独立董事对控制权转移价格影响的实证研究论文.docVIP

　　独立董事对控制权转移价格影响的实证研究论文 .freeles（1987）发现，美国限制银行兼并州里的银行，董事会中外部董事比例明显小于允许兼并的州，说明外部董事在评估购并建议方面有关键的作用。Kini、Kracaan发现独立董事的作用有利于降低公司购并行为带来的负面效应。Shivdasani发现独立董事比例与公司被收购的可能性成反比。Brickley、Coles和Terry发现，独立董事占多数的公司，公布反收购策略之后，股价会上升，相反独立董事占少数的公司，公布反收购策略后，股价会下降，显示市场对外部董事的信任。Lee、Rosenstein、Rangan和Davidson（1992）认为，独立董事占较少比例的企业，管理层较易以较低的非公允价格收购其他企业，而独立董事占多数的企业，管理层收购其他企业时的收购价格相对较高。 在我国，对这一部分内容研究的人并不多。理论上，谭劲松从外部市场不成熟推测，独立董事对控制权转移无多大的影响，但无数据支持。实证上，王鹏飞、谢永珍认为董事会独立性与上市公司外部环境并无替代作用，但是他们使用的是模型参数，以资源风度与动态性来衡量。龚红（2004）认为独立董事的数量与董事会战略决策参与程度不相关，但没有把控制权转移行为单独分离开来。 西方国家控制权市场以要约收购为主，而我国所特有的股权结构决定了我国控制权交易大大别于西方。本文主要运用模型来检验我国的情况，主要检验在我国，独立董事能否影响我国上市公司控制权转移价格的制定。 一、研究方法和假设 由于我国特殊的国情，我国上市公司的股权转移价格的定价方式与国外不同。我们不能照搬国外的方法，需要针对本国的情况进行研究。 1、研究内容和假设 我国上市公司控制权转移的价格一般是在每股净资产的基础上，由收购双方根据力量博弈的结果来确定，同时有的还需要经过国资委的审批通过。因此，这些非市场因素会造成控制权转移的价格基本上围绕每股净资产上下波动。对于转移价格的明文规定，使得独立董事对转移价格高低的直接作用发挥有限，表现为控制权转移价格或者高于每股净资产，或者低于每股净资产。转移价格低于每股净资产意味着上市公司的资产被折价出售，而对有国有控股的企业，意味着国有资产的流失。独立董事虽然不能直接影响交易价格的高低，但能为上市公司献计献策，使其在博弈中获得有利于自己的结果，表现为使交易价格能高于每股净资产，不至于使资产被折价出售。 2、样本选择 本文研究的样本以2002—2005四年间发生了控制权转移的公司为基础，按照以下要求再进一步选取：第一，控制权转移方式采用有偿方式，包括司法拍卖、司法裁定；第二，转移价格及其他相关财务数据完整。入选后的样本为：2002年41家，2003年44家，2004、2005年50家，一共为135家。 3、样本分组 控制权发生转移的公司样本所使用的独立董事指标和财务指标都是选取控制权发生转移的上一年年底时的数据。虽然中国证监会在2001年发布了指导意见，硬性规定需设立独立董事，但2001年年底尚不在指导意见的时效内，在这个阶段，上市公司对独立董事的设立基本上出于自发，不仅设立的公司有限，人数更是有限。因此，把控制权转移发生在2002年的公司设为第一组样本。 按指导意见，上市公司的董事会需在2002年6月30日前至少设立2名独立董事，控制权转移发生在2003年的公司所选用的数据来自2002年年底，大部分上市公司按照意见设立了独立董事，但由于很多公司是迫于压力而设，因此只会把人数设立在最低的限度上，而高于此底线的公司则可以看作是自发多于强制。因此把控制权转移发生在2003年的设为第二组样本。从2003年6月30日开始，上市公司的董事会应当至少包括三分之一的独立董事。因此，控制权转移发生在2004、2005年的公司设为第三组。即： 样本一： 控制权转移发生在2002年 样本二： 控制权转移发生在2003年 样本三： 控制权转移发生在2004、2005年 二、变量设计和描述性统计 1、模型 本研究将采用Logistic模型估计解释独立董事设置的程度对转移价格的影响，使用的统计软件为SPSS13.0。 令P为转移价格大于等于每股净资产的可能性，INDS为独立董事占董事会的比例，IND1为虚拟变量。如果INDS≥1/3，则IND1=1；如果INDS＜1/3，则IND1=0。Si为一组控制变量，ε为随机扰动项。构造Logistic概率分布函数为： lnP/(1-P)=α+β×IND1+∑riSi+ε 2、变量设计 （1）因变量。根据研究的需要，因变量设为转移价格P是否大于等于每股净资产NAPS，如果转移价格大于等于每股净资产，则PNAPS=1；如果转移价格小于