）：20-23.

[2] 白重恩，劉俏，陸洲，等. 中國上市公司治理結構的實證研究[J]. 經(jīng)濟研究，2005（2）：81-91.

[3] 肖曙光. 獨立董事制度與我國上市公司業(yè)績的相關性研究[J]. 系統(tǒng)工程，2006（8）：87-92.

[4] 陳偉民. 獨立董事職業(yè)背景與公司業(yè)績[J]. 管理世界，2009（3）：182-183.

[5] 杜育華. 雙重委托代理下獨立董事治理效應研究[J]. 管理學報，2011（7）：1081-1085.

[6] 張梅. 獨立董事、控股股東代理成本與企業(yè)價值[J]. 東南學術，2013（3）：88-98.

[7] 羅進輝. 媒體報道的公司治理作用——雙重代理成本視角[J]. 金融研究，2012（10）：153-166.

[8] 趙景文，于增彪. 股權制衡與公司經(jīng)營業(yè)績[J].會計研究，2005（12）：59-64，96.

[9] 郝玉貴. 獨立董事的獨立性與制度的有效性[J].會計之友，2005（3）：57-58.

[10] 馬如靜，唐雪松. 獨立董事聲譽機制有效性：理論與證據(jù)[J].會計之友，2011（31）：12-17.