上市公司獨立董事數(shù)量:大股東間的博弈均衡點

李宇立

（中央財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院,北京 100081;新疆財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院,新疆 烏魯木齊 830011）

中國的獨立董事自誕生那天起就被賦予了中小股東“保護神”的使命。近年來,“獨立董事服務(wù)于利益相關(guān)者”的呼聲越來越高。然而,獨立董事對中小股東權(quán)益的關(guān)注很大程度上與獨立董事的形成機制相關(guān)。按照證監(jiān)會的要求,從2003年7月起,上市公司董事會成員中應(yīng)當(dāng)至少包括三分之一的獨立董事?！叭种弧睒?biāo)準(zhǔn)作為獨立董事設(shè)立的硬指標(biāo)對上市公司產(chǎn)生了普遍約束力。其間,我們發(fā)現(xiàn)了一些特殊的現(xiàn)象:有的公司聘請的獨立董事人數(shù)超出了這一要求（即獨立董事超額公司,簡稱超額公司）,有的則未滿足這一要求（即獨立董事不足公司,簡稱不足公司）。對于恰好滿足三分之一要求的公司,我們很難區(qū)分它們聘請既定數(shù)量獨立董事的動機是源自對制度的遵循或是其他。而“三分之一”之外的公司其行為動機會相對單純。本文以獨立董事超額和不足公司為研究對象,試圖通過對相關(guān)數(shù)據(jù)的挖掘,推斷影響?yīng)毩⒍聰?shù)量的因素。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）問題的提出和推演

國內(nèi)外相關(guān)研究普遍表明,獨立董事的規(guī)模與股權(quán)結(jié)構(gòu)相關(guān)。Lefort和U rzúa發(fā)現(xiàn),智利公司的股權(quán)相對集中,控股股東持有的股份越多,獨立董事比例越小[1]。Mak和Yuan Li針對新加坡上市公司的研究結(jié)果顯示,管理層持股、國有股比例都與獨立董事比例呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系[2]。吳曉暉等發(fā)現(xiàn),控股股東持股比例與獨立董事比例負(fù)相關(guān)[3]。謝作渺等的研究結(jié)果表明,獨立董事比例與控股股東持股比例負(fù)相關(guān),但與第二至第五大股東持股比例無顯著相關(guān)性,獨立董事在國有控股公司中比例較低[4]。與此相對,獨立董事與上市公司業(yè)績關(guān)系方面的研究結(jié)論則是非常不一致的。一些研究表明獨立董事對上市公司有積極作用[1][5][6],但是,更有為數(shù)不少的研究發(fā)現(xiàn)獨立董事對公司沒有顯著的積極作用甚至有負(fù)面作用[7][8][9][10]。

既然大股東并不是天然就喜好獨立董事,獨立董事本身對公司也不一定有積極作用,那么,上市公司剛好滿足“獨立董事不低于三分之一”的法定要求就可以了。為什么有的公司會超過這個要求來設(shè)立獨立董事呢?此外,有的公司為什么會冒著可能違規(guī)的風(fēng)險（絕大多數(shù)獨立董事不足的公司采取“三分之一向下取整”的方式）確定獨立董事的數(shù)量呢?難道僅僅是為了節(jié)約幾萬元的“車馬費”嗎?本文認(rèn)為,一個可能的原因是,既定數(shù)量的獨立董事是大股東之間以證監(jiān)會發(fā)布的《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》（以下簡稱《指導(dǎo)意見》）作為約束條件博弈的結(jié)果。以往的研究雖然考慮了股權(quán)結(jié)構(gòu)對獨立董事數(shù)量的影響,但是沒有考慮相對控股情況下（控股比例在20%～50%之間）,多個大股東之間的博弈行為;此外,以往主要通過獨立董事比例考察獨立董事規(guī)模,沒有直接將法規(guī)約束納入研究視野。這也正是本研究的主要貢獻之所在。

（二）研究假設(shè)

《指導(dǎo)意見》規(guī)定,“董事會、監(jiān)事會、單獨或者合并持有上市公司已發(fā)行股份1%以上的股東”可以提出獨立董事候選人。但是,根據(jù)《公司法》的規(guī)定,股份有限公司董事（包括獨立董事）由股東大會選舉,而股東大會的議事規(guī)則是按股份比例投票。所以,最終決定獨立董事人選的是股東。由于選任的獨立董事在董事會中會更傾向于秉承提名者的意志,所以,股東都有提名獨立董事的意愿,股東之間會為獨立董事提名展開博弈。由于董事的選任需要半數(shù)以上的股份同意,如果是絕對控制模式,則第一大股東完全可以決定獨立董事的人選。如果是相對控制模式（從滬深兩市上市公司近年來的股權(quán)結(jié)構(gòu)情形來看,大股東的相對控制已經(jīng)是主要的控股模式）,控股股東的提名行為將在很大程度上受到其他股東的影響和制約。

持有股份不同,在董事會中的席位也會不同。各大股東因持有股份的差異對董事會席位的要求差別可以通過其委派的內(nèi)部董事名額得到體現(xiàn)。由于是相對控股,沒有一個股東能完全決定所有獨立董事的選任,所以,獨立董事提名名額可能會在前幾大股東之間進行平均分配,例如,如果需要三名獨立董事,則前三大股東各提名一位獨立董事。正是這種獨立董事提名平均分配機制的存在,導(dǎo)致獨立董事超額或不足的產(chǎn)生。我們來舉例分析這個問題。如果一個大股東相對控股的公司已有內(nèi)部董事5人,按照獨立董事人數(shù)不低于董事總?cè)藬?shù)三分之一（經(jīng)換算,亦即獨立董事不少于內(nèi)部董事的二分之一）的要求,需要設(shè)立3名獨立董事。此時,如果由前三大股東各提名一位獨立董事,則剛好滿足要求。但是,如果第四大股東與第三大股東的股權(quán)比例非常接近,那么第四大股東會不滿,一個可能的解決方案是,增加一位獨立董事,由第四大股東來提名。這樣一來,獨立董事就有4名,比法定的三分之一多了1名,導(dǎo)致獨立董事超額。相反,如果第二大股東和第三大股東持股比例差距很大,前兩大股東很可能不愿意多接納一個可能侵蝕自己影響力的人進入董事會,從而差強人意地按三分之一向下取整,僅設(shè)立2名獨立董事,致使獨立董事數(shù)量不足。

為了表述的方便,本文提出如下概念:

（1）獨立董事均衡點（記為A點）,意指實有獨立董事人數(shù);

（2）A點大股東,即以A點數(shù)量為標(biāo)志的大股東（例如,A點為5,則A點大股東即為排名第5位的大股東）;

（3）超額公司的A點臨近股東持股比例差=A點之前一位大股東持股比例-A點大股東持股比例;

（4）不足公司的A點臨近股東持股比例差=A點大股東持股比例-A點隨后一位大股東持股比例。

根據(jù)本文所界定的概念及之前的理論分析,我們認(rèn)為,超額獨立董事形成的原因是均衡點臨近大股東持股比例差相對較小,不足則是由于均衡點臨近大股東持股比例差相對較大導(dǎo)致的。故提出如下假設(shè):

H0:超額公司A點臨近股東持股比例差小于不足公司A點臨近股東持股比例差。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2005年和2008年滬、深兩證券交易所A股上市公司為總體樣本①。按照“董事會總?cè)藬?shù)三分之一向上取整”的方式考察獨立董事數(shù)量是否滿足《指導(dǎo)意見》的要求。具體為:當(dāng)“現(xiàn)有獨立董事人數(shù)”減去“（董事總?cè)藬?shù)×1/3）向上取整”大于0時為超額公司;小于0時為不足公司。其中,2005年獨立董事超額公司有53家,不足公司有124家;2008年超額公司有120家,不足公司有54家。研究數(shù)據(jù)采樣點為當(dāng)年末。為了減少因數(shù)據(jù)不全可能帶來的研究偏差,將來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和CCFR金融數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)進行了互補處理。對于“兩庫”明顯不一致的數(shù)據(jù)以及個別缺失數(shù)據(jù),核對了公司年報,并以年報（或修訂后的年報）數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。

（二）變量的選擇和度量

在解釋變量方面,構(gòu)造了“獨立董事均衡點（A點）臨近大股東持股比例差”指標(biāo)。參考有關(guān)獨立董事形成機制的實證研究文獻[1][2][3][4][7],本文設(shè)置的控制變量包括:控股股東持股比例、控股股東性質(zhì)、Herfindahl_5指數(shù)、高管持股比例、高管權(quán)力集中度、財務(wù)狀況以及公司規(guī)模。被解釋變量是以獨立董事數(shù)量是否合規(guī)為特征的公司類型。變量的度量方式見表1。

表1 變量的選擇與度量

三、數(shù)據(jù)分析

（一）兩類公司NSPD基本描述統(tǒng)計

由表2可知,超額公司的NSPD均值較?。∕ean=1.989）,不足公司的NSPD均值較大（Mean=3.871）。該結(jié)果符合假設(shè)H0“超額公司A點臨近股東持股比例差小于不足公司A點臨近股東持股比例差”。同時觀察到,超額公司的NSPD最大值與最小值之間的跨度小于不足公司,標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.742和7.539。

表2 兩類公司NSPD描述性統(tǒng)計值

（二）差異顯著性檢驗

經(jīng)圖形觀察和正態(tài)性檢驗獲知,兩類公司的NSPD值并不服從正態(tài)分布,故差異顯著性的檢驗采用非參數(shù)統(tǒng)計方法。兩類公司NSPD差異顯著性Mann-Whitney UTest結(jié)果顯示（見表3）:獨立董事超額公司與不足公司的A點臨近大股東持股比例差具有顯著性差異（單尾檢驗的P值接近于0）。原假設(shè)得到了非參數(shù)檢驗的進一步支持。

表3 兩類公司NSPD差異顯著性Mann-Whitney UTest結(jié)果

（三）回歸分析

本文使用Logistic模型進行回歸分析。以期在差異顯著性檢驗的基礎(chǔ)上,進一步觀察引入控制變量后變量間的關(guān)系,檢驗之前提出的假設(shè)。回歸模型如下（表4列出了模型的回歸結(jié)果）:

自變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣顯示,除H_5與TOP1間有較為明顯的相關(guān)關(guān)系,即存在共線性問題外,其他變量之間沒有顯現(xiàn)出嚴(yán)重的多重共線性（限于篇幅,本文不作詳細(xì)說明）。表4數(shù)據(jù)顯示:NSPD顯著地影響了以獨立董事數(shù)量為特征的公司類型（P=0.006）;系數(shù)符號為正,說明臨近大股東持股比例差越大,公司獨立董事不足的概率也就越大（發(fā)生比為1.080）,該結(jié)果符合預(yù)期。擬合優(yōu)度指標(biāo)H L（P=0.476）在統(tǒng)計不顯著,因此,我們不能拒絕關(guān)于模型數(shù)據(jù)擬合很好的假設(shè)。換句話說,模型較好地擬合了數(shù)據(jù)②?；貧w結(jié)果支持了我們提出的假設(shè),同時,描述性統(tǒng)計、差異顯著性檢驗以及回歸分析的結(jié)果得到了相互印證。

另外,我們發(fā)現(xiàn)STWN和LNTI都對獨立董事相對數(shù)量有顯著影響（P值分別為0.006和0.034）。STWN的系數(shù)為正,表明控股股東為“國字號”時,獨立董事數(shù)量越有可能不足。我們認(rèn)為,該結(jié)果表明國有控股性質(zhì)在公司治理的優(yōu)化方面起到了負(fù)面作用;同時,在嚴(yán)格執(zhí)行法規(guī)方面,國有控股身份為公司提供了“保護傘”。LNTI系數(shù)為負(fù)說明:公司規(guī)模越大,其獨立董事數(shù)量越有可能超額。該結(jié)果無論從決策需求還是監(jiān)管需求角度來看都符合經(jīng)濟學(xué)常識。此外,這兩項實證結(jié)果分別與吳曉輝、謝作渺等的研究相吻合[3][4]。

表4 logistic回歸結(jié)果

四、結(jié)論與反思

（一）結(jié)論

通過上述經(jīng)驗分析,本文發(fā)現(xiàn):均衡點臨近大股東持股比例差是影響?yīng)毩⒍聰?shù)量超額或不足的重要變量。在獨立董事超額公司和不足公司中,該變量存在顯著性差異。同時,控股股東性質(zhì)以及公司規(guī)模對獨立董事的數(shù)量也存在顯著影響。公司中既定數(shù)量的獨立董事是大股東間以《指導(dǎo)意見》作為約束條件的博弈的均衡點。

（二）反思

按照對“獨立性”的不同認(rèn)識,獨立董事可分三類:利益不相關(guān)的外部人士、客觀公正的監(jiān)督者、不受他人影響和控制的專家;其功能亦有三:向股東澄清代理人的代理責(zé)任、提高信息透明度、在公司決策中表達股東的意見[11]。謝德仁指出,董事會是由經(jīng)理人構(gòu)成的企業(yè)管理層,獨立董事具有經(jīng)理人的性質(zhì)[12]。從有關(guān)影響?yīng)毩⒍滦纬梢蛩氐慕?jīng)驗證據(jù)來看,現(xiàn)實中獨立董事的經(jīng)理人性質(zhì)是得到佐證的。

如果獨立董事的選任淪為了大股東在董事會內(nèi)部的第二輪席位的爭奪,如果獨立董事本身缺乏科學(xué)決策的能力以及客觀公正的精神,既成事實的中國獨立董事制度作用的發(fā)揮令人擔(dān)憂。對于政策制定部門而言,規(guī)范獨立董事形成機制、工作機制,明確獨立董事任職資格、職責(zé)和責(zé)任,建立和完善獨立董事業(yè)績評價和薪酬機制,應(yīng)當(dāng)是優(yōu)化我國獨立董事制度的要點。對公司而言,應(yīng)當(dāng)給獨立董事創(chuàng)造條件,充分利用獨立董事的專業(yè)優(yōu)勢和身份優(yōu)勢,幫助公司提高決策效率和效果。就獨立董事群體而言,應(yīng)當(dāng)注重自身決策能力的提升,本著客觀公正的態(tài)度做公司發(fā)展的“加速器”,而不僅僅是作用有限的“監(jiān)視器”。準(zhǔn)確的目標(biāo)定位、合理的運行機制、有效的保障措施是中國獨立董事制度切實發(fā)揮作用的根本之所在。

注釋：

①我們對2005～2008年各年的數(shù)據(jù)分別進行了分析,每一年的數(shù)據(jù)都與預(yù)期相吻合。之所以選擇2005年和2008年的混合數(shù)據(jù)是因為:獨立董事的任期一般為三年,從2005～2008年的時間跨度來看,上市公司在該時間段都經(jīng)歷過一次獨立董事的重新選聘;此外,獨立董事任期內(nèi)非特殊情況一般不作變更,這就使得特定公司在相鄰兩個年度內(nèi)獨立董事的人選和數(shù)量具有很大的穩(wěn)定性,若采用2005～2008年4年的混合數(shù)據(jù)進行研究將導(dǎo)致較為嚴(yán)重的重復(fù)觀測,反而影響統(tǒng)計結(jié)果的客觀性。

②關(guān)于擬合優(yōu)度指標(biāo)H L值的解釋可參閱:王濟川,郭志剛.Logistic回歸模型:方法與應(yīng)用[M].北京:高等教育出版社,2001:65—67.

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