車菲 蔣艷 金思瑤

【摘要】以2015 ～ 2017年A股非金融類上市公司為研究對象， 考察獨董薪酬與獨董金融背景對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響及地區(qū)差異性的調(diào)節(jié)作用。 研究發(fā)現(xiàn)， 增加獨董薪酬和聘任具有金融背景的獨董都能顯著提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 但獨董薪酬的激勵作用在東部地區(qū)更顯著， 而獨董金融背景的資源效應(yīng)則在中西部地區(qū)更顯著。 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 在獨董作用于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的機制中， 獨董薪酬與獨董金融背景存在著相輔相成的互補效應(yīng)， 并且這種互補效應(yīng)在中西部地區(qū)更強。

【關(guān)鍵詞】風(fēng)險承擔(dān);獨董薪酬;獨董金融背景;地區(qū)差異性

【中圖分類號】 F275 ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）11-0127-9

一、引言

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平對國家經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展具有重要影響， 較高的風(fēng)險承擔(dān)水平意味著更多的資本性支出， 如研發(fā)支出與固定資產(chǎn)投資[1] ， 而較低的風(fēng)險承擔(dān)水平則限制了企業(yè)的各種投資決策， 甚至?xí)o企業(yè)帶來財務(wù)危機。 因此， 風(fēng)險承擔(dān)能力的培育對于企業(yè)的生存和發(fā)展異常重要， 企業(yè)在治理過程中應(yīng)多關(guān)注風(fēng)險的防范問題。

現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的研究主要聚焦于其影響因素， 這些因素主要包括國家的經(jīng)濟發(fā)展水平、全球化進程、市場化進程、宗教等。 然而， 極少有學(xué)者研究高管薪酬對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。 通常來說， 高管是通過聲譽機制和激勵機制發(fā)揮作用的， 而激勵機制又主要分為股權(quán)激勵和薪酬激勵。 許多研究都認(rèn)為薪酬激勵是促使管理者努力工作進而提升企業(yè)價值的有效機制之一[2] 。 當(dāng)公司采取適當(dāng)?shù)男匠昙罘绞綄Ω吖苓M行激勵時， 高管將會增加投入以確保公司績效的提升， 因此高管獲得的報酬激勵是其提升企業(yè)績效的重要動力; 當(dāng)高管的薪酬過低時， 會存在激勵不足問題， 不利于調(diào)動高管履職的積極性， 由此造成公司高管變更與經(jīng)營業(yè)績之間敏感性的降低以及公司盈余管理程度的提高[3] 。

獨立董事（簡稱“獨董”）作為高管的一份子， 具有豐富的實踐經(jīng)驗和理論知識以及較強的外部獨立性， 對企業(yè)主要負(fù)有監(jiān)督、咨詢的職責(zé)。 近年來， 有學(xué)者提出獨董制度的主要功能是“風(fēng)險防護”， 即降低管理層因為決策或經(jīng)營上可能的失誤而面臨的法律風(fēng)險， 具體包括提高公司被提起股東代表訴訟等的門檻以及降低公司進入訴訟階段后被陪審團定罪的概率[4] 。 鄭曉倩[5] 研究發(fā)現(xiàn)， 獨董比例與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平顯著正相關(guān)。 因此， 合理增加獨董薪酬可以促使其更努力地工作， 激發(fā)其潛能， 可能使其更敏銳地發(fā)現(xiàn)企業(yè)現(xiàn)有或潛在的問題， 提出更具建設(shè)性的意見， 促使企業(yè)更好地控制風(fēng)險， 提高風(fēng)險承擔(dān)水平。

然而， 也有學(xué)者認(rèn)為薪酬激勵并沒有對獨董發(fā)揮作用， 學(xué)界稱其為“花瓶獨董”。 研究結(jié)果表明， 獨董不能有效發(fā)揮作用的原因在于： 一是獨董為了獲得自身的報酬和利益而采取風(fēng)險規(guī)避行為， 即不作為; 二是獨董受到了強大的“壓力”以至于其無法發(fā)揮作用， 這種“壓力”來源于企業(yè)內(nèi)部或企業(yè)外部。 通常來說， 獨董的經(jīng)驗越豐富、資歷越深， 則其素質(zhì)越高、能力越強、價值越大。 獨董的“資源”作為其能力的一部分， 會影響?yīng)毝墓ぷ餍剩?進而可能對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平產(chǎn)生影響。 眾多學(xué)者已就獨董“資源”問題展開了大量的研究并取得了豐富的成果， 一般可將獨董分為官員獨董、學(xué)者獨董和行業(yè)獨董三種類型[6，7] 。 多數(shù)研究都集中于獨董的“資源”支持及其職能作用的發(fā)揮對公司績效的影響， 尤其是官員獨董和財務(wù)獨董， 但是對于獨董金融背景的研究較少。

實際上， 具有金融背景的獨董通常具有以下優(yōu)勢： 一是其與金融機構(gòu)（如銀行等）的密切關(guān)系可以為企業(yè)帶來更易獲取貸款資格以及取得更多貸款的社會資源; 二是其特有的對風(fēng)險的敏感性可以為企業(yè)預(yù)測并防范潛在的風(fēng)險發(fā)揮積極作用。 因此， 具有金融背景的獨董相比于具有其他類型背景的獨董更可能預(yù)測到企業(yè)存在的潛在風(fēng)險， 同時通過監(jiān)督企業(yè)的經(jīng)營運作發(fā)現(xiàn)問題并給出改進建議， 使企業(yè)能夠及時且有效地進行風(fēng)險防控， 進而提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。 除此之外， 來自于企業(yè)外部的壓力主要有政策、環(huán)境的影響。 例如地區(qū)金融市場化程度較低時， 信息不對稱問題相對更嚴(yán)重， 那么此時獨董更能夠發(fā)揮其金融背景的“資源”效應(yīng)， 當(dāng)公司聘任具有金融背景的獨董時， 獨董薪酬激勵可以更有效地促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升。

鑒于此， 本文以2015 ～ 2017年A股非金融類上市公司為研究對象， 考察獨董薪酬和獨董金融背景對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響及其具體作用路徑。 與以往的研究相比， 本文的貢獻主要在于： 第一， 對獨董薪酬激勵作用于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的路徑進行深入分析， 探索其作用方式及地區(qū)影響， 為企業(yè)對獨董薪酬設(shè)定的合理性提供有力的依據(jù); 第二， 對獨董金融背景的價值進行深入探討， 豐富獨董“資源”對提升企業(yè)價值方面的研究， 為企業(yè)聘任獨董的類型提供借鑒意義; 第三， 進一步探究獨董薪酬與獨董金融背景的互補效應(yīng)以及該效應(yīng)的地區(qū)差異性， 為不同地區(qū)上市公司提高獨董價值提供理論支撐。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）獨董薪酬與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平

基于理性經(jīng)濟人假設(shè)， 當(dāng)獨董履職需要投入很多的時間與精力而給予的報酬又較低時， 會產(chǎn)生激勵不足的問題， 就難以指望其更好地履職盡責(zé)[8] ， 并且董事會工作面臨風(fēng)險， 如遭受投資者投訴、監(jiān)管機構(gòu)處罰等， 因此獨董不可能做一項回報低、風(fēng)險大且可能承擔(dān)較大責(zé)任的工作[9] 。 已有研究也證實， 獨董履職情況及其監(jiān)督職能的發(fā)揮受到薪酬激勵的影響[10] 。 過低的薪酬會降低獨董參加董事會會議的意愿， 而過高的薪酬又會造成獨董不對董事會議案提出異議[3] 。 現(xiàn)有研究中也有學(xué)者對高管薪酬激勵與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系做了研究。 張瑞君等[11] 認(rèn)為， 貨幣薪酬激勵的增加能提升高管承擔(dān)風(fēng)險的水平， 并且在國有企業(yè)以及成長性較低的公司， 貨幣薪酬與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平之間的正相關(guān)關(guān)系較弱; 而高管內(nèi)部薪酬差距與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平負(fù)相關(guān)[12] 。 但對此有學(xué)者存在不同觀點， 如朱曉琳、方擁軍[13] 發(fā)現(xiàn)， 高管團隊薪酬差距能夠提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 但這一激勵效應(yīng)僅存在于非國有企業(yè)。 這種差異可能是樣本選取或者是變量定義的不同造成的。

我國上市公司大多傾向于聘請教育背景良好的專家、大學(xué)知名教授等具有良好聲譽的群體擔(dān)任獨董， 盡管他們可以從上市公司獲取薪酬和津貼等貨幣性收入， 但是相對于其本職工作而言， 這部分收入所占比例并不高， 因此， 獨董對上市公司的薪酬依賴性不強， 從而有助于其保持獨立性[7] 。 而獨董受到聲譽機制的限制， 在執(zhí)業(yè)過程中會表現(xiàn)出“不求有功， 但求無過”的風(fēng)險規(guī)避特征。 按照風(fēng)險和收益對等的原則， 更高風(fēng)險的決策往往要求對應(yīng)更高的報酬， 當(dāng)獨董在履職過程中面臨的風(fēng)險上升時， 理論上其獲得的報酬也應(yīng)增加。 反之， 在增加獨董薪酬的同時， 會提升其承擔(dān)風(fēng)險的意愿， 進而更好地發(fā)揮其監(jiān)督和咨詢職能， 促使上市公司的管理層增加資本支出和風(fēng)險投資， 從而使企業(yè)價值快速增長， 提高企業(yè)績效和增加股東財富， 進而提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。 總的來說， 獨董作為上市公司中比較特殊的監(jiān)管人員， 合理增加獨董的薪酬能夠激發(fā)其工作積極性， 促進其作用的有效發(fā)揮， 進而提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

在我國的不同地區(qū)， 經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大的差異。 在東部地區(qū)， 消費水平較高， 人們需要獲得高水平的工資來維持日常生活所需， 因此其對獲得更高水平薪酬的期望相對于中西部來說更高。 但在中西部地區(qū)， 消費水平相對較低， 適當(dāng)?shù)墓べY水平就可以滿足人們的生活所需， 這減弱了其努力工作以獲得更多報酬的動機。 因此， 相比于中西部地區(qū)， 獨董薪酬的激勵作用在東部地區(qū)更顯著。 綜上所述， 提出本文的假設(shè)1。

假設(shè)1： 增加獨董薪酬能夠提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 這種激勵作用在東部地區(qū)更顯著。

（二）獨董金融背景與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平

根據(jù)代理理論， 獨董對公司發(fā)揮著監(jiān)督和咨詢作用， 其所擁有的社會“資源”對于公司而言通常具有較高的價值。 近年來， 有學(xué)者對獨董背景與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系做了研究， 認(rèn)為獨董背景大致可分為政治背景、教育背景、海外背景、金融背景等幾個方面。 周為[14] 指出， 教育背景會通過影響管理者的風(fēng)險偏好而作用于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。 宋建波等[15] 、王化成等[16] 的研究表明， 海歸高管能夠提升企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平， 高管團隊中海歸的人數(shù)越多、占比越大時， 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平越高。 周澤將等[7] 指出， 獨董政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)具有顯著的促進作用， 當(dāng)具有政治關(guān)聯(lián)的獨董人數(shù)較多時， 企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平也較高。 相比之下， 針對具有金融背景獨董的研究還較少見。 具有金融背景的獨董通常是指公司聘任的曾經(jīng)在銀行、證券、投資公司等金融機構(gòu)任職的外部董事。 向銳[17] 認(rèn)為， 金融型獨董能夠顯著地促進公司績效的提升。

金融業(yè)是一個高風(fēng)險行業(yè)， 其風(fēng)險水平普遍高于其他行業(yè)。 隨著改革開放的深化， 金融業(yè)已成為國民經(jīng)濟發(fā)展的重要資金渠道和國家宏觀經(jīng)濟調(diào)控的主要杠桿， 與此同時， 金融業(yè)也從改革開放前無須承擔(dān)任何風(fēng)險轉(zhuǎn)變?yōu)槌袚?dān)風(fēng)險的主體[18] 。 通常來說， 金融業(yè)的風(fēng)險帶來的損失往往遠(yuǎn)超一般行業(yè)[19] 。 因此， 在金融業(yè)企業(yè)工作過的人員通常都對風(fēng)險因素保持著高敏感性。 而由于其自身所具有的外部獨立性等特征， 獨董在決策過程中具有更高風(fēng)險敏感性[20] 。 通常來說， 具有金融背景的獨董表現(xiàn)出兩方面的“特質(zhì)”： 第一， 其與金融機構(gòu)（如銀行）等的密切關(guān)系可以為企業(yè)帶來更易獲取貸款資格以及取得更多貸款的社會資源， 使得獨董可以幫助公司察覺漏洞、籌集資金、穩(wěn)定業(yè)績， 進而提高公司的風(fēng)險承擔(dān)水平。 因為： 具有金融背景的高管可以發(fā)揮很強的財務(wù)咨詢作用， 能夠改善公司的外部融資環(huán)境[21] ; 在金融發(fā)展水平較低時， 具有金融背景的高管有助于在企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險較高時獲得較低成本的債券融資。 第二， 其所特有的對風(fēng)險的敏感性可以為企業(yè)預(yù)測并防范潛在風(fēng)險發(fā)揮正向作用。 相比于沒有金融背景的獨董而言， 具有金融背景的獨董更可能察覺、發(fā)現(xiàn)并預(yù)測企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營等活動中的潛在漏洞和風(fēng)險， 從而提出改進建議， 使得企業(yè)能夠及時認(rèn)識和防范現(xiàn)有或潛在的風(fēng)險， 做好應(yīng)對風(fēng)險的準(zhǔn)備， 提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

在經(jīng)濟發(fā)展越落后、政府干預(yù)越嚴(yán)重、金融市場化程度越低的地區(qū)， 政治關(guān)聯(lián)的借款效應(yīng)越顯著， 對企業(yè)融資的幫助也越明顯[22] ; 反之， 在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)， 金融市場化程度不高， 使得金融關(guān)聯(lián)這種“關(guān)系機制”發(fā)揮的作用可能更大[23] 。 例如在我國中西部地區(qū)， 經(jīng)濟發(fā)展相對東部較緩慢， 金融市場化相對不發(fā)達， 信息不對稱問題較嚴(yán)重， 因此在一定程度上會促進企業(yè)高管“紐帶”作用的發(fā)揮。 在金融市場化程度較低時， 如果公司獨董具有金融背景， 會在企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險較高時獲得較低成本的債券融資。 綜上所述， 當(dāng)所在地區(qū)的金融市場化程度較低時， 企業(yè)的信息不對稱問題較嚴(yán)重， 獨董越能夠發(fā)揮其金融背景所帶來的“紐帶”作用， 例如促進債務(wù)融資、增加貸款金額等; 與此同時， 增加獨董薪酬可以激勵獨董更努力地為企業(yè)工作， 更充分地發(fā)揮獨董的能力， 從而促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升。 因此， 本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2： 相比于沒有聘任具有金融背景獨董的公司， 聘任了具有金融背景獨董公司的風(fēng)險承擔(dān)水平更高， 這種“資源”效應(yīng)在中西部地區(qū)更顯著。

（三）薪酬激勵、獨董金融背景與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平

從獨董作用機制發(fā)揮的角度來說， 薪酬激勵與獨董金融背景對于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平都能產(chǎn)生促進作用， 那么兩者在提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平方面是否存在某種交互關(guān)系呢？ 可從以下兩點進行分析： 第一， 金融關(guān)聯(lián)的資源背景是獨董薪酬發(fā)揮更強激勵作用的前提條件。 如當(dāng)獨董取得更多的薪酬時， 其工作積極性更高， 而在金融機構(gòu)工作的經(jīng)歷提高了獨董對風(fēng)險的敏感性， 從而進一步提高了獨董工作的能力與效益。 第二， 在金融機構(gòu)工作的經(jīng)歷提高了獨董的議價能力。 在資本市場不健全、制度安排缺位的現(xiàn)實環(huán)境下， 企業(yè)也愿意支付高薪聘請具有金融背景的獨董來獲取資源配置優(yōu)勢， 而高薪又進一步提高了獨董的工作主動性與能動性。 因此， 獨董金融背景與獨董薪酬在提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平方面存在著互補效應(yīng)。

在東部地區(qū)， 金融市場化程度較高， 信息不對稱程度較中西部地區(qū)要低， 獨董金融背景的資源“紐帶”作用受到一定限制， 也限制了獨董金融背景與獨董薪酬的互補效應(yīng)。 相反地， 在中西部地區(qū)， 制度安排缺位較東部地區(qū)更嚴(yán)重， 信息不對稱程度也更高， 使得獨董金融關(guān)聯(lián)這一“關(guān)系與資源機制”更有效， 互補效應(yīng)也更強。 綜上所述， 本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3： 在獨董作用于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的機制中， 獨董薪酬與獨董金融背景存在著互補效應(yīng)， 并且這種互補效應(yīng)在中西部地區(qū)更強。

三、樣本選擇與研究設(shè)計

（一）樣本選擇

本文以2015 ～ 2017年作為研究期間， 以主板A股上市公司作為初始樣本。 收集了獨董的個人信息以及公司的部分財務(wù)指標(biāo)和非財務(wù)指標(biāo)， 數(shù)據(jù)庫中缺失的信息通過搜索引擎在公司的年報中手工收集補齊， 數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)。 在數(shù)據(jù)處理過程中采用Excel軟件和Stata 14.0統(tǒng)計軟件。 其中， 對被解釋變量盈余波動率等連續(xù)變量做了上下1%的Winsorize縮尾處理。 根據(jù)本文的研究目的， 對以上初始樣本做如下剔除： ①剔除自2013年起上市不足3年的公司; ②剔除金融行業(yè)的公司; ③剔除缺失絕大部分?jǐn)?shù)據(jù)的公司。 最終剩余樣本9190個。

（二）變量定義

1. 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平（Risk）。 現(xiàn)有的研究大多使用盈余波動率來衡量公司的風(fēng)險承擔(dān)水平。 本文沿用John等的盈余波動率計算方法[24] ， 首先計算每家公司的每年息稅前利潤加折舊， 然后用其除以公司的資產(chǎn)總額來衡量公司的資產(chǎn)報酬率， 最后計算每家公司年度資產(chǎn)報酬率的方差， 將其作為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的代理變量。 由于獨董的任期通常為三年， 因此本文中每年的盈余波動率是由當(dāng)年起往前三年的資產(chǎn)報酬率計算方差得來， 計算區(qū)間分別為2010 ～ 2012年、 2011 ～ 2013年、 2012 ～ 2014年、2013 ～ 2015年、 2014 ～ 2016年、 2015 ～ 2017年。 盈余波動率越低， 說明公司資產(chǎn)報酬率的波動幅度越小， 公司的經(jīng)營狀況越穩(wěn)定， 風(fēng)險承擔(dān)水平就越高。 具體計算公式如下：

其中： T表示樣本觀測值的個數(shù)， 這里用三年的數(shù)據(jù)計算， 因此T等于3; Ei，t= ? ? ? ? ? ?， Ai，t表示公司i在t期的總資產(chǎn)， EBITDi，t表示公司i在t期的息稅前利潤加折舊。

2. 獨董薪酬（Salary）。 以獨董當(dāng)年薪酬的自然對數(shù)來衡量。

3. 獨董金融背景（Finance）。 此為虛擬變量， 當(dāng)該公司當(dāng)年聘任了具有金融背景的獨董時取值為1; 否則， 取值為0。 獨董的金融背景是指其擁有在銀行、證券、投資公司等金融機構(gòu)任職的經(jīng)歷， 財務(wù)背景獨董不屬于金融背景獨董。

（三）研究模型

為檢驗獨董薪酬是否能夠發(fā)揮激勵與治理作用， 即檢驗假設(shè)1是否成立， 本文設(shè)立基本研究模型（1）如下：

需要說明的是： 為了考察獨董薪酬、獨董金融背景在東部地區(qū)、中西部地區(qū)上市公司的治理效應(yīng)差異， 本文首先根據(jù)具體情況按地區(qū)對樣本進行分組， 然后用Chow檢驗對回歸系數(shù)的組間差異進行分析， 并通過P值（Prob>chi2）判斷系數(shù)組間差異的顯著性。

此外， 參照大多數(shù)研究文獻， 將公司的資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、成長性、經(jīng)營現(xiàn)金流、董事會會議次數(shù)、兩職合一、獨董比例、獨董的性別和年齡等作為研究企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的控制變量， 同時控制年份和行業(yè)虛擬變量。 對于獨董的性別、年齡在進行數(shù)據(jù)處理時按公司及年份做均數(shù)處理。 各變量的具體情況如表1所示。

四、實證分析

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計

從表2的Panel ?A可以初步看出， 平均盈余波動率為0.0304， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.0401， 說明上市公司存在一定風(fēng)險且風(fēng)險承擔(dān)水平具有顯著的差異性。 獨董薪酬的最大值為13.2331， 最小值為8.5172， 說明上市公司的獨董薪酬水平也存在差異， 這可能與公司規(guī)模、地區(qū)、公司效益等因素有關(guān)。 獨董金融背景的均值為0.4829， 說明近半數(shù)的公司都聘任了具有金融背景的獨董， 雖然沒有相關(guān)制度的規(guī)定， 但企業(yè)依然存在對具有金融背景獨董的需求， 在一定程度上表明具有金融背景的獨董發(fā)揮了資源效應(yīng)。 ?樣本中獨董比例的最小值為0.125， 最大值為0.8， 均值為0.3715， 說明獨董在董事會總?cè)藬?shù)中的比例通常不超過半數(shù)， 但平均有37.15%， 這既是順應(yīng)政策的要求， 也是企業(yè)自身發(fā)展的需要。

為了更直觀地考察獨董金融背景對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響， 依據(jù)企業(yè)是否聘任具有金融背景的獨董將樣本分為聘任具有金融背景獨董（Finance=1）和未聘任具有金融背景獨董（Finance=0）兩組（下同）， Panel B為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的單變量檢驗結(jié)果。 T檢驗和Z檢驗的結(jié)果顯示， 聘任了具有金融背景獨董樣本組的盈余波動率分別在5%和1%的水平上顯著低于未聘任具有金融背景獨董樣本組， 即具有金融背景獨董的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平較高， 說明具有金融背景的獨董發(fā)揮了一定的資源效應(yīng)， 即發(fā)揮了治理功能， 符合假設(shè)2的推斷。

（二）回歸分析

1. 獨董薪酬、 地區(qū)差異性對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。 表3報告了包含控制變量的回歸結(jié)果， 檢驗了獨董薪酬對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響及該激勵機制的地區(qū)差異性。 模型1的檢驗結(jié)果表明： 獨董薪酬對盈余波動率呈負(fù)向影響， 且達到了1%的顯著性水平， 也就是說獨董薪酬水平越高， 盈余波動率越低， 公司的經(jīng)營狀況就越穩(wěn)定， 風(fēng)險承受能力也就越強。 即增加獨董薪酬能夠提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。 進一步按上市公司的所屬地區(qū)分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩組（下同），檢驗可知， 東部地區(qū)上市公司Salary與Risk的回歸系數(shù)為-0.0093且在1%的水平上顯著為負(fù)， 中西部地區(qū)上市公司Salary與Risk的回歸系數(shù)為-0.0056且也在1%的水平上顯著為負(fù)。 因此， 為更加可靠地檢驗獨董薪酬激勵作用的地區(qū)差異性， 本文使用了 Chow 檢驗， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型2和模型3中 Salary 回歸系數(shù)的組間差異在5%的水平上顯著（P<0.0451）。 以上結(jié)論說明， 獨董薪酬對不同地區(qū)上市公司風(fēng)險承擔(dān)水平的影響存在顯著差異， 東部地區(qū)經(jīng)濟較發(fā)達、消費水平較高， 人們對于高薪酬的需求更大， 再者東部地區(qū)市場有效性較中西部地區(qū)強， 因此， 獨董薪酬激勵機制在東部地區(qū)更有效， 假設(shè)1得到驗證。

此外， 在控制變量方面， 凈資產(chǎn)收益率越高、獨董平均年齡越大、經(jīng)營現(xiàn)金流越多， 盈余波動率就越低， 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平也就越高， 而負(fù)債越多、董事長與總經(jīng)理兩職合一則盈余波動率越高， 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平就越低。 這些結(jié)論與現(xiàn)有主流文獻的結(jié)論基本一致， 故在此不再贅述。

2. 獨董金融背景、地區(qū)差異性對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。 在前述單變量檢驗中已初步驗證了獨董金融背景的資源功能與咨詢功能， 為進一步分析這一資源對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響程度及地區(qū)差異性， 本文對基本模型（2）進行回歸， 并將樣本按照上市公司所在地區(qū)進行分組檢驗， 結(jié)果見表4。

觀察表4中Finance的系數(shù)可知， 無論是全樣本回歸還是按地區(qū)進行分組回歸， Finance的系數(shù)均顯著為負(fù)， 說明聘任了具有金融背景獨董的上市公司盈余波動率越低， 風(fēng)險承擔(dān)水平就越高， 即獨董金融背景在風(fēng)險承擔(dān)方面發(fā)揮了一定的資源功能與咨詢功能。 獨董在金融機構(gòu)工作的經(jīng)歷使其與金融機構(gòu)具有密切聯(lián)系， 這種關(guān)系有利于改善企業(yè)外部融資環(huán)境和降低企業(yè)融資成本。 同時， 在金融機構(gòu)工作的經(jīng)歷練就了獨董對風(fēng)險的高度敏感性， 能幫助企業(yè)及時察覺、發(fā)現(xiàn)并預(yù)測企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營等活動中的潛在漏洞和風(fēng)險， 從而更好地發(fā)揮獨董的咨詢功能， 使得企業(yè)能夠及時認(rèn)識和防范現(xiàn)有或潛在的風(fēng)險， 做好應(yīng)對風(fēng)險的準(zhǔn)備， 提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。 進一步地， 中西部地區(qū)上市公司的Finance系數(shù)絕對值大于東部地區(qū)上市公司組的Finance系數(shù)絕對值（模型2和模型3）， 且通過對模型2 和模型 3 中Finance系數(shù)組間差異的 Chow 檢驗發(fā)現(xiàn)， 兩組的回歸系數(shù)差異達到 5%的顯著性水平（P<0.0457）， 說明具有金融背景獨董的資源功能在中西部地區(qū)的作用更強。 這主要是因為相較于東部地區(qū)， 中西部地區(qū)金融市場化程度更低、信息不對稱程度更高， 使得獨董金融關(guān)聯(lián)這種“關(guān)系與資源機制”發(fā)揮的作用更大， 更能提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 這與假設(shè)2一致。

3. 獨董薪酬、獨董金融背景對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。 表5 報告了獨董薪酬、獨董金融背景對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的共同影響及這種影響的地區(qū)差異性。 從全樣本組Finance×Salary的系數(shù)來看， 回歸系數(shù)為-0.0064且在1%的水平上顯著， 這說明具有金融背景獨董的薪酬激勵機制更有效， 也就是說具有金融背景是獨董薪酬發(fā)揮治理作用的前提。 即具有金融背景獨董的薪酬越高， 越能更好地發(fā)揮其工作積極性， 其自身的資源效應(yīng)也越強， 二者共同作用降低了企業(yè)盈余波動率， 提升了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。 這與假設(shè)3吻合。 進一步按照上市公司所屬地區(qū)分組檢驗可知： 東部地區(qū)上市公司與西部地區(qū)上市公司Finance×Salary的系數(shù)絕對值依次增大， 且分別在10%和1%的水平上顯著， 利用 Chow檢驗對Finance×Salary系數(shù)的組間差異進行檢驗后發(fā)現(xiàn)， 得到的P值為0.0542， 達到 10%以上的顯著性水平。 這說明獨董金融背景與獨董薪酬的正向聯(lián)合效應(yīng)在中西部地區(qū)更強。 究其原因可能是， 在我國制度安排還不完善、資本市場不健全的大環(huán)境下， 企業(yè)通過非正式手段獲得經(jīng)營發(fā)展過程中所需的資源， 來提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平可能更有效， 尤其在中西部地區(qū)表現(xiàn)得更明顯， 從而使得獨董金融關(guān)聯(lián)這一“關(guān)系與資源機制”在中西部地區(qū)發(fā)揮了更大的“紐帶”作用， 繼而表現(xiàn)出獨董薪酬與獨董金融背景的互補效應(yīng)在中西部地區(qū)更強。

表5是通過引入交互項來分析獨董薪酬與獨董金融背景的交互關(guān)系。 為了避免變量過度交互造成的經(jīng)濟意義扭曲和區(qū)別檢驗在具有金融背景和不具有金融背景兩種情況下獨董薪酬的作用機理， 在表6中按照獨董是否具有金融背景將樣本分為兩組進行檢驗。 ?從模型1和模型4全樣本的檢驗結(jié)果來看， 獨董薪酬在1%的水平上顯著降低了企業(yè)盈余波動率， 提高了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。 但從組間系數(shù)差異的Chow檢驗結(jié)果來看， 具有金融背景樣本組Salary的系數(shù)絕對值在1%（chi2值為16.87）的水平上顯著大于不具有金融背景樣本組， 即金融行業(yè)的工作經(jīng)歷提高了獨董薪酬激勵效應(yīng)， 獨董薪酬與獨董金融背景在提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平方面存在相輔相成的互補效應(yīng)。 進一步按照上市公司所在地區(qū)進行分組后， 從模型2和模型5的Salary的回歸系數(shù)可以看出， 在東部地區(qū)， 無論獨董是否具有金融背景， 獨董薪酬與企業(yè)盈余波動率都在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)， 但組間系數(shù)差異Chow檢驗（chi2值為2.20）表明二者無顯著差異， 即在東部地區(qū)獨董薪酬與獨董金融背景的互補效應(yīng)不顯著。 而在中西部地區(qū)， 具有金融背景的獨董薪酬與企業(yè)盈余波動率在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)（模型3）， 而不具有金融背景獨董的薪酬與企業(yè)盈余波動率負(fù)相關(guān)但不顯著（模型6）， 且組間系數(shù)差異Chow檢驗表明二者在1%（chi2值為16.82）的水平上顯著。 這也進一步說明了獨董薪酬與獨董金融背景共同作用于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的互補效應(yīng)在中西部地區(qū)更強， 從而進一步佐證了假設(shè)3。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證本文結(jié)果的穩(wěn)健性， 從以下三個方面進行檢驗： 第一， 在上文的檢驗中， 本文假設(shè)獨董薪酬作用的發(fā)揮不存在滯后性， 但在實際情況中這種滯后性很有可能存在， 因此， 使用滯后一期的獨董薪酬來替代當(dāng)期的獨董薪酬進行檢驗， 檢驗結(jié)果與上文回歸結(jié)果一致。 第二， 在上文的檢驗中， 本文的研究前提是存在獨董薪酬激勵不足， 不存在薪酬激勵過度問題。 考慮到薪酬激勵過度的可能影響， 對獨董薪酬進行了分組檢驗， 即以獨董薪酬中位數(shù)為界限將樣本分為高薪酬與低薪酬樣本組， 研究結(jié)果與上文回歸結(jié)果并無差異。 第三， 本文的被解釋變量盈余波動率沿用了John等對公司的盈余波動性的研究中的計算方法， 方差的計算是以獨董任期三年為依據(jù)。 在此將方差的計算期擴展為四年， 即方差計算區(qū)間分別為2009 ～ 2012年、 2010 ～ 2013年、 2011 ～ 2014年， 以此類推， 得到的結(jié)果與上文回歸結(jié)果一致。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

在市場風(fēng)險不斷增加的今天， 企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平受到人們的密切關(guān)注。 而獨董作為董事會的成員之一， 其薪酬的制定及“資源”效應(yīng)的發(fā)揮對企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平產(chǎn)生了獨特的作用。 本文研究了獨董薪酬與獨董金融背景對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升作用， 并考慮了地區(qū)差異性對于上述作用的影響。

研究結(jié)果顯示： 第一， 總體來說， 獨董薪酬對于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平具有正向的激勵作用， 即增加獨董的薪酬， 可以提高其為公司努力工作的程度， 從而提升公司的風(fēng)險承擔(dān)水平， 且這種激勵作用在東部地區(qū)更顯著。 第二， 當(dāng)公司獨董具有金融背景時， 主要通過金融背景這一“資源”對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平發(fā)揮正向作用， 且這一“資源”效應(yīng)在中西部地區(qū)更顯著。 第三， 獨董薪酬與獨董金融背景在提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平方面存在相輔相成的互補效應(yīng)以及效應(yīng)的地區(qū)差異性。 當(dāng)公司處在東部地區(qū)時， 由于經(jīng)濟更為發(fā)達， 消費水平更高， 人們對于高薪酬的需求更大， 同時金融市場化程度更高， 信息不對稱程度較中西部地區(qū)低， 因此獨董金融背景的“資源”效應(yīng)受到一定限制， 此時主要通過對獨董進行薪酬激勵的方式使其發(fā)揮更好的作用， 互補效應(yīng)則較弱。 而當(dāng)公司處于中西部地區(qū)時， 金融市場化程度較東部要低， 信息不對稱問題相對嚴(yán)重， 使得獨董的金融關(guān)聯(lián)可以更好地發(fā)揮其“紐帶”作用， 從而加強獨董薪酬與獨董金融背景在提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平方面的互補效應(yīng)。

（二）啟示

上述結(jié)論不僅有助于我們深刻理解獨董提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響機制， 同時也為不同地區(qū)上市公司聘任獨董類型及獨董薪酬的確定提供了一定的證據(jù)支持。 通過前文研究， 得到如下啟示： 第一， 提倡和鼓勵上市公司聘任具有金融機構(gòu)從業(yè)經(jīng)歷的獨董， 以提高上市公司對風(fēng)險的反應(yīng)與應(yīng)對能力。 第二， 前文結(jié)果表明不管是獨董薪酬、獨董金融背景還是二者共同對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響， 都說明獨董治理機制在不同地區(qū)具有顯著差異， 因此， 如果要提升獨董的價值， 更好地發(fā)揮其治理功能， 我國上市公司應(yīng)該考慮地理位置的差異性， 東部地區(qū)上市公司應(yīng)該給予獨董更高的薪酬， 而中西部地區(qū)上市公司應(yīng)該更多地考慮獨董的金融關(guān)聯(lián)性。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[ 1 ] ? Bargeron L. L.，Lehn K. M.，Zutter C. J.. ?Sarbanes-Oxley and Corporate Owners in Corporate Risk-taking[ J].Journal of ?Accounting

and Economics，2010（1-2）：34 ～ 52.

[ 2 ] ? Murphy K. J.. Executive Compensation[A].In：O. Ashcnfcltcr ， D. Cards. Handbook of Labor Economics[M].Amsterdam：Elsevier Science

North，1999：2485 ～ 2563.

[ 3 ] ? 張?zhí)焓?，陳信元，黃俊.獨立董事薪酬與公司治理效率[ J].金融研究，2018（6）：155 ～ 170.

[ 4 ] ? 劉峰.獨立董事的性質(zhì)—— 一個分析性框架[ J].當(dāng)代會計評論，2018（1）：1 ～ 17.

[ 5 ] ? 鄭曉倩.董事會特征與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)實證研究[ J].金融經(jīng)濟學(xué)研究，2015（3）：107 ～ 118.

[ 6 ] ? 馬如靜，唐雪松.學(xué)者背景獨立董事、公司業(yè)績與CEO變更[ J].財經(jīng)科學(xué)，2016（8）：77 ～ 87.

[ 7 ] ? 周澤將，馬靜，劉中燕.獨立董事政治關(guān)聯(lián)會增加企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平嗎？[ J].財經(jīng)研究，2018（8）：141 ～ 153.

[ 8 ] ? Salmon W.. Crisis Prevention：How to Gear up Your Board[ J].Harvard Business Review，1993（1）：68 ～ 75.

[ 9 ] ? Perry T.. Incentive Compensation for Outside Directors and CEO Turnover[Z].Working Paper，Arizona State University，2000.

[10] ? 胡奕明，唐松蓮.獨立董事與上市公司盈余信息質(zhì)量[ J].管理世界，2008（9）：149 ～ 160.

[11] ? 張瑞君，李小榮，許年行.貨幣薪酬能激勵高管承擔(dān)風(fēng)險嗎[ J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2013（8）：84 ～ 100.

[12] ? 劉思彤，張啟鑾，李延喜.高管內(nèi)部薪酬差距能否抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)？[ J].科研管理，2018（S1）：189 ～ 199.

[13] ? 朱曉琳，方擁軍.CEO權(quán)力、高管團隊薪酬差距與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[ J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2018（1）：100 ～ 107.

[14] ? 周為.公司高管教育背景與風(fēng)險承受水平的研究[D].武漢：武漢大學(xué)，2014.

[15] ? 宋建波，文雯，王德宏.海歸高管能促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)嗎——來自中國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[ J].財貿(mào)經(jīng)濟，2017（12）：111 ～ 126.

[16] ? 王化成，王裕，胡靜靜等.獨立董事的海外背景與高管薪酬契約[ J].東南大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2015（3）：67 ～ 75.

[17] ? 向銳.財務(wù)獨立董事的公司績效研究[ J].證券市場導(dǎo)報，2008（8）：59 ～ 64.

[18] ? Güner A.， U. ?Malmendieru， G. Tate. Financial Expertise of Directors[ J].Journal of Financial Economics，2008（2）：323 ～ 354.

[19] ? 李卓松.企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)、高管金融背景與債券融資成本[ J].金融評論，2018（2）：73 ～ 84.

[20] ? Bloom M.. The Performance Effects of Pay Dispersion on Individuals and Organizations[ J].Academy of Management Journal，1999（1）：25

～ 40.

[21] ? Armstrong C. S.， Vashistha R.. Executive Stock Options，Differential Risk-taking Incentives，and Firm Value[ J].Journal of Financial

Economics，2012（1）：70 ～ 88.

[22] ? 何靖.政治關(guān)系、金融發(fā)展和民營信貸成本歧視[ J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2011（6）：36 ～ 45.

[23] ? 鄧建平，曾勇.金融生態(tài)環(huán)境、銀行關(guān)聯(lián)與債務(wù)融資——基于我國民營企業(yè)的實證研究[ J].會計研究，2011（12）：33 ～ 40.

[24] ? Baker G. P.， Jorgensen B.. Volatility，Noise and Incentives[Z].Working Paper，Harvard Business，School and Columbia Business School，

2003.