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【摘 要】 文章选用2007年至2013年A股非金融上市公司年度数据，以公司规模、资产负债率、总资产报酬率、成长机会、第一大股东持股比例、股权制衡度为控制变量，研究独立董事人数、独立董事规模占董事会规模比例对两类代理成本的影响。研究发现独立董事人数对两类代理成本在统计上均不显著，独立董事规模占董事会规模比例对第一类代理成本在统计上不显著，独立董事规模占董事会规模比例对第二类代理成本在统计上显著，但符号却是正号。
【关键词】 独立董事； 有效性； 双重代理成本
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）12-0065-03
一、引言
中国证监会2001年发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，标志着独立董事制度的正式建立，关于独立董事的有效性、独立性问题一直受到学术界和实务界的广泛关注。骆品亮等（2004）分析发现，公司设立独立董事前后，公司业绩有显著性差异，但是公司业绩与独立董事在董事会中所占比例无关，而且引入独立董事后，公司业绩似乎变得更糟；白重恩等（2005）发现独立董事比例对公司业绩具有显著正向影响；肖曙光（2006）研究发现我国独立董事制度与上市公司业绩存在较弱的关联性；陈伟民（2009）研究发现，独立董事多重任职和任期与公司业绩负相关，且影响行业专长绩效作用的发挥。杜育华（2011）发现，提高董事会中独立董事比例CEO会越不愿意与董事会共享公司内部信息，使得独立董事难以直接降低第一类代理成本；为监督大股东侵占而必须进行的独立董事“独立化”有可能在抑制第二类代理问题的同时，削弱大股东治理机制的有效性，诱发严重的股东与经理层之间的利益冲突，间接增加第一类代理成本。张梅（2013）发现，随着独立董事比例、会计背景人数的增加控股股东代理成本将显著降低，独立董事的政治背景能显著增加企业价值。
本文基于双重代理成本理论研究独立董事对两类代理问题的治理效应，一是股东与管理层代理成本；二是大股东与中小股东间的第二类代理成本。
二、数据来源、变量说明及描述性统计分析
（一）数据来源
数据来源于CSMAR数据库，时间范围为2007年至2013年A股非金融上市公司年度数据，在样本选取中还遵循以下原则：（1）剔除ST、ST和PT类上市公司；（2）剔除资不抵债公司，即资产负债率超过100%的公司；（3）剔除营业收入异常的公司，即营业收入增长率超过150%的公司；（4）其他研究变量可能还存在异常值，本文在5%水平上使用Winsorize方法进行缩尾处理。处理过后样本容量为13 303。
（二）变量说明
1.被解释变量有两个，第一个为第一类代理成本（cost1），使用变量为经营费用率，计算方法为管理费用、销售费用之和与主营业务收入的比值；第二个为第二类代理成本（cost2），定义为其他应收款与公司总资产的比值。
2.实验变量也有两个独立董事人数（ind_num）和独立董事比例（ind_ratio），即独立董事人数与董事会总人数的比例。
3.控制变量，公司规模（lsize），用公司总资产的自然对数值表示；负债水平（tl），即总负债与总资产的比值；盈利能力（roa），即总资产报酬率，等于息税前利润与总资产的比值；成长机会（ros），计算方法为：（当年主营业务收入-上一年主营业务收入）/上一年主营业务收入；第一大股东持股比例（top1），第一大股东持有股份与公司总股份的比值；股权制衡度（blocks_dummy），哑变量，第一大股东持股比例大于50%、第二大股东持股比例大于10%且第一大股东持股比例小于第二、三、四、五股东持股之和时为股权制衡，取值为1，否则为0。
（三）描述性统计分析
从表1可知，在分析的样本数据范围中，两类代理成本的极差很大，分别为0.3和0.045，说明不同的公司治理效果差异较大。结合表2和图1，我国上市公司独立董事的平均人数为3.279人，独立董事人数为3人的公司共9 214家，占69.26%；为4人的2 647家，占19.9%；独立董事最多的为8人，共8家公司。独立董事人数占董事会规模比例的平均值为36.7%，最大值为80%。
三、实证分析
分别建立以cost1、cost2为被解释变量，ind_num、ind_ratio为实验变量，lsize、tl、roa、ros、top1、blocks_dummy为控制变量的多元线性回归模型：
其中εi为随机误差项，表示所建立的模型还存在各种偏误。本文采用普通最小二乘法估计参数，为了消除截面数据可能产生的异方差，使用稳健估计模型参数，回归结果见表3。
从表3可知，四个模型的方差膨胀因子均为4.68（小于10），说明解释变量之间不存在多重共线性，由于在估计参数过程中采用稳健估计，可以消除随机误差项异方差产生的不利影响。
四、结论
本文以公司规模、资产负债率、总资产报酬率、成长机会、第一大股东持股比例、股权制衡度为控制变量，研究独立董事人数、独立董事规模占董事会规模比例对两类代理成本经营费用率、其他应收款与公司总资产的比值的影响。具体分析如下：
第一，本文独立董事人数对两类代理成本在10%的显著水平上均不显著，但两个符号均为负号，说明独立董事的人数在一定程度上起到监督作用，使两类代理成本减少。
第二，独立董事规模占董事会规模比例对第一类代理成本在10%的显著水平上不显著，对第二类代理成本在1%的显著性水平上显著，但两个符号均为正号，说明独立董事规模占董事会规模比例越大，不仅不能起到监督作用，而且还使两类代理成本增加。
综上可知，对独立董事的有效性研究实证结果异常，在统计上不显著、符号异常，说明独立董事制度并没有起到监督作用，独立董事的设立并不能减少信息不对称和有效降低代理成本，反而可能增加代理成本，究其原因可能是由于我国特有的国情决定的，如独立董事激励机制与保护机制不健全、独立董事独立性不强、地位低下等。
【主要参考文献】
[1] 骆品亮，周勇，郭晖. 独立董事制度与公司业绩的相关性分析：来自沪市A股的实证研究[J].上海管理科学，2004（2）：20-23.
[2] 白重恩，刘俏，陆洲，等. 中国上市公司治理结构的实证研究[J]. 经济研究，2005（2）：81-91.
[3] 肖曙光. 独立董事制度与我国上市公司业绩的相关性研究[J]. 系统工程，2006（8）：87-92.
[4] 陈伟民. 独立董事职业背景与公司业绩[J]. 管理世界，2009（3）：182-183.
[5] 杜育华. 双重委托代理下独立董事治理效应研究[J]. 管理学报，2011（7）：1081-1085.
[6] 张梅. 独立董事、控股股东代理成本与企业价值[J]. 东南学术，2013（3）：88-98.
[7] 罗进辉. 媒体报道的公司治理作用——双重代理成本视角[J]. 金融研究，2012（10）：153-166.
[8] 赵景文，于增彪. 股权制衡与公司经营业绩[J].会计研究，2005（12）：59-64，96.
[9] 郝玉贵. 独立董事的独立性与制度的有效性[J].会计之友，2005（3）：57-58.
[10] 马如静，唐雪松. 独立董事声誉机制有效性：理论与证据[J].会计之友，2011（31）：12-17.
【关键词】 独立董事； 有效性； 双重代理成本
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）12-0065-03
一、引言
中国证监会2001年发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，标志着独立董事制度的正式建立，关于独立董事的有效性、独立性问题一直受到学术界和实务界的广泛关注。骆品亮等（2004）分析发现，公司设立独立董事前后，公司业绩有显著性差异，但是公司业绩与独立董事在董事会中所占比例无关，而且引入独立董事后，公司业绩似乎变得更糟；白重恩等（2005）发现独立董事比例对公司业绩具有显著正向影响；肖曙光（2006）研究发现我国独立董事制度与上市公司业绩存在较弱的关联性；陈伟民（2009）研究发现，独立董事多重任职和任期与公司业绩负相关，且影响行业专长绩效作用的发挥。杜育华（2011）发现，提高董事会中独立董事比例CEO会越不愿意与董事会共享公司内部信息，使得独立董事难以直接降低第一类代理成本；为监督大股东侵占而必须进行的独立董事“独立化”有可能在抑制第二类代理问题的同时，削弱大股东治理机制的有效性，诱发严重的股东与经理层之间的利益冲突，间接增加第一类代理成本。张梅（2013）发现，随着独立董事比例、会计背景人数的增加控股股东代理成本将显著降低，独立董事的政治背景能显著增加企业价值。
本文基于双重代理成本理论研究独立董事对两类代理问题的治理效应，一是股东与管理层代理成本；二是大股东与中小股东间的第二类代理成本。
二、数据来源、变量说明及描述性统计分析
（一）数据来源
数据来源于CSMAR数据库，时间范围为2007年至2013年A股非金融上市公司年度数据，在样本选取中还遵循以下原则：（1）剔除ST、ST和PT类上市公司；（2）剔除资不抵债公司，即资产负债率超过100%的公司；（3）剔除营业收入异常的公司，即营业收入增长率超过150%的公司；（4）其他研究变量可能还存在异常值，本文在5%水平上使用Winsorize方法进行缩尾处理。处理过后样本容量为13 303。
（二）变量说明
1.被解释变量有两个，第一个为第一类代理成本（cost1），使用变量为经营费用率，计算方法为管理费用、销售费用之和与主营业务收入的比值；第二个为第二类代理成本（cost2），定义为其他应收款与公司总资产的比值。
2.实验变量也有两个独立董事人数（ind_num）和独立董事比例（ind_ratio），即独立董事人数与董事会总人数的比例。
3.控制变量，公司规模（lsize），用公司总资产的自然对数值表示；负债水平（tl），即总负债与总资产的比值；盈利能力（roa），即总资产报酬率，等于息税前利润与总资产的比值；成长机会（ros），计算方法为：（当年主营业务收入-上一年主营业务收入）/上一年主营业务收入；第一大股东持股比例（top1），第一大股东持有股份与公司总股份的比值；股权制衡度（blocks_dummy），哑变量，第一大股东持股比例大于50%、第二大股东持股比例大于10%且第一大股东持股比例小于第二、三、四、五股东持股之和时为股权制衡，取值为1，否则为0。
（三）描述性统计分析
从表1可知，在分析的样本数据范围中，两类代理成本的极差很大，分别为0.3和0.045，说明不同的公司治理效果差异较大。结合表2和图1，我国上市公司独立董事的平均人数为3.279人，独立董事人数为3人的公司共9 214家，占69.26%；为4人的2 647家，占19.9%；独立董事最多的为8人，共8家公司。独立董事人数占董事会规模比例的平均值为36.7%，最大值为80%。
三、实证分析
分别建立以cost1、cost2为被解释变量，ind_num、ind_ratio为实验变量，lsize、tl、roa、ros、top1、blocks_dummy为控制变量的多元线性回归模型：
其中εi为随机误差项，表示所建立的模型还存在各种偏误。本文采用普通最小二乘法估计参数，为了消除截面数据可能产生的异方差，使用稳健估计模型参数，回归结果见表3。
从表3可知，四个模型的方差膨胀因子均为4.68（小于10），说明解释变量之间不存在多重共线性，由于在估计参数过程中采用稳健估计，可以消除随机误差项异方差产生的不利影响。
四、结论
本文以公司规模、资产负债率、总资产报酬率、成长机会、第一大股东持股比例、股权制衡度为控制变量，研究独立董事人数、独立董事规模占董事会规模比例对两类代理成本经营费用率、其他应收款与公司总资产的比值的影响。具体分析如下：
第一，本文独立董事人数对两类代理成本在10%的显著水平上均不显著，但两个符号均为负号，说明独立董事的人数在一定程度上起到监督作用，使两类代理成本减少。
第二，独立董事规模占董事会规模比例对第一类代理成本在10%的显著水平上不显著，对第二类代理成本在1%的显著性水平上显著，但两个符号均为正号，说明独立董事规模占董事会规模比例越大，不仅不能起到监督作用，而且还使两类代理成本增加。
综上可知，对独立董事的有效性研究实证结果异常，在统计上不显著、符号异常，说明独立董事制度并没有起到监督作用，独立董事的设立并不能减少信息不对称和有效降低代理成本，反而可能增加代理成本，究其原因可能是由于我国特有的国情决定的，如独立董事激励机制与保护机制不健全、独立董事独立性不强、地位低下等。
【主要参考文献】
[1] 骆品亮，周勇，郭晖. 独立董事制度与公司业绩的相关性分析：来自沪市A股的实证研究[J].上海管理科学，2004（2）：20-23.
[2] 白重恩，刘俏，陆洲，等. 中国上市公司治理结构的实证研究[J]. 经济研究，2005（2）：81-91.
[3] 肖曙光. 独立董事制度与我国上市公司业绩的相关性研究[J]. 系统工程，2006（8）：87-92.
[4] 陈伟民. 独立董事职业背景与公司业绩[J]. 管理世界，2009（3）：182-183.
[5] 杜育华. 双重委托代理下独立董事治理效应研究[J]. 管理学报，2011（7）：1081-1085.
[6] 张梅. 独立董事、控股股东代理成本与企业价值[J]. 东南学术，2013（3）：88-98.
[7] 罗进辉. 媒体报道的公司治理作用——双重代理成本视角[J]. 金融研究，2012（10）：153-166.
[8] 赵景文，于增彪. 股权制衡与公司经营业绩[J].会计研究，2005（12）：59-64，96.
[9] 郝玉贵. 独立董事的独立性与制度的有效性[J].会计之友，2005（3）：57-58.
[10] 马如静，唐雪松. 独立董事声誉机制有效性：理论与证据[J].会计之友，2011（31）：12-17.