独立董事报酬水平对保护中小股东权益的影响

黄仕英　曹湘平

摘要：以我国深市A股普通机械制造业板块34家上市公司为研究对象，实证分析我国独立董事报酬水平对保护中小股东权益的影响。指出独立董事报酬水平与中小股东权益保护之间不存在显著的倒U型关系，其担任独立董事的收入仅仅是其总收入的一小部分，薪酬激励对于行权的影响并不大，他们可能更在乎自己的声誉，建议建立独立董事声誉激励机制。

关键词：独立董事报酬水平；中小股东；权益保护

随着独立董事制度的产生与发展，其作为公司治理结构的一部分，在公司绩效等方面扮演着一定的角色。然而，独立董事能否有效承担起保护中小股东权益的角色，也引起了资本市场的关注。目前，独立董事的年平均报酬水平约为3～5万，独立董事报酬水平的高低是否影响中小股东权益，本文通过实证分析对其进行了研究。

本文结构如下：第一部分是假设的提出，第二部分是实证设计，第三部分是实证数据分析，第四部分是结论与不足之处。

一、假设提出

一个理性经济人，往往会追求自身经济利益的最大化。作为理性经济人，独立董事也不例外。他们以自身的专业知识服务于各上市公司，并参与公司决策的决议，同时也对其决议承担相对的法律责任，因此独立董事承担着一定的职业风险。然而作为有限理性和自利的经济人，必然会要求获得与其服务的知识价值相对应的报酬。目前，我国证监会规定：“独立董事津贴标准应由所任职的上市公司董事会制定预案，由股东大会审议通过。”然而，在大股东或控股股东控制着董事会和股东大会的情况下，独立董事的津贴决策权实际上是由大股东或控股股东掌控着，如此，若独立董事在上市公司所领取的津贴越高，越有可能违背其独立性，在行使监督权时，越有可能与执行董事或控股股东 “合伙”损害中小股东的权益，从而放弃行使监督权，成为所谓的“花瓶董事”、“傀儡董事”。综上所述，本文认为独立董事报酬过低或过高，都将不利于独立董事保持独立性以及发挥监督作用。独立董事报酬的高低与中小股东权益保护存在一种非单一方向的相关关系，这种现象又被称为区间效应。为了验证我国独立董事报酬水平与中小股东权益保护是否存在“区间效应”，我们提出下面的假设：

H：独立董事报酬水平影响中小股东权益保护，两者存在倒U型关系。

二、研究设计

（一）模型构建与变量设计

借鉴相关研究的做法，本文在研究独立董事与保护中小股权权益的关系时，主要是运用了回归分析法，并建立了回归模型：

拟合一次方程模型（Linear）： S=a0+a1I+μ（1）

拟合二次方程模型（Quadratic）：S=a0+a2I+a3I2+μ（2）

模型中的变量含义见表1。

其中，被解释变量中小股东权益保护综合指标涵盖了中小股东的知情权、管理参与权以及投资收益权三方面，并选取了信息披露评级指标、中小股东参与治理、现金股利支付率以及股票投资回报率作为子因素指标，通过进行层次分析法得出的一个综合性指标。

（二）样本选取与数据收集

本文所选取的样本主要来源于我国深市A股上市公司普通机械制造业板块，主要研究数据为样本公司在2010～2012年财务年报中所公布的财务数据及其他相关数据。为了使选取的样本更加符合本文研究的需要，我们对样本进行了如下筛选：

1. 考虑到净资产值为负等极端情况的不利影响，在数据选取时剔除了业绩过差的ST上市公司。

2. 剔除没有公布具体的独立董事的相关数据以及三年中财务数据不全的上市公司。

按照上述两个条件依次筛选，本文最终选取2010～2012年间我国深交所普通机械制造业板块34家上市公司为样本公司，以这34家样本公司2010～2012年的年度报告中所披露的数据为样本数据，共获得观测样本102个。本文使用的独立董事数据和财务数据，通过逐个查阅巨潮咨询网公布的上市公司的年报以及公告手工收集整理获得。

在分析中小股东权益保护的综合值时，主要就中小股东权益保护的子指标的选取以及权重的确定对专家进行了调研。在确定知情权指标中的信息披露数据时，主要是收集了深交所网站上披露的信息评级指标。

三、实证数据分析

针对中小股东权益保护程度的综合得分，主要是通过运用层次分析法，得到目标层判断矩阵的权重：S=30%X+16%Y+54%Z。这个S值就是能综合反映中小股东权益保护程度的综合得分。

（一）数据描述性统计分析

从表2中可以看出，样本公司中中小股东权益保护程度普遍不高，最高得分才69.6859990862，平均得分也只不过55.2547292828。可见在我国深交所上市的普通机械制造业公司中保护中小股东权益的意识不强。

从表3中所显示的独立董事的特征变量看，不同样本公司的独立董事报酬水平，其独立董事津贴与高管前三名报酬均值之比差异较大，独立董事津贴最小的只占了高管前三名报酬均值的3.08%，最高却达到了69.77%，平均值才16.05%。

（二） 变量的相关性分析

为了检验独立董事对中小股东权益保护之间的相关性，本文采用 Pearson 相关系数对二者的关系进行检验，相关系数的值介于-1到1之间，其绝对值表示相关性大小。一般在进行相关性分析时，如果自变量间的相关系数小于0.5，通常会认为相关性不大，引起共线性问题较小，影响回归分析结果的可能性也不大，因此能够进行回归分析。

表4为变量相关性检验表，从表中可以看出，中小股东权益保护与独立董事报酬水平的相关系数为0.206，P=0.038（小于0.05），相关系数的显著性概率水平通过0.05的显著性检验，有着显著的统计学意义，表明两者之间存在正相关关系。但其相关系数为0.206，表明其相关关系较弱，因此我们可以猜测，它们之间可能存在非线性关系。因此本文会在下文的研究中对中小股东权益保护和独立董事报酬水平两者之间进行曲线回归分析。

（三） 曲线回归分析

为了验证假设：独立董事报酬水平对中小股东权益保护的影响是否存在倒U型关系。我们进行曲线回归分析，将中小股东权益保护综合评价值作为因变量，将独立董事报酬水平作为自变量，选择拟合线性方程和二次方程的方法进行曲线回归分析，模型如下所示：

拟合一次方程模型（Linear）： S=a0+a1I+μ

（3）

拟合二次方程模型（Quadratic）：S=a0+a2I+a3I 2+μ（4）

运用SPSS19.0的曲线估计功能，根据所建立的模型，分别选择Linear、Quadratic两种函数对应于上述两个模型，自变量为独立董事报酬水平，因变量为中小股东权益保护综合评价值，分别对两个模型进行曲线拟合，结果如下：

Linear

从表5模型汇总表中可以看出，中小股东权益保护与独立董事报酬水平的相关系数是0.206，R方为0.042，调整R方为0.033，也就是说独立董事报酬水平只能解释中小股东权益保护变化的3.3%，总体拟合度不是很高。

从表6可以看出，一次线性回归方程的S值为4.415，显著性水平Sig.值为0.038，小于0.05，通过了显著性检验，表明整个回归方程是显著的。

由表7 可以看出，独立董事报酬水平与中小股东权益保护之间的回归系数为10.238，再次证明了独立董事报酬水平与中小股东权益保护之间存在着线性相关关系，而且系数为正，是正相关。

由表8中可以看出，二次曲线方程的相关系数为0.215，判定系数R方为0.046，调整R方为0.027，相较于一次拟合的结果，相关系数有所提高，但是拟合程度依然不高。

从表9可以看出，二次曲线方程的伴随概率为0.095，大于0.05，表明二次曲线方程在整体上并不显著。

由表10可以看出，独董报酬水平的回归系数为18.257，独董报酬水平平方的系数为-13.818，但是其伴随概率均大于0.05，均未通过显著性检验。由此可见，独董报酬水平与中小股东权益保护之间不存在二次曲线线性关系。

综上所述，独立董事报酬水平二次项的系数为正，一次项系数为负，虽然独立董事报酬水平与中小股东权益保护之间存在着倒U型关系，但是并不显著，未能验证所提假设的说法。

四、结论、建议与不足

研究结果表明：独立董事报酬水平与中小股东权益保护之间不存在显著的倒U型关系。其原因可能是独立董事一般是社会上的高收入者，其担任独立董事的收入仅仅是其总收入的一小部分，薪酬激励对于行权的影响并不大，他们可能更在乎自己的声誉，建议建立独立董事声誉激励机制。

因此，笔者认为应当改变对独立董事的激励方式以求进一步健全完善独立董事制度，以切实保护中小股东权益发挥更大的作用。

另外，由于本文样本数据选取较少，部分相关指标获取难度大且难以量化，笔者仅选取了现金股利支付率、股票投资回报率、中小股东参与治理以及信息披露评级指标四个指标代表中小股东权益保护的程度，因此研究具有一定的局限性。

参考文献：

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[4]王应明.判断矩阵排序方法综述[J].决策与决策支持系统，1995（03）.

[5]黄仕英，曹湘平.我国独立董事发展现状与对策研究[J].会计师，2013（18）.

[6]申慧慧.独立董事制度的重构——基于股权结构的分析[J].会计之友，2012（11）.

（作者单位：黄仕英，长沙商贸旅游职业技术学院；曹湘平，湖南工业大学财经学院）