【摘要】选取了2008～2014年沪深两市所有A股上市公司的独立董事为研究对象,探究声誉激励对独立董事履职的影响及后果。研究表明,独立董事对声望相对较高的董事席位的重视程度更高,履行职责更勤勉,且独立董事任职公司有更优秀的经营表现和更高的成长性。这说明,声誉激励是独立董事履职的强有力激励,不论是对独立董事自身还是企业,声誉激励都是一个重要的决策考量变量。
关键词:独立董事;声誉激励;履职情况;公司绩效
中国自2001年引入独立董事制度以来,围绕独立董事有效性的讨论从未间断。独立董事是否如“花瓶董事”形同摆设?其勤勉履职的激励来自什么?能否为公司带来业绩增长?这些都是目前学术界和业界讨论的热点。除了货币薪酬激励,声誉激励被认为是影响独立董事履职的重要因素[1]。声誉激励不同,独立董事履职的积极性不同,所在公司业绩表现不同[2]。企业规模被认为是声誉激励的来源,因为大企业有更大的知名度和影响力[3-4],所以一个合理的假设是在大公司任职的独立董事更容易被企业当作是目标独立董事,独立董事因此更勤勉履行其监督职责,公司获得更好的业绩表现。同时,更勤勉履职又带来更多任职席位。声誉激励在某种程度上比其他激励更加重要。
在国内围绕独立董事声誉激励的研究还不多见。本文从声誉激励特别是相对声誉激励的角度,考察其对独立董事履行职责的差异及其所在公司的绩效表现差异的影响。选取2008～2014年沪深两市所有A股上市公司的独立董事为研究样本,借鉴文献[2],基于公司的市值构建了相对声誉衡量指标,并以此探究其对独立董事履职行为的影响及后果。
本文对现有文献的贡献:① 研究了相对声誉激励对独立董事履职的影响;② 为繁忙董事假说检验提供了有益的补充;③ 为实践中企业选举独立董事提供理论指导,有利于上市公司更大程度地提升和利用独立董事履职增加公司绩效。
1 理论与假设
1.1 文献回顾
相关的研究表明[1,5],声誉激励作为一种非经济利益激励对独立董事履职勤勉度的提升是有效的,除了更多的董事任职机会,良好的声誉还可以协助独立董事获得更多的社会资源、学习机会等[6]。因此,独立董事总是在劳动力市场上维持其勤勉监督者的名声,从而提升其在人才市场中的价值以及未来获得更多职位的可能性。研究还表明[7],声誉激励的激励程度在独立董事职业生涯的不同阶段而有所不同,在职业生涯前期,独立董事会较为关注声誉,但越接近职业生涯末期,声誉激励对其产生的约束激励作用越小。
Fich[4]发现,优秀的独立董事会选择具有竞争力的公司任职。Knyazeva等[8]使用公司市值大小衡量独立董事的声誉激励,发现大公司对独立董事有更大的吸引力。独立董事更倾向于从经营能力较弱的公司退出,该类公司对声誉帮助不大且工作负担重[9]。陈艳[10]以2004年深圳证券交易所上市公司的独立董事为研究样本,发现独立董事任职的上市公司业绩增长越好,该董事更有可能在未来获得新的职位邀请;而若所任职的上市公司发生损害其社会形象的违规事件,则独立董事未来获得新职位的可能性减少。周繁等[11]以2001～2005年“跳槽”的75位独立董事为研究对象,发现独立董事“跳槽”时往往会选择知名度更高、隶属层次级别更高的公司。谭劲松等[12]指出独立董事辞职主要与公司重大诉讼、重大关联交易以及审计意见的严重程度显著相关,与薪酬影响无显著关系。
式(1)的回归结果如表3所示。为了更清晰地显示相对声誉激励的影响,对公司市值的绝对规模、独立董事任职数以及独立董事货币薪酬分别进行了控制,同时对多职位董事样本专门研究,共呈现了5个模型的结果。
1.2 研究假设
研究表明[2,10-12],声誉激励影响独立董事履职行为。因此,作为独立董事,当其精力有限时,必然会依据声誉激励大小有所侧重地分配时间。一般地,以公司市值作为衡量声誉激励的变量[4,16]。Fama等[1]认为公司市值可以刻画声誉激励,规模越大的公司可以为独立董事提供更大的认知度,独立董事也更有动力在此公司发挥最佳表现以宣传其能力。本文假设独立董事会倾向于选择规模更大、带来更高声誉激励的公司履职,由此提出假设:
H1声誉激励对独立董事履职的影响是积极的,独立董事在声誉激励高的公司会投入更多精力,更积极地履行职责。
H3独立董事对席位的声誉评价越高,该公司有更高的托宾Q。
研究表明,独立董事制度对公司治理有效。董事会独立性对企业经营绩效[17]、环境绩效[18]有显著正向关系,并且降低了公司发生财务困境的危险性[19]。Masulis等[20]发现,独立董事越勤勉,董事会会有更标准化的管理行为,更可能选拔出优秀的CEO人才,遭受更少的诉讼。若独立董事依据声誉激励大小分配时间和精力,则拥有较高声誉激励的公司获益更多,会有更好的绩效表现。将公司绩效分解为经营表现和纵向价值成长能力,经营表现和公司成长能力分别用总资产报酬率和托宾Q值来衡量,由此提出假设:
H2独立董事对席位的声誉评价越高,该公司有更高的总资产报酬率。
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式(6)中：σd1为第1层的噪声估计，该阈值规则只需要对第一层的噪声进行估计，大大节省了阈值去噪过程中计算阈值的时间，同时只要挑拣相宜的阈值处理公式，该阈值选取方法的去噪质量将高于其它方法.
思 莉 那是1991年，分别50年后，外公终于回到了三坊七巷。你外公这辈子最对不起的人，就是你的大奶奶茉莉！
2 实证设计
2.1 研究样本
以2008～2014年沪深两市所有A股上市公司独立董事为研究对象,剔除部分特殊样本如金融保险企业,此外,还剔除了:① 独立董事数据及公司数据存在缺失的样本;② 存在极端值和异常值的样本;③由于模型中变量需用到前一年的财务数据,故剔除了上市时间不足一年的样本。最终获得独立董事层面的全部样本数据37 382个;在两家及以上公司任职的独立董事层面的子样本数据15 927个;获得公司层面的样本数据11 312个。独立董事数据和公司数据主要来自国泰安CSMAR研究数据库,部分公司数据来自wind数据库。
2.2 声誉及独立董事履职的衡量
模型(b)在模型(a)的基础上添加了市值规模作为控制变量,该变量系数显著为负,验证了绝对市值大小与履职勤勉度之间的正相关性。同时,关键变量相关系数依旧显著,这说明,即使控制了公司绝对市值规模,相对声誉激励的大小也会对独立董事的行为产生影响。相同市值的公司所受重视程度会因其独立董事其他席位的规模不同而产生差异。
同时,还定义了高声誉比例(PCTHIGH)、低声誉比例(PCTLOW)、高声誉董事会(HIGHBD)和低声誉董事会(LOWBD)4个指标。高声誉比例为该上市公司所有独立董事中定位该公司为高声誉董事会席位的比例,低声誉比例为该上市公司所有独立董事中定位其为低声誉董事会席位的比例。高声誉董事会、低声誉董事会为哑变量。若公司董事会的高声誉比例大于50%,则高声誉董事会取1,否则取0;若公司董事会低声誉比例大于50%,则低声誉董事会取1,否则取0。
用缺席率(ABSENCE),即董事会会议缺席次数与委托参会次数之和与全年董事会会议次数的比值,衡量独立董事的履职勤勉度。当独立董事会议缺席率高于15%1)除去缺席率为0的样本后,独立董事平均缺席率约为15%,因此考虑以15%作为临界值时变量取1,低于或等于15%取0,故变量取值为1表明,独立董事会议出席率少于85%,不勤勉;取值为0,表示独立董事履职更加勤勉。
2.3 实证模型
考察声誉激励对独立董事履职的影响(即验证假设1),构造如下Probit回归模型。模型的因变量为独立董事会议缺席率(ABSENCE),解释变量为高、低声誉董事会席位。由于公司市值规模与经营表现会对独立董事的出席率产生影响,故模型控制了公司上一年市值规模(ln SIZE)、公司上一年托宾Q值(TOBINQ)、公司上一年总资产报酬率(ROA)[3]。控制变量还考虑独立董事是否兼任多家公司(SOLEDIREC)、独立董事兼任公司数(DIRECNUM)、独立董事薪酬(ln SALARY)、董事会会议次数(MTGNUM)、独立董事年龄(ln AGE)、独立董事任期(TENURE)、公司董事会规模(BDSIZE)和公司股权集中度(HINDEX)[2]等。考虑到我国资本市场特性,引入公司是否国企(PRIVATE)哑变量;同时,考虑到所属行业及年度可能会对样本产生影响,模型对行业(IND)和年度(YEAR)进行了控制。综上所述,模型为
4宰相概念的第一要素是“处于国家最高决策层”，而不一定是最高行政首长［4］。唐朝的政事堂、明朝的内阁、中华人民共和国的中共中央政治局常委会都是典型的例子（《人民日报海外版》的一篇文章将政治局常委会称为“集体总统”［10］不准确，应为“集体宰相”）。明代的内阁制和首辅制具有承前启后的作用，是中国政治制度史上精彩的一章，具有重要的意义。
考察不同声誉激励下公司绩效表现(即验证假设2、3),构造如下多元线性回归模型。两模型的被解释变量分别为公司财务绩效(ROA)和公司的成长性(TOBINQ),解释变量为高、低声誉评价比例以及高、低声誉董事会。控制了公司资产规模(ln ASSETS)、财务杠杆(LEVERAGE)、公司年龄(ln FIRMAGE)、董事会持股(BDSHARE)、监事会持股(SPVSHARE)、董 事 会 规 模(BDSIZE)、CEO 兼 任(CEOMULTI)、公司股权集中度(HINDEX)、董事会独立性(INDPBD)指标,同时,模型中增加了是否忙碌董事会(BUSYBD)以考量多席位与公司表现间是否有显著关系。同样地,下式依然对行业(IND)和年度(YEAR)进行控制:
2016年，我国教育部颁布了《中国高等教育系列质量报告》，其中显示国内高等教育“硬件”建设数量正在呈现井喷式增长发展趋势，根据统计目前全国固定资产也已经全面增加42.15%左右，在教学、科研仪器等方面更增幅超过60.22%。这些数据也在告诉人们高校教育领域已经引入了全新的固定资产管理方式，它基本实现了对校内固定资产管理的管理理念与系统功能数据的优化，值得期待。
模型中相关变量定义及赋值如表1所示。
2.4 描述性统计
表2给出了式(1)～(3)中部分变量的描述性统计。结果显示,我国6.63%独立董事会议缺席率超过15%。评价为高声誉及低声誉董事会席位的比例分别为23.2%和22.8%,而评价为高声誉及低声誉董事会的比例分别为13.7%和13.8%,平均每个董事会中有22.8%的独立董事在此公司受高声誉激励,23.6%受低声誉激励。从董事会特征变量的统计可得,董事会成员中独董占比超过50%的公司仅占2.03%,这一比例远低于国外;董事会平均由9名成员组成,每年8次董事会会议。从独立董事特征变量的统计可得,样本独立董事平均拥有1.86个席位,平均年龄53岁,平均任期2.6 a,平均每年货币薪酬约为5.7万元,且最高薪酬为92.1万元。
表1 变量定义表
变量名称 变量符号变量定义被解释变量 缺席率 ABSENCE 独立董事会议缺席率高于15%时为1,低于或等于15%为0总资产报酬率 ROA 年末可供投资者和债权人分配的营业利润占总资产的百分比托宾Q值 TOBIN Q (期末的股权市值+期末净债务市值)/期末总资产解释变量 高声誉董事会席位 HIGHDIREC 若该样本公司的市值比独立董事所任职的公司其中最小市值大25%及以上为1,否则为0低声誉董事会席位 LOWDIREC 若该样本公司的市值比独立董事所任职的公司其中最大市值小25%及以上为1,否则为0高声誉评价比例 PCTHIGH 该上市公司所有独立董事中将该公司定位为高声誉董事会席位的比例低声誉评价比例 PCTLOW 该上市公司所有独立董事中将该公司定位为低声誉董事会席位的比例高声誉董事会 HIGHBD 该公司的董事会高声誉评价比例大于50%为1,否则为0低声誉董事会 LOWBD 该公司的董事会低声誉评价比例大于50%为1,否则为0控制变量 市值规模 ln SIZE 年末公司市值的对数兼任情况 SOLEDIREC 该独立董事仅在一家公司担任独立董事职务为1,否则为0兼任公司数 DIRECNUM 该独立董事担任独董的公司数量董事报酬 ln SALARY 独立董事在公司年报中披露的当年工资取对数民营企业 PRIVATE 该公司为民营企业为1,国有企业为0董事会会议次数 MTGNUM 年报披露的当年公司董事会会议次数任期 TENURE 该独立董事担任该职的年数,用独立董事任职当年年份减去入职年份的差值计算独立董事年龄 ln AGE 独立董事年龄取对数董事会规模 BDSIZE 董事会总人数股权集中度 HINDEX 即Herfindahl指数,前几位大股东持股比例的平方和,CSMAR中选用第一大股东持股比例的平方和忙碌董事会 BUSYBD 该公司中超50%独立董事兼任3家及以上时为1,否则为0独立董事会 INDPBD 该公司中独立董事人数在董事会全体人数中占比大于50%时为1,否则为0公司年龄 ln FIRMAGE 公司已成立时间取对数资产规模 ln ASSETS 公司总资产取对数财务杠杆 LEVERAGE (净利润+所得税费用+财务费用)/(净利润+所得税费用)董事会持股 BDSHARE 董事会成员持股比例之和监事会持股 SPVSHARE 监事会成员持股比例之和CEO兼任 CEOMULTI 若董事长与总经理为同一人为1,否则为0
表2 部分变量描述统计表
变量 最大值 最小值 平均值 中位数 标准差ABSENCE 1 0 0.066 3 0 0.249 HIGHDIREC 1 0 0.232 0 0.422 LOWDIREC 1 0 0.228 0 0.420 PCTHIGH 1 0 0.228 0.200 0.265 PCTLOW 1 0 0.236 0.250 0.260 HIGHBD 1 0 0.137 0 0.344 LOWBD 1 0 0.138 0 0.345 INDPBD 1 0 0.020 3 0 0.141 BDSIZE 18 4 9.158 9 1.907 MTGNUM 57 1 8.182 8 4.187 DIRECNUM 7 1 1.860 1 1.201 AGE 84 26 53 51 9.64 TENURE/a 15.10 0.002 74 2.577 2.197 1.898 SALARY/元 921 000 0 56 886.83 50 000 39 093.46
3 实证结果分析
3.1 声誉激励与独立董事履职检验
声誉激励除了对独立董事个体产生影响,也对独立董事任职公司带来一定的后果。国外研究表明,声誉具有信号传递作用,降低了信息的不对称性,具有抑制机会主义的功能,它能提高履行契约的可能性,从而提升公司的业绩。由于身兼数职的独立董事往往具有更丰富的经验和更高的声誉,故多席位提高了董事会效率[13]以及增加公司价值[14]。文献[15]中指出多席位独立董事因精力不足,企业将面临更低的经营业绩[15]。
由表3可见,在5个模型检验中,解释变量高声誉董事会席位(HIGHDIREC)显著为负,低声誉董事会席位(LOWDIREC)显著为正,表明独立董事在为其提供较高(低)声誉激励的公司缺席率越低(高),履行职责越勤勉(懈怠),结果与预期一致。控制变量方面,5个模型均显示:独立董事在民营企业的履职勤勉情况显著优于国营企业,表明国有企业独立董事不作为更严重;董事会议次数越多,独立董事的缺席率越低,考虑到公司会议频繁很可能处于特殊转型时期或重大决议期间,董事会将更加积极地参与到公司治理中,履职更加勤勉;独立董事年龄越大,缺席率越低,考虑年轻的独立董事事务繁忙,而年长者有更多精力投入到公司的监管治理中;股权集中度越高,缺席率越低。独立董事担任年限越长,缺席率越高,初入公司的独立董事会更积极地履职以获得认可,同时加深对公司事务的了解,任职期长的则反之;董事会规模越大,缺席率越高,表明当董事会人数增加时,董事会发挥效用的积极性减弱,这与文献[21]中的研究结果一致。
衡量各独立董事相对声誉激励,借鉴了文献[2]中的衡量方法,旨在量化独立董事所任职的各公司在其心目中的“相对声誉”高低。定义高声誉董事会席位(HIGHDIREC)、低声誉董事会席位(LOWDIREC)两个哑变量。以独立董事任职公司中市值最大公司表示该独立董事心目中的最高声誉席位,市值最小公司表示其心目中的最低声誉席位。若样本公司的市值比该独立董事的最低声誉席位公司市值大25%及以上,该公司规模对该独立董事有相对较高声誉激励,则“高声誉董事会席位”取值为1,否则取0。同理,若公司的市值比最高声誉席位公司市值小25%及以上,则“低声誉董事会席位”取值为1,否则取0。
表3 声誉激励对独立董事履职的影响
注:***,**,*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,括号内为标准误数值,ln SIZE、ROA与TOBINQ取上一年年末数据
ABSENCE＞15%模型(a) 模型(b) 模型(c) 模型(d) 模型(e) 模型(f)HIGHDIREC -0.190*** -0.146*** -0.121*** -0.113*** -0.106*** -0.236***(0.036 6) (0.037 4) (0.042 4) (0.041 7) (0.036 6) (0.046 1)LOWDIREC 0.203*** 0.191*** 0.208*** 0.233*** 0.300*** 0.374***(0.024 7) (0.025) (0.024 5) (0.025 7) (0.039 6) (0.077 0)SOLEDIREC -0.032 3 -0.012 9 -0.082 0** -0.088 1***(0.024 4) (0.025 2) (0.035 9) (0.033 6)ln SIZE -0.064 3*** -0.066 2*** -0.074 0*** -0.067 1***(0.005 95) (0.005 98) (0.007 51) (0.015 3)DIRECNUM -0.044 8*** -0.048 5*** -0.052*** -0.126***(0.014 8) (0.013 1) (0.013 4) (0.031 9)ln SALARY 0.041 7** 0.046 6 0.032 4(0.020 3) (0.033 1) (0.076 6)PRIVATE -0.161*** -0.178*** -0.178*** -0.197*** -0.222*** -0.320***(0.023 9) (0.024) (0.023 3) (0.022 4) (0.050 6) (0.056 8)ROA -0.037 1* -0.018 -0.018 3 -0.021 8 -0.041 7** -0.064 0**(0.020 8) (0.022 2) (0.022) (0.021 5) (0.016 2) (0.028 2)MTGNUM -0.044 4*** -0.043 2*** -0.043 3*** -0.048 0*** -0.048 0*** -0.064 0**(0.004 5) (0.004 44) (0.004 46) (0.003 68) (0.004 79) (0.006 91)ln AGE -0.167*** -0.140*** -0.140*** -0.149*** -0.138** -1.189(0.032 8) (0.033 2) (0.033 1) (0.038 1) (0.060 8) (0.882)TENURE 0.030 0*** 0.029 7*** 0.030 3*** 0.021 6*** 0.012 8* 0.023 7*(0.001 53) (0.001 41) (0.001 42) (0.001 62) (0.006 87) (0.01 33)BDSIZE 0.051 0*** 0.056 2*** 0.056 1*** 0.056 6*** 0.052 1*** 0.046 0***(0.004 24) (0.003 99) (0.004 05) (0.004 31) (0.005 47) (0.013 1)TOBIN Q 0.004 28 0.001 46 0.001 28 0.001 41 0.009 55 0.015 6*(0.007) (0.007 32) (0.007 27) (0.012 1) (0.012 6) (0.009 12)HINDEX -0.469*** -0.377*** -0.376*** -0.395*** -0.417*** -0.634***(0.069 8) (0.065 5) (0.066 6) (0.063 5) (0.125) (0.210)Cons -0.378** 0.868*** 1.020*** 0.881*** 0.733 4.512(0.155) (0.195) (0.234) (0.326) (0.529) (3.277)N 37 382 37 382 37 382 35 296 15 927 7 208 Pseudo R 2 0.05 0.051 0.052 0.055 0.061
经以上过程，RS码的识别问题就转化为等价的(mn,mk)二元线性分组码的识别问题，当矩阵H′为该二元线性分组码的校验矩阵时，对应H也为RS码的校验矩阵.
因为货币报酬激励同样可能会对独立董事履职行为产生影响,在模型(d)中加入独立董事薪酬变量(ln SALARY)。结果显示,薪酬与缺席率呈正相关,这与常理相违背,本文认为声誉激励相较报酬激励更为有效。
模型(e)中仅以兼任两家及以上的独立董事作为研究对象,得到15 927个样本,该样本旨在更小的范围内考察声誉激励的影响。模型关键变量依旧显著,并且解释力进一步提高。综上所述,假设1结论成立。
3.2 声誉激励与公司绩效
声誉激励对公司经营表现(ROA)和成长价值(TOBINQ)影响的实证检验结果如表4所示。为检验公司经营表现,使用3个模型。模型(a)中,选取高声誉评价比例(PCTHIGH)和低声誉评价比例(PCTLOW)衡量公司声誉激励程度。实证结果显示,高声誉评价比例的系数显著为正,低声誉评价比例的系数显著为负,表明公司高声誉激励席位的比例越高,低声誉激励席位的比例越低,公司总资产报酬率越高、经营表现越好,假设2的结论得到初步验证。进一步看,繁忙董事会(BUSYBD)的系数不显著,说明在控制了董事会的声誉水平后,忙碌的董事会对公司业绩的影响并不明显,他们可能具备丰富的公司治理经验,却缺乏精力有效履行治理职责;企业年龄越大,经营表现越低;总资产、董事会持股、监事会持股和股权集中度等与公司经营表现显著正相关,这与文献[22-23]的研究结果相符。模型(b)中以高声誉董事会(HIGHBD)、低声誉董事会(LOWBD)衡量公司声誉激励程度,结果依旧显著。在模型(b)的基础上,依据行业平均值对原总资产报酬率进行调整得到模型(c),考察公司超过行业均值水平的经营表现与声誉激励的关系,声誉激励变量的系数显著,解释程度提高。综上所述,假设2成立。
表4 声誉激励对公司绩效表现的影响
注:***,**,*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,括号内为标准误数值
ROA模型(a)ROA模型(b)Adjusted ROA模型(c)TOBIN Q模型(d)TOBIN Q模型(e)Adjusted TOBIN Q模型(f)PCTHIGH 3.597***1.012***0.519*** 0.500***(0.29) (0.355) (0.071 6) (0.071 9)LOWBD -1.093*** -1.218*** -0.455*** -0.448***(0.235) (0.325) (0.063 9) (0.063 7)BUSYBD -0.143 0.074 7 0.439 -0.098 0* -0.098 3* -0.077 8(0.265) (0.271) (0.396) (0.058) (0.053 8) (0.053 4)INDPBD -0.838 -0.886 -1.008* 0.367*** 0.351*** 0.338***(0.522) (0.546) (0.578) (0.121) (0.118) (0.116)ln FIRMAGE -0.592** -0.572** -0.497* 0.021 2 0.029 4 0.031 3(0.246) (0.251) (0.257) (0.061 6) (0.062 8) (0.062)ln ASSETS 0.511*** 0.771*** 0.861*** -0.865*** -0.788*** -0.781***(0.122) (0.117) (0.132) (0.066 4) (0.061 6) (0.061 3)LEVERAGE -0.075 3 -0.115** -0.168** -0.070 0*** -0.082 3*** -0.080 0***(0.047 8) (0.048 5) (0.070 6) (0.014) (0.013 9) (0.013 8)BDSHARE 3.645*** 3.696*** 4.673*** -0.12 -0.098 8 -0.077 1(0.587) (0.594) (0.614) (0.169) (0.171) (0.168)SPVSHARE 18.90*** 18.77*** 19.16*** -0.388 -0.406 -0.096 3(6.067) (6.12) (7.248) (1.309) (1.371) (1.341)HINDEX 4.470*** 4.559*** 4.946*** 0.394** 0.416** 0.433**(0.894) (0.905) (0.927) (0.185) (0.187) (0.185)CEOMULTI 0.036 8 0.051 5 0.175 0.016 3 0.022 0.021 3(0.229) (0.231) (0.26) (0.060 9) (0.062 2) (0.061 6)_Cons -4.506 -9.879*** -22.76*** 20.70*** 19.07*** 17.31***(2.857) (2.772) (3.122) (1.436) (1.33) (1.325)N 11 312 11 312 11 312 11 312 11 312 11 312 R 2 0.108 0.097 0.129 0.328 0.316 0.205 Adj.R 2 0.105 0.094 0.125 0.326 0.313 0.202(0.106)PCTLOW -2.046*** -0.876***(0.349) (0.116)HIGHBD 1.540*** 1.155***(0.421)
考察声誉激励对公司成长性的影响,使用另外3个模型。其中模型(d)的结果表明,公司高声誉激励席位的比例越高,低声誉激励席位的比例越低,公司的托宾Q值越高,成长性越好,假设3得到初步验证。进一步看,忙碌董事会对公司的成长表现有消极影响;董事会中独立董事比例越高,公司成长性越好;财务杠杆越高,公司成长性越弱,这与文献[24]中的研究结果一致;而公司资产规模的系数显著为负,这与模型(a)中的系数相反,随着上市公司资产规模的扩大,公司的托宾Q值下降,但资产收益率上升,大规模公司经营往往较稳定,但成长价值却不如小体量企业。之后对模型(e)、(f)进行与模型(b)、(c)类似的操作,高声誉董事会系数依旧显著为正,低声誉董事会系数显著为负。假设3成立。
2.1 从画面的内容来说，第八图中，画面的下部树林中有一寺庙，后面有一条小路蛇行而上，路途中还有一个策杖的人正走向陡峭的山峰。石涛在这幅画的题词写到：“玉骨冰心，铁石为人。黄山之主，轩辕之臣。”充满了奇幻色彩的话语为画面增加了许多神秘色彩，幻美而又真实。画中各种姿态各异的怪石，如鬼、神、人、动物等，尤其一颗似天都峰脚下的观音石：它侧身而站，穿宽衣，弯肘拿着一些树枝。画面唯美浪漫，生动仙逸。
3.3 稳健性检验
通过更换模型,使用相对简单的定义方式评判声誉激励的高低,即设置解释变量高声誉董事会席位(HIGHDIREC)检验实证结果的稳定性。当样本公司市值高于该独立董事所有席位平均市值时则标记变量高声誉董事会席位为1,等于或小于均值取0。因多重共线性问题该模型中剔除解释变量低声誉董事会席位(LOWDIREC)。加入相关控制变量。回归结果中,HIGHDIREC的系数显著为负,高声誉评价比例(PCTHIGH)的系数显著为正。假设1～3均显著成立。
模型(c)中新增了独立董事兼职公司数(DIRECNUM),表3显示,独立董事兼职越多,缺席率越低。兼职独立董事职务越多的独立董事工作往往更尽职,为避免质疑而将精力更多地分配到其独立董事工作中,侧面证明了声誉激励对独立董事履职的积极影响。
针对假设1,以ABSENCERATE替代虚拟变量缺席率(ABSENCE),线性回归模型结果中,HIGHDIREC前系数仍为负,但不显著,LOWDIREC前系数在1%水平下显著为正。针对假设2、3,以销售净利率(NETRATIO)和净资产收益率(ROE)衡量经营业绩,以销售收入增长率(SALESGROWTH)衡量公司成长性[25]进行回归,得到PCTHIGH在1%下显著为正,PCTLOW在10%下显著为负。上述结论说明,当使用其他变量衡量独立董事履职行为和公司治理表现时,本文的主要结论依旧成立,进一步验证了模型的稳健性。
此外,考虑到在假设1中,独立董事的某些个体特征,如专业背景、关注行业等可能会影响其对企业的声誉判断,同时影响其对独董职务的投入。为避免此类特征的遗漏对结果产生干扰,本文改变计量方法,删去式(1)中市值规模变量2)在固定独立董事个体时,市值规模的大小代表了本文对相对声誉激励的衡量,因此需要剔除市值规模变量,并添加了独立董事个体的固定效应3)下节声誉激励与独董履职双重差分检验中同样通过此方法验证模型稳定重新回归,具体结果见表3模型(f)。结果显示,HIGHDIREC前系数显著为负,LOWDIREC前系数显著为正。假设1依旧成立,独立董事在高(低)声誉公司,履行职责越勤勉(懈怠)。
4 进一步研究
为研究声誉激励的动态变化对独立董事的履职行为及公司经营产生的影响,并解决上述模型中可能存在的内生性问题,使用双重差分模型(Difference-in-Differences Model,DID)进一步研究声誉激励的影响与后果。
4.1 声誉激励与独立董事履职的双重差分检验
假设1的DID模型样本定义:若某独立董事任职的其他公司市值下降,导致其对该公司的声誉激励评价提升,则该独立董事被定义为实验组样本,而该公司的其他独立董事定义为控制组样本。实验组样本有如下限制:①该独立董事任职公司中任意一家的市值变动幅度不得超过20%。② 市值下降造成实验组排位上升事件发生的当年,该独立董事的任职公司与去年一致。通过上述两个限制条件,手动筛选得到224个非严格实验组样本。③ 声誉排位上升的公司本身市值不得上升。根据上述3个限制条件得到165个严格实验组样本。双重差分DID模型设定为
式中:TREATMENT为实验组哑变量,实验组取1,控制组取0;POSTTREATMENT为时间哑变量,市值变动事件发生前一年取0,事件发生的后两年取1;POSTTREATMENT×TREATMENT为实验组哑变量与时间哑变量的乘积。该交互项为模型主要关注的差分估计量,衡量了独立董事任职公司的声誉激励出现外生性提高对其缺席率造成的影响。CONTROLS同模型式(1)中控制变量。
不同迭代下,3种算法的MAPE的性能对比如图2所示。由图2可知,随着迭代次数的增加,3种模型的错误率都逐渐下降,这是由于随着训练次数增加网络参数的分布越来越接近最小值点。但是BP网络在达到一定的训练次数后错误率出现震荡并且有逐渐增加的趋势,而SVM和高斯过程回归的错误率稳定下降,这间接的证明了这两种算法可以使网络初始参数的分布区域更加接近最小值点,并且有效地避免了局部震荡。对比这两类算法,高斯过程回归算法错误率更低,效率更高。
回归结果如表5所示。模型(a)中,仅以TREATMENT、 POSTTREATMENT 和POSTTREATMENT×TREATMENT 3个变量作为自变量回归,其中,交互项POSTTREATMENT×TREATMENT前系数显著为负,表明当某独立董事任职的其他公司市值下降,导致该独立董事对该公司的声誉评价出现外生性的提升时,独立董事在该公司缺席率减少,更勤勉地履行职责。模型(b)中加入式(1)中所有控制变量,交互项前系数依旧为负,显著性有所下降,解释力显著提升。模型(a)、(b)都以非严格实验组为研究对象。模型(c)、(d)以严格观测值为研究对象,即独立董事对该公司评价的上升仅来自其他席位声誉激励的降低,该公司本身规模没有提升。结果表明,即使公司规模下降,声誉激励的相对性增强仍会引发独立董事更多地关注。模型(d)引入控制变量后交互项显著为负,解释力增强。假设1得到进一步验证。
表5 声誉激励与独立董事履职关系的DID检验
注:***,**,*分别表示1%、5%和10%的显著性水平
ABSENCE＞15%模型(a) 模型(b) 模型(c) 模型(d)TREATMENT 0.033 3(0.152) -0.070 8(0.175) -0.045 2(0.175) -0.032 3(0.198)POSTTREATMENT 0.047 6(0.155) -0.019 9(0.168) -0.299(0.233) -0.344(0.238)POSTTREATMENT×TREATMENT -0.494***(0.172) -0.357*(0.192) -0.535***(0.199) -0.466**(0.219)Cons -1.159***(0.295) 3.825*(2.01) -1.101***(0.328) 1.728(2.443)N 1 855 1 855 1 399 1 399 Pseudo R 2 0.057 0.103 0.067 0.107
类似上文稳健性检验,为避免独立董事的特征变量可能对其决策产生影响,使两组个体存在非共同趋势,造成对差分结果的干扰,本文在DID模型中同样添加独立董事个体固定效应进行分析。结果显示,模型(a)～(c)交互项结果依旧显著为负,模型(d)交互项系数为负,显著性减弱。在控制独立董事个人特征后,DID检验结果仍证实了声誉激励的有效性。
本文以赤铁矿为研究对象，研究其在矿浆中生成磁种，同时吸附于赤铁矿矿物表面，从而快速有效地实现弱磁性赤铁矿物表面磁化。
4.2 声誉激励与公司绩效的双重差分检验
假设2、3的DID模型样本定义:若某公司内有DID式(4)中实验组独立董事,则定义该公司为实验组样本;同时,定义控制组样本公司,满足如下条件:① 与实验组公司属于同一行业;② 公司内没有上述DID模型式(4)中的实验组独立董事;③ 市值与该实验组公司最相近。双重差分DID模型设定如下,变量定义同上,即
该检验主要考虑当实验组独立董事因声誉激励的外生性提高而更尽职地工作,该公司是否获得比同行业相近规模公司更好的经营表现和成长价值。检验结果如表6所示。针对式(2)对经营业绩即总资产报酬率的回归分析,模型(a)以非严格观测值作为研究对象,模型(b)以严格观测值为样本,模型(c)中加入式(2)中所有控制变量,解释能力不断增强,交互项POSTTREATMENT×TREATMENT的系数始终为正但不显著。而针对式(3)对成长价值(以托宾Q值衡量)的回归分析,以非严格观测值作为样本的模型(d)交互项POSTTREATMENT×TREATMENT前系数显著为正。模型(e)选用严格观测值作为样本,交互项前系数依旧显著为正。模型(f)引入控制变量后,显著性消失,系数仍为正。说明公司的成长价值与独立董事所受声誉激励的外生性提升呈正相关关系。总体而言,独立董事声誉激励与公司成长价值的相关性强于与公司财务绩效表现间的关系。
表6 声誉激励与公司绩效关系的DID检验
注:***,**,*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,ROA、TOBINQ为行业调整后数据
ROA模型(a)ROA模型(b)ROA模型(c)TOBIN Q模型(d)TOBIN Q模型(e)TOBIN Q模型(f)TREATMENT -0.251 0.272 0.647 0.011 0.088 6 0.177(0.731) (0.831) (0.822) (0.108) (0.117) (0.12)POSTTREATMENT 0.153 1.33 1.529 0.365** 0.384** 0.476***(0.849) (0.948) (0.966) (0.145) (0.187) (0.17)POSTTREATMENT×TREATMENT 0.858 0.953 0.58 0.308** 0.276* 0.083 7(0.796) (0.87) (0.883) (0.136) (0.147) (0.132)Cons -0.295 -3.898* 1.601 0.32 -0.388 14.30***(2.704) (2.318) (7.487) (0.407) (0.323) (1.863)N 1 012 725 725 1 012 725 725 R 2 0.117 0.171 0.204 0.055 0.054 0.284 Adj.R 2 0.087 0.131 0.153 0.023 0.009 0.237
5 结 语
本文以独立董事任职公司的市值衡量相对声誉激励,研究结果显示,独立董事依据相对声誉激励大小在不同公司有所侧重地分配其时间和精力。此外,研究还发现,独立董事在民营企业的履职情况显著优于国营企业;董事会规模越大,独立董事缺席率越高;在不同程度相对声誉激励下,独立董事所在公司的经营表现和成长性也有差别。独立董事对席位的相对声誉评价越高的公司有更优秀的经营表现和更高的成长性。忙碌董事会对公司业绩的影响并不明显。论文结果为企业选举独立董事提供了理论依据,在企业物色独立董事时,除了考虑候选人的能力、经验和精力等因素外,还需从候选人的角度,权衡公司能够为其提供的相对声誉激励大小。
有研究[12]表明，新生儿体质量≥3 500 g时，产妇盆底肌损伤的风险较新生儿体质量<3 000 g的产妇显著增加。而对于已经发生PFD的盆底肌力而言，新生儿体质量与其治疗前后虽然存在负相关性，但P>0.05,无明显统计学差异，说明在2 500～4 000 g之间的新生儿体质量与PFD的严重程度及治疗疗效无明显相关性。究其原因可能与盆底肌力的对胎儿体质量的承重力有关。孕早、中期，胎儿体质量增长速度较慢，而在孕28周后胎儿体质量快速增长，且为短期内快速增长，盆底肌力对其产生的支撑力时间较段短，未造成盆底肌力的明显损伤，故此对盆底肌力的影响较小，所以新生儿体质量与盆底肌力治疗前后无明显相关性。
本文的不足之处在于对独立董事履职勤勉度的衡量方式单一,研究方法仍有待扩充。在独立董事对公司绩效的影响方面,未来可进一步研究声誉激励对独立董事跳槽决策的影响,以及声誉激励对降低公司代理成本、减少企业违规事件等方面的影响。
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An Empirical Study on Impacts of Relative Reputation Incentive on Independent Directors and Its Consequences
ZHAI Qingying,TANG Zongming
(Antai College of Economics and Management,Shanghai Jiao Tong University,Shanghai 200030,China)
【Abstract】By conducting an empirical study on independent directors of listed companies from the 2008 to 2014,this paper aims to explore the influence and consequences of relative prestige on the performance of independent directors.The results show that independent directors tend to be more devoted in companies offering higher levels of reputation incentives.Companies with more independent directors who consider this to be a more prestigious directorship will have a better operating performance and higher growth value.It is concluded that director reputation is a powerful incentive for independent directors in Chinese listed companies and a key decision variable for both independent directors and companies.
Key words:independent directors;reputation incentive;duty performance;corporate performance
中图分类号:C 936
文献标志码:A DOI:10.3969/j.issn 1005-2542.2019.04.004
文章编号:1005-2542(2019)04-0635-09
收稿日期:2016-10-20
修订日期:2018-01-22
基金项目:国家自然科学基金资助项目(71172126);上海市哲学社会科学规划课题(2012JG007-BJB964)
作者简介:翟晴盈(1993-),女,硕士。研究方向为企业管理和公司金融。E-mail:sunrain190@sjtu.edu.cn
标签：独立董事论文; 声誉论文; 公司论文; 董事会论文; 模型论文; 社会科学总论论文; 管理学论文; 管理组织学论文; 《系统管理学报》2019年第4期论文; 国家自然科学基金资助项目(71172126)上海市哲学社会科学规划课题(2012JG007-BJB964)论文; 上海交通大学安泰经济与管理学院论文;