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云南上市公司独立董事声誉与企业绩效的关系研究

放大字体  缩小字体 发布日期:2018-03-27  来源:网络  浏览次数:20
  摘 要:本文通过对2008年~2015年云南省内上市公司数据的统计分析,发现独立董事占董事会总人数比例越高的公司其经营绩效越差,独立董事声誉与企业绩效呈“U型”关系。在独董兼职数较少的情况下,兼职会影响其治理作用,而在独董兼职数较多时出现明显的声誉激励作用。云南上市公司可以选择声誉较低的“专一独董”,或声誉较高的“明星独董”,以更好地发挥其治理作用,提升企业绩效。关键词:云南上市公司 独立董事 声誉激励
  中图分类号:F272 文献标识码:A 文章编号:2096-0298(2018)01(b)-108-02
  当公司的所有权和经营权分离时,公司股东和管理层的利益出现不一致,管理层的“自利行为”可能会损害股东利益,这就产生了第一类代理问题(Jensen& Meckling, 1976)。另外,公司大股东与小股东之间也存在利益冲突,由此就产生了第二类代理问题,这在股权相对集中的转型经济国家中表现得尤为明显。这两类代理问题降低了公司的经营效率,损害了企业价值。
  为了解决代理问题,独立董事制度应运而生。独立董事最早出现在美国,被称为“外部董事”,是指公司聘请一些不在公司全职工作、其报酬也与公司业绩无关的外部人员担任董事会成员。随着对代理的问题关注增多,外部董事被寄予厚望,要求确保其独立性,以有效约束管理层与控股股东损害公司利益的行为。于是,独立董事制度日益完善并迅速推广到世界各国。
  2001年,中国证监会颁布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》,正式引进独立董事制度。文件要求独立董事独立地履行职责,维护公司整体利益,尤其要关注中小股东的合法权益;且要求上市公司董事会成员中应至少包括三分之一独立董事。确立规范之后,中国上市公司的独立董事制度得以快速发展。
  云南经济在国内相对落后,上市企业少、规模小,企业制度的发展也相对较慢。取2015年12月31日的统计时点,云南上市公司共有30家,资产总和约3711亿元,独立董事占董事会人数比例平均为36.57%。达到人数要求的同时,云南上市公司的独立董事制度是否发挥了应有的作用,怎样才能更好地发挥作用,是值得研究的问题。
  独立董事的治理作用受其专业能力和态度的影响。专业能力较难量化,而且上市公司选择的独董往往是领域内的优秀人才,在本研究中暂且认为其能力都是足以胜任的。态度则与激励方式高度相关,现行条件下的激励方式主要有薪酬激励与声誉激励,薪酬是以津贴的形式发放且与公司盈利表现无关;声誉激励是指独董为了自身声誉而努力提升公司绩效、避免丑闻,树立良好口碑,从而在未来获取更多、更好的独董职位。随着国内人力资源市场的完善,声誉激励已越发重要。本文就关注云南上市公司独立董事声誉的影响,研究独董声誉与公司绩效的关系。
  1 理论分析与研究假设
  独立董事制度对企业绩效的影响,在企业界和学术界一直以来都存在很大争议,有三方面的观点。第一种认为独立董事能够有效缓解代理问题并提出专业咨询意见,提升企业绩效,所以独立董事越多,其话语权越大,对企业绩效的促进作用也就越明显[1]。第二种认为独立董事对企业经营绩效没有显著的促进作用,是只会投赞成票的“花瓶董事”[2]。第三种认为,独立董事是否能发挥其治理作用与个人因素相关性很高,并不能一概而论,而那些能够有效遏制大股东获取私利的独立董事,会面临较高的离职压力,其公司董事会中的独董比例更可能保持在监管当局要求的最低水平[3]。我国上市公司的股权较为集中,而云南上市公司表现得尤为明显,所以在此倾向于采用第三种观点提出假设如下。
  H1:独立董事占董事会人数比例与公司绩效负相关。
  已有研究对独董声誉的影响也未形成一致结论。代理理论(Fama& Jensen,1983)认为,任命有多重董事身份的独立董事向市场传递了关于这些独立董事的质量信息,因为任命他们的公司越多,表明他们的水平越高。此时独立董事拥有的董事身份数量表明了他们的声誉资本,于是与公司业绩正相关。但反对方认为,拥有多个董事身份会降低独董的工作效率,对公司业绩有负面影响[4]。这两方面的影响可以认为是独董声誉带来的主观与客观影响,主观影响是兼职更多的独董为了自己的“口碑”更加努力工作,客观影响是可投入到每一家公司的时间与精力减少。由于《指导意见》已经规定独董最多兼职数不超过5家,在此可以大胆推断:在较低声誉的情况下,客观影响大于主观影响;在较高声誉的情况下,主观影响大于客观影响。从而提出假设如下。
  H2:独立董事兼任上市公司董事数与公司绩效呈“U型”关系。
  2 研究设计与样本
  2.1 样本
  考虑到所需数据完整性,本文选取的研究样本是2008~2015年间的云南上市公司,共30家。样本相关数据均由CSMAR数据库中获取,整理得到224条数据记录。
  2.2 模型
  为了验证假设H1,采用模型1作为回归模型。
  模型1:PERFM=β0+β1RATIO+β2FIRST+β3SECTEN+β4 SIZE+β5TYPE+β6AVPAY1+β7AVPAY2 +β8CANDCEO+β9 HY1+β10 HY2+ε
  模型中,被解釋变量PERFM为企业各年度的绩效,选用已有研究中常见的托宾Q表示。解释变量为独立董事占董事会总人数比例RATIO,以各年末统计数字为准。控制变量包括:FIRST,第一大股东持股比例;SECTEN,第二至九大股东持股比例;SIZE,企业规模;TYPE,是否国有控股;AVPAY1,前三名董事平均年薪;AVPAY2,前三名高管平均年薪;CANDCEO,董事长与CEO是否同一人;HY1,是否高科技企业;HY2,是否金融企业。
  为验证假设H2,采用模型2与模型3如下(控制变量与前一致,合并简写为CONTROL)。   模型2:P E R F M =β0 +β1 R AT I O +β2 D R N U M +ΣβiCONTROL+ε
  模型3:PERFM=β0+β1RATIO+β2DRNUM+β3DRUM2+ΣβiCONTROL+ε
  这里DRNUM为独董声誉,即公司独立董事平均兼任上市公司董事数,模型2初步判断其与公司绩效的关系;为了验证DRNUM与公司绩效的“U型”关系,在模型3中加入DRNUM2变量。
  3 实证研究结果
  3.1 描述性统计
  从2008年~2015年的平均水平来看,云南上市公司的独立董事,占董事会总人数比例为38.1%,略高于三分之一;独董平均兼任0.66个上市公司的董事,与全国平均水平近似,但该值在公司之间差异很大,有一些公司的独立董事均无兼职;根据大股东持股比例的统计数值,云南上市公司确实股权集中度较高。模型涉及的主要变量的描述性统计结果如表1所示。
  3.2 回归分析
  使用SPSS17.0对数据进行回归分析,发现三个模型均在0.01水平显著(sig值小于0.001),得到参数结果汇总如表2所示。
  对于假设H1,从模型2、模型3的回归分析结果来看,独立董事占董事会比例与公司绩效显著负相关,支持了假设H1。
  对于假设H2,从模型2、模型3的回归结果可知,独董兼职数与公司绩效显著负相关,验证了独董声誉的客观影响;根据模型3的回归结果,独董兼职数的平方值與公司绩效显著正相关,结合来看就说明独董兼职数与公司绩效成“U型”关系,支持了假设H2。从模型3可算得“U型”曲线的拐点横坐标为2.4,即独董兼职数大于2.4时,声誉的主观影响大于客观影响。
  4 结论与建议
  通过对云南上市公司独立董事制度的了解,结合相关数据统计结果,可以大致看出独立董事与企业绩效的关系。对于云南上市公司而言,独立董事比例与公司绩效显著负相关,独立董事兼职数与公司绩效成“U型”关系。总体来看,云南上市公司的独立董事制度建设取得了一定成效,但在股权较为集中的背景下,应更多地关注那占董事会“三分之一”比例的独董的“质量”。具体而言,有两种较为可靠的选择(“U”的两端):一是选择只在一家公司任职的专业性较高的独董,即“专一独董”;二是选择在多家公司任职的名望较高的独董,即“明星独董”。这样的选择更有利于保护投资者利益,提升公司的经营绩效。
  本文为了研究独董声誉对公司绩效的影响,默认独董能力都是达标的,以减少解释变量;而且只研究了独董声誉与企业绩效的关系,忽视了其内部作用机制。后续的研究可以在这两方面加以改进。
  参考文献
  [1] 王跃堂,赵子夜,魏晓雁.董事会的独立性是否影响公司绩效?[J].经济研究,2006(5).
  [2] 萧维嘉,王正位,段芸.大股东存在下的独立董事对公司业绩的影响——基于内生视角的审视[J].南开管理评论,2009(02).
  [3] 李常青,赖建清.董事会特征影响公司绩效吗?[J].金融研究, 2004(5).
  [4] 魏刚,肖泽忠,TRAVLOS N,等.独立董事背景与公司经营绩效[J].经济研究,2007(03).
 
 
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