黎來芳 薛 菲 許少山

1 引 言

為了完善上市公司治理結(jié)構(gòu)，規(guī)范上市公司經(jīng)營運(yùn)作，我國證監(jiān)會在頒布的《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》中明確規(guī)定，擔(dān)任上市公司獨(dú)立董事的人員不僅應(yīng)具備足夠的獨(dú)立性，還需要熟悉上市公司運(yùn)作的基本知識、相關(guān)法律、行政法規(guī)、規(guī)章及規(guī)則。高等院校和科研院所的學(xué)者們由于精通相應(yīng)專業(yè)知識，理論基礎(chǔ)扎實(shí)，受到上市公司的青睞，大量的專家學(xué)者被聘請擔(dān)任上市公司的獨(dú)立董事（本文稱之為學(xué)者型獨(dú)立董事，簡稱為學(xué)者獨(dú)董）。據(jù)筆者統(tǒng)計，截止2020年末，我國存在學(xué)者獨(dú)董的上市公司比例已接近90%。在此背景下，探究學(xué)者獨(dú)董能否對企業(yè)財務(wù)行為履行有效的監(jiān)督和咨詢作用具有重要的理論和實(shí)踐意義。

投資行為作為企業(yè)最為重要的財務(wù)活動之一，與企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展乃至宏觀經(jīng)濟(jì)的資源配置效率都密切相關(guān)。盡管我國政府陸續(xù)出臺了多項產(chǎn)業(yè)政策為上市公司營造有利的投資環(huán)境，但是在現(xiàn)實(shí)中，上市公司依舊會呈現(xiàn)出投資不足或過度投資的非效率投資現(xiàn)象（姜付秀等，2009[1]；王克敏等，2017[2]），極大地?fù)p害了公司價值?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，宏觀環(huán)境、產(chǎn)業(yè)政策和企業(yè)特征等多個層面的因素均會對企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響。在微觀企業(yè)內(nèi)部，獨(dú)立董事對公司日常的重大決策發(fā)揮著監(jiān)督和建議的作用，是公司治理機(jī)制設(shè)計中的重要組成部分。但現(xiàn)有文獻(xiàn)對于獨(dú)立董事在企業(yè)投資決策活動中的作用莫衷一是（Klein, 1998[3]；Adams和Ferreira，2007[4]；李維安和姜濤，2008[5]；陳運(yùn)森和謝德仁2011[6]），其主要原因在于沒有考慮獨(dú)董群體內(nèi)部特征的異質(zhì)性，即具有不同背景的獨(dú)立董事是否能發(fā)揮同樣的治理職能?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，來自高校和科研機(jī)構(gòu)的學(xué)者獨(dú)董具有較強(qiáng)的監(jiān)督和咨詢作用（沈藝峰等，2016[7]），他們在任職公司之前往往受過嚴(yán)格的高等教育訓(xùn)練，具有較高的專業(yè)能力和文化素養(yǎng)。強(qiáng)大的知識儲備和道德感使他們相對于其他類型的獨(dú)立董事更容易保持客觀的見解和判斷（向銳和宋聰敏，2019[8]；杭健，2017[9]；許榮和李從剛，2019[10]），這為學(xué)者獨(dú)董在企業(yè)投資行為上有效發(fā)揮監(jiān)督和咨詢職能提供了優(yōu)于其他董事的前提條件。故而，本文試圖從獨(dú)立董事的學(xué)術(shù)背景角度出發(fā)對獨(dú)立董事進(jìn)行區(qū)分，探究學(xué)者型獨(dú)立董事是否對提高企業(yè)投資效率發(fā)揮了有效作用。

基于此，本文以2002-2019年我國上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究了學(xué)者型獨(dú)立董事比例與企業(yè)投資效率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)者型獨(dú)立董事比例越高，企業(yè)的投資效率越高。具體地，本文區(qū)分了非效率投資的類型并進(jìn)行了機(jī)制檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)學(xué)者型獨(dú)立董事能夠通過緩解企業(yè)融資約束改善企業(yè)投資不足的現(xiàn)象，同時也能通過降低管理層委托代理問題和提高公司信息披露質(zhì)量抑制企業(yè)的過度投資水平。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公司財務(wù)背景學(xué)者獨(dú)董占比高、技術(shù)背景學(xué)者獨(dú)董占比高和高學(xué)歷學(xué)者獨(dú)董占比高時，學(xué)者獨(dú)董能更好地發(fā)揮自身職能；當(dāng)學(xué)者獨(dú)董在公司的已任職時間更長或者在公司外的其它公司兼職數(shù)量更多時，學(xué)者獨(dú)董更能有效發(fā)揮其職能，提高公司的投資效率。最后，從學(xué)者獨(dú)董發(fā)揮監(jiān)督作用的必要性來看，當(dāng)公司受到分析師關(guān)注更少或公司融資環(huán)境更為嚴(yán)峻時，學(xué)者獨(dú)董的存在對于公司投資效率的提升作用更為明顯。

本文的創(chuàng)新和貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三點(diǎn)：第一，本文拓展了有關(guān)學(xué)者型獨(dú)立董事對企業(yè)行為影響的相關(guān)研究。以往文獻(xiàn)從企業(yè)并購活動（Francis等，2015[11]）、業(yè)績表現(xiàn)（馬如靜和唐雪松，2016[12]）、盈余質(zhì)量（向銳和宋聰敏，2019[8]）等角度探討了學(xué)者獨(dú)董的影響，但忽略了學(xué)者獨(dú)董在企業(yè)投資行為方面的作用。投資作為企業(yè)最重要的財務(wù)決策之一，對企業(yè)經(jīng)營發(fā)展與資源配置都至關(guān)重要。本文著眼于企業(yè)的投資效率，揭示了學(xué)者型獨(dú)立董事在企業(yè)投資活動中可能發(fā)揮的作用，有助于厘清學(xué)者獨(dú)董在公司日常決策中的角色。第二，本文為企業(yè)投資效率影響因素方面的研究提供了新的視角。已有諸多研究探究了企業(yè)投資效率的影響因素，雖然部分學(xué)者已關(guān)注到企業(yè)的獨(dú)立董事，但現(xiàn)有文獻(xiàn)還停留于獨(dú)立董事的比例（Morck，2004[13]）、異地特征（曹春方和林雁，2017[14]）等方面。更為重要的是，目前關(guān)于獨(dú)立董事對企業(yè)投資效率影響的結(jié)論存在較大爭議，這很可能是因?yàn)橄惹把芯繉τ讵?dú)董群體內(nèi)部的異質(zhì)性考察不足。本文引入了獨(dú)立董事的學(xué)術(shù)背景這一新的視角，研究了學(xué)者型與非學(xué)者型獨(dú)立董事在企業(yè)投資行為方面所發(fā)揮作用的差異，補(bǔ)充了相關(guān)文獻(xiàn)的不足。第三，本文進(jìn)一步豐富了獨(dú)立董事制度與治理職能方面的研究?，F(xiàn)有研究對于獨(dú)立董事在公司治理方面的作用存在巨大爭議（唐雪松等，2010[15]；葉康濤等，2011[16]；黃海杰等，2016[17]），其重要原因在于不同類別的獨(dú)立董事在職能發(fā)揮上存在一定的差異。本文按照學(xué)術(shù)背景對獨(dú)立董事群體進(jìn)行區(qū)分，證明了具有學(xué)術(shù)背景的獨(dú)立董事有助于約束企業(yè)不同類型的非效率行為，并進(jìn)一步厘清了學(xué)者型獨(dú)立董事對企業(yè)投資效率的影響路徑，同時也從學(xué)者獨(dú)董個人特征和任職特征的角度完善了獨(dú)立董事領(lǐng)域的相關(guān)文獻(xiàn)，為獨(dú)立董事在公司治理領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)形成有益補(bǔ)充。

本文剩余部分安排如下：第二部分梳理回顧了投資效率和獨(dú)立董事制度的相關(guān)文獻(xiàn)并提出本文研究假設(shè)；第三部分是本文實(shí)證研究設(shè)計；第四部分是本文主要實(shí)證結(jié)果和分析；第五部分進(jìn)行了機(jī)制檢驗(yàn)；第六部分開展了進(jìn)一步研究；第七部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后總結(jié)了本文結(jié)論。

2 文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

2.1 文獻(xiàn)綜述

（1）企業(yè)非效率投資

非效率投資現(xiàn)象在企業(yè)實(shí)際投資活動中普遍存在，其主要表現(xiàn)形式為過度投資或投資不足。其中，過度投資會導(dǎo)致企業(yè)積聚過剩產(chǎn)能，造成生產(chǎn)資源和要素的浪費(fèi)，而投資不足則會導(dǎo)致企業(yè)資源與生產(chǎn)要素閑置，使得企業(yè)難以實(shí)現(xiàn)快速成長。鑒于過度投資和投資不足均會嚴(yán)重?fù)p害企業(yè)價值，學(xué)者們針對這兩類非效率投資的產(chǎn)生原因和治理方式進(jìn)行了探討。

對于企業(yè)過度投資現(xiàn)象，學(xué)者們主要從委托代理問題、行為金融和管理層團(tuán)隊特征等角度出發(fā)進(jìn)行了探究。委托代理理論認(rèn)為，管理者為了滿足個人利益，如構(gòu)建商業(yè)帝國、提高薪酬和政績表現(xiàn)等因素，會進(jìn)行大量的過度投資（Jensen，1986[18]；Bates，2005[19]；辛清泉等，2007[20]），尤其是當(dāng)企業(yè)擁有較為充足的自由現(xiàn)金流時，過度投資程度會更高（Richardson，2006[21]；劉銀國等，2015[22]）。也有學(xué)者從行為金融的角度出發(fā)，認(rèn)為管理者存在的自我歸因效應(yīng)使其容易產(chǎn)生過度自信等心理偏差，導(dǎo)致了過度投資的發(fā)生（Malmendier和Tate，2005[23]；呂兆德和徐曉薇，2016[24]）。此外，姜付秀等（2009）[1]基于高層梯隊理論從管理層團(tuán)隊特征的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊的平均年齡或平均教育水平與過度投資存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

而對于企業(yè)投資不足現(xiàn)象，現(xiàn)有研究則主要從融資約束、經(jīng)濟(jì)政策不確定性等方面進(jìn)行了探究。Myers和Majluf（1984）[25]的研究認(rèn)為，企業(yè)管理層和外部投資者之間存在的信息不對稱會迫使投資者要求企業(yè)提供較高的風(fēng)險報酬率，當(dāng)企業(yè)難以接受這一融資成本時，會導(dǎo)致內(nèi)部資金匱乏，使得企業(yè)實(shí)際投資水平低于最優(yōu)投資水平。與之類似的是，國內(nèi)學(xué)者張宗益和鄭志丹（2012）[26]也發(fā)現(xiàn)信息不對稱使得部分上市公司存在融資約束導(dǎo)致其無法獲得最優(yōu)的投資資金，進(jìn)而降低了企業(yè)有效投資水平。劉慧龍等（2012）[27]發(fā)現(xiàn)，大股東資金占用等利益輸送手段會造成企業(yè)資金缺乏，使得投資效率下降。同時，也有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)政策不確定性的角度，將實(shí)物期權(quán)的思想引入企業(yè)投資決策研究中，探究企業(yè)投資不足的起因。研究發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性升高，企業(yè)管理層對未來經(jīng)濟(jì)政策形勢判斷難度不斷增加，這將明顯影響其對經(jīng)濟(jì)政策的預(yù)期，使得管理層在投資時更為謹(jǐn)慎，最終導(dǎo)致投資不足（李鳳羽和楊墨竹，2015[28]；饒品貴等，2017[29]）。

（2）學(xué)者型獨(dú)立董事

學(xué)者型獨(dú)立董事是指在高校和科研院所從事教育和科研工作的獨(dú)立董事。他們具有知識理論豐富、專業(yè)水平性強(qiáng)、邏輯思維嚴(yán)密、判斷能力獨(dú)立、不易受到外界干擾、社會責(zé)任標(biāo)準(zhǔn)較高等典型特征，能夠完善公司的治理水平?，F(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)學(xué)者型獨(dú)立董事能夠很好地發(fā)揮咨詢和監(jiān)督功能，提高公司績效。例如Francis等（2015）[11]研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)董事的存在與更高的收購績效、更多的專利及其引用數(shù)量、更高的股價信息性、更低的可操控性應(yīng)計利潤、更低的首席執(zhí)行官（CEO）薪酬和更高的CEO強(qiáng)制離職-績效敏感性有關(guān)。沈藝峰等（2016）[7]研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)者型獨(dú)立董事可以發(fā)揮監(jiān)督和咨詢作用，其數(shù)量與企業(yè)研發(fā)投入存在正相關(guān)關(guān)系。Cho等（2017）[30]發(fā)現(xiàn)相比于沒有學(xué)者董事的公司，有學(xué)者董事的公司具有更高的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)。向銳和宋聰敏（2019）[8]研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)者獨(dú)董的存在能夠有效提升公司盈余質(zhì)量，且這一影響在民營企業(yè)中更為明顯。Xiang和Zhu（2020）[31]發(fā)現(xiàn)學(xué)者獨(dú)董可以有效抑制公司的違規(guī)欺詐行為，而且當(dāng)學(xué)者獨(dú)董具有法律或者財會背景時，抑制作用更為明顯。Pang等（2020）[32]發(fā)現(xiàn)當(dāng)學(xué)者型獨(dú)立董事被要求強(qiáng)制離職時，公司股票將平均下跌1.39%，換言之，資本市場認(rèn)為學(xué)者獨(dú)董可以為企業(yè)創(chuàng)造價值。

（3）獨(dú)立董事制度與企業(yè)非效率投資

理論上，獨(dú)立董事肩負(fù)監(jiān)督和咨詢職能，對于規(guī)范企業(yè)財務(wù)行為具有重要作用。然而在現(xiàn)有研究中，獨(dú)立董事制度對企業(yè)投資效率影響并未得到一致意見。

一方面，部分學(xué)者認(rèn)為獨(dú)立董事既不“獨(dú)立”，也不“懂事”，難以在公司治理中發(fā)揮相應(yīng)作用。例如，Klein（1998）[3]的研究表明，獨(dú)立董事難以對管理層進(jìn)行有效監(jiān)督，容易引起機(jī)會主義行為，導(dǎo)致過度投資。李維安和姜濤（2008）[5]研究認(rèn)為，我國獨(dú)立董事所占比例較小且缺乏獨(dú)立性，不能對上市公司的投資決策產(chǎn)生影響，因此獨(dú)立董事與過度投資水平之間并無顯著的相關(guān)關(guān)系。劉慧龍等（2012）[27]研究認(rèn)為，在我國上市公司中，獨(dú)立董事難以發(fā)揮自身監(jiān)督職能，不能有效減少因管理者代理問題而產(chǎn)生的過度投資行為。曹春方和林雁（2017）[14]從異地獨(dú)董的角度出發(fā)，證明了異地獨(dú)董反而導(dǎo)致公司過度投資水平更高。

而另一方面，一些學(xué)者傾向于認(rèn)為，獨(dú)立董事制度作為提高董事會獨(dú)立性和透明性的重要機(jī)制，能夠有效緩解委托代理問題、降低企業(yè)信息不對稱水平，提高企業(yè)投資效率。具體而言，已有研究探究了獨(dú)立董事的比例對企業(yè)投資效率的影響。例如，Adams和Ferreira（2007）[4]認(rèn)為，獨(dú)立董事可以發(fā)揮咨詢功能，為企業(yè)投資決策提供建議。Morck（2004）[13]研究發(fā)現(xiàn)，適當(dāng)提高獨(dú)董比例可以加強(qiáng)董事會對管理層的監(jiān)督，約束管理層的行為，降低上市公司的過度投資水平。Kolasinski等（2010）[33]和Ben等（2012）[34]的研究也發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事可以有效抑制管理層的過度自信和樂觀情緒，從而提高投資效率。此外，也有學(xué)者從獨(dú)立董事的構(gòu)成出發(fā)，探究不同背景的獨(dú)立董事對企業(yè)投資效率的影響。例如，陳運(yùn)森和謝德仁（2011）[6]從連鎖董事社會網(wǎng)絡(luò)角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，獨(dú)立董事治理作用越好，企業(yè)投資效率越高。胡元木（2012）[35]研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)獨(dú)立董事與企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出效率正相關(guān)。杭?。?017）[9]對我國A股非金融類上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)董事會中財務(wù)獨(dú)立董事比例高的上市公司發(fā)生非效率投資的可能性更低。

（4）文獻(xiàn)評述

總結(jié)上述文獻(xiàn)，我們可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)界針對獨(dú)立董事與上市公司投資效率的關(guān)系已進(jìn)行了一些相關(guān)研究，但是目前結(jié)論存在較多爭議。事實(shí)上，董事會能否發(fā)揮實(shí)際功能與董事會成員特征的異質(zhì)性和多元性密切相關(guān)（Anderson等，2011[36]）?，F(xiàn)有的一些研究從獨(dú)立董事的背景特征進(jìn)行展開，但目前的文獻(xiàn)主要集中于獨(dú)立董事的政府背景（Agrawal和Knoeber，2001[37]；Chizema等，2015[38]）和財務(wù)金融從業(yè)背景（Guner等，2008[39]），對于學(xué)者型獨(dú)立董事的研究相對較少。鑒于當(dāng)下學(xué)者型獨(dú)立董事在我國上市公司獨(dú)立董事中占據(jù)非常大的比例，且相較于其它董事具有更高的學(xué)術(shù)背景和個人素質(zhì)，在咨詢和監(jiān)督方面占有特殊地位。故而本文探究學(xué)者型獨(dú)立董事與企業(yè)投資效率的關(guān)系，能夠幫助我們更好地理解學(xué)者獨(dú)董對企業(yè)投資決策的影響機(jī)制和實(shí)現(xiàn)條件，為獨(dú)立董事制度的發(fā)展提供更多證據(jù)指導(dǎo)。

2.2 研究假設(shè)

企業(yè)能否將稀缺資本配置到投資項目，將投資機(jī)會轉(zhuǎn)化為有效的投資產(chǎn)出，不僅決定了微觀企業(yè)的自身競爭能力和發(fā)展前景，而且關(guān)系著宏觀經(jīng)濟(jì)的資源配置效率和發(fā)展質(zhì)量。根據(jù)Jensen（1986）[18]的理論，企業(yè)的非效率投資主要是源于信息不對稱下的經(jīng)理人代理問題。我國上市公司獨(dú)立董事制度設(shè)置的初衷是對公司業(yè)務(wù)活動起到監(jiān)督和咨詢作用，學(xué)者型獨(dú)立董事由于具有豐富的經(jīng)驗(yàn)知識以及較強(qiáng)的外部獨(dú)立性，能夠有效地在企業(yè)的投資行為上發(fā)揮這兩種職能。

首先，在對企業(yè)投資行為的監(jiān)督上，學(xué)者獨(dú)董具有更強(qiáng)的監(jiān)督動機(jī)和監(jiān)督能力。從監(jiān)督動機(jī)來看，聲譽(yù)是學(xué)者獨(dú)董發(fā)揮監(jiān)督職能最重要的激勵手段（Fama和Jensen，1983[40]；葉康濤等，2011[16]；陳運(yùn)森和謝德仁，2011[6]；黃海杰等，2016[7]；許榮和李從剛，2019[10]）。作為高校和科研院所的知名專家學(xué)者，學(xué)者獨(dú)董通常在學(xué)界和業(yè)界都享有較高的聲譽(yù)和社會地位（Fishman等，2018[41]），一旦其任職公司因投資不當(dāng)而產(chǎn)生負(fù)面新聞，這種監(jiān)督失職會直接影響?yīng)毩⒍碌膫€人聲譽(yù)（許榮和李從剛，2019[10]），因而高昂的聲譽(yù)成本使得學(xué)者獨(dú)董具有更強(qiáng)的動機(jī)去監(jiān)督管理層是否選擇了適宜的投資項目。從監(jiān)督能力來看，學(xué)者獨(dú)董專業(yè)水平高、獨(dú)立性強(qiáng)、不易受到外界干擾（馬如靜和唐雪松，2016[12]），一方面，對于管理層出于自利目的而進(jìn)行的非效率投資行為，學(xué)者獨(dú)董相對獨(dú)立、客觀的特性能夠使其對管理層形成有效監(jiān)督，直接抑制管理層的機(jī)會主義投資行為；另一方面，獨(dú)立董事需要負(fù)責(zé)監(jiān)督企業(yè)披露的財務(wù)信息的真實(shí)性、完整性和及時性，其自身的專業(yè)性和嚴(yán)謹(jǐn)性也能夠有效減少管理層對會計信息的操縱，改善公司的信息質(zhì)量（胡奕明和唐松蓮，2008[42]）。這不僅可以幫助大股東更為清楚地了解公司在投資決策等方面的信息，約束管理層的過度投資行為（胡奕明和唐松蓮，2008[42]），也可以向中小投資者以及債權(quán)人傳遞公司的經(jīng)營情況，降低公司信息不對稱水平，從而緩解因融資約束等所致的投資不足問題，提高企業(yè)資源配置效率（Chen等，2011[43]；Biddle和Hilary，2006[44]）。

其次，在咨詢職能方面，獨(dú)立董事作為上市公司聘請的專家和顧問，能夠運(yùn)用其知識、經(jīng)驗(yàn)和信息協(xié)助董事會做出最優(yōu)投資決策（Francis等，2015[11]；向銳和宋聰敏，2019[8]）。已有文獻(xiàn)表明，知識水平是影響?yīng)毩⒍掳l(fā)揮建議、咨詢等職能的重要因素（Coleman等，1988[45]）。學(xué)者型獨(dú)立董事往往在相應(yīng)的領(lǐng)域進(jìn)行了深入研究，強(qiáng)大的知識儲備為其幫助企業(yè)分析投資項目可行性提供了有利條件。同時，學(xué)者獨(dú)董具備的專業(yè)知識能夠使其站在客觀、可靠的角度對企業(yè)投資項目的價值進(jìn)行有效判斷，降低管理層做出不利于企業(yè)發(fā)展的投資決策的概率（杭健，2017[9]）。除此之外，學(xué)者獨(dú)董具有強(qiáng)大的信息處理、分析問題、和解決問題的能力，相對于其他人，可以提供獨(dú)到的見解和判斷，而非人云亦云（Adams和Ferreira，2007[4]）。例如，學(xué)者獨(dú)董傾向于以不同于非學(xué)術(shù)的方式處理問題，更可能在董事會中提供不同的觀點(diǎn)（向銳和宋聰敏，2019[8]）。故而在公司的投資決策中，學(xué)者型獨(dú)立董事可以從不同角度對公司的投資項目進(jìn)行評估，幫助企業(yè)優(yōu)化投資決策，選擇具有投資價值的項目，舍棄凈現(xiàn)值為負(fù)或者占用資金時間較長的項目，進(jìn)而提高企業(yè)的投資效率。

綜上所述，我們認(rèn)為學(xué)者型獨(dú)立董事?lián)碛休^高的專業(yè)性和獨(dú)立性，能夠更好地在企業(yè)履行監(jiān)督和咨詢職能，抑制企業(yè)的非效率投資行為?；诖?，本文提出如下的研究假設(shè)：

假設(shè)H1：學(xué)者獨(dú)董的比例越高，上市公司的投資效率越高。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本來源

我國證監(jiān)會在2001年發(fā)布了《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》的通知，要求上市公司在2002年建立獨(dú)立董事制度，因此本文選取所有A股上市公司2002-2019年的數(shù)據(jù)作為研究樣本。參照以往研究慣例，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：（1）剔除金融行業(yè)公司；（2）剔除被ST公司；（3）剔除數(shù)據(jù)殘缺不全的公司，最終得到29006個“公司-年度”樣本。本文相關(guān)的財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，學(xué)者型獨(dú)立董事的特征信息主要通過CSMAR數(shù)據(jù)庫獲得，缺失信息通過上市公司年報、Wind數(shù)據(jù)庫、新浪財經(jīng)網(wǎng)、東方財富網(wǎng)、百度等平臺手工搜索獲得。為了避免數(shù)據(jù)異常值對回歸結(jié)果造成的影響，我們將連續(xù)型變量在1%和99%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。

3.2 變量設(shè)定

（1）被解釋變量：投資效率

本文參考Richardson（2006）[21]、劉慧龍等（2012）[27]、陳運(yùn)森和黃健嶠（2019）[46]的研究，采用模型（1）來衡量企業(yè)的投資效率：

模型（1）中，Invest表示企業(yè)當(dāng)年的實(shí)際投資水平，計算方法為：（購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)的支出+取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額－處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額－固定資產(chǎn)折舊、油氣資產(chǎn)折耗、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)折舊）/總資產(chǎn)?？刂谱兞堪ㄆ髽I(yè)的營業(yè)收入增長率Growth、杠桿水平Lev、年末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額占總資產(chǎn)的比重Cash、企業(yè)的上市年限Age、年末總資產(chǎn)規(guī)模Size、企業(yè)股票年度回報率Return，此外，我們也對行業(yè)固定效應(yīng)Industry和年度固定效應(yīng)Year進(jìn)行了控制。通過對模型（1）進(jìn)行回歸，所得殘差即為企業(yè)的投資效率水平。若殘差小于0，則代表投資不足，若殘差大于0，則代表過度投資。殘差的絕對值越大說明投資效率越低。

（2）解釋變量：學(xué)者型獨(dú)立董事占比

本文參考周楷唐等（2017）[47]、姜付秀等（2019）[48]、沈藝峰等（2016）[7]、向銳和宋聰敏（2019）[8]的研究，將學(xué)者型獨(dú)立董事定義為當(dāng)年或曾經(jīng)具有大專及大專以上水平的院校、科研院所等單位任職經(jīng)歷的獨(dú)立董事?？蒲性核饕侵阜菭I利性科研機(jī)構(gòu)或?qū)W術(shù)性組織，例如中國科學(xué)院蘭州近代物理研究所、中國科學(xué)院長春應(yīng)用化學(xué)研究所、國家地震局地球物理研究所、衛(wèi)生部中國醫(yī)學(xué)科學(xué)院等（姜付秀等，2019[48]）。鑒于學(xué)者型獨(dú)立董事二值變量的設(shè)定方式較為寬泛，為了更為準(zhǔn)確地衡量學(xué)者型獨(dú)立董事在企業(yè)投資決策中的作用，本文借鑒曹春方和林雁（2017）[14]、向銳和宋聰敏（2019）[8]的研究，使用學(xué)者型獨(dú)立董事人數(shù)與獨(dú)立董事總?cè)藬?shù)的比值衡量學(xué)者獨(dú)董在上市公司中發(fā)揮作用大小。

（3）控制變量

本文參考曹春方和林雁（2017）[14]、陳運(yùn)森和黃健嶠（2019）[46]、許榮和李從剛（2019）[10]等研究，對企業(yè)的基本特征，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)財務(wù)杠桿、企業(yè)年齡、企業(yè)成長性、企業(yè)績效表現(xiàn)、董事會規(guī)模、董事獨(dú)立性、二職合一、董事長或CEO是否具有財務(wù)背景、高管持股比例、高管薪酬、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、第一大股東持股比例、股權(quán)集中度、企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)現(xiàn)金流水平等變量予以控制。所有變量定義見表1。

表1 變量定義

3.3 模型構(gòu)建

為了研究學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)投資效率的影響，本文建立模型（2）對假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)：

模型（2）中，我們主要關(guān)注企業(yè)學(xué)者獨(dú)董占比Academic的系數(shù)，該系數(shù)衡量了企業(yè)學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)投資效率的影響。根據(jù)假設(shè)1的推斷，預(yù)期顯著為負(fù)，即企業(yè)學(xué)者獨(dú)董占比越高的企業(yè)，非效率投資水平越低。

4 實(shí)證結(jié)果和分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表2報告了學(xué)者型獨(dú)立董事樣本的分布情況。從分年度的統(tǒng)計情況可以發(fā)現(xiàn)，自2002年獨(dú)立董事制度實(shí)施后，我國上市公司中學(xué)者獨(dú)董平均數(shù)量以及占獨(dú)立董事的比例不斷上升。2002年，上市公司中學(xué)者獨(dú)董平均數(shù)量為0.81，占獨(dú)立董事的比例為35%。而后學(xué)者獨(dú)董數(shù)量逐漸增加，并在2012年達(dá)到了歷史新高2.01。2013-2019年，上市公司中學(xué)者獨(dú)董平均數(shù)量保持在1.9上下，占比始終在50%以上。該統(tǒng)計結(jié)果說明上市公司中學(xué)者獨(dú)董普遍存在且這一現(xiàn)象愈發(fā)明顯，因而探究學(xué)者獨(dú)董對企業(yè)投資效率的影響具有較強(qiáng)的實(shí)踐意義。從分行業(yè)統(tǒng)計情況可以發(fā)現(xiàn)，各行業(yè)中學(xué)者獨(dú)董平均數(shù)量分布較為均衡，整體差異較小，基本分布在1.85的均值左右。其中信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)中學(xué)者獨(dú)董平均數(shù)量最高，為1.89；綜合行業(yè)中學(xué)者獨(dú)董平均數(shù)量最低，為1.78。學(xué)者獨(dú)董占獨(dú)立董事的比例也在45%-65%的范圍內(nèi)波動。分行業(yè)統(tǒng)計結(jié)果表明本文的研究不存在樣本分布的選擇性偏差問題。

表2 上市公司中學(xué)者獨(dú)董的分布情況

續(xù)表

表3列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，非效率投資水平Ineffinv的均值是0.053，標(biāo)準(zhǔn)差為0.056，最小值為0.001，最大值為0.302，這與以往研究基本保持一致（王克敏等，2017[2]；陳運(yùn)森和黃健嶠，2019[46]）。學(xué)者型獨(dú)立董事占比Academic的均值是0.576，中位數(shù)是0.667，說明我國上市公司聘請的獨(dú)立董事中，超過半數(shù)為學(xué)者獨(dú)董，這也在一定程度上證明了該研究具有重要意義。同時Academic的標(biāo)準(zhǔn)差為0.321，說明不同上市公司之間學(xué)者獨(dú)董占比存在較大差異，保證了充分的變異性。通過將本文的其它控制變量與現(xiàn)有文獻(xiàn)的統(tǒng)計結(jié)果進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)其統(tǒng)計結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致，均在合理的范圍內(nèi)分布。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

4.2 回歸分析

本文的主回歸檢驗(yàn)了學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)投資效率的影響，被解釋變量為企業(yè)投資效率，解釋變量為學(xué)者獨(dú)董占比，回歸結(jié)果如表4所示。在第（1）列中，企業(yè)學(xué)者獨(dú)董占比指標(biāo)Academic的系數(shù)為-0.007，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。第（2）列加入了控制變量，和第（3）列在第（2）列的基礎(chǔ)上進(jìn)行異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤處理，Academic系數(shù)一直保持顯著，表明企業(yè)學(xué)者獨(dú)董占比越高，非效率投資水平越低。以第（3）列為基準(zhǔn)，Academic的系數(shù)為-0.002，結(jié)合Academic和Ineffinv的標(biāo)準(zhǔn)差0.321與0.056，可知企業(yè)學(xué)者獨(dú)董占比每提高1個標(biāo)準(zhǔn)差，其非效率投資水平將下降1.15%個標(biāo)準(zhǔn)差。由此可見，從統(tǒng)計顯著性和經(jīng)濟(jì)顯著性來看，學(xué)者獨(dú)董占比越高的企業(yè)有著顯著更高的投資效率，驗(yàn)證了本文的主要假設(shè)。

表4 學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)非效率投資水平：基本回歸

續(xù)表

5 機(jī)制檢驗(yàn)

5.1 區(qū)分非效率投資類型

如前所述，學(xué)者獨(dú)董能對企業(yè)非效率投資水平產(chǎn)生有效的抑制作用。鑒于企業(yè)過度投資和投資不足行為的成因存在差異，為了進(jìn)一步探究學(xué)者獨(dú)董對企業(yè)投資效率的影響機(jī)制，我們首先對企業(yè)的非效率投資進(jìn)行了區(qū)分，按照非投資效率的類型將樣本分成過度投資組和投資不足組a通過模型（1）計算出的殘差進(jìn)行判斷。若該殘差大于0說明企業(yè)存在過度投資情況，該值越大，說明過度投資水平越高；而當(dāng)殘差小于0，則說明企業(yè)存在投資不足現(xiàn)象，該值越小，說明投資不足水平越高。本文中為了便于解釋，在殘差小于0（即企業(yè)投資不足時），將殘差取絕對值處理，因而該絕對值越大，則投資不足水平越高。，并分別進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果見表5的第（1）列和第（2）列。從第（1）列過度投資的檢驗(yàn)結(jié)果來看，Academic的系數(shù)為-0.003，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著；在第（2）列投資不足的回歸結(jié)果中，Academic的系數(shù)為-0.001，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明學(xué)者獨(dú)董不僅能有效約束管理層的過度投資行為，也能緩解企業(yè)的投資不足現(xiàn)象，提高企業(yè)整體的資源配置效率。

表5 學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)非效率投資水平：基本回歸

續(xù)表

5.2 學(xué)者獨(dú)董與企業(yè)過度投資的機(jī)制檢驗(yàn)

研究假設(shè)中提到，學(xué)者獨(dú)董可以通過直接緩解管理層的委托代理問題和提高企業(yè)信息披露質(zhì)量抑制管理層的過度投資行為。接下來，我們直接檢驗(yàn)這兩種作用機(jī)制是否成立。當(dāng)管理層存在委托代理問題時，管理層往往會投資于凈現(xiàn)值小于0的項目以便掌控更多的公司資源，享受更多在職消費(fèi)，獲得更為豐厚的報酬等（Jensen，1986[18]）。參照Ang等（2000）[49]、江軒宇和許年行（2015）[50]的研究，本文使用管理費(fèi)用與主營業(yè)務(wù)收入的比值衡量管理層委托代理問題并使用Sobel（1987）[51]提出的中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表6。從第（1）列可以看出，Academic的系數(shù)為-0.008且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。從第（2）列可以看出，委托代理問題變量Agencyproblem的系數(shù)為0.026且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，Academic的系數(shù)仍在10%的統(tǒng)計水平上負(fù)顯著。第（1）列和第（2）列的結(jié)果表明管理層出于自利動機(jī)會發(fā)生過度投資行為，而學(xué)者獨(dú)董可以有效抑制因管理層委托代理問題所導(dǎo)致的過度投資現(xiàn)象。此外，我們的結(jié)果也通過了Sobel檢驗(yàn)（P值=0.005）。

在公司信息披露質(zhì)量方面，我們借鑒Hutton等（2009）[52]、陳運(yùn)森和黃健嶠（2019）[46]的研究，使用了經(jīng)修正瓊斯模型計算的操控性應(yīng)計的絕對值（Absdacc）進(jìn)行衡量。回歸結(jié)果見表6。從第（3）列可以看出，Absdacc的系數(shù)為-0.149且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。從第（4）列可以看出，信息披露質(zhì)量Absdacc的系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著，Academic的系數(shù)仍在10%的統(tǒng)計水平上顯著。本文結(jié)果也通過了Sobel檢驗(yàn)（P值=0.06）?；貧w結(jié)果說明信息披露質(zhì)量越差，公司過度投資現(xiàn)象會更為突出，而學(xué)者獨(dú)董可以通過提高公司信息披露質(zhì)量從而抑制過度投資行為。

表6 學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)過度投資：機(jī)制檢驗(yàn)

續(xù)表

5.3 學(xué)者獨(dú)董與企業(yè)投資不足的機(jī)制檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)學(xué)者型獨(dú)立董事對企業(yè)投資不足行為的影響，我們從企業(yè)融資約束的角度進(jìn)行分析。劉慧龍等（2012）[27]發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事可以減少企業(yè)因大股東資金占用等利益輸送手段而造成的資金缺乏問題，在此本文使用其他應(yīng)收款占總資產(chǎn)的比例衡量股東通過拖欠不還等手段直接占用的公司資金（Jiang等，2010[53]）。回歸結(jié)果見表7。從第（1）列可以看出，Academic的系數(shù)為-0.002且在10%的統(tǒng)計水平上顯著，說明學(xué)者獨(dú)董能夠抑制大股東資金占用行為。從第（2）列可以看出，大股東占款變量Othrec的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著，Academic的系數(shù)仍在10%的統(tǒng)計水平上負(fù)顯著，說明學(xué)者獨(dú)董可以通過降低大股東的資金占用從而緩解企業(yè)的投資不足問題。此外，我們的結(jié)果也通過了Sobel檢驗(yàn)（P值=0.06）。

此外，為了更為直觀地考察學(xué)者獨(dú)董對于企業(yè)融資約束的緩解作用，我們直接使用KZ指數(shù)a參考魏志華等（2012）的研究，KZ指數(shù)的計算步驟為：第一，對全樣本各個年度按經(jīng)營性凈現(xiàn)金流/上期總資產(chǎn)、現(xiàn)金股利/上期總資產(chǎn)、現(xiàn)金持有/上期總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率和托賓Q進(jìn)行分類。前三個變量如果低于中位數(shù)則取1，否則取0；后兩個變量如果高于中位數(shù)則取1，否則取0。第二，計算五個二值變量之和KZ指數(shù)。第三，采用排序邏輯回歸將KZ指數(shù)作為因變量對五個變量進(jìn)行回歸，估計出各變量的回歸系數(shù)。第四，運(yùn)用上述回歸模型的估計結(jié)果可計算出每一家上市公司融資約束程度的KZ指數(shù)。衡量企業(yè)的融資約束（魏志華等，2012[54]），KZ指數(shù)越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高?；貧w結(jié)果見表7。從第（3）列可以看出，Academic的系數(shù)為-0.068且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明學(xué)者獨(dú)董能夠緩解企業(yè)的融資約束。從第（4）列可以看出，KZ指數(shù)的系數(shù)為在1%的統(tǒng)計水平上顯著，Academic的系數(shù)仍在10%的統(tǒng)計水平上負(fù)顯著，說明學(xué)者獨(dú)董可以直接緩解企業(yè)的融資約束從而提高企業(yè)的投資效率。此外，我們的結(jié)果也通過了Sobel檢驗(yàn)（P值=0.04）。

表7 學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)投資不足：機(jī)制檢驗(yàn)

續(xù)表

6 進(jìn)一步研究

6.1 學(xué)者獨(dú)董個人特征的異質(zhì)性檢驗(yàn)

（1）區(qū)分學(xué)者獨(dú)董專業(yè)背景和學(xué)歷背景

鑒于學(xué)者獨(dú)董的職能發(fā)揮很可能受到其個人經(jīng)歷和個人特征的影響，在此我們首先檢驗(yàn)了不同專業(yè)背景的學(xué)者獨(dú)董對企業(yè)投資效率的影響。公司重要的投票議案往往涉及投融資等決策，這些重要事項的決策大多涉及財務(wù)知識，故而財務(wù)背景獨(dú)立董事能夠更好地發(fā)揮監(jiān)督作用和咨詢作用。已有研究也充分證實(shí)了這一觀點(diǎn)，例如胡奕明和唐松蓮（2008）[42]發(fā)現(xiàn)財務(wù)背景的獨(dú)立董事可以降低公司的盈余管理水平，提高公司的信息披露質(zhì)量；DeFond等（2005）[55]發(fā)現(xiàn)市場對于公司聘任具有財務(wù)背景的獨(dú)立董事具有更高的市場反應(yīng)?；诖耍覀冇嬎懔似髽I(yè)財務(wù)背景學(xué)者獨(dú)董占獨(dú)立董事總數(shù)的比例，然后按照財務(wù)背景學(xué)者獨(dú)董占比的“年度-行業(yè)”中位數(shù)將樣本分成兩組，并分組進(jìn)行了檢驗(yàn)。表8第（1）列和第（2）列的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)財務(wù)背景學(xué)者獨(dú)董占比高時，Academic的系數(shù)為-0.003，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，而當(dāng)公司財務(wù)背景學(xué)者獨(dú)董占比低時，Academic的系數(shù)不顯著。我們參照Cleary（1999）[56]、連玉君等（2010）[57]的研究，采用自助法（Bootstrap）對組間系數(shù)差異進(jìn)行了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果通過了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)（經(jīng)驗(yàn)P值= 0.044），說明財務(wù)背景學(xué)者獨(dú)董能夠更為有效的發(fā)揮監(jiān)督和咨詢職能，提高公司投資效率。此外，由于企業(yè)投資活動，特別是技術(shù)投資具有較強(qiáng)的專業(yè)性和復(fù)雜性，需要準(zhǔn)確評估投資機(jī)會和風(fēng)險。已有研究表明技術(shù)型獨(dú)立董事具有高超的技術(shù)才能，能夠?yàn)槠髽I(yè)引入專業(yè)的知識、技術(shù)和資源，幫助管理層發(fā)掘前景良好的投資機(jī)會，監(jiān)督管理層的自利行為，因而在公司治理中具有重要作用（胡元木，2012[58]；劉中燕和周澤將，2020[59]），因而我們檢驗(yàn)了作為行業(yè)專家的技術(shù)背景學(xué)者獨(dú)董對企業(yè)投資效率的影響。參考胡元木等（2016）[60]、劉中燕和周澤將（2020）[59]的研究，技術(shù)背景學(xué)者獨(dú)董的篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：首先應(yīng)當(dāng)具有生產(chǎn)、研發(fā)、設(shè)計等職業(yè)背景，其次應(yīng)當(dāng)具有技術(shù)性較強(qiáng)的專業(yè)（如計算機(jī)、工程、生物制藥等）的學(xué)習(xí)和工作經(jīng)歷、或者擁有工程師等技術(shù)類相關(guān)職稱。我們計算了技術(shù)背景學(xué)者獨(dú)董占獨(dú)立董事總數(shù)的比例，然后按照“年度-行業(yè)”中位數(shù)將樣本分成兩組，并分組進(jìn)行了檢驗(yàn)。表8第（3）列和第（4）列的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)技術(shù)背景學(xué)者獨(dú)董占比高時，Academic的系數(shù)為-0.004，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，而當(dāng)公司技術(shù)背景學(xué)者獨(dú)董占比低時，Academic的系數(shù)不顯著。檢驗(yàn)結(jié)果也通過了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)（經(jīng)驗(yàn)P值= 0.046），說明技術(shù)背景學(xué)者獨(dú)董能夠依靠自身的專業(yè)特長提高企業(yè)投資效率。

學(xué)歷是指人們在教育機(jī)構(gòu)中接受科學(xué)文化教育和技能訓(xùn)練的學(xué)習(xí)經(jīng)歷。根據(jù)高層梯隊理論，高管的能力和價值觀會受到其教育背景和工作經(jīng)歷等個人異質(zhì)特征的影響（姜付秀等，2019[48]）。當(dāng)受教育個體的學(xué)歷越高時，其知識水平和專業(yè)技能往往越高（王玨和祝繼高，2018[61]）。鑒于此，我們計算了企業(yè)中學(xué)者獨(dú)董平均學(xué)歷a本文按照學(xué)歷高低對其進(jìn)行賦值：1=中專及中專以下，2=大專，3=本科，4=碩士研究生，5=博士研究生。，然后按照該值的“年度-行業(yè)”中位數(shù)將樣本分成兩組，并進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。表8的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公司學(xué)者獨(dú)董平均學(xué)歷高時，Academic的系數(shù)為-0.003，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，而當(dāng)公司學(xué)者獨(dú)董平均學(xué)歷低時，Academic的系數(shù)不顯著?；谧灾ǎ˙ootstrap）的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果表明兩組存在顯著差異（經(jīng)驗(yàn)P值=0.005）。這說明學(xué)歷更高的學(xué)者獨(dú)董能更好地提高公司投資效率。

續(xù)表

（2）區(qū)分學(xué)者獨(dú)董任職時長和兼職數(shù)量

考慮到學(xué)者獨(dú)董不同的任職狀態(tài)也可能會使其在發(fā)揮監(jiān)督職能和咨詢職能上產(chǎn)生差異，我們從學(xué)者獨(dú)董在公司的任職時長以及兼職公司數(shù)量出發(fā)，考察在不同任職狀態(tài)下學(xué)者獨(dú)董對公司投資效率的影響差異。

從獨(dú)董的任職時長來看，現(xiàn)有研究表明，獨(dú)立董事同公司高管的關(guān)系在任職初期較為陌生且此時獨(dú)董掌握較少的公司信息，因而難以發(fā)揮有效的監(jiān)督和咨詢職能；而隨著獨(dú)立董事任期的延長，獨(dú)立董事對于公司的相關(guān)信息掌握將變得更為充分，對其負(fù)責(zé)的業(yè)務(wù)勝任能力也更強(qiáng)，更容易有效發(fā)揮監(jiān)督和咨詢職能（Kim等，2014[62]），這也被稱之為獨(dú)立董事任職的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，獨(dú)立董事的有效性通常會隨著這種“學(xué)習(xí)效應(yīng)”不斷提高（陳冬華和相加鳳，2017[63]；許榮和李從剛，2019[10]）。基于此，我們按照“年度-行業(yè)”中位數(shù)的方式將學(xué)者獨(dú)董任期分成兩組，并進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。表9中第（1）和第（2）列的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在學(xué)者獨(dú)董任職時間長的組中，Academic的系數(shù)為-0.002，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，而在學(xué)者獨(dú)董任職時間短的組，學(xué)者獨(dú)董Academic的系數(shù)并不顯著?；谧灾ǎ˙ootstrap）的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果表明兩組存在顯著差異（經(jīng)驗(yàn)P值=0.049）。這說明學(xué)者獨(dú)董群體中存在著“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，只有在任職時間較長時學(xué)者獨(dú)董的治理作用才能充分發(fā)揮，提高上市公司投資效率。

從獨(dú)董兼職其它公司的情況來看，現(xiàn)有研究關(guān)于獨(dú)立董事兼職公司數(shù)量對其發(fā)揮自身職能的影響存在爭議。一方面，部分學(xué)者認(rèn)為當(dāng)獨(dú)立董事兼職數(shù)量越多時，獨(dú)立董事精力有限，難以對其任職的每個公司高管的行為進(jìn)行有效監(jiān)督，阻礙了自身職能的有效發(fā)揮（Fich和Shidasani，2007[64]）；另一方面，部分學(xué)者則認(rèn)為當(dāng)獨(dú)立董事兼職數(shù)量越多時，其在不同企業(yè)兼職的工作經(jīng)歷能產(chǎn)生溢出效應(yīng)，能夠?yàn)槠涮峁└嗟墓ぷ鹘?jīng)驗(yàn)，而且身兼多家公司的獨(dú)立董事能夠充分利用董事網(wǎng)絡(luò)所提供的資源發(fā)揮自身職能（陳運(yùn)森和謝德仁，2011[6]）。鑒于此，本文也考察了學(xué)者獨(dú)董兼職對企業(yè)投資效率提升作用的影響情況。我們按照“年度-行業(yè)”中位數(shù)的方式將學(xué)者獨(dú)董兼職公司數(shù)量分成兩組，并進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。表9中第（3）、（4）列的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)學(xué)者獨(dú)董兼職公司的數(shù)量越多時，Academic的系數(shù)為-0.003，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，而當(dāng)學(xué)者獨(dú)董兼職公司的數(shù)量越少時，學(xué)者獨(dú)董Academic的系數(shù)不顯著?；谧灾ǎ˙ootstrap）的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果表明兩組存在顯著差異（經(jīng)驗(yàn)P值=0.01）。這說明對于學(xué)者型獨(dú)立董事而言，兼職對學(xué)者獨(dú)董經(jīng)驗(yàn)的溢出效應(yīng)高于對其精力的損耗，最終促進(jìn)了學(xué)者獨(dú)董職能的有效發(fā)揮。

表9 學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)投資效率：區(qū)分學(xué)者獨(dú)董任職時長和兼職數(shù)量

續(xù)表

6.2 學(xué)者獨(dú)董職能發(fā)揮的異質(zhì)性檢驗(yàn)

從學(xué)者獨(dú)董的監(jiān)督職能來看，無論是出于監(jiān)督動機(jī)還是出于監(jiān)督能力，理論上學(xué)者獨(dú)董均能夠有效發(fā)揮監(jiān)督職能。但學(xué)者獨(dú)董的監(jiān)督效果會直接受到公司原本被監(jiān)督力度的影響，因而本文從分析師關(guān)注的角度出發(fā)進(jìn)行了分析。從企業(yè)外部監(jiān)督力量來看，分析師是市場上最重要的信息中介之一。一方面分析師能夠挖掘、解讀企業(yè)信息并向資本市場傳遞信息，有效降低公司的信息不對稱水平（Frankel和Li，2004[65]；Kothari等，2016[66]），另一方面分析師更是能夠?qū)竟芾韺舆M(jìn)行有效監(jiān)督，防范委托代理問題的發(fā)生（張純和呂偉，2009[67]）。故而當(dāng)企業(yè)受分析師關(guān)注度比較高時，管理層更難為滿足個人利益而發(fā)生非效率投資，此時學(xué)者獨(dú)董進(jìn)行監(jiān)督的邊際作用較小，反之當(dāng)分析師關(guān)注度比較低時，學(xué)者獨(dú)董的存在更加有必要，能夠大大彌補(bǔ)外部對管理層監(jiān)督、約束的不足。鑒于此，本文借鑒Lang等（2003）[68]和孟慶斌等（2018）[69]的研究，采用當(dāng)年研報發(fā)布數(shù)量衡量分析師關(guān)注程度，并按照“年度-行業(yè)”中位數(shù)的方式分成兩組。表10的檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在分析師關(guān)注度少的組，Academic的系數(shù)顯著為負(fù)，而在分析師關(guān)注度多的組，Academic的系數(shù)不顯著。基于自助法（Bootstrap）的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果表明兩組存在顯著差異（經(jīng)驗(yàn)P值=0.08）。進(jìn)一步支持了研究假設(shè)部分的分析。

從學(xué)者獨(dú)董緩解企業(yè)融資約束的作用來看，由于目前銀行信貸是上市公司最主要的融資途徑，中央銀行實(shí)施的貨幣政策對企業(yè)的銀行融資有著直接的影響（陸正飛和楊德明，2011[70]）。當(dāng)中央銀行實(shí)施緊縮性的貨幣政策時，社會資金量有限，所有企業(yè)的融資難度都將變高。此時學(xué)者獨(dú)董職能的發(fā)揮更有利于緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)而改善企業(yè)投資不足狀況。基于此，本文借鑒索彥峰和范從來（2007）[71]、陸正飛和楊德明（2011）[70]的做法，先計算每年（M2增長率－GDP增長率－CPI增長率）的值，然后使用一階濾波法剔除時間趨勢的影響來衡量當(dāng)年貨幣政策的松緊程度。我們按照年度中位數(shù)對樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表10的第（3）列和第（4）列?？梢钥吹?，當(dāng)貨幣政策緊縮時，Academic的系數(shù)顯著為負(fù)，而當(dāng)貨幣政策寬松時，Academic的系數(shù)不顯著。基于自助法（Bootstrap）的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果表明兩組存在顯著差異（經(jīng)驗(yàn)P值=0.09）。表明在獲取外部資金受限、融資難度更高時，學(xué)者獨(dú)董可以通過幫助企業(yè)獲取投資所需的資金進(jìn)而緩解投資不足問題。

表10 學(xué)者獨(dú)董占比對企業(yè)投資效率：區(qū)分分析師關(guān)注度和貨幣政策松緊度

續(xù)表

7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

7.1 關(guān)鍵變量敏感性測試

（1）替換解釋變量

為了保證結(jié)論的可靠性，本文對解釋變量進(jìn)行了穩(wěn)健性處理。首先，本文借鑒許榮和李從剛（2019）[10]的研究，使用學(xué)者獨(dú)董二值變量Academic_dummy進(jìn)行了檢驗(yàn)，當(dāng)企業(yè)存在學(xué)者獨(dú)董時，Academic_dummy為1，否則為0?；貧w結(jié)果見表11。從第（1）列可以看出，Academic_dummy的系數(shù)為-0.002，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。其次，本文使用學(xué)者獨(dú)董數(shù)量占董事會總?cè)藬?shù)的比重衡量學(xué)者獨(dú)董占比，回歸結(jié)果見表11的第（2）列。從回歸結(jié)果可以看出，學(xué)者獨(dú)董占比Academic_ratio的系數(shù)為-0.006，仍在1%的統(tǒng)計水平上顯著，證實(shí)本文結(jié)果較為穩(wěn)健。

（2）替換被解釋變量

為了避免投資效率的衡量偏誤對本文結(jié)果的影響，本文參考Biddle等（2009）[72]、陳運(yùn)森和黃健嶠（2019）[46]的研究，使用模型（3）進(jìn)行檢驗(yàn)：

使用模型（3）中得到的殘差并取絕對值作為企業(yè)非效率投資水平進(jìn)行重新回歸，回歸結(jié)果見表11的第（3）列。從回歸結(jié)果可以看出，Academic的系數(shù)仍在5%的統(tǒng)計水平上顯著，證實(shí)了本文所使用的企業(yè)投資效率指標(biāo)的穩(wěn)健性。

表11 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：關(guān)鍵變量敏感性測試

續(xù)表

7.2 差分模型

盡管本文已經(jīng)控制了很多影響企業(yè)投資效率的變量，但仍可能存在遺漏變量問題，尤其是一些無法量化的企業(yè)因素，例如企業(yè)文化等。為了排除來自企業(yè)層面的遺漏變量干擾，本文將所有變量取一階差分后對主回歸重新進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表12。從結(jié)果可以看出，在排除公司固定特征后，dAcademic的回歸系數(shù)為-0.004，在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明本文的回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表12 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：差分模型

7.3 內(nèi)生性問題

本文的主要目的是考察學(xué)者獨(dú)董對企業(yè)投資效率的影響，但可能存在內(nèi)生性問題。例如，內(nèi)部治理完善的上市公司吸引了學(xué)者獨(dú)董的加盟。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒曹春方和林雁（2017）[14]、王化成等（2018）[73]的研究，使用同一省份且同一行業(yè)內(nèi)其他公司學(xué)者獨(dú)董比例的均值作為工具變量。從工具變量的相關(guān)性和外生性特征來看，同一省份且同一行業(yè)的公司在聘請學(xué)者獨(dú)董上可能具有同群效應(yīng)和模仿效應(yīng)，但是其他公司聘請的學(xué)者獨(dú)董數(shù)不會直接對本公司的投資決策產(chǎn)生影響。結(jié)果在表13中展示，在第一階段中，工具變量與學(xué)者獨(dú)董Academic顯著正相關(guān)，驗(yàn)證了本文選取的工具變量滿足相關(guān)性要求；第二階段中Academic系數(shù)為-0.012，在1%的水平上顯著，說明在控制了潛在內(nèi)生性后結(jié)果依舊不變。此外，在弱工具變量檢驗(yàn)中，F(xiàn)值為4883.44，強(qiáng)烈拒絕了弱工具變量的假設(shè)。

表13 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：工具變量法

續(xù)表

8 研究結(jié)論

企業(yè)投資行為作為企業(yè)最為重要的財務(wù)活動之一，對于企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展至關(guān)重要。在我國上市公司聘請的獨(dú)立董事中，具有學(xué)術(shù)背景的學(xué)者型獨(dú)董已占據(jù)了較高的比例，且相比于其它獨(dú)董，學(xué)者獨(dú)董具有專業(yè)性強(qiáng)、獨(dú)立性高等特征，能夠更好地發(fā)揮監(jiān)督和咨詢職能。本文以2002-2019年A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，檢驗(yàn)了學(xué)者型獨(dú)立董事比例與企業(yè)投資效率的關(guān)系。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)者型獨(dú)立董事比例越高，企業(yè)的非效率投資水平越低。在機(jī)制檢驗(yàn)中，我們發(fā)現(xiàn)學(xué)者型獨(dú)立董事既能夠通過緩解企業(yè)融資約束降低投資不足，同時也能通過減少委托代理問題、提高信息披露質(zhì)量抑制企業(yè)的過度投資。進(jìn)一步地，通過區(qū)分學(xué)者型獨(dú)立董事個人特征的異質(zhì)性和職能發(fā)揮效果的異質(zhì)性，我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)公司財務(wù)背景學(xué)者獨(dú)董占比高、技術(shù)背景學(xué)者獨(dú)董占比高和高學(xué)歷學(xué)者獨(dú)董占比高時，學(xué)者獨(dú)董能更好地發(fā)揮自身職能。從任職狀態(tài)來看，當(dāng)學(xué)者獨(dú)董在公司的已任職時間更長或者在公司外兼職其它公司數(shù)量更多時，學(xué)者獨(dú)董更能有效發(fā)揮其職能，提高公司的投資效率；而從學(xué)者獨(dú)董發(fā)揮監(jiān)督的必要性來看，當(dāng)公司受到分析師關(guān)注更少或者公司融資環(huán)境更為嚴(yán)峻時，學(xué)者獨(dú)董的存在對于公司投資效率的提升作用更為明顯。

在實(shí)踐方面，本文對不同市場主體也具有一定的啟示意義。對于政策制定者而言，當(dāng)下我國上市公司中學(xué)者型獨(dú)立董事普遍存在，本文的發(fā)現(xiàn)為學(xué)者獨(dú)董的價值和作用提供了清晰的證據(jù)，對于監(jiān)管機(jī)構(gòu)指導(dǎo)上市公司的獨(dú)立董事人事任命決策提供了參考和依據(jù)。對于企業(yè)而言，本文的研究結(jié)論充分證實(shí)了學(xué)者獨(dú)董在公司治理中的作用，為進(jìn)一步地完善我國上市公司治理結(jié)構(gòu)提供了可靠的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。同時，上市公司應(yīng)認(rèn)識到學(xué)者獨(dú)董發(fā)揮監(jiān)督和咨詢職能的條件，通過促成學(xué)者型獨(dú)立董事的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”等來為學(xué)者獨(dú)董提供良好的環(huán)境支持，以充分發(fā)揮和調(diào)動學(xué)者獨(dú)董的積極性和有效性，提高企業(yè)運(yùn)行效率。

當(dāng)然，本文也存在以下不足需要進(jìn)一步研究。第一，我國上市公司獨(dú)立董事制度設(shè)置的目的是發(fā)揮獨(dú)立董事公司的監(jiān)督職能和咨詢職能，雖然在文章中檢驗(yàn)了學(xué)者獨(dú)董與企業(yè)投資效率的影響機(jī)制，利用分析師關(guān)注度證明了學(xué)者獨(dú)董所發(fā)揮的監(jiān)督職能，但對于學(xué)者獨(dú)董的咨詢職能檢驗(yàn)較為間接，后續(xù)可以結(jié)合學(xué)者獨(dú)董參與公司活動時的相關(guān)資料，例如對發(fā)言記錄進(jìn)行文本分析，直接檢驗(yàn)和證明學(xué)者獨(dú)董的咨詢職能。第二，學(xué)者獨(dú)董提高企業(yè)投資效率的具體路徑可能存在多條，本文檢驗(yàn)的路徑可能僅為其中幾條，后續(xù)可以從不同維度探討學(xué)者獨(dú)董對企業(yè)投資效率的影響機(jī)制。第三，限于研究主題，本文僅檢驗(yàn)了學(xué)者獨(dú)董對企業(yè)投資效率的作用，尚未考察學(xué)者獨(dú)董在其他公司治理方面的作用。后續(xù)研究可以從其他公司治理維度出發(fā)檢驗(yàn)學(xué)者獨(dú)董的功能和作用。