我國獨立董事對中小股東權益保護的實證研究

黃仕英，曹湘平

(天職國際會計師事務所，江西 南昌 330038；湖南工業大學 財經學院，湖南 株洲 412007)

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我國獨立董事對中小股東權益保護的實證研究

黃仕英，曹湘平

(天職國際會計師事務所，江西 南昌 330038；湖南工業大學 財經學院，湖南 株洲 412007)

通過采集我國深市A股普通機械制造業板塊34家上市公司的相關數據，實證分析我國獨立董事與中小股東權益的關系。指出提高獨立董事的絕對數量和相對數量，能有效的促使獨立董事參與公司治理，保護中小股東權益；要提高獨立董事參與公司治理的程度，必須進一步規范獨立董事的相關規定；獨立董事報酬水平與中小股東權益保護之間不存在顯著的倒U型關系，其擔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；權益保護

在高度集權的上市公司以及公司治理結構不完善的內部人控制的公司，中小股東由于存在缺乏話語權、風險承擔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，有助于穩定資本市場，使其得到可持續發展。近些年一些學者的研究表明，隨著獨立董事制度的產生與發展，其作為公司治理結構的一部分，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起保護中小股東權益的角色，也引起了資本市場的關注。因此，本文立足于獨立董事的角度，提出了三個研究假設來實證研究其對中小股東權益保護的影響。

一 假設提出

獨立董事規模是指：獨立董事人數占董事會總人數之比，獨立董事發揮其獨立性以及行使監督權，都與獨立董事的規模有關。獨立董事人數的提高，有利于獨立董事增強其在董事會上的話語權份量[2]，同時也有效的提高了獨立董事監督權的質量以及獨立性的發揮，削弱了股權集中造成的大股東過度控制以及信息不對稱造成的“內部人控制”現象。獨立董事人數的增加，還有利于提高公司決策的科學化以及對公司信息披露的透明度和真實性。根據《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》的規定，公司重大關聯交易必須取得獨立董事的認可。這就意味著，獨立董事對重大關聯事件具有“一票否決”權。隨著獨立董事人數的增加，獨立董事對關聯事件發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益。

在此，我們提出假設一：獨立董事規模保護中小股東權益之間存在正向相關關系。(H1)

獨立董事對公司監督力度的大小，直接決定了獨立董事是否能夠有效發揮董事會賦予其應有的職責。這里所指的對公司的監督力度，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。獨立董事發揮其職責作用的途徑之一，是參加上市公司董事會會議。西方學者認為：獨立董事通過參與董事會會議，可以對公司違規或不當行為提出警告。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，因而也能有效約束公司董事和經理層以保護中小股東權益。

因此，本文提出研究假設二：獨立董事勤勉程度與保護中小股東權益之間存在正向相關關系。(H2)

一個理性經濟人，往往會追求自身經濟利益的最大化。作為理性經濟人，獨立董事也不例外。他們以自身的專業知識服務于各上市公司，并參與公司決策的決議，同時也對其決議承擔相對的法律責任，因此獨立董事承擔著一定的職業風險。然而作為有限理性和自利的經濟人，必然會要求獲得與其服務的知識價值相對應的報酬。目前，我國證監會規定：“獨立董事津貼標準應由所任職的上市公司董事會制定預案，由股東大會審議通過?！比欢诖蠊蓶|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取的津貼越高，越有可能違背其獨立性，在行使監督權時，越有可能與執行董事或控股股東“合伙”損害中小股東的權益，從而放棄行使監督權，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揮監督作用。獨立董事報酬的高低與中小股東權益保護存在一種非單一方向的相關關系，這種現象又被稱為區間效應。為了驗證我國獨立董事報酬水平與中小股東權益保護是否存在“區間效應”，我們提出假設三：

獨立董事報酬水平影響中小股東權益保護，兩者存在U型關系。(H3)

二 實證分析

(一)模型構建與變量設計

借鑒相關研究的做法，本文在研究獨立董事與保護中小股東權益的關系時，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益保護綜合指標涵蓋了中小股東的知情權、管理參與權以及投資收益權三方面，并選取了信息披露評級指標、中小股東參與治理、現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 各項財務指標說明表

(二)樣本選取與數據收集

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板塊，研究數據為樣本公司2010-2012年三年財務年報中所公布的財務數據及其他相關數據。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.考慮到凈資產值為負值等情況的不利影響，在數據選取時剔除了業績過差的ST上市公司；

2.剔除沒有公布具體獨立董事的相關數據以及三年中財務數據不全的上市公司。

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據為樣本數據，共獲得觀測樣本102個。本文使用的獨立董事數據和財務數據，通過逐個查閱巨潮咨詢網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，在分析中小股東權益保護的綜合值時，主要面向專家進行中小股東權益保護指標的選取及權重確定的調研。在確定知情權指標中的信息披露數據時，主要是收集了深交所網站披露的信息評級指標。

三 實證分析

(一)層次分析結果及中小股東權益保護綜合得分

1. 在運用層次分析法[6]時，通過公式變換，將通過調研得出的原始判斷矩陣轉化為新的判斷矩陣，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經過公式變換，根據方根法進行一致性檢驗，并確定權重。

根據以上步驟，可得本文第二層判斷矩陣的權重：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益保護程度的綜合得分。

(二)數據描述性統計分析

1.中小股東權益保護綜合得分描述性統計(見表3-5)。從表中可以看出，樣本公司中中小股東權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械制造業公司中保護中小股東權益的意識不強。

2. 獨立董事特征的描述性統計(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模最小為30%，最大為55.56%，平均值為36.80%，總體來看平均規模偏小，說明了大部分樣本公司的獨立董事規模只是剛達到證監會的規定；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 中小股東權益保護綜合得分描述性統計

表3-6 獨立董事特征的描述性統計

(三)變量的相關性分析

為了檢驗獨立董事對中小股東權益保護之間的相關性，本文采用 Pearson 相關系數對二者的關系進行檢驗，相關系數的值介于 -1～1之間，其絕對值表示相關性大小。一般在進行相關性分析時，如果自變量間的相關系數小于0.5，通常會認為相關性不大，引起共線性問題較小，影響回歸分析結果的可能性也不大，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性檢驗表，從表中可以看出，中小股東權益保護與獨立董事規模的相關系數為0.413，P=0(﹤0.05)，相關系數的顯著性概率水平通過0.05的顯著性檢驗，有著顯著的統計學意義，表明兩者之間存在正相關關系；中小股東權益保護與獨立董事勤勉程度的相關系數為0.234，P=0.018(﹤0.05)，相關系數的顯著性概率水平通過0.05的顯著性檢驗，有著顯著的統計學意義，表明兩者之間存在正相關關系。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性關系，但是相關系數都小于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性檢驗表，從表中可以看出，中小股東權益保護與獨立董事報酬水平的相關系數為0.206，P=0.038(﹤0.05)，相關系數的顯著性概率水平通過0.05的顯著性檢驗，有著顯著的統計學意義，表明兩者之間存在正相關關系。但其相關系數為0.206，表明其相關關系較弱，因此我們可以猜測，它們之間可能存在非線性關系。因此本文會在下文的研究中對中小股東權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 模型一變量相關性檢驗表

說明：**. 在.01水平(雙側)上顯著相關，*.在0.05水平(雙側)上顯著相關。

表3-8 模型二變量相關性檢驗表

說明：*.在0.05水平(雙側)上顯著相關。

(四)多元線性回歸分析

為了進一步考察中小股東權益保護與獨立董事的關系，本文根據相關性分析結果，建立多元線性回歸方程模型。以中小股東權益保護綜合評價值F作為被解釋變量，以獨立董事規模S1、獨立董事勤勉程度S2、公司規模SIZE、第一大股東持股比例SHARE以及資產負債率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，分析結果如下：

1.由表3-9模型匯總表可見，該模型的相關系數R為0.533，用于判定線性回歸的擬合程度的R方為0.284，調整后的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，主要原因是現實生活中對中小股東權益保護產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所屬行業等等因素，同時，根據經濟計量學理論，模型所選用的樣本數大于30，上述的影響都會造成回歸模型的判定系數較低。

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為回歸系數表，從表中可以看出，獨立董事規模S1的回歸系數為33.208，Sig.值為0，該值小于0.05，說明中小股東權益保護與獨立董事規模之間存在著正向相關關系，從而驗證了本文的假設1；獨立董事勤勉程度S2的回歸系數為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，實證結果未能支持假設2，說明獨立董事勤勉程度對中小股東權益保護影響不大。

表3-11 回歸系數表

(五)曲線回歸分析

為了驗證假設三：獨立董事報酬水平對中小股東權益保護的影響是否存在倒U型關系。我們進行曲線回歸分析，將中小股東權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，根據所建立的模型，分別選擇Linear、Quadratic兩種函數對應于上述兩個模型，自變量為獨立董事報酬水平，因變量為中小股東權益保護綜合評價值，分別對兩個模型進行曲線擬合，結果如下：

1.Linear函數

(1)從表3-12模型匯總表中可以看出，中小股東權益保護與獨立董事報酬水平的相關系數是0.206，R方為0.042，調整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益保護之間的回歸系數為10.238，再次證明了獨立董事報酬水平與中小股東權益保護之間存在著線性相關關系，而且系數為正，是正相關。

表3-14 回歸系數表

2.Quadratic函數

(1)由表3-15中可以看出，二次曲線方程的相關系數為0.215，判定系數R方為0.046，調整R方為0.027，相較于一次擬合的結果，相關系數有所提高，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為18.257，獨立董事報酬水平平方的系數為-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益保護之間不存在二次曲線線性關系。

表3-17 回歸系數表

綜上所述，獨立董事報酬水平二次項的系數為正，一次項系數為負，雖然獨立董事報酬水平與中小股東權益保護之間存在著倒U型關系，但是并不顯著，未能驗證假設3的說法。

四 結論

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板塊34家公司102個樣本數據進行分析，對獨立董事在中小股東權益保護中的作用進行了實證檢驗，研究結果表明：

1.從獨立董事規模來看，獨立董事對中小股東權益保護有顯著影響。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量和相對數量，能有效的使獨立董事參與公司治理，保護中小股東權益。

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越多對中小股東權益的保護作用越強，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，需要進一步規范獨立董事的相關規定，使獨立董事有更多的時間參與公司治理，同時還應當注重獨立董事在董事會上的發表建議的質量。

3.獨立董事報酬水平與中小股東權益保護之間不存在顯著的倒U型關系。其原因可能是獨立董事一般是社會上的高收入者，其擔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，本文認為應當在強調獨立董事規模的同時，規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益保護方面發揮更大的作用。

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板塊的公司，樣本數據不夠大，由于部分數據獲取難度大且難以量化，筆者僅選取了現金股利支付率、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益保護的程度，實際上中小股東權益受到保護的表現和方式還有很多。因此選取指標較少，用其實證結果來說明我國所有上市公司，有一定的局限性。

[1] 陳 紅,吳衛華.上市公司股權結構、現金股和政策與投資者保護[J].金融發展研究,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益的保護[J].咸寧學院學報,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統計分析從入門到精通[M].人民郵電出版社:北京, 2009:258.

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

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

[7] 申慧慧.獨立董事制度的重構——基于股權結構的分析[J].會計之友,2012(11).

責任編輯：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所助理會計師，研究方向為財務與會計；曹湘平(1963-)，男，漢族，湖南郴州人，湖南工業大學財經學院教授，研究方向為財務與會計。

F275

A

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