獨立董事與公司績(jì)效的關(guān)系-基于制造類(lèi)上市企業(yè)的實(shí)證研究(下)

4、獨立董事出席董事會(huì )的比例。
一個(gè)負責任的獨立董事會(huì )認真履行自己職責，按時(shí)參加董事會(huì )，參與公司的重大決策，發(fā)揮監督管理層的功能，為股東爭取利益。這樣，如果獨立董事出席董事會(huì )的比率比較高，就有可能是比較負責的董事，但是如果獨立董事出席董事會(huì )的比例很低，以各種借口缺席，說(shuō)明這個(gè)獨立董事很不負責任，職責沒(méi)有認真履行。從表3-9獨立董事參加董事會(huì )的比例結構可以看出，樣本公司大部分是獨立董事全部出席的，占89.71%，說(shuō)明樣本公司獨立董事履行職責的情況較好。
提出假設4：獨立董事出席董事會(huì )的比例越高，履行職責的情況越好，公司的績(jì)效越好。
(四) 建立模型以及檢驗
正如上面所分析的，獨立董事影響公司績(jì)效主要從獨立董事的年齡、獨立董事的薪酬、獨立董事占董事會(huì )的比例和獨立董事出席董事會(huì )的比例這四個(gè)方面。因此為了檢驗以上四個(gè)假設，建立線(xiàn)性回歸基本模型： H0: Y=C0 C1*LNAGE C2*LNSALARY C3*RATIO1 C4*RATIO2 C5*LNSALES ε 其中Y為公司績(jì)效，以攤薄的凈資產(chǎn)收益率表示。LNAGE是對獨立董事年齡取對數，LNSALARY是對獨立董事的薪酬取對數，RATIO1為獨立董事占董事會(huì )的比例，RATIO2為獨立董事出席董事會(huì )的比例，LNSALES是對公司的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入求對數，ε為隨機誤差。使用EXCEI對多元線(xiàn)性回歸模型H o進(jìn)行分析。
1、對H 0的回歸分析。
表3-10、表3-11和表3-12都是在95%置信水平下得出的結論。在從表3-10可知：回歸的指標，相關(guān)系數為0.1367，判定系數為0.0186，標準誤差為9.8266，表明模型的擬合優(yōu)度較低。從表3-12可知各自變量的偏回歸系數，其中LNAGE、RATIO1、RATIO2、LNSALES的偏回歸系數是正數，而LNSALARY的偏回歸系數是負數。但是通過(guò)表3-12研究自變量的的偏回歸系數檢驗發(fā)現，偏回歸系數的P值均大于 /2(0.025)，說(shuō)明偏回歸系數都沒(méi)有通過(guò)檢驗。同時(shí)Significance F的數據為0.945103大于 (0.05)，回歸模型沒(méi)有通過(guò)整體F檢驗。
這樣就需要對模型加以改進(jìn)，提高模型的擬合優(yōu)度�？紤]到獨立董事的年齡、獨立董事的薪酬和獨立董事出席董事會(huì )的比例這三個(gè)自變量數據統計上都是取的平均數，都與獨立董事占董事會(huì )的比例這一自變量有關(guān)。因此，在模型的改進(jìn)上考慮自變量之間的交叉因素，建立以下多元交叉模型：
同樣也使用EXCEL中回歸對模型逐一進(jìn)行數據分析。 H1: Y=C0 C1*LNAGE C2*LNSALARY C3*RATIO1 C4*RATIO2 C5*LNSALES
C6*LNAGE*RATIO1 ε H2: Y=C0 C1*LNAGE C2*LNSALARY C3*RATIO1 C4*RATIO2 C5*LNSALES
C6*LNAGE*RATIO1 C7*LNSALARY* RATIO1 ε H3: Y=C0 C1*LNAGE C2*LNSALARY C3*RATIO1 C4*RATIO2 C5*LNSALES
C6*LNAGE*RATIO1 C7*LNSALARY* RATIO1 C8* RATIO2* RATIO1 ε
表3-13、表3-14和表3-15都是在95%置信水平下得出的結論。從表3-13與表3-10對比可以看出：H1模型的R2稍大于Ho模型的R2，兩者的數值相差不大，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度有所改進(jìn)，但是效果不明顯。從偏回歸系數的符號來(lái)看，LNAGE、LNSALARY和RATIO 1的偏回歸系數符號是負的，RATIO 2和LNSALES的偏回歸系數符號是正的。而同樣在模型檢驗中，偏回歸系數P值的大小也都大于 /2（0.025）,偏回歸系數都沒(méi)有通過(guò)檢驗。Significance F值也大于 ，模型沒(méi)有通過(guò)整體顯著(zhù)性檢驗。
3、對H2的回歸分析。
表3-16、表3-17和表3-18都是在95%置信水平下得出的結論。對H2研究發(fā)現：模型的擬合優(yōu)度有所提高，LNAGE、LNSALARY和RATIO1的偏回歸系數為負，RATIO2、LNSALES、LNAGE* RATIO1和LNSALARY* RATIO1的偏回歸系數是正的。但是偏回歸系數還是沒(méi)有通過(guò)P檢驗，模型也沒(méi)有通過(guò)整體F檢驗。
4、對H3的回歸分析。
表3-19、表3-20和表3-21都是在95%置信水平下得出的結論。H3較H2、H1有較大的改善，這從R 2的數值上可以看出，LNSALARY、LNAGE* RATIO1和RATIO2* RATIO1的偏回歸系數是負數，而LNAGE、RATIO1、RATIO2、LNSALES和LNSALREY* RATIO1的偏回歸系數是正數。但是偏回歸系數還是沒(méi)有通過(guò)P檢驗，模型也還是沒(méi)有通過(guò)整體F檢驗。
從回歸結果可以看出，LNAGE、LNSALARY、RATIO1和RATIO2對Y的作用都不顯著(zhù)，可以認為獨立董事的年齡、獨立董事的薪酬、獨立董事占董事會(huì )的比例和獨立董事出席董事會(huì )的比例對公司績(jì)效的影響都不顯著(zhù)。
年齡在以上四個(gè)模型中，LNSALARY的偏回歸系數都是負數，而RATIO2的偏回歸系數都是正數。但是LNSALARY和RATIO2在偏回歸系數的顯著(zhù)性檢驗中，四個(gè)模型都沒(méi)有通過(guò)。這樣，可以看出獨立懂事的薪酬與公司績(jì)效存在不顯著(zhù)的負相關(guān)關(guān)系。那么，假設2：獨立董事的薪酬與公司績(jì)效正相關(guān)不成立。獨立董事出席董事會(huì )的比例與公司績(jì)效有著(zhù)不顯著(zhù)的正相關(guān)關(guān)系，那么，假設4不成立。
從對H2、H3交叉模型的回歸分析表明：LNSALARY* RATIO1的偏回歸系數都是正數，LNSALARY的偏回歸系數符號都是負數，可以推斷出，RATIO1對經(jīng)濟績(jì)效有不顯著(zhù)的負相關(guān)關(guān)系，因為模型沒(méi)有通過(guò)顯著(zhù)性檢驗。這與假設3:提高獨立董事占董事會(huì )的比例有利于提高公司的績(jì)效是不一致的。
LNAGE的偏回歸系數在H1、H2模型中是正的，在H0、H3中是正的，同時(shí)從分析交叉模型H1、H2和H3中的LNAGE* RATIO1和RATIO1的偏回歸系數系數，可以發(fā)現得到的LNAGE符號與模型中LNAGE的偏回歸系數符號一致，獨立董事的年齡與公司績(jì)效之間不存在顯著(zhù)的“倒U型”差異，假設1不成立。 四、結論 本文通過(guò)研究制造業(yè)上市公司獨立董事的年齡、獨立董事的薪酬、獨立董事占董事會(huì )的比例和獨立董事出席董事會(huì )的比例與公司績(jì)效的關(guān)系，發(fā)現這四個(gè)因素對公司績(jì)效的影響都不顯著(zhù)，所以認為獨立董事對公司績(jì)效的影響不顯著(zhù)，獨立董事與公司績(jì)效是不相關(guān)的，即支持文獻回顧中的第三種觀(guān)點(diǎn)。 附錄
附表1：樣本公司06年年報統計值
資料來(lái)源和參考文獻
1. Hillary A Sale. “Independent Directors as Securities Monitor”, Chicago:，Aug 2006 ,Vol.61, Iss. 4; 146~159.
2. Weisbach, Michael S. “Outside Directors and CEO Turnover”, Journal of Financial Economics, 1988, 43~60.
3. Hermail, Benjamin E. and Weisbach, Michael S,”The Determinants of Boards Composition”, Rand Journal of Economics, 1998, 18: 589~606.
4. Kaplan, Steven N. and Minton, Bernadette A.,”Appointment of Outsiders to Japanese Boards: Determinants and Implications for Manager”, Journal of Financial Economics, 1994, 36:225~257.
5.譚勁松、李敏儀、黎文靖、鄭珩、吳劍琳、梁羽：“我國上市公司獨立董事制度若干特征分析”，《管理世界》，2003年第9期，110~135頁(yè)。
6.婁芳：“國外獨立董事制度的研究現狀”，《外國經(jīng)濟與管理》，2001年第12期，24~29頁(yè)。
7.高明華、馬守莉：“中國獨立董事制度與公司績(jì)效關(guān)系的實(shí)證研究-兼論中國獨立董事有效行權的制度環(huán)境”，《南開(kāi)經(jīng)濟研究》，2002年第2期，64~68頁(yè)。
8.夏和平、趙西亮、袁光華：“公司治理和公司績(jì)效關(guān)系的實(shí)證分析-以競爭性行業(yè)上市公司為例”，2006年第4期，6~9頁(yè)。
9.唐清泉：“獨立董事對報酬與風(fēng)險的取向”，《財經(jīng)理論與實(shí)踐》，2006年 總第139期，51~55頁(yè)。
10.唐躍軍、肖國忠：“獨立董事制度的移植及其本土化—基于對500家上海上市公司的問(wèn)卷調查”，《財經(jīng)研究》，2004年第2期，118~140頁(yè)。
11.封思賢：“獨立董事對關(guān)聯(lián)交易影響的實(shí)證研究”，《商業(yè)經(jīng)濟與管理》，2005年第3期，54~60頁(yè)。
12.劉惠鳳、潘愛(ài)玲：“公司治理與會(huì )計披露互動(dòng)及趨同互動(dòng)研究”，《現代財經(jīng)》，2006年第1期，45~49頁(yè)。
13.肖黎：“中國獨立董事制度的現狀和缺陷”，《管理前沿》，2003年第3期，24~28頁(yè)。
14.耿惠敏 景剛：“獨立董事制度與會(huì )計信息質(zhì)量”，《經(jīng)貿財會(huì )》，2004年第4期，49~50頁(yè)。
15.上海證券交易所網(wǎng)站
16.巨潮資訊網(wǎng)
17.免費論文網(wǎng)

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