戴文濤，劉秀梅，曲京山

(1.云南財經大學 會計學院，云南 昆明 650221； 2.中山大學 管理學院，廣東 廣州 510275；3.河北師范大學 商學院，河北 石家莊 050024)

一、問題的提出

獨立董事是“神兵利器”還是“橡皮圖章”？這是學術界和實務界一直廣泛爭論的話題。Fama[1]與Fama和Jensen[2]認為，獨立董事可以提高董事會的獨立性，從而更好地監(jiān)督公司內部人，是解決股東與經理人之間代理問題的重要機制之一。然而，謝德仁[3]認為，獨立董事大都由管理層聘請，獨立董事與管理層之間存在著信息不對稱，獨立董事的監(jiān)督治理作用會受到很大限制。尤其是在我國處于“新興+轉軌”的特殊制度背景下，上市公司股權高度集中，董事會受控股股東控制較為嚴重，獨立董事更加難以發(fā)揮監(jiān)督治理作用[4]。理論上的分歧使得無論是在成熟資本市場國家還是在新興轉軌國家的實踐中，關于獨立董事治理作用的經驗證據(jù)都是混合的甚至是互相矛盾的[5]。如Core等[6]與王躍堂等[7]發(fā)現(xiàn)，獨立董事對公司價值有著正向的貢獻。Bhagat和Black[8]、Adams和Ferreira[9]與高明華和馬守莉[10]發(fā)現(xiàn)，獨立董事對公司價值的貢獻并不顯著。Yermack[11]與李常青和賴建清[12]發(fā)現(xiàn)，獨立董事對公司價值有負向影響?；谄渌髽I(yè)行為的視角，獨立董事的作用同樣存在較大差異。既有證據(jù)發(fā)現(xiàn)，獨立董事可以減少大股東的資金占用行為[13]、提高盈余信息質量[14-15]，也有證據(jù)表明，獨立董事并未提高會計信息質量[16]、不能有效抑制大股東的掏空行為[17]。甚至還有文獻發(fā)現(xiàn)，獨立董事的作用是混合的。如劉慧龍等[18]發(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)改制過程中，獨立董事可以減少因大股東的利益輸送而造成的投資不足問題，但沒有證據(jù)顯示獨立董事可以減少因管理者代理問題而產生的過度投資問題。

對于獨立董事作用經驗證據(jù)差異較大的原因，學者們給出了一些可能的解釋：首先，現(xiàn)有研究主要是通過考察獨立董事占比與公司價值或其他企業(yè)行為的關系來檢驗獨立董事的有效性，但是這種處理方式可能受到內生性問題的影響[13]，從而影響研究結論的可靠性。其次，獨立董事群體的個體差異顯著，并非所有獨立董事都能有效地發(fā)揮作用，不同背景的獨立董事在董事會中的作用可能是不一樣的[19]。考慮上述問題，一些研究試圖通過二階段最小二乘和三階段最小二乘等回歸方法來控制內生性，但這種方法受到工具變量有效性的影響較大[13]，不同工具變量得到的結果很可能相差較大。如Nguyen和Nielsen[20]采用了獨立董事突然死亡事件來驗證其價值相關性。這種方法雖然可以在很大程度上控制內生性，但限于我國上市公司類似的案例太少而難以進行大樣本的實證檢驗。還有學者利用獨立董事任命或辭職現(xiàn)象來考察獨立董事的市場反應，以此檢驗獨立董事制度的有效性。如Rosenstein和Wyatt[21]發(fā)現(xiàn)，任命新的獨立董事帶來了股價正向反應。Gupta和Fields[22]發(fā)現(xiàn)，獨立董事辭職的市場反應顯著為負。Dewally和Peck[23]進一步區(qū)分了辭職原因，發(fā)現(xiàn)不同情況下獨立董事辭職的市場反應存在著顯著差異。張俊生和曾亞敏[24]討論了我國上市公司獨立董事辭職行為的信息含量，發(fā)現(xiàn)整體而言獨立董事辭職的市場反應為負，但是并不顯著。由于獨立董事辭職具有很強的自我選擇性，因而相關研究仍然沒有擺脫內生性問題的困擾。最后，我國上市公司廣泛存在獨立董事辭職的“捆綁披露”現(xiàn)象[25]，即使不考慮內生性的影響，已有研究也不能很好地區(qū)分投資者的市場反應究竟是來自于獨立董事辭職還是“捆綁披露”的其他事件。因此，獨立董事究竟能否發(fā)揮預期作用進而提升公司價值仍舊是一個待解的謎團，迫切需要學者對此提供更加穩(wěn)健可靠的證據(jù)從而為相關政策制定提供理論指導。

2013年10月19日，中組部下發(fā)了《關于進一步規(guī)范黨政領導干部在企業(yè)兼職(任職)問題的意見》(下文簡稱為“18號文”)。在該文件中，中組部對黨政領導在企業(yè)中的任職資格、離職期限、任職年齡和報酬等方面做了嚴格限制，要求各地區(qū)各部門各單位限期對黨政領導干部在企業(yè)兼職(任職)情況進行清理。在“18號文”的要求下，我國上市公司出現(xiàn)了一波前所未有的獨立董事辭職潮。這為我們從辭職視角研究獨立董事制度有效性提供了難得的機會。首先，此次獨立董事辭職是由于“18號文”這樣一個外生政策沖擊所引起的，屬于強制性規(guī)制范疇，這就有效避免了以往研究中獨立董事辭職的內生性問題，從而提高研究結果的可靠性。其次，此次受到“18號文”影響的不僅包括政府部門背景的獨立董事，還包括高等學校和科研院所(下文簡稱學術機構)背景的獨立董事，這有助于我們比較不同背景獨立董事辭職的市場反應。最后，在“18號文”影響下獨立董事辭職公告的披露也更具針對性，以往“捆綁披露”的現(xiàn)象很少出現(xiàn)，這為我們研究獨立董事辭職現(xiàn)象提供了更加“干凈”的樣本，有助于更準確識別獨立董事辭職的市場反應。根據(jù)中組部文件，受影響的獨立董事主要來自政府官員與學術機構兩種背景。由于這兩種背景的獨立董事發(fā)揮作用的內在機制存在著差異，那么其市場反應是否也會有所不同呢？更進一步，代理理論與資源依賴理論哪一種理論對不同背景獨立董事作用的解釋力度更強？上述問題的研究對于我們深刻理解獨立董事發(fā)揮作用的理論基礎與內在機制具有重要意義。

二、研究設計

(一)模型構建

本文采用事件研究法來考察獨立董事辭職的短期市場反應。主要步驟為：

第一步，采用CAPM模型計算單個股票異常收益率，依據(jù)有效市場假說，確定股票收益率。

Rjt=αj+βjRit+εjt

(1)

其中，Rjt表示第j支股票在t 日的實際收益率，Rit表示股票市場(i為股票市場中的所有股票)第t 日的市場收益率。

理論上，如果股票價格受到特殊事件影響而出現(xiàn)異常波動，那么股票的實際收益就會偏離于基于CAPM模型所預測的收益水平，則異常收益率如下：

(2)

則事件窗口期內的累計異常收益，即第j支股票在窗口期[t1，t2]內的CAR值為：

(3)

第二步，事件窗口的選擇。我們以上市公司發(fā)布的獨立董事辭職公告日作為事件日，分別選取[-5,+5]、[-3,+3]作為時間窗口。為了保證估計效度，對于預測區(qū)間內不足30個交易日的樣本我們給予了刪除。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

自“18號文”頒布的2013年10月19日至2014年6月20日，滬深兩市共有324人次辭去獨立董事職位，涉及299家上市公司。由于25家公司在此期間內有超過1次以上的獨立董事辭職行為，為了避免多次事件對CAR的影響，本文只計算了第一次獨立董事辭職的CAR值。此外，本文還剔除了在獨立董事辭職公告中明確說明辭職原因是由于任職期滿的20個樣本、雖然任期未滿但不受“18號文”影響的10個樣本、捆綁披露的28個樣本、預測區(qū)間不足30個交易日的樣本以及事件半個月內發(fā)生過異常停牌與相關數(shù)據(jù)不全的52個樣本，最后得到189個樣本。其中，政府官員背景的獨立董事樣本103個，學術機構背景的獨立董事樣本86個。

參考以往的研究文獻，本文按照行業(yè)相同(制造業(yè)按二級代碼分類，其他按一級代碼分類)、資產規(guī)模相近的原則選擇了配對樣本。獨立董事辭職公告數(shù)據(jù)分別在上海證券交易所以及深圳證券交易所網站上手工搜集所得。其他數(shù)據(jù)來源于CAMAR數(shù)據(jù)庫。

(三)變量說明

本文采用事件研究法估算出來的累計超額收益率(CAR)作為被解釋變量，分別用Gover(如果辭職獨立董事具有政府背景，取值為1，否則為0)和Scholar(如果辭職獨立董事具有學術機構背景，取值為1，否則為0)作為獨立董事背景的兩個解釋變量。為了控制其他因素對獨立董事辭職事件窗口中超額收益的影響，本文參考既有文獻[23-24]選擇了以下控制變量：公司規(guī)模(Size)，即總資產的自然對數(shù)；資產負債率(Lev)，即總負債除以總資產；每股收益(Eps)，即稅后利潤除以股本總數(shù)；獨立董事性別(Female)，如果獨立董事是女性，取值為1，否則為0；任期(Tenure)，如果辭職獨立董事的任期高于行業(yè)中位數(shù)為1，否則為0；多重任職(Multi)，如果辭職的獨立董事在其他公司兼職為1，否則為0。

三、檢驗結果及分析

(一)描述性統(tǒng)計與分析

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。

表1 描述性統(tǒng)計結果(N=189)

從表1可以看出，獨立董事辭職的CAR均值在[-5,+5]的11天內為-0.293%，在[-3,+3]的7天為0.044%。t值顯示，[注]具體的t值未在表中列示，留存?zhèn)渌?。下同。二者都未顯著大于0。

(二)非參數(shù)檢驗與分析

表2報告了政府官員組與學術機構組主要變量的均值和中位數(shù)差異情況。

表2 分組變量非參數(shù)檢驗結果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

從表2可以看出，在政府官員組，CAR[-5,+5]的均值是1.181%，CAR[-3,+3]的均值是1.057%，t值顯示，二者均顯著大于0。在學術機構組，CAR[-5,+5]的均值是-2.058%，CAR[-3,+3]的均值是-1.170%，t值顯示，二者均顯著小于0。進一步的t檢驗結果表明，政府官員組的CAR值顯著高于學術機構組。中位數(shù)的檢驗結果與均值檢驗相類似。

上述結果說明，對于總樣本而言，獨立董事辭職在[-5,+5]與[-3,+3]的時間窗口內并沒有顯著的市場反應。產生這一現(xiàn)象的原因可能在于不同背景獨立董事辭職引起的市場反應不同，產生了相互抵消的作用，進一步的分組結果在一定程度上支持了這一點。即：不同背景的獨立董事辭職市場反應并不相同，相比較而言，政府官員背景獨立董事辭職的市場反應顯著為正，公司價值上升；而學術機構背景獨立董事辭職的市場反應則顯著為負，公司價值下降。

(三)多元回歸結果分析

為了獲得更為可靠的證據(jù)，我們比較兩類獨立董事辭職的市場反應，回歸結果如表3所示。

表3 全樣本的回歸結果

注：回歸中控制了行業(yè)的影響，括號內為t值，下同。*、**和***分別表示10%、5%和1%的雙尾顯著性水平。

從表3可以看出，政府官員組獨立董事辭職的市場反應為正，且在5%水平下顯著。學術機構組獨立董事辭職的市場反應都為負，且至少通過了5%水平下的顯著性檢驗。這進一步支持了組間比較分析的結果，表明學術機構背景的獨立董事對公司價值有積極的正向作用，而政府官員背景的獨立董事反而起到了負面作用。

不同背景的獨立董事辭職的市場反應出現(xiàn)如此大差異的原因如下：對于學術機構背景的獨立董事而言，他們往往是某一領域的專家，有著較高的教育背景、扎實的理論功底和良好的專業(yè)能力，從資源依賴理論的視角，他們可以更好地為企業(yè)發(fā)展出謀劃策。Johnson等[26]指出，具有專長的獨立董事能夠從專業(yè)角度對公司戰(zhàn)略和經營決策發(fā)表意見。從委托代理理論的視角，來自學術機構的獨立董事往往具有較高的社會地位和良好的聲譽。良好的聲譽效應使得獨立董事更有動力去對管理層行為進行監(jiān)督[2]，而較高的專業(yè)素質使得獨立董事更有能力去監(jiān)督管理層。葉康濤等[27]發(fā)現(xiàn)，具有金融背景的獨立董事越有可能對管理層議案提出公開質疑。唐雪松等[28]發(fā)現(xiàn)，高校領導身份的獨立董事更可能在獨立意見中說“不”，而獨立董事公開質疑行為有助于提升公司價值。對于政府部門背景的獨立董事而言，盡管他們有著熟悉政策文件、人脈關系深厚等方面的優(yōu)勢，但是通過聘任政府官員擔任獨立董事本身就是一把“雙刃劍”。從資源依賴理論的角度，盡管政治關聯(lián)能夠給企業(yè)帶來諸如融資便利、稅收優(yōu)惠和政府補貼，但也會給企業(yè)帶來沉重的社會負擔，進而損害公司價值；從委托代理理論的視角，具有政府官員背景的獨立董事在為企業(yè)謀求各種資源時往往會存在各種尋租行為，這必然會損害獨立董事的獨立性，從而降低其監(jiān)督治理作用，進而有可能導致整體公司治理效率下降。

(四)獨立董事：監(jiān)督還是咨詢？

既然資源依賴理論和委托代理理論都可以從不同視角解讀本文的結論，那究竟是哪一種理論的解釋力度更強？需要進行進一步的檢驗。我們按照最終控制人現(xiàn)金流權和投票權是否分離將樣本分為兩組：兩權分離組和未分離組，然后檢驗兩組樣本中官員獨立董事辭職的市場反應是否存在差異。如果代理理論解釋力更強，我們預期可以觀察到在兩權分離組市場反應更加顯著，反之，如果資源依賴理論解釋力更強，則市場反應在這兩組應該不會存在顯著差異。檢驗結果如表4和表5所示。從表4可以看出，對于政府官員組而言，無論是均值還是中位數(shù)，獨立董事辭職的市場反應在兩權分離組都顯著高于未分離組，并且兩權未分離組的市場反應均值為負，符號也發(fā)生了變化。而在學術機構組，獨立董事辭職的市場反應在兩權分離組與未分離組之間并沒有顯著差異。從表5可以看出，政府官員組在[-3,+3]的7天內，AC的系數(shù)顯著為正，在[-5,+5]的11天內，AC的系數(shù)雖然不顯著但同樣為正；而在學術機構組，無論是[-3,+3]還是[-5,+5]，AC的系數(shù)都不顯著。上述結果說明，具有政府官員背景的獨立董事辭職所導致的正向市場反應主要存在于兩權分離組。這表明市場反應更多是基于委托代理理論而非資源依賴理論，即此類型的獨立董事很難發(fā)揮監(jiān)督治理作用，他們的辭職會帶來公司價值的提升。具有學術機構背景的獨立董事辭職的市場反應在兩權分離組與未分離組之間有顯著差異。這表明委托代理理論對于此類獨立董事的辭職行為解釋力度較弱，市場的負面反應更多是基于資源依賴理論。

表4 獨立董事辭職市場反應的非參數(shù)檢驗：兩權分離與未分離

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的單尾顯著性水平。

表5 獨立董事辭職市場反應的回歸結果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的雙尾顯著性水平。AC(Agent Cost)為虛擬變量，如果現(xiàn)金流權和投票權分離為1，否則為0。列(1)—列(3)為變量CAR[-5,+5]， 列(4)—列(6)為變量CAR[-3,+3]。

(五)穩(wěn)健性檢驗

由于“18號文”公布于2013年10月19日，市場有可能會在文件發(fā)布的當日就做出反應，進而影響本文的結果。為此，本文一是考察了文件公布日前后[-5,+5]以及[-3,+3]不同時間窗口的CAR值，二是直接把文件公布日的CAR值作為控制變量引入到前文的回歸模型中，結果都未發(fā)生顯著變化?？紤]獨立董事辭職時間的不同可能影響結果，本文又按照辭職公告時間將樣本分為早辭職組和晚辭職組，并把辭職公告時間作為控制變量引入到前文的回歸模型中，結果也未發(fā)生顯著變化。學術機構背景獨立董事辭職的市場反應隨著代理成本的不同而沒有差異可能是由替代變量誤差造成的，本文采用管理費用率與總資產周轉率來衡量代理成本，結果仍未發(fā)生顯著變化。

四、結論與啟示

本文借助一個外生政策沖擊，利用受政策影響的兩類特定樣本，考察了獨立董事辭職的市場反應。研究發(fā)現(xiàn)：第一，整體而言，具有政府官員背景的獨立董事辭職帶來了1.181%的累計超額收益率，公司價值顯著上升；具有學術機構背景的獨立董事辭職獲得了-2.058%的累計超額收益率，公司價值顯著下降。第二，不同理論對于不同背景獨立董事辭職的市場反應的解釋力度存在一定差異。委托代理理論對政府官員背景獨立董事辭職的市場反應解釋力度更強，而資源依賴理論對學術機構背景獨立董事辭職的市場反應解釋力度更強。具體表現(xiàn)在：具有政府官員背景的獨立董事辭職的正向市場反應主要來自于代理成本較大的公司，而具有學術機構背景的獨立董事辭職的市場反應在代理成本不同的公司并沒有顯著差異。

本文的結論對于上市公司、投資者以及監(jiān)管機構均具有一定的啟示作用。對于上市公司而言，重視獨立董事工作、更好地發(fā)揮獨立董事作用，有助于進一步提升公司價值；對于投資者而言，可以將獨立董事作為選擇投資目標公司的參考指標之一；對于監(jiān)管機構而言，可以將獨立董事制度建設作為保護投資者利益的重要手段。此外，我們的研究結果也表明“18號文”在一定程度上達到了預期目標，但是“一刀切”的政策也存在著意料之外的效果。