組織冗余和獨立董事制度依賴

摘要：委托代理理論認為由于所有權和經營權的分離，組織冗余會被代理人利用從而激發代理成本，并對外部監督產生正向依賴。以中國的上市公司為研究對象，本文考察了在最終控制人類型的約束條件下組織冗余和獨立董事之間的依賴關系。國有公司的冗余不論和獨立董事的比例還是行業專長背景都呈負相關關系，只有在非國有的上市公司中組織冗余對獨立董事的行業監督表現出正向依賴的特性。這些結果表明基于組織冗余的角度，獨立董事的制度安排受到所有權類型的顯著影響。

關鍵詞：組織冗余；獨立董事；行業專長

中圖分類號：F121.26文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2007（02）-0078-06

一、引言

組織學家通常認為冗余是確保組織長期生存的必要條件(Cyert和March， 1963) ［1］，而在公司治理的視角下，代理理論則認為冗余會滋生低效，抑制了風險取向，是代理問題的來源之一(Jensen和Meckling 1976；Fama， 1980) ［2-3］。根據這一分析，本文考察中國的上市公司是否會針對冗余設計監督型的治理機制。中國資本市場自2002年起強制執行獨立董事制度，這就給本文提供了一個考察組織冗余和獨立董事制度安排之間關系的研究機會。以A股上市公司為樣本的實證檢驗表明，公司最終控制人類別顯著削弱了冗余和獨立董事比例的關系，從而體現與代理理論相反的負向依賴，冗余和獨立董事行業監督力的正相關關系也僅僅存在于非國有的公司之中。這些結果表明基于組織冗余的角度，獨立董事的制度安排受到所有權類型的顯著影響。本研究試圖將組織冗余拓展到公司治理領域，在非組織視角下剖析組織冗余，研究結果則有助于理解現代企業制度在中國的本土化過程。

二、組織冗余和獨立董事依賴的分析框架

(一)組織冗余、獨立董事職能和制度依賴

Bourreois(1981) ［4］認為組織冗余是一種現存或者潛在的緩沖資源，可以供組織使用以應對于內部的調整壓力和外部的政策變化壓力，或者供組織開始因外部環境而導致的戰略變革。這一概念同時揭示，冗余可以作為維護組織完整的誘因；也可以解決因資源稀缺導致的沖突；還可以在環境變化時給公司提供核心技術；或者供企業采取新的戰略如開發新產品和進入新市場；從而，適度的冗余對于組織的成功是有益的(Cyert和March 1963; Thompson 1967; Tan和Peng 2003) ［1，5，6］。

代理理論同樣承認冗余的有用性，但其角度不同。現代公司所有權和經營權分離，代理人因其個人自利性而可能利用冗余這樣一種“閑置”的資源來實現個人目標，不論是權力、金錢還是聲譽，都可能損害委托人的利益(Jensen和Meckling 1976；Fama， 1980) ［2-3］。這就將冗余和公司契約的效率損失聯系起來。因此在兩權分離和信息不對稱下，通過安排治理機制來保證契約的有效性是必須的，而引入獨立的外部董事就是常見的一種。Fama和Jensen(1983) ［7］指出，獨立外部董事被授權以選擇、監督、考核、和獎懲公司的管理層，通過減輕管理層和股東之間的利益沖突來維護公司的效益。在聲譽機制約束下，和公司沒有關聯的外部董事因其更高的客觀性更能有效地行使監督職能，從而降低現代公司制企業所面臨的代理成本。根據這一分析，如果冗余和代理成本是正相關的，那么為了保障契約的有效性就可能要求公司針對冗余設計監督性更強的董事會，引入更多的獨立董事，我們將對這一預判在中國特殊的制度環境中予以分析和檢驗。

(二)中國制度背景下的分析框架

中國上市公司的冗余具有其自身的特點。絕大多數中國的上市公司是由國有企業轉變而來，轉型經濟中計劃經濟體制具有路徑依賴的特性，這種制度剛性使得這些公司面臨一系列與美英等成熟市場的公司截然不同的經營問題。其一，計劃經濟下政府對國有企業預算軟約束，使其注重產品數量而非財務績效，企業也具有動機儲藏包括原材料和人力資源在內的冗余來應付帶有行政色彩的績效任務(Tan和Peng， 2003) ［6］，就市場競爭的效率而言，這些冗余是低效的。其二，一股獨大和薪酬管制問題，仍然限制著公司契約的約束和激勵效率，由此產生內部人控制和在職消費，放大了代理成本 (何浚1998；陳冬華等 2005) ［8-9］。

在治理觀下，潛在道德風險和治理機制監督能力正相關，比如Bushman等(2004) ［10］發現為了應付代理人因業務復雜而增強的從公司資源獲取個人利益的能力，多元化程度高的公司聘請了更多的外部董事，以及更多的具備行業專長的外部董事。如果公司治理結構的漸進改良速度不能適應產品市場和財務市場的發展，就會出現諸如強制引入獨立董事的機制予以彌補，在這一過程中，需要對冗余進行監督的公司可能作出兩方面的舉動，一是安排更高獨立性的董事會，二是引入更高監督力的獨立董事，如具備行業專長的獨立董事。因此，我們的分析框架關注于兩個主要問題，一是冗余是否影響獨立董事的引入比例，二是冗余存量是否影響受聘獨立董事的背景。

公司對獨立董事的需求會受到現有制度安排的影響，如趙子夜(2005) ［11］探討了公司對內部董事和獨立董事治理依賴的相機抉擇性，在不同的制度環境中，公司對獨立董事的依賴是一種擇優的均衡結果。因此，為了完善組織冗余和獨立董事制度依賴的分析框架，我們還將中國上市公司特殊的最終控制人類型予以納入。劉芍佳等(2003) ［12］利用終極產權論對中國上市公司的控股主體進行分類，發現國家直接或者間接控制了84%的上市公司，并且在國家掌控的上市公司中，代理效率損失最低的控制模式為國家間接控股、同行同專業的公司控股和整體上市。是否國家控股之所以重要，是因為政府參與能夠顯著弱化公司的市場化行為，從而可能削弱冗余和外部監督的關系，即國有型的最終控制人可能會削弱冗余對獨立董事的正向依賴。

關于冗余對組織的影響，組織學家首先關注于冗余與公司戰略行為的關系，Geiger和Cashen(2002) ［13］發現可用(available)冗余和可恢復(recoverable)冗余均與公司創新度呈倒U型關系，潛在(potential)冗余則會阻礙公司創新。其次，Cheng和Kesner(1997) ［14］探討了冗余對組織的環境敏感性的影響，檢驗結果表明冗余和組織的環境敏感性呈分段關系。當公司的資源配置偏向于外部市場的效率，則冗余有助于環境敏感性，反之，在偏向內部效率的公司中，冗余有損于環境敏感性。最后，中國企業中冗余的績效后果也受到了關注，Tang和Peng(2003) ［6］發現在國有非上市的企業中，冗余對績效的影響是相機抉擇式的，非吸入(unabsorbed)冗余具有正面的績效后果，吸入冗余的績效后果則相反。此外，蔣春燕和趙曙明(2004) ［15］以中國上市公司為樣本進行了時間序列分析，結果表明冗余和績效呈三階段關系，在不同的成長階段各不相同。本文從冗余的道德風險傾向出發，分析冗余對獨立董事制度的依賴影響。

三、研究設計

(一)模型與變量設計

為考察組織冗余對獨立董事比例和背景的影響，我們設計下列模型予以檢驗

Model a：COMP=f (SLACK，Control Variables)

Model b：COMP=f (SLACK，STATE，STATE×SLACK，Control Variables)

Model c：INEXP=f (SLACK，Control Variables)

Model d：INEXP=f (SLACK，STATE，STATE×SLACK，Control Variables)

Model a考察組織冗余對獨立董事占董事會成員比例COMP的影響。SLACK為組織冗余，關于該變量的設計，我們借鑒相關的文獻采取了三類冗余指標體系。首先用流動比率即流動資產與流動負債的比值刻畫可用冗余，該財務比率刻畫了公司尚未開發但已可用資源的程度；其次用管理費用占銷售收入的比例刻畫可恢復冗余，這些以日常開銷科目為主的費用反映了植入產品的“超額”成本，但是在未來財務困難之時可以“轉回”；最后，以所有者權益對負債的比值刻畫潛在冗余，該指標越高，公司獲得潛在的低息債務資源的能力越強。 (Bourgeois和Singh 1983; Bromiley 1991; Cheng和Kesner 1997) ［16，17，14］ ，我們借鑒蔣春燕和趙曙明 (2004) ［15］的做法，取三者的均值刻畫中國上市公司的組織冗余。如果入代理理論所預期，SLACK的估計系數應該為正顯著，也就是冗余對獨立董事產生正面的依賴。

至于控制變量（Control Variables），我們作了如下設定。BC5為股權制衡變量，以第一大股東和后四大股東的持股比例差異來刻畫。PER為公司績效，我們取經行業中位數調整的總資產凈利潤率來刻畫，行業分類采用證監會的13類分類標準，總資產為本年末和上年末總資產的均值。我們控制該變量是因為Barnhart和Rosenstein(1998) ［18］認為外部董事比例是內生的，公司績效和外部董事比例是相互影響的，王躍堂等(2006) ［19］在公司績效和獨立董事比例的聯立方程中發現當期業績好的公司聘請了更多的獨立董事。STATE為公司的最終控制人類型，當為國有股取1，否則為0①。IPO為首次發行股票變量，當公司為首次發行股票取1，否則為0。在監管部門對獨立董事的重視和股權融資審批制度的雙重作用下，首次發行股票的公司可能有較強的動機聘請更多的獨立董事，以迎合監管部門的審批偏好，我們預期首次發行股票的上市公司具有更強的動機聘請獨立董事。UNPAY 為董事會中不在本公司領薪的董事比例，不領薪的董事一般由政府部門或者控股股東任命，暗示了大股東對公司控制權的注重，如果控制權是具有私人收益的，那么該指標越高的公司對獨立董事的需求也會顯著低于其他公司，我們預期該變量和獨立董事比例負相關。最后，SIZE為公司規模變量，我們用公司總資產的自然對數予以刻畫，我們預期大公司會聘請更多的獨立董事。

［注：①上市公司最終控制人類型來自年報披露，中央部級單位、行業總公司、地方政府、國資局和國有獨資或控股企業可均視為國有，非國有則包括鄉鎮集體企業、學校或改制后的事業單位、外企以及以個人。］

Model b在Model a的基礎上進一步考察最終控制人類型是否會影響冗余和獨立董事比例的關系，我們預期STATE和SLACK的交互變量的估計系數負顯著。Model c考察冗余和公司引入具有行業專長背景獨立董事的意愿的關系。INEXP為虛擬變量，當公司至少聘請了一名具有行業專長的獨立董事時取1，否則為0。其中，行業專長背景的判定標準為，以中國證監會公布的行業分類索引來確定樣本公司所屬的行業，當獨立董事具有和行業相關的工作經歷（包括在該行業協會、學會任職）或者學歷則具有行業相關技術則具滿足要求。Model d同樣考察了最終控制人類型的調節效果。

(二)樣本與數據來源

獨立董事制度自2002年開始全面實施，而上市公司自2003年起全面披露最終控制人類型，本文選取2003年到2004年之間設立獨立董事的A股上市公司為研究對象。考慮到金融行業的上市公司數目較少且會計處理與其他行業相比差別較大，本文對之予以剔除。在剔除了因獨立董事背景、模型控制變量缺失的樣本后，我們總共獲得了有效觀測值2386個。為消除極端值對研究的影響，我們對除虛擬變量外的各變量進行了極值處理，處理方法為刪除各年至少有一個變量超過三倍標準差以外的觀測樣本，最終獲得有效研究樣本2272個。我們對獨立董事人數、背景資料和上市公司最終控制人類型進行了手工搜集，其中獨立董事背景信息主要源自于2004年年報中披露的高級管理人員主要工作經歷和新浪財經中披露的高級管理人員簡歷。其余研究數據如公司財務績效和控制變量數據來源于深圳國泰安信息技術有限公司開發的中國股票上市公司數據庫（CSMAR）。

四、實證檢驗

（一）樣本特征變量描述和相關性分析

我們首先列示了樣本公司的特征變量信息。

COMP：獨立董事人數占董事會人數的比例；

INEXP：虛擬變量，當公司至少聘請了一名具有行業專長的獨立董事時取1，否則為0。

SLACK：組織冗余變量，為可用冗余（流動比率）、可恢復冗余（管理費用占主營業務收入比例）和潛在冗余（所有者權益比率）三個維度變量的均值。

BC5： 股權制衡變量，為第一大股東和后四大股東持股比例差異。

PER：公司績效，經行業中位數(證監會13行業)調整的總資產凈利潤率(總資產為年初年末的算術平均數)；

STATE：虛擬變量，上市公司最終控制人類型，當為國有性質取1，非國有取0。

IPO：虛擬變量，當公司首次發行股票取1，否則為0；

UNPAY：董事會中不在本公司領薪的董事比例。

SIZE：規模變量，公司總資產取自然對數。

表的上半部分為Pearson檢驗結果，下半部分為Spearman檢驗結果。有關變量的定義同表2 Panel A。

從表1 Panel A中可以看出，雖然證監會規定2003年獨立董事在董事會所占的比例要達到1/3，但這并不代表獨立董事比例完全是由制度推動，雖然獨立董事比例的中位數為1/3，均值也接近1/3，但仍然有0.05的標準差，而且2003年和2004年未達標樣本公司比例仍超過10%(王躍堂等，2006) ［19］。由于最終控制人的變量要求，本文未選取2002年的研究樣本，而聘請行業專長的獨立董事的比例也高出約3個百分點，可見在后兩年上市公司更青睞獨立董事的行業監督力。此外，Panel A還表明有超過70%的樣本公司仍然控制在國家手中，而且第一大股東相對于后四大股東具有絕對的控股優勢。

Panel B的相關性分析給出了單變量分析的結果。其中，冗余和獨立董事比例呈現出負相關的關系，Pearson相關系數在19%的水平上顯著，這暗示冗余對獨立董事比例呈負向依賴關系，和代理理論的預期相反。冗余和行業專家型獨立董事的聘請意愿正相關，符合代理理論的預期。控制變量之間的相關性系數最大僅為0.32，發生在股權制衡和國有股控制之間，表明模型多重共線性的概率不高。 

（二）組織冗余和獨立董事制度依賴的檢驗結果

表2 組織冗余與獨立董事制度依賴

所有模型包括了17個行業虛擬變量，限于篇幅未列出

系數欄括號中數字為雙尾檢驗的p值。***表示在1％的水平下統計顯著。

STATE×SLACK：STATE和SLACK的乘積。

DUM04：虛擬變量，當觀測值處于2004年取1，否則為0；

其余變量的定義同表2 Panel A。

從表2比例依賴欄對照列示的結果表明，在未加入最終控制人類型和組織冗余的交互項時，冗余的估計系數負顯著，表明冗余對獨立董事比例負向依賴，和代理理論的預期相反。進一步分析，在加入交互變量之后，STATE×SLACK的估計系數為負且單尾顯著，而SLACK的系數正不顯著，這說明國有控制顯著的削弱了冗余和獨立董事比例的關系，而非國有控制公司中冗余僅僅對獨立董事比例產生了微弱的正向依賴，表明市場化程度的不足干擾了為降低公司代理成本而設的監督機制。其他控制變量方面，公司績效和獨立董事比例正相關，這和王躍堂等(2006) ［19］的結果是一致的，暗示在需求層面，績效好的公司有意愿通過聘請獨立董事來傳遞信號，而在供給層面，獨立董事也愿意在績效更好的公司任職，以承擔較低的風險。不領薪的董事比例和獨立董事比例負相關，暗示對控制權的追求可能會削弱公司對外部監督的需求。

隨后我們考察表2行業監督依賴的檢驗結果。在未加入STATE×SLACK時，冗余的估計系數正不顯著，加入交互變量之后，STATE×SLACK的估計系數負顯著，而SLACK的估計系數正顯著，這進一步證明國有控制顯著的削弱了冗余和獨立董事比例的關系，而非國有控制公司中冗余則對獨立董事的行業專長產生了明顯的正向依賴，符合代理理論的預期。此外，我們還發現首次發行股票的公司更容易聘請具有行業專長的獨立董事，這表示此類公司具有很強的信號傳遞意愿，大規模的公司也更愿意增強董事會的行業監督力，來有效地監督公司的資產。我們發現行業專長依賴模型的擬合系數要明顯高于獨立董事比例模型的擬合系數，這可能行業變量更有助于解釋公司是否愿意聘請具有行業專長的獨立董事而導致。

（三）敏感性測試

由于證監會規定2003年6月30日之前上市公司獨立董事的比例必須達到1/3，這使得部分公司的獨立董事比例是由制度規定的結果，盡管我們已在模型中加入了DUM04變量來控制年度之間的差異，這仍然可能不足以消除對研究結果的影響。為此，我們剔除了2002年獨立董事比例低于1/3，而2003年獨立董事比例正好達到1/3的2003年的觀測樣本，這使得我們的研究樣本減少到1837個。重新檢驗的結果表明，在未加入交互變量以前，SLACK的估計系數-0.003，在13%的水平上顯著，加入交互變量后，SLACK的估計系數變為0.002，但仍未通過10%的顯著性檢驗，而交互項的系數為-0.007，同樣在單尾7%的水平上顯著，可見結果基本上是穩定的。

五、結論

本文通過在公司治理的視角下考察組織冗余與獨立董事制度之間的依賴關系，我們的檢驗結果表明上市公司的最終控制人類型會顯著影響冗余對獨立董事的依賴，僅有非國有上市公司中的組織冗余和獨立董事的行業專長背景顯著正相關。這一結果有助于我們理解新興資本市場下組織冗余是否會影響公司外部監督機制的安排。

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責任編輯、校對：趙西寧