独董：“花瓶”还是“锤子”

    ——医药行业家族上市公司独立董事特征与公司绩效实证分析

    ■陈祥义

    2018年长春长生生物事件造成了非常恶劣的社会影响，引起了党和国家领导人的高度重视。独立董事制度在公司治理过程中的有效性引起了笔者的关注，独立董事制度也被认为是解决家族企业治理问题，保护中小股东利益的有效方式。笔者通过对沪市A股家族控制的民营医药行业上市公司的独立董事（以下简称独董）特征变量研究，实证了与公司业绩的关系，也就是说上市公司独董不是“花瓶”（仅仅摆设）而是“锤子”（起到作用）。

    一、中国医药行业上市公司独立董事特征与公司绩效相关性实证研究

    （一）样本选择

    本文以上证A股医药上市家族企业为样本，筛选程序如下：第一，以“医药”上证A股为检索条件筛选符合条件的上市公司共计102家，为防止极端值出现，去掉ST两家公司。第二，通过查阅招股书、年报等披露信息筛选出家族企业45家样本企业。第三，在这45家企业中，采用每年截止到12月31日的数据，从2015年至2017年，共3年样本进行分析。剔除出一些缺失值公司，选择所有数据均可得的33家上市公司（见表1）。

    表1样本公司

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    （二）变量说明

    根据独立董事特征变量与企业业绩的关系，选取的因变量、自变量和控制变量（见表2）。

    表2变量说明

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    （三）因变量主成分分析

    通过选取KMO和Barlett球形检验方法，得到KMO的值为0.704，大于0.5；Barlett球形检验的检验统计量观测值为174.279，显著性水平小于0.01，说明可以对数据进行全局主成分分析。

    表3因子特征值及因子对总体的方差贡献率

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    表4旋转后的因子载荷矩阵

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    采用回归法估计因子得分系数，得到全局主成分的因子得分系数矩阵（见表5）。据此可得全局主成分的线性表达式：F1=0.642y1-0.491y2+0.676y3；F2=-0.231y1+1.263y2-0.281y3。

    表5全局主成分的因子得分系数矩阵

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    对公司绩效进行综合评价，以全局主成分分析所提取的两个因子的方差贡献率为权数，对两个因子加权，即以因子1的方差贡献率0.57532和因子2的方差贡献率0.37020分别为权数，计算得F1的加权权数为0.57532/（0.57532+0.37020）≈0.608，F2的加权权数为0.37020/（0.57532+0.37020）≈0.392，建立综合得分的线性表达式：F=0.608F1+0.392F2，并以F作为后续回归的因变量。

    （四）基于多元回归的实证分析

    在得到企业绩效的度量指标之后，进一步将因变量和控制变量以面板数据形式进行构建数据表，做进一步回归分析。回归分析研究假设如下：

    假设1：公司独董比例与公司绩效呈正相关关系；

    假设2：公司独董人数与公司绩效呈正相关关系；

    假设3：独董薪酬总和与公司绩效呈正相关关系；

    假设4：独董平均学历与公司绩效呈正相关关系；

    假设5：独董参与委员会（提名、审计、战略）比例与公司绩效呈正相关关系。

    假设6：公司独董平均年龄与公司绩效呈正相关关系。

    根据上述分析，总体回归分析模型设定如下：

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    其中，F代表公司绩效，下标it代表第i家公司第t年的指标。

    在数据面板回归方法的选择上，基于如下考虑，决定采取随机效应模型：（1）选取的样本数据属于短时期宽截面数据，采用固定效应模型会造成大量自由度的损失；（2）本文中多数公司的自变量如x1和x2在不同年份下保持一致，若采用固定效应这些变量会被自动剔除，无法评估其影响；（3）对数据进行时间效应检验，发现时间效应不显著（p<0.05）。随机效应回归运算结果（见表6）。

    表6回归结果

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    注：*、**和***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

    二、实证结论

    本文从医药上市家族企业的角度出发，提出了这些企业独立董事特征与公司业绩相关性的假设，通过主成分分析和回归分析得出以下结论：1、独董比例对于绩效有正向影响，并且在0.05显著性水平下显著；2、独董绝对人数对绩效有正向影响，且在0.05显著性水平下显著；3、独董薪酬变量对于公司绩效没有显著影响；4、独董平均学历与公司绩效的关系不显著；5、独董参与审计委员会占比对公司绩效有显著的正向作用，并且在0.01水平下显著，独董参与战略委员会占比对公司绩效有负向显著影响，并且在0.05显著性水平下显著，独董参与提名委员会比例对公司绩效没有显著影响；6、独董平均年龄与公司绩效的关系不显著。

    （作者单位：中国社会科学院研究生院）