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獨(dú)立董事與公司績(jī)效的關(guān)系-基于制造類上市企業(yè)的實(shí)證研究(下)
4、獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例。一個(gè)負(fù)責(zé)任的獨(dú)立董事會(huì)認(rèn)真履行自己職責(zé)，按時(shí)參加董事會(huì)，參與公司的重大決策，發(fā)揮監(jiān)督管理層的功能，為股東爭(zhēng)取利益。這樣，如果獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比率比較高，就有可能是比較負(fù)責(zé)的董事，但是如果獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例很低，以各種借口缺席，說明這個(gè)獨(dú)立董事很不負(fù)責(zé)任，職責(zé)沒有認(rèn)真履行。從表3-9獨(dú)立董事參加董事會(huì)的比例結(jié)構(gòu)可以看出，樣本公司大部分是獨(dú)立董事全部出席的，占89.71%，說明樣本公司獨(dú)立董事履行職責(zé)的情況較好。
提出假設(shè)4：獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例越高，履行職責(zé)的情況越好，公司的績(jī)效越好。
(四) 建立模型以及檢驗(yàn)
正如上面所分析的，獨(dú)立董事影響公司績(jī)效主要從獨(dú)立董事的年齡、獨(dú)立董事的薪酬、獨(dú)立董事占董事會(huì)的比例和獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例這四個(gè)方面。因此為了檢驗(yàn)以上四個(gè)假設(shè)，建立線性回歸基本模型： H0: Y=C0 C1*LNAGE C2*LNSALARY C3*RATIO1 C4*RATIO2 C5*LNSALES ε 其中Y為公司績(jī)效，以攤薄的凈資產(chǎn)收益率表示。LNAGE是對(duì)獨(dú)立董事年齡取對(duì)數(shù)，LNSALARY是對(duì)獨(dú)立董事的薪酬取對(duì)數(shù)，RATIO1為獨(dú)立董事占董事會(huì)的比例，RATIO2為獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例，LNSALES是對(duì)公司的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入求對(duì)數(shù)，ε為隨機(jī)誤差。使用EXCEI對(duì)多元線性回歸模型H o進(jìn)行分析。
1、對(duì)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(jié)論。在從表3-10可知：回歸的指標(biāo)，相關(guān)系數(shù)為0.1367，判定系數(shù)為0.0186，標(biāo)準(zhǔn)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(shù)，其中LNAGE、RATIO1、RATIO2、LNSALES的偏回歸系數(shù)是正數(shù)，而LNSALARY的偏回歸系數(shù)是負(fù)數(shù)。但是通過表3-12研究自變量的的偏回歸系數(shù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，偏回歸系數(shù)的P值均大于 /2(0.025)，說明偏回歸系數(shù)都沒有通過檢驗(yàn)。同時(shí)Significance F的數(shù)據(jù)為0.945103大于 (0.05)，回歸模型沒有通過整體F檢驗(yàn)。
這樣就需要對(duì)模型加以改進(jìn)，提高模型的擬合優(yōu)度�？紤]到獨(dú)立董事的年齡、獨(dú)立董事的薪酬和獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例這三個(gè)自變量數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)上都是取的平均數(shù)，都與獨(dú)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(duì)模型逐一進(jìn)行數(shù)據(jù)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(jié)論。從表3-13與表3-10對(duì)比可以看出：H1模型的R2稍大于Ho模型的R2，兩者的數(shù)值相差不大，說明模型的擬合優(yōu)度有所改進(jìn)，但是效果不明顯。從偏回歸系數(shù)的符號(hào)來看，LNAGE、LNSALARY和RATIO 1的偏回歸系數(shù)符號(hào)是負(fù)的，RATIO 2和LNSALES的偏回歸系數(shù)符號(hào)是正的。而同樣在模型檢驗(yàn)中，偏回歸系數(shù)P值的大小也都大于 /2（0.025）,偏回歸系數(shù)都沒有通過檢驗(yàn)。Significance F值也大于 ，模型沒有通過整體顯著性檢驗(yàn)。
3、對(duì)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(jié)論。對(duì)H2研究發(fā)現(xiàn)：模型的擬合優(yōu)度有所提高，LNAGE、LNSALARY和RATIO1的偏回歸系數(shù)為負(fù)，RATIO2、LNSALES、LNAGE* RATIO1和LNSALARY* RATIO1的偏回歸系數(shù)是正的。但是偏回歸系數(shù)還是沒有通過P檢驗(yàn)，模型也沒有通過整體F檢驗(yàn)。
4、對(duì)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(jié)論。H3較H2、H1有較大的改善，這從R 2的數(shù)值上可以看出，LNSALARY、LNAGE* RATIO1和RATIO2* RATIO1的偏回歸系數(shù)是負(fù)數(shù)，而LNAGE、RATIO1、RATIO2、LNSALES和LNSALREY* RATIO1的偏回歸系數(shù)是正數(shù)。但是偏回歸系數(shù)還是沒有通過P檢驗(yàn)，模型也還是沒有通過整體F檢驗(yàn)。
從回歸結(jié)果可以看出，LNAGE、LNSALARY、RATIO1和RATIO2對(duì)Y的作用都不顯著，可以認(rèn)為獨(dú)立董事的年齡、獨(dú)立董事的薪酬、獨(dú)立董事占董事會(huì)的比例和獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例對(duì)公司績(jī)效的影響都不顯著。
年齡在以上四個(gè)模型中，LNSALARY的偏回歸系數(shù)都是負(fù)數(shù)，而RATIO2的偏回歸系數(shù)都是正數(shù)。但是LNSALARY和RATIO2在偏回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)中，四個(gè)模型都沒有通過。這樣，可以看出獨(dú)立懂事的薪酬與公司績(jī)效存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。那么，假設(shè)2：獨(dú)立董事的薪酬與公司績(jī)效正相關(guān)不成立。獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例與公司績(jī)效有著不顯著的正相關(guān)關(guān)系，那么，假設(shè)4不成立。
從對(duì)H2、H3交叉模型的回歸分析表明：LNSALARY* RATIO1的偏回歸系數(shù)都是正數(shù)，LNSALARY的偏回歸系數(shù)符號(hào)都是負(fù)數(shù)，可以推斷出，RATIO1對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效有不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，因?yàn)槟Ｐ蜎]有通過顯著性檢驗(yàn)。這與假設(shè)3:提高獨(dú)立董事占董事會(huì)的比例有利于提高公司的績(jī)效是不一致的。
LNAGE的偏回歸系數(shù)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(shù)系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)得到的LNAGE符號(hào)與模型中LNAGE的偏回歸系數(shù)符號(hào)一致，獨(dú)立董事的年齡與公司績(jī)效之間不存在顯著的“倒U型”差異，假設(shè)1不成立。 四、結(jié)論 本文通過研究制造業(yè)上市公司獨(dú)立董事的年齡、獨(dú)立董事的薪酬、獨(dú)立董事占董事會(huì)的比例和獨(dú)立董事出席董事會(huì)的比例與公司績(jī)效的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)這四個(gè)因素對(duì)公司績(jī)效的影響都不顯著，所以認(rèn)為獨(dú)立董事對(duì)公司績(jī)效的影響不顯著，獨(dú)立董事與公司績(jī)效是不相關(guān)的，即支持文獻(xiàn)回顧中的第三種觀點(diǎn)。 附錄
附表1：樣本公司06年年報(bào)統(tǒng)計(jì)值
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15.上海證券交易所網(wǎng)站
16.巨潮資訊網(wǎng)
17.免費(fèi)論文網(wǎng)
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