云南上市公司獨立董事聲譽與企業績效的關系研究

趙穎 喻凡

摘 要：本文通過對2008年～2015年云南省內上市公司數據的統計分析，發現獨立董事占董事會總人數比例越高的公司其經營績效越差，獨立董事聲譽與企業績效呈“U型”關系。在獨董兼職數較少的情況下，兼職會影響其治理作用，而在獨董兼職數較多時出現明顯的聲譽激勵作用。云南上市公司可以選擇聲譽較低的“專一獨董”，或聲譽較高的“明星獨董”，以更好地發揮其治理作用，提升企業績效。關鍵詞：云南上市公司 獨立董事 聲譽激勵

中圖分類號：F272 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2018）01（b）-108-02

當公司的所有權和經營權分離時，公司股東和管理層的利益出現不一致，管理層的“自利行為”可能會損害股東利益，這就產生了第一類代理問題（Jensen& Meckling， 1976）。另外，公司大股東與小股東之間也存在利益沖突，由此就產生了第二類代理問題，這在股權相對集中的轉型經濟國家中表現得尤為明顯。這兩類代理問題降低了公司的經營效率，損害了企業價值。

為了解決代理問題，獨立董事制度應運而生。獨立董事最早出現在美國，被稱為“外部董事”，是指公司聘請一些不在公司全職工作、其報酬也與公司業績無關的外部人員擔任董事會成員。隨著對代理的問題關注增多，外部董事被寄予厚望，要求確保其獨立性，以有效約束管理層與控股股東損害公司利益的行為。于是，獨立董事制度日益完善并迅速推廣到世界各國。

2001年，中國證監會頒布了《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，正式引進獨立董事制度。文件要求獨立董事獨立地履行職責，維護公司整體利益，尤其要關注中小股東的合法權益；且要求上市公司董事會成員中應至少包括三分之一獨立董事。確立規范之后，中國上市公司的獨立董事制度得以快速發展。

云南經濟在國內相對落后，上市企業少、規模小，企業制度的發展也相對較慢。取2015年12月31日的統計時點，云南上市公司共有30家，資產總和約3711億元，獨立董事占董事會人數比例平均為36.57%。達到人數要求的同時，云南上市公司的獨立董事制度是否發揮了應有的作用，怎樣才能更好地發揮作用，是值得研究的問題。

獨立董事的治理作用受其專業能力和態度的影響。專業能力較難量化，而且上市公司選擇的獨董往往是領域內的優秀人才，在本研究中暫且認為其能力都是足以勝任的。態度則與激勵方式高度相關，現行條件下的激勵方式主要有薪酬激勵與聲譽激勵，薪酬是以津貼的形式發放且與公司盈利表現無關；聲譽激勵是指獨董為了自身聲譽而努力提升公司績效、避免丑聞，樹立良好口碑，從而在未來獲取更多、更好的獨董職位。隨著國內人力資源市場的完善，聲譽激勵已越發重要。本文就關注云南上市公司獨立董事聲譽的影響，研究獨董聲譽與公司績效的關系。

1 理論分析與研究假設

獨立董事制度對企業績效的影響，在企業界和學術界一直以來都存在很大爭議，有三方面的觀點。第一種認為獨立董事能夠有效緩解代理問題并提出專業咨詢意見，提升企業績效，所以獨立董事越多，其話語權越大，對企業績效的促進作用也就越明顯[1]。第二種認為獨立董事對企業經營績效沒有顯著的促進作用，是只會投贊成票的“花瓶董事”[2]。第三種認為，獨立董事是否能發揮其治理作用與個人因素相關性很高，并不能一概而論，而那些能夠有效遏制大股東獲取私利的獨立董事，會面臨較高的離職壓力，其公司董事會中的獨董比例更可能保持在監管當局要求的最低水平[3]。我國上市公司的股權較為集中，而云南上市公司表現得尤為明顯，所以在此傾向于采用第三種觀點提出假設如下。

H1：獨立董事占董事會人數比例與公司績效負相關。

已有研究對獨董聲譽的影響也未形成一致結論。代理理論（Fama& Jensen，1983）認為，任命有多重董事身份的獨立董事向市場傳遞了關于這些獨立董事的質量信息，因為任命他們的公司越多，表明他們的水平越高。此時獨立董事擁有的董事身份數量表明了他們的聲譽資本，于是與公司業績正相關。但反對方認為，擁有多個董事身份會降低獨董的工作效率，對公司業績有負面影響[4]。這兩方面的影響可以認為是獨董聲譽帶來的主觀與客觀影響，主觀影響是兼職更多的獨董為了自己的“口碑”更加努力工作，客觀影響是可投入到每一家公司的時間與精力減少。由于《指導意見》已經規定獨董最多兼職數不超過5家，在此可以大膽推斷：在較低聲譽的情況下，客觀影響大于主觀影響；在較高聲譽的情況下，主觀影響大于客觀影響。從而提出假設如下。

H2：獨立董事兼任上市公司董事數與公司績效呈“U型”關系。

2 研究設計與樣本

2.1 樣本

考慮到所需數據完整性，本文選取的研究樣本是2008～2015年間的云南上市公司，共30家。樣本相關數據均由CSMAR數據庫中獲取，整理得到224條數據記錄。

2.2 模型

為了驗證假設H1，采用模型1作為回歸模型。

模型1：PERFM=β0+β1RATIO+β2FIRST+β3SECTEN+β4 SIZE+β5TYPE+β6AVPAY1+β7AVPAY2 +β8CANDCEO+β9 HY1+β10 HY2+ε

模型中，被解釋變量PERFM為企業各年度的績效，選用已有研究中常見的托賓Q表示。解釋變量為獨立董事占董事會總人數比例RATIO，以各年末統計數字為準。控制變量包括：FIRST，第一大股東持股比例；SECTEN，第二至九大股東持股比例；SIZE，企業規模；TYPE，是否國有控股；AVPAY1，前三名董事平均年薪；AVPAY2，前三名高管平均年薪；CANDCEO，董事長與CEO是否同一人；HY1，是否高科技企業；HY2，是否金融企業。

為驗證假設H2，采用模型2與模型3如下（控制變量與前一致，合并簡寫為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

這里DRNUM為獨董聲譽，即公司獨立董事平均兼任上市公司董事數，模型2初步判斷其與公司績效的關系；為了驗證DRNUM與公司績效的“U型”關系，在模型3中加入DRNUM2變量。

3 實證研究結果

3.1 描述性統計

從2008年～2015年的平均水平來看，云南上市公司的獨立董事，占董事會總人數比例為38.1%，略高于三分之一；獨董平均兼任0.66個上市公司的董事，與全國平均水平近似，但該值在公司之間差異很大，有一些公司的獨立董事均無兼職；根據大股東持股比例的統計數值，云南上市公司確實股權集中度較高。模型涉及的主要變量的描述性統計結果如表1所示。

3.2 回歸分析

使用SPSS17.0對數據進行回歸分析，發現三個模型均在0.01水平顯著（sig值小于0.001），得到參數結果匯總如表2所示。

對于假設H1，從模型2、模型3的回歸分析結果來看，獨立董事占董事會比例與公司績效顯著負相關，支持了假設H1。

對于假設H2，從模型2、模型3的回歸結果可知，獨董兼職數與公司績效顯著負相關，驗證了獨董聲譽的客觀影響；根據模型3的回歸結果，獨董兼職數的平方值與公司績效顯著正相關，結合來看就說明獨董兼職數與公司績效成“U型”關系，支持了假設H2。從模型3可算得“U型”曲線的拐點橫坐標為2.4，即獨董兼職數大于2.4時，聲譽的主觀影響大于客觀影響。

4 結論與建議

通過對云南上市公司獨立董事制度的了解，結合相關數據統計結果，可以大致看出獨立董事與企業績效的關系。對于云南上市公司而言，獨立董事比例與公司績效顯著負相關，獨立董事兼職數與公司績效成“U型”關系。總體來看，云南上市公司的獨立董事制度建設取得了一定成效，但在股權較為集中的背景下，應更多地關注那占董事會“三分之一”比例的獨董的“質量”。具體而言，有兩種較為可靠的選擇（“U”的兩端）：一是選擇只在一家公司任職的專業性較高的獨董，即“專一獨董”；二是選擇在多家公司任職的名望較高的獨董，即“明星獨董”。這樣的選擇更有利于保護投資者利益，提升公司的經營績效。

本文為了研究獨董聲譽對公司績效的影響，默認獨董能力都是達標的，以減少解釋變量；而且只研究了獨董聲譽與企業績效的關系，忽視了其內部作用機制。后續的研究可以在這兩方面加以改進。

參考文獻

[1] 王躍堂，趙子夜，魏曉雁.董事會的獨立性是否影響公司績效？[J].經濟研究，2006（5）.

[2] 蕭維嘉，王正位，段蕓.大股東存在下的獨立董事對公司業績的影響——基于內生視角的審視[J].南開管理評論，2009（02）.

[3] 李常青，賴建清.董事會特征影響公司績效嗎？[J].金融研究， 2004（5）.

[4] 魏剛，肖澤忠，TRAVLOS N，等.獨立董事背景與公司經營績效[J].經濟研究，2007（03）.