退休独立董事对企业风险承担的影响研究

徐浩庆，林 菁，薄 栋

(1.中国社会科学院 经济研究所， 北京 100836；2.中国社会科学院大学 经济学院， 北京 102488；3.国联证券股份有限公司， 江苏 无锡 214003)

一、引言

2021年11月12日，广东省广州市中级人民法院对康美药业证券特别代表人诉讼案作出一审判决。康美药业被判赔偿投资者24.59亿元，其中5名曾任或在职的独立董事被判承担连带责任，合计赔偿金额最高约3.69亿元。该事件产生巨大的社会反响，判决之后一年内，上市公司中超过700多名独立董事提出辞职，独立董事市场供给大幅萎缩。独立董事与企业风险承担之间的关系再次成为社会、学界密切关注的热点问题。

2020年，国务院印发《关于进一步提高上市公司质量的意见》(以下简称《意见》)，证监会把强化公司治理作为提高上市公司质量的一项重要工作，要求重点抓住包括董事在内的“关键少数”，同时强调充分发挥独立董事的作用。20世纪60年代以来，一些国家和地区在规范和完善公司治理时，都将独立董事制度作为一项重要的内容。经济合作与发展组织(OECD)有关报告显示，截至2019年，经济合作与发展组织成员国中有19个国家在公司治理准则中建议上市公司独立董事应在董事会中占多数，有17个国家要求独董在董事会的比例不小于1/3，美国、法国、以色列和智利对股权集中型公司董事会要求独董占多数。中国的上市公司主要为早期大型国有企业和家族企业改制上市而来，客观上存在大量“一股独大”甚至“一股独霸”的问题。同时，公司所有权与经营权分离造成股东与管理层之间、大股东与中小股东之间均存在委托代理问题，我国独立董事制度的引入出于缓解委托代理下的信息不对称[1]、制衡大股东股权、强化董事会监督、维护中小投资者利益等目的。独立董事因公司治理而生，为解决代理问题而来。相对非独立董事而言，独立董事应该发挥企业契约规则的监护人这一本质作用[2]，因此监督功能是独立董事主要职能之一。

我国的独立董事劳动力市场存在有效性不足和供需不平衡等缺陷。在市场需求端，专家、学者、监管部门都倡导提高董事会的独立性和专业性。在此背景下，我国证监会要求上市公司董事会成员中应当至少包括两名独立董事且占比至少达到三分之一。同时，随着资本市场的发展，上市公司数量越来越多，对独立董事的需求量急剧增长。在市场供给端，由于符合上市公司要求的独立董事存在稀缺性，独董市场供给的不足对公司董事会的独立性产生重要影响。首先，因为近年来社会各界对忙碌董事的履职效率有所质疑[3]，相关部门限制上市公司独立董事兼任数量，导致独董席位可供给总量收紧；第二，为减少权力寻租现象，相关部门出台政策对部分在职人员兼职独立董事做出限制，如2013年10月中组部发布“18号文”限制党政领导干部在企业兼职，从独董人力资源来源上减少了一定的供给量；第三，我国规定独立董事任期不超过6年，上市公司可能因此面临“辞职潮”及“换届难”从而造成独董供给结构性减少[4]。结合中国国情，在老龄化的人口结构变化趋势下，退休人才的市场供给增加[5]，聘任退休人员可以进一步开发老年人才资源以助推第二次人口红利[6]。综上所述，在独立董事劳动力市场供需不平衡、退休人才市场供给增加的客观现状下，越来越多上市公司聘请更独立、有经验又有时间履职的退休独立董事(以下简称“退休独董”)。这似乎是当前现实背景下的必然结果，因此研究退休独董及其对董事会效率的影响具有重要的理论意义和实践价值。

本文的主要贡献体现在：第一，从公司整体董事会结构角度，探究董事会成员任职状态对董事会监督效率的影响，是对“退休”这一异质性分析维度的补充研究。第二，在董事时间精力分配研究方面，从独立董事是否有全职工作(即是否退休)的分析角度，进一步丰富“忙碌假说”的理论内涵。第三，从高管层面研究企业风险承担水平的文献主要聚焦于CEO，本文从董事特征层面补充了公司治理的监督功能对企业风险承担水平影响的研究。第四，关于退休独董对风险承担水平影响的作用机制，本文进一步研究了公司透明度所发挥的中介效应和环境不确定性所发挥的调节作用。第五，本文进一步研究了在不同盈利能力和不同产权性质的企业，退休独董所发挥的异质性作用。第六，为强化研究结论的可靠性，本文运用3种中介效应检验方法、工具变量法和倾向值匹配法进行稳健性检验，并没有改变基本结论。

二、文献回顾与研究假设

现有文献对董事和董事会的异质性研究，主要包括人口特征如种族、性别、年龄，以及背景特征如专业背景、教育背景、行业背景等等[7-8]。有国内文献研究了审计委员会中的退休独董对治理效率的影响[9]，以及聘请退休政府官员背景的独立董事对上市公司的影响[10]。

学术界关于企业风险承担水平的影响因素已经有了一定的研究成果。从宏观视角看，现有研究分析了政治环境[11]、货币政策[12]、政策不确定性[13]等对企业风险承担水平的影响。从微观视角看，众多研究显示产权属性、股权结构[14]、股权质押[15]、连锁股东[16]、高管特征(如个人能力和自信程度)[17]以及董事会治理(如党组织参与治理)[18]和董事会层级[19]等均会影响企业风险承担水平。李明辉等[18]实证研究发现党组织“双向进入”和“交叉任职”参与治理均会显著抑制企业风险承担，然而该抑制作用在仅存在于风险承担水平较高的企业，对风险承担水平较低的企业没有抑制作用。这些研究为本文考察退休独董对企业风险承担水平的影响提供了重要的理论依据和实证经验。

(一)委托代理理论

在生理学和心理学研究假设中，人的时间和精力是有限的，在此生理基础上人的认知容量也是有限的。当人通过其广泛的社会网络(既有全职的本职工作又兼任独立董事工作)接受海量信息时，很可能因为生理和心理的上限导致其分配到某个任务的努力度不够、关注度不足，且信息超负荷导致信息接受程度受损。影响董事会效率的主要问题是很多公司董事没有足够时间履行他们的职责，因此选择董事最重要的关注点是董事是否有足够时间勤勉尽职。以公司治理长期探讨的委托代理理论为基础，“忙碌假说”认为任职于多个董事会的董事将因为没有充足的时间和精力而更多依赖内部人提供的信息，无法更好地履行其公司治理职责，会增加股东与董事之间的委托代理成本，削弱董事会的监督效率，因此忙碌董事将不利于公司发展。相对忙碌董事而言，退休董事没有全职的工作，他们有充足的时间和精力，可以更好地履行公司治理职责，从而强化董事会监督功能，提高公司治理效率。

在有关董事时间精力分配的文献中，实证研究主要关注董事多重任职[20]、专兼职董事[21]、董事居住地[22]、董事业务复杂度[23]等因素，学者们较多考虑独董兼职数量的影响，而对他们本职工作的影响却研究较少[24]。委托代理理论认为，董事会作为重要治理机关发挥着监督管理层的基本功能，同时董事会又作为决策机关通过监督决策的执行缓解委托代理问题。在委托代理理论基础上，我们提出忙碌假说：退休独董没有全职工作，有充足的时间和精力履行监督职能，可能是更积极的监督者。

(二)资源依赖理论与管家激励理论

基于社会学和组织理论，资源依赖理论认为董事会成员特征如专业背景、职业背景、信息获取渠道[25]、社会关系网络[26]和行业经验[27]等可以为公司提供资源并带来董事会资本，帮助公司改善治理水平[28]。在资源依赖理论基础上，我们提出经验假说：退休董事一般行业经验和工作阅历较为丰富，有部分是行业内“德高望重”的前辈，他们相对而言更有能力实施监督行为，可以增加董事会人力资本，可能是更有效的监督者。

基于社会学和心理学，管家激励理论认为人是社会人，董事是恪尽职守的“管家”。董事基于职业发展需要、工作责任需要的激励，会当好所有权人的“好管家”，发挥其监督职能，“管好”管理层。在此理论基础上演化出晋升激励理论和声誉激励理论。晋升激励理论和声誉激励理论认为，独立董事为了维护其在劳动力市场上的声誉，会更努力发挥其治理作用和监督功能。退休独董会对董事会监督效率产生怎样的影响，是本文要研究的问题。

根据委托代理理论的逻辑，我们提出忙碌假说：退休独董可能是更积极的监督者；根据资源依赖理论和管家激励理论，我们提出经验假说：退休独董可能是更有效的监督者。为了探究退休独董的监督作用，本文基于相关理论考察退休独董对董事会监督效率的影响。基于上述忙碌假说和经验假说的分析，本文提出如下假设：

研究假设1限定其他条件，企业聘任退休独董可以有效降低企业风险承担水平。

考虑到公司透明度和环境不确定性对独立董事发挥作用的影响及对企业风险承担水平影响的中介作用和调节作用，本文将公司透明度作为中介变量、将环境不确定性作为调节变量，并提出如下假设：

研究假设2公司透明度的中介效应，即退休独董通过提高公司透明度来影响企业风险承担水平。

研究假设3环境不确定性的调节作用，即环境不确定性越高，退休独董对企业风险承担水平的影响力度越强。

由于我国资本市场存在国有和非国有两类不同产权性质的上市公司，其治理结构和所面临的治理问题存在一定差异，本文进一步考虑退休独董对不同产权性质公司的不同影响。企业追求的目标是生存、发展与盈利，从而实现企业价值最大化。企业的盈利能力和发展能力会影响到企业的风险承担水平，为了比较不同情景之下退休独董发挥作用的效率，本文还将进一步考察企业盈利能力差异的影响。

三、退休独立董事对企业风险承担水平影响的验证

(一)模型构建

为探究退休独董如何影响企业风险承担水平，根据上述分析与假设，本文构建如下计量分析模型对所提出的假设进行检验。同时，考虑到可能存在的序列自相关问题，在分析过程中，涉及到以独立董事层面数据作为自变量的回归模型，对系数标准差进行独立董事层面的聚类处理。以公司层面数据作为自变量的回归，对系数标准差进行公司层面的聚类处理。

RiskTakingi,t=α+β1×RIDi,t+β2×Controls+εi,t

(1)

在上述模型基础上构建如下子模型进行检验：

RiskT1i,t=α1+β3×RID_Ni,t+β4×Controls+ε1

(2)

RiskT2i,t=α2+β5×RID_Ni,t+β6×Controls+ε2

(3)

RiskT1i,t=α3+β7×RID_Ri,t+β8×Controls+ε3

(4)

RiskT2i,t=α4+β9×RID_Ri,t+β10×Controls+ε4

(5)

RiskT1i,t=α5+β11×RID_Coi,t+β12×Controls+ε5

(6)

RiskT2i,t=α6+β13×RID_Coi,t+β14×Controls+ε6

(7)

(二)变量选取及数据来源

1.因变量选取

本文以企业风险承担水平作为被解释变量，借鉴余明桂等[29]的方法，基于企业盈余波动程度衡量企业风险承担水平，本文选取企业在观测时段内的ROA波动程度作为被解释变量。ROA使用息税前利润除以年末总资产，借鉴相关研究，调整后的ROA由公司本期ROA减去年度行业总资产报酬率均值得到，记为Adj_ROA(如公式(8)所示)，风险承担水平具体计算过程如公式(9)(10)所示，以每3年作为观测时间段，滚动计算经行业调整后的ROA的标准差和极差得到风险承担水平的两个指标，记为RiskT1i,t，RiskT2i,t。

(8)

(9)

RiskT2i,t=Max(Adj_Roai,t)-Min(Adj_Roai,t)

(10)

2.自变量选取及数据来源

本文主要探讨退休独立董事对企业风险承担水平的影响，以企业是否聘请退休独董、企业聘请退休独董的数量、退休独董占比作为核心解释变量。选取2000—2020年中国沪深两市A股上市公司作为初始样本，通过阅读上市公司披露的董事简历，筛选年龄超过60周岁的男性独立董事和年龄超过55周岁的女性独立董事作为研究样本。其中，RID变量为退休独立董事的衡量变量，具体包括：虚拟变量RID_Co，公司有聘任退休董事取值为1，反之为0；RID_N变量表示每个公司中退休独立董事的数量；RID_Ratio变量表示每个公司退休独立董事人数占独立董事总人数的比重。

3.中介变量

本文的中介变量为公司透明度指标，TRANS变量为公司透明度的衡量变量。本文主要基于独立董事视角考察公司透明度的中介效应，而独立董事属于“外部人”而非“内部人”，客观存在信息不对称问题，公司透明度的提升可以缓解独立董事与管理层之间的信息不对称。参考之前文献用盈余质量、信息披露考评指数、分析师盈余预测和审计师度量公司的透明度。本文借鉴相关研究构建透明度综合指标TRANS，其计算值等于盈余质量指标(DD)、交易所对上市公司信息披露考评分值(DISCLOSURE)、分析师跟踪人数(ANALYSIS)、分析师盈余预测准确性(ACCURACY)和是否为四大会计师事务所审计(BIG4)这5个变量的样本百分等级的平均值，TRANS越大，公司透明度越高。

4.调节变量

本文的调节变量为环境不确定性指标，EU变量为环境不确定性的衡量变量。环境不确定性主要指的是外部环境的变动，公司的业务活动会因外部环境的变化而发生波动，进而引起营业收入波动。本文借鉴申慧慧[30]的做法，用公司非正常营业收入的波动程度来衡量环境不确定性。先计算公司过去5年营业收入的标准差数据，采用普通最小二乘法(OLS)对其年份进行回归，估计结果在剔除正常增长的营业收入后得到的残差即为非正常营业收入；用过去5年的非正常营业收入的标准差除以这5年营业收入的均值得到未经行业调整的环境不确定性测度；再将上述结果除以行业环境不确定性得到经行业调整的企业环境不确定性测度。

5.控制变量

借鉴相关研究成果，本文对如下变量进行控制：公司规模(Size)、盈利能力(Roe)、偿债能力(Lev)、发展能力(Growth)、独董人数(ID_N)、独立董事比例(ID_Ratio)、上市年限(Stime)、高管持股(Ggcg)、收益率(Ret)、两权分离程度(Separation)、股权集中度(Shrcr)、年度(Year)、行业(Ind)。

本文所涉及具体变量名称、指标缩写和说明如表1所示。

表1 变量名称和解释

续表(表1)

本文所需企业数据和董事个人特征数据均来源于WIND数据库和国泰安(CSMAR)数据库，其中部分缺失的董事特征数据通过人工查询上市公司年报进行补充，并对样本指标数据作如下处理：(1)剔除金融保险行业企业的样本；(2)剔除ST、S*ST和*ST公司的样本；(3)剔除有缺失值的样本；(4)为了消除异常值的影响，本文对所有连续性变量进行了上下1%分位数的缩尾处理。

6.变量数据的描述性统计

主要变量的描述性统计如表2所示，其中衡量样本企业风险承担水平的指标中，Risk1均值为0.034 3，Risk2均值为0.064 8。RID_Co指标平均数为0.456 1，意味着期间内有近一半的上市公司聘任了退休独立董事。RID_N指标平均值为0.579 6，意味着有一定数量的上市公司聘任退休独立董事的数量多于1名。

表2 变量数据的描述性统计

变量名称观测值均值标准差中位值Growth42 7120.246 0102.963 80ID_N40 9973.169 00.654 53ID_R42 7120.262 60.173 20.33Stime42 7138.709 66.847 17Ggcg30 7099.738 17.231 111.41Ret38 8790.205 20.766 50Separation37 8704.904 37.785 30Shrcr39 72835.806 515.462 933.60SOE42 7130.432 70.495 50

(三)实证检验与结果分析

本文采用面板数据计量回归模型进行实证分析，分别将企业是否聘请退休独立董事、退休独立董事的数量和退休独立董事占比作为核心解释变量，将两个Risk1和Risk2作为被解释变量做回归分析。我们根据公式(2)～(7)进行最小二乘法(OLS)回归，上述模型均加入时间和行业双重固定效应，表3报告了回归结果。

回归结果显示，上市公司是否聘请退休独董、退休独董数量、退休独董占比均在1%水平上对风险承担水平1和2影响显著。这意味着，企业聘请退休独董可以降低企业风险承担水平，同时退休独董数量越多、退休独董所占比重越大，对降低企业风险承担水平越有效。同时，本文对解释变量和被解释变量分别做出替换，回归结果显著性显示一致，表明上述结论具有稳健性。

表3 退休独董对企业风险承担水平的影响

(四)进一步的异质性分析

1.退休独立董事对不同盈利能力企业风险承担水平的影响

为进一步分析退休独董对企业风险承担水平的影响，我们按照总资产回报率高低对上市公司进行分组，总资产回报率高于行业中位数的企业划分为高盈利组，低于行业中位数的企业划分到低盈利组。按照企业盈利能力分组后的回归分析结果如表4所示，对于高盈利组企业，公司是否聘用退休独董、退休独董的数量对企业风险承担水平均产生负向影响，且影响结果显著；对于低盈利组企业，只有是否独立董事变量对风险水平2指标在10%水平上显著，整体影响效果不显著。这一回归分析结果说明退休独董在高盈利组可以减少企业盈余波动性，对盈利能力较强的企业起到“稳定器”的作用，使得企业持续处于较高盈利水平，而其对低盈利组企业风险承担水平的抑制作用则不显著。

表4 退休独立董事对不同盈利能力企业风险承担水平的影响

2.退休独立董事对不同产权属性企业盈余波动性的影响

考虑产权的异质性，本文将上市公司企业分为国有企业组和非国有企业组。实证分析如表5所示，在显著性和影响大小两个方面，退休独董对非国有企业风险承担水平的影响均高于国有企业。国有企业受政策等外部因素影响较大，退休独董对企业所能发挥的监管作用相对非国有企业来说较弱。也就是说，从整体上看，独立董事制度的存在可以有效控制企业风险承担水平；相对而言，独立董事制度对非国有企业风险承担水平的影响更显著、影响程度也更强。引进独立董事制度的一个重要目的是解决公司内部人控制问题。现实中，我国上市公司股权结构过于集中，尤其是国有企业。上市公司的内部人控制问题实质上是控股股东控制问题，国有控股股东缺乏清晰的市场目标和盈利性目标，行政力量和政治导向在公司治理过程中发挥着主导性作用，在此环境下，独立董事职能难以得到有效发挥，实证结果也显示出退休独董对非国有企业风险承担水平的影响均高于国有企业。

(五)公司透明度的中介效应

退休独立董事通过改善公司透明度，缓解了独立董事与上市公司之间的信息不对称，进而影响企业风险承担水平，本文进一步引入公司透明度这一中介变量检验其作用机制。利用三阶段逐步回归法、Sobel-Goodman检验法和Bootstrap检验法3种方法检验公司透明度的中介作用，结果如表6所示，列(1)(3)与(5)中RID的系数均通过显著性检验，中介效应得到验证，同时引入公司透明度指标后回归模型的拟合度有所提升。列(2)(4)与(6)中的RID系数也通过显著性检验，说明存在部分中介效应。加入TRANS后，RID系数的绝对值有所下降。同时列(1)(3)与(5)中RID系数为正、其他列系数为负，这说明退休独立董事通过改善公司透明度，减少上市公司信息不对称，进而降低企业盈余波动性，企业风险承担水平因而降低。Sobel-Goodman检验法和Bootstrap检验法的检验结果与三阶段逐步回归法一致，TRANS的中介机制有效且检验系数显著，RID_N和RID_Co检验结果与RID_R一致，因篇幅有限未列示所有检验结果。

表5 退休独立董事对不同产权属性企业盈余波动性的影响

表6 公司透明度的中介效应检验

(六)环境不确定性的调节作用

考虑到企业经营环境的复杂性，本文根据总效应调节模型，在主回归模型中进一步加入自变量与调节变量的交叉乘积项，以检验环境不确定性的调节作用。如表7所示，模型的拟合值进一步提升。在未引入交叉乘积项之前，主效应是显著的，引入交叉乘积项之后主效应不显著；同时列(3)和(6)中的交叉乘积项系数为负，表明调节变量环境不确定性强化了退休独立董事对企业风险承担水平的负向影响关系，企业经营环境波动越大会导致企业风险承担水平越高，当企业面对复杂多变的外部环境时，退休独立董事更能发挥其“稳定器”的作用。

表7 环境不确定性的调节作用检验

(七)内生性问题/自选择问题的处理

本文发现退休独董可以有效降低企业风险承担水平，但鉴于公司治理研究中对自选择导致的内生性问题的担忧，即存在风险承担水平较低的公司更倾向于聘请退休独立董事的可能性，本文采用工具变量法处理内生性问题。借鉴底璐璐等[31]、周泽将等[32]的处理方法，我们引入公司同年同省份平均退休独董比例(IV_Area)和同年同行业平均退休独董比例(IV_Ind)作为工具变量。公司退休独董比例与所在同年同省平均退休独董比例、同年同行业平均退休独董比例有相关性且回归显著。一方面，同一省份、同一行业公司面临相似的独董劳动力市场对应的退休独董供应量；另一方面，当地人口结构老龄化程度影响整体退休人员比重，同一区域、同一行业的公司面临相同的区域环境或行业环境，因而在做选择独董的决策时存在相似性。同时，所在省份、所在行业平均退休独董比例与企业风险承担水平和其他干扰项完全不相关，如表8所示，选用的工具变量与解释变量和被解释变量满足相关性和外生性条件。本文控制公司规模、独立董事人数等变量，以及年度和行业固定效应，IV_Area两阶段最小二乘法回归结果在1%水平上显著(如表8所示)；IV_Ind两阶段最小二乘法回归结果在10%水平上显著(如表9所示)。Risk1和Risk2检验结果一致，RID_R、RID_N、RID_Co检验结果一致，LIML、GMM、IGMM方法的结果显著性均与TSLS回归结果一致，因篇幅有限，未列示所有检验结果。

表8 工具变量两阶段最小二乘法回归结果(IV_Area)

表9 工具变量检验结果(IV_Ind)

(八)匹配样本检验

样本中退休独董的数量相对较少，为了克服可能存在的小样本偏误问题，我们采用倾向得分匹配法(PSM)，为聘任退休独董的公司匹配与之特征相近的未聘任退休独董的公司作为对照组进行回归分析。匹配完成后，利用新的样本对模型进行回归，结果列于表10。我们可以看到，不论以何种公司层面的退休独董的衡量指标作为自变量，退休独董与企业风险承担水平之间均存在1%或5%显著性水平上的负向相关关系，与本文结论保持一致。

表10 匹配样本检验

五、研究结论与建议

企业追求的目标是生存、发展与盈利，从而实现企业价值最大化。在此过程中，加强对经营层的监督，控制企业风险水平，是实现企业目标的要求和保障。世界各国企业的发展壮大，都将面临企业所有权和经营权分离的问题。为维护企业所有者权益，尤其是中小股东利益，在委托代理关系下，作为代理人身份的企业管理者在追求自身利益最大化的同时，不应违背企业价值最大化和股东利益最大化目标。为防止内部人控制、降低代理成本和代理风险、提高经营者管理效率、控制企业风险等问题而建立的独立董事制度，通过改变权力结构实现监督制衡的作用，从而保证公司治理在委托代理关系下的激励相容，有效降低企业风险。本文根据委托代理理论、资源依赖理论和管家激励理论等相关理论，提出一系列假设：(1)在限定其他条件下，企业对退休独董的聘任可以有效降低企业风险承担水平；(2)退休独董通过提高公司透明度影响企业风险承担水平。进而构建计量分析模型进行检验，得出以下主要结论：企业聘任退休独董、退休独董的数量多、退休独董占比大，均能显著降低企业风险承担水平。进一步的异质性分析显示，退休独董对盈利性高的企业产生更显著的影响，对非国有企业的影响高于对国有企业的影响。

本文认为，加强公司治理水平，进一步发挥独立董事，尤其是退休独立董事在公司治理中的作用，可以降低企业风险承担水平，保持高盈利企业的利润稳健性。

第一，需要在制度层面健全独立董事组织机构。董事会下设完善的组织机构是独立董事在企业发展中能够发挥有效作用的基础性制度保障，我国还没有对上市公司独立董事组织机构的设立做出规定性要求。证监会《指导意见》应规定企业健全独立董事组织机构，比如董事会下设审计委员会、提名委员会和薪酬委员会，在明确独立董事职责的基础上，确保独立董事职能得到有效实施。

第二，维护独立董事行使职能的权力，还应健全独立董事保护机制。独立董事的独立性特征应表现在人格、经济利益、产生程序、行权等方面。独立董事身份的特殊性，使其在行使职能过程中不应受到公司管理层和控股股东的限制和操纵。证监会《指导意见》应对独立董事保护机制做出详细规定，从法律层面维护独立董事“独立”行使职能的权力。

第三，发挥退休独董优势，开发退休独董人才资源。非全职独立董事由于缺乏充分的时间和精力保障，难以充分履行公司治理职责，结果增加了股东与董事之间的委托代理成本，削弱了监督效率；退休独董能够将充足的时间、精力和关注度分配在独立董事工作上，能够更好地履行其公司治理职责，强化董事会监督功能，提高公司治理效率，降低企业风险。因此，证监会《指导意见》在董事会成员构成中，应对专职独立董事数量和比重做出明确要求。同时，劳动力市场应充分开发专业退休人员资源，增加专业独立董事人才市场的有效供给。

第四，从企业产权的异质性角度来看，国有企业股权结构过于集中，缺乏市场目标和盈利性目标。国有企业应根据现代公司治理的要求加强国企改革，强化独立董事制度、发挥退休独立董事在公司治理和企业风险承担方面的监督作用。