上市公司业绩波动与独立董事占比

张恩众， 徐美玲，张守桢

(山东大学 管理学院，山东 济南 250100)



上市公司业绩波动与独立董事占比

张恩众， 徐美玲，张守桢

(山东大学 管理学院，山东 济南 250100)

建立独立董事制度是保护中小股东权益的重要措施，但独立董事占比是否越多越好，对此问题鲜有研究。利用2005—2013年上市公司年报数据，实证检验了上市公司业绩波动与独立董事占比之间的关系。研究发现，独立董事占比与企业业绩的波动性存在显著的正相关关系。区分企业规模和企业性质后发现，上述正相关关系主要存在于小规模企业和非国有企业。通过Z指数进行了稳健性检验，结论保持不变。这说明，从控制企业风险的角度看，独立董事占比并非越多越好。

上市公司；业绩波动；独立董事；董事会特征

一、引 言

董事会作为现代公司治理的核心机构，具有服务和监督的双重职能，前者是指对公司的发展提供战略性指导和发展资源，后者则侧重于对经理层的监督和控制,无论是服务还是监督职能都对企业发展有重要影响。因此，董事会特征成为影响公司治理效率的重要因素，而其中独立董事人数占董事会人数比例是董事会特征的一个重要显示。

独立董事制度产生于美国，设立的主要目的是维护中小股东的利益、监督管理层规范运作。我国的独立董事制度始于2001年中国证监会发布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》(以下简称《指导意见》)，它是我国首部关于在上市公司设立独立董事的规范性文件。2004年中国证监会发布的《关于加强社会公众股股东权益保护的若干规定》进一步明确了《指导意见》中的有关规定，并要求上市公司进一步建立、完善独立董事制度。

上市公司建立独立董事制度是保护中小股东权益的重要措施，但独立董事占比是否越多越好，对此问题鲜有研究。一般认为，独立董事出于维护个人声誉的需要，会尽力阻止上市公司投资高风险项目以便降低企业经营业绩的波动性。基于此，独立董事占比越多的企业，独立董事的影响力越大，从而企业经营业绩的波动性越小。事实果真如此吗？

本文选取我国沪深两个证券交易所2005—2013年间A股非金融类上市公司年报数据，实证检验了上市公司业绩波动与独立董事占比之间的关系。实证结果表明，独立董事占比与企业业绩波动性存在显著的正相关关系。区分企业规模和企业性质后发现，上述正相关关系主要存在于小规模企业和非国有企业。为确保结论的可靠性，本文利用上市公司Z指数进行了稳健性检验，结论保持不变。这说明，从控制企业风险的角度看，独立董事占比并非越多越好。

二、相关文献及研究假设

董事会是上市公司内部治理结构的核心，对公司的发展有至关重要的作用，独立董事占比是其重要特征。随着现代企业管理的规范化和有关政策的推动，越来越多的学者开始研究董事会特征，尤其关注独立性特征。现有文献主要是从董事会独立性对企业绩效、监督效率的影响等方面进行研究。

比如，王跃堂等的研究发现独立董事在董事会中所占比例与企业经营业绩显著正相关*王跃堂，赵子夜，魏晓雁：《董事会的独立性是否影响公司绩效》，《经济研究》，2006年第5期。；魏刚等的研究发现来自政府和银行背景的独立董事越多，公司经营业绩越好*魏刚，肖泽忠，Nick Travlos，邹宏：《独立董事背景与公司经营绩效》，《经济研究》，2007年第3期。；李汉军和张俊喜在研究中引入滞后效应，发现主动增加独立董事比例可提高公司未来几年的绩效，被动增加独立董事比例，对绩效无明显改善*李汉军，张俊喜：《董事会独立性和有效性的动态分析》，《南开经济研究》，2007年第6期。；谢永珍借助非参数检验和多元统计分析对我国上市公司董事会独立性与其监督效率的关系进行研究后发现我国上市公司独立董事比例与监督效率没有直接的关系*谢永珍：《中国上市公司董事会独立性与监督效率关系实证研究》，《山东大学学报》，2007年第4期。。

现有文献主要侧重于讨论董事会独立性与企业绩效及监管效率之间的关系，对于独立董事占比与企业业绩波动性之间的关系鲜有研究。从独立董事占比这一视角出发，研究企业业绩波动性与独立董事占比之间的关系，分析现象产生的内在原因，提出完善上市公司制度的政策建议，这正是本研究的目的所在。

管理层推行独立董事制度的另一个重要原因是希望独立董事能以专家的身份监督企业的经营决策，帮助企业提升管理水平和经营绩效。独立董事都是行业专家，为了维护自身声誉的需要，他们有动力、有能力来监督企业规范运营，降低投资风险，避免业绩的剧烈波动。在中国制度背景下，独立董事监督的主要动因就是为了规避自身的法律风险和声誉风险*唐清泉，罗党论，王莉：《上市公司独立董事辞职行为研究——基于前景理论的分析》，《南开管理评论》，2006年第9期。。为了维护自身良好的声誉，独立董事必然会充分发挥自身监督的权利，阻止履职上市公司进行高风险项目的投资。独立董事占比越高，独立董事的履职能力越强。从这个角度讲，独立董事占比越高，企业业绩波动性越小。由此，我们提出本文第1个待检假设。

假设1：独立董事占比与企业业绩波动成负相关关系。

独立董事占比与企业业绩波动的影响在不同规模企业间可能存在差异。规模较大的企业管理制度和机构设置相对规范，企业决策流程更加科学。并且，规模大的企业普遍都处于稳定发展时期，董事会所作出决策大多是常规性的决策，因此业绩波动性相对较小。相对于规模较大的企业而言，小规模企业更具有扩张冲动，为尽快扩大企业规模，他们会更多地选择高风险高收益的投资项目。此外，小规模企业内部治理结构相对简单，公司决策中更多体现的是“一人拍板”。受之影响，小规模企业的业绩波动性更大。据此，我们提出本文的第2个研究假设。

假设2：相对于大规模企业，独立董事占比对企业业绩波动性的影响在小规模企业中更为显著。

在我国特殊的制度背景之下，企业所有权的性质对企业风险可能会产生不同的影响。企业所有权的国有性质会弱化企业在投资决策中的风险偏好：在政府干预下，国有企业承担了过多的政策性负担，导致其往往会偏离企业价值最大化的目标，倾向于选择更稳健的投资策略，从而选择低风险的投资机会*李文贵，余明桂：《所有权性质，市场化进程与企业风险承担》，《中国工业经济》，2012年第12期。。此外，在现行的行政体制下，国有企业管理者面临着很强的政治晋升激励，出于规避责任的考虑，他们往往也不愿选择具有高风险的投资项目。相反，非国有企业的经营管理活动更加市场化，为了实现企业价值最大化，他们往往会选择高风险高收益的投资项目。因此，非国有企业业绩将具有更大的波动性。据此，我们提出本文的第3个研究假设。

假设3：相对于国有企业，独立董事占比对企业业绩波动性的影响在非国有企业中更为显著。

三、研究设计

(一)检验模型

由于本文中样本数据的时点数远远小于截面个体数，并且我们主要针对全样本进行研究，结合参数过多自由度损失过大等方面的综合考虑，本文最后选择了固定效应的变截距面板数据模型进行检验。具体检验模型设定为：

Volit=αt+β1Ratioit+β2Top5it+β3Compit+β4Growit+β5Levit+μit

(1)

式中，被解释变量Volit代表企业业绩波动性。本文选择样本企业5年内会计收益的标准差作为企业业绩波动性的考核变量，它等于样本企业在最近5年内(t-2年至t+2年)资产报酬率的标准差。在稳健性检验部分，我们还采用了美国纽约大学Altman提出的将企业5项重大财务指标进行加权平均而得出的Z指数(Z-score)对研究结果的可靠性进行验证。解释变量Ratioit等于一个企业董事会中独立董事总人数除以董事会总人数。

企业业绩波动性与独立董事占比之间的关系不能独立于其他经济因素之外而存在，为更准确地考核二者之间的关系，我们在模型中还控制了其他相关因素的影响。Top5it代表企业前五大股东的持股比例之和，体现企业的股权集中程度。根据黄曼行和任家华的研究，民营上市公司股权集中程度与财务风险负相关*黄曼行,任家华：《制度环境、股权结构与财务风险——来自我国民营上市公司的实证》，《云南财经大学学报》，2014年第1期。。因此，我们预计其回归系数显著为负。Compit代表高管薪酬，用企业前三名高管薪酬之和的自然对数来表示。迟旭升和李明研究发现，高管薪酬与企业的财务风险负相关，企业高管薪酬越高，企业高管就会同“利益收敛”假说中描述的那样积极参与企业经营决策，努力降低企业财务风险*迟旭升，李明：《公司治理与企业财务风险相关性研究——来自沪深两市主板A股上市公司的经验数据》，《东北财经大学学报》，2011年第5期。。所以，我们预计其回归系数显著为负。Growit表示企业成长性，它等于期末营业收入减期初营业收入后的差额除以期初营业收入。高成长性企业面临较大的发展空间，拥有较多投资机会，其投融资规模相对较大，从而导致企业不确定性增大，增大企业的风险程度。因此，我们预计其回归系数显著为正。Levit为资产负债率，表示企业负债水平。企业负债水平越高，其风险越大。我们预计其回归系数显著为正。

为检验假设2，我们将全样本企业按总资产划分为大规模和小规模企业，将样本企业2007-2011年五年间总资产求和并进行排序，选取所有样本企业中总资产最大的三分之一和总资产最小的三分之一，分别定义为大规模企业(Big firm)和小规模企业(Small firm)。将两种类型的企业分别放入模型(1)中进行检验。为保证小规模企业和大规模企业的区分度，我们剔除了中间三分之一的样本数据。

为检验假设3，我们将全样本企业按照实际控制人性质分为国有企业(SOE)和非国有企业(NSOE)，并分别放入模型(1)中进行检验。

(二)样本选择与数据来源

本文选取2005-2013年我国沪深两市的A股非金融类上市公司作为初始研究样本，并按照如下原则对初始样本进行了处理：(1)剔除金融类上市公司的观测值；(2)剔除资产报酬率在5年(t-2年至t+2年)内不连续的上市公司观察值，处理后数据的样本区间为2007-2011年；(3)剔除相关变量缺失的上市公司观察值。经过上述处理，最终得到2007-2011年间的6776个样本数据。本文使用的数据均来源于深圳国泰安信息技术有限公司的CSMAR数据库。

(三)描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表1所示。企业业绩波动性均值为0.0586，表明总体上看样本企业的波动性不大，但最大值与最小值分别为10.6157和 0.0004，表明不同企业间业绩波动性存在较大差异。独立董事占比均值为0.3637，最大值和最小值分别为0.7143和0.0909，表明总体上样本企业独立董事所占比例满足《指导意见》要求的三分之一，但不同企业的独立董事占比存在较大差异，甚至有些企业未达到《指导意见》要求。股权集中度均值为50.1640，表明我国上市企业股权集中度比较高。高管薪酬均值为13.7121，标准差为0.8127，表明样本企业对管理层的薪酬激励水平较高，但不同企业之间激励强度差异较大。其他变量均处于正常范围内。

表 1 描述性统计

注：Vol为企业资产报酬率(ROA)在5年内(t-2年至t+2年)的标准差，表示企业盈利波动；Ratio =独立董事人数/董事会人数，表示董事会独立性；Top5为前5大股东的持股比例之和*100，表示股权集中度；Comp表示前三名高管薪酬之和的自然对数；Grow=(期末营业收入-期初营业收入)/期初营业收入，表示企业成长性；Lev为资产负债率，表示企业负债水平。

表 2 皮尔逊积差相关系数表

注： Vol为企业资产报酬率在5年内(t-2年至t+2年)的标准差，表示企业盈利波动；Ratio =独立董事人数/董事会人数，表示董事会独立性；Top5为前5大股东的持股比例之和*100，表示股权集中度；Comp表示前三名高管薪酬之和的自然对数；Grow=(期末营业收入-期初营业收入)/期初营业收入，表示企业成长性；Lev为资产负债率，表示企业负债水平。* ** ***分别表示在10%、5%、1%水平显著。

不同变量之间的皮尔逊积差相关系数如表2所示。由表2可以看出，独立董事占比与企业业绩波动性之间的相关系数显著为正，表明董事会独立性对企业业绩波动有较大影响，但影响方向与假设1不同，我们将在回归分析中做出进一步验证。股权集中度与企业业绩波动性之间的关系并不显著，与我们的预期不同，反映了股权集中度对企业业绩波动的影响是复杂的，可能因大股东侵占企业继而掏空企业，也有可能因大股东利益的“协同效应”而降低企业业绩的波动性。高管薪酬与企业业绩波动性显著负相关，企业成长性、负债水平与企业业绩波动性之间显著正相关，与我们的预期相符。

四、回归结果及稳健性检验

(一)回归结果

表3显示了全样本数据的回归结果。股权集中度估计系数为负，但不显著，表明与企业业绩波动性无明显相关关系；高管薪酬估计系数显著为负，符合我们的预期，即薪酬的增加使得企业高管更加积极参与企业经营决策，从而降低企业风险；企业成长性估计系数显著为正，表明企业的成长性越大，企业业绩波动性越大；企业负债水平估计系数显著为正，说明负债水平的提高会增大企业业绩波动性。

独立董事占比的估计系数在5%水平上显著为正，该结果与预期假设1相反，表明随着董事会独立性的提高，企业业绩波动性反而增大。我们认为导致这种现象出现的原因可能有如下几种情况：

1．独立董事与管理层之间信息不对称。独立董事参与公司决策，并以客观、自主的立场发表重要意见是以对公司经营信息的详细了解为基础的。独立董事在履职企业属于兼职性质，相对于全职的管理人员，二者之间存在信息不对称性。此外，企业往往存在管理层故意隐瞒公司业务真实状况的现象。这都导致独立董事不能充分获得企业相关信息，从而导致其不能充分发挥监督作用。此外，独立董事作用的发挥，还有赖于独立董事对上市公司事务在时间和精力上的投入。现实中，公司独立董事一般都聘请政府关联、银行关联或是知名学者担任，而他们可能同时兼任多家公司独立董事和其他繁多社会职务，能够投入到单个上市公司的时间和精力极为有限，很难在公司决策中发挥真正作用，使得公司决策掌握在少数执行董事手中，起不到监督控制作用，增加企业风险。

2．独立董事不能保持独立性。首先，《指导意见》规定，“上市公司董事会、监事会、单独或者合并持有上市公司已发行股份1%以上的股东可以提出独立董事候选人，并经股东大会选举决定。”由于我国企业股东大会和董事会大都由大股东和内部人控制，监事会也往往受控于大股东和管理层，这就导致企业所聘请的独立董事往往是大股东所中意的人选。由此程序选出的独立董事多为大股东的利益代表，不仅没有起到抑制“一股独大”、维护弱者权益的作用，反而成为大股东的“代言人”，便于大股东维护自身利益，对企业整体利益的维护没有起到积极作用，反而增加企业风险。其次，《指导意见》还规定，“上市公司应当给予独立董事适当的津贴。津贴的标准应当由董事会制订预案，股东大会审议通过，并在公司年报中进行披露。”在股东大会和董事会受大股东控制的情况下，独立董事津贴决定权实际掌握在大股东手中。这都导致独立董事不能完全独立于大股东，不能保持其独立性。而独立性是独立董事充分发挥其监督权利的基础。再次，在我国特有的人情社会、关系社会特征下，企业设立独立董事是有关政策推动的，而不是出于保护投资者利益的目的，在选择独立董事时，看重的不是维护中小股东的权益，而是独立董事的背景、资源、知识，因此，有政府关联、银行关联背景的独立董事往往成为企业争取的对象，以期企业在行政审批、获取银行贷款等方面获得优先权。在聘请有背景有资源的独立董事后，会增加管理者对企业良好发展的预期，助长管理者过度自信的管理行为，做出非理性决策的可能性增加，企业风险加大。

3．独立董事与监事会的职能重叠，造成管理相对混乱。监事会作为我国企业“三会”设置之一，在企业经营中扮演着极其重要的角色，它与独立董事的职责在很多方面是重叠的。这种重叠往往会导致二者职权不明确，责任相互推诿，造成管理混乱，导致独立董事不能充分发挥其监督职能。

表3 全样本回归结果

注： 被解释变量Vol为企业资产报酬率最近5年(t-2年至t+2年)的标准差，反映企业业绩波动性大小；Ratio =独立董事人数/董事会人数，表示董事会独立性；Top5为前5大股东的持股比例之和*100，表示股权集中度；Comp表示前三名高管薪酬之和的自然对数；Grow =(期末营业收入-期初营业收入)/期初营业收入，表示企业成长性；Lev为资产负债率，表示企业负债水平。* ** ***分别表示在10%、5%、1%水平显著。

表4 按企业规模回归结果

注：同表3。

表4展示了按企业规模进行的分样本回归结果。列(1)和列(2)分别为小规模企业(Small firm)和大规模企业(Big firm)两个分样本关于模型的回归结果。如表4所示，独立董事占比的估计系数在小规模企业中显著为正，而在大规模企业中无显著关系。说明独立董事占比对企业业绩波动性的影响只存在于小规模企业，并且二者之间为显著正相关。该结果验证了假设2，同时正相关关系也同表3全体样本的回归结果一致。

表5展示了按企业性质进行的分样本回归结果。列(1)和列(2)分别为国有企业(SOE)和非国有企业(NSOE)两个分样本关于模型(1)的回归结果。如表5所示，独立董事占比的估计系数在非国有企业中显著为正，而在国有企业中无显著关系。说明独立董事比例对企业业绩波动性的影响只是显著存在于非国有企业，并且二者之间为正相关。该结果验证了假设3，同时正相关关系也同表3全体样本回归结果一致。

(二)稳健性检验

为进一步验证结论的可靠性，我们将Z指数*Z指数(Z-score)由企业5项重大财务指标进行加权平均而得。Z-score=1.2×营运资金/总资产+1.4×留存收益/总资产+3.3×息税前利润/总资产+0.6×股票总市值/负债账面价值+0.999×销售收入/总资产。的波动性作为被解释变量进行面板数据模型的再次回归。回归模型为：

VOZit=αt+β1Ratioit+β2Top5it+β3Compit+β4Growit+β5Levit+μit

(2)

模型(2)中，被解释变量为Z指数的波动性，它等于一个企业最近5年Z指数的标准差。模型(2)中解释变量及控制变量的含义同模型(1)一致。

稳健性检验的回归结果如表6所示，独立董事占比的估计系数在1%水平上显著为负，说明独立董事比例越高，Z指数越小，企业业绩波动性越大。该回归结果与资产报酬率波动性作为被解释变量时的回归结果一致，均表明随着独立董事比例的提高，企业业绩波动性增大。

表5 按企业性质回归结果

注：同表3。

表6 稳健性检验结果

注：被解释变量为Z指数最近5年(t-2年至t+2年)的标准差，反映企业业绩波动性大小；Ratio =独立董事人数/董事会人数，表示董事会独立性；Top5为前5大股东的持股比例之和*100，表示股权集中度；Comp表示前三名高管薪酬之和的自然对数；Grow =(期末营业收入-期初营业收入)/期初营业收入，表示企业成长性；Lev为资产负债率，表示企业负债水平。* ** ***分别表示在10%、5%、1%水平显著。

五、结论及建议

本文以我国2005-2013年间沪深两市的A股非金融类上市公司数据为研究样本，实证检验了独立董事占比与企业业绩波动性之间的关系。实证检验结果显示，独立董事占比与企业业绩波动性成显著正相关关系，即随着独立董事比例的提高，企业经营业绩的波动性增大。区分企业规模和企业性质研究发现，上述关系主要存在于小规模企业和非国有企业。

针对实证分析得出的结论，我们给出如下政策建议：

1.以法规形式确保独立董事有效行权的信息资源。利用法律法规的强制性，要求企业对独立董事做到充分的信息披露，保证独立董事可以完全接触到企业的相关文件和信息，确保独立董事能够充分发挥监督权利。

2.改革独立董事选任机制。建立独立董事人才市场，并对独立董事建立声誉评估档案。这样不仅可以保证独立董事的相对独立性，同时在其声誉资本的推动下，他们会更积极地监督企业的经营管理，为企业出谋划策。

3.明确监事会与独立董事的职责。修改《公司法》中的相关条款，可将监事会监督职责明确在财务监督方面，而独立董事职责集中在决策监督环节，避免两者的职能重叠，从而更有效地发挥两者职能，保障工作的有效性。

[1] 刘曼琴：《董事会独立性的比较分析》，《湖南行政学院学报》，2008年第3期。

[2] 叶康涛、祝继高、陆正飞、张然：《独立董事的独立性：基于董事会投票的证据》，《经济研究》，2011年第1期。

[3] 翟胜宝、张胜、谢露、郑洁：《银行关联与企业风险——基于我国上市公司的经验证据》，《管理世界》，2014年第4期。

[4] Adams R B， Ferreira D. A theory of friendly boards ，The Journal of Finance，2007，62(1)：217-250.

[5] Peng M W. Outside directors and firm performance during institutional transitions ，Strategic Management Journal， 2004，25(5)：453-471.

张恩众(1964—)，男，山东大学管理学院教授，经济学博士；徐美玲(1988—)，女，山东大学管理学院硕士研究生；张守桢(1989—)，男，山东大学管理学院硕士研究生。

F276.6

A

1003-8353(2015)01-0171-06