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【摘要】本文通過模型和實證手段，分析了獨立董事是否會影響我國上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移價格的制定。按照本文的模型顯示，上市公司董事會中的獨立董事比例如果高于法律法規(guī)規(guī)定的最低比例，將減少公司被折價出售的機會。

【關(guān)鍵詞】獨立董事控制權(quán)市場控制權(quán)轉(zhuǎn)移價格實證研究

獨立董事又可稱為外部董事、非執(zhí)行董事。因具有超然的地位、獨立的態(tài)度和判斷，獨立董事能有效地增強董事會的獨立性，使其發(fā)揮應(yīng)有的作用。此外，獨立董事還在企業(yè)接管過程中發(fā)揮著重要的作用，因為獨立董事的一個重要職責就是決定企業(yè)是否可以出售，以及以怎樣的價格出售。Brickley和James（1987）發(fā)現(xiàn)，美國限制銀行兼并州里的銀行，董事會中外部董事比例明顯小于允許兼并的州，說明外部董事在評估購并建議方面有關(guān)鍵的作用。Kini、Kracaw和Mian等人的研究表明，當一個以內(nèi)部董事為主的企業(yè)被收購后，獨立董事的比例就會增加，而當一個以獨立董事為主的企業(yè)被收購后，董事會非獨立董事的比例就會上升，獨立董事占多數(shù)的企業(yè)可以向收購方索要更高的價格。CotterShivdasani和Zenner發(fā)現(xiàn)，在公司兼并重組的標價收購情況下，獨立董事比內(nèi)部董事在收購中更為有效地代表股東利益，增加企業(yè)價值。ByrdHickman發(fā)現(xiàn)獨立董事的作用有利于降低公司購并行為帶來的負面效應(yīng)。Shivdasani發(fā)現(xiàn)獨立董事比例與公司被收購的可能性成反比。Brickley、Coles和Terry發(fā)現(xiàn)，獨立董事占多數(shù)的公司，公布反收購策略之后，股價會上升，相反獨立董事占少數(shù)的公司，公布反收購策略后，股價會下降，顯示市場對外部董事的信任。Lee、Rosenstein、Rangan和Davidson（1992）認為，獨立董事占較少比例的企業(yè)，管理層較易以較低的非公允價格收購其他企業(yè)，而獨立董事占多數(shù)的企業(yè)，管理層收購其他企業(yè)時的收購價格相對較高。

在我國，對這一部分內(nèi)容研究的人并不多。理論上，譚勁松從外部市場不成熟推測，獨立董事對控制權(quán)轉(zhuǎn)移無多大的影響，但無數(shù)據(jù)支持。實證上，王鵬飛、謝永珍認為董事會獨立性與上市公司外部環(huán)境并無替代作用，但是他們使用的是模型參數(shù)，以資源風(fēng)度與動態(tài)性來衡量。龔紅（2004）認為獨立董事的數(shù)量與董事會戰(zhàn)略決策參與程度不相關(guān)，但沒有把控制權(quán)轉(zhuǎn)移行為單獨分離開來。

西方國家控制權(quán)市場以要約收購為主，而我國所特有的股權(quán)結(jié)構(gòu)決定了我國控制權(quán)交易大大別于西方。本文主要運用模型來檢驗我國的情況，主要檢驗在我國，獨立董事能否影響我國上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移價格的制定。

一、研究方法和假設(shè)

由于我國特殊的國情，我國上市公司的股權(quán)轉(zhuǎn)移價格的定價方式與國外不同。我們不能照搬國外的方法，需要針對本國的情況進行研究。

1、研究內(nèi)容和假設(shè)

我國上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移的價格一般是在每股凈資產(chǎn)的基礎(chǔ)上，由收購雙方根據(jù)力量博弈的結(jié)果來確定，同時有的還需要經(jīng)過國資委的審批通過。因此，這些非市場因素會造成控制權(quán)轉(zhuǎn)移的價格基本上圍繞每股凈資產(chǎn)上下波動。對于轉(zhuǎn)移價格的明文規(guī)定，使得獨立董事對轉(zhuǎn)移價格高低的直接作用發(fā)揮有限，表現(xiàn)為控制權(quán)轉(zhuǎn)移價格或者高于每股凈資產(chǎn)，或者低于每股凈資產(chǎn)。轉(zhuǎn)移價格低于每股凈資產(chǎn)意味著上市公司的資產(chǎn)被折價出售，而對有國有控股的企業(yè)，意味著國有資產(chǎn)的流失。獨立董事雖然不能直接影響交易價格的高低，但能為上市公司獻計獻策，使其在博弈中獲得有利于自己的結(jié)果，表現(xiàn)為使交易價格能高于每股凈資產(chǎn)，不至于使資產(chǎn)被折價出售。

2、樣本選擇

本文研究的樣本以2002—2005四年間發(fā)生了控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司為基礎(chǔ)，按照以下要求再進一步選?。旱谝?，控制權(quán)轉(zhuǎn)移方式采用有償方式，包括司法拍賣、司法裁定；第二，轉(zhuǎn)移價格及其他相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)完整。入選后的樣本為：2002年41家，2003年44家，2004、2005年50家，一共為135家。

3、樣本分組

控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的公司樣本所使用的獨立董事指標和財務(wù)指標都是選取控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的上一年年底時的數(shù)據(jù)。雖然中國證監(jiān)會在2001年了指導(dǎo)意見，硬性規(guī)定需設(shè)立獨立董事，但2001年年底尚不在指導(dǎo)意見的時效內(nèi)，在這個階段，上市公司對獨立董事的設(shè)立基本上出于自發(fā)，不僅設(shè)立的公司有限，人數(shù)更是有限。因此，把控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生在2002年的公司設(shè)為第一組樣本。

按指導(dǎo)意見，上市公司的董事會需在2002年6月30日前至少設(shè)立2名獨立董事，控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生在2003年的公司所選用的數(shù)據(jù)來自2002年年底，大部分上市公司按照意見設(shè)立了獨立董事，但由于很多公司是迫于壓力而設(shè)，因此只會把人數(shù)設(shè)立在最低的限度上，而高于此底線的公司則可以看作是自發(fā)多于強制。因此把控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生在2003年的設(shè)為第二組樣本。從2003年6月30日開始，上市公司的董事會應(yīng)當至少包括三分之一的獨立董事。因此，控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生在2004、2005年的公司設(shè)為第三組。即：

樣本一：控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生在2002年

樣本二：控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生在2003年

樣本三：控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生在2004、2005年

二、變量設(shè)計和描述性統(tǒng)計

1、模型

本研究將采用Logistic模型估計解釋獨立董事設(shè)置的程度對轉(zhuǎn)移價格的影響，使用的統(tǒng)計軟件為SPSS13.0。

令P為轉(zhuǎn)移價格大于等于每股凈資產(chǎn)的可能性，INDS為獨立董事占董事會的比例，IND1為虛擬變量。如果INDS≥1/3，則IND1=1；如果INDS＜1/3，則IND1=0。Si為一組控制變量，ε為隨機擾動項。構(gòu)造Logistic概率分布函數(shù)為：

ln[P/(1-P)]=α+β×IND1+∑riSi+ε

2、變量設(shè)計

（1）因變量。根據(jù)研究的需要，因變量設(shè)為轉(zhuǎn)移價格P是否大于等于每股凈資產(chǎn)NAPS，如果轉(zhuǎn)移價格大于等于每股凈資產(chǎn)，則PNAPS=1；如果轉(zhuǎn)移價格小于每股凈資產(chǎn)，則PNAPS=0。

3、描述性統(tǒng)計

本文首先分別對三組樣本做了描述性統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)前兩組樣本都無法做出顯著結(jié)果。但對于控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生在2004年和2005年的樣本三，本文發(fā)現(xiàn)了變量間顯著的關(guān)系。

首先，本文對樣本三中的解釋變量做了列聯(lián)分析，發(fā)現(xiàn)獨立董事比例是否大于等于三分之一與轉(zhuǎn)移價格是否大于等于每股凈資產(chǎn)這兩組定類變量的χ2=3.835，p=0.075，Phi、Cramer''''sV和C系數(shù)如表2。

（注：a、Notassumingthenullhypothesis；b、Usingtheasymptoticstandarderrorassumingthenullhypothesis。）

基于χ2的PHI系數(shù)，C系數(shù)與CV系數(shù)值都小于0.05這個顯著水平，因此，可以拒絕原假設(shè)，認為這兩個定類變量不是獨立而是相關(guān)，即獨立董事比例的設(shè)置是否高于等于最低標準會顯著影響到控制權(quán)轉(zhuǎn)移的價格是高于每股凈資產(chǎn)還是低于每股凈資產(chǎn)。

其次，對虛擬變量做列聯(lián)分析，發(fā)現(xiàn)收購方與目標公司是否有關(guān)聯(lián)與轉(zhuǎn)移價格是否大于等于每股凈資產(chǎn)這兩組定類變量的χ2=7.339，p=0.029，Phi、Cramer''''sV和C系數(shù)如表3。

（注：a、Notassumingthenullhypothesis；b、Usingtheasymptoticstandarderrorassumingthenullhypothesis。）

同樣，可以看出基于χ2的PHI系數(shù)，C系數(shù)與CV系數(shù)值都小于0.05這個顯著水平，因此，可以拒絕原假設(shè)，認為這兩個定類變量不是獨立而是相關(guān)的。

最后，本文對其他控制變量進行單因素ANOVA分析，結(jié)果見表4。從表1可以看出，目標公司的公司規(guī)模、效益、股權(quán)轉(zhuǎn)讓比例、高管人員持股總數(shù)比例會對轉(zhuǎn)移價格是否能高于每股凈資產(chǎn)產(chǎn)生顯著的影響。

三、多元回歸結(jié)果及解釋

本文運用logit方法估計獨立董事比例設(shè)置是否符合法規(guī)要求，是否會影響到股權(quán)轉(zhuǎn)讓的定價？

從模型一到模型四，模型的擬合度都不是很高。從擬合度最高的模型二來看，虛擬變量IND的系數(shù)為正，即獨立董事比例高于等于法規(guī)規(guī)定的三分之一時，目標公司轉(zhuǎn)移價格更有可能是高于每股凈資產(chǎn)，也就是說上市公司中獨立董事設(shè)置的比例如果能符合法規(guī)最低要求的話，將減少將公司折價出售的機會。此外，收購方是否與目標公司有關(guān)聯(lián)這一變量與轉(zhuǎn)讓價格是否高于每股凈資產(chǎn)負相關(guān)，從中可以推斷出，如果收購方是目標公司的關(guān)聯(lián)方，將降低轉(zhuǎn)讓價格高于每股凈資產(chǎn)的可能性，說明收購行為很可能屬于關(guān)聯(lián)交易，會增加將公司折價出售的機會，控制權(quán)轉(zhuǎn)移行為易成為控股股東謀取私利的工具，但是該模型的精確度并不是很高。

四、結(jié)論

按照Kini、Kracaw和Mian等人的研究表明，獨立董事占多數(shù)的企業(yè)可以向收購方索取更高的價格。但根據(jù)本文的研究，在我國，轉(zhuǎn)讓價格與獨立董事設(shè)置這兩者間，我們無法檢驗出兩者之間具有顯著的相關(guān)性。這主要是因為我國的股權(quán)轉(zhuǎn)讓主要發(fā)生在非流通股之間。由于市場的分割，使得上市公司“同股不同價”，股權(quán)轉(zhuǎn)讓的價格不能像國外那樣由市場來決定。同時存在大量的國有股轉(zhuǎn)讓，使得轉(zhuǎn)讓價格的確定還需遵循國家的法律法規(guī)，非市場化的定價行為大大弱化了獨立董事的作用。

但與此同時，獨立董事的設(shè)置與轉(zhuǎn)讓價格是否高于每股凈資產(chǎn)在計量上顯示出了微弱的相關(guān)性。每股凈資產(chǎn)是我國法律法規(guī)規(guī)定的股權(quán)轉(zhuǎn)讓的定價基準，但其只是個參考標準，轉(zhuǎn)讓價格仍可以圍繞這個標準上下浮動。雖然股權(quán)轉(zhuǎn)讓的價格不能由市場來決定，但仍可以通過利益相關(guān)各方的力量博弈來確定。我國的股權(quán)轉(zhuǎn)讓大多涉及到國有股的轉(zhuǎn)讓，由于國有資產(chǎn)所有者缺位的問題，國有股的股權(quán)轉(zhuǎn)讓很可能就成為某些利益方謀取私利的工具，從而出現(xiàn)轉(zhuǎn)讓價格低于每股凈資產(chǎn)的現(xiàn)象，即資產(chǎn)被折價出售，這意味著國有資產(chǎn)的流失。

按照本文的模型顯示，上市公司董事會中的獨立董事比例如果高于法律法規(guī)規(guī)定的最低比例，將減少公司被折價出售的機會。由此，可以推斷，獨立董事比例高的話，一方面可以增強目標公司管理層在談判中的力量，另一方面可以加強對國有資產(chǎn)的保護力度，避免國有資產(chǎn)的流失。

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