独立董事特征

独立董事特征（精选9篇）

独立董事特征 篇1

一、问题的提出

为了保护中小股东的合法权益不受损害, 中国证监会于2001年将独立董事制度引入我国。从此独立董事制度便成为众多学者研究的问题之一。然而在研究独立董事时, 大部分学者并没有对独立董事的特征进行系统地归纳、分类, 这就使得对独立董事特征的描述往往不够全面、缺乏体系。因此本文试图在前人的研究基础之上更加系统地、详尽地描述独立董事的特征, 为解决以上两个问题提供参考。

二、文献回顾

刚开始的研究一般聚焦于独立董事制度的产生、介绍和比较等方面, 随后实证研究逐渐成为研究独立董事制度的主要方法。但是早期的实证研究着重描述独立董事的数量特征, 如:独立董事占董事会的比例等, 且仅仅作为董事会特征中的一两个变量进行研究。近年来, 开始有学者把独立董事研究的重点偏向独立董事的质量特征, 但是这些研究大都只关注独立董事质量特征的一两个方面, 缺乏系统性。

三、独立董事特征分类

(一) 内部特征

内部特征包括独立董事的性格、兴趣爱好、道德品质等等, 其中最为重要的是独立董事是否具有任劳任怨精神和保护中小投资者的意愿。内部特征对独立董事的影响持久、有效且不易改变, 但是内部特征却不易观察和量化, 尤其是其相关信息并不需要公开披露, 因此对独立董事特征的研究很少涉及这些内部特征。

(二) 外部特征

外部特征不仅能够衡量一个人是否具有担任独立董事的条件, 更是影响公司对独立董事选择的因素。加之其会在财务报告中予以披露, 因此成为研究独立董事特征的重点。外部特征又可分为数量特征和质量特征。

1、数量特征

数量特征包括独立董事的人数、占董事会比例、年龄、薪酬、出席会议次数等。独立董事数量特征容易量化。但是随着独立董事制度的强制推行, 独立董事占董事会的比例日益呈现趋同现象, 简单地描述独立董事的数量特征开始显现其局限性。

2、质量特征

目前, 对独立董事质量特征的研究主要集中在对独立董事专业、职业、声誉等变量指标方面, 但是对质量特征的划分却没有一个公认的标准, 本文以周繁在《独立董事背景与治理效果》中对质量特征的描述为主, 加之以自己理解的一些因素, 力图做到能够全面地刻画质量特征。

(1) 专业特征

专业特征主要描述独立董事的所具备的专业知识和已取得的学历。专业知识分为:1、会计专业;2、法律专业;3、经济管理和技术专业;学历分为:1、博士;2、硕士3、学士;4、其它。

《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》中规定独立董事中至少包括一名会计专业人士。这说明独立董事的专业背景非常重要。如果独立董事不懂得会计、法律知识, 那么他很有可能会沦为“花瓶董事”, 比如郑百文的独立董事, 大学外语老师陆家豪曾说:“我不是学财经的, 我能从年报里看出什么东西?”。另外, 一个人学历的高低说明其接受的专业教育水平时间更长、知识水平更高。而独立董事有效地履行职责与其具备的专业水平高低密不可分。

(2) 职业特征

职业特征主要描述独立董事曾经或现在从事的职业和已获得的职称。职业分为:1、高校科研机构;2、中介机构 (包括会计师事务所、律师事务所等) ;3、实体公司;4、金融企业;5、政府部门;职称分为:1、高级职称;2、中级职称;3、其他职称。这里需要说明的是各行各业都有自己的职称评定标准, 在分类时我们可以根据实际情况将其分为三类, 以律师为例, 律师助理和四级律师是初级职称, 三级是中级、二级和一级是高级。

俗话说术业有专攻, 不同职业的人面对同一事物的的认知往往不同, 比如:学术科研机构从业人员更加注重声誉, 故在诚信、勤勉方面会更好, 而中介机构的工作人员对风险更为敏感, 因此比较谨慎。职称是劳动者所必备的学识和技能的证明, 也是社会对其自身素质认可的标识。

(3) 声誉特征

声誉是多种因素相结合的结果, 难以科学量化。周繁 (2008) 通过对任职、单位、职务、职称和学历等级的划分来对声誉进行评分, 这种打分方法综合了现有衡量声誉所考虑的各种因素, 具有非常强的参考意义。

独立董事能够有效地发挥作用还取决于独立董事自身以外许多因素, 比如是否设有审计委员会。人们对影响独立董事发挥作用的因素会考虑地更加全面。而对这些影响因素的研究也会推动独立董事制度在我国的发展。

摘要：独立董事制度一直是近年来会计界研究的热点之一, 对其研究主要其中在两个问题上:哪些因素在影响独立董事发挥作用?怎样让独立董事更好地发挥效果?本文将独立董事特征分为内部特征和外部特征, 又将外部特征分为数量特征和质量特征并加以详细描述。本文希望能够在前人的研究基础之上更加系统地、详尽地描述独立董事的特征, 为解决以上两个问题提供参考。

关键词：独立董事特征,数量特征,质量特征

参考文献

[1]周繁.独立董事背景与治理效果——基于中国上市公司的实证研究[D].中山大学, 2008

[2]罗坤.独立董事背景特征对公司绩效影响的实证研究[D].华南师范大学, 2010

[3]张俊瑞, 王鹏, 贾宗武等.独立董事背景对企业价值影响的研究——来自中小企业板上市公司的经验证据[J].统计与信息论坛, 2010, 25 (6) :63-70

[4]魏刚.独立董事、公司经营业绩与盈余管理一项基于独立董事治理有效性的实证研究[D].上海财经大学, 2002

[5]许言嘉.论我国上市公司中的独立董事制度[D].对外经济贸易大学, 2006

关于商法独立性特征的思考 篇2

关键词 商法 独立性 价值作用

商法的独立性，在笼统意义上分为两个方面：商法学的独立性和商法部门的独立性。商法学的独立性在法学界已有普遍共识。然而针对商法部门的独立性问题至今仍在商讨阶段。

一、商主体和商行为的独立性探讨

关于商主体的独立性探究。商主体的独立性由商主体营利方式的专一性所决定，故在组织形式、行为规范、以及责任承担方式上有更高层次的要求。在文艺复兴前期，商人通过获取特殊权限，可以借此上升到拥有经营商事行为的特殊阶层。17世纪末，商人从近代商法中又得到特殊的商主体资格，然而这只是受到技术安排的影响，所以商人仅从中获得从事商经营的权利。另外，由于市场严格限定标准，对商主体严加赋税，对民事主体愈加苛严，所以处于这段时期，商人仅是一群具备营业能力与营业资格的群体，并无额外权利。在现代化社会形式下，经商者，经商条件，经商权利义务等问题均与商主体息息相关，并根据商主体的变化而变化。国家政府也是通过对商主体的调整来开展对经济相关活动的调控干预、引导协调工作。另外，商主体也可作为政企划分、区别营利、营利保障的法律参考。通过对商主体的特性进行评定，不难看出商主体的概念及其基本制度均阐释了有关其独立性的作用价值，并可以促进和发展商事基本制度。

关于商行为的独立性探究。商行为具有特殊的法律地位，同时具备法律共性与自身特性，并由此商行为成为一种独立的法律行为。商行为特征内含两个层次：其一，商行为其主体包括营利性法律行为的商法以及发展改善商事交易中的利益实现。另外，商主体具有一定的营利特性。其营利性致使商行为有别于其他非以营利为目的行为。其中此营利并不是指短暂性的营利行为，而是指营利主体在较长时间内持续从事某种同一性质的营利活动，故也称职业性营利行为。其二，就目前世界各地商事立法的综合情况对比来看，商行为普遍是商主体所从事的行为，由于任何法律行为都是由特定主体从事才会产生对应的有法律明文规定的法律效力。因而，商行为定义为商主体所实施的营业行为，同时商事交易也受限于商主体所从事的商行为。另外，商行为由于在民事行为中的特殊地位，所以需要独立的法制规范。由此可见，商行为在另一方面突出了商法的独立特性。

二、关于商法调整对象和调整方法的探讨

关于商法调整对象的独立性探究。由于商法的社会关系是以其所调整的商事关系作为营利基础，因此商事活动范围被限制在以营利为目的商事行为过程中，这是其有别于其他社会关系，特别是有别于一般民事关系的特殊之处。尽管民事关系包含平等主体之间的营利性行为，但是商法的本质属性是营利性这一点无可动摇，即无营利，无商事。换言之，这种独立的商事关系可以接纳商品交换关系由民法调整，正如“高水平的商品经济和低水平的商品经济是共生于相同经济形态下的商法所适用的 ‘高级齿轮’和民法所适用的‘低级齿轮’，虽然两者特性和运行方式不同，法律规则要求不一致，但是两者相辅相成，缺一不可。”不难看出，商法对调整对象范围划分的目的是为了确保商事主体的营利性地位不被动摇，其构建的营利调节机制是商法所持有的特殊法律调节手段。商法这一机制可以有效保证商主体的营利性和商业动力机制的法律地位，并展现出商法完善社会关系中发展生产力的调节作用以及引导社会正确价值取向的良好愿望。

关于商法调整方法的探究。商事主体由营利目的作为发展动力从事商行为，就提出了商事交易的简便性、低成本性、短周期性、利益性四个方面的要求。所以需要设立相应的制度措施来加以调控。但是商事主体营利性活动的特性是反复循环、长期持续和计划执行，所以定型化契约应运而生。定型化契约表现在其内容全由单方事先按相关磋商的协议进行拟定，而另一方仅有接受与否的权利，形式同格式条款接近。另外，为了满足交易的简便性，诸如公司股票、公司债券、提单、仓单、票据等形式均可用以营利活动中，即所谓的权利证券化。同时，证券的不同性质决定了商法可以赋予不同的效力，即证券的物权、债权或社员权的权利特性，并设立一套与之相匹配的票据交换和证券交易体系，确保证券流通不受外界阻碍。除此之外，各国商法以商事主体按时结算交易并保持长期有效营业为目的，又设立短时效政策。在票据、运输、海商等被销毁时，短时效政策便可采用有别于民法时效期间的短期时效。

商法作为调整具有普遍规律的市场交易关系的重要保证，即便其有关独立性意见尚未统一，但是不管在商法所辖范围的划分规定上，还是在民商分立的国家相关政策中，商法仍具有其独立的法律地位，即便是民商合一的国家商法也应该保持商法的特殊独立性，所以我们应当摒弃传统看待商法的观念以及落后的商法与其他部门法律之间的协调运作方式。由此我们在对待商法的独立性问题上，应当通过有效结合现代化市场经济建设方针以及明确的市场交易关系调节机制，辩证统一地看待商法独立性问题，以及商法与民法、经济法的相关职能和作用。

参考文献：

[1]李双元，宋云博.对我国“商法特征”若干界说的实证分析思考[J].时代法学，2013（06）.

独立董事特征 篇3

独立董事制度由来已久,已经成为缓解上市公司内部代理问题的有效机制,在公司治理体系中占据重要地位。美国是最早建立独立董事制度的国家之一,早在20世纪30年代,美国证券交易监督委员会建议设立“非雇员董事”;1940年,美国《投资公司法》中规定董事会中至少包括40%的独立董事;1991年,美国证券交易所规定上市公司至少应有2名独立董事,并设立监督委员会,其中一半以上的成员为独立董事。我国基于内部监督的国情,借鉴了英美发达国家独立董事制度的经验,证监会于2001年8月发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》(以下简称《指导意见》),规定中国境内上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一的独立董事。对于独立董事制度能否发挥应有的监督作用、抑制管理层盈余管理行为、保护投资者的利益,理论界和实务界众说纷纭。现有文献中,较少涉及独立董事个人特征在抑制盈余管理过程中的监督作用。

我国从2007年开始实施的《企业会计准则第8号——资产减值准则》中规定,资产减值损失一经确认,在以后会计期间不得转回;在旧准则中,资产减值损失确认后,如果资产减值状况减弱或者消失,相应的资产减值可以在以后的会计期间转回。与旧准则相比,现行准则在一定程度上遏制了利用资产减值损失转回实施盈余管理的行为。龚启辉、吴联生、王亚平(2015)发现,我国2007年取消长期资产减值准备转回之后,具有正向盈余管理动机的公司转回长期资产减值准备的概率和金额明显下降,通过处置长期资产而提高利润的概率和金额显著增加。现行会计准则规定处置长期资产所获得的损益计入当期利润表,而管理层能够操纵资产处置时点,当公司经营业绩没有达到预期目标时,管理层可通过转让或出售持有的无形资产、固定资产等获取收益,使公司利润达到预期水平。资产处置是企业真实的投资活动,利用其调节盈余更具有隐蔽性,且在资产减值不允许转回的制度背景下,资产处置成为调节盈余的常用手段之一。

本文基于2007年企业会计准则实施以来的资产处置数据,检验上市公司是否存在利用资产处置实施真实盈余管理的行为,以及独立董事的制度特征及个人特征在抑制管理层的盈余管理行为中能否发挥有效的监督作用。本文的主要贡献在于:首先,对资产处置盈余管理行为的探索,拓展了真实盈余管理的研究范围,通过实证研究得到了上市公司利用非流动资产处置损益扭亏和大清洗动机的经验证据;其次,分析了独立董事制度特征对利用非流动资产处置损益实施盈余管理的抑制作用;还分析了独立董事的个人特征对盈余管理的影响,为监管部门进一步完善上市公司的独立董事制度提供了经验证据。

二、文献回顾及研究假设

1. 基于资产处置的真实盈余管理动机分析。

盈余管理指管理层运用职业判断或构造交易来改变基于财务报告数字的契约结果,以误导利益相关者对公司潜在经营活动的理解(Healy和Wahlen,1999)。Bartov(1993)认为,管理层能够选择长期资产出售的时间,达到平滑盈余和减轻债务契约的目的。Graham(2005)等对美国401位高管进行问卷调查和访谈,发现78%的高管为平滑当期盈余,会通过真实活动操控来达到盈余目标。魏涛、陆正飞、单宏伟(2007)发现,上市公司为实现扭亏的目标,处置固定资产和无形资产是其进行盈余管理的主要手段之一。王福胜等(2013)认为,管理层有选择处置资产和安排处置时间的自主权,有利用各类资产处置操纵盈余的具体动机。

因资产处置所获得的收益(市场价值与账面净值之差)计入当期利润表,管理者会通过改变资产处置时点来操纵盈余。我国证监会设置的上市和配股资格,以及证监会对上市公司特别处理及终止上市的规定,使得我国上市公司具有明显扭亏的盈余管理动机;而有些上市公司亏损严重,若当年扭亏希望渺茫,会采取一亏到底的策略“储存”利润,等待下一年度实现扭亏为盈。因此,本文提出如下假设:

H1a:具有扭亏动机的上市公司与非流动资产处置损益显著正相关;

H1b:具有大清洗动机的上市公司与非流动资产处置损益显著正相关。

2. 独立董事制度特征与真实盈余管理。

在代理理论分析框架下,独立董事最主要的职能是监督职能,独立董事通常有资格选择、监督、考核和奖惩管理层,减少经理人与股东之间的冲突,从而提高企业效益。Peasnell、Pope和Young(2000)检验了英国公司盈余管理与独立董事比例之间的关系,研究发现,董事会中高比例的独立董事能有效抑制管理层通过提高非正常损益以避免公司亏损或盈余下滑行为的发生。Kang和Kim(2012)研究发现,董事会规模和独立董事比例与真实盈余管理负相关,董事会规模越大,外部独立董事越多,越能遏制真实盈余管理行为的产生。国内已有文献对于独立董事比例和勤勉度与盈余管理之间的关系并未得出一致结论,甚至有些相反结论:金玉娜(2013)等认为董事会会议次数对真实盈余管理有显著正向影响;杜晓旭(2009)、季敏和金贞姬(2013)等研究发现董事会开会次数与真实盈余管理显著负相关,还得出了独立董事比例与真实盈余管理活动不存在显著线性关系的结论;而张逸杰等(2006)发现独立董事比例和盈余管理之间呈“U”型关系。

《指导意见》中规定,中国境内上市公司董事会成员应当至少包括三分之一的独立董事,独立董事对上市公司及全体股东负有诚信和勤勉义务。至今我国上市公司的独立董事制度实施已10年有余,独立董事是“花瓶董事”或是“真的董事”仍存在较大争议;2007年《企业会计准则第8号——资产减值准则》实施以来,管理层更趋向于实施资产处置的真实盈余管理行为,而上述文献都没有涉及基于资产处置的真实盈余管理,基于研究现状和制度背景,考察独立董事制度特征对基于非流动资产处置盈余管理的抑制作用,提出如下假设:

H2a:独立董事比例越高,真实盈余管理程度越低;

H2b:董事会开会次数越多,真实盈余管理程度越低。

3. 独立董事个人特征与真实盈余管理。

从上述文献来看,上市公司的独立董事比例和开会次数似乎并未发挥实质性的治理作用,究其原因可能在于独立董事的学术和专业背景不同,抑或是执业经历的差异。独立董事作为“专业”的监督者,其专业程度主要由独立董事个人特征所决定。马连福、高楠(2011)认为,具有境外学习背景和境外工作背景的独立董事能够把吸收到的西方先进的理论知识运用到董事会的实际工作中,促进董事会决策的科学性;境外背景的独立董事更多受到西方文化熏陶,更能够独立地表达自己的思想;向锐(2014)认为,具有高校和科研机构等学术背景的独立董事,拥有良好的教育背景和丰富的理论知识,并能将这些知识通过董事会融入公司的决策中;《指导意见》中规定,聘请的独立董事中至少包括一名会计专业人士,具有财务会计专业背景的独立董事更具专业胜任能力和丰富的实践经验,熟悉财务会计领域的风险。基于上述分析,进一步考察独立董事个人特征对真实盈余管理的抑制作用,提出如下假设:

H3a:具有海外执业和学习背景的独立董事越多,真实盈余管理程度越低;

H3b:具有学术背景的独立董事越多,真实盈余管理程度越低;

H3c:具有财务专业背景的独立董事越多,真实盈余管理程度越低;

H3d:具有政府从业背景的独立董事越多,真实盈余管理程度越低。

三、研究设计

1. 样本选取及数据来源。

以我国沪深两市2007~2014年A股上市公司为研究样本,并剔除:1金融行业样本;2非流动资产处置损益经过期初资产总额标准化后为零的样本;3独立董事规模、董事会开会次数、成长性、公司规模和资产负债率等数据缺失的样本,最终获得15355个观测值。文中所用数据来源于WIND数据库、CSMAR数据库,文中的非流动资产主要是指固定资产、无形资产等。本文主要使用Excel2013和Stata 14.0来处理相关数据和进行回归分析,为避免异常值的影响,对模型中所使用的连续变量进行了缩尾处理。

2. 模型设计及变量定义。

本文采用多元回归方程检验上市公司基于不同盈余管理动机的非流动资产处置行为,分别从独立董事制度特征和个人特征两个方面检验其对利用非流动资产进行盈余管理的抑制作用,建立模型如下:

其中:被解释变量(Ncad)为非流动资产处置损益;解释变量为扭亏动机(NK)、大清洗动机(LOSS);描述独立董事制度特征的变量主要有独立董事比例(Indboard)和独立董事开会次数(Dmeeting),NK×Indboard为独立董事比例与扭亏动机的交乘项,LOSS×Indboard为独立董事比例与大清洗动机的交乘项;NK×Dmeeting为独立董事开会次数与扭亏动机的交乘项,LOSS×Dmeeting为独立董事开会次数与大清洗动机的交乘项;描述独立董事个人特征(PC)的变量主要有海外从业和学习背景(Oversea)、学术背景(Academic)、会计专业背景(Finance)和政府执业背景(government),NK×PC为独立董事个人特征与扭亏动机的交乘项,LOSS×PC为独立董事个人特征与大清洗动机的交乘项;控制变量主要有股权集中度(TOP1)、股权制衡度(balance)、债务契约约束(LEV)、公司规模(SIZE)和公司盈利能力(ROA)。设置年度(year)、行业(ind)虚拟变量。各变量的具体定义如表1所示。

四、实证结果与分析

1. 描述性统计。

表2为主要变量的描述性统计结果。由表2可知,非流动资产处置损益(Ncad)25分位数为-0.0002,75分位数为0.0004,说明样本中既有非流动资产处置收益,也有非流动资产处置损失,均值为0.0045,样本总体上体现为非流动资产处置收益。扭亏变量(NK)和大清洗变量(LOSS)的样本均值分别为0.0363和0.0562。董事会中独立董事所占比重的平均值约为36.63%,符合证监会规定的独立董事占董事会人数约1/3的规定;独立董事开会次数最多的为22次,最少4次,平均开会次数约为9次;独立董事个人特征中,具有学术背景的独立董事较多,其次是政府从业背景、财务专业背景和海外从业和学习背景;第一大股东持股比例(约为36.1695%)与股权制衡度(约为33.7%)相差不大;资产规模(SIZE)的均值和中位数约为13亿元(对数约为21.63);资产负债率(LEV)的均值和中位数均在50%左右,总体上市公司的负债水平适中,样本公司的资产净利率平均约为5.13%。

2. 回归结果分析。

表3为真实盈余管理动机与非流动资产处置损益的多元回归结果。表3的第(1)列、第(2)列分别为扭亏和大清洗动机与非流动资产处置损益的多元回归结果,可以看出,第(1)~(3)列的F值都通过了1%的显著性水平检验,说明模型的整体拟合度较好。控制年度和行业因素的影响后,NK、LOSS的系数为正,且通过了1%的显著性水平检验,说明为了达到扭亏为盈和大清洗的目的,上市公司存在利用非流动资产处置损益进行正向盈余管理的行为,假设1a和1b成立。上市公司的债务水平与非流动资产处置损益显著正相关,说明上市公司负债水平越高,越有可能通过获得非流动资产处置收益缓解债务压力;上市公司的规模与非流动资产处置显著负相关,在规模较大的公司中,通过非流动资产处置进行盈余管理的行为较少;上市公司的盈利能力与非流动资产处置损益显著正相关。

注:***表示在1%的水平上显著;**表示在5%的水平上显著;*表示在10%的水平上显著;括号内数值为T值。下同。

表4为独立董事制度特征对基于扭亏和大清洗动机的非流动资产处置抑制作用的回归结果。模型中F值都通过了1%的显著性水平检验,整体拟合度较好,具体的回归结果分析如下:如表4第(1)和第(3)列所示,独立董事规模与上市公司基于扭亏动机的非流动资产处置损益负相关,在1%的水平上显著;与上市公司基于大清洗动机的非流动资产处置损益负相关,不具有显著性。说明独立董事规模在一定程度上起到了抑制真实盈余管理行为的作用。如表4第(2)和第(3)列所示,独立董事开会次数与上市公司基于扭亏动机的资产处置损益负相关,在1%的水平上显著;而其与基于大清洗动机的非流动资产处置损益不具有显著性。多次召开董事会会议给独立董事们提供了了解企业经营状况和彼此间交换意见的机会,便于其对管理层的监督,从而降低了真实盈余管理水平。综上所述,独立董事规模和独立董事开会次数在一定程度上基于扭亏动机的非流动资产处置的盈余管理行为,对大清洗动机没有起到监督作用。

表5是独立董事个人特征对基于扭亏和大清洗动机非流动资产处置抑制作用的回归结果。如表5第(1)列所示,独立董事的海外从业和学习背景能够抑制基于扭亏和大清洗动机的非流动资产处置,但不具备显著相关性;第(2)列中,独立董事的学术背景(系数为-0.00146,在5%的水平上显著)能够抑制扭亏和大清洗动机的非流动资产处置,但对大清洗动机的非流动资产处置的抑制更为显著;第(3)列中,独立董事的财务专业背景对扭亏和大清洗动机的盈余管理均无明显的抑制作用;第(4)列中,独立董事的政府从业背景(系数为-0.00112,在10%的水平上显著)对扭亏和大清洗动机的非流动资产处置均有抑制作用,但对大清洗动机的非流动资产处置的抑制更为显著。

综上,对基于扭亏动机的真实盈余管理,独立董事的海外背景、学术背景、专业背景和政府从业背景都起到了一定的监督作用,但都不显著;对基于大清洗动机的真实盈余管理,独立董事的学术背景和政府从业背景起到了较为显著的抑制作用,可能是因为上市公司的大清洗活动是一种更为隐蔽的调节利润的活动,不易察觉,而其经济后果更具危害性,独立董事因其较高的学术水平和丰富的政府从业经验,更具洞察能力,能最大限度地减少危害企业价值行为的发生。

3. 稳健性检验。

本文借鉴周冬华和赵玉洁(2014)的研究,用“非流动资产的期末余额与期初余额的差除以期初资产总额”作为被解释变量进行回归,所得结果与前文回归结果保持一致,表明本文的研究结果是稳健的。

五、研究结论

在我国制度背景下,鉴于资产处置的会计准则和监管方式的特殊性,本文考察了基于非流动资产处置损益的盈余管理动机,并从独立董事制度特征和个人特征两方面分别构建模型,利用2007~2014年A股上市公司的大样本数据进行了实证分析,得出如下结论:

第一,2007~2014年期间处置的非流动资产整体表现为处置收益,随着会计准则的不断完善和内部控制制度的实施,管理层更倾向实施资产处置或生产经营活动的真实盈余管理。为了实现扭亏为盈和大清洗动机、规避特别处理和退市风险,上市公司中存在利用非流动资产处置收益扮靓财务报表的行为。

第二,现代公司制度建立后,上市公司内部治理机制日趋完善,从实证检验结果来看,独立董事比例和开会次数在抑制基于扭亏动机的真实盈余管理中发挥了积极的作用,具有学术背景和政府从业背景的独立董事能有效地抑制基于大清洗动机的盈余管理行为,充分证明了较高的专业水平和丰富的执业经历是独立董事必备的素质。而上文实证结果显示,具有财务背景的独立董事在抑制基于资产处置的盈余管理中,并未充分发挥其监督作用。

第三,在前人研究的基础之上,本文得到了基于非流动资产处置的真实盈余管理的经验证据,为财政部和证监会进一步完善资产处置损益的会计处理和信息披露政策提供了参考。考察独立董事对真实盈余管理的影响,丰富了真实盈余管理的研究,为完善公司独立董事制度提供了经验证据。同时,只有将完善的内部治理机制与有效的内部控制制度有机结合,使控股股东、董事会、监事会等更科学地履行对非流动资产处置的监督责任,才能有效地抑制盈余管理行为。

参考文献

龚启辉,吴联生,王亚平.两类盈余管理之间的部分替代[J].经济研究,2015(6).

向锐.财务独立董事特征与会计稳健性[J].山西财经大学学报,2014(6).

季敏,金贞姬.民营上市公司董事会特征与真实盈余管理相关性研究[J].财会通讯,2013(10).

独立董事特征 篇4

关键词：创业板；董事会特征；盈余管理

1 概述

创业板市场经过十年的风雨酝酿，终于在2009年正式交易运转。创业板市场为我国中小企业和高科技企业提供了融资渠道，也为风险投资提供了退出渠道，使投资的风险分散化，从而为我国风险投资业的发展提供了保障，使高科技投资良性循环发展。但另一方面创业板市场中的中小企业有着浓厚的家族色彩，使其公司治理结构存在独特之处。

同时，其也存在一定的不足之处，家族式经营管理容易使得创业板上市公司出现一股独大现象，对会计信息质量产生一定的影响。目前一些研究认为，创业板上市公司在发行过程中，盈余管理行为普遍存在，这不仅使公司的经营风险加大、公司业绩下降，而且损害了公司的价值（张艳，2012）。究其原因，主要是公司治理结构未得到相应的完善化，而在上市公司中董事会又是公司治理结构中重要的影响因素。因此本文從理论角度对创业板上市公司董事会特征、盈余管理现状进行了分析，将董事会量化即选择一些显著的董事会特征来进行分析，具体剖析各个特征对盈余管理的影响，并最终得出本文的研究结论。

2 董事会特征与盈余管理理论分析

2.1 董事会特征相关概念

创业板上市公司由股东大会、董事会、管理层的三级治理结构组成，而董事会在其中起到中心作用，是创业板上市公司治理的核心。董事会特征是对董事会进行定量描述的指标，是指董事会领导权结构、董事会规模、独立董事比例、董事会会议、董事会次级委员会设置、董事会构成以及董事会成员持股等等能够对董事会做数量描述的变量。在一些文献研究中又将董事会特征归纳为：董事会行为特征、结构特征、人文特征和激励特征。为体现一定的逻辑性，在此，本文只阐述具有代表性的董事会特征变量，具体内容如下：

2.1.1 独立董事比例

独立董事比例即在公司内部董事会中，企业中独立董事的人数占董事会总人数的比例。独立董事是指在董事会中保持中立态度，与公司股东不存在密切联系，在公司只担任董事职务，其他任何职务均不担任，同公司管理层没有重大的业务往来，公司内部管理层不会制约其工作，对公司事务进行独立决策的董事。因此独立董事相对于其他董事来说，具备很强的独立性，可以有效监督董事会以及公司管理层。

2.1.2 董事会规模

董事会规模是指公司董事会里董事成员数量总和，包括董事长、名誉董事长、副董事长、董事以及独立董事等。我国《公司法》规定，股份有限公司的董事会人数为5—19人。董事会成员人数少，董事会规模越小；反之，成员人数多董事会规模大。由聚源数据库公开的董事会构成数据可知，356家上市公司董事会人数平均为8.46人，而其中董事会规模普遍集中于7-10人，占比达80%以上，董事会规模偏大。不同的公司，董事会规模大小影响情况不一样。例如董事会规模大，董事会人数较多，对于一项决策，董事人数越多所提出的意见也越多，意见不一的情况更容易出现，使公司的某项决策产生分歧，使得董事会难以形成一致的意见，反而降低了公司的决策效率。相反，董事会人数过少，虽然有利于董事会灵活运转，相应的协调性与组织性也有所提高，但是董事会内部董事的经验和专业知识缺乏，不利于董事会决策的科学性。综上所述，董事会规模不宜过大或过小，保持适当的人数比例最佳。

2.1.3 董事会激励

董事会激励主要表现为董事会薪酬激励与股权激励。董事会股权激励是指通过给予董事会成员一定的股份，使其努力加强自身监督检查的责任，推动公司股价的上涨，从而有利于实现自身利益，当董事会成员的经济利益与公司发展有密切联系时，持股董事则会精心经营，同时对管理层的行为也会加强监管，防止管理层损害股东们的利益。2007年1250家上市公司公布了“自查报告和整改计划”，根据归纳整理的上市公司的董事会特征，发现我国上市公司董事会持股比例较低。而与其他上市公司不同的是，创业板上市公司的董事会持股比例却比较高。董事会薪酬激励是一种直接的激励手段，是指通过给予董事会成员一定的薪酬奖金，使其努力实现目标，在实现过程中，加强监督检查职责，合理的薪酬结构能有效激励董事为公司事务尽职尽责。

2.2 盈余管理相关概念

自上世纪80年代开始，盈余管理在西方经济与管理学术界掀起了研究热潮，成为了西方当代实证会计研究的重点之一。Wiiliam.R.Scott在《财务会计理论》一书中指出，所谓盈余管理就是在公认会计原则（GAAP）允许的范围内，运用会计政策来实现管理者利益或者公司市场价值最大化，以此达到对公司会计盈余的调整并最终保护自己的利益，这也是会计政策选择具有经济后果的一种具体体现。

2.3 创业板上市公司相关概念

创业板市场（GrowthEnterpriseMarket，GEM）又称二板市场，在主板市场发展到一定规模和达到相当成熟度后，创业板才出现，是多层次资本市场的一种特定组成部分和创新形式。能够为新兴企业以及高速成长科技含量的中小高科技企业提供融资渠道，并且在上市门槛、信息披露等制度方面，与主板市场显著不同。创业板市场的特点是风险高、门槛低、监管严。

3 创业板上市公司董事会特征与盈余管理现状分析

分析我国创业板上市公司董事会特征与盈余管理的关系，我们需要将董事会量化，即选择一些显著的董事会特征来进行分析，具体剖析各个特征对盈余管理的影响。本文拟从以下三点进行具体分析：独立董事会比例、规模、激励特征。

3.1 独立董事比例对盈余管理的影响

黄蜀秋（2013）从聚源数据库整理得到，我国大部分创业板上市公司的独立董事比例在30%左右。但根据统计，在1997年美国标准普尔500家公司的董事会中独立董事比例已达到66.4%。独立董事的存在能夠有效地降低上市公司经理层与董事合谋串通的可能性，能够有效地监督与降低上市公司经理层的机会主义行为，从而有效地降低上市公司盈余管理程度。而我国创业板上市公司董事会中独立董事比例相对较低，会计信息质量将得不到保障，管理层进行盈余管理的可能性将增大。

3.2 董事会规模对盈余管理的影响

现有研究对于董事会规模与盈余管理的影响有两种观点，一种认为董事会规模越小，对能够提高企业会计信息质量，有效的降低管理层的盈余管理程度：另一种观点与之相反。但也有研究表明这两者之间关系不明显，祁菲涵（2014）研究表明样本公司董事会规模对会计信息质量的提高不存在显著影响。廖小菲等（2012）认为，要根据公司具体情况保持适当的董事会规模，从而有利于公司会计信息质量的提高。黄蜀秋（2013）从聚源数据库整理得到，我国大部分创业板上市公司董事会规模普遍偏大，规模主要集中在7-10人，这有可能就会出现较大规模的董事会灵活应变的能力较差，且董事们不情愿当面指责经理层的错误做法，长期下去，容易形成董事会与经理层相勾结甚至经理层直接控制董事会的现象，盈余管理难度将增大。

3.3 董事会激励对盈余管理的影响

上市公司采取合理的股东薪酬激励措施，给予董事合理比例的津贴或者薪酬，能够有效地把上市公司股东的利益与董事的利益结合起来，促使董事有效地监督管理经理层，防止与抑制经理层自利行为，从而减少管理层盈余管理的程度。黄蜀秋（2013）从聚源数据库整理得到创业板上市公司董事会持股比例普遍较高，董事会成员持股即是我国上市公司董事会股权激励体制，上市公司实行董事会股权激励体制后，公司的董事会成员会持有一定股份且成为公司股东，这时，上市公司的发展状况便与董事会成员的利益相联系，董事会成员会为了自己的利益与上市公司良好发展状况而努力履行自己的职责。所以，董事会股权激励体制有利于提髙上市公司会计信息质量，控制管理层盈余管理行为。

4 结论

我国创业板上市公司存在公布的会计信息质量偏低的现象，盈余管理程度较高的情况。究其原因，主要是公司治理未得到相应完善，而上市公司董事会是公司治理结构中重要影响因素。通过对我国创业板上市公司董事会特征与盈余管理现状的分析，本文得出创业板上市公司要充分发挥独立董事职能，完善独立董事体制，完善董事会薪酬、股权激励措施，保持适当规模的董事会，保证董事会职能的有效履行和董事会效率的提高，才能更加有效地监管与抑制经理层的盈余管理行为，才能有利于创业板上市公司会计信息质量的提高。

参考文献：

[1]祁菲涵.董事会特征与会计信息质量相关性研究——基于我国创业板上市公司的经验证据[D].安徽财经大学，2014.

[2]余灼萍，胡国柳.董事会特征与盈余管理关系的实证研究[J].会计之友，2011（6）：25-29.

[3]黄蜀秋.我国创业板董事会特征对大股东资金占用影响研究[D].华南理工大学，2013.

[4]邢周凌，王一鸣，李灵璐，邢周兰，吴新辉，沈伊默.影响中国创业板上市公司业绩因素分析：基于多案例研究[J].管理评论，2014（1）：66-

77.

[5]于团叶，张逸伦，宋晓满.自愿性信息披露程度及其影响因素研究——以我国创业板公司为例[J].审计与经济研究，2013（2）：68-78.

[6]黄新炎.我国创业板公司IPO过程中的盈余管理研究[D].财政部财政科学研究所，2011.

课题项目：

独立董事特征 篇5

本文选取创业板为样本, 原因如下:中国创业板2009年10月开启, 首批登陆的企业有28家;2010年底, 上市公司已达153家;截止到2011年底, 中国创业板不断被公众质疑, 诟病也不断闪现, 创业板是公司内部人离职套现的高发区, 作为样本实验结果会更可靠。

二、关于独立董事特征的研究假设

由于独立董事毕竟不是“自己人”, 在进行一些“不光彩”的决议或行动时, 上市公司实际控制人更愿意选择能够代表自己意愿的人担任独立董事, 防止独立董事“碍事”。

在这里就要界定独立董事比例的过高是否只是控制人为了向市场传递公司治理结构良好的表现。由于信号传递的作用有限, 中小投资者一般较为关注财务指标, 如净利润、净利润增长率等盈利和发展指标。并且大量实证研究表明, 独立董事的比例与公司业绩之间的关联性并不显著, 所以这一信号传递的收益不大。

如果只是为了向投资者传递公司在公司治理的某一方面重视, 而使自己在董事会中的权利被削弱, 从成本与效益的角度来看不合情理。但是, 控制人可以找寻“听话”的独立董事, 这样就使得这一指标失去作用。基于经济人的假设, 本文认为内部人离职套现的公司在独立董事的比例设置上会更倾向于低比率。这样方便内部人决策。在这里不考虑虚增独立董事来向外界传递信号这类情况。

假设1:董事会中独立董事的比例越高, 创业板上市公司发生离职套现的概率越低。显著的高薪酬可以反映公司对独立董事的重视程度。因为聘用高等级人才支付的薪酬也相应增加。但是, 如果支付给非“人才”的独立董事, 则独立董事更像是“花瓶”。所以, 本文会用独立董事名誉的定量化与独立董事津贴的比值来表明独立董事“名副其实”。同样, 如果公司聘任的独立董事“名不副实”, 说明在虚设独立董事, 进一步说明独立董事功能没有适当起作用。综上, 得出新的研究假设。

假设2:独立董事的津贴与薪酬较高的董事的比越大, 创业板上市公司发生离职套现的概率越低。

假设3:独立董事的津贴越“名副其实”, 创业板上市公司发生离职套现的概率越低。

假设4:独立董事的学历越高, 创业板上市公司发生离职套现的概率越低。

假设5:独立董事的职业越优越, 创业板上市公司发生离职套现的概率越低。

假设6:独立董事取得的荣誉越多, 创业板上市公司发生离职套现的概率越低。

假设7:独立董事人数越多, 创业板上市公司发生离职套现的概率越低。

假设8:独立董事缺席董事会议与创业板上市公司发生特别现象之间存在相关性。

假设9:独立董事在任职期间发生撤换, 创业板上市公司发生离职套现的概率越高。

假设10:独立董事的行业专长与防弊越相关, 创业板上市公司发生特别现象的概率越低。

假设11:独立董事的官方背景越深, 创业板上市公司发离职套现现象的概率越高。

三、指标建立

指标1:独立董事在董事会人员中的比例。

指标2:独立董事的平均津贴/公司薪酬最高的董事薪酬的加权平均数。

指标3:独立董事的名誉评分/独立董事的薪酬的加权平均数。

指标4:文凭×权重×修正系数。

本文把独立董事的行业专长分为以下几类:金融财会、法律、企业管理、管理和经济学、专业技术、其他。根据他们的职业与防公司舞弊所需知识间的联系, 评分为4∶3∶2∶1∶0。

指标5:独立董事行业专长评分的总和。

指标6:独立董事人数。

指标7:独立董事缺席会议为1, 否则为0 (哑元变量) 。

指标8:独立董事的政治背景评分的总和。

指标9:公司独立董事名誉评分的总和。

指标10:名誉大于7以上人士名誉的总和。

指标11:名誉小于2以下的人的个数。

指标12:普通职业的独立董事个数。

上述指标无特别说明, 以2010年的财务报表为准。

控制变量1:公司总资产的自然对数 (以2010年年度报告数据为准) 。

这是大部分学者认同的指标, 如果只是用公司总资产的绝对数, 规模比例的差距并不能代表控制变量的控制程度。

控制变量2:公司的上市月份。

因为样本选用的是2010年创业板上市的公司, 所以以他们的上市月份作为控制变量。

控制变量3:2010年年度报告公布的公司的资产负债率。

解释变量:公司上市后发生董监高离职现象的是非变量, 如果发生为1, 否则为0。

董事、监事、高级管理人员虽然同属于公司内部人, 但是离职所传递的信息可能有所不同, 公司的董事、总裁、总经理、财务总监等职务离职更符合我们的研究假设, 如果是公司的技术类高管离职可能是由于薪金待遇、工作环境等因素, 因为相对于前者, 他们对于公司的内部经营、财务状况可能并不清楚。

修正解释变量:上市公司的董事、 (副) 总经理、 (副) 总裁、财务总监如果离职设为1, 否则为0的是非变量。

四、实证分析

在2010年初至2012年5月8日, 117家创业板上市公司中, 累计42名董事、监事或高级管理人员发生离职。且这些人中绝大部分持有公司股票, 有2家公司的职工监事离职, 是否持有公司股票较难查询。在离职的人员中, 高管离职所占比例接近50%。高管中财务总监5名, 总裁或总经理达到7名, 都是公司重要职位。对公司的真实市场价值较公司外部投资者更为了解。他们的离职更有可能是由于本文的假设:公司价值被严重高估, 宁可放弃自己的高额年薪也要套现, 否则等待公司价值回归理性后, 自己的损失更大。

在独立董事的薪资比例方面, 平均津贴为5万元左右。方差较大, 津贴最高的为50万元, 最少的为0。在独立董事总薪酬方面差异也十分明显。公司对独立董事的津贴总支出也反映了公司的资产规模、财务质量, 这在某种程度上反映了在创业板上市的公司财务指标差异较大。

在引入控制变量后, 普通人的个数与套现判别的相关性很高, 在0.05的显著性水平下, 普通人的个数与公司内部人离职套现显著相关。在此认为独立董事的名誉对独立董事约束公司内部人离职套现起正向作用。公司独立董事中, 名誉较低的独立董事个数与公司内部人离职套现间有显著联系。虽然关于名誉方面的其他指标在偏相关分析的时候不显著, 但是代表名誉的指标与被解释变量之间的相关性方向与假设相符。在独立董事津贴与独立董事薪酬的相关分析中, 两者之间的相关系数很低。这可能是由于上市公司不是按照独立董事的个人履历来支付报酬。“高能底薪”、“低能高薪”在不同公司独立董事薪酬、名誉的对比中也是时常发生的。

在显著性水平为0.05的情况下显著相关。独立董事的比例对于公司内部人离职套现具有显著的相关性。这也在一方面印证了上市公司不愿意提高公司董事会中独立董事比例的原因, 因为独立董事比例的提高会稀释公司决策权。

五、本文不足点

(一) 指标涵盖范围的不足。

本文试图找寻独立董事特征的各个方面, 以此来对独立董事的各个特征进行判断, 但是由于可获得信息的局限, 不能对各个指标的完整性达到更高的保证。例如, 独立董事所具有的政府背景就很难进行查询。还有一些指标未涵盖进来, 如独立董事同时在几家公司任独立董事这一职务, 相关法规规定最多同时可以在五家上市公司任职。如果某人在五家上市公司任独立董事, 对于该独立董事是否有精力参与五家公司的独立董事决策存在质疑。

(二) 各种因素间的理论分析。

由于笔者的能力有限, 不能对文中的各种假设和理论分析提出更缜密的逻辑结构, 而且本文在很多地方是基于理论分析的角度进行逐步推演, 不同因素间的逻辑关系可能存在不当之处。

摘要：独立董事制度的作用旨在保护中小股民利益, 防止内部人控制, 在抑制上市公司造假舞弊等方面具有显著作用。由于独立董事在董事会中的比例、学历、政府背景等方面会因公司不同而表现出不同的特征, 而这些特征又会影响到独立董事在公司治理中的作用, 进而间接影响到高管离职套现现象。通过对独立董事特征的定量化来对公司高管离职套现现象进行相关分析, 得到独立董事各特征对公司高管套现的影响, 进而分析独立董事特征对独立董事履职的影响。

关键词：独立董事特征,公司内部人离职套现,相关分析

参考文献

[1]Alexandar Angelus.A Multiechelon In-ventory Problem with Secondary Market Sales[J].MANAGEMENT SCIENCE, 2011.57.12.

[2]Bruno Biais, Christophe Bisière, Chester Spatt.Imperfect Competition in Financial Markets:An Empirical Study of Island and Nasdaq[J].MANAGEMENT SCI-ENCE, 2011.57.12.

独立董事特征 篇6

独立董事不仅代表上市公司以及所有股东对管理层进行监督,而且还能够从专业角度,为提高公司管理层的经营决策效率提供建议,最终提高公司的经营绩效。随着独立董事在上市公司地位的加强以及相关研究的深入,学术界对独立董事与公司绩效的关系研究已经取得较为丰富的成果,但目前并未取得较为一致的观点。原因在于,多数独立董事对公司绩效的影响研究只是作为高管作用研究的分支;独立董事身份特征的指标选取不大相同。本文在学术界已有研究成果的基础上,以独立董事作为研究主体,同时选取独立董事性别、年龄、教育、职称水平、专长以及资源这6个方面作为解释变量,探讨独立董事身份特征与任期内公司绩效的关系。

二、文献回顾

为了防止“内部人控制”现象,20世纪30年代独立董事制度在美国诞生了。随后20世纪90年代独立董事制度开始引入我国,经过十几年的发展,独立董事制度已经逐渐完善,学术界关于独立董事与公司绩效的研究也由浅到深。

独立董事的解释变量相对简单。Fosberg(1989)研究得出独立董事比例越高,公司的经营绩效反而越不好。Grimm、Smith (1991)在高管特征对公司战略影响的研究中,发现独立董事年龄与公司绩效呈负相关关系。Bedard J等(2003)研究得出独立董事可以提高会计信息质量,提高公司绩效。李善民等(2002)通过股价变动的实证研究,得出上市公司通过聘用独立董事可以提高公司绩效。李光绪等(2011)通过问卷调查和实证分析,认为独立董事制度的建立有利于公司绩效的提高。

独立董事的解释变量进一步细化。孔翔(2001)认为独立董事的年龄在35—55岁对公司绩效的影响是最显著的,过年轻工作经验不足,过高的年纪体力和精力都受到影响。Gupta(2009)等认为只有独立董事具备充足的时间和良好的专业知识才能够提升公司的价值。李倩等(2010)研究则表明独立董事的年龄在40—60岁是最佳的,这个年龄段的独立董事对公司绩效贡献最大。宛庆(2011)研究表明独立董事年龄与公司绩效呈负相关关系。勒云汇等(2002)、宋逢明等(2006)、王跃堂等(2006)研究表明独立董事比例越高,公司的经营绩效就越好。李洪等(2006)认为,独立董事中的薪酬对公司绩效影响最为显著。

不一致的研究结果,使得学者们开始研究独立董事之间的个体差异。王全在等(2010)则是研究独立董事境外背景与公司绩效关系,结果表明二者呈正相关关系。邱兆祥、史明坤(2012)选取性别、教育、专长、经验和资源作为独立董事的身份特征,得出具有会计或法律方面专长以及管理经验的独立董事能够提高公司经营绩效。向锐(2014)认为具有财务或金融背景的独立董事能够显著地提高公司绩效。郝云宏等(2014)研究中小板块独立董事身份特征与公司绩效的关系,得出高学历和政治背景能给公司带来更好的绩效。

三、理论分析和研究假设

从心理学角度出发,男性与女性行为上本身就存在差异。随着社会的发展,女性在独立董事的角色也变得越来越重要。首先,女性独立董事的加入完善了公司的治理结构,进而提高公司管理效率和公司绩效。其次,男性更偏向于勇敢和过度自信,女性则偏向于谨慎。女性独立董事在提供决策意见时,会搜集更全面、科学的数据做依托,从而做出更有利于公司发展的决策。最后,由于女性天生的细心,能够更好地识别报表编制和信息披露过程中存在的潜在风险,从而提高会计稳健性,提高公司绩效。因此,提出假设1:

H1:女性独立董事的比例与公司绩效呈正相关关系。

虽然随着年龄的增大独立董事的阅历和经验会更丰富,但是独立董事的精力、体力和学习能力却下降,无法完全履行独立董事职责。同时,在市场环境不断变化过程中,特别是现在的市场处于一个与互联网息息相关的时代,较年轻的独立董事适应性和创新性较高,更能利用互联网优势,为公司提供更有价值的信息和决策建议。更年轻的独立董事更能对报表编制和信息披露保持敏感性,更能发现其中潜在风险,保证公司处于更健康的发展环境中,进而提高公司绩效。因此,提出假设2:

H2:独立董事年龄与公司绩效呈负相关关系。

一般来说,教育程度可以反映独立董事的认知能力和专业知识水平。独立董事的学历越高表示受教育程度越高,就拥有更多的知识和更强的能力,能够提供更有价值的建议,提高公司绩效。同时,教育水平不同形成的人脉关系也会有所不同,相同教育水平的人群更有机会聚集在一起,实现资源共享。学历高的人群更有机会在社会重要的职位中任职,所以,学历高的独立董事能够带来更多的社会关系,能够为公司发展提供更好的资源,进而提高公司绩效。因此,提出假设3:

H3:独立董事受教育水平与公司绩效呈正相关关系。

职称水平代表着专业人员专业方面的水平和能力,是身份的象征,也是社会地位的象征。一般来说,上市公司更青睐聘用具有高职称水平的独立董事。一方面,职称水平越高的独立董事更能给公司带来全面的理论知识以及过硬的实践经验,能够给公司提供较高质量的建议。另一方面,聘用高职称的独立董事能给社会外界展现公司人才专业的一面,从而为公司创造更多的价值和效益。因此,提出假设4:

H4:独立董事的职称水平与公司绩效呈正相关关系。

上市公司在聘请独立董事时偏向于高校中具有知名度的会计教授,这些教授具备良好的教育背景和全面的会计理论知识,以及严谨的学术思维。他们不仅能够将这些知识运用到公司的决策中,还能及时发现财务报表编制和会计信息披露潜在的风险和问题,从而提高公司的会计信息质量和公司绩效。对于另外一些具有会计背景的独立董事,有相当一部分是具有丰富实战经验的注册会计师,这些独立董事具有丰富的实战经验和较高的职业道德,能够更快识别公司运营中的财务风险,提示公司进行改进和防范,降低公司出现盈余管理的概率,提高公司绩效。同理,具有法律专长的独立董事能够从专业的法律角度对公司运营过程中潜在的法律风险进行识别,对可能存在的诉讼风险进行准备,从而提高公司的运行效率和公司绩效。因此,提出假设5:

H5:独立董事专长与公司绩效呈正相关关系。

从“资源支持”理论出发,聘请在某一行中具有重大行业资源的独立董事,能够在公司运营过程中提供重要资源。特别是在中国特色社会主义市场经济中,“关系”对公司来说是必不可少的资源,有了关系,公司就能在向外界寻求发展时更有优势。具有银行资源的独立董事不仅能够利用其资源关系网为公司提供更多的融资渠道,降低融资成本和提高企业债务融资能力,而且,还能为公司提供关于融资方面的专业咨询。一般而言,高校中的教授具有较高的社会地位和人脉关系,也能够为公司提供一定的社会资源。因此,提出假设6:

H6:独立董事资源与公司绩效呈正相关关系。

四、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文以2011—2013年的创业板上市公司为研究样本。为了进一步保证样本数据的可研究性,最终,选取有效样本公司290家和2 298名独立董事。其中原始数据来源于国泰安CSMAR中国上市公司财务报表数据库和中国上市公司治理结构研究数据库。

(二)变量定义与模型选取

1. 变量定义。

(1)被解释变量。本文选取净资产收益率(ROA)作为被解释变量。理论上一般可以用净资产收益率、托宾Q值、资产报酬率、每股收益来表示公司绩效。由于我国资本市场还未完全成熟,资产的重置成本不好取得;公司的自由资金的获利能力难以估计;股票市场的变动性较大。因此,本文选取净资产收益率这一指标来表示公司绩效。净资产收益率不仅反映公司的盈利能力而且还能有效地了解公司自有资本使用效率情况。

(2)解释变量。本文选取独立董事的性别、年龄、教育、职称水平、专长以及资源等作为解释变量。①性别。独立董事的性别作为虚拟变量,其中,设定男性=0,女性=1。②年龄。以独立董事的平均年龄为因变量。③教育。独立董事的教育水平以学历高低作为衡量值,设定中专及中专以下=1,大专=2,本科=3,硕士研究生=4,博士=5,其他=6。④职称水平。以取得的职称高低进行赋值,高级职称=3,中级职称=2,初级职称=1,其他=0。⑤专长。对具有会计、法律方面专长进行赋值,会计专长=0,法律专长=1,其他=0。⑥资源。对具有学术资源和银行资源分别赋值为0和1,其他为2。

(3)控制变量。①公司规模。公司规模越大,可以抵押的资产越多,能较快获得外部资金,也能在一定程度上降低融资成本,从而使得公司运营更顺畅,进而提高公司的经营绩效。并且,规模较大的公司的知名度也较高,社会责任也相应增加,会计信息质量要求相对较高,能够促进公司更规范的发展,保证公司绩效的提高。所以,选取企业规模作为控制变量,同时以公司总资产的对数作为企业规模大小的测量值。②薪酬。薪酬过低没法激励独立董事主动参与公司经营决策讨论,实现独立董事的职责;但是,如果薪酬过高,就会使独立董事失去独立性,丧失对公司管理层、大股东进行监督的能力,影响公司绩效。所以,选取独立董事薪酬作为控制变量。

变量的定义见表1。

2. 研究模型。

目前,学术上关于独立董事与公司绩效的关系大多数采用线性回归分析方法。结合上述理论分析,本文构建回归模型如下:

五、实证结果及分析

实证中的描述性统计和多元线性回归用spss 17.0统计软件进行分析处理。

(一)描述性统计

下页表2为独立董事身份的统计结果,从表中可以知道,女性作为独立董事比例还偏低,仅占13%;独立董事平均年龄为53岁,最大的79岁,最小的31岁;独立董事整体的教育水平较高,获取的学历文凭平均在硕士研究生水平上;职称方面,独立董事整体取得的职称水平在中级职称以上;独立董事专长均值为1.11,整体上具有较好的会计或者法律方面的专长;资源方面上均值为1.21,具有银行或学术资源所占比例还未到一半。

(二)回归分析

以净资产收益率为被解释变量,独立董事的身份特征和控制变量作为解释变量,采用最小二乘法进行回归分析,得到下页表3的实证结果。

性别方面通过了5%的显著水平,拒绝H1并且系数为负值。所以,独立董事女性的比例与公司绩效呈负相关性。年龄和教育水平通过了10%的统计显著水平,系数分别为负值和正值。所以,独立董事在任职期间的年龄、受教育水平与公司绩效分别为显著的负相关性和正相关性。职称和专长变量的系数都为正数,但没有通过显著性检验。所以,在独立董事任职期间的职称、专长与公司绩效的关系不显著。资源变量通过了显著性检验,并且为非常显著,系数为正数。可以认为,独立董事在任职期间内所拥有的资源与公司绩效有显著的正相关关系。

注:*、**、***表示得到的模型系数值通过了10%、5%、1%统计水平下的显著性检验

六、结论与建议

本文以2011—2013年度创业板的独立董事为研究对象,研究独立董事身份特征与任职期间公司绩效关系。女性独立董事的比例越高并不能给公司带来更多的绩效。任期内独立董事年龄与公司绩效呈负相关关系,由于到了一定年龄后,身体机能会受到一定的限制。所以,独立董事年龄越高对公司来说并不是越好的。任期内独立董事拥有的资源与公司绩效呈显著正相关性,独立董事拥有的资源可以为公司提供更多与相关单位或者部门直接接触的机会。独立董事在任期内的职称水平、专长与公司绩效的关系并不显著,由于任期一般为3年,最长也才6年,任期较短,独立董事从专业角度提出的建议并不一定能在任期就能通过绩效体现出来。

独立运行微电网的故障特征分析 篇7

微电网通过将一系列分布式的微电源有序组合起来，统一调度，精细控制，实现了可再生能源的最有效利用。这种高效率的运行，使得微电网的经济性，尤其是在一些偏远的、架设输电线路成本过高的区域，显得尤为突出：西欧地区地广人稀，小范围的微电网发展迅速[1];日本在爱知县机场附近建立了为区域负荷供电的微电网系统[2];我国亦已在浙江部分海岛、甘肃等地开展了微电网试验工程。这些地区距离主网架较远，微电网独立运行比并网运行更为经济。

目前对微电网的研究偏重于控制，对于故障特征以及保护的分析较少。文献[3,4]指出微电网故障期间电压变化特征与常规电网类似，但各电源故障电流受到限制;文献[5]指出微电网接入配电网后，相间故障会引起馈线出现更大的助增电流;文献[6]认为微电网孤岛运行及并网运行应该用同一套保护策略，保护功能应该是微电源的一部分且能即插即用。文献[7]尝试在微电网中使用行波保护作主保护，电流变化率保护作后备保护;文献[8]认为当微电网结构较复杂时，会引起过流保护误动以及出现动作盲区;文献[9]提出了一种基于微电网中心控制器的保护算法。以上文献有的只分析了故障特征，没有与保护联系;有的提出的保护原理只适用于部分特殊情况，没有普遍性;还有些思想仍需要进一步研究和证实。但其中也指出了一些值得思考的现象与问题。

本文根据浙江某海岛的微电网拓扑，建立了独立运行的微电网仿真模型。在其中的几个关键位置设置故障，分析故障特征与传统电网的不同之处，以及在这些新的故障特征下，传统保护会受到何种影响。微电源的弱电源特性会带来频率偏移、受限的故障电流以及不稳定的系统阻抗等问题，传统保护的原理并没有考虑这些情况，它们能否直接在微电网中使用是当前继电保护领域较为关心的问题，也是本文研究的重点。本文借助实际微电网系统的拓扑进行故障分析，希望能够发现微电网在故障期间存在的一些共性，为目前以及将来的微电网工程提供保护配置上的建议和参考。

1 微电网拓扑

1.1 微电网结构

本文所分析的微电网中包含直驱风机、光伏发电(PV)、柴油发电以及储能4种电源，其中储能和柴油发电装置可作为主电源，维持整个网络的电压和频率稳定，其拓扑简图如图1所示。该微电网配备了2套柴油发电装置和储能装置作主电源;2套完全相同的直驱风机，以及2组接在不同位置的光伏发电单元作电源;632线为纯负荷线，631线除负荷外还接有1套光伏发电装置。为简便起见，图1已将负荷等效为1组。这样配置的目的主要是保证供电的可靠性：检修其中一套主电源时，另一套主电源能继续运行保证微电网正常工作;当母联断路器K1因某种原因必须断开时，632和631这2个子网通过各自的主电源和电源可以分别进入孤岛运行状态。2组储能、柴油发电机和风机的类型相同，而容量不同，在进行故障分析时可以将其分别合为1组电源，这样既保留了单个微电源的故障特征，又提高了仿真速度。同时，将各条馈线、各组电源按顺序命名，以方便分析。简化后的微电网分析拓扑见图2。

1.2 微电网的运行方式

该微电网的运行方式主要考虑2种因素。

a.主电源的类型。柴油发电装置作主电源，储能装置工作在下垂控制模式以平抑负荷波动;柴油发电装置退出时，储能装置工作在U/f控制模式，单独作主电源。

b.风电、光伏的投入。考虑到微电网正常运行时的负荷情况，风电和光伏全部投入定义为运行方式1，风电和光伏均不投入定义为运行方式2。

各微电源模型均采用详细模型，建模过程主要参考了文献[10,11,12,13,14,15,16,17,18]。

1.3 微电网的保护配置建议

按照文献[19,20,21]的规定，小容量的微电源逆变器接入普通配电网无需低电压穿越能力。然而对于本文分析的系统，岛内输电线路普遍很短。如果电压低于额定值的50%时在100 ms内切断电源，则在岛上任意一点发生较严重故障时，除柴油发电机外的所有电源都会迅速脱网。下文将会提到，电流速断保护在这种情况下难以整定，唯有纵联保护能够在100 ms内切除故障，而考虑经济性因素，纵联保护不可能配置在所有线路上，这对于岛上的供电可靠性以及运行人员寻找和排除故障点都是极其不利的。因此本文认为必须将独立运行的微电网视为一个独立的电力系统，按低电压穿越的要求来整定微电源逆变器自身的保护。同时，当发生故障时，各微电源在满足自身安全的情况下，应当提供一定的故障电流供保护使用。此时，按照风电和光伏低电压穿越的标准，当发生故障导致电压跌落至额定值的20%时，线路及母线保护有625 ms的时间来切除故障，对于大部分常规保护而言已经足够。一旦发生更加严重的故障，则依靠纵联保护。只有纵联保护拒动或者故障不在其动作区时，微电源自身保护才会动作。

本文假设当故障发生，电压跌落至额定值的20%以下时，各微电源不脱网，分析此时保护的适应性。如果此时传统保护仍正确工作，那么通过一定的控制手段使各个微电源继续运行，将会大幅提高供电可靠性。同样，本文也会分析导致电压跌落至额定值的20%以上的故障发生时保护的适应性。

2 故障电流受限及对保护的影响

该微电网中的微电源，除了柴油发电机以外均通过逆变器并网，故障发生时为了不损坏电力电子开关，通过软硬件结合的方式，确保短路电流不超过额定电流的1.5～2倍[22]，短路电流的幅值与旋转电机区别较大。在含有这种电源的微电网中，线路上配置的电流保护，尤其是反映短路电流幅值增大而瞬时动作的电流速断保护的性能，是需要重新考量的。

图2中点F1发生三相短路时，各个微电源出口以及故障馈线上的短路电流(标幺值)如图3所示。

由图3可见，风电、光伏和储能的故障电流均不超过额定电流的1.5倍，这与实际情况相符。

文献[23]规定10 kV系统一般配置三段式电流保护。其中，电流速断保护价格不高且动作速度快，发生严重故障时，能在微电源自身保护动作之前切除故障，电源自身保护无需动作;故障切除后非故障网络可继续运行，由此可以提高供电可靠性，因此有必要分析微电网中电流速断保护的适应性。

电流速断保护成立的条件是线路始端保护安装处测得的短路电流，随着故障点远离线路始端而明显减小，这个条件不满足则不能整定保护范围。

在馈线1上取10个故障点，相互之间间隔10%的线路长度。分别设置故障并观察线路始端保护安装处测得的最大短路电流工频幅值，在运行方式1下分析三相短路，运行方式2下分析两相短路。短路电流(标幺值)随故障点位置的变化如图4所示，其中横坐标为故障点与线路始端的距离和线路全长的百分比。

从图4可以看出：当储能作为主电源，即电网中没有柴油发电机时，随着故障位置远离线路始端，保护安装处测得的电流几乎无变化;而当柴油发电机作为主电源时，同样的条件下短路电流幅值能够区分，但是在不同故障位置时的差距仍然不大。在这种情况下难以给出电流速断保护的整定值，配置电流速断保护也是无意义的。考虑到微电网的建设目的，不可能让柴油发电机的容量在电源的总容量中占绝对主导，因此在大部分独立运行的微电网当中，电流速断保护均不能使用。但此时短路电流与正常负荷电流有明显的区分，因此这种特性并不影响过电流保护。

3 频率偏移及对保护的影响

3.1 频率偏移的原因

采用U/f或者下垂控制的微电源在微电网中作主电源，频率参考值一般直接给定或者通过下垂特性给定，限幅比较严格，故障期间变化不大。

采用PQ控制的微电源，例如直驱风机和光伏，其并网控制器一般通过数字锁相环给定输出电流的频率，锁相环的结构如图5所示。

图5中Park变换完成了普通锁相环中鉴相器的功能[24,25,26]。输出的q轴分量与其期望值之差，经过低通滤波滤除高频分量后，由PI调节器消除静差以锁定到输出信号的频率;然后将其转变成角频率并作积分即得到了原信号的电角度。锁相环理想稳态运行下应该有Δf=0，即锁相环输出的电角度为输入信号的A相基波电角度。

仿真中观察到，故障瞬间，电网电压跌落，Uq有一个明显的突变，并且直到故障切除为止，Uq无法达到其目标值0，这就导致误差信号Δf一直非零。并且，电压降落越低，误差信号越大，最严重的情况下Δf将达到PI控制器的积分上限。此时经锁相环给定的逆变器输出频率，即为工频与误差信号之和。因此，当发生故障时，PQ控制的微电源频率的偏移量基本取决于其参数的设置。为保证锁相环正常运行时的动态性能，不能将积分上下限设定得过小。理论上，采用PQ控制的微电源在故障期间的频率偏移会较采用其他控制方式的微电源大。可以看到，当微电网发生故障时，几乎所有的电源频率都会变化，其中以PQ控制的微电源变化最为显著。

3.2 严重故障频率变化

首先考虑柴油发电机作为主电源，发生金属性故障，电压跌落到额定电压的20%以下的情况。将风电和光伏的锁相环频率偏差上限设置为2 Hz，在图2中点F1设置三相金属性短路故障，对几个电源出口以及故障馈线上的短路电流进行快速傅里叶变换(FFT)分析，采样窗长取1s，频率辨识精度为1Hz，结果如图6所示。

从图6中可以看出，故障发生后，柴油发电机和储能的频率变化较小，主要频点依然是50 Hz，而风电和光伏的主要频点已经明显地偏离了工频。PV2距离故障点较远，频率偏移程度比较小，PV1和直驱风机故障电流的主要频率均达到了设定的最大值52 Hz。此时，馈线2的故障电流中出现了50Hz和52 Hz 2个分量，并且它们的幅值差距不大。

绘出故障馈线上的故障电流，并用保护常用的全周傅氏算法提取其工频幅值，如图7、8所示。

如图7所示，由于故障馈线短路电流中有多个衰减较少的频点存在，其始端保护安装处测得的短路电流有类似振荡的波形。由图8可见，该幅值有明显的波动，波动过程最低点的值接近正常负荷电流的幅值。此时很容易出现故障电流频繁穿越电流保护动作区的情况，这对于电流保护的正确动作是不利的。

储能作为主电源时，网络中无柴油发电机，仿真中也出现了相同的情况。作为主电源的储能能够维持其故障电流频率仍然在工频，而风电和光伏的故障电流频率则偏移到了52 Hz。结合第1节的分析，这也说明当电压极低时，电流保护无法正确动作。

3.3 一般故障频率变化

考虑柴油发电机作为主电源，同样将故障设置在图2中点F1，调整过渡电阻令电压在额定值的20%以上。此时故障馈线故障电流的幅频特性分析如图9所示。

从图9可以看出，电压跌落至额定电压的20%时，各个电源的频率偏移均不大。故障馈线上的主要频点依然是工频，其他频点幅值都很小。

绘出此时故障馈线2上的A相电流的波形以及采用全周傅氏算法提取的工频幅值，见图10、11。

图10显示此时故障电流与传统电网的故障电流类似，不再有类似振荡的波形出现。用全周傅氏算法提取工频幅值也比较稳定。这种故障电流与正常负荷电流有明显区别，并且幅值波动不大，可以输入到过电流保护中进行故障判断。

大量仿真发现，频率偏移问题主要出现在电压跌落程度较高的故障中，两相短路基本无此问题。只要电源之间仍有较好的电气联系，锁相环就能准确锁住电网频率。如果让各个微电源按低电压穿越的标准来设计自身保护，发生电压跌落程度在20%以上的故障时，通过适当的整定值设置并在必要时使用低电压和负序电压的启动元件，过电流保护可以正确动作。

4 微电源阻抗变化及对保护的影响

目前基于故障分量的保护已经在电力系统中广泛运用，长期的运行实践表明，该原理在常规电网中有优良的性能。该原理认为电网是一个线性网络，可以将故障时的状态等效分解为非故障状态和故障附加状态的叠加。微电网当中含有许多通过逆变器并网的微电源，其控制系统的非线性使得故障期间的电网不能等效为一个线性网络。分析此时基于故障分量的保护能否正常工作，是很有必要的。各种基于故障分量原理的保护，其整定值的设置或者参与故障判断的电气量的获取均涉及到网络中各个元件的阻抗。下文将分析微电网故障期间微电源阻抗的变化及其对保护的影响。

在柴油发电机作为主电源条件下，在馈线2中点F2处设置BC相短路。使用目前保护普遍采用的方法来求解各个电源出口处以及故障馈线保护安装处感受到的序阻抗，其幅值(标幺值)和相角见图12。

由图12可以看出，除了作主电源的柴油发电机和储能的序阻抗比较稳定外，其他通过逆变器并网的微电源的序阻抗均有波动，并且正序阻抗和负序阻抗不相等。在这种条件下，在馈线2始端测得的系统阻抗也不是稳定的，并且此时正序阻抗的幅值与相角的波动较负序阻抗大。

由于逆变器等效阻抗的获取比较困难，计算和测量都要求很高[27,28]，并且阻抗值还随着工作点的变化而变化。尤其是电网故障期间，工作点的变化可能更剧烈，很难事先确定逆变器的序阻抗，也就无法准确地给保护设置整定值。而由前述的分析可知，用现有的方法计算出的序阻抗无法用来实时确定整定值。

基于故障分量的方向元件的动作判据如式(1)、(2)所示。

正方向：

反方向：

点F2两相故障时，除了馈线2始端的方向元件应判断为区内故障外，各个电源出口处的方向元件应该判断为区外故障。从图12可以看出，作为主电源的柴油发电机和储能的正、负序阻抗相角均正确处在反向不动作区。其他几个处于PQ控制模式的微电源，其正序阻抗的相角处于正向动作区，判断错误，而负序阻抗的相角则在反向不动作区，判断正确。而故障馈线保护安装处测得的序阻抗，其相角均在反向不动作区，判断错误。

仿真分析中发现，U/f控制或下垂控制的逆变器，其序阻抗特性类似于传统同步机，而PQ控制的逆变器，其序阻抗不稳定且正负序阻抗明显不等。在电网中有PQ控制的微电源时，馈线上的序阻抗特性，即系统阻抗也与普通电网不同，这会引起基于序分量的方向元件的误判，也会严重影响需要求解系统阻抗的保护的整定。显然在拥有直驱风机与光伏的电网当中，不宜使用基于故障分量原理的保护。

5 结论

独立运行的微电网完全依靠自身电源，本文认为应将其视为一个独立的电力系统，设计时各个微电源故障期间应当提供一定的故障电流，各个微电源自身的保护应按低电压穿越的标准来整定，以确保网络有一定的供电可靠性。综合全文的分析可得出以下结论：

a.当故障严重到电压低于低电压穿越的最低电压要求时，传统电流保护已无法满足要求，应在关键位置配置纵联保护，而不能配置电流速断保护;

b.当故障发生但是电压尚在低电压穿越要求的最低电压以上时，过电流保护仍有足够的时间可靠切除故障，微电网带来的新特性对这种保护影响不大;

c.独立运行的微电网不宜配置基于故障分量原理的保护以及方向元件。

微电网的拓扑虽各有不同，但都是以可再生能源为主体，各个微电源主要通过逆变器并网。希望通过本文的分析，能给近期进行的微电网工程提供一些保护配置方案的参考。

摘要：根据某海岛的微电网结构建立了电磁暂态仿真模型,其包含4种微电源:储能、柴油发电机、直驱风机和光伏发电单元。在模型中设置多种故障,分析相应的故障特征及故障对传统继电保护的影响,并得出如下结论:在各微电源故障期间均能提供一定的故障电流,并且其自身保护按低电压穿越要求整定的前提下,馈线上的电流速断保护受各微电源故障电流受限的影响无法使用,而过电流保护受影响很小;电网电压严重跌落时,采用PQ控制的微电源故障电流频率将偏离工频,由此可能导致故障馈线母线侧的过电流保护失效,此时只能依靠纵联保护;在包含PQ控制的微电网中,不应配置基于故障分量的继电保护装置。

独立董事特征 篇8

一、文献综述

国外研究独立董事特征对公司绩效的影响相对较早。 Rosenstein、Wyatt(1990)通过实际数据的统计和分析 , 发现大公司的股票价格和市值会随着独立董事占董事会的比例的增加而增加。 Baysinger、Butler(1990)通过研究发现董事会中独立董事人数越多,公司的经营绩效就会越高。 Geoffrey通过对澳大利亚上市公司数据的实证分析发现 , 独立董事所占比例与公司净资产收益率正相关。

但是,也有学者得出不一样的结论。Fosberg(1989)通过实证研究发现独立董事占董事会的比例对公司经营绩效没有影响。 Hermalin、Weisbach(1991)的研究也发现独立董事占董事会的比例对公司经营业绩没有显著影响。 Laura Lin (1996)通过研究得出公司的整体绩效不会随独立董事占董事会的比例变动。 Bhafat、Black(1999)研究发现独立董事比例对公司经营绩效的影响不显著。

Yasemin Y.Kor、Chamu Sundaramurthy (2009) 通过对高 科技公司的研究发现独立董事的兼职公司家数会正向影响公司的经营绩效。 Carlos(2011)通过研究认为独立董事兼职越多,公司绩效越好。 Lee(2012)通过对韩国125家大型贸易公司的研究发现当公司聘请的独立董事兼职较多时,会负向影响公司的经营管理水平,经营绩效也会受到不好的影响。

由于我国的制度环境和文化背景与西方国家有很大差异,在公司治理方面,与西方国家也有很大不同。 吴淑琨等人(2001)通过研究发现,独立董事占董事会的比例会对公司的经营绩效产生正向影响。高雷、罗洋和张杰(2007)的研究发现随着独立董事占董事会的比例增加, 公司的经营绩效也会增加,另外独立董事的薪酬、年龄和其亲自出席会议比率的变动也会对公司的经营绩效产生正向影响。 魏刚等通过研究发现,独立董事在其他公司的兼职情况越多,其对公司经营绩效的负面影响就越显著。

当然,也有学者通过研究得出不同结论。于东智、王化成 (2003) 通过实证研究得出独立董事人数比例会对公司经营绩效有负向影响。魏刚(2007)通过实证研究发现独立董事的平均年龄和受教育程度对公司经营绩效并没有产生显著影响。张爱平(2010)通过研究得出独立董事的受教育程度对公司绩效没有影响,同时发现独立董事的平均年龄会对公司经营绩效有明显的积极影响。 邱兆祥、史明坤(2012)通过研究得出独立董事的学历和职业背景对公司经营绩效没有明显作用。胡晓明、曹一丹(2013)通过实证研究发现,董事会中独立董事越多、独立董事薪酬越高,公司经营绩效会越好。

从以上文献回顾中可以看出,国内外学者就独立董事对公司经营绩效的影响研究所采用的指标还较为单一,得出的结论有较大的差异性, 如今独立董事制度在我国有较大影响,独立董事各个方面的特征,如独立董事的年龄、所学专业、薪酬、兼职情况、参加会议情况等都有可能对公司产生影响。基于此,本文以装备制造业上市公司为研究对象,通过实证分析我国独立董事特征对公司经营绩效的影响。

二、理论分析与研究假设

将独立董事引入公司治理, 首先可以加强董事会对经理层的监督并防止大股东对小股东的利益侵害, 其次可以利用其专业知识对公司的经营和决策提供建议, 最后由于独立董事其本身的声誉和社会关系, 能够在一定程度上提升公司的社会形象并提供一些重要的资源。因此,独立董事可以影响公司治理,并通过公司治理来影响公司经营情况。

按照相关规定, 独立董事在董事会中至少要有1/3的席位,独立董事比例越大,其独立性就越强,越有利于其作用的发挥,并且更多地参与公司的经营管理,从而能够带来更好的公司绩效。 因此,本文提出假设:

H1:独立董事人数比例与公司经营绩效正相关 。

年龄较大的独立董事往往具有丰富的经验和阅历,在公司经营管理中能更好地发挥作用, 对公司经营绩效产生积极影响。 由此,本文提出假设:

H2:独立董事年龄与公司经营绩效正相关 。

学历较高的独立董事一般知识丰富、能力较高,对公司的经营管理能够提出更合理有效的建议。 由此本文提出假设:

H3:独立董事的学历层次与公司绩效正相关 。

独立董事的薪酬是最直接的激励, 更高的工资往往可以使独立董事更积极地参与到公司治理中发挥其真正的作用。 由此,本文提出假设:

H4:独立董事薪酬与公司绩效正相关 。

在上市公司中, 有很多同时任职于若干家公司的独立董事。证监会对此作出规定,要求独立董事兼职的公司不能超过5家。若独立董事兼职过多,会降低其对某一家公司所投入的精力。 由此,本文提出假设:

H5:独立董事兼职家数与公司经营绩效负相关 。

按照规定, 独立董事出席会议次数或者工作时间应达到一定要求, 会议出勤率是衡量独立董事是否尽职的一个重要指标,如果出勤率较低就说明独立董事不太关心公司, 不能发挥其应有的作用。 由此,本文提出假设:

H6:独立董事亲自参加会议的比率与公司经营绩效正相关。

财会专业背景的独立董事更有助于公司财务方面的改进,而有行业相关专业背景的独立董事可能更了解公司进而提出有用的意见,这些都会正向促进公司的绩效。 由此,本文提出假设:

H7:具有财会专业或与公司行业相关专业背景的独立董事占独董总人数的比例与公司业绩呈正相关。

三、实证分析

(一)样本选取及数据来源。 本文选取我国2013年装备制造业上市公司为样本,为保证结论的有效性、真实性,剔除被ST、*ST以及数据不全的上市公司。 经过筛选, 以201家装备制造业上市公司为样本分析独立董事特征对公司经营绩效的影响。 本文所使用的数据主要来源于网易财经、巨潮资讯网披露的上市公司年报资料。 本文的回归分析采用SPSS 19.0统计软件。

(二)变量定义。 本文以净利润代表公司当年的经营绩效作为被解释变量,用独立董事占董事会人数比例、独立董事的年龄、教育背景、薪酬、在其他单位兼职家数、会议出勤率和具有财会专业或与公司行业相关专业背景的独立董事占独董总人数的比例这7个指标来表示独立董事特征,并作为解释变量。 由于公司的经营绩效会在很大程度上受到公司规模的影响,所以本文用总资产的对数表示公司规模并设为控制变量。 具体变量及解释如表1所示。

(三)建立模型。 根据以上的假设和说明,建立回归模型:

其中,b0代表常数项,bi(i=1,2,3……8)代表回归系数 , ε 代表回归方程的随机误差项。

(四)回归分析。 首先进行描述性统计分析,如表2所示。 可以看出:(1)样本公司2013年独立董事占董事会人数比例变量极小值为0.33,极大值为0.57,均值为0.3822,都达到了我国规定的上市公司独立董事达到董事总人数三分之一的要求,可以看出我国独立董事制度在不断完善。(2)独立董事参会比率变量极小值为0.7,极大值为1,均值为0.9835,说明除个别独立董事未能亲自参加董事会会议之外,大部分的独立董事都能亲自参加董事会会议。 (3)独立董事的薪酬在0—20万元不等,均值在5.7万元左右,可以看出上市公司支付独立董事薪酬的差异较大。 (4)样本公司中的独立董事平均兼职家数在2家左右,小于5,符合我国关于独立董事兼职的相关规定,说明独立董事对于其任职的某一家上市公司来说还是有比较充足的时间和精力行使职权。 (5)独立董事的平均年龄存在较大差异, 平均年龄最大的为71.33岁,最小的为40.25岁,均值为52.97岁,说明担任独立董事的大多是经验丰富的中年人。(6)独立董事中,所学专业为财务会计或与行业类型相关的人数占独立董事比例变量的均值为0.53,说明公司还是比较注重独立董事所能发挥的实际作用的。 (7)独立董事平均受教育程度变量均值为3.93,接近于4,根据前文的赋值情况,大多数独立董事的学历都在本科及以上,说明我国大多数独立董事的学历都较高。

各变量之间进行相关性分析如下页表3所示。 可以看出,净利润与独立董事平均薪酬的相关系数为0.339,且在0.01水平 (双侧 )显性相关 ,净利润与独立董事平均年龄的相关系数为0.144,且在0.05水平(双侧)显性相关,说明净利润与独立董事平均薪酬和平均年龄之间呈现正相关关系;净利润与资产规模的相关系数为0.583,且在0.01水平 (双侧 )显性相关 ,说明公司净利润与资产规模之间通过了显著性相关检验。

从相关系数表中可以看出各自变量之间存在着一定的相关性,为了消除变量之间的多重共线性影响,本文采取逐步回归法求解回归模型,逐步回归的结果如下页表4所示。 表4显示了各模型的拟合情况, 模型2的复相关系数R= 0.607,R2=0.368,调整R2=0.362,说明模型2的拟合度较高。

下页表5方差分析结果表明, 在模型1和模型2中,F值分别为102.547和57.661, 并且每个模型的Sig.=0.000< 0.001,说明模型通过了显著性检验 ,回归效果是显著的。 虽然AGE(平均年龄)通过了相关性检验,但是在模型2中,其对应系数的t检验的Sig.=0.590>0.10,说明AGE(平均年龄) 没有通过显著性检验,即平均年龄对净利润的影响不显著。

从下页表6中可以看出, 模型2中PAY(平均薪酬)对应系数的t检验的Sig.=0.003<0.01,SIZE (总资产的对数)和b0(常数项 )对应系数的t检验的Sig.=0.000<0.01, 说明变量通过了置信水平为1%的显著性检验,对净利润的影响显著,具有显著的统计学意义。

根据上述的回归分析可得出回归方程:

根据回归方程可以得出结论:公司的净利润与独立董事平均薪酬呈正相关,相关系数为0.299,即在资产规模不变的情况下,独立董事平均薪酬每变动一个单位,净利润会随之增加2 990个单位, 即增加独立董事的平均薪酬将会对公司的经营绩效产生积极的影响。

四、结论与建议

通过实证分析得到我国独立董事的作用有限,仅有独立董事的平均薪酬特征与公司的经营绩效显著正相关,这说明目前我国独立董事的薪酬可以起到激励效应,进而在一定程度上促进公司绩效的提高。 高薪酬能够激励独立董事,使他们积极地参与公司的经营管理,并在相关决策中提出有效的建议。 所以薪酬对于独立董事是一种有效的激励,独立董事由于担心失去高薪酬会愿意付出较多的精力来有效地影响公司的经营绩效。 同时,独立董事的薪酬在年度报告中披露出来以后,如果薪酬较高,投资者会认为公司的经营绩效是良好的,就会愿意进行投资。

除独立董事平均薪酬之外,其他解释变量与公司的经营绩效均没有显著的相关关系。这可能是由于我国的独立董事制度具有特殊性造成的。 (1)我国董事会中独立董事人数仍然较少。 实际上,我国很多的上市公司设立独立董事只是为了达到证监会的要求,独立董事还不足以有效地行使权力。 (2)从以上描述性统计分析中可以发现,很多上市公司的独立董事都有兼职情况,其精力和时间必然受到影响,这无疑会影响独立董事对某一家上市公司的履职情况。 (3)独立董事制度在我国的实施还没有经历很长时间,外部治理环境还不健全,相关的法律体系也不够完善。没有专门的组织对独立董事进行资格认证,以及进行之后的培训及监管;同时也没有一个特定的机构或明确的法律规定来保障独立董事行使自己的职权。 ÁÁÁÁÁÁÁÁÁÁÁÁÁÁ

因此,本文提出应完善独立董事的薪酬激励机制,保证其独立性。 独立董事的薪酬要由独立董事协会制定标准并发放,通过这种方式防止大股东通过薪酬来控制独立董事。 这种方式既能增强独立董事的独立性,又保证了薪酬对独立董事的激励作用,使独立董事能充分行使自己的职权,发挥其对公司的作用。 同时,可以对独立董事的履职进行审核评定, 表扬和奖励那些积极参与公司管理、提供有效建议及意见的独立董事。 而对于那些消极怠工、不积极参与公司管理的独立董事给予批评或惩罚,以提高独立董事的工作积极性,使其真正发挥在公司经营管理中的作用。 S

摘要：独立董事制度是否真的可以提高公司决策的客观性、独立性和专业性,是否有助于公司财务绩效的提高,这是一个值得探讨的问题。本文以201家装备制造业上市公司为样本,通过对独立董事占董事会人数比例、独立董事的年龄、教育背景、报酬、兼职情况、出席会议情况以及独立董事中具有财会背景等特征与公司绩效之间的关系进行实证研究,发现只有独立董事平均薪酬特征与公司绩效正相关,其他解释变量与公司绩效相关性不显著,说明我国独立董事制度在上市公司中的作用有限。

董事会特征、对外投资与企业价值 篇9

投资作为公司的三大活动之一, 其对公司而言至关重要。相对于经营活动关注当期业绩来说, 投资更关注公司的未来, 所以公司未来的价值从根本上应该是取决于公司的投资决策, 特别是具有战略意义的对外投资。现代公司制度中所有权与经营权的分离虽然具有很大的优越性, 但是也带来了信息不对称与代理问题, 这些都会在一定程度上影响公司投资决策的效率。董事会制度是现代公司制度的重要组成部分, 它代表最高决策机构股东大会行使权力, 能有效地解决股东与管理层之间的信息不对称和代理问题, 正是基于此, 董事会特征和结构的好坏会对企业的价值产生影响。董事会特征对公司的对外投资行为也具有非常明显的影响。但是现有的研究大多关注董事会监督职能 (monitoring role) , 很少有研究关注董事会在公司投资决策中所起的作用。本文的研究关注于公司董事会治理对上市公司对外投资决策效率的提升作用, 拓展了以往的文献, 而且还研究了董事会性别多元化这一很少被提及的特征, 为相关的研究增加了新的变量, 在理论和实践上都具有一定的参考价值。

二、文献综述

(一) 国外文献

对于董事会职责和对企业价值的影响, 国外这方面的研究起步较早, Beasley (1996) 发现外部董事多的公司发生财务舞弊的可能性小, 它着重强调外部董事的监督职能。此后陆续有研究对独立董事比例、董事会领导结构、董事会持股比例等董事会特征与企业绩效的关系进行了探讨 (Hermalni&Weisbach, 1998, Kor&Sundaramurthy, 2010) 。

(二) 国内文献

国内沈艺峰和张俊生 (2002) 认为董事会规模过大可能会导致公司治理失败, PT公司的董事会规模是上市公司中最大的, 其次是ST公司。唐清泉 (2005) 发现并不存在特定的职业对公司绩效有显著的正向影响, 但是独立董事的职业背景多元化却能有效地促进公司绩效的提升。李常青 (2004) 发现两职合一时公司绩效水平会下降, 但是董事与CEO的兼任则对公司绩效水平无影响。谷琪和于东智 (2001) 的研究认为董事会及高级管理人员持股都将有助于激励董事更多地关注公司, 从而提高公司的绩效水平。张慧和安同良 (2006) 研究了我国上市公司董事的学历结构与公司绩效之间的关系。

三、研究设计

(一) 研究假设

现有的研究大多认为董事会规模对公司的绩效有积极的影响。首先董事会规模增加, 可以增加公司的资源优势。在做决策时受到的资源限制更少, 使得董事会能够做出更多有效率的决策。其次, 大规模的董事会与小规模的相比, 更具有知识优势。在做出决策的时候也将考虑得更加全面。最后, 大规模的董事会往往有各方的利益代表, 有利于多方得沟通和协调。但是也有研究指出, 董事会规模越大, 越难以形成一致的意见。大规模的董事会得决策效率有可能会更低。在以上分析的基础上提出假设:

H1a:董事会规模越大, 公司对外投资支出越多, 公司绩效越好;

H1b:董事会规模越大, 公司对外投资支出越少, 公司绩效越差

独立董事的主要功用是在董事会中通过行使其决策权形成决策制衡。为了达到这种决策均衡, 有的国家规定独立董事对重大决策有一票否决权。独立董事不仅是决策人而且是独立决策人, 所谓独立就是由于独立董事与企业不存在股权关系, 也不是企业的在职人员, 因而在进行决策时其立场能够比较容易处于客观、公正地状态。独立董事在利益上独立, 所以在进行决策时就不会由于个人利益的诱惑而进行错误和效率低下的决策, 而关联董事却往往具有这种倾向。在以上分析的基础上提出假设:

H2:独立董事比例越高, 公司对外投资支出越多, 公司绩效越好

董事长与总经理两职分离可以增强董事会的独立性, 但可能会损害高层管理团队的创新动力。从企业决策过程看, 一般由总经理等高级管理团队提出战略动议, 经董事会批准认可, 再由总经理组织分解、实施, 但这个过程又受到董事会 (监事会) 的监督和控制。在这个过程中, 董事长还有权制定并决定对总经理等高级管理团队的奖惩直至解聘, 如果董事会缺乏独立性, 可能导致高级管理团队自己监控自己的局面。显然, 董事长与总经理两职合一或分离的状态会对董事会的独立性产生重要影响。Berg&smith (1978) 的研究发现, 董事会的领导结构中董事长与CEO兼任时, 公司的投资报酬率会下降, 即两职合一与投资报酬率负相关;另有研究用公司净资产收益率、每股收益和经济增加值 (EVA) 来度量公司绩效, 研究结论大多是两职合一时公司绩效水平会下降, 因此假设:

H3:董事会领导结构越单一, 公司对外投资支出越少, 公司绩效越差

董事报酬是对董事最重要的激励机制, 只有董事所付出的时间和努力能够获得充分回报的情况下, 董事行为才会有利于实现董事会的目标, 代表股东利益行事。但薪酬机制作为一种短期激励手段, 可能会造成道德风险问题, 增加代理成本。据此提出假设:

H4:领取薪酬董事比例越高, 公司对外投资支出越少, 公司绩效越差

Jensen&Meekling (1976) 认为董事会持股比例高低将影响其工作积极性, 当董事会持股比例增加时, 他们与公司利益的高度一致性会使其更加努力工作, 降低在职消费, 从而减少代理成本。董事持有公司股份, 可董事个人利益与公司长远利益更好地结合起来, 防止决策短期行为。拥有相当数量公司股份可以使股东和董事会成员之间、管理者和股东之间建立更强的利益联盟。因此, 假设:

H5:董事会成员持股比例越高, 公司对外投资支出越多, 公司绩效越好

Lipton&Lorsch (1992) 认为作为董事会成员履行职能的重要方式, 董事会会议的频率高低将直接影响公司绩效, 他们给出董事会每两个月至少召开一次的建议。勤勉的董事会将对各个投资决策进行充分的讨论和分析, 这也使得投资前的准备工作更加的充分。开会次数较少的董事会更有可能是流于形式。相比之下, 本文认为勤勉的董事会更能做出有利于公司长远价值的决策。

H6:董事会会议频率越高, 公司对外投资支出越多, 公司绩效越好

董事会进行决策的过程本质上是选择风险与收益匹配的可选项目的过程。董事会的合理的风险偏好结构是, 一部分成员敢于冒险去发现新的投资领域以创造更多的新增价值, 这部分成员的最大特征是敢做未做过的事情, 敢为天下先;另一部分成员更多关注新的投资领域可能存在的各种潜在的风险, 具有对风险的敏感性, 从而风险发现能力很强, 从而为风险规避提供前提。如果两者结合的互补效应是既能创新而又能规避风险, 那么企业的决策将更有效率 (谢志华等, 2011) 。年龄较大的董事一般属于风险厌恶型, 年纪轻的董事更偏向于高风险。因此预期多元化的年龄结构能够改善公司的决策。有研究指出女性董事具有容易变通的领导风格, 女性董事可以带来关于女性市场部分的信息。Hennalin&Weisbach (1991) 发现董事成员中女性比例和资产报酬率以及投资回报率正相关;英国贸易和工业部签发的报告提出, 多元化可以加强董事会有效性, 尤其建议积极吸收专业女性;瑞典在法律上强制性别多元化, 最极端的情况发生在挪威, 它要求从2008年1月开始, 所有的上市公司的董事会人数的40%是女性。整体而言, 男性董事偏向于理性思维, 女性董事偏向于感性思维, 男性董事更多的关注整体与趋势, 女性董事更多的关注细节与变化, 两者结合就具有互补效应。透过男性董事对整体和趋势的把握就能较好控制发展路径和整体协同以避免战略失误和协作风险, 透过女性董事对细节和变化的关注能较好的规避细节风险并提高执行力, 还能迅速地把握变化实时做出调整 (谢志华等, 2011) 。如果董事会中有高学历的成员预期其能带来董事会所需用的专业的知识, 在进行决策的时候能提高决策的准确性。提出了以下假设:

H7a:董事会成员年龄多样化特征越大, 公司对外投资支出越多, 公司绩效越好;

H7b:董事会成员性别多样化特征越大, 公司对外投资支出越多, 公司绩效越好;

H7c:董事会成员中最高学历越高, 公司对外投资支出越多, 公司绩效越好

(二) 样本选取和数据来源

本文选取中国沪深股市2007年至2009年间的上市公司为样本, 相关数据来源为国泰安数据库 (CSMAR) 。本文按照如下步骤筛选样本:剔除数据库中重要数据缺失的样本;剔除金融行业上市公司, 主要是考虑到金融类公司财务数据的特殊性, 最后本文得到1873家上市公司的样本。本文采用STATA11软件进行数据处理。

(三) 变量定义和模型建立

为了验证假设, 本文首先建立模型对董事会特征与对外投资之间的关系进行检验, 在此基础上进一步检验对外投资与企业价值之间的关系。对董事会特征与对外投资之间关系进行回归, 设计了如下回归模型:

模型1:ΔLT=α+β1BS+β2DB+β3Dual+β4Pay+β5Meet+β6SH+β7Age+β8Sex+β9Degree+β10size+β11DA+β12Growth+β13FH+β14FN+β16TOP5+β16Year+β17Industry

在对模型1进行回归时先放入了所有的董事会特征变量。由于较多的变量可能导致共线性的问题, 因此对于显著的董事会特征变量也单独放入模型进行了回归。其次对公司的对外投资与公司绩效之间的关系进行回归, 设计了如下两个回归模型:

模型2:Tobin Q=α+β1ΔLT+β2size+β3DA+β4Growth+β5FH+β6FN+β7TOP5+β8Year+β9Industry

模型3:Tobin Q=α+β1ΔLT+β2BS+β3DB+β4Dual+β5Pay+β6Meet+β7SH+β8Age+β9Sex+β10Degree+β11size+β12DA+β13Growt+β14FH+β15FN+β16TOP5+β17Year+β18Industry

注:***, **和*分别表示1%, 5%和10%的显著性水平 (下同) 。括号中的为t值。不显著的回归结果没有报告。

变量的含义及解释如表 (1) 所示。

四、实证检验

(一) 描述性统计

表 (2) 反映了回归模型中被解释变量和解释变量的特征, 从表中数据中可以看到我国上市公司的董事会规模的对数平均值为2.2, 即董事会的平均规模为9人;独立董事比例平均为0.352, 符合上市公司中独立董事比例不低于三分之一的规定;董事会的领导结构中董事长与CEO大多不由同一人担任;领取薪酬的董事比例平均值为72%, 占董事会的绝大多数;董事会会议次数为平均一年八次;董事会持股比例平均值为2.4%, 比起国外公司来说相对较低;多元化特征中, 年龄结构上多样化特征较为明显, 而性别结构上则不明显, 我国上市公司董事会成员仍然以男性为主, 董事会成员的最高学历以大学本科为主。

(二) 回归分析

表 (3) 和表 (4) 列示了模型1、模型2和模型3的回归结果。

(1) 上市公司董事会特征与长期股权投资。表 (3) 列示了2007年至2009年间上市公司董事会特征与长期股权投资的回归结果。本文以模型1为基础分别采用了五种模型对董事会特征与长期股权投资进行回归, 第二列的模型将所有的董事会特征均纳入, 之后的模型则是有选择性地选取董事会特征中对长期股权投资有影响的四个变量, 分别再单独与因变量进行回归, 以考察回归结果的稳健性。可以看出, 第一, 自变量中有四个变量与公司长期股权投资变化值显著相关:首先董事会规模与公司对外投资显著负相关, 这表明在董事会决定公司对外投资方案时, 相对于大规模董事会集体智慧所带来的好处, 小规模董事会所带来的沟通与协调成本的降低可能是我国上市公司更加关注的;其次是领取薪酬董事比例与公司对外投资显著负相关, 这表明领取薪酬董事比例越大, 公司对外投资支出越少, 这充分反映出薪酬激励手段的短期性, 公司的对外投资方案具有战略性, 相对与经营方案来说, 其绩效更多地体现在未来, 而薪酬则是根据当期业绩来发放, 正是由于薪酬激励方案的短期性、对外投资的长期性和战略性使得领取薪酬的董事出现道德风险问题, 从而使二者呈现负相关关系;再次是董事会会议次数与公司对外投资显著正相关, 我国上市公司中董事会会议是董事会执行决策职能的主要形式, 在决定对外投资方案时, 召开的董事会会议次数越多, 对外投资的支出越大, 这一方面反映出董事会对对外投资支出的重视, 另一方面也反映出董事会对投资尽到了勤勉性义务;最后董事会性别多样化与公司对外投资显著正相关, 我国上市公司的董事会成员以男性为主, 但是研究表明董事会成员中适当增加女性使董事会性别结构多样化能增加决策和监督的效率, 比起男性对整体和趋势的关注, 女性更加注重细节和执行。第二, 控制变量中, 公司规模、资产负债率和第一大股东性质对公司对外投资均有显著影响。其中公司规模与公司对外投资正相关, 而资产负债率和第一大股东性质与公司对外投资负相关。这表明当公司规模扩大时, 公司会倾向于增加对外投资支出, 来增加公司的盈利, 减少公司的风险。而基于融资约束理论, 资产负债率越高的公司, 其受到的融资约束越大, 有时会因为企业自由现金流的缺乏而放弃对外投资项目, 此时相应的对外投资支出减少。当第一大股东的性质为国有时, 公司投资显得更加保守, 研究表明我国上市公司中普遍存在大股东对中小股东的利益掏空行为, 而这在国有企业中表现尤为明显。此外基于不同的激励和考核制度, 他们对绩效稳定的青睐可能胜于对公司价值最大化的追求。

(2) 董事会特征、长期股权投资与公司绩效。表 (4) 显示了董事会特征、长期股权投资与公司绩效的回归结果。本文采用两种模型对三者的关系进行了探讨。模型2对长期股权投资与公司绩效单独进行回归, 模型3将董事会特征纳入模型中以直接检验其与公司绩效之间的关系。从表中的数据可以得出如下结论:首先, 模型2中对外投资与公司绩效呈正相关, 并在10%的水平上显著, 这表明我国上市公司的对外投资支出显著地促进了公司绩效的提高, 增加了公司未来的价值;其次, 模型3纳入了董事会特征变量后, 对外投资与公司绩效仍然呈正相关, 并且在5%的水平上显著, 显著性水平的提升说明了董事会特征对投资与绩效之间的关系有加强效应。通过与表 (3) 中的数据比较发现:董事会特征中董事会中独立董事比例、董事会持股比例两个变量对公司的对外投资无显著影响, 但是对公司的绩效则影响显著。董事会中独立董事比例与公司绩效正相关, 并在5%的水平上显著, 这表明独立董事比例越高, 公司绩效越好, 这验证了独立董事的公司治理效应。董事会持股比例与公司绩效负相关, 并在1%的水平上显著。

表 (3) 与表 (4) 的数据比较, 显示出董事会特征中董事会规模、领取薪酬董事比例、董事会会议次数以及董事会性别多样化四个变量对企业对外投资有显著影响, 但是对公司的绩效则无显著影响, 而相对于不纳入董事会特征的模型2来说, 模型3中对外投资对公司绩效的显著性水平更高, 这说明董事会规模、领取薪酬董事会比例、董事会会议次数和董事会性别多样化四个变量主要是通过影响对外投资来影响公司绩效的, 这四个变量分别反映了董事会的规模特征、激励特征、勤勉性特征和多样化特征, 它们都能在很大程度上影响董事会对于具有战略性和长期性的对外投资方案的决策效率和效果, 从而影响公司绩效, 而独立董事比例和董事会持股比例更多地是通过减少代理成本直接影响公司绩效。

五、结论

本文以我国2007年至2009年间的沪深股市上市公司为样本, 对其董事会特征、对外投资与公司绩效之间的关系进行了实证研究。基于本文的实证结论, 本文认为我国上市公司应当进一步加强董事会治理, 使董事会与公司发展相适应, 最大程度地促进投资效率的提升和公司价值的增加。依据董事会的基本职能, 本文对董事会特征的优化提出以下建议:首先, 从董事会的决策职能角度而言, 董事会规模、领取薪酬董事比例、董事会会议次数、董事会性别多样化是通过影响对外投资决策来影响公司绩效的, 它们都与科学决策机制的形成密不可分, 提高决策的效率应该重点从这四个方面切入。其次, 从董事会的监督职能角度而言, 应当进一步提高独立董事比例, 《公司法》规定独立董事的比例不能少于三分之一, 实际中大多数上市公司仅仅为了遵守该项法规而确定聘请独立董事的人数, 而不考虑公司的规模以及具体情况。事实上, 聘请独立董事时不仅要考虑聘请的人数, 还要对其资质进行严格的考察和评估, 独立董事的专业背景应当在保证有财务专家的基础上尽可能多元化, 具有一定的政治背景对上市公司董事会效率也会有一些帮助。最后, 从董事会的战略职能角度而言, 未来董事会应当逐渐向战略性、积极的、全面的董事会转变, 而不再仅仅只是扮演事后的消防队角色。董事会应当参与从战略制定、执行、到反馈的各个环节, 并在其中扮演积极的角色。当然, 优化董事会结构还需要完善法律法规、公共治理、市场环境等公司外部治理机制, 只有这样才能进一步约束其行为, 顺利地促进其完成职能的转变。

摘要：本文以我国2007-2009年间沪深股市上市公司为样本, 对其董事会特征、对外投资与企业价值之间的关系进行了实证研究, 结果发现:董事会规模、领取薪酬董事比例、董事会会议次数、董事会性别多样化能影响公司对外投资并最终影响公司绩效, 其中董事会规模与公司对外投资显著负相关, 领取薪酬董事比例与公司对外投资显著负相关, 董事会会议次数与公司对外投资显著正相关, 董事会性别多样化与公司对外投资显著正相关, 且公司对外投资会德增加促进企业价值的提高;表明董事会不仅可以通过履行其监督职能提高企业的价值, 也能通过改善公司的投资决策来提高企业的价值。

关键词：董事会特征,企业价值,公司治理

参考文献

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