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摘 要：独立董事制度已经在中国上市公司中实行了10年左右的时间，其对公司治理效率、企业经营效率以及中小投资者利益保护的作用正得到越来越多的关注。本文以2014年A股市场的上市公司为样本，研究了独立董事特征对于公司业绩的影响，发现独立董事占比及会议出勤率与公司绩效没有显著关系，独立董事薪酬与公司绩效正相关，而独立董事年龄与公司业绩负相关。进而得到单纯硬性制度建设对于业绩提升的边际效应递减，监管层和上市公司应该更关注激励机制和独立董事内部结构完善的政策建议。
关键词：独立董事；公司业绩；公司治理；独立董事特征
一、引言
独立董事制度（The Independent Director System）最早发端于美国。从上世纪90年代起，发达国家纷纷在公司治理结构中纳入独立董事制度，并逐步将这一制度推广到发展中国家。我国第一个建立独立董事制度的是1993年的“青岛啤酒”（00168.HK），引进独立董事制度的时间并不晚，但是上市公司全面建立独立董事制度的时间点却是在8年以后的2001年8月。当年，证监会发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，要求上市公司在第二年至少在董事会成员中纳入2名独立董事，进而在第三年将独立董事在董事会中的占比提高至三分之一。
独立董事制度的理论依据可以从公司金融学的角度来观察：理论上独立董事的引入可以改善公司治理结构，从而进一步改善公司业绩。但是，在对现有文献进行梳理后，我们发现学者对于独立董事制度与公司绩效之间关系的研究却没有得出一致结论。一部分文献首先聚焦于更好量化的指标上，研究独立董事比例与公司业绩之间关系。Fama （1980），Borokhovich et al.（1996）等认为，拥有更加独立董事会的公司表现更好。Daily & Dalton（1993），Agrawal & Knoeber（1996）等却认为外部董事制度与公司绩效有负相关关系。Hermalin & Weisbach（1991）， Lin（1996）以及Bhagat & Black（2001）等人发现独立董事比例与公司业绩之间没有显著关系。总体上，无论从直接理论还是实证经验来看，国内外学者对于独立董事占比如何影响公司业绩都存在较大分歧。
另一部分文献聚焦了独立董事内部结构和个人特征对公司业绩的影响。Hermalin & Weisbach（1998， 2003）在理论界首先开始关注董事个人特征等因素对公司业绩的影响。对于近年来，国内学者开始关注独立董事特征的研究，根据杨蕙馨和律健（2009）的总结，有很多变量可用来代表独立董事特征，其中包括独立董事占比、独立董事人数、独立董事背景、出席董事会会议次数等。高雷等（2007）在研究中又加入了独立董事年龄，独立董事薪酬等指标，发现独立董事的个人特征与其所在公司的业绩是显著正相关的。
由于我国独立董事制度从2003年以后才开始成形，上市公司一直在调整完善其董事会结构，其作用与影响还不太稳定。本文使用2014年A股上市公司的最新数据，借助计量经济学方法分析独立董事特征对公司业绩的影响，并针对结果给出相关政策建议。这一研究对于我国当前改善上市公司治理结构，提高上市公司业绩水平，培育优良资本市场行为主体，保护中小投资者利益从而增加市场对于价值投资者吸引力具有一定的现实意义。
二、实证方法与理论假说
根据本文的主要研究任务，我们将公司业绩作为被解释变量，相关的独立董事特征作为解释变量构建计量经济学模型。同时，现实中还存在着很多影响公司业绩的变量，为了控制住这些因素的影响降低估计误差，我们还选择一些公司特征作为控制变量。
我们采取OLS回归，其中回归方程为：
ROA=α+β1RATIO+β2ATT+β3AGE+β4SAL+β5EDU+β6SALES+β7LEV+β8IND+ε
其中，本文的被解释变量选取公司总资产报酬率（return of assets， ROA）代表公司绩效。本文着重于研究的独立董事特征包括：独立董事占比（RATIO），独立董事会议出勤率（ATT），独立董事的平均年龄（AGE）①、年薪（SAL）以及受教育水平（EDU）。在公司特征方面，我们选取了总营收（SAL）代表公司规模和资产负债率（LEV）代表的资本结构作为控制变量。另外，通过表征行业的一组虚拟变量，本文控制了公司所属行业的固定效应。
为了更好地对独立董事特征与公司业绩之间的关系进行研究，我们根据理论和经验设定了一下假说，并在之后通过实证进行验证。
假说1. 独立董事的占比的提高能对公司业绩产生提振作用
一般认为，如果董事会都是由内部人组成，则董事会的监督作用就不存在了，无法解决委托代理问题。因此，通过独立董事或者外部董事的引入，可以防止公司被内部人控制，加强对公司的监督和指挥，因而达到公司绩效提高的目的。但考虑到我国大股东对上市公司的控制力普遍较强，存在安排倾向自己的独立董事进入董事会的可能，从而会削弱独立董事的作用，存在假说1并不成立的可能性。
假说2. 独立董事会议出勤率的提高对提升公司业绩有帮助。
独立董事对于上市公司的监督作用主要手段是通过出席董事会议。为了认真履行自己的职责并有效监督“内部人”行为，独立董事应该积极参加董事会，参与董事会的各项决议和活动，保护其他股东的利益，从而提升公司业绩。此时，对应的是较低的会议缺席率会。相反，如果上市公司所聘用的独立董事经常缺席董事会会议，上市公司可能会因为缺乏外部监督而面临约束弱化，从而偏离股东利益最大化的目标函数。当然与假说1类似，如果上市公司由内部人所控制，独立董事即使出席会议也没有话语权，那么他们在上市公司中的影响也会是非常有限的。更加极端的情况是，独立董事与内部人存在合谋，即独立董事支持内部控制人，那么代理问题会更加严重，从而对公司绩效产生的负的影响。因而，假说2同样存在不成立的可能。 假说3. 独立董事的平均年龄越大，公司出业绩的可能性越大。
中国的传统观念一般认为年龄越大的独立董事对应的是更加丰富的经验与阅历，社会关系网络也更加复杂和完善，对于公司产生正面影响的可能性也就越大。孔翔（2001）认为独立董事年龄与公司绩效之间呈现的不是线性关系，而是基于开口向上二次曲线“倒U”型关系（35-55岁比较理想），即过于年轻的独立董事可能由于缺乏丰富的经验和阅历，难以对公司做出实质性贡献；年龄太大的独立董事精力可能无法跟上，从而不能有效履行职责。因此，假说3也值得验证。
假说4. 较高的独立董事薪酬水平有助于改善公司业绩。
一般来说，当独立董事薪酬越高时，其认真履行职责的激励越大，对上市公司产生的正面影响也大。但如果报酬过高，独立董事会存在为了保住独立董事的职位与内部控制人合谋的激励，假说4并不一定成立。实际上，能够在我国上市公司担任独立董事的人大多出身较好，受较高薪酬诱惑而与内部控制人进行合谋损害公司和中小股东利益的可能性很小。
三、实证结果
本文的研究对象为2014年中国A股市场的上市公司，数据全部来源于wind资讯。为了保证回归结果的全面性，本文尽可能地使用了所有数据，但为了保证数据的有效性，做了如下筛选：
（1）剔除银行和券商等板块上市公司（行业I）。
（2）提出财务信息缺失过多又无法通过其他途径获取的公司。
经过筛选，我们最终选择的样本容量中包括2585家沪市和深市的上市公司。另外，因为很多公司的独立董事教育水平披露不全，我们选择了其中1489家做子样本研究，表述性统计见表1.
从描述性统计中，我们可以对当前上市公司独立董事制度做一些直观推断。一方面，几乎全部公司（99.16%）董事会中独立董事比例大于等于三分之一；另一方面，独立董事的会议出勤率也高达99.31%，表明我国上市公司在独立董事制度总体上已经得到了比较完善的建立。另外，独立董事的年龄90%以上分布在45岁至64岁之间，与美国相比，中国公司的独立董事年龄偏大。最后，上市公司独立董事的平均学历非常高，很多公司都以“至少硕士以上学历”作为聘用标准，甚至有些公司偏好聘用包括高校教授在内的学者。
本文采用了分步回归的方法，模型整体拟合程度较高表。表2给出了本文的回归结果：第（1）列的模型解释变量只包括独立董事占比；第（2）列加入了独立董事出勤率、独立董事的平均年龄和独立董事的薪酬水平作为解释变量；第（3）列在第（2）列的基础上又加入了独立董事的平均教育水平。
从回归结果看出，独立董事占董事会人数的比例（RATIO）这一项的系数在三列回归方程中都不显著，说明董事会中独立董事的比例对公司绩效的影响并不大，这与Hermalin & Weisbach （1991）的结论是一致的。同时，独立董事会议出勤率的系数也没有通过t检验，表明独立董事积极并不能有效改善公司决策水平从而提升业绩。由于几乎所有的上市公司独立董事出席率都能达到100%，出席比例本不应作为一个独立董事积极参与公司事务的好的代理变量。
从（2）、（3）列的结果可以看出，独立董事的薪酬与公司绩效正相关，这与已有的理论都是相契合的。作为公司的外部董事，独立董事几乎不拥有公司股权，薪酬是保证达到其激励相容约束的主要来源，这验证了假说4。另外，在加入了教育水平这一解释变量之后，SAL的系数从0.013降低为0.005的水平。这可能是由于公司所制定的薪酬是与教育水平相关所导致的。
在（2）、（3）列的回归中，独立董事的平均年龄一直是显著为负，说明独立董事的年龄构成年轻化对公司业绩提升有正面作用。这与假说3的论断正好相反。根据描述性统计的结果，我国上市公司独立董事的平均年龄大多分布在45岁到64岁之间，比理想年龄（35岁至55岁）偏大。在根据回归的结果，我们可以猜想，现在的独立董事平均年龄应该已经处于“倒U”型曲线的右半部分了。
另外，教育水平与公司绩效的关系也是非显著的。这可能与样本不够丰富相关，因为我们可以预期到，不披露独立董事教育水平的公司可能是因为该公司所聘的独立董事教育水平不高，故影响了我们的回归结果。
四、结论
本文通过对2014年中国上市公司截面数据的研究，得出了独立董事占比及其出勤率对上市公司业绩没有显著影响的结论。这表明在上市公司普遍建立了独立董事制度的情况下，再通过增加独立董事数量及提升出勤率之类比较简单的制度约束很难进一步提高上市公司的业绩。此外，实证结果表明独立董事的平均薪酬与上市公司业绩正相关，独立董事平均年龄与公司业绩负相关。对于不掌握公司股权的独立董事而言，薪酬激励几乎是目前独立董事认真履行职责的唯一方式，因此较高的平均薪酬对应较高的公司业绩。对于中国上市公司而言，年富力强的独立董事有精力和魄力上的优势有助于他们更好地履行独立董事的指责。
总体而言，独立董事激励机制与内部结构更完善的上市公司有着更优秀的业绩表现。这一结论对于上市公司和监管机构来说有一定借鉴意义——单纯通过硬性独立董事制度建设很难进一步提升公司业绩，其边际效应递减，而将注意力转向激励和结构的强化对于当前情况来说是更好的选择。
注释：
①变量AGE/SAL/SALES通过取对数纳入模型。
②ATT本文采取的方法是，求出每位独立董事出席会议比率，然后求平均数，作为该公司独立董事出席会议的比例。
③EDU本文采取的办法是计算上市公司硕士研究生学历以上的比例，如果比例大于等于百分五十，就记为1，如果比例小于百分之五十，就记为0。
④*，**，***分别带别在10%，5%，1%的水平上显著。括号内显示了稳健标准误。所有结果都控制了上市公司规模、杠杆率和所属行业。 参考文献：
[1]Agrawal A， Knoeber C R. Firm performance and mechanisms to control agency problems between managers and shareholders [J]. Journal of financial and quantitative analysis， 1996， 31（03）： 377-397.
[2]Bhagat S， Black B. Non-Correlation between Board Independence and Long-Term Firm Performance [J] The. J. CorP. L.， 2001， 27： 231.
[3]Borokhovich K A， Parrino R， Trapani T. Outside directors and CEO selection [J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis， 1996， 31（3）.
[4]Dalton D R， Daily C M， Ellstrand A E， et al. Meta-analytic reviews of board composition， leadership structure， and financial performance [J]. Strategic management journal， 1998， 19（3）： 269-290.
[5]Fama E F. Agency Problems and the Theory of the Firm [J]. The Journal of Political Economy， 1980： 288-307.
[6]Hermalin B E， Weisbach M S. The determinants of board composition [J]. The RAND Journal of Economics， 1988： 589-606.
[7]Hermalin B E， Weisbach M S. The effects of board composition and direct incentives on firm performance [J]. Financial management， 1991： 101-112.
[8]杨蕙馨，律健.2001年以来中国独立董事制度研究综述[J].山东经济，2009，25（6）.
[9]高雷，罗洋，张杰.独立董事制度特征与公司绩效——基于中国上市公司的实证研究[J].经济与管理研究，2007，3：60-66.
[10]孔翔.独立董事制度研究.深圳证券交易所综合研究所.创业板市场前沿问题研究[M].中国金融出版社，2001：109-162.
作者简介：李琢（1989- ），男，汉族，广西桂林人，硕士研究生在读，武汉大学金融系，研究方向：货币金融与公司金融
关键词：独立董事；公司业绩；公司治理；独立董事特征
一、引言
独立董事制度（The Independent Director System）最早发端于美国。从上世纪90年代起，发达国家纷纷在公司治理结构中纳入独立董事制度，并逐步将这一制度推广到发展中国家。我国第一个建立独立董事制度的是1993年的“青岛啤酒”（00168.HK），引进独立董事制度的时间并不晚，但是上市公司全面建立独立董事制度的时间点却是在8年以后的2001年8月。当年，证监会发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，要求上市公司在第二年至少在董事会成员中纳入2名独立董事，进而在第三年将独立董事在董事会中的占比提高至三分之一。
独立董事制度的理论依据可以从公司金融学的角度来观察：理论上独立董事的引入可以改善公司治理结构，从而进一步改善公司业绩。但是，在对现有文献进行梳理后，我们发现学者对于独立董事制度与公司绩效之间关系的研究却没有得出一致结论。一部分文献首先聚焦于更好量化的指标上，研究独立董事比例与公司业绩之间关系。Fama （1980），Borokhovich et al.（1996）等认为，拥有更加独立董事会的公司表现更好。Daily & Dalton（1993），Agrawal & Knoeber（1996）等却认为外部董事制度与公司绩效有负相关关系。Hermalin & Weisbach（1991）， Lin（1996）以及Bhagat & Black（2001）等人发现独立董事比例与公司业绩之间没有显著关系。总体上，无论从直接理论还是实证经验来看，国内外学者对于独立董事占比如何影响公司业绩都存在较大分歧。
另一部分文献聚焦了独立董事内部结构和个人特征对公司业绩的影响。Hermalin & Weisbach（1998， 2003）在理论界首先开始关注董事个人特征等因素对公司业绩的影响。对于近年来，国内学者开始关注独立董事特征的研究，根据杨蕙馨和律健（2009）的总结，有很多变量可用来代表独立董事特征，其中包括独立董事占比、独立董事人数、独立董事背景、出席董事会会议次数等。高雷等（2007）在研究中又加入了独立董事年龄，独立董事薪酬等指标，发现独立董事的个人特征与其所在公司的业绩是显著正相关的。
由于我国独立董事制度从2003年以后才开始成形，上市公司一直在调整完善其董事会结构，其作用与影响还不太稳定。本文使用2014年A股上市公司的最新数据，借助计量经济学方法分析独立董事特征对公司业绩的影响，并针对结果给出相关政策建议。这一研究对于我国当前改善上市公司治理结构，提高上市公司业绩水平，培育优良资本市场行为主体，保护中小投资者利益从而增加市场对于价值投资者吸引力具有一定的现实意义。
二、实证方法与理论假说
根据本文的主要研究任务，我们将公司业绩作为被解释变量，相关的独立董事特征作为解释变量构建计量经济学模型。同时，现实中还存在着很多影响公司业绩的变量，为了控制住这些因素的影响降低估计误差，我们还选择一些公司特征作为控制变量。
我们采取OLS回归，其中回归方程为：
ROA=α+β1RATIO+β2ATT+β3AGE+β4SAL+β5EDU+β6SALES+β7LEV+β8IND+ε
其中，本文的被解释变量选取公司总资产报酬率（return of assets， ROA）代表公司绩效。本文着重于研究的独立董事特征包括：独立董事占比（RATIO），独立董事会议出勤率（ATT），独立董事的平均年龄（AGE）①、年薪（SAL）以及受教育水平（EDU）。在公司特征方面，我们选取了总营收（SAL）代表公司规模和资产负债率（LEV）代表的资本结构作为控制变量。另外，通过表征行业的一组虚拟变量，本文控制了公司所属行业的固定效应。
为了更好地对独立董事特征与公司业绩之间的关系进行研究，我们根据理论和经验设定了一下假说，并在之后通过实证进行验证。
假说1. 独立董事的占比的提高能对公司业绩产生提振作用
一般认为，如果董事会都是由内部人组成，则董事会的监督作用就不存在了，无法解决委托代理问题。因此，通过独立董事或者外部董事的引入，可以防止公司被内部人控制，加强对公司的监督和指挥，因而达到公司绩效提高的目的。但考虑到我国大股东对上市公司的控制力普遍较强，存在安排倾向自己的独立董事进入董事会的可能，从而会削弱独立董事的作用，存在假说1并不成立的可能性。
假说2. 独立董事会议出勤率的提高对提升公司业绩有帮助。
独立董事对于上市公司的监督作用主要手段是通过出席董事会议。为了认真履行自己的职责并有效监督“内部人”行为，独立董事应该积极参加董事会，参与董事会的各项决议和活动，保护其他股东的利益，从而提升公司业绩。此时，对应的是较低的会议缺席率会。相反，如果上市公司所聘用的独立董事经常缺席董事会会议，上市公司可能会因为缺乏外部监督而面临约束弱化，从而偏离股东利益最大化的目标函数。当然与假说1类似，如果上市公司由内部人所控制，独立董事即使出席会议也没有话语权，那么他们在上市公司中的影响也会是非常有限的。更加极端的情况是，独立董事与内部人存在合谋，即独立董事支持内部控制人，那么代理问题会更加严重，从而对公司绩效产生的负的影响。因而，假说2同样存在不成立的可能。 假说3. 独立董事的平均年龄越大，公司出业绩的可能性越大。
中国的传统观念一般认为年龄越大的独立董事对应的是更加丰富的经验与阅历，社会关系网络也更加复杂和完善，对于公司产生正面影响的可能性也就越大。孔翔（2001）认为独立董事年龄与公司绩效之间呈现的不是线性关系，而是基于开口向上二次曲线“倒U”型关系（35-55岁比较理想），即过于年轻的独立董事可能由于缺乏丰富的经验和阅历，难以对公司做出实质性贡献；年龄太大的独立董事精力可能无法跟上，从而不能有效履行职责。因此，假说3也值得验证。
假说4. 较高的独立董事薪酬水平有助于改善公司业绩。
一般来说，当独立董事薪酬越高时，其认真履行职责的激励越大，对上市公司产生的正面影响也大。但如果报酬过高，独立董事会存在为了保住独立董事的职位与内部控制人合谋的激励，假说4并不一定成立。实际上，能够在我国上市公司担任独立董事的人大多出身较好，受较高薪酬诱惑而与内部控制人进行合谋损害公司和中小股东利益的可能性很小。
三、实证结果
本文的研究对象为2014年中国A股市场的上市公司，数据全部来源于wind资讯。为了保证回归结果的全面性，本文尽可能地使用了所有数据，但为了保证数据的有效性，做了如下筛选：
（1）剔除银行和券商等板块上市公司（行业I）。
（2）提出财务信息缺失过多又无法通过其他途径获取的公司。
经过筛选，我们最终选择的样本容量中包括2585家沪市和深市的上市公司。另外，因为很多公司的独立董事教育水平披露不全，我们选择了其中1489家做子样本研究，表述性统计见表1.
从描述性统计中，我们可以对当前上市公司独立董事制度做一些直观推断。一方面，几乎全部公司（99.16%）董事会中独立董事比例大于等于三分之一；另一方面，独立董事的会议出勤率也高达99.31%，表明我国上市公司在独立董事制度总体上已经得到了比较完善的建立。另外，独立董事的年龄90%以上分布在45岁至64岁之间，与美国相比，中国公司的独立董事年龄偏大。最后，上市公司独立董事的平均学历非常高，很多公司都以“至少硕士以上学历”作为聘用标准，甚至有些公司偏好聘用包括高校教授在内的学者。
本文采用了分步回归的方法，模型整体拟合程度较高表。表2给出了本文的回归结果：第（1）列的模型解释变量只包括独立董事占比；第（2）列加入了独立董事出勤率、独立董事的平均年龄和独立董事的薪酬水平作为解释变量；第（3）列在第（2）列的基础上又加入了独立董事的平均教育水平。
从回归结果看出，独立董事占董事会人数的比例（RATIO）这一项的系数在三列回归方程中都不显著，说明董事会中独立董事的比例对公司绩效的影响并不大，这与Hermalin & Weisbach （1991）的结论是一致的。同时，独立董事会议出勤率的系数也没有通过t检验，表明独立董事积极并不能有效改善公司决策水平从而提升业绩。由于几乎所有的上市公司独立董事出席率都能达到100%，出席比例本不应作为一个独立董事积极参与公司事务的好的代理变量。
从（2）、（3）列的结果可以看出，独立董事的薪酬与公司绩效正相关，这与已有的理论都是相契合的。作为公司的外部董事，独立董事几乎不拥有公司股权，薪酬是保证达到其激励相容约束的主要来源，这验证了假说4。另外，在加入了教育水平这一解释变量之后，SAL的系数从0.013降低为0.005的水平。这可能是由于公司所制定的薪酬是与教育水平相关所导致的。
在（2）、（3）列的回归中，独立董事的平均年龄一直是显著为负，说明独立董事的年龄构成年轻化对公司业绩提升有正面作用。这与假说3的论断正好相反。根据描述性统计的结果，我国上市公司独立董事的平均年龄大多分布在45岁到64岁之间，比理想年龄（35岁至55岁）偏大。在根据回归的结果，我们可以猜想，现在的独立董事平均年龄应该已经处于“倒U”型曲线的右半部分了。
另外，教育水平与公司绩效的关系也是非显著的。这可能与样本不够丰富相关，因为我们可以预期到，不披露独立董事教育水平的公司可能是因为该公司所聘的独立董事教育水平不高，故影响了我们的回归结果。
四、结论
本文通过对2014年中国上市公司截面数据的研究，得出了独立董事占比及其出勤率对上市公司业绩没有显著影响的结论。这表明在上市公司普遍建立了独立董事制度的情况下，再通过增加独立董事数量及提升出勤率之类比较简单的制度约束很难进一步提高上市公司的业绩。此外，实证结果表明独立董事的平均薪酬与上市公司业绩正相关，独立董事平均年龄与公司业绩负相关。对于不掌握公司股权的独立董事而言，薪酬激励几乎是目前独立董事认真履行职责的唯一方式，因此较高的平均薪酬对应较高的公司业绩。对于中国上市公司而言，年富力强的独立董事有精力和魄力上的优势有助于他们更好地履行独立董事的指责。
总体而言，独立董事激励机制与内部结构更完善的上市公司有着更优秀的业绩表现。这一结论对于上市公司和监管机构来说有一定借鉴意义——单纯通过硬性独立董事制度建设很难进一步提升公司业绩，其边际效应递减，而将注意力转向激励和结构的强化对于当前情况来说是更好的选择。
注释：
①变量AGE/SAL/SALES通过取对数纳入模型。
②ATT本文采取的方法是，求出每位独立董事出席会议比率，然后求平均数，作为该公司独立董事出席会议的比例。
③EDU本文采取的办法是计算上市公司硕士研究生学历以上的比例，如果比例大于等于百分五十，就记为1，如果比例小于百分之五十，就记为0。
④*，**，***分别带别在10%，5%，1%的水平上显著。括号内显示了稳健标准误。所有结果都控制了上市公司规模、杠杆率和所属行业。 参考文献：
[1]Agrawal A， Knoeber C R. Firm performance and mechanisms to control agency problems between managers and shareholders [J]. Journal of financial and quantitative analysis， 1996， 31（03）： 377-397.
[2]Bhagat S， Black B. Non-Correlation between Board Independence and Long-Term Firm Performance [J] The. J. CorP. L.， 2001， 27： 231.
[3]Borokhovich K A， Parrino R， Trapani T. Outside directors and CEO selection [J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis， 1996， 31（3）.
[4]Dalton D R， Daily C M， Ellstrand A E， et al. Meta-analytic reviews of board composition， leadership structure， and financial performance [J]. Strategic management journal， 1998， 19（3）： 269-290.
[5]Fama E F. Agency Problems and the Theory of the Firm [J]. The Journal of Political Economy， 1980： 288-307.
[6]Hermalin B E， Weisbach M S. The determinants of board composition [J]. The RAND Journal of Economics， 1988： 589-606.
[7]Hermalin B E， Weisbach M S. The effects of board composition and direct incentives on firm performance [J]. Financial management， 1991： 101-112.
[8]杨蕙馨，律健.2001年以来中国独立董事制度研究综述[J].山东经济，2009，25（6）.
[9]高雷，罗洋，张杰.独立董事制度特征与公司绩效——基于中国上市公司的实证研究[J].经济与管理研究，2007，3：60-66.
[10]孔翔.独立董事制度研究.深圳证券交易所综合研究所.创业板市场前沿问题研究[M].中国金融出版社，2001：109-162.
作者简介：李琢（1989- ），男，汉族，广西桂林人，硕士研究生在读，武汉大学金融系，研究方向：货币金融与公司金融