PAGEPAGE1自愿設(shè)立獨(dú)立董事動因及其經(jīng)濟(jì)后果的實證分析周澤將降芳弟廈門大學(xué)會計系ZhouZe-jiang,XiangFang-diDepartmentofAccounting,XiaMen【摘要】本文從中國自愿設(shè)立獨(dú)立董事的角度出發(fā)，從代理理論和帕金森定律的角度檢驗了在我國上市公司中設(shè)立獨(dú)立董事的動因。結(jié)果表明，董事會規(guī)模與是否設(shè)立獨(dú)立董事顯著正相關(guān)，初步說明代理理論在解釋自愿設(shè)立獨(dú)立董事這一問題并不成立。我們的研究結(jié)論還表明自愿設(shè)立獨(dú)立董事對于提高會計信息質(zhì)量進(jìn)而保護(hù)中小投資者利益和公司的經(jīng)營業(yè)績并無顯著促進(jìn)作用，從一定程度上證明了帕金森定律在我國自愿設(shè)立獨(dú)立董事這一現(xiàn)象中的解釋作用?！娟P(guān)鍵詞】獨(dú)立董事代理理論帕金森定律會計信息質(zhì)量經(jīng)營業(yè)績Abstract:ThispaperresearchesonwhysomelistedcompaniessetupindependentdirectorsvoluntarilyfromagencytheoryandParkinson'sLawperspective,empiricalresultshowsthattheboardsizehassignificantlypositiverelation,theestablishmentofindependentdirectorscannotpromotethequalityofaccountinginformationtherebyprotectingtheinterestsofsmallinvestorsandtheoperatingperformance,tosomeextent,theParkinson'sLawhasexplanationforthisphenomenon.Keywords:Independentdirector,Agencytheory,Parkinson'sLaw,Qualityofaccountinginformation,Operatingperformance一、引言自上世紀(jì)90年代初建立資本市場以來，由于大多數(shù)上市公司由國有企業(yè)改制，其導(dǎo)致的直接后果是先天性的公司治理結(jié)構(gòu)的缺陷，并由此引發(fā)一系列的諸如所有者代表缺位、“一股獨(dú)大”、內(nèi)部人控制以及政府的過多介入等一系列問題，于是獨(dú)立董事制度被作為一種改善我國公司治理的制度引入進(jìn)來。我國的獨(dú)立董事制度最早可追溯到1993年青島啤酒在香港的成功上市，按照香港聯(lián)交所的要求，青島啤酒建立了獨(dú)立董事制度。隨后在1997年證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司章程指引》中規(guī)定，公司根據(jù)需要，可以設(shè)獨(dú)立董事。2001年中國證券市場發(fā)生了銀廣廈、鄭百文以及藍(lán)田股份等一系列事件，中國結(jié)束了持續(xù)長達(dá)五年的牛市，吳敬璉提出了“股市論”，監(jiān)管部門在這一背景下出臺指導(dǎo)意見，也正如其在指導(dǎo)意見中指出的那樣，獨(dú)立董事對上市公司以及全體股東負(fù)有誠信與勤勉義務(wù)。于是，2001年8月22日，證監(jiān)會發(fā)布了《關(guān)于在上市公司設(shè)立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》（以下簡稱指導(dǎo)意見），標(biāo)志著我國在設(shè)立獨(dú)立董事制度方面邁出了重要一步。指導(dǎo)意見規(guī)定在2002年6月30日前董事會成員中至少包括兩名獨(dú)立董事；在2003年前上市公司董事會成員中至少包括1/3以上的獨(dú)立董事。在我國的實證研究中，關(guān)于強(qiáng)制設(shè)立獨(dú)立董事經(jīng)濟(jì)后果的研究已經(jīng)形成了一定的文獻(xiàn)基礎(chǔ)，主要有王躍堂等（2006）、魏剛等（2007）。但是，從我們所掌握的文獻(xiàn)資料來看，鮮有文章關(guān)注我國在1997年以后到2000自愿設(shè)立獨(dú)立董事這一時間內(nèi)我國上市公司自愿設(shè)立獨(dú)立董事的動因以及經(jīng)濟(jì)后果。關(guān)注自愿設(shè)立獨(dú)立董事這一現(xiàn)象，對于理解2001年以后設(shè)立獨(dú)立董事的強(qiáng)制性制度變遷所帶來的經(jīng)濟(jì)后果有一定的促進(jìn)作用。本文試圖從這一現(xiàn)象出發(fā)，從代理理論和帕金森定律的角度尋找上市公司自愿設(shè)立獨(dú)立董事的動因，并對其設(shè)立的經(jīng)濟(jì)效果進(jìn)行檢驗。本文的創(chuàng)新之處在于，首次應(yīng)用社會學(xué)中的帕金森定律來解釋上市公司的行為，并對獨(dú)立董事的設(shè)立動因進(jìn)行了檢驗。余下部分按照以下結(jié)構(gòu)進(jìn)行論述，第二部分是文獻(xiàn)回顧和提出假設(shè)，第三部分是研究設(shè)計，第四部分我們的實證結(jié)果，第五部分為本文的結(jié)論與政策建議。二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出國外最早引入獨(dú)立董事制度主要是為了解決公司中存在的嚴(yán)重的代理問題（Fama,1980;FamaAndJensen1983）。Fama(1980)指出最高管理者在取得對董事會的控制之后，他們（最高管理者）可能認(rèn)為合謀騙取和剝奪證券持有者的財富比他們之間的競爭（內(nèi)部經(jīng)理人市場）要好。外部董事的進(jìn)入，可能會降低這種合謀安排出現(xiàn)的可能性，外部董事的任務(wù)是刺激和監(jiān)督企業(yè)高層管理者之間的競爭。同時，F(xiàn)ama(1980)、FamaAndJensen(1983)都指出獨(dú)立董事作用發(fā)揮的前提條件都在于經(jīng)理人市場對他們的約束，獨(dú)立董事有動機(jī)去提高其在市場上作為決策專家和監(jiān)督專家的聲譽(yù)。國外關(guān)于獨(dú)立董事的研究一般比較關(guān)注于獨(dú)立董事和企業(yè)業(yè)績之間的關(guān)系。BaysingerAndButler(1985)、Brickleyetal(1994)都發(fā)現(xiàn)了獨(dú)立董事在董事會中所占比例與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。HermalinAndWeibach(2003)以及BhagatAndBlack(2000)的研究卻表明獨(dú)立董事比例與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績沒有相關(guān)關(guān)系。我國學(xué)者在這方面也進(jìn)行了卓有成效的研究。王躍堂等（2006）發(fā)現(xiàn)了獨(dú)立董事比例和公司績效顯著正相關(guān),這種相關(guān)性在控制內(nèi)生性問題后仍然成立,并且發(fā)現(xiàn)當(dāng)大股東缺乏制衡時,獨(dú)立董事比例對公司績效的促進(jìn)作用會顯著降低。魏剛等（2007）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事的教育背景對公司業(yè)績沒有顯著的影響，而具有政府或銀行背景的獨(dú)立董事比例與公司業(yè)績呈正相關(guān)關(guān)系。但是，相反的證據(jù)也存在，李長青等（2004）、叢春霞（2004）都沒有發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。以上研究都比較偏重于獨(dú)立董事的專家角色。一般認(rèn)為，獨(dú)立董事除了能夠?qū)咎峁Q策支持外，其任務(wù)還在于刺激和監(jiān)督企業(yè)高層管人員之間的競爭（Fama,1980）,即獨(dú)立董事的監(jiān)督作用，目前關(guān)于獨(dú)立董事的這一功能的研究并不多見。伊志宏等（2005）通過案例研究研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事能起到事先揭露和制止公司違規(guī)行為的監(jiān)督作用可能性也很小，因此我國獨(dú)立董事的有效性較小，未能起到預(yù)期的作用。王兵（2007）同樣從監(jiān)督視角出發(fā)考察了獨(dú)立董事與盈余質(zhì)量之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事并不能提高盈余質(zhì)量，整體上表明我國獨(dú)立董事還沒有發(fā)揮監(jiān)督作用。杜興強(qiáng)、周澤將（2007a）通過瓊斯模型計算可操縱盈余作為會計信息質(zhì)量的代理變量，研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事并沒能遏制上市公司的盈余管理行為，提高會計信息質(zhì)量。杜興強(qiáng)、周澤將（2007b）通過對伊利獨(dú)立董事風(fēng)波這一案例的分析表明，由于我國上市公司中制度安排的先天性缺陷，獨(dú)立董事的監(jiān)督作用往往難以發(fā)揮，法律為缺失的制度安排提供了另一種保障。本文所要關(guān)注的主要是我國上市公司自愿設(shè)立獨(dú)立董事的動因與經(jīng)濟(jì)后果，主要從帕金森定律和代理理論兩個角度提出假設(shè)。在我國，最初設(shè)立資本市場的初衷在于為國有企業(yè)解困，導(dǎo)致最早的上市公司大多由國有企業(yè)改制設(shè)立，其行為較多的體現(xiàn)為行政代理而非經(jīng)濟(jì)代理，其決策的標(biāo)準(zhǔn)與政府機(jī)關(guān)的運(yùn)作方式類似，盡管我國國有企業(yè)已經(jīng)提出逐步建立現(xiàn)代企業(yè)制度。1958年，英國歷史學(xué)家、政治學(xué)家諾斯科特·帕金森(C.NorthcoteParkinson)出版了《帕金森定律》(Parkinson'sLaw)一書，在該書中，作者提出了著名的帕金森定律，他認(rèn)為，在行政管理中，行政機(jī)構(gòu)會像金字塔一樣不斷增多，行政人員不斷膨脹，此時每個人都會顯得越來越忙，但是效率會越來越低。帕金森為了說清楚這個問題，他舉例道，上司A君感到工作很累很忙時，一定要找比他級別和能力都低的C先生和D先生當(dāng)他的助手，把自己的工作分成兩份交給C、D，自己掌握全面。C和D還要互相制約，不能和自己競爭。當(dāng)C工作也累也忙時，A就要考慮給C配二名助手；為了平衡，也要給D配兩名助手，于是一個人的工作就變成七個人干，A君的地位也隨之抬高。當(dāng)然，七個人會給彼此制造許多工作，比如一份文件需要七個人共同起草圈閱；每個人的意見都要考慮、平衡，絕不能敷衍塞責(zé)；下屬們產(chǎn)生了矛盾，他要想方設(shè)法解決。升級調(diào)任、會議出差、戀愛插足、工資住房、培養(yǎng)接班人……哪一項不需要認(rèn)真研究，工作愈來愈忙，甚至七個人也不夠了……在我國國有企業(yè)中，正如上文描述的那樣，其領(lǐng)導(dǎo)人多擁有行政級別，經(jīng)濟(jì)決策具有明顯的行政機(jī)構(gòu)特征，因此，結(jié)合自愿設(shè)立獨(dú)立董事這一事件，我們可以合理的推測，設(shè)立獨(dú)立董事是公司機(jī)構(gòu)膨脹的結(jié)果，而并非出于提高經(jīng)濟(jì)決策效率和解決我國上市公司中普遍存在的嚴(yán)重的代理問題。財務(wù)會計信息是解決公司內(nèi)外部信息不對稱的重要手段，可以一定程度上緩解嚴(yán)重的代理問題。依據(jù)上面的邏輯，如果獨(dú)立董事發(fā)揮了作用，財務(wù)會計信息質(zhì)量會更高。因此本文提出假設(shè)一：上市公司設(shè)立獨(dú)立董事的概率與董事會規(guī)模正相關(guān)。同時，Shleifer和Vishney(1997)在研究了東亞的一些公司治理結(jié)構(gòu)后認(rèn)為，某些國家的代理成本來自于控股股東和小股東之間的利益沖突,而并非傳統(tǒng)意義上的管理層與股東之間的代理沖突。Laporta等(1998)總結(jié)到，“全世界大公司的中心代理問題都是如何限制控股股東損害小股東的利益”。在我國，由于歷史的原因，國有股“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象向來為相關(guān)人士所詬病，也一直是我國上市公司治理中存在的一道頑疾，眾多的理論研究都關(guān)注了在這種制度安排下大股東掏空小股東的行為，我們可以合理預(yù)期，作為理性經(jīng)濟(jì)人的中小股東肯定會預(yù)期到大股東的這種損害公司利益的行為，從而會反映在對于公司的價值評估當(dāng)中，給予一定的折價。大股東為了減少折價行為通常認(rèn)為，在我國大股東所持股份不流通，因此其較少關(guān)注流通股股東所關(guān)注的股價問題，二者之間利益難以協(xié)調(diào)，但是本文認(rèn)為，在我國上市公司中，都存在強(qiáng)烈的配股意愿等繼續(xù)融資動機(jī)，流通股股東在此時會給予治理結(jié)構(gòu)完善的上市公司一個較高的價值評價，因此上市公司大股東有可能會通過完善公司治理結(jié)構(gòu)從而在資本市場上樹立良好形象，設(shè)立獨(dú)立董事便是主要的措施之一。，理所當(dāng)然會通過完善公司治理結(jié)構(gòu)，讓資本市場甄別高治理質(zhì)量的公司，由于獨(dú)立董事的監(jiān)督功能，設(shè)立獨(dú)立董事便成為其手段之一。通常認(rèn)為，在我國大股東所持股份不流通，因此其較少關(guān)注流通股股東所關(guān)注的股價問題，二者之間利益難以協(xié)調(diào)，但是本文認(rèn)為，在我國上市公司中，都存在強(qiáng)烈的配股意愿等繼續(xù)融資動機(jī)，流通股股東在此時會給予治理結(jié)構(gòu)完善的上市公司一個較高的價值評價，因此上市公司大股東有可能會通過完善公司治理結(jié)構(gòu)從而在資本市場上樹立良好形象，設(shè)立獨(dú)立董事便是主要的措施之一。此外，在假設(shè)一的基礎(chǔ)上面，如果假設(shè)一成立的話，我們提出假設(shè)三：設(shè)立獨(dú)立董事的上市公司績效和財務(wù)會計信息質(zhì)量與沒有設(shè)立獨(dú)立董事的公司并無實質(zhì)差別。三、實證結(jié)果 一、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計結(jié)果本文選取1998年到2000年間新設(shè)立獨(dú)立董事的全部上市公司作為樣本，其中我們刪除了同時在香港和內(nèi)地上市的公司，因為香港的證券監(jiān)管制度要求上市公司必須設(shè)立獨(dú)立董事。我們一共統(tǒng)計到在這三年中設(shè)立獨(dú)立董事的樣本總數(shù)為53家，在各年的分布情況如下，其中1998年4家，1999年10家，2000年39家，我們可以初步看到設(shè)立獨(dú)立董事的上市公司呈現(xiàn)逐年增加的趨勢。本文所用到的獨(dú)立董事、董事會規(guī)模、大股東持股數(shù)據(jù)來自于北京大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)問題研究中心與色諾芬公司聯(lián)合開發(fā)的中國證券市場數(shù)據(jù)庫，財務(wù)數(shù)據(jù)來自于國泰君安公司與香港理工大學(xué)聯(lián)合開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文采用配對研究的方法，配對的基本步驟為首先選取同行業(yè)所有未設(shè)立獨(dú)立董事的上市公司，其中我們刪除了ST、PT類公司，然后我們選取其中與樣本公司在規(guī)模上最為接近的公司作為配對樣本，我們衡量規(guī)模的標(biāo)準(zhǔn)為上年末總資產(chǎn)。由于刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本公司和配對公司，最終我們的樣本總數(shù)為86家，樣本公司和配對公司各43家。變量定義詳見表1。表1變量定義變量名稱變量代碼變量定義獨(dú)立董事Independent若設(shè)立獨(dú)立董事為1，否則0董事會規(guī)模Boardsize董事會總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)第一大股東持股比例First第一大股東持股數(shù)/總股數(shù)股權(quán)制衡Sentofif第二到第五大股東持股數(shù)之和/總股數(shù)資產(chǎn)負(fù)債率Debtratio總負(fù)債/總資產(chǎn)凈資產(chǎn)收益率Roe經(jīng)營凈利潤/凈資產(chǎn)公司規(guī)模Size公司年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)流動比率Liquidratio流動資產(chǎn)/流動負(fù)債資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率Assetturnover營業(yè)收入/年末總資產(chǎn)市盈率PE市價/每股盈余年度變量Year99,year00分別令1999年和2000年公司為1，其余0在本文中，我們衡量代理問題的程度我們采用第一大股東的持股比例，同時我們控制了第二大股東到第五大股東持股比例之和，通常，第一大股東持股比例越多，其他股東就難以發(fā)揮制衡作用，導(dǎo)致的直接后果是代理問題愈為嚴(yán)重。此外，我們選取了資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、公司規(guī)模、流動比率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、市盈率和年度作為控制變量。本文所使用的統(tǒng)計軟件為SPSS。在上文描述的基礎(chǔ)上，我們構(gòu)建三個模型對假設(shè)一與假設(shè)二進(jìn)行檢驗：模型一：模型二：模型三：其中，模型一檢驗的是假設(shè)一，模型二檢驗的是假設(shè)二，模型三對假設(shè)一和假設(shè)二進(jìn)行聯(lián)合檢驗。二、描述性統(tǒng)計結(jié)果及相關(guān)系數(shù)表分析我們對樣本公司和配對公司分別進(jìn)行描述性統(tǒng)計（表2、表3）： 從表2、表3的描述性統(tǒng)計結(jié)果中，我們可以看出，無論在自愿設(shè)立獨(dú)立董事公司還是在配對公司，第一大股東的持股比例平均都高達(dá)43.52％和44.44%，而第二到第五大股東持股比例之和僅為17.44%和13.86%，說明了在我國“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象在當(dāng)時非常突出，而其他股東往往由于持股比例過少而難以對其發(fā)揮制衡作用，不過我們也可以看出，自愿設(shè)立獨(dú)立董事的上市公司第二到第五大股東持股比例之和比配對公司稍高一點(diǎn)。董事會規(guī)模在列示中，我們?nèi)×硕聲?guī)模的自然對數(shù)。的平均值分別為在列示中，我們?nèi)×硕聲?guī)模的自然對數(shù)。表2自愿設(shè)立獨(dú)立董事樣本公司的描述性統(tǒng)計結(jié)果NMinimumMaximumMeanStd.DeviationIndependent431110Boardsize431.6094382.9444392.3386660.299149First430.0748210.8484850.4352440.191209Sentofif430.0026170.5322760.1743630.146931Assetturnover430.0435141.7847290.6532500.424092Debtratio430.1308411.1998930.4689140.206441Liquidratio430.2244306.3101691.7120871.174752PE43-24.0347442352.333452129.448125370.056784ROE43-8.6706960.996795-0.0991831.361114Size4319.47248023.48809721.1966250.840668表3未設(shè)立獨(dú)立董事的配對樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果NMinimumMaximumMeanStd.DeviationIndependent430000Boardsize431.0986122.8332132.1908580.301805First430.0373440.849850.4443950.190395Sentofif430.0030840.56250.138610.133964Assetturnover430.1002062.3578240.6058450.501407Debtratio430.1398160.7378750.4410780.157821Liquidratio430.75314.365291.679680.781093PE43-25.949925590.02495178.3126791.003109ROE43-0.2689370.2565190.0739420.110099Size4319.39375122.71864921.0598470.827979表4Pearson相關(guān)系數(shù)表 IndependentBoardsizeFirstSentofifAssetturnoverDebtratioLiquidratioPEROESizeIndependent1.241**-0.0240.1280.0520.0760.0160.096-0.090.083Boardsize.241**1-0.0830.15-0.0840.089-0.086-0.038.223**0.187First-0.024-0.0831-.526***0.153-0.1150.020.1170.086.439***Sentofif0.1280.15-.526***1-.227**0.061-0.057-0.118-.217**-.360***Assetturnover0.052-0.0840.153-.227(*)10.051-0.1030.0170.1450.034Debtratio0.0760.089-0.1150.0610.0511-.646***-0.061-.236**.247**Liquidratio0.016-0.0860.02-0.057-0.103-0.646***1-0.0110.181-0.219**PE0.096-0.0380.117-0.1180.017-0.061-0.01110.043-0.078ROE-0.09.223**0.086-.217**0.145-.236**0.1810.04310.149Size0.0830.187.439***-.360***0.034.247**-.219**-0.0780.1491**代表相關(guān)系數(shù)在5%水平上顯著，***代表相關(guān)系數(shù)在1%水平上顯著。由上述表4，我們可以看出董事會規(guī)模與自愿設(shè)立獨(dú)立董事顯著正相關(guān)，一定程度上說明了董事會規(guī)模越大，設(shè)立獨(dú)立董事的概率越大。同時，第一大股東持股比例與自愿設(shè)立獨(dú)立董事負(fù)相關(guān)，第二到第五大股東持股比例之和與自愿設(shè)立獨(dú)立董事正相關(guān)，但二者都不顯著，更進(jìn)一步的分析有待實證結(jié)果的證實。三、回歸結(jié)果（表5）由表4回歸結(jié)果我們可以看出，董事會規(guī)模無論在模型一的單獨(dú)檢驗抑或在模型三的聯(lián)合檢驗中均顯著，這與我們提出的假設(shè)一相符合。在我國，尤其在本文所研究的那段歷史時期，現(xiàn)代企業(yè)制度尚未真正形成，而資本市場上的主體主要是急需資金支持進(jìn)行脫貧解困的國有企業(yè)，其大股東基本都是國家以及代表國家的各級政府，導(dǎo)致上市公司的經(jīng)濟(jì)決策邏輯里，不可避免的存在與政府機(jī)構(gòu)決策同樣的問題。在我國上市公司中，往往人員過多，其直接導(dǎo)致帕金森定律所言的辦事效率低，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)績效未必因獨(dú)立董事的設(shè)立好轉(zhuǎn)。在Jensen(1993)的文獻(xiàn)中董事會規(guī)模被識別為公司治理有效性的一個重要決定因素。一般文獻(xiàn)認(rèn)為董事會規(guī)模大的公司使得協(xié)調(diào)、溝通和制定決策的難度大于董事會規(guī)模小的公司，因此(Jensen,1993;Yermack,1996)。Jensen(1993)認(rèn)為，保持小規(guī)模的董事會有助于提高公司業(yè)績。當(dāng)董事會超過7或8個人時，他們更難以有效執(zhí)行任務(wù)，且更容易偉CEO所控制。而在我國，機(jī)構(gòu)膨脹，人浮于事的情況已經(jīng)非常突出，董事會的規(guī)模與其經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)關(guān)系有待我們的進(jìn)一步檢驗。表5回歸結(jié)果﹣模型一模型二模型三Constant-11.915*-14.548*-16.956**Boardsize2.304**﹣2.085**First﹣-0.2330.08Sentofif﹣3.481*2.795Debtratio1.2331.1751.113ROE-0.55-0.329-0.484Size0.2330.5870.46Liquidratio0.4020.3920.449Assetturnover0.5430.5480.687PE0.0010.0010.001year99-0.022-0.179-0.01year000.1180.0850.307Cox&SnellR20.1270.0890.146NagelkerkeR20.1690.1190.194*代表在10%水平上顯著，**代表在5％水平上顯著。在模型二中，第二到第五大股東持股比例之和與自愿設(shè)立獨(dú)立董事顯著正相關(guān)，第一大股東持股比例之和與自愿設(shè)立獨(dú)立董事負(fù)相關(guān)但是不顯著，在模型三中，二者與自愿設(shè)立獨(dú)立董事之間的關(guān)系均不顯著。這與我們的假設(shè)二并不一致，說明了上市公司設(shè)立獨(dú)立董事并不一定從減輕代理成本這一角度出發(fā)，但是第二到第五大股東持股比例一定程度上對設(shè)立獨(dú)立董事產(chǎn)生了顯著的影響，這說明其他股權(quán)制衡力量有可能為了保護(hù)自身的利益從而就有積極設(shè)立獨(dú)立董事的意愿。在我國，“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象非常嚴(yán)重，這主要是在股市建立之初，，大部分上市公司由國有企業(yè)的一部分資產(chǎn)剝離改制而來，出于維持國有資產(chǎn)的主體地位的動機(jī)，第一大股東具有絕對控制地位（由描述性統(tǒng)計我們也可以得知），大股東與中小股東的代理問題非常嚴(yán)重。而上市公司第一大股東為了維護(hù)自身的利益，沒有積極建立健全公司治理的動機(jī)，從而引入獨(dú)立董事制度的動機(jī)也不強(qiáng)烈。四、經(jīng)濟(jì)后果的檢驗我們考察自愿設(shè)立獨(dú)立董事的經(jīng)濟(jì)后果主要從兩個角度進(jìn)行考察，即會計信息質(zhì)量和收益率。之所以從這兩個角度進(jìn)行考慮的原因在于，一般認(rèn)為獨(dú)立董事不僅具有監(jiān)督職能，而且具有專家職能我們認(rèn)為獨(dú)立董事設(shè)立當(dāng)年難以積極有效發(fā)揮作用，我們?nèi)≡O(shè)立后一年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，那么我們會采用2001年的數(shù)據(jù)，而2001年對于設(shè)立獨(dú)立董事已有明確要求，但是，我們認(rèn)為基于上述的道理，其在當(dāng)年發(fā)揮作用的可能性不大。。如果自愿設(shè)立獨(dú)立董事能夠積極發(fā)揮監(jiān)督職能，保護(hù)中小投資者的利益，財務(wù)會計信息作為緩解內(nèi)外部信息不對稱、保護(hù)中小投資者利益的一種手段，獨(dú)立董事的設(shè)立應(yīng)該能夠提高會計信息質(zhì)量。同理可見，如果獨(dú)立董事可以發(fā)揮專家職能的話，那么獨(dú)立董事對于提高上市公司的績效肯定有一定的促進(jìn)作用。由于盈余質(zhì)量是會計信息質(zhì)量的最為重要的組成部分，我們把盈余質(zhì)量作為會計信息質(zhì)量的替代變量，一般考慮盈余質(zhì)量主要應(yīng)用Jones模型或者DD模型，但是他們存在一些天然的弊端——難以真正解釋清楚到底哪些是正常的非經(jīng)常性應(yīng)計項目，因此本文采取較為簡單實用的分離衡量辦法，即利用︱主營業(yè)務(wù)利潤－經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量︱/總資產(chǎn)作為盈余質(zhì)量的代表，而衡量公司的績效我們主要采用會計指標(biāo)——總資產(chǎn)收益率ROA一般認(rèn)為會計指標(biāo)ROE成為監(jiān)管部門重要的考核指標(biāo)之一，其受到操縱的可能性較大，因此本文采用ROA衡量公司績效。，衡量自愿設(shè)立公司與配對樣本公司二者之間是否有顯著差別，本文采取較為簡單的T檢驗，意圖證明二者之間是否有顯著差別。檢驗結(jié)果我們認(rèn)為獨(dú)立董事設(shè)立當(dāng)年難以積極有效發(fā)揮作用，我們?nèi)≡O(shè)立后一年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，那么我們會采用2001年的數(shù)據(jù)，而2001年對于設(shè)立獨(dú)立董事已有明確要求，但是，我們認(rèn)為基于上述的道理，其在當(dāng)年發(fā)揮作用的可能性不大。一般認(rèn)為會計指標(biāo)ROE成為監(jiān)管部門重要的考核指標(biāo)之一，其受到操縱的可能性較大，因此本文采用ROA衡量公司績效。表6會計信息質(zhì)量T值檢驗公司分類均值標(biāo)準(zhǔn)差T值sig自愿設(shè)立公司.0894.0806.666.507配對樣本公司.0795.0554表7公司績效ROA的T值檢驗公司分類均值標(biāo)準(zhǔn)差T值sig自愿設(shè)立公司.0327.0409.456.650配對樣本公司.0361.0269從表6、表7我們可以看出，設(shè)立獨(dú)立董事的公司與配對公司在會計信息質(zhì)量與公司經(jīng)營績效上并無顯著差別，獨(dú)立董事的自愿設(shè)立沒有發(fā)揮監(jiān)督職能和專家職能，這與我們的假設(shè)三是一致的?？赡茉蚺c我國的公司治理制度環(huán)境有關(guān)。杜興強(qiáng)、周澤將（2007）通過案例分析說明：在我國現(xiàn)行一股獨(dú)大、控股股東與中小股東代理問題非常嚴(yán)重的情況下，獨(dú)立董事難以真正發(fā)揮作用，只不過是裝飾品罷了。 四、結(jié)論及政策建議本文通過對于上市公司自愿設(shè)立獨(dú)立董事這一事件的考察，從帕金森定律與代理理論兩個角度實證檢驗了自愿設(shè)立獨(dú)立董事的動因，結(jié)論顯示帕金森定律更具有解釋力。獨(dú)立董事的設(shè)立與董事會規(guī)模顯著正相關(guān)，同時獨(dú)立董事的設(shè)立并沒有提高會計信息質(zhì)量與公司的經(jīng)營績效。很多文獻(xiàn)（我們在第一部分已談到）獨(dú)立董事制度作為改進(jìn)公司治理保護(hù)中小投資者利益的重要制度安排，在2001年以后作為一種強(qiáng)制性安排，其作用往往難以發(fā)揮，本文通過對強(qiáng)制設(shè)立前獨(dú)立董事制度自愿設(shè)立這一段歷史背景的考察，表明其在自愿設(shè)立階段也沒有發(fā)揮作用，而僅僅是機(jī)構(gòu)膨脹的結(jié)果，這為我們理解強(qiáng)制性制度變遷以后獨(dú)立董事難以發(fā)揮作用奠定了一定的理論基礎(chǔ)。我們建議：如果讓獨(dú)立董事制度真正發(fā)揮作用，其一，獨(dú)立董事要保持真正的獨(dú)立性，其二，獨(dú)立董事要具有一定的專業(yè)知識，第三，獨(dú)立董事要建立維護(hù)自己的信譽(yù)市場機(jī)制。這樣才能為獨(dú)立董事發(fā)揮作用提供了前提，其作為一種公司治理的制度安排才能真正發(fā)揮監(jiān)督作用和提高經(jīng)營績效。參考文獻(xiàn)：BaysingerAndButler(1985),Corporate