董事會規(guī)模獨(dú)立董事與企業(yè)價值韓國上公司的實(shí)證分析

1、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事與企業(yè)價值：韓國上市公司的實(shí)證分析GAO ChuangCho Dong-sung(2004). p. 593., Liu Chang-cheng1 School of Business Administration, Liaoning University, P.R.China, 1100362 School of Business Administration, Liaoning University, P.R.China, 110036摘要:本研究利用在2004年韓國證券交易所(KSE:Korea Stock Exchange) ±市的454個企業(yè)來做實(shí)證分

2、析董事會規(guī)模和獨(dú)立董事比率對企業(yè)價值的影響。研究表明企業(yè)價值是隨董事會規(guī)模的增大而增加的正方向的關(guān)系。但是，獨(dú)立董事比率對企業(yè)價值并沒有顯著的影響。這樣的結(jié)果顯示，還沒有證據(jù)表明自1998年2月以來韓國企業(yè)采用的獨(dú)立董事制度發(fā)揮了重大作用。關(guān)鍵詞：董事會規(guī)模，獨(dú)立董事，企業(yè)價值，相關(guān)分析，OLS回歸Abstract: This paper, by using 454 firms listed at KSE(Korea Stock Exchange) in the year of 2004, investigates the relationship between the board size

3、, the percentage of outside directors and firm value in Korea. As a result, this paper finds out positive relationship between firm value and the board size. On the other hand, the percentage of outside directors has not significantly related with firm value. This result can be accepted as a proof t

4、hat outside director system has not been completely rooted in listed firms in Korea since the introduction of the system in February 1998.Keywords: Board Size, Outside Directors, Firm Value, Correlation Analysis, OLS Regression1導(dǎo)論Cho Dong-sung(2004)把“公司治理(Corporate Governance)”定義為"為了企業(yè)的成長與價值創(chuàng)造，

5、 規(guī)定和管理在多樣的利益相關(guān)者和企業(yè)之間的明示或 默示契約關(guān)系的機(jī)制(Mechanism)”。由于每個國家都有各自相異的歷史背景，所以各國的公司治理的側(cè)重 點(diǎn)也不盡相同。比如，日本與德國企業(yè)的公司治理重 視每個利益相關(guān)者的利益，兼顧經(jīng)營者和雇員的利益， 或者更重視后者，這種模式被稱作“利益相關(guān)者資本 主義(Stakeholder Capitalism)”。相反，美國與英國的公 司治理更加注重股東價值的最大化，并因此體現(xiàn)了 “股東資本主義(Shareholder Capitalism)的特征。另一方 面，韓國的公司治理到現(xiàn)在則發(fā)展形成了 “所有者經(jīng) 營”的觀點(diǎn)。1這主要是由于過去的韓國政府在選擇

6、 基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“我國上市公司終極股東控制問題研究”(項(xiàng)目號07BJY016)。管理企業(yè)的手段上選擇了所有者經(jīng)營”這種公司治理模式，但是卻沒有建立起來一個能夠充分且有效地控 制經(jīng)營者利己行為以及保護(hù)小股東和利益相關(guān)者的控 制體系(Control System)。這樣做的結(jié)果是，擁有企業(yè) 所有者和經(jīng)營者雙重身份的企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者利用相當(dāng)?shù)偷?個人或家族的持股以及子公司之間的交叉持股和相互 支付保證等方法來控制整個集團(tuán)(Conglomerate)。比如，為了集團(tuán)的繼承一直維持不法股份贈與的行為、 按集團(tuán)會長的私人意圖進(jìn)行的大規(guī)模投資行為以及為 了游說政客而積累秘密資金的行為等，以上都是無

7、視 絕大多數(shù)小股東利益的行為，充分暴露了韓國公司治 理的弊病。這樣的弊病從代理人理論的觀點(diǎn)來看，其根本原 因在于控制大企業(yè)經(jīng)營的股東(創(chuàng)立公司的人或者其 家族)在企業(yè)的經(jīng)營過程中只注重自己的私人利益， 而忽視全體股東的整體利益。所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的 現(xiàn)代企業(yè)用內(nèi)部治理和外部治理控制這樣的代理問 題，董事會作為公司內(nèi)部治理的核心，是股份公司經(jīng) 營業(yè)務(wù)的代表性決策機(jī)構(gòu)，同時又是具有監(jiān)督經(jīng)營者 業(yè)務(wù)執(zhí)行職能的常設(shè)機(jī)構(gòu)。為了進(jìn)一步改善韓國上市公司的治理模式，韓國 政府在1998年2月推行了獨(dú)立董事制度，以防止韓國在公司治理中出現(xiàn)的種種弊病。一些韓國研究者自從 采用獨(dú)立董事制度以后進(jìn)行了實(shí)證研究，希望從

8、中發(fā) 現(xiàn)獨(dú)立董事制度與企業(yè)價值之間的關(guān)系。并且，大部 分的實(shí)證研究得出企業(yè)價值與獨(dú)立董事比率之間有顯 著的正方向關(guān)系的結(jié)果。但是，令人不解的是， Yoon, Pyung-sik(2005)和 Park, Jong-il 等(2006)的研究卻得出 了與“獨(dú)立董事制度與企業(yè)價值之間存在著正(+)的相關(guān)關(guān)系”的理論預(yù)測不一致的結(jié)果。他們的研究結(jié)果 與“獨(dú)立董事制度會改善韓國企業(yè)董事會的垂直構(gòu)造、 賦予監(jiān)督功能、增加企業(yè)價值”這樣的理論上的解釋 相反，得出了兩個變量之間沒有顯著關(guān)系的結(jié)果。IMF在1998年2月10日指出，韓國大企業(yè)的董 事會擁有太多的董事，這導(dǎo)致在決策的制定過程中出 現(xiàn)很多的低效率

9、，所以該機(jī)構(gòu)勸告韓國大企業(yè)把董事 數(shù)額減少到10人以內(nèi)，以此作為改革公司治理的一個 內(nèi)容 Kim, Dal-hyun(2003). p.4.。 此外，Jensen(1993)和 Yermack(1996)等的一 些研究結(jié)果也表明，董事會規(guī)模與企業(yè)價值有一定的 影響。本研究的目的是根據(jù)新的數(shù)據(jù)，利用2004年的韓國上市公司的資料通過 OLS回歸方法重新考察董 事會規(guī)模、獨(dú)立董事比率與企業(yè)價值的關(guān)系。為了達(dá) 成這個目的，本文首先簡單介紹了韓國獨(dú)立董事制度 的發(fā)展歷程以及現(xiàn)實(shí)狀況，然后對研究董事會規(guī)模、 獨(dú)立董事制度與企業(yè)價值的關(guān)系的韓國內(nèi)外的相關(guān)文 獻(xiàn)進(jìn)行了系統(tǒng)的梳理，最后參考這些文獻(xiàn)的研究方法

10、與假設(shè)，利用回歸分析的方法顯示所得出的結(jié)果。2韓國獨(dú)立董事制度的相關(guān)問題簡介韓國政府和企業(yè)自從1997年申請IMF金融救濟(jì)之后，為了響應(yīng)IMF對韓國企業(yè)的公司治理改善的要 求采取了許多措施。IMF金融危機(jī)以后在企業(yè)，金融，勞動以及公共部門各種 改革開始了。企業(yè)部門的構(gòu)造調(diào)整分為財(cái)務(wù)構(gòu)造調(diào)整(Financial Restructuring),事業(yè)構(gòu)造調(diào)整(Business Restructuri ng),公司治理構(gòu)造調(diào)整(Governance Restructuring)等三 個方面。其中，公司治理改革包含允許敵意接管，利益相關(guān)者的監(jiān)督強(qiáng)化等外部制度整頓，以及確保透明的意思 決策體系的內(nèi)部制度等

11、。其中，公司治理改革的重點(diǎn)就 是董事會，而在1998年2月采用的獨(dú)立董事制度又是 董事會改革的重中之重。1999年，韓國證券交易所(KSE: Korea Stock Exchange)的“有價證券上市規(guī)定” 中首次引進(jìn)了上市公司獨(dú)立董事制度。其內(nèi)容是所有 的上市公司必須把選任至少1名以上，并且占董事總數(shù)1/4以上的獨(dú)立董事作為一個義務(wù)。不選任獨(dú)立董 事或者獨(dú)立董事人數(shù)沒達(dá)到這個規(guī)定的法人將被KSE公布為“管理對象企業(yè)(Administrative Issue) ”。2000年在修正“證券交易法”的時候，該法也引入了這樣 的規(guī)定，自此獨(dú)立董事制度正式進(jìn)入法律體系。同時，修正后的“證券交易法”還強(qiáng)

12、調(diào)，總資產(chǎn)規(guī)模在 2兆 韓幣以上的大型上市公司要選任占董事總數(shù)的 1/2且 至少3名以上的獨(dú)立董事。并且，大型企業(yè)中的“獨(dú) 立董事候補(bǔ)推薦委員會”的成員中必須要有1/2以上的獨(dú)立董事，同時，該“獨(dú)立董事候補(bǔ)推薦委員會” 有義務(wù)推薦小股東推薦的獨(dú)立董事。此外，在 2001 年3月修正的“證券交易法”規(guī)定，除總資產(chǎn)不到1,000 億韓幣的投機(jī)公司(Venture Company)以夕卜的 KOSDAQ(Korea Securities Dealers Automated Quotation)KOSDAQ 是在韓國1996年7月為了給不能在 KSE(Korea Stock Exchange)上市的投

13、機(jī)公司，中小企業(yè)提供直接金融 的機(jī)會設(shè)立的第二證券交易所。上市法人也要選任獨(dú)立董事。Kim, Moon-hyun, Baek, Je-seung(2005). p.212. 差的獨(dú)立董事制度，世界日報(bào)， 2006年1月27號在2003年修正的“證券交易法”規(guī)定，總資產(chǎn)在2兆韓幣以上的KOSDAQ上市企業(yè)也要選任占董事總數(shù)的1/2以上的獨(dú)立董事。但是，與當(dāng)初確保經(jīng)營透明性與提高小股東權(quán)利的宗旨不同，韓國的獨(dú)立董事被認(rèn)為并沒有起到當(dāng)初 所預(yù)期的重大作用。在韓國，獨(dú)立董事制度的目的是 確保經(jīng)營的透明性，但是由此也產(chǎn)生了許多相關(guān)問題。 首先，因?yàn)樨?cái)閥的“所有經(jīng)營者”選擇與自己有友好 的關(guān)系的人作為獨(dú)立

14、董事，因此獨(dú)立董事的監(jiān)督功能 就受到限制。其次，獨(dú)立董事不參加董事會，或者即 使參加也沒有提出建議，只起到表決機(jī)器的作用。63文獻(xiàn)回顧3.1董事會規(guī)模與企業(yè)價值關(guān)于董事會與企業(yè)價值之間的關(guān)系的相當(dāng)多的研 究集中到獨(dú)立董事。比較少的研究把董事會規(guī)模作為 影響企業(yè)價值的變量。Jensen(1993)主張如果構(gòu)成董事會的董事成員超過 7到8名，那么這個董事會就不具有有效性。他認(rèn)為， 大規(guī)模的董事會會使其協(xié)調(diào)、溝通(Communication)能力，以及決策速度降低，同時大規(guī)模的董事會也很容 易被 CEO 控制。Yermack(1996)根據(jù) 1984 年到 19991 年的452個大型美國企業(yè)的資料

15、，對Jensen的假設(shè)進(jìn) 行了實(shí)證分析，從中發(fā)現(xiàn)了大規(guī)模的董事會與低水平 的企業(yè)價值有正相關(guān)的結(jié)果。 Eisenberg等(1998)以芬 蘭的中小規(guī)模企業(yè)為對象得到一樣的結(jié)果。 Mak等 (2002)以與美國董事會構(gòu)造不一樣的兩個東南亞國家 為對象，證明董事會規(guī)模和企業(yè)價值之間存在著負(fù)的 相關(guān)關(guān)系。根據(jù) 1999年到2000年的271個馬來西亞 企業(yè)和279個新加坡企業(yè)所作的回歸分析的結(jié)果發(fā) 現(xiàn)，Tobin 's q值在董事總數(shù)為 5名的情況下達(dá)到最高， 而在超過 5名以上時呈減少的趨勢。此外， Yoon, Pyung-sik(2005)分析了從 1998年到2000年的韓國上 市企

16、業(yè)的 panel資料，從中得出董事會規(guī)模越少， Tobin's q值越高的實(shí)證分析結(jié)果。Kim, Dal-hyun(2003)利用Probit模型發(fā)現(xiàn)，韓國企業(yè)最佳的董事會規(guī)模為 7-10名。Park, Jong-il等(2006)的研究里面的不一樣的 模型得出董事會規(guī)模與企業(yè)價值不一致的結(jié)果。即， 董事會規(guī)模與同期的Tobin's q值顯示顯著的負(fù)面的關(guān)系。但是，董事會規(guī)模對下一年的Tobin's q值沒有顯著的影響。3.2獨(dú)立董事與企業(yè)價值關(guān)于獨(dú)立董事活動與企業(yè)價值關(guān)系的研究，正面 或者負(fù)面的見解都存在。懷疑獨(dú)立董事的監(jiān)督作用的 研究，主要是從董事不能完全確保其獨(dú)立

17、性和企業(yè)信 息不對稱的角度來說明獨(dú)立董事所受到的限制。相反,更多的研究主張，獨(dú)立董事能夠確保其獨(dú)立性、能夠 起到監(jiān)督經(jīng)營者的作用，并且能夠給予董事會專業(yè)咨 詢，所以獨(dú)立董事會給企業(yè)價值帶來正面的影響。3.2.1承認(rèn)獨(dú)立董事的正面作用的研究Fama等(1983)主張，獨(dú)立董事由于渴望得到專家名聲，所以能起到監(jiān)督作用。Rosenstein等(1990,1997)發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事的任命會引起正(+)的股價反應(yīng)的事實(shí)。他們的結(jié)果表明，信息公布的前后兩天的平均 收益率的正差額超過0.22%。Kaplan等(1990)通過實(shí)證分析，得出企業(yè)績效優(yōu)秀的企業(yè)的經(jīng)營者會成為其 他企業(yè)的獨(dú)立董事的概率很高的結(jié)論。P

18、ark, KyungSuh等(2003)的實(shí)證分析結(jié)果表明，獨(dú)立董事比率與企業(yè)價值存在正(+)的相關(guān)關(guān)系。同時，他們認(rèn)為獨(dú) 立董事中獨(dú)立性強(qiáng)的教授比重越高，企業(yè)價值也越大。Kim , Dal-hyun (2003)以 1993 年到 2002 年的 10 年 當(dāng)中的231個上市公司為對象，分析了韓國上市公司 的董事會構(gòu)造與獨(dú)立董事現(xiàn)狀，以及獨(dú)立董事與企業(yè) 價值的影響。其結(jié)果支持了獨(dú)立董事與企業(yè)價值呈正 (+)的關(guān)系的論斷。Hwang, Lee-seok等(2005)根據(jù)“韓國企業(yè)公司治理改善支援中心”(這個組織是屬于韓國證券交易所的一個非贏利團(tuán)體)每年實(shí)行的關(guān)于 公司治理問題的調(diào)查的內(nèi)容所做的

19、實(shí)證分析表明，具 有越好公司治理模式的企業(yè)樣本的Tobin's q值和股利越高。他們同時發(fā)現(xiàn)了與獨(dú)立董事有關(guān)的變量，即董 事會構(gòu)造與Tobin's q值之間的正(+)的相關(guān)關(guān)系。3.2.2主張獨(dú)立董事作用的限制性的研究Hermalin等(1991)通過對董事會構(gòu)造與企業(yè)價值 的實(shí)證分析，研究了獨(dú)立董事比率、首席執(zhí)行官激勵 性報(bào)酬(incentive)與Tobin's q值之間的關(guān)系。其結(jié)果 并沒有顯示出董事會的構(gòu)造與企業(yè)價值之間存在某種 關(guān)系。他們認(rèn)為內(nèi)部董事相對于獨(dú)立董事具有很多優(yōu) 勢：內(nèi)部董事持續(xù)地參與到企業(yè)的經(jīng)營活動或者決策 過程當(dāng)中，每天把與公司經(jīng)營有關(guān)的信息和

20、忠告轉(zhuǎn)告 給首席執(zhí)行官。此外，獨(dú)立董事的存在在減少代理人 費(fèi)用方面沒有起到很大的作用，雖然被獨(dú)立董事控制 的董事會在一定程度上減少了代理人費(fèi)用，但很難利 用企業(yè)價值與董事會構(gòu)造之間的回歸分析發(fā)現(xiàn)其相關(guān) 性。但是，他們的研究驗(yàn)證了首席執(zhí)行官持股率與企 業(yè)價值之間的正的相關(guān)關(guān)系。Zahra(1996)在利用127個Fortune500企業(yè)的樣本來進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，董事會 內(nèi)獨(dú)立董事數(shù)與企業(yè)的企業(yè)家行為之間存在負(fù)的相關(guān) 關(guān)系，但是，這樣的負(fù)關(guān)系在獨(dú)立董事持股的情況下 會相應(yīng)降低。這樣的結(jié)果顯示了給予獨(dú)立董事股份的 必要性。Lim, Sang-hyuk(2001)在以2000年韓國證券 交易所上市公司為

21、樣本進(jìn)行的分析結(jié)果也表明，獨(dú)立 董事比率與企業(yè)價值之間存在負(fù)的相關(guān)關(guān)系。并且， 董事會規(guī)模越大，企業(yè)價值也越高。Yoon, Pyung-sik(2005)分析了從 1998年到2000年的韓國上 市企業(yè)，并且得出了董事會規(guī)模越小，其 Tobin's q值 越高的實(shí)證分析結(jié)果。但是，獨(dú)立董事的比率跟企業(yè) 價值并沒有顯著的關(guān)系。他認(rèn)為，這種結(jié)果的出現(xiàn)主 要是由于該相關(guān)性分析所選取樣本的期間太短，或者 韓國的獨(dú)立董事在增加企業(yè)價值方面沒有起到重要的 作用。Park, Jong-il等(2006)提出以前的一些研究沒有 考慮到獨(dú)立董事比率和企業(yè)規(guī)模之間的多重共線性問 題。他們主張他們的研究也發(fā)

22、現(xiàn)這些變量之間多重共 線性的問題。他們發(fā)現(xiàn)除去企業(yè)規(guī)模變量之后，獨(dú)立 董事比率和Tobin 's q值之間存在過的顯著的正關(guān)系消 滅的現(xiàn)象。4假設(shè)設(shè)定與研究方法4.1假設(shè)設(shè)定假設(shè)1:董事會規(guī)模對企業(yè)價值有負(fù)(-)方向的影響。第一個假設(shè)為了看董事會規(guī)模對企業(yè)價值的影響，設(shè)定“董事會規(guī)模對企業(yè)價值有負(fù) (-)方向的影響”。 這個假設(shè)反映跟在 Jensen(1993),Yermack(1996)等的研 究可以看到一樣多數(shù)研究的結(jié)果。假設(shè)2:獨(dú)立董事比率對企業(yè)價值有正(+)方向的影響。第二個假設(shè)，雖然獨(dú)立董事比率跟企業(yè)價值沒有 任何關(guān)系或者存在負(fù)的影響的結(jié)果，但是，更多實(shí)證 研究和理論顯示因?yàn)?/p>

23、獨(dú)立董事監(jiān)督經(jīng)營者的獨(dú)斷以及 增加董事會內(nèi)的專業(yè)性，所以提高企業(yè)價值的結(jié)果。為了檢驗(yàn)上面的兩個假設(shè)，本研究選定下面的回歸模型。企業(yè)價值=a + 3 1董事會規(guī)模+ 3 2超過法定比率 的獨(dú)立董事比率+ 3 3Ln總資產(chǎn)+ 3 4 大股東持股率+6 5外國人持股率+ 3 6R&D比率+ 3 7杠桿率+ 3 8自有資本 營業(yè)利益率+ 3 9企業(yè)設(shè)立年數(shù)+ 3 10 產(chǎn)業(yè)虛擬(Dummy)+ ?(1)4.2樣本本研究以2004年12月31號在韓國證券交易所 上市的454個公司為對象。在韓國證券交易所上市的 720個公司當(dāng)中，除去符合下面條件的企業(yè)之后得到 了 457個符合本研究的樣本，其中3

24、個企業(yè)因被判斷為 異常值，而將之去掉，因此，最后樣本被定為454個企業(yè)。a. 會計(jì)結(jié)算為12月末以外的企業(yè)b. 屬于金融，銀行產(chǎn)業(yè)的企業(yè)c. 屬于管理對象企業(yè)的企業(yè)d. 外部審計(jì)報(bào)告不合格的企業(yè)e. 搜集不到財(cái)務(wù)資料，商情報(bào)告等企業(yè)資料的企 業(yè)樣本的資料從以下幾個來源得到。首先，董事會大股東持股率，R&D比率等資 院”的網(wǎng)絡(luò)公開體系 ）的各個企業(yè)的事業(yè)報(bào)告書得 總資產(chǎn)，外國人持股率， 其他規(guī)模，獨(dú)立董事比率， 料從“金融監(jiān)督資料從 fndataguide,7 8最后通過計(jì)算從Tobin's q等本研究需（http:www.dart.fss.or.kr 到的。杠桿率等財(cái)務(wù)比率，

25、企業(yè)設(shè)立年數(shù)等 （ ）收集 fndataguide得到的財(cái)務(wù)資料得到 要的指標(biāo)。下面的 Tab.1是所研究企業(yè)的產(chǎn)業(yè)類別分 布。Tab.1樣本企業(yè)的產(chǎn)業(yè)類別分布產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)（個）比重（%）經(jīng)期有關(guān)消費(fèi)材9821 . 59經(jīng)期非有關(guān)的消費(fèi)材398. 59產(chǎn)業(yè)才11224 . 67Utility102. 20索材12727 . 97信息技術(shù)419. 03醫(yī)療275. 95總計(jì)454100注：這樣的產(chǎn)業(yè)分類大體上按 fnguide的領(lǐng)域分類的方法 分開的。但是，因?yàn)樵谕ㄓ崳?個企業(yè)），能源（3個企業(yè)） 等兩個產(chǎn)業(yè)里面的企業(yè)數(shù)不夠，本研究調(diào)整如下：1）通訊7信息技術(shù)，2）能源7素材。4.3變量被解釋變量

26、（Dependent Variable）本研究的被解釋變量是企業(yè)價值。各個學(xué)家使用 的企業(yè)價值的測定手段不一樣。但是，多數(shù)的研究采 用的Tobin's q被評價為理論上最接近經(jīng)濟(jì)效率性概 念的測定手段。所以本研究的企業(yè)價值也用下面的公 式來算Tobin's q值使用。8Tobins q=（普通股數(shù)*市場價值）+（優(yōu)先股數(shù)*市場價值）+流動負(fù)債+固定負(fù)債/總資產(chǎn)X 100（2）解釋變量（Independent Variable）本研究作為解析變量利用1）董事會規(guī)模（董事總數(shù)），2）超過法定獨(dú)立董事比率（獨(dú)立董事數(shù)/董事總數(shù)-法定獨(dú)立董事比率）。在測定董事總數(shù)的時候， 沒登記董事、

27、監(jiān)事等韓國商法上不算董事的人都沒有包含在內(nèi)。本研究作為獨(dú)立董事的作用變量采用超過 韓國證券交易法上的法定比率的部分。這是因?yàn)楸狙?究試圖研究僅僅滿足法定獨(dú)立董事比率的企業(yè)和由超 過法定比率獨(dú)立董事構(gòu)成董事會的企業(yè)。還有，這樣 的變量選擇能夠解釋總資產(chǎn)2兆韓幣以上的企業(yè)因?yàn)榉ǘū嚷蕿?0%，獨(dú)立董事比率自然的提高的現(xiàn)象。作為控制變量，包含現(xiàn)有研究報(bào)告發(fā)現(xiàn)的對企業(yè)價值有影響的指標(biāo) 1）企業(yè)規(guī)模（ln總資產(chǎn)），2）大股 東持股率（第一股東以及特殊關(guān)系人，系列企業(yè)等的 持股率的總計(jì)），3）外國人持股率，4） R&D比率，5） 杠桿率，6）自有資本營業(yè)利益率，7）企業(yè)設(shè)立年數(shù) 8） 產(chǎn)業(yè)虛擬變量

28、等變量。這些變量都以2004年12月31 日為基準(zhǔn)日得到的。另外，為了控制產(chǎn)業(yè)的差異所引 起的各個企業(yè)的差異現(xiàn)象，添加了產(chǎn)業(yè)虛擬變量。以 上的變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見下面的Tab.2。Tab.2變量的描述統(tǒng)計(jì)量變量企業(yè)數(shù)最小值最大值平均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差Tobins q4540.2677632.3731'10.80439055.31508217董事總數(shù)4543196.182.32獨(dú)立董事比璋:45400.70.319701：36.10122119超過法定獨(dú)弋董事比率'454-0.250.41674.492E-027.197E-02In總資產(chǎn)45423.1631.4126.31721.4310

29、大股東持股璋:4543.2292.740.04887715.533427外國人持股璋:454092.9712.02279717.4649C6R&D比率454024.41.25082.1626杠桿率4543.21645.1698.27623380.809171自有資本營義 收益率454-64.9991.9811.965515.1241企業(yè)設(shè)立年熨:45418534.0513.99注：獨(dú)立董事比率沒有達(dá)到法定比率的企業(yè)為四個。其中兩個企業(yè)因?yàn)樵?004年新上市的企業(yè)而沒有獨(dú)立董事比率 的限制。還有兩個企業(yè)因?yàn)楠?dú)立董事在2004年12月之前辭職導(dǎo)致的。從Tab.2可以看出來董事總數(shù)與1998

30、年相比減少了。本研究因?yàn)闀r間不足，沒有調(diào)查2004年之前的董 事會的構(gòu)成情況。與Kim, Dal-hyun（2003）的研究和Yoon, Pyung-sik（2005）的研究當(dāng)中的結(jié)果相比，我們可 以看得出董事總數(shù)減少了，但是，獨(dú)立董事比率從1998年以來呈增加的趨勢：從 1998年董事的平均數(shù)0.09到2004年的0.32。Kim, Dal-hyun（2003）的研究里面的 2000年-2002年的研究結(jié)果顯示平均數(shù)也為0.32。所以可以說從2000年以來獨(dú)立董事比率的變化不大。這是因?yàn)闆]有出現(xiàn)重大與獨(dú)立董事有關(guān)的政策上的變化 也有可能是因?yàn)闃颖静町惖膯栴}。5實(shí)證分析5.1相關(guān)分析為了進(jìn)行回

31、歸分析，本研究采用 SPSS 10.0來分 析。做回歸分析之前，為了檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)關(guān)系， 進(jìn)行 Pearson 相關(guān)分析 (Pearson Correlation Analysis)。 分析結(jié)果顯示 Tobin's q和本研究采用的所有的變量(除了超過法定獨(dú)立董事比率之外)之間存在相當(dāng)高 的相關(guān)關(guān)系。因?yàn)榭傎Y產(chǎn)和董事總數(shù)之間，總資產(chǎn)和 獨(dú)立董事比率之間的相關(guān)系數(shù)等與0.499和0.578 ,這兩個變量之間被推測存在多重共線性。但是， 5各回 歸模型的VIF(Variation Inflation Factor)分析結(jié)果沒有 發(fā)現(xiàn)變量之間 VIF數(shù)值大于10,還有檢查 Conditi

32、on Index的結(jié)果也沒有發(fā)現(xiàn)多重共線性的可能性。這個 事實(shí)意味著解釋變量之間沒有可懷疑多重共線性的變 量。Tab.3解釋變量之間的 Pearson相關(guān)分析Tobin q董事總數(shù)獨(dú)立i事比z5 乾董 比率蟲Ln大股:持股修卦國,靜股修煨&D阿匕率杠桿;自己;缽營:利益;角設(shè)直 k 盧數(shù)Tobis c系數(shù)S.1.0董事總數(shù)系數(shù)S.298.000a1.0n立董' 比率慌數(shù)S.264.00(a275).000a1.0超過獨(dú)1董世j濠數(shù)案S.068.147.010.834.675.00Ca1.0Ln總資產(chǎn)系數(shù)S.379.652a499.000a578.000a095.043b 1.0

33、大股東持股孝系數(shù)S.-.193.000a139.003a206.000a.06：.1813-.167.000'a 1.0外國人持股孝系數(shù)S.496.000a401 .000a264.000=-.04：.3732.517.000a.122.009!a 1.0R&D比率系數(shù)S.286.000a.040.390.132.005a180.022b.044.354-.116.014b.07.1203 1.0杠桿孝系數(shù)S.251.000=00031071.022).216.000a.238.000-a101.031b.07：.120J 1.0自有資"業(yè)利

34、率沐數(shù)S.412.000a206.000a184.000=-.01.817356:.0001-.05;.2652.281.000E-.01J.7475.298.000a 1.0設(shè)立年數(shù)系數(shù)S.-.148.002a194.000a.014.767-.04.3157.140.003a.145.002ia.00.923108,.0721064.172-.05：.2681.0注：a表示在0.01的水平顯著的。 B表示在0.05的水平顯 著的。產(chǎn)業(yè)的虛擬變量的系數(shù)沒有在表中顯示。個變量。模型4和5是在包括董事總數(shù)的情況下， 又分別添加獨(dú)立董事比率和超過法定獨(dú)立董事比率這 兩個變量來分析的。包括獨(dú)立董事比

35、率的模型(模型 3和模型5)，為了控制法定獨(dú)立董事比率的變化，添加總資產(chǎn)2兆虛擬變量。所有的模型大體上顯示修正后 R-squared在0.5以上，因此具有很好的擬合度。而且， 控制變量的符號和顯著性也跟預(yù)期一致。回歸結(jié)果顯示除了超過法定獨(dú)立董事比率、ln總資產(chǎn)、大股東持股率等三個變量以外，本研究采用的 所有的變量都具有顯著性的結(jié)果。尤其是外國人持股 率對企業(yè)價值有顯著的影響。這個事實(shí)證明外國投資 者的行為對韓國企業(yè)的監(jiān)督和監(jiān)視作用。其他變量的 符號都跟之前的研究結(jié)果一樣。雖然大股東的持股率 沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但是其符號跟以前的研究是一 致的。對兩個解析變量來說，第一，本研究在包括董 事總數(shù)的

36、所有的模型里面發(fā)現(xiàn)董事總數(shù)對企業(yè)價值具 有顯著(a =0.05的水平)的影響。這樣的結(jié)果不僅 與Yoon, Pyung-sik(2005)的研究結(jié)果相反，而且與Park, Jong-il等(2006)的研究結(jié)果也不一樣。第二，本研究 沒有發(fā)現(xiàn)在韓國的上市公司當(dāng)中獨(dú)立董事比率對企業(yè) 價值有顯著(a =0.01的水平)的影響。不管采用獨(dú) 立董事比率還是超過法定獨(dú)立董事比率的模型，結(jié)果 都不顯著。顯然這與支持獨(dú)立董事作用的許多在韓國 國內(nèi)的研究結(jié)果是相反的，但是跟 Yoon, Pyung-sik(2005), Park, Jong-il 等(2006)的研究得到的 結(jié)果是一致的。為了查看Park,

37、Jong-il(2006)提出的問題(除去企業(yè)規(guī)模變量之后，獨(dú)立董事比率變量的系數(shù)變成不顯著的現(xiàn)象 ),本研 究做了除去企業(yè)規(guī)模變量之后的回歸分析。但是，本模型采用的所有的變量的系數(shù)沒有有意義的變化。筆者推測這樣的結(jié)果說明雖然韓國上 市公司的獨(dú)立董事比率增加了，但實(shí)質(zhì)上獨(dú)立董事在 所有經(jīng)營者的影響下并沒有發(fā)揮出自己應(yīng)有的作用。6結(jié)論本研究目的是為了檢驗(yàn)韓國董事會規(guī)模與獨(dú)立 董事制度對企業(yè)價值的影響，以2004年韓國證券交易所上市的454個企業(yè)為樣本來進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié) 果發(fā)現(xiàn)：第一，隨著董事會規(guī)模的擴(kuò)大，企業(yè)價值也會 隨之增加。不顧Jensen(1993)等提出的大規(guī)模董事會的一些弱點(diǎn)，這個

38、結(jié)果說明存在一定規(guī)模的董事會，會提高企業(yè)價值。第二，到 2004年為止，獨(dú)立董事比 率對企業(yè)價值沒有顯著的影響。Tab.4 OLS回歸分析結(jié)果模型1模型2模型3模型4模型5董事總數(shù)1.379E-02544)*(2.1.388E-02558)*(I2383E-02547)*5.2回歸分析下面的Tab.4顯示OLS回歸分析的結(jié)果。模型 1至慢型3在模型內(nèi)分別只包含董事總數(shù)，獨(dú)立董 事比率，超過法定獨(dú)立董事比率三個變量當(dāng)中的一獨(dú)立董事比罷13.761E-02441)(0.6.946E-02456)超過獨(dú)立董事比率0.105(0.693)0.113 (0.753)Log總資產(chǎn)8.545E-0(0.85

39、8)31.520E-0(1.573)21.735E-0(1.426)27.518E-0(0.747)31.002E-0(0.806)大股東持股罷-7.153E-0(-0.972)47.805E-0(-1.053)47.898E-0(-1.059)46.862E-0(-0.931)I-46.987E-C(-0.942)外國人持股罷,6.636E-0(8.668)*37.066E-0(9.318)*37.071E-0(9.276)*36.682E-0(8.696)*36.688E-0(8.659)*R&D比率2.655E-0 (4.710)*22.691E-0(4.719)*22.708E

40、-0(4.736)*22.607E-0(4.592)*22.626E-0(4.616)*杠桿率9.973E-0 (6.563)*49.753E-0(6.359)*49.817E-0(6.355)*49.882E-0(6.479)*49.955E-0(6.481)*自有資本 營業(yè)利益率4.233E-0 (5.282)*34.353E-0(5.386)*34.330E-0(5.344)*34.275E-0(5.319)*34.249E-0(5.272)*設(shè)立年數(shù)-3.804E-C (-4.702)*33.417E-0 (-4.226)*33.452E-0 (-4.253)*33.742E-0 (-

41、4.600)*)33.781E-0(-4.628)*產(chǎn)業(yè)虛擬包含包含包含包含包含總資產(chǎn)2兆虛丸包含包含Adj. R-squared 0.5040.4970.4960.5030.502樣本數(shù)4544544544544542432433(0.注：解析變量為Tobin's q。()里面的數(shù)據(jù)為t值。*表示在0.01的水平顯著的。*表示在0.05的水平顯著的本文雖然得到了一些有意義的結(jié)果，但仍然存在有待改進(jìn)的地方。首先，從董事會做決策，到?jīng)Q策的實(shí)施及最后取得效果，這很可能需要一段時間。因此，以 后的模型要采取考慮Lag變量的回歸模型。其次，在測定獨(dú)立董事的作用的時候也需要增加除了本研究采 用的

42、獨(dú)立董事比率、超過法定獨(dú)立董事比率以外的其 他變量。因?yàn)橛幸恍╉n國企業(yè)的獨(dú)立董事參與董事會 的程度很低，此外，有一些獨(dú)立董事即使參加了董事 會也沒有表達(dá)自己的意見。如果這樣，那么本研究采 用的獨(dú)立董事比率作為測定獨(dú)立董事在公司發(fā)揮的作 用意義就不那么大了。所以，董事會的開會次數(shù)，獨(dú) 立董事參與董事會的程度，獨(dú)立董事在董事會上提出 自己的意見情況，以及意見被采納情況等因素都應(yīng)該 被考慮進(jìn)來。參考文獻(xiàn)1 李維安，李建標(biāo)，張俊喜編(2006).公司治理理論精要第二屆公司治理國際研討會論文集.機(jī)戒工業(yè)出版社.2 寧向東(2005).公司治理理論，第一版.中國發(fā)展出版社.3 Damodar N. Guj

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