“名人”独立董事履行职责状况分析——来自中国上市公司的证据

郑路航

(中国人民大学商学院,北京 100872)

2001年8月,我国证监会发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》,要求上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一的独立董事。然而,自从我国引入独立董事制度后,理论界和实务界却对独立董事制度存在诸多非议。就我国目前的情况而言,上市公司聘请的独立董事大部分是社会名人,包括政府离职官员、高校著名学者、企业高管人员等。这些“名人”独董往往身兼数职、公务繁忙,在履行监督职责时难免被人质疑有名无实。然而笔者认为,“名人”独立董事在我国上市公司董事会中究竟有没有履行其应有的职责需要实证检验的证据。实际上,已有大量文献考察了独立董事的职业、专长等个体特征在提升独立董事监督职能方面的意义。如 Güner等研究了具有财务专业知识的董事如何影响公司的决策[1];魏刚等研究发现,具有政府背景和银行背景的独立董事比例越高,公司经营业绩越好[2];胡奕明和唐松莲的研究表明,董事会中具有财务或会计背景的独立董事占比较高时,上市公司的盈余信息质量较好[3];赵德武等发现了独立董事的会计专业能力对盈余稳健性有正向影响[4];赵昌文等研究发现,具有行业专长、学术机构背景、政府关系、管理经验以及国际背景的独立董事对企业价值都有显著的促进作用[5]。然而,Rosenstein和W yatt却没有发现独立董事的职业能够对公司产生额外价值的证据[6]。上述文献虽然考虑到了独立董事的职业、专长等个人特征因素的影响,但均没有考虑独立董事的知名度对其履职效果的影响,结合我国上市公司倾向于聘请“名人”独立董事的现实情况,本文拟采用我国上市公司的数据,实证检验我国上市公司的“名人”独立董事在公司治理中究竟有没有履行其相应的职责,“名人”独董到底是媒体眼中的“花瓶”董事还是名副其实的“精兵良将”,进而为我国上市公司在聘请“名人”独立董事时提供决策依据,这是本文研究的实践意义所在。

从理论上来说,每个企业都是一个独特的资源组合,不同企业所拥有或者控制的资源是异质的,一些企业之所以能够获取持续的竞争优势,就在于他们拥有的特殊资源,这些资源是稀缺的和难以模仿的。独立董事的重要职能是向公司提供有别于其他企业的资源,尤其是智力、关系等无形资源。而“名人”独立董事的知名度也是一种非实物形态的资源,“名人”独立董事的知名度以它所依存的人为载体,无法转移或转让,不能脱离人这个载体而单独存在。一方面,在一定地域和时间范围内,拥有较高知名度的独立董事的数量是一定的,“名人”独立董事无法批量产生,他们是一种稀缺资源。另一方面,“名人”独董虽然可能在同一领域均拥有较高的知名度,但知名度高低难以量化,他们之间总会存在差别,因而“名人”独董的知名度又是难以模仿的。因此,“名人”独立董事自身的知名度作为其个体特征的一部分,属于企业所拥有的异质性资源的范畴,具有极大的价值创造力。那么,这些独特的资源是否真的能够帮助聘请了“名人”独董的上市公司,则是本文要检验的内容。

一、理论分析与研究设计

(一)“名人”独董的界定

本文把“名人”独董定义为在媒体上曝光率较高的人士,主要是指曾任政府主要部门的领导、大公司的高级管理人员、高校知名教师及研究机构的相关人士。为了区别来自不同职业领域的“名人”独董履职效力的差异,本文把“名人”独董归为以下四类：(1)政界“名人”独董。该类“名人”独董主要是那些曾任政府主要部门的领导,在此界定为曾任(我国规定在职公务员不得担任独立董事)国家政府部门厅局级以上领导干部者。(2)学界“名人”独董。该类“名人”独董主要是高校的著名教师和国家主要科研院所的著名学者。本科以上高校的校长、副校长和党委书记以及知名高校(指教育部直属高校、“211工程”高校和“985工程”高校三类高校之中任一类)下属学院的院长、副院长和博士生导师均为学界“名人”独董。此外,省部级以上研究院和国家重点研究所(以新浪网公布的教育部学位中心2007～2009年科研院所评估结果上榜者为准)的院长、所长也被认定为学界“名人”独董。(3)企业界“名人”独董。此类“名人”独董主要是大公司的高级管理人员。本文对大公司的认定标准是所有跨国公司、国有企业和上市公司。大公司的总裁、副总裁、董事长、副董事长、总经理、副总经理、财务总监、总会计师等位居关键职位者均为企业界“名人”独董。(4)中介业界“名人”独董。上市公司从中介业聘请的独立董事主要来自会计师事务所和律师事务所。根据中国注册会计师协会2006～2007年公布的会计师事务所综合评价前百家信息①,综合排名前十的会计师事务所的主要合伙人、董事长和总经理被认定为中介业界“名人”独董。根据价值中国网站公布的排名②,“中国十大著名律师事务所”的主要合伙人、董事长和总经理也被认定为中介业界“名人”独董。

(二)研究假设

根据上文对“名人”独董的界定,从理论上分析,这些“名人”独董的履职效力可能会对上市公司的治理产生两种影响,本文据此提出了以下两个竞争性假设。

第一,“名人”独董一般都身居领导职位,自然是公务繁忙,部分“名人”独董又有复杂的社会兼职,可能会屡屡缺席董事会会议。即便是出席了董事会会议,独立董事自身的工作特点注定他们处于信息劣势的状态,他们也可能根本没有充分的时间和精力来仔细了解所任职公司的情况,并分析任职公司需要其发表独立意见的事项,从而导致其在董事会上对相关重大事项发表意见时贡献有限,往往只是出具一些形式化意见,如简单的同意意见,而没有对重大事项进行具体分析,就更不可能提出有价值且可操作的建议了,没有履行替中小股东监督、管理的职责。

据此提出假设1——上市公司“名人”独董的比例越高,独立董事的履职效果越差。

第二,专业知名度较高的“名人”独董一般具有扎实的财务、审计或法律等专业功底,身居领导职位的“名人”独董往往具有突出的经营管理才能和战略眼光。因此,“名人”独立董事在对上市公司的重大事项发表意见时,其过硬且综合的专业背景和战略眼光使其看到的是中小股东的长远利益,更倾向于发表自己的独立意见,约束了大股东和内部控制人的权力,真正体现了独立董事保护中小投资者利益的出发点。另一方面,独立董事是“高危职业”,“名人”独董一般拥有较高的名望和社会声誉,如果他们作为独立董事没有履行好自己的职责而导致上市公司出现违规和财务舞弊等重大问题时,他们也有可能会受到处罚,承担高昂的经济罚款并会遭受重大的名誉损失,名财两空。Fama和Jensen的研究表明,独立董事监督力量增强的动机是维护他们在外部董事服务市场上的声誉[7]。因此,“名人”独董出于这方面的考虑,在履行职责时会愈加谨慎,以便保护自己。

据此提出假设2——上市公司“名人”独董的比例越高,独立董事的履职效果越好。

(三)变量设定和模型

1.被解释变量

独立董事的履职效果可以从财务报告质量高低、公司和高管是否违规以及独立董事是否发表独立意见(独立意见是指除了“同意”意见之外的其他所有意见)等几个方面体现。本文根据这4个方面设定了4个因变量：(1)DUM H IGHQUA——哑变量,是否具有高质量的财务报告。若被审计师出具标准无保留意见(在审计师出具公平合理审计意见的前提下,审计意见的类型在一定程度上反映了财务报告质量),则为1,反之为0。(2)DUM PERPUNS——哑变量,高管个人是否违规。若没有违规则为1,反之为0。(3)DUMFIRPUNS——哑变量,公司是否违规。若没有违规则为1,反之为0。(4)DUM INDEOPIN——哑变量,独立董事是否发表了独立意见。若发表了独立意见则为1,反之为0。

2.解释变量

解释变量包括：(1)知名度变量。包括政界“名人”独董的比例 ROGOVFAM、学界“名人”独董的比例 ROSCHFAM、企业界“名人”独董的比例 ROBUSFAM、中介业界“名人”独董的比例RO INM FAM以及总体“名人”独董比例ROTFAM,计算方法为某领域的“名人”独立董事人数/独立董事总人数。(2)专业背景变量。包括财会背景独立董事比例 RO TACC、经管背景独立董事比例ROTMANECO、法律背景独立董事比例ROTLAW、财政金融背景独立董事比例ROTFINAN和技术背景独立董事比例ROTTEC,其计算为某专业背景的独立董事人数/独立董事总人数。(3)其他解释变量。包括独立董事董事会出席率ROA TED(=实际出席董事会会议的次数(不包括委托出席)/应出席董事会会议的次数)、公司独立董事平均薪酬的自然对数LNCOM P、已退休的独立董事所占比例RORETI(=已退休——指达到我国法定的退休年龄(男60岁,女55岁)的独立董事人数/独立董事总人数)、女性独立董事比例ROFEMA(=女性独立董事人数/独立董事总人数)和衡量独立董事教育程度的变量ROMAS(=具有研究生及以上学历的独立董事人数/独立董事总人数)。

需要说明的是,上述专业背景识别是依据独立董事的受教育(包括学士、硕士和博士阶段)专业背景判断的,如果独立董事不同教育阶段的专业不一致,则将其所有阶段的专业都设置为独立董事的专业背景。技术背景是指与其所任职公司的主营业务发展需要相一致的专业背景。此外,根据Baber等的研究,高管在临近退休时所面临的“短视问题”(ho rizon p roblem s)会更加严重[8],故本文在研究模型中考虑了独立董事的退休状况,采用一个相对数指标即已退休的独立董事所占比例来检验独立董事的退休状况是否影响其履职效力。

3.控制变量和模型

根据已有文献的结论,本文还控制了公司规模SIZE(以总资产的自然对数表示)、所在行业 INDUS(根据我国上市公司行业分类标准划分为金融业、公用事业、房地产业、综合、工业和商业6个行业)、所在年份 YEAR(若所在年份为2006年,则 YEAR=1,反之为0)、财务杠杆LEV(以资产负债率表示)和公司业绩ROA(以资产净利率表示)等因素对本研究造成的影响。

本文使用的基本研究模型是：

Yi=β0+αiXi+β2RO TACC+β3ROTM ANECO+β4RO TLAW+β5RO TFINAN+β6RO TTEC+β7ROA TED+β8LNCOM P+β9RORETI+β10ROFEMA+β11ROMAS+β12SIZE+β13INDUS_1+β14INDUS_2+β15INDUS_3+β16INDUS_4+β17INDUS_5+β18YEAR+β19LEV+β20ROA+ε

其中,Yi分别为 4个履职效力变量(DUM H IGHQUA、DUM PERPUNS、DUM FIRPUNS和DUM INDEOPIN),Xi为独立董事知名度变量(ROGOVFAM、ROSCHFAM、ROBUSFAM、RO INM FAM和RO TFAM),INDUS_i为5个行业虚拟变量。研究思路是首先以总体“名人”独董比例ROTFAM为主要解释变量对4个因变量分别进行Logit回归,然后再以分类“名人”独董比例作为主要解释变量分别对4个因变量进行Logit回归。

二、数据和实证分析

本文选取了2006～2007年我国沪深两市的A股上市公司为研究对象,一部分数据来源于国泰安经济金融研究数据库,另一部分数据如独立董事的知名度特征和专业背景特征数据则无法直接取得,我们根据年报中披露的独立董事个人资料进行了手工搜集整理。此外,对于部分独立董事的学历数据的缺失,我们利用Baidu搜索工具通过“股票代码+人名”等关键词进行搜索,最大可能地获取所需信息。最终我们得到1 548家上市公司的2 979个样本观测值。本文的实证分析过程均采用Stata10.0统计软件进行。

(一)描述性统计分析

样本公司数据的描述性统计分析结果显示样本公司总体“名人”独董比例的均值为48.94%,表明在我国上市公司聘请的独立董事中,将近一半的独立董事是拥有较高声誉的“名人”独董。进一步发现,来自学界的“名人”独董比例最高,平均达到了27.12%;来自中介业界的“名人”独董比例最低,平均只有2.12%;来自政界和企业界的“名人”独董比例平均值分别为9.69%和12.2%。另外还发现在2006年聘请的独立董事全部为“名人”独董的207家公司中,全部“名人”独董均来自学术界的公司有83家,所占比例约40%,说明上市公司在聘请“名人”独立董事时,对来自学术界的独立董事似乎情有独钟,这与魏刚等认为我国上市公司有聘请大学知名教授作为独立董事的偏好的观点一致[2]。

专业背景方面,财会背景的独立董事比例均值最大为35.42%,这与我国上市公司独立董事至少有一名会计专业人士的规定吻合。其次,技术背景的独立董事占比也相对较高,达到了20%以上。此外,上市公司还比较注重聘请具有经济管理背景和法律背景的独立董事,其占比分别为18.95%和15.12%,而Rosenstein和W yatt发现美国独立董事中只有5.1%是律师[6]。整体来看,我国上市公司在聘请独立董事时没有对某一专业背景过分地依赖,在均衡中对财会背景和技术背景的人员有所偏倚。

此外,已经退休的独立董事所占比例平均为25.44%。女性独立董事所占比例较低,平均为12.21%,而魏刚等的研究使用1999～2002年间的数据发现我国有7%的独立董事为女性[2],这说明我国上市公司的女性独立董事人数有增长的趋势。研究生以上学历独立董事所占比例平均为57.83%,表明我国聘请的独立董事绝大部分是受过研究生以上教育的,这也可能与我国上市公司聘请的独立董事有相当一部分来自高校有关。

(二)回归分析

1.多重共线性检验

本文使用相关系数法检验是否存在多重共线性,检验结果表明,各个自变量之间的相关系数均很小,绝对值最大的是退休独立董事的比例RORETI与研究生以上学历独立董事的比例ROMAS的相关系数,为-0.471,这是由于我国上市公司聘请的独立董事中,较年长的独立董事学历不会太高,这符合我国教育发展的实际情况。退休独立董事的比例RORETI与政界“名人”独董的比例ROGOVFAM之间的相关系数也略高,为0.454,这是因为在我国政界“名人”独董一般是退休后的政府官员。除此之外,其他自变量之间不存在高度显著的相关关系,总体上可以认为本研究的自变量之间不存在严重的多重共线性问题。

2.总体回归分析

表1报告了总体“名人”独董比例ROTFAM作为主要解释变量的回归结果。

表1 总体“名人”独董比例对独立董事履职效果的影响

从表1可以看出,在4个以总体“名人”独董比例为主要解释变量的模型中,模型2的α1显著为正,模型4的α1显著为负,说明“名人”独立董事比例越高,高管个人没有违规发生的概率越大,但独立董事出具独立意见的可能性越小,我们可以得出初步结论：聘请“名人”独立董事可以在一定程度上抑制高管个人的违规行为,但知名度较高的“名人”独立董事在对重大事项发表意见时却并没有履行勤勉的职责。

对于模型中考虑的其他因素,表1也列出了相应的回归结果。模型2的财会背景独立董事比例系数β2及模型2和模型3的法律背景独立董事比例系数β4,均显著为正,说明财会和法律背景的独立董事比例越高,高管个人违规和公司违规事件发生的概率越小,即公司聘请具有财务背景和法律背景的独立董事有助于减少违规情况的发生。值得一提的还有技术背景的独立董事比例系数β6,在模型1、模型2和模型3中均为正且显著性很高,说明技术背景独立董事比例的提高不仅能够降低公司、个人违规事件发生的概率,还能够显著提高财务报告的质量。

3.分类回归分析

表2报告了不同职业背景的“名人”独董比例作为主要解释变量的回归结果。

从表2可以看出,模型5和模型6的α3显著为正,说明学界“名人”独董比例越高,财务报告质量越高,高管个人违规的可能性越小,“名人”独立董事对提高财务报告质量和对个人违规的抑制作用主要是通过学界“名人”独董实现的。该结果符合魏刚等提出的“专家假设”[2],即有着良好教育背景和丰富理论知识的专家对公司有着正面影响。本文认为,学界“名人”独董对财务报告质量的贡献可能源于他们作为“专家”发挥的知识优势和顾问作用。学界“名人”独董均是财务、法律、技术或经营管理方面的专家,具有极强的专业性,他们完全可以利用这种专业知识优势向董事会提供有益的建议,提高董事会的决策水平,提升财务报告的质量。另一方面,学界“名人”独董对高管个人违规现象的抑制也可能是由于这种“专家”身份的标签给高管心理上带来的“震慑”作用所致。既然学界“名人”独董都是财务、法律、技术等方面的专家,那么公司的管理人员会对这些专家独立董事有更高的信任度,囿于独立董事专家身份,他们在专家面前不敢妄自班门弄斧,自然就会守法守规。

表2 不同职业背景的“名人”独董比例对独立董事履职效果的影响

模型7的α2显著为负,说明政界“名人”独董比例越高,公司违规的可能性反而越大。对此本文认为可以用“靠山”效应来解释,即具有政府背景的“名人”独立董事带来的政治关联使得上市公司并不惧怕监管机构的处罚,从而在一定程度上纵容了上市公司的违规行为。Agrawal和 Knoeber的研究发现具有政治背景的外部董事确实起到了政治作用,担任着公司内的政治性角色[9]。政治关联是公司有价值的资源,这种资源影响企业的方式之一就是降低了政府对企业的监管要求,这也是上市公司愿意聘请退职政府官员担任企业独立董事的原因之一。

模型8的α3、α4显著为负,说明学界和企业界“名人”独董比例越高,独立董事越不倾向于发表独立意见。媒体对“名人”独立董事的负面报道并非毫无根据,我们认为“名人”独立董事在发表意见时确实没有履行好勤勉的职责,尤其是学界“名人”独董和企业界“名人”独董。根据本文搜集的数据,学界和企业界“名人”独董出席董事会议的平均比率分别为90.78%和90.48%,均低于总体平均出席率92.88%。独立董事出席率的高低是独立董事监督时间有没有得到充分保障的直接证据,学界“名人”独董和企业界“名人”独董较低的出席率表明他们对企业的监督时间是非常有限的,因此,在获取信息方面也处于相对弱势地位,难以为其发表独立意见提供充分的信息支撑。

此外,模型5的α5显著为负,说明中介业界“名人”独董比例越高,公司被出具标准无保留意见的可能性越小。对于为上市公司出具审计报告的会计师事务所来说,上市公司聘请的来自中介业界的“名人”独立董事是同行,因此在同行的监督下出具标准无保留审计意见时是相对比较谨慎的。

3.稳健性检验

为了保证结论的可靠性,我们还从以下方面进行了稳健性检验：首先,重新定义主要变量,我们改变独立董事声誉变量的计算方法,重新定义“名人”独董比例,以董事会总人数做分母。其次,增加控制变量,增加了上市公司的成长性指标,以营业收入增长率衡量。最后,重新定义样本,按照魏刚等的研究剔除了金融类上市公司。结果发现,以上三种稳健性检验得出的主要结论基本相似,除了个别系数显著性有所降低外并没有改变本文的主要实证结论,因此,本文的结论是较为稳定的。

三、结论与局限

上市公司聘请的“名人”独立董事是否履行了相应的职责?本文以中国A股上市公司为样本提供了相应的经验证据。研究发现：上市公司聘请的“名人”独立董事确实存在“知名度效应”。学界“名人”独立董事对提高财务报告质量和抑制公司高管违规有显著影响,这实际上是公司聘请的“名人”独立董事所传递的信息后果,符合独立董事能够降低代理成本的逻辑;但同时发现学界“名人”独立董事和企业界“名人”独立董事在发表意见时没有履行好勤勉的职责,发表独立意见的可能性较小。此外,本文还发现具有财务背景和法律背景的独立董事有助于降低公司和高管个人违规的可能性。

本文的局限性在于：首先,独立董事知名度变量设定时的信息来源不全面以及判定的主观性问题,可能会导致我们没有发现独立董事的知名度与其履职效果之间更复杂的关系;其次,本研究发现聘请了学界“名人”独立董事的上市公司能够提高财务报告质量和抑制高管违规,但两者之间也可能存在互为因果关系的问题,即也可能是因为财务报告质量高和比较守法的上市公司倾向于选择学界“名人”独立董事。这些问题有待于进一步思考和解决,也是公司治理研究者们未来需要关注的。

注释：

①数据来源于http：//edu.sina.com.cn/kaoyan/2009-01-15/1833184238.shtm l.

②数据来源于http：//www.chinavalue.net/wiki/showcontent.aspx?titleid=193695.

[1]Güner,A.B.,Malmendier,U.,Tate,G.Financial Expertise of Directors[J].Journal of Financial and Economics,2008,88(2)：323—354.

[2]魏刚,肖泽忠,Nick Travlos,邹宏.独立董事背景与公司经营绩效[J].经济研究,2007,(3)：92—105.

[3]胡奕明,唐松莲.独立董事与上市公司盈余信息质量[J].管理世界,2008,(9)：149—150.

[4]赵德武,曾力,谭莉川.独立董事监督力与盈余稳健性——基于中国上市公司的实证研究[J].会计研究,2008,(9)：55—63.

[5]赵昌文,唐英凯,周静,邹辉.家族企业独立董事与企业价值——对中国上市公司独立董事制度合理性的检验[J].管理世界 ,2008,(8)：119—126.

[6]Rosenstein,S.,W yatt,J.Outside Directors,Board Independence,and Shareholder Wealth[J].Journal of Financial Economics,1990,26(2)：175—184.

[7]Fama,E.F.,Jensen,M.C.Separation of Ow nership and Control[J].Journal of Law and Economics,1983,26(2) ：301 —325.

[8]Baber,W.R.,Kang,Sok-Hyon,Kumar,K.R.Accounting Earnings and Executive Compensation：The Role of Earnings Persistence[J].Journal of Accounting and Economics,1998,25(2)：169 —193.

[9]Agrawal,A.,Knoeber,C.R.Do Some Outside Directo rs Play a Political Role?[J].Journal of Law and Economics,2001,44(1)：179—198.