楊 蕓，景 瑞

(蘭州財經大學 會計學院，甘肅 蘭州，730020)

傳統(tǒng)公司治理理論大都基于股權高度分散下第一類代理問題。然而股權相對集中才是不少上市公司的實際情況，公司治理最主要的問題不再是股東與管理層之間的代理沖突，而是大股東與中小股東的代理沖突。這種代理沖突的核心在于控股股東通過一系列隱蔽行為侵占中小股東的利益，獲取控制權私有收益。作為公司內部治理的獨立董事機制，能否在“一股獨大”的上市公司防范大股東侵害、保護中小股東利益的過程中發(fā)揮作用引起學術界的廣泛關注。中國證監(jiān)會于2001年8月16日發(fā)布《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，標志著上市公司全面引入獨立董事制度，該指導意見特別強調獨立董事的監(jiān)督功能，尤其是保護中小股東利益。

一、文獻回顧

關于獨立董事機制是否發(fā)揮公司治理效應，目前學術界并沒有統(tǒng)一的觀點。與美國由“獨立董事”組成的提名委員會選擇獨立董事的做法不同，我國獨立董事的選擇權大多數情況下掌握在控股股東或管理者手中，難以保證獨立董事在發(fā)揮監(jiān)督大股東作用過程中的獨立性。獨立董事為了不得罪管理層，一般不會執(zhí)行其異議權，對管理層行為進行公開質疑。基于響應我國證監(jiān)會對上市公司必須聘請獨立董事的硬性要求，上市公司有可能選擇引入“不作為”的獨立董事，利用其聲譽、社會地位等無形資產向外界投資者傳遞公司經營良好的信號，有助于幫助公司籌集到更多的資金。因此學者們認為獨立董事并不能在公司治理中發(fā)揮作用，將獨立董事在公司定位為“花瓶”角色。但也有學者不贊同此類說法。Fame和Jensen[1]最早提出獨立董事會出于對其“專家聲譽”的考慮，發(fā)揮其監(jiān)督大股東的作用，從而對大股東的掏空行為產生抑制作用；Brickly和James[2]研究表明，獨立董事可以利用其豐富的知識儲備以及商業(yè)經驗使公司擺脫經營不善的局面；支曉強和童盼[3]從獨立董事變更視角出發(fā)，指出獨立董事可以甄別出公司的盈余管理行為；葉康濤等[4]實證也表明，獨立董事可以抑制大股東的“掏空”行為。因此，考察獨立董事的公司治理效應，尤其是對于第二類代理沖突的影響機理，具有理論與實踐意義。

已有研究表明，獨立董事激勵機制主要有薪酬和聲譽兩個方面。我國獨立董事報酬形式采取固定薪酬方式，即無論工作表現如何，獨立董事都會得到這份酬勞。顯然這樣的薪酬設計并不能激勵獨立董事保持獨立性，因為無論其是否揭發(fā)大股東侵占行為，都對自身利益的影響較小。聲譽發(fā)揮公司治理效應的機理在于其具有激勵與約束雙重機制。獨立董事的高聲譽向外界傳遞其業(yè)務能力過硬、盡忠職守工作態(tài)度的信號，從而使獨立董事自身人力資本價值提高，其就職機會和市場議價能力也會相應增加。對高聲譽的追逐會激勵獨立董事勤懇工作，積極發(fā)揮監(jiān)督職能。獨立董事聲譽的約束機制具體表現在一旦獨立董事任職的企業(yè)出現違規(guī)違法行為，獨立董事聲譽會隨著組織聲譽的毀滅而受到連帶的負面影響，獨立董事在其他公司任職的概率也會大幅降低，更有可能會受到獨董市場的排斥。Bliss[5]更進一步指出，當公司管理層出于對私利的渴望，意圖拉攏獨立董事配合自己的不合理決策行為時，獨立董事會基于聲譽的震懾力量，積極履行自己的監(jiān)督職能，明智選擇不與控股股東合謀。基于以上分析，本文擬從獨立董事聲譽視角研究獨立董事是否具有公司治理效應，是否可以在解決第二類代理沖突、保護中小股東利益問題上獨當一面。

以往公司治理的文獻多聚焦于治理結構對公司業(yè)績的影響，卻忽略了一個最重要的影響因素——制度環(huán)境。制度環(huán)境是企業(yè)經營的基礎，是企業(yè)賴以生存的基本環(huán)境。已有文獻表明，制度環(huán)境與公司治理效應成正相關關系。Krishnamurti和Sevic[6]通過實證得出，在制度環(huán)境越差的地區(qū)，控股股東侵占中小股東利益行為發(fā)生的概率越高，而處于良好的制度環(huán)境地區(qū)的企業(yè)，即使大股東控制權較為集中，但是因為大股東自身強大的法律意識以及外部法律震懾作用，其會減少對私利的追逐。聲譽機制的公平、公開、公正地實施也離不開良好的制度環(huán)境，因此有必要厘清制度環(huán)境與獨立董事聲譽機制之間的關系。

本文主要研究獨立董事聲譽與大股東控制權私有收益的關系以及制度環(huán)境對獨立董事聲譽機制的影響。對比以往文獻，本文可能的創(chuàng)新點主要在于：(1)隨著2012年證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司治理準則》中“上市公司董事會中必須有會計專業(yè)背景的獨立董事”的實施，上市公司幾乎都聘請了會計專業(yè)獨董。相比其他專業(yè)背景獨董，會計專業(yè)獨董對大股東侵占行為的鑒別更具有專業(yè)性，因此本文主要研究會計專業(yè)獨立董事參與公司治理的有效性，而不考慮其他專業(yè)背景獨立董事對公司治理的影響。(2)不同于之前大多數文獻以獨董兼職公司數量衡量獨立董事聲譽的做法，本文參照黃海杰等[7]以會計專業(yè)獨立董事所在高校是否為“985”或者國家重點學科院校作為獨立董事聲譽的替代指標；(3)以往研究主要是將有高聲譽獨立董事的公司與低聲譽獨立董事公司進行對比，會造成樣本的“選擇偏差”，本文選取傾向得分匹配法來解決這一問題。

二、理論基礎與研究假設

相比一般獨立董事，會計專業(yè)背景獨立董事因其專業(yè)性更易對公司財務報告中披露的內容進行專業(yè)性的解讀，對公司盈余質量能夠產生直接的影響。Agrawall和Chadha[8]研究發(fā)現，公司若有持有注冊會計師證書或特許金融分析師證書的獨立董事，可以降低公司進行財務重述發(fā)生的可能性。擁有會計專業(yè)背景的獨立董事對公司會計信息的質量產生積極的影響，減少公司的盈余管理，保證提供給投資者財務報告可靠。一般來說，大股東攫取私利的手段比較隱蔽，其實施途徑包括通過關聯交易轉移公司資產或者構建使現金流量權和控制權分離的金字塔式控制結構，故有學者將控制權私利攫取過程稱為“隧道挖掘”。會計專業(yè)背景的獨立董事可以憑借其專業(yè)性發(fā)現大股東隱蔽性的“掏空”行為，對大股東行為產生的影響更為直接和重要。

追求聲譽最原始的含義，將聲譽理解為聲譽主體通過一系列行為在外界形成的他人認知的形象與聲望，其會對聲譽主體未來的發(fā)展造成影響。根據馬斯洛需求層次理論，個體總是希望在工作中得到別人的尊重以及高度認可，努力實現自身價值?？释玫絼e人尊重以及社會認可的獨立董事會倍加愛惜聲譽，獨立董事聲譽機制發(fā)揮作用的過程本質上就是自我價值實現的過程。獨立董事在企業(yè)任職過程中，會形成易被外界感知的形象，企業(yè)在決定是否聘用獨立董事時會通過對其外界形象的感知和評價進行選擇，企業(yè)對獨立董事的感知和評價又會影響獨立董事外界聲譽的形成過程，進而影響人力資本價值。企業(yè)與獨立董事相互作用過程中形成了獨立董事聲譽。在獨立董事市場“脫穎而出”的高聲譽獨立董事會得到更多的就業(yè)機會與選擇機會，帶來自身價值滿足感以及可觀的收益。而當獨立董事未能發(fā)揮其監(jiān)督職能，任由大股東侵占中小股東利益時，其個人聲譽受損，未來很長一段時間內很難在其他企業(yè)任職的機會。其次，獨立董事也不希望自己任職的企業(yè)出現問題，一旦任職企業(yè)出現問題，獨立董事聲譽會隨著組織聲譽的受損而受到連帶的負面影響，其在其他公司任職的概率也會大幅降低。Kaplan和Reishus[9]、Gilson[10]、Fich和Shivdasan[11]分別利用獨立董事在業(yè)績差企業(yè)、破產重組公司、發(fā)生財務舞弊公司的任職背景，實證證明獨立董事有上述任職經歷之一，其在其他公司的就職機會顯著減少?；趯ξ磥戆l(fā)展的考慮，獨立董事有動機積極履行職責，維護中小股東利益不受到侵害，對大股東“攫取”控制權私有收益行為進行有效監(jiān)督，杜絕公司內部違法違規(guī)行為?；诖?，提出假設1:

H1：獨立董事聲譽越高，越能抑制大股東控制權私有收益行為的發(fā)生。

制度環(huán)境是一個國家或地區(qū)法制水平、政府干預程度等的綜合體現。國內學者一般選用各地區(qū)的市場化進程作為“制度環(huán)境”的替代變量。目前我國資本市場呈現“新興加轉軌”狀態(tài)，市場化改革仍在進行中，各地區(qū)的市場化進程存在很大差異，因此有必要在研究獨立董事聲譽與大股東攫取私利行為關系時結合制度環(huán)境。市場化進程高的地區(qū)，一方面代表著企業(yè)所在地區(qū)的法律制度良好，其對企業(yè)的監(jiān)管就越全面，大股東會基于法律的震懾作用而減少對控制權私有收益的攫取。在一個良好制度環(huán)境的國家或地區(qū)，對投資者保護的機制也越完善，中小投資者一旦受到大股東的侵害，可以及時通過合法的途徑維護自身權益，從而使大股東受到懲罰，因此良好的制度環(huán)境可以對控股股東攫取私利行為起到一定的威懾作用。另一方面，在制度環(huán)境較好的地區(qū)，獨立董事聲譽機制更可能正常發(fā)揮作用，只有在制度完善、法制嚴明的社會中，聲譽市場才能真正發(fā)揮其“取其精華，去其糟粕”的作用。因此隨著制度環(huán)境的不斷完善，企業(yè)所在地區(qū)法制水平提高，投資者保護機制得到很大程度上的完善，市場越來越依賴制度環(huán)境正式制度，而減少獨立董事聲譽非正式制度的使用。基于以上分析，提出假設2：

H2：隨著制度環(huán)境的不斷完善，高聲譽獨立董事對控制權私有收益的影響將減弱。

三、研究方法與研究設計

(一)研究方法

一般檢驗獨立董事聲譽治理機制的做法是選擇“有高聲譽獨立董事”公司與“無高聲譽獨立董事”公司進行對比，顯然，這樣會造成樣本選擇偏差導致的內生性問題，干擾樣本之間的可比性，因為“有無高聲譽獨立董事”的公司本身就存在系統(tǒng)性偏差。最好的辦法是將同一家公司在“有高聲譽獨立董事”與“無高聲譽獨立董事”兩種情形下狀態(tài)進行對比。但這在現實生活中是不可能實現的，一般只能得到公司在上述兩種情形之一的樣本。此外，在本文中，選擇聘任還是不聘任高聲譽獨立董事必然是公司自我選擇的結果，與公司自身經營狀況、治理環(huán)境等因素有關，這也會造成樣本的“選擇偏差”。采用基于反事實框架下提出的傾向得分匹配法(PSM)可以避開樣本選擇偏差及內生性問題。傾向得分法核心為在保證其他控制變量盡可能相似的情況下，研究處理組與控制組只在有無高聲譽獨立董事對控制權私有收益的影響。因此首先應該將樣本中有高聲譽獨立董事與無高聲譽獨立董事公司作為處理組與控制組，然后依據多維協(xié)變量為處理組的公司匹配出盡可能相似的控制組個體，即在“無高聲譽獨立董事”樣本中找到與“有高聲譽獨立董事”的公司i其他可觀測變量盡可能相似的公司j。在控制其他條件相同的情況下，通過觀察處理組樣本公司與控制組在控制權私有收益的差異來判斷獨立董事聲譽與控制權私有收益的關系。

傾向得分匹配法步驟如下：

第一步，尋找最佳協(xié)變量組合；

第二步，以是否有高聲譽獨立董事啞變量為因變量，以選擇的最佳協(xié)變量為自變量進行l(wèi)ogit回歸，可得到企業(yè)有高聲譽獨立董事的概率(PS值)。結合本文，以Xi代表選擇的最佳協(xié)變量組合，Ti為虛擬變量，當企業(yè)有高聲譽獨立董事時取值為1，否則為0。β為Logit回歸中各協(xié)變量對應的回歸系數。將傾向得分值計算公式定義為：

(1)

第三步，利用PS值將處理組與控制組進行配比。最常用的匹配方法包括K近鄰匹配、半徑匹配與核匹配。由于本文中無高聲譽獨立董事的公司數量遠多于有高聲譽獨立董事的公司數量，因此采用1∶1、允許放回的近鄰匹配，對于半徑匹配法中匹配半徑的選擇，以匹配半徑不超過PS值標準差的四分之一為標準，樣本PS值標準差為0.225，故設定匹配半徑為0.01，核匹配中，使用二次核、寬度為0.06。

(二)研究設計

在樣本的選擇上，選取2014-2017年間我國滬、深A股上市公司為初始樣本，并按照如下標準進行確定：剔除金融類、當年上市以及相關財務指標值缺失的公司樣本，通過篩選最終共獲得 4 345個觀測值。計算控制權私有收益需要的相關數據主要來自于CSMAR數據庫，獨立董事聲譽數據從上市公司披露的年報中搜集整理。用王小魯等[12]《中國分省份市場化指數報告(2016)》(以下簡稱報告)中的各省市場化總指數作為制度環(huán)境的代替指標。

控制權私有收益變量。使用關聯交易中應收款與應付款的差額與總資產的比值重新衡量控制權私有收益，對控制權溢價水平重新進行計算，計算公式如下：

(2)

獨立董事聲譽變量。參照黃海杰等[7]132的做法，手工整理報表中公司董事會中每位獨立董事的簡歷，利用會計專業(yè)獨立董事一般由高校學者以及實務界審計師組成這一標準先判斷其是否為會計專業(yè)獨董，接著在會計專業(yè)獨董中判斷其聲譽。高校學者若來自“985”高?；驀視嬛攸c學科學校，說明其為高聲譽獨立董事，否則為低聲譽獨立董事；對于實務界審計師，若在中注協(xié)公布的前十大事務所任職，則為高聲譽獨立董事。倘若公司存在高聲譽獨立董事，則虛擬變量ACCOUNTING取值為1，否則為0。

制度環(huán)境變量。在王小魯等的報告中，市場化總指數主要涵蓋五個方面：政府與市場的關系、非國有經濟發(fā)展水平、產品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度以及市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境。該指標越高，意味著政府對市場的干預越少，市場在資源配置中發(fā)揮的作用越大，金融市場體系越完善，信貸資金分配的市場化程度越高以及知識產權保護程度越高。該報告披露的數據區(qū)間為2008年至2014年，借鑒劉斌、王雷[14]的做法推算得到2015-2017年的市場化總指數。即用2014年市場化總指數作為2013年與2015年市場化總指數的平均數，然后倒推出2015年市場化總指數，依此類推，得到2016年與2017年市場化總指數的數據?？紤]到研究數據的可靠性，構建了虛擬變量(MARKET_RATE)來替代制度環(huán)境變量，如果樣本所在省份的市場化指數高于當年的平均數，則取1，否則取0。

控制變量。為了保證模型的準確性，參照前人的研究，選取以下控制變量：公司規(guī)模(SIZE),財務杠桿(LEVE)，凈資產收益率(ROE)，股權集中度(TOP1)，董事會規(guī)模(SCALE)，獨立董事比例(DER)，董事長與總經理兩職合一(SAME)。最后，將年度啞變量(YEAR)與行業(yè)啞變量(INDUSTRY)加入模型。具體變量內涵及定義如表 1所示。

表1 相關變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性分析

表2列出了各變量的基本特征?？梢钥闯觯毓晒蓶|資金占用占總資產平均值為12.7%。獨立董事指標中，會計專業(yè)獨立董事均值為32%，說明32%的上市公司擁有高聲譽獨立董事。獨立董事比例均值為44.6%，略高于證監(jiān)會規(guī)定的三分之一的門檻，表明大多數企業(yè)獨立董事占比不高。在控制變量中，公司規(guī)模均值、最大值與最小值分別為22.222、25.679和19.872，樣本公司在規(guī)模上差距較?。毁Y產負債率均值為0.404，低于國際最優(yōu)負債比例50%的標準；樣本公司凈資產收益率差距較??；第一大股東持股比例高達86.8%，說明有些樣本公司存在“一股獨大”現象，且樣本公司股權集中度差異較大；兩權分離度最大值與最小值分別為16.731與1，樣本公司之間的兩權分離度差異較大；兩職合一指標均值為0.577，說明樣本公司中有57.7%的公司存在董事長與總經理為一人的現象。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)匹配變量篩選與檢驗

參照Lian等[13]的做法，對匹配變量進行選擇。在表3列舉的三組Logit模型回歸中，選取R2和AUC最大一組的變量作為協(xié)變量參與匹配過程，因為R2和Auc最大代表Logit模型擬合效果越好。如表3所示，三組回歸模型R2分別為0.1910、0.1892與0.1909，對應Auc分別為0.7782、0.7760與0.7759，所以第一組回歸擬合效果最好。因此，本文匹配變量為企業(yè)規(guī)模(Size)、資產負債率(Leve)、凈資產收益率(Roe)、股權集中度(Top1)、獨立董事比例(Der)、兩職合一(Same)。

表3 Logit模型估計結果

為檢驗匹配變量的合理性，進行了匹配結果的平衡性檢驗以及共同支撐假設檢驗。限于篇幅，只列舉了最近鄰匹配下的檢驗結果。表4給出了各變量匹配前后的基本狀況，匹配后大多數變量標準化偏差均小于 5%，除董事會規(guī)模 (Lndua) 匹配后標準化偏差為5.1%，根據Rosenbaum和Rubin[15]的觀點，當標準化偏差絕對值顯著小于20時表明匹配效果良好，平衡性假設得到滿足。而且根據T值判斷各匹配變量均值在匹配前均存在顯著性差異，但是通過匹配變量將處理組與控制組進行匹配后，處理組與控制組除是否有高聲譽獨立董事特征不同外，各匹配變量均不存在顯著性差異，表明了本文所選擇匹配變量和匹配過程的合理性。圖1、圖2分別為匹配前與匹配后的核密度分布情況，通過比較匹配前后的核密度圖可以發(fā)現，樣本在匹配后處理組與控制組的密度分布形態(tài)趨于一致，通過匹配變量的匹配過程已經消除了處理組與樣本組的分布偏差。

表4 匹配結果的平衡性檢驗

圖1 匹配前ps值密度分布對比

圖2 匹配后ps值密度分布對比

Fig. 2 Comparison of PS density distribution after matching

(三)獨立董事聲譽對控制權私有收益影響分析

完成上述匹配后，采用最近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配三種方法研究獨立董事聲譽對控制權私有收益的影響。從表5可以看出，匹配前處理組與控制組的控制權私有收益均值分別為0.116與0.132，平均處理效應ATT為-0.015，并在1%的水平上存在顯著差異。匹配后，在最近鄰匹配法下，控制組的控制權私有收益均值降為0.129，ATT平均效應為-0.013，T值為2.00，表明平均控制權私有收益通過了5%的顯著性檢驗，有高聲譽獨立董事企業(yè)的控制權私有收益比與之相匹配的控制權私有收益均值低11.21%，比沒有匹配之前的均值差異低，這表明在沒有匹配前高估了高聲譽獨立董事對控制權私有收益的影響，進而表明PSM模型的必要性。對樣本進行0.001的半徑匹配以及寬帶為0.06的核匹配之后，控制組控制權私有收益均值分別降為0.121和0.130，平均處理效應ATT分別為-0.008和-0.014，并都通過了1%的顯著性檢驗。以上結果表明，若公司擁有高聲譽的會計專業(yè)獨董，控股股東攫取控制權私有收益會相應減少，假設1得到驗證。

表5 獨立董事聲譽對控制權私有收益的影響

Tab.5 The impact of independent director’s reputation on the private benefits of control

由于不同制度環(huán)境，對投資者的保護程度以及聲譽機制發(fā)揮作用存在一定的差異，導致高聲譽會計專業(yè)獨董聲譽的有無對大股東攫取私利行為的影響有所不同。以樊綱、王小魯報告中的市場化總指數作為制度環(huán)境的衡量指標，并按照樣本所在省份的市場化指數與當年市場化指數的平均數的高低將樣本分為制度環(huán)境好與制度環(huán)境差的公司。由表6結果可知，制度環(huán)境好壞情況下高聲譽會計專業(yè)獨董對大股東攫取私利行為的影響差異較大。在三種匹配法下，處于制度環(huán)境好的地區(qū)的公司高聲譽會計專業(yè)獨董的ATT值均通過顯著性檢驗，且ATT均為負值，表明在制度環(huán)境背景下擁有高聲譽會計專業(yè)獨董會對大股東攫取私利行為加以抑制，而處于制度環(huán)境差地區(qū)的ATT值均未通過檢驗，表明上市公司若處于制度環(huán)境好的地區(qū)，對投資者保護程度高，聲譽機制也能得到良好的發(fā)揮，因此高聲譽專業(yè)獨立董事對大股東的攫取私利行為的抑制作用更明顯，假設2得到驗證。

表6 制度環(huán)境分組下獨立董事聲譽對控制權私有收益的影響

Tab.6 The impact of independent director’s reputation on the private benefits of control under the system environment grouping

五、研究結論與政策建議

本文運用最近鄰匹配法、半徑匹配法和核匹配法解決樣本選擇偏差問題，剔除其他因素對控制權私有收益的影響，對高聲譽會計專業(yè)獨立董事對大股東獲取控制權私有收益行為的凈作用效應進行實證檢驗，結果表明擁有高聲譽的會計專業(yè)的獨立董事的上市公司控股股東對中小股東利益侵害度會明顯低于無此類獨董的上市公司，驗證了高聲譽會計專業(yè)獨立董事對控制權私有收益的抑制作用，并在此基礎上驗證了良好的制度環(huán)境不僅有利于聲譽機制在抑制大股東攫取私利行為方面發(fā)揮功能，而且有助于中小股東受到侵害后維權行為的正常開展。

基于以上研究結論，提出如下政策建議：第一，針對控股股東侵占中小股東利益行為，公司應該積極優(yōu)化股權結構。公司中如果存在“一股獨大”問題，容易形成“一言堂”局面，缺乏對大股東制衡的股權結構為大股東攫取私利行為提供了便利條件，因此必須制定相互制衡的內部治理機制，降低公司股權集中度，使中小股東的意愿更多地在股東大會與董事會中得到體現，提升中小股東利益保護水平。第二，基于高聲譽獨立會計專業(yè)獨立董事對第二代代理問題的治理效應主要通過聲譽機制完成，因此對于獨立董事建立一個合理的聲譽評價機制就顯得尤為重要。由第三方建立獨立董事管理檔案，對于認真履職的獨立董事進行嘉獎，對于違法違規(guī)的獨立董事應該記錄在冊，并定期將獨立董事的評價結果及時披露給各上市公司。此外，現有獨董聘任主要由大股東提名，難以保證獨立董事的獨立性，為了保證獨立董事的履職權利，建議上市公司獨立董事由監(jiān)管部門推薦產生，建立獨立董事人才儲備庫，在選聘公司獨董時隨機抽取，杜絕獨立董事“不獨不懂”“人情獨董”現象的發(fā)生。