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独立董事津贴与公司业绩正相关：信号显示
亦或激励？#
谢德仁，黄亮华*
（清华大学经济管理学院，北京 100084） 5
摘要：基于水平模型的回归显示独立董事津贴和公司业绩之间存在显著的正向关联关系。但这一正向关联
关系背后的经济逻辑是什么呢？本文运用 2002-2010年独立董事的津贴和公司业绩的数据，基于差分模型、
首次引入独立董事的公司数据、董事会届次数据和换届数据的研究发现，独立董事津贴-业绩敏感度并不显
著异于零，完全外生或基本外生（与独立董事努力无关）的公司业绩决定着独立董事津贴。本文的发现意
味着水平模型的独立董事津贴和公司业绩之间的正向关联关系只是公司间差异所致，只是信号显示效应之10
结果，而非激励效应之结果。
关键词：企业管理；独董津贴；业绩；信号；激励
中图分类号：F270
What Does the Level_model Positive Relation between 15
Independent Directors' Compensation and Firm
Performance Mean: Signaling Effects vs. Incentive Effects?
Xie Deren, Huang Lianghua
(School of Economics and Management, Tsinghua University, Beijing 100084)
Abstract: The regression based on level model shows that the independent directors’ compensation 20
is positively related to firm performance. But the existing literatures have no idea about what is the
underlying economic logic regarding the positive relation. Does it result from signaling effects or
incentive effects? By using the data of 2002-2010, we explore the economic logic of the relation
between independent directors’ compensation and firm performance. Based on the change model,
initial introduction of independent directors data, the data of different office terms of the board of 25
directors, we document that the independent directors’ pay-performance sensitivity is not significantly
different from 0, completely or basically exogenous firm performance determines the independent
directors’ compensation. Our findings suggest that independent directors do have not been paid for firm
performance, the independent directors’ compensation have not been truly related to firm performance,
their level model positive relation arise only from signaling effects and have nothing to do with 30
incentive effects .
Key words: business management; Independent Directors’ Compensation; Firm Performance;
Signaling; Incentive
0 引言 35
2001年8月，中国证监会发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，把独
立董事制度视作“提高上市公司管理水平，改善上市公司治理结构，促进上市公司规范运作”
的一项重要制度安排，要求上市公司引入独立董事。自2002年始，我国上市公司的董事会结
构发生较大变化，到2003年，上市公司就基本实现了独立董事占全体董事比例的三分之一左
右。尽管如此，但独立董事制度的有效性在我国理论界和实务界却一直没有定论。按照证监40
会前述文件，“为了保证独立董事有效行使职权，上市公司应当为独立董事提供必要的条件：
基金项目：教育部高等学校博士学科点专项科研基金（20100002110060）；国家自然科学基金（71172010））
作者简介：谢德仁（1972—），男，教授，博士生导师，主要研究方向：企业理论、新制度经济学与会计
学交叉研究
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上市公司应当给予独立董事适当的津贴；除上述津贴外，独立董事不应从该上市公司及其主
要股东或有利害关系的机构和人员取得额外的、未予披露的其他利益”。为此，独立董事津
贴是激励独立董事发挥专长，更好地履行建议和监督职责的最重要物质激励因素。面对我国
近10年的独立董事实践，我们不由会问，独立董事到底有否从其津贴之中得到有效激励？独45
立董事津贴和公司业绩之间存在什么样的经验关系？这样的经验关系背后的经济逻辑到底
是什么？若独立董事津贴与公司业绩之间在水平模型上存在正向关联关系，这到底是独立董
事津贴与公司业绩密切挂钩，发挥了激励作用，还是仅仅表明独立董事津贴是显示公司业绩
的信号之一（亦即公司间业绩差异而非公司自身业绩变动导致独立董事津贴差异）呢？
关于独立董事津贴和公司业绩之间的关系，理论界存在不同的认知。如孔翔（2002）[1]50
认为独立董事津贴和业绩挂钩可能会对独立董事的独立性产生影响，而独立董事的独立性恰
恰是独立董事发挥作用的最重要的条件；谭劲松等（2003）[2]则认为我国目前的固定薪酬制
度不会损害独立董事的独立性。而在谢德仁（2005）[3]看来，独立董事的性质就是企业经理
人，独立董事本身是公司代理问题的一部分，而非简单直接的代理问题解决机制。为此，应
该像对待内部董事那样来选聘和激励独立董事，只不过其激励合约的结构与内部董事不同，55
以避免损害股东利益的动机与内部董事叠加在一起而丧失独立董事对内部董事的制衡作用。
本文将利用我国上市公司2002-2010年间独立董事津贴和公司业绩的相关数据来研究独
立董事津贴与公司业绩之间的经验关系，试图厘清独立董事津贴与公司业绩之间关联关系的
真正来源，探究其背后的经济逻辑，从而为准确判断我国上市公司独立董事的激励现状和效
果提供基础证据。本文以下内容按照下述顺序展开：第2节简单综述现有文献发现的相关经60
验证据，并基于更长期的经验数据来复制现有文献中的独立董事津贴与公司业绩之水平关联
关系；第3节通过在水平模型中引入公司业绩变动虚拟变量和引入差分模型来展开相关研究，
以厘清独立董事津贴和公司业绩之间的关联关系是信号显示效应还是激励效应？第4节研究
首次引入独立董事的公司的独立董事津贴以及董事会换届之后的独立董事津贴与此前年度
公司业绩之关联来提供进一步的研究证据；第5节为结论。 65
1 独立董事津贴与公司业绩：初步探察
独立董事津贴与公司业绩：文献综述
由于国外并未对独立董事薪酬作专门的规定，独立董事的薪酬政策通常与其他外部董事
相同，但专注于研究外部董事津贴和公司绩效之间关系的文献也并不多见。Boyd (1996) [4]
在研究了1980年的192家和1987年的450家美国公司的外部董事薪酬的影响因素后发现公司70
规模，公司业绩和连锁董事数量对外部董事津贴有正向的影响，而外部人持股比例对外部董
事津贴有负向的影响。Cordeiro et al.（2000）[5]运用1996年200个大型美国公司的数据，发现
CEO的薪酬、公司的业绩、营业收入增长率、公司声誉和跟踪公司的外部分析师人数等对外
部董事的总报酬有正向的影响。Yermack(2004) [6]也发现虽然外部董事津贴和业绩的关系不
如CEO薪酬和业绩之间的关系显著，但外部董事津贴和业绩的提升两者之间正向的关系还是75
存在的。总体而言，国外的研究的结论都基本一致：外部董事薪酬和公司的业绩两者之间是
正相关的关系。
国内关于二者关系的实证研究从企业设立独立董事制度的2002年开始，一直持续到现
在，但却一直未能有一致的结论。谭劲松等（2003）[2]对截止2002年8月31日的我国1186家
上市公司的2207名独立董事的津贴进行了区间描述性统计：从2万-4万元的区间开始, 独立80
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董事的薪酬与公司业绩有一个比较明显的正相关关系，公司业绩随着独立董事的薪酬增加而
上升，在8万-10万元的区间达到最大，到了10万元以上的区间，公司的业绩再度趋于下降。
罗党论（2004）[7]用2002年度1002家中国上市公司为样本，发现独立董事薪酬与公司前期绩
效不存在明显相关关系，而与董事会议次数、公司规模、独立董事比例等呈正相关关系，与
第一股东所持股比例呈负相关关系。而杜胜利和张杰（2004）[8]运用2003年1092家公司的独85
立董事薪酬数据进行分析，发现独董薪酬受公司业绩、规模、第一大股东持股比例、独立董
事工作时间等因素影响，其中公司业绩对独董薪酬有正向的影响。夏冬林和朱松（2005）[9]
利用2001-2003年的上市公司数据研究得出独立董事报酬与独立董事的声誉、劳动付出、高
管薪酬和公司业绩正相关。孙泽葵和朱晓妹（2005）[10]运用2002年独立董事年薪大于零的
1034家样本公司的数据发现独立董事薪酬与公司的每股收益，税后利润正相关，但与ROE90
的关系为负，且在统计上缺乏显著性。而胡奕明和唐松莲（2008）[11]运用2002~2006年深圳
证券交易所非金融行业A 股上市公司为总样本，统计结果显示独立董事津贴和公司的业绩
之间的关系不显著。郭葆春（2008）[12]采用我国深沪两市A 股上市公司2003-2006年度的数
据发现, 公司业绩、董事薪酬、工作量、独立董事地域和公司规模与独立董事津贴显著正相
关。王建明（2011）[13]运用2005-2009年我国沪市上市公司的相关数据，检验了上市公司独95
立董事薪酬的影响因素，发现公司业绩对独立董事薪酬没有显著影响。
总体上，我国学者关于独立董事津贴和公司业绩的相关研究发现可以分为2类，一类为
存在正相关的关系，一类为不存在相关关系。这些文献都是基于水平模型直接将当期独立董
事津贴和当期公司业绩进行回归，观察两者之间的偏相关系数来得出结论，他们的结论存在
差别的一个可能原因在于其各自使用的样本数据和控制变量的不同。综观这些文献，都存在100
三类问题，其一是研究所采用的样本观测值尚显不足；其二是没有基于差分模型对研究独立
董事津贴变动和公司业绩变动之间的关系，亦即没有真正探究独立董事的津贴-业绩敏感度；
其三是没有深入探究基于水平模型的独立董事津贴和公司业绩之间的正向关联关系背后之
经济逻辑。
独立董事津贴和公司业绩：基于水平模型的回归结果 105
回归模型
我们不妨先基于更长时期的数据来复制我国的现有研究，并考察相关公司特征对独立董
事津贴的影响。参考前述文献，我们构建了模型（1）来进行研究，其中：因变量为独立董
事津贴（LnCOMP）；解释变量为公司业绩（ROA），控制变量包括公司规模（SIZE），
财务杠杆（LEV）、董事会规模（BOARDN)、独立董事比例（INDIR）、机构投资者持股110
比例（INSHR）、第一大股东持股比例（FSHR）、股权制衡度（SHBAL）、董事长和总经
理两职兼任（DUAL）、董事会开会次数（BOARDMT），是否国有控股（SOE）、公司所
处地区（AREA）以及年份(YEAR)和行业(IND)等。具体的变量定义参见表1。其实，模型（1）
就是通常所谓的水平模型，其实衡量的独立董事津贴和公司业绩的关联度，而非真正的津贴
-业绩敏感度，难以真正厘清独立董事津贴和公司业绩之间关系的经济逻辑。 115
（1）
0 1 2 3 4 5
6 7 8 9 10 11
AREA
t k t m t n t n t n t n
t n t n t n t n t n t n
K L P
K L P
LnCOMP ROA BOARDMT SIZE LEV BOARDN
INDIR INSHR FSHR SHBAL DUAL SOE
IND YEAR
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120
表1 变量定义
Tab. 1 the definition of variables
125
描述性统计
本文以下研究所使用的数据源自2002年至2010年我国A股上市公司的年报数据、国泰
安数据库（CSMAR）和锐思数据库（RESSET）。由于在年报中披露了当年领取津贴的所
有在任和不在任独立董事的津贴，或是年度领取的津贴为公司新旧津贴水平的混合，为了消
除这些计量上的瑕疵，统一计算选取年底时最新的年均津贴水平。为此，我们手工翻阅了公130
司的年报和与独立董事津贴变更相关的董事会公告。此外，剔除了在同一家公司任职却领取
不同津贴，又缺乏解释的观测值，挑选了所有独立董事津贴相同的公司作为样本，同时还剔
除了金融业和ST公司，并对所有连续变量均对极值进行了上下1%的winsorize处理。
表2是样本的描述性统计。从描述性统计的结果可以看出，平均的独立董事津贴为4万元
左右（其自然对数为），最高的为14万，最低的1万元，而且呈现出上升的趋势，逐年135
变化比率(∆LnCOMP)的均值为，但中位数却为0。图1为2002年至2010年各年的独立董事
津贴均值和中位数（未取自然对数和未极值处理），从中可看出，独立董事津贴在缓慢上升。
从中位数来看，独立董事津贴从2002年的3万元开始，2006年在4万元，2008年至5万元，但
2009年和2010年，中位数仍在5万元水平（尽管2010年均值为6万元）。其他变量中，独立董
变量 变量符号 变量定义
独立董事薪酬 LnCOMP 公司单个独立董事全年平均津贴的自然对数
公司业绩 ROA 净利润/平均总资产
业绩变动虚拟变量 U 相比上一年，本年的 ROA上升取 1，否则取 0
公司规模 SIZE 年末总资产的自然对数
负债水平 LEV 年末总负债/总资产
独董工作量 BOARDMT 当年独董需参加的董事会开会次数
董事会规模 BOARDN 当年董事会成员数量
独立董事比例 INDIR 当年董事会成中独立董事所占比例
两职合一 DUAL 当年董事长和总经理为同一人则为 1。
机构投资者持股 INSHR 年末机构投资者持股比例
股权集中度 FSHR 年末第一大股东持股比例
股权制衡度 SHRBAL 年末第一大股东持股比例/第 2-5 大股东持股比例之和
国有非国有 SOE 如果为国有控股则取 1，否则为 0
所处地区 AREA 公司所处地区的虚拟变量共 2个:AREA1（AREA2）,分别为东部（中
部）取 1，其他地区为 0.
行业 IND 行业虚拟变量参照 2001 年证监会行业分类标准，制造业为二级行
业分类标准，其他为一级行业分类标准，去除金融业，共 19个虚
拟变量。
年份 YEAR
按年份设置虚拟变量。从 2002年至 2009 年逐年设置，共 8 个虚拟
变量。
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事在董事会中的占比中值和均值都达到了30%以上，满足证监会发布的《上市公司治理准则》140
的要求。从表2的描述性统计还可以看出，独立董事津贴变动变量（∆LnCOMP）的75分位数
和25分位数均为0，∆LnCOMP为0的观测值占总体观测值的%，表明独立董事的津贴在
大多数的年份里，同上一年没有差别。这说明，在大多数年份和公司中，不管公司业绩发生
什么变动，而独立董事津贴并不会变动，很大程度上暗示着独立董事津贴并没有与公司业绩
挂钩。 145
150
155
图 1 独董津贴 2002-2010 年逐年的均值和中位数
Fig. 1 The mean and median of the independent director’s compensation from 2002-2010
160
表 2 描述性统计
Tab. 2 Descriptive statistics
变量 n 均值 标准差 最小值 1/4分位数 中值 3/4分位数 最大值
LnCOMP 9778
ROA 9773
BOARDMT 9761 3 6 8 10 20
SIZE 9777 1
LEV 9773
BOARDN 9760 3 9 12 15 26
INDIR 9238 25
INSHR 9778 0
FSHR 9778
SHBAL 9778
DUAL 9722 0 0 0 0 1
SOE 8193 0 0 1 1 1
AREA1 9778 0 0 1 1 1
AREA2 9778 0 0 0 0 1
U 7143
ΔLnCOMP 7143 0 0 0
ΔROA 7139 0
ΔBOARDMT 7139 3 -9 -2 0 2 9
ΔSIZE 7143 0
ΔLEV 7139
ΔBOARDN 7143 -11 -1 0 1 10
ΔINDIR 7093 0
0
10,000
20,000
30,000
40,000
50,000
60,000
70,000
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
年份
津
贴
（
元
）
均值
中位数
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ΔINSHR 7143 0 0
ΔFSHR 7143 0 0
ΔSHBAL 7143 12 0
表3为各个变量值之间的相关系数。从该表可以看到，总体上，独立董事的津贴和公司
的业绩之间相关系数为正，业绩好的公司，独立董事的津贴也越高。公司董事会开会次数越165
多、独立董事比例越高，机构投资者持股比例越高，独立董事的津贴越高。而股权集中度、
股权制衡度和独立董事的津贴之间的关系为负，第一大股东持股越高，独立董事的津贴越低。
而对于国有企业和非国有企业而言，国有上市公司给予独立董事的津贴要低于非国有企业。
表3 变量的相关系数表
Correlation coefficient table of variables 170
LnCOMP ROA BOARDMT SIZE LEV BOARDN INDIR INSHR FSHR SHBAL DUAL SOE AREA1 AREA2
LnCOMP 1 *** *** *** *** *** *** * *** *** *** ***
ROA *** 1 *** *** *** *** *** *** *** *** ***
BOARDMT *** *** 1 *** *** *** *** *** *** *** *** *** ***
SIZE *** *** *** 1 *** *** *** *** *** *** *** *** ***
LEV *** *** *** *** 1 *** *** *** * *** *** *** **
BOARDN *** *** *** *** 1 *** *** *** *** *** *** ***
INDIR *** *** *** *** *** *** 1 *** *** *
INSHR *** *** *** *** *** * 1 *** *** 0 *** ***
FSHR *** *** *** *** *** 1 *** *** ***
SHBAL *** * *** * *** *** *** *** 1 *** ***
DUAL *** *** *** *** * *** *** 1 *** *** ***
SOE *** *** *** *** *** *** *** *** *** *** *** 1 *** ***
AREA1 *** *** *** *** *** *** * *** *** *** 1 ***
AREA2 *** *** *** * *** ** * *** *** *** 1
注：括号内为 t 值；*、**、***分别标示在 10%、5%、1%水平上显著。
回归结果
表4第2列为模型（1）的回归结果。从中可以看出，独立董事津贴和公司的业绩相关系
数为，t值为，二者存在显著为正的关联关系。由于我国独立董事的津贴大都采用
固定金额，按月或按季度支付，年初时独立董事津贴已经确定，此时可能是基于上年度业绩175
来确定独立董事津贴。为此，我们还用用t-1年的业绩对t年的独立董事津贴进行回归，具体
的回归结果见表4的第3列，回归结果显示，t-1年的业绩和t年的独立董事津贴之间的相关系
数为，t值为，二者也是显著的正相关关系。从控制变量的回归结果可以发现，董
事会开会次数和独立董事津贴正相关；公司的规模越大，独立董事津贴也越高；而独立董事
比例越高，独立董事津贴越低；机构投资者的持股比例越高，独立董事津贴越高；而第一大180
股东持股比例越高，独立董事津贴却越低，股权制衡度对独立董事津贴没有影响；东部地区
公司支付的津贴要高于中部和西部地区，但国有控股上市公司支付的独立董事津贴却不如非
国有控股上市公司支付的高。基于这些回归结果，可以得出独立董事津贴和公司业绩之间在
水平模型上存在正向关联关系的初步结论，但这是否能够证明独立董事津贴为独立董事提供
了有效激励，进而促使公司业绩提高呢？我们认为，证据并不充分，因为水平模型所反映出185
来的独立董事津贴和公司业绩之间的正向关联很可能仅仅是反映出不同公司间
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（intercompany）的差异性，即业绩好的公司有能力也愿意为其独立董事支付更高的津贴，
从而独立董事津贴较高仅仅是显示公司业绩相对好的一个信号，此正关联关系未必因独立董
事的津贴是密切与公司业绩挂钩，独立董事得到有效激励，促使其更好发挥监督和建议作用，
进而公司业绩更佳所致。前面提及的∆LnCOMP为0的观测值占总体观测值的%似乎也190
说明了这一点，大部分公司大部分期间独立董事津贴并不随公司业绩变动而变动。因此，我
们还需要通过进一步的研究设计和检验来探察独立董事和公司业绩之间的水平正向关联关
系背后的经济逻辑。
表 4 模型（1）的回归结果
Tab. 4 regression of model (1) 195
t 年业绩 t-1 年业绩 t-2 年业绩 t-3 年业绩 t-4 年业绩
ROA t ***
()
ROAt-1 ***
()
ROA t-2 ***
()
ROA t-3 **
()
ROA t-4
()
BOARDMT *** *** *** *** ***
() () () () ()
SIZE *** *** *** *** ***
() () () () ()
LEV * *
() () () () ()
BOARDN **
() () () () ()
INDIR *** *** *** *** ***
() () () () ()
INSHR *** *** *** *** ***
() () () () ()
FSHR *** *** *** *** ***
() () () () ()
SHBAL
() () () () ()
DUAL
() () () () ()
SOE *** *** *** *** ***
() () () () ()
AREA1 *** *** *** *** ***
() () () () ()
AREA2
() () () () ()
constant *** *** *** *** ***
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() () () () ()
行业/年份 控制 控制 控制 控制 控制
Adj R2
F-Value
Obs. 7082 7082 5441 4174 3135
注：括号内为 t 值；*、**、***分别标示在 10%、5%、1%水平上显著。
2 独立董事津贴和公司业绩正相关：信号显示抑或激励？
当期独立董事津贴与往期公司业绩关联的进一步检验
在上一节中，我们的检验结果显示，t年独立董事津贴与t-1年公司业绩也是显著正向关200
联关系，这可能是由于公司基于过去一年的公司业绩来确定公司独立董事津贴，若此，则在
一定程度上说明独立董事津贴是基于公司业绩确定的，具有一定的激励效果。但是否确实如
此呢？我们又把t年的独立董事津贴和t-2年、t-3年、t-4年公司业绩进行了回归，回归结果参
见表4的第4-6列。结果显示，t-2年、t-3年的公司业绩和t年的独立董事津贴之间依旧存在显
著正相关关系，而t-4年的公司业绩和独立董事津贴之间关系不显著。难道，公司会基于前205
两年乃至前三年的业绩来确定独立董事吗？且公司董事会一届任期为3年，t-3年的业绩已非
t年董事会之努力结果了。这一回归结果似乎显示，独立董事津贴很可能只是显示公司业绩
的一个信号而已。
独立董事津贴和公司业绩：引入业绩变动虚拟变量的水平模型的回归结果
方军雄（2009）[14]曾经发现，我国上市公司高管的薪酬存在粘性，在业绩变好的时随210
之上升，而业绩下降时却不下降或略微下降。那么，独立董事津贴若存在激励效应，也很可
能存在这种现象。基于此考虑，我们在模型（1）中引入业绩变动虚拟变量U（当公司业绩
上升时为1，下降时为0），并把U和业绩变量（ROA）进行交叉，从而形成了模型（2）。
如果独立董事津贴具有激励效应，具有与高管薪酬激励类似的粘性特征，则随着公司业绩的
变化是非对称的，只在业绩变好的时候对独立董事进行正激励，而在业绩变差的时候并不进215
行负向激励，则模型（2）中ROA和U的交叉项的系数 3 应该大于0。
（2）
220
表5为模型（2）的回归结果，从第2列t年的业绩和t年的独立董事津贴回归的结果可以看
到U和ROA的交叉项的系数 3 为，t值为，并不显著异于0。如果按照ROA是否大
于0来区分样本观测值来分别回归（表6第3、4列），则发现，对于ROA大于0的子样本， 3
为，t值为，在5%的水平上显著异于0，说明对于ROA大于0的样本，当业绩上升
时，其独立董事津贴和公司业绩之间的关联度反而是下降的；对于ROA小于0的子样本， 3
225
不显著。在用t-1年的业绩和t年独立董事津贴进行回归时（表6第5-7列），无论是针对全样
本，还是针对区分t-1年ROA是否大于0的子样本， 3
均不显著。模型（2）回归的结果意味
着，独立董事津贴非但没有和公司业绩挂钩，对于盈利公司样本，公司业绩上升时，独立董
0 1 2 3 4 5 6
7 8 9 10 11 12 13
AREA
t k t m t m t n t n t n
t n t n t n t n t n t n t n
K L P
K L P
LnCOMP U ROA U ROA BOARDMT SIZE LEV
BOARDN INDIR INSHR FSHR SHBAL DUAL SOE
IND YEAR
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事津贴和业绩的关联度反而会下降，而公司业绩下降不会影响独立董事津贴，这支持了独立
董事津贴和公司业绩水平正向关联关系是信号显示效应之结果的观点。 230
表 5 模型（2）的回归结果
Tab 5 regression of model (2)
t年业绩对 t年独董津贴 t-1年业绩对 t年独董津贴
全样本 roa t>0 样本 roa t<0 样本 全样本 roa t-1>0 样本 roa t-1<0 样本
U * *** *
() () () () () ()
ROA t *** *** ***
() () ()
U×ROA t **
() () ()
ROAt-1 *** ***
() () ()
U×ROA t-1
() () ()
BOARDMT *** *** *** *** *** *
() () () () () ()
SIZE *** *** *** *** *** ***
() () () () () ()
LEV
() () () () () ()
BOARDN
() () () () () ()
INDIR *** *** *** ***
() () () () () ()
INSHR *** *** *** ***
() () () () () ()
FSHR *** *** *** *** *
() () () () () ()
SHBAL
() () () () () ()
DUAL *
() () () () () ()
SOE *** *** *** *** *** ***
() () () () () ()
AREA1 *** *** *** ***
() () () () () ()
AREA2 * *
() () () () () ()
constant *** *** *** *** *** ***
() () () () () ()
行业/年份 控制 控制 控制 控制 控制 控制
Adj R2
F-Value
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Obs. 7082 6308 774 7082 6465 617
注：括号内为 t 值；*、**、***分别标示在 10%、5%、1%水平上显著。
独立董事津贴和公司业绩：基于差分模型的回归检验 235
要探察独立董事津贴和公司业绩之间关系的实质经济逻辑，还应基于差分模型来检验独
立董事津贴的变动和公司业绩变动二者之间的经验关系。因为，独立董事津贴和公司业绩要
实质相关的话，那么就应该是公司按照业绩来确定独立董事津贴，当公司自身业绩发生变动
时，独立董事津贴也会发生变动。换言之，独立董事津贴和公司业绩的真正相关关系首先应
该是同一公司自身不同期间（intracompany）意义上的，其次才是不同公司之间（intercompany）240
意义上的。而这一关系的探究应该采用差分模型来实现，假若独立董事津贴无激励成分，即
只存在不与业绩挂钩的固定部分，而无基于业绩的变动津贴部分或此部分甚小至可忽略，则
差分模型所衡量的独立董事津贴-业绩敏感度是不会显著大于零的，若此，我们则认为独立
董事津贴和公司业绩不相关。我们采用模型（3）来对此进行回归检验。模型中的因变量和
自变量基本同于模型（1），只不过是采用其中连续变量的变动量（即各变量的t年值减去t-1245
年值），而对于虚拟变量，则完全同于模型（1）。
（3）
250
如前述，表2的描述性统计显示，∆LnCOMP的75分位数和25分位数均为0，∆LnCOMP
为0的观测值占总体观测值的%，表明在大多数年份和大部分公司，独立董事津贴并不
随着公司业绩变动而变动。对于那些∆LnCOMP为0的样本观测值，自然无从也无需检验其独
立董事津贴-业绩的敏感度及其显著性。为此，我们把∆LnCOMP大于0和小于0的公司-年样
本观测值选择出来，分别对模型（3）进行了回归，结果列示在表6的第2列和第3列。为了排255
除假定可能公司会基于t-1年业绩及其变动确定独立董事t年的津贴，我们也用t-1年业绩变动
对t年津贴变动进行了回归（结果参见表6的第4、5列）。表6的所有回归结果都显示，公司
业绩变动和独立董事津贴变动之间不存在显著的相关关系。这些回归结果意味着，独立董事
的津贴-业绩敏感度不显著大于零，独立董事津贴之变动并非源自公司业绩的变动，独立董
事津贴与公司业绩之间没有挂钩。换言之，独立董事津贴没有像经理人薪酬那样——基于业260
绩确定薪酬（pay for performance）。
表 6 模型（3）的回归结果
Tab. 6 regression of model (3)
t年业绩变动对 t年独董津贴变动 t-1年业绩变动对 t年独董津贴变动
ΔLnCOMP<0 样本 ΔLnCOMP >0 样本 ΔLnCOMP<0 样本 ΔLnCOMP >0 样本
ΔROA
() () () ()
ΔBOARDMT * *
() () () ()
ΔSIZE
() () () ()
ΔLEV ** ***
0 1 2 3 4 5
6 7 8 9 10 11
AREA
t k t m t n t n t n t n
t n t n t n t n t n t n
K L P
K L P
LnCOMP ROA BOARDMT SIZE LEV BOARDN
INDIR INSHR FSHR SHBAL DUAL SOE
IND YEAR
- 11 -
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() () () ()
ΔBOARDN *** *** *** ***
() () () ()
ΔINDIR *** *** *** ***
() () () ()
ΔINSHR
() () () ()
ΔFSHR
() () () ()
ΔSHBAL
() () () ()
DUAL
() () () ()
SOE
() () () ()
AREA1
() () () ()
AREA2
() () () ()
Constant *** *** *** ***
() () () ()
行业/年份 控制 控制 控制 控制
Adj R2
F-Value
Obs. 374 1572 372 1565
注：括号内为t值；*、**、***分别标示在10%、5%、1%水平上显著
通过比较考虑了业绩上升还是下降因素之后的水平模型（模型（2））、差分模型（模型（3））265
和水平模型（模型（1））的回归结果可以看出，现有文献及本文的水平模型回归中显示的
独立董事津贴和公司业绩的正向关联关系仅仅说明，业绩相对更好的公司支付的独立董事津
贴相对更高，但这只是信号显示效应之结果，而非激励效应之结果。换言之，独立董事津贴
的高低只是显示其所任职公司的业绩相对好坏之信号，而不是独立董事获得有效激励后的基
于公司业绩的结果，独立董事津贴未真正与公司业绩挂钩，两者实质不相关。 270
3 作为公司业绩显示信号的独立董事津贴：进一步的经验证据
独立董事津贴和公司业绩：来自首次引入独立董事制度的公司之证据
表4对模型（1）的回归结果显示，t年的独立董事津贴和t年至t-3年的公司业绩都存在显
著正向关联，由于独立董事津贴和公司业绩事实上为时间序列数据，各自都存在序列相关，275
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通过类似表4中第3-5列的两组数据时间上的差别是无法彻底消除二者内生性问题。也许有人
会质疑，是否公司基于往期业绩来确定独立董事的津贴（亦即存在职业生涯关注），而往期
业绩则是公司独立董事努力的成果，这样，假设不考虑差分模型的回归结果，独立董事津贴
和公司业绩还是显著正相关的，有着激励效应。为除此惑和提供独立董事津贴信号显示效应
的进一步证据，我们专门利用2002年首次引入独立董事（制度）的公司的数据（即在此之前280
公司董事会中无独立董事）来进行分析。对于在2002年首次引入独立董事的公司，其2001
年的公司业绩及其变动显然与独立董事没有任何关系，且独立董事制度的首次引入对于很多
公司而言并非出于自愿，而是为满足相关监管制度的要求，公司对独立董事的作用无清晰预
期，也无从基于前一届独立董事发挥作用的情况等来选择独立董事和确定独立董事津贴（因
为没有前一届）。因而，运用首次引入独立董事制度的公司数据，考察2002年首次引入的独285
立董事津贴和公司2001年的业绩之间的关系能很好地解决前述内生性问题。
表7的第2列为我们利用2002年首次引入独立董事制度公司的数据对模型（1）的回归结
果。结果显示，2002年首次引入独立董事制度的公司，2002年的独立董事津贴和2001年的公
司业绩之间的回归系数为，t值为，表明二者为显著的正相关关系。如前述，2002
年首次引入独立董事的公司在2001年没有独立董事，2001年的公司业绩与2002年引入的独立290
董事之间没有任何关联关系，并非后者的努力成果，为此，表7的回归结果说明，自我国建
立和实施独立董事制度之开始，就是公司业绩相对好的公司支付的独立董事津贴较高，独立
董事津贴是显示公司业绩的信号之一。当然，这可能是因为业绩好的公司选聘的独立董事社
会地位更高和社会声誉更佳所致，这与公司规模越大，独立董事津贴越高的证据是一致的，
至于这些独立董事发挥的公司治理作用是否更好则有待进一步研究。 295
表 7 模型（1）的回归结果：基于首次引入独立董事和董事会换届公司样本
Tab. 7 regression of model (1): The sample of the first term and change the term of independent directors
首次引入独立董事（t 年） 董事会换届（t 年）
t-1 年业绩对 t 年独董津贴 t-1 年业绩对 t 年独董津贴
ROAt-1 *** ***
() ()
BOARDMT ***
() ()
SIZE * ***
() ()
LEV **
() ()
BOARDN *
() ()
INDIR
() ()
INSHR **
() ()
FSHR **
() ()
SHBAL
() ()
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DUAL
() ()
SOE ***
()
AREA1 ***
() ()
AREA2
() ()
Constant *** ***
() ()
行业/年份 控制 控制
Adj R2
F-Value
Obs. 308 2408
注：括号内为t值；*、**、***分别标示在10%、5%、1%水平上显著
独立董事津贴与公司业绩：来自董事会换届公司的证据 300
表4的回归结果还显示，独立董事津贴和公司t-4年的业绩无显著关系，这是否与公司董
事会换届存在一定关系呢？按照相关制度，公司董事会一般一届任期3年，而独立董事的任
期通常也是3年，可以连任一届。通过阅读上市公司涉及调整独立董事津贴的相关公告，还
可以发现绝大多数公司按照独立董事的届次来确定津贴水平，在一届董事会的任期（通常为
3年）中，该届独立董事每年有着同样的津贴，上下届之间的独立董事津贴则可能相同，也305
可能不同。这也是导致前面我们发现的%的∆LnCOMP观测值为0的主要原因。利用公
司董事会换届的数据，我们可以研究董事会换届后的独立董事津贴和换届前的公司业绩进行
回归，以部分消除前面提及的独立董事津贴和公司业绩之间的可能内生性。
换届后独立董事津贴和换届前一年（t-1年）的公司业绩数据的水平模型回归结果参见
表7的第3列。结果显示，换届后独立董事津贴和董事会换届前一年公司业绩的相关系数为310
（t值为），在1%水平上显著正相关，说明董事会换届后独立董事津贴的高低受到
换届前公司业绩好坏的影响，而这一业绩未必是新任董事会和独立董事的努力结果。
进一步地，我们把同一届董事会当作一个整体，以各变量在同届董事会任期内的均值作
为变量值分别对模型（1）、（3）进行回归检验，回归结果参见表8和表9。表8的第2列和第
3列为水平模型回归结果。类似于表4中模型（1）的回归结果，基于届次数据的回归结果也315
显示，无论是本届董事会届次内的独立董事津贴和公司业绩，还是上一届董事会任职期间的
公司平均业绩和下一届董事会任期内的独立董事平均津贴都呈现出显著正相关关系。但是表
9的第2列为届次数据差分模型的回归结果则显示，不同届次之间的独立董事届内津贴均值的
变动和不同届次之间的公司平均业绩变动之间不存在显著相关关系。届次数据的差分模型的
回归结果说明，独立董事津贴变动和公司业绩变动之间确实不存在显著的正相关关系，即使320
在董事会届次之间，独立董事津贴也没有与公司业绩挂钩，独立董事津贴和公司业绩的正向
关联关系只是公司业绩的信号显示效应之结果。
表8 模型（1）的回归结果：基于董事会届次数据
regression of model (1): the sample of the first set of independent directors. 325
t届业绩对t届独董津贴 t-1届业绩对t届独董津贴
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ROA *** ***
() ()
SIZE *** ***
() ()
LEV *** ***
() ()
BOARDN ***
() ()
INDIR
() ()
INSHR *** **
() ()
FSHR ***
() ()
SHBAL *** ***
() ()
Constant *** ***
() ()
行业 控制 控制
Adj R2
F-Value
Obs. 3347 2031
注：括号内为 t 值；*、**、***分别标示在 10%、5%、1%水平上显著。
表 9 模型（3）的回归结果：基于董事会届次数据
the regression of model (3): the sample about the change term of director board
t 届业绩变动对 t 届
独董津贴变动
t-1 届业绩变动对 t 届
独董津贴变动
ΔROA
() ()
ΔSIZEt *** ***
() ()
ΔLEVt ** ***
() ()
ΔBOARDNt *
() ()
ΔINDIRt ***
() ()
ΔINSHRt
() ()
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ΔFSHRt
() ()
ΔSHBAL
() ()
Constant *** ***
() ()
行业 控制 控制
Adj R2
F-Value
Obs. 2083 960
注：括号内为 t 值；*、**、***分别标示在 10%、5%、1%水平上显著。 330
4 结论
尽管基于2002-2010年间的独立董事津贴和公司业绩的数据进行水平模型的回归显示两
者之间存在显著正向关联关系，但我们基于引入业绩变动虚拟变量的水平模型、差分模型和
首次引入独立董事公司数据以及公司董事会届次数据与换届数据的研究发现，独立董事津贴
并不随着公司业绩上升或下降而变动，甚至随业绩上升它们之间的关联度在下降（当公司盈335
利时），独立董事津贴变动和公司业绩变动不相关（独立董事的津贴-业绩敏感度不显著异
于0，无论是公司-年数据还是董事会届次数据的检验结果都如此），首次引入独立董事公司
业绩越好以及董事会换届前业绩越好的公司支付的独立董事津贴越高。我们发现的这些经验
证据说明，独立董事津贴和公司业绩之间的水平正向关联关系只是信号显示效应之结果，而
非激励效应之结果。换言之，我国上市公司的独立董事津贴只是显示公司业绩高低的信号之340
一，其并没有与公司业绩真正挂钩（并不随业绩变动而变动），两者实质不相关。我们的研
究结果意味着，我国上市公司的独立董事制度还有待进一步改进，尤其是在独立董事物质激
励方面尚需进行新的探索。
[参考文献] (References)345
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