獨立董事報酬水平對保護中小股東權益的影響

黃仕英　曹湘平

摘要：以我國深市A股普通機械制造業板塊34家上市公司為研究對象，實證分析我國獨立董事報酬水平對保護中小股東權益的影響。指出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。

關鍵詞：獨立董事報酬水平；中小股東；權益保護

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。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。目前，獨立董事的年平均報酬水平約為3～5萬，獨立董事報酬水平的高低是否影響中小股東權益，本文通過實證分析對其進行了研究。

本文結構如下：第一部分是假設的提出，第二部分是實證設計，第三部分是實證數據分析，第四部分是結論與不足之處。

一、假設提出

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。”然而，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”。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”，我們提出下面的假設：

H：獨立董事報酬水平影響中小股東權益保護，兩者存在倒U型關系。

二、研究設計

（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權權益的關系時，主要是運用了回歸分析法，并建立了回歸模型：

擬合一次方程模型（Linear）： S=a0+a1I+μ（1）

擬合二次方程模型（Quadratic）：S=a0+a2I+a3I2+μ（2）

模型中的變量含義見表1。

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。

（二）樣本選取與數據收集

本文所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，主要研究數據為樣本公司在2010～2012年財務年報中所公布的財務數據及其他相關數據。為了使選取的樣本更加符合本文研究的需要，我們對樣本進行了如下篩選：

1. 考慮到凈資產值為負等極端情況的不利影響，在數據選取時剔除了業績過差的ST上市公司。

2. 剔除沒有公布具體的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2010～2012年間我國深交所普通機械制造業板塊34家上市公司為樣本公司，以這34家樣本公司2010～2012年的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。

在分析中小股東權益保護的綜合值時，主要就中小股東權益保護的子指標的選取以及權重的確定對專家進行了調研。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上披露的信息評級指標。

三、實證數據分析

針對中小股東權益保護程度的綜合得分，主要是通過運用層次分析法，得到目標層判斷矩陣的權重：S=30%X+16%Y+54%Z。這個S值就是能綜合反映中小股東權益保護程度的綜合得分。

（一）數據描述性統計分析

從表2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69.6859990862，平均得分也只不過55.2547292828。可見在我國深交所上市的普通機械制造業公司中保護中小股東權益的意識不強。

從表3中所顯示的獨立董事的特征變量看，不同樣本公司的獨立董事報酬水平，其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%。

（二） 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到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。

表4為變量相關性檢驗表，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（小于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。

（三） 曲線回歸分析

為了驗證假設：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）： S=a0+a1I+μ

（3）

擬合二次方程模型（Quadratic）：S=a0+a2I+a3I 2+μ（4）

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：

Linear

從表5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。

從表6可以看出，一次線性回歸方程的S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。

由表7 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。

由表8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。

從表9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。

由表10可以看出，獨董報酬水平的回歸系數為18.257，獨董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，獨董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。

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，未能驗證所提假設的說法。

四、結論、建議與不足

研究結果表明：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。

因此，筆者認為應當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，以切實保護中小股東權益發揮更大的作用。

另外，由于本文樣本數據選取較少，部分相關指標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四個指標代表中小股東權益保護的程度，因此研究具有一定的局限性。

參考文獻：

[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）.

[2]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）.

[3]杜強，賈麗艷.SPSS統計分析從入門到精通[M].人民郵電出版社，2009.

[4]王應明.判斷矩陣排序方法綜述[J].決策與決策支持系統，1995（03）.

[5]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（18）.

[6]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）.

（作者單位：黃仕英，長沙商貿旅游職業技術學院；曹湘平，湖南工業大學財經學院）