中國上市公司的獨立董事制度有作用嗎？-基于一個外生沖擊的實證檢驗

中國上市公司的獨立董事制度有作用嗎？基于一個外生沖擊的實證檢驗

一引言獨立董事是“神兵利器”還是“橡皮圖章”？這是學(xué)術(shù)界和實務(wù)界一直廣泛爭論的話題。一些學(xué)者認(rèn)為獨立董事可以提高董事會的獨立性，從而更好地監(jiān)督公司內(nèi)部人，是解決股東與經(jīng)理人之間代理問題的重要機制之一。然而，也有學(xué)者認(rèn)為獨立董事大都由管理層聘請，獨立董事與管理層之間存在著信息不對稱，獨立董事的治理監(jiān)督作用會受到很大限制。尤其是在我國處于“新興+轉(zhuǎn)軌”的特殊制度背景下，上市公司股權(quán)高度集中，董事會受控股股東控制較為嚴(yán)重，獨立董事更加難以發(fā)揮治理監(jiān)督作用。理論上的分歧使得無論是在美國等成熟資本市場國家還是在中國等新興轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟國家的實踐中，關(guān)于獨立董事治理作用的經(jīng)驗證據(jù)都是混合的甚至是互相矛盾的。隨著對獨立董事治理作用持懷疑態(tài)度的文獻(xiàn)越來越多，一些學(xué)者以資源依賴觀為理論基礎(chǔ)，認(rèn)為雖然獨立董事在監(jiān)督方面的作用會受到一定程度的限制，但是可以為組織帶來稀缺資源［既包括各種人脈關(guān)系（尤其是政治關(guān)聯(lián)），也包括利用專家擅長領(lǐng)域為公司發(fā)展提供專業(yè)的咨詢意見］，從而提升公司業(yè)績。然而，與代理理論相似的是，基于資源依賴?yán)碚摰玫降慕?jīng)驗證據(jù)同樣存在著不一致。根據(jù)以往文獻(xiàn)，獨立董事作用經(jīng)驗證據(jù)差異較大的一個重要原因在于內(nèi)生性問題，即獨立董事是一個內(nèi)生決定的變量，受到公司治理結(jié)構(gòu)、公司業(yè)績等變量的影響，如果不控制獨立董事內(nèi)生性而直接進(jìn)行普通最小二乘回歸，將導(dǎo)致嚴(yán)重的模型設(shè)定偏誤問題。為了得到相對可靠的結(jié)論，近年來，一些學(xué)者采用了多種方式控制內(nèi)生性，比如二階段最小二乘和三階段最小二乘回歸、獨立董事突然死亡與辭職等。然而，二階段最小二乘和三階段最小二乘回歸高度依賴于工具變量的有效性，對其實證結(jié)論仍需持謹(jǐn)慎態(tài)度。雖然獨立董事突然死亡可以在很大程度上控制內(nèi)生性，但我國上市公司中類似的樣本稀少，難以進(jìn)行大樣本的實證檢驗。獨立董事辭職則具有很強的自我選擇性，仍然不能擺脫內(nèi)生性問題的困擾。除此之外，中國上市公司廣泛存在獨立董事辭職的“捆綁披露”現(xiàn)象[1]，縱使不考慮內(nèi)生性的影響，已有研究也不能很好地區(qū)分投資者的市場反應(yīng)究竟是來自于獨立董事辭職還是“捆綁披露”的其他事件。因此，獨立董事究竟能否發(fā)揮預(yù)期作用進(jìn)而提升公司價值仍舊是一個待解的謎團，迫切需要學(xué)者對此提供更加穩(wěn)健可靠的證據(jù)從而為相關(guān)政策制定提供理論指導(dǎo)。本文借助一個獨特的外生政策沖擊提供的研究機會，考察投資者對獨立董事辭職的市場反應(yīng)。2013年10月19日，中組部下發(fā)了《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）問題的意見》（“中組發(fā)［2013］18號”，下文中簡稱為“18號文”），要求各地區(qū)各部門各單位限期對黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）情況進(jìn)行清理。在此政策影響下，中國上市公司出現(xiàn)了一波前所未有的獨立董事辭職潮。由于這一政策基本上可以被視為一種強制性要求并且辭職公告基本上都屬于單獨披露，這使我們可以避免以往研究中存在的內(nèi)生性以及“捆綁披露”問題，從而有助于得到更加可靠的結(jié)論。根據(jù)中組部文件，受影響的獨立董事主要來自兩種背景：政府機構(gòu)與學(xué)術(shù)機構(gòu)（高等學(xué)校和研究機構(gòu)）。從資源依賴觀的角度，政府官員背景的獨立董事構(gòu)筑了一條企業(yè)與政府之間的關(guān)系橋梁，可以幫助公司從社會上獲取更多的資源，比如融資便利、稅收優(yōu)惠、政府補貼等。然而，從代理理論的視角，官員與企業(yè)之間的利益交換可能會導(dǎo)致各種尋租行為，使其難以發(fā)揮治理作用，進(jìn)而降低公司治理效率。學(xué)術(shù)機構(gòu)背景的獨立董事則可以利用自己的專業(yè)知識提供咨詢，為企業(yè)以及社會創(chuàng)造價值。同時也有大量文獻(xiàn)的經(jīng)驗證據(jù)表明這類獨立董事有助于提高公司治理水平。這兩種背景的獨立董事發(fā)揮作用的內(nèi)在機制存在著差異，那么其市場反應(yīng)是否也會相應(yīng)地有所不同呢？更進(jìn)一步，代理理論與資源依賴?yán)碚撃囊环N理論對于不同背景獨立董事作用的解釋力度更強？上述問題的研究對于我們深刻了解獨立董事發(fā)揮作用的理論基礎(chǔ)與內(nèi)在機制具有重要意義。本文的研究發(fā)現(xiàn)：（1）整體而言，政府官員背景的獨立董事辭職帶來了1.181%的累積超額收益率，公司價值顯著上升；學(xué)術(shù)機構(gòu)背景的獨立董事辭職獲得了-2.058%的累積超額收益率，公司價值顯著下降。（2）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，不同理論對于不同背景獨立董事辭職的市場反應(yīng)的解釋力度存在一定差異。代理理論對政府官員背景獨立董事辭職的市場反應(yīng)解釋力度更強，而資源依賴?yán)碚搶W(xué)術(shù)機構(gòu)背景獨立董事辭職的市場反應(yīng)解釋力度更強。具體表現(xiàn)在政府官員獨立董事辭職的正向市場反應(yīng)主要來自于代理成本較大的公司，而學(xué)術(shù)機構(gòu)背景獨立董事辭職的市場反應(yīng)在代理成本不同的公司并沒有顯著差異。本文的貢獻(xiàn)在于：（1）借助一個獨特的外生政策沖擊在一定程度上控制了先前文獻(xiàn)中未能解決的內(nèi)生性問題，從而豐富了獨立董事方面的文獻(xiàn)。（2）以往對于代理理論與資源依賴觀究竟哪一種理論更適合解讀獨立董事的作用，學(xué)者尚未達(dá)成一致意見。本文的實證結(jié)果則表明這兩種理論都有一定的適用性，但又具有一定的“狀態(tài)依存性”，即理論的適用性與獨立董事背景有著密切關(guān)系。（3）本文具有一定的政策貢獻(xiàn)。首先本文結(jié)論表明“18號文”要求政府官員辭去獨立董事對于提高公司治理水平有著非常重要的作用；其次，由于不同背景獨立董事的作用不盡相同，所以政策制定部門應(yīng)該注意區(qū)分這種性質(zhì)，充分發(fā)揮學(xué)術(shù)機構(gòu)背景獨立董事的專家咨詢作用。本文以下部分的內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是制度背景，介紹中國獨立董事制度以及“18號文”的內(nèi)容及影響；第四部分是研究設(shè)計，討論本文實證研究的樣本選取、核心變量以及計量方法；第五部分是實證結(jié)果及分析，包括描述性統(tǒng)計、組間比較以及多元回歸結(jié)果；最后是研究結(jié)論。二文獻(xiàn)綜述國內(nèi)外學(xué)者主要是基于代理理論和資源依賴?yán)碚搧碛懻摢毩⒍碌淖饔?。代理理論認(rèn)為，獨立董事比內(nèi)部董事更加客觀、獨立，可以強化董事會的監(jiān)督作用，防止管理者的機會主義行為損害股東利益。資源依賴?yán)碚搫t認(rèn)為，獨立董事通常具有豐富的管理經(jīng)驗和理論分析能力，能夠更好地為公司發(fā)展出謀劃策。以上述兩種理論為基礎(chǔ)，學(xué)者們對獨立董事是否發(fā)揮預(yù)期作用并進(jìn)而提升公司價值展開了大量實證分析，但結(jié)論卻并不一致甚至是相互矛盾的。一些研究發(fā)現(xiàn)獨立董事對公司價值有著正向的貢獻(xiàn)，但也有一些研究發(fā)現(xiàn)獨立董事對公司價值的貢獻(xiàn)并不顯著，部分研究甚至發(fā)現(xiàn)獨立董事對公司價值有著負(fù)向的影響?；谄渌髽I(yè)行為的視角，獨立董事的作用同樣存在較大差異。既有證據(jù)發(fā)現(xiàn)獨立董事可以減少大股東的資金占用行為、提高盈余信息質(zhì)量，也有證據(jù)表明獨立董事并未提高會計信息質(zhì)量、不能有效抑制大股東的掏空行為。甚至還有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)獨立董事的作用是混合的。如劉慧龍等發(fā)現(xiàn)在國有企業(yè)改制過程中，獨立董事可以減少因大股東的利益輸送而造成的投資不足問題，但沒有證據(jù)顯示獨立董事可以減少因管理者代理問題而產(chǎn)生的過度投資問題。對于上述相互矛盾的發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們給出了一些可能的解釋：首先，現(xiàn)有研究主要是通過考察獨立董事比例與公司價值或其他企業(yè)行為的關(guān)系來檢驗獨立董事的有效性，但是這種處理方式可能受到內(nèi)生性問題的影響，從而影響了研究結(jié)論的可靠性。其次，獨立董事群體的個體差異顯著，并非所有獨立董事都能有效地發(fā)揮作用，不同背景的獨立董事在董事會中的作用可能是不一樣的?？紤]到上述問題，一些研究試圖通過二階段最小二乘和三階段最小二乘等回歸方法來控制內(nèi)生性，但這種方法受工具變量有效性的影響較大，不同工具變量得到的結(jié)果很可能相差較大。Nguyen等采用獨立董事突然死亡事件來驗證其價值相關(guān)性。這種方法雖然可以在很大程度上控制內(nèi)生性，但限于中國上市公司類似的案例太少而難以進(jìn)行大樣本的實證檢驗。還有學(xué)者利用獨立董事任命或辭職現(xiàn)象來考察獨立董事的市場反應(yīng)，以此檢驗獨立董事制度的有效性。Rosenstein&Wyatt發(fā)現(xiàn)任命新的獨立董事帶來了股價正向反應(yīng)。Gupta&Fields則發(fā)現(xiàn)獨立董事辭職的市場反應(yīng)顯著為負(fù)。Dewally&Peck進(jìn)一步區(qū)分了辭職原因，發(fā)現(xiàn)不同情況下獨立董事辭職的市場反應(yīng)存在著顯著差異。張俊生和曾亞敏討論了中國上市公司獨立董事辭職行為的信息含量，發(fā)現(xiàn)整體而言獨立董事辭職的市場反應(yīng)為負(fù)，但是并不顯著。吳冬梅和劉運國對獨立董事辭職的“捆綁披露”現(xiàn)象進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)大約65%的獨立董事辭職公告披露了存在著“捆綁披露”現(xiàn)象，但是他們并沒有研究獨立董事辭職的市場反應(yīng)?？傮w而言，現(xiàn)有研究圍繞著獨立董事有效性展開了大量研究，有助于我們更好地理解這一問題。特別地，雖然有文獻(xiàn)開始關(guān)注獨立董事辭職現(xiàn)象，但是仍然存在一些并未解決的關(guān)鍵問題，從而影響了研究結(jié)論的可靠性：首先，一般情況下獨立董事辭職具有很強的自我選擇性，從而依然存在著潛在的內(nèi)生性問題。例如，獨立董事更可能在公司業(yè)績較差的時候辭職，那么即便此時發(fā)現(xiàn)投資者做出了負(fù)向市場反應(yīng)，我們?nèi)匀徊荒芘懦?fù)向市場反應(yīng)是否由于公司業(yè)績更差所導(dǎo)致的；其次，由于中國上市公司廣泛存在的“捆綁披露”現(xiàn)象，縱使不考慮前述內(nèi)生性問題的影響，現(xiàn)有研究也不能很好地區(qū)分投資者的市場反應(yīng)是來自于獨立董事辭職還是“捆綁披露”的其他事件?？紤]到現(xiàn)有研究存在的上述不足，本文擬借助一個外生政策沖擊來控制內(nèi)生性問題的影響[2]。我們試圖通過對獨立董事辭職市場反應(yīng)的研究，為中國資本市場中獨立董事有效性問題提供經(jīng)驗證據(jù)。三制度背景2001年中國證監(jiān)會頒布了《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》（簡稱《指導(dǎo)意見》）。這是我國首部關(guān)于在上市公司設(shè)立獨立董事的規(guī)范性文件，標(biāo)志著A股上市公司正式全面引入獨立董事制度?！吨笇?dǎo)意見》規(guī)定在2002年6月30日前，董事會成員中應(yīng)當(dāng)至少包括2名獨立董事；在2003年6月30日之前上市公司獨立董事的比例不得低于1/3。以此為標(biāo)志，A股上市公司獨立董事制度得到穩(wěn)步規(guī)范發(fā)展。[3]根據(jù)證監(jiān)會《指導(dǎo)意見》，我國上市公司逐步開始在董事會中增加獨立董事。根據(jù)現(xiàn)有資料，監(jiān)管機構(gòu)對上市公司獨立董事的任職資格與條件的規(guī)定主要來自《公司法》和2001年證監(jiān)會發(fā)布的《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》，這兩項法規(guī)只規(guī)定獨立董事不得持有任職公司1%以上股份、無親屬在該公司任職等，對獨立董事的職業(yè)背景并無硬性規(guī)定。從上市公司獨立董事制度的實踐來看，獨立董事有眾多來源，包括大學(xué)和研究機構(gòu)、律師、會計、其他企業(yè)高管等。其中，政府現(xiàn)任或退休官員是獨立董事這一群體的重要構(gòu)成部分?！吨袊嗄陥蟆?013年的一份調(diào)查顯示：滬深兩市上市公司共有8076個獨立董事職位，擔(dān)任這些職位的約有5760人，其中2590位獨立董事有“從政背景”，占比44.9%。隨著政府部門背景的獨立董事數(shù)量逐漸增加，這一現(xiàn)象引起了廣泛的關(guān)注和討論。許多學(xué)者和社會公眾認(rèn)為政府官員擔(dān)任獨立董事極容易產(chǎn)生“權(quán)力磁場”現(xiàn)象，他們可以利用其固有背景和人脈網(wǎng)絡(luò)，為企業(yè)牟利，向相關(guān)政府機構(gòu)施壓，嚴(yán)重干擾正常的市場競爭秩序。2013年10月19日，中組部下發(fā)了《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）問題的意見》的“18號文”。在該文件中，中組部對黨政領(lǐng)導(dǎo)在企業(yè)中的任職資格、離職期限、任職年齡、報酬等方面做了嚴(yán)格限制，要求各地區(qū)各部門各單位限期對黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）情況進(jìn)行清理。由于我國特殊的干部管理體制，受此政策影響的不僅包括政府官員獨立董事，而且還有大量來自學(xué)術(shù)機構(gòu)的獨立董事?！?8號文”規(guī)定，參照公務(wù)員法管理的人民團體和群眾團體、事業(yè)單位領(lǐng)導(dǎo)干部，按照本意見執(zhí)行；其他領(lǐng)導(dǎo)干部，參照本意見執(zhí)行。在“18號文”的要求下，中國上市公司出現(xiàn)了一波前所未有的獨立董事辭職潮。由“18號文”引起的獨立董事辭職潮為我們從辭職視角研究獨立董事制度有效性提供了難得的機會：首先，此次獨立董事辭職是由于“18號文”這樣一個外生政策沖擊所引起的，屬于強制性規(guī)制范疇，這就有效避免了以往研究中獨立董事辭職的內(nèi)生性問題，從而提高研究結(jié)論的可靠性；其次，此次受到“18號文”影響的不僅包括政府部門背景的獨立董事，還包括高等學(xué)校和科研院所（下文簡稱學(xué)術(shù)機構(gòu)）背景的獨立董事，這有助于我們比較不同背景獨立董事辭職的市場反應(yīng)；此外，在“18號文”影響下獨立董事辭職公告的披露也更具有針對性，以往“捆綁披露”的現(xiàn)象很少出現(xiàn)，這為我們研究獨立董事辭職現(xiàn)象提供了更加“干凈”的樣本，有助于更準(zhǔn)確識別獨立董事辭職的市場反應(yīng)。四研究設(shè)計1.事件研究法本文采用事件研究法（EventStudy）來考察官員背景獨立董事辭職的短期市場反應(yīng)。具體而言：（1）根據(jù)以往研究文獻(xiàn)，采用資本資產(chǎn)定價模型（即CAPM）來計算單個股票的異常收益率。依據(jù)有效市場假說，股票收益率為市場收益率的線性組合：Rjt=αj+βjRit+εjt（1）其中，Rjt為第j只股票在t日的預(yù)期收益率，Rit為第t日股票市場的收益率。理論上，如果股票價格受到特殊事件影響而出現(xiàn)異常波動，那么股票的實際收益就會偏離于基于CAPM模型所預(yù)測的收益水平。異常收益率等于事件窗口內(nèi)股票實際收益率減去基于（1）式估計得到預(yù)期收益率，具體公式如下：ARjt=Rjt-Rjt（2）其中，ARjt為第j只股票在t日的異常收益率，Rjt為第j只股票在t日實際收益率，Rjt為在第j只股票在t日預(yù)期收益率。那么，事件窗口期內(nèi)的累計異常收益，即第j只股票在窗口期［t1，t2］內(nèi)的CAR值等于：（2）事件窗口的選擇。我們以上市公司發(fā)布官員背景獨立董事辭職公告日作為事件日，分別選?。?5，+5］、［-3，+3］作為時間窗口。為了保證估計效度，對于預(yù)測區(qū)間內(nèi)不足30個交易日的樣本我們給予了刪除。2.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源自“18號文”頒布的2013年10月19日至2014年6月20日，滬深兩市共有324人次辭去獨立董事職位，涉及299家上市公司。由于25家公司在此期間內(nèi)有超過1次以上的獨立董事辭職行為，為了避免多次事件對CAR的影響，本文只計算了第一次獨立董事辭職的CAR值。此外，本文還剔除了在獨立董事辭職公告中明確說明辭職原因是任職期滿的20個樣本、雖然任期未滿但不受“18號文”影響的10個樣本、捆綁披露的28個樣本、預(yù)測區(qū)間不足30個交易日的樣本以及事件半個月內(nèi)發(fā)生過異常停牌與相關(guān)數(shù)據(jù)不全的52個樣本，最后得到189個樣本。其中：政府官員背景的獨立董事103個樣本，學(xué)術(shù)機構(gòu)背景的獨立董事86個樣本。參考以往的研究文獻(xiàn)，本文按照行業(yè)相同（制造業(yè)按二級代碼分類，其他按一級代碼分類）、資產(chǎn)規(guī)模相近的原則選擇了配對樣本。獨立董事辭職公告數(shù)據(jù)分別在上海證券交易所以及深圳證券交易所網(wǎng)站上手工搜集所得。其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。3.控制變量為了控制其他因素對獨立董事辭職事件窗口中超額收益的影響，本文參考既有文獻(xiàn)選擇了以下控制變量：公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、每股收益（EPS）、獨立董事性別（Female）、任期（Tenure）、多重任職（Multi）。相關(guān)變量的定義見表1。表1主要變量及定義變量名稱符號定義累計超額收益率CAR根據(jù)事件研究法估算出來的累計超額收益率獨立董事背景1Gover當(dāng)辭職的官員獨立董事具有政府背景時取值為1，否則為0獨立董事背景2Scholar當(dāng)辭職的官員獨立董事具有學(xué)術(shù)機構(gòu)背景時取值為1，否則為0公司規(guī)模Size用總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示每股收益EPS稅后利潤/股本總數(shù)資產(chǎn)負(fù)債率Lev總負(fù)債/總資產(chǎn)性別Female如果獨立董事是女性，F(xiàn)emale取值為1，否則取值為0任期Tenure如果辭職的獨立董事的任期高于行業(yè)中位數(shù)則為1，否則為0多重任職Multi如果辭職獨立董事在其他公司還有任職則為1，否則為0表1主要變量及定義五實證結(jié)果及分析1.描述性統(tǒng)計與分析表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計，表3分組報告了政府官員背景獨立董事以及學(xué)術(shù)機構(gòu)背景獨立董事主要變量的均值和中位數(shù)差異情況。表2主要變量的描述性統(tǒng)計變量名稱Obs均值中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值CAR［-5，+5］189-0.293-0.1157.323-20.36618.737CAR［-3，+3］1890.0440.0746.032-15.44929.732Gover1890.5451.0000.4990.0001.000Size18922.26222.0551.60819.47028.933EPS1890.3770.2900.484-1.0452.166Lev1890.4510.4070.2310.0260.972Female1890.1160.0000.3220.0001.000Multi1890.7511.0000.4330.0001.000Tenure1890.4920.0000.5010.0001.000表2主要變量的描述性統(tǒng)計表3政府官員組與學(xué)術(shù)機構(gòu)組主要變量非參數(shù)檢驗均值比較中位數(shù)比較變量名稱Gover組（N=103）Scholar組（N=86）均值差異Gover組（N=103）Scholar組（N=86）中位數(shù)差異CAR［-5，+5］1.181-2.058-3.240***0.907-1.970-2.877***CAR［-3，+3］1.057-1.170-2.226**0.552-0.072-0.624**Size22.41022.084-0.32622.09321.956-0.137EPS0.3910.360-0.0310.2800.3050.025Lev0.4750.421-0.0540.4070.403-0.004Female0.1360.093-0.0430.0000.0000.000Multi0.6700.8490.179***1.0001.0000.000***Tenure0.4660.5230.0570.0001.0001.000表3政府官員組與學(xué)術(shù)機構(gòu)組主要變量非參數(shù)檢驗通過表2可以看出，獨立董事辭職的CAR值在［-5，+5］11天內(nèi)為-0.293%（T-value=-0.550），在［-3，+3］7天為0.044%（T-value=0.100），二者都未顯著大于0。表3的分組檢驗結(jié)果表明：在政府官員組，CAR［-5，+5］的均值是1.181%（T-value=1.658），CAR［-3，+3］的均值是1.057%（T-value=1.677），二者均顯著大于0。在學(xué)術(shù)機構(gòu)背景組，CAR［-5，+5］的均值是-2.058%（T-value=-2.698），CAR［-3，+3］的均值是-1.170%（T-value=-2.026），二者均顯著小于0。進(jìn)一步的均值T檢驗結(jié)果表明，政府官員組的CAR值顯著高于學(xué)術(shù)機構(gòu)組。中位數(shù)的檢驗結(jié)果與均值檢驗相類似。通過圖1可以看出，當(dāng)獨立董事辭職后，政府官員的市場反應(yīng)基本上都大于0，而學(xué)術(shù)機構(gòu)的市場反應(yīng)則基本都小于0。上述結(jié)果說明，對于總樣本而言，獨立董事辭職在［-5，+5］與［-3，+3］的時間窗口內(nèi)并沒有顯著的市場反應(yīng)。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能在于不同背景獨立董事辭職引起的市場反應(yīng)不同，產(chǎn)生了相互抵消的作用，進(jìn)一步的分組結(jié)果在一定程度上支持了這一點。即不同背景的獨立董事辭職市場反應(yīng)并不相同，相比較而言，政府官員背景獨立董事辭職的市場反應(yīng)顯著為正，公司價值上升，而學(xué)術(shù)機構(gòu)背景獨立董事辭職的市場反應(yīng)則顯著為負(fù)，公司價值下降。圖1獨立董事辭職的市場反應(yīng)走勢：政府部門vs學(xué)術(shù)機構(gòu)2.多元回歸結(jié)果分析為了獲得更為可靠的證據(jù)，我們采用回歸分析來比較兩類不同背景的獨立董事辭職的市場反應(yīng)，回歸結(jié)果見表4和表5。表4、表5中的第（1）（2）欄報告了基于CAR［-5，+5］時間窗口的估計結(jié)果，第（3）（4）欄報告了基于CAR［-3，+3］時間窗口的估計結(jié)果。從表4和表5的回歸結(jié)果，可以看出政府部門組獨立董事辭職的市場反應(yīng)為正，且在5%水平下顯著。學(xué)術(shù)機構(gòu)組獨立董事辭職的市場反應(yīng)都為負(fù)，且至少通過了5%水平下的顯著性檢驗。這進(jìn)一步支持了組間比較分析的結(jié)果，表明我國上市公司的獨立董事制度的有效性與獨立董事的背景有著密切關(guān)系，即學(xué)術(shù)機構(gòu)背景的獨立董事對公司價值有積極的正向作用，而政府官員背景的獨立董事反而起到了負(fù)面作用。不同背景的獨立董事辭職的市場反應(yīng)之所以出現(xiàn)如此大的差異可能由于以下原因：對于學(xué)術(shù)機構(gòu)背景的獨立董事而言，他們往往是某一領(lǐng)域的專家，有著較高的教育背景、扎實的理論功底和良好的專業(yè)能力，從資源依賴?yán)碚摰囊暯?，他們可以更好地為企業(yè)發(fā)展出謀劃策。Johnson指出，具有專長的獨立董事能夠從專業(yè)角度對公司戰(zhàn)略和經(jīng)營決策發(fā)表意見；從委托代理的視角，來自學(xué)術(shù)機構(gòu)的獨立董事往往具有較高的社會地位和良好的聲譽。良好的聲譽效應(yīng)使得獨立董事更有動力去對管理層行為進(jìn)行監(jiān)督，而較高的專業(yè)素質(zhì)使得獨立董事更有能力去監(jiān)督管理層。葉康濤等發(fā)現(xiàn)，具有財會和金融背景的獨立董事越有可能對管理層議案提出公開質(zhì)疑。唐雪松等的研究發(fā)現(xiàn)，高校領(lǐng)導(dǎo)身份的獨立董事更可能在獨立意見中說“不”，而獨立董事公開質(zhì)疑行為有助于提升公司價值。對于政府部門背景的官員獨立董事而言，盡管他們有著熟悉政策文件、人脈關(guān)系深厚等方面的優(yōu)勢，但是通過聘任政府官員擔(dān)任獨立董事本身就是一把“雙刃劍”。從資源依賴?yán)碚摰慕嵌?，盡管政治關(guān)聯(lián)能夠給企業(yè)帶來諸如融資便利、稅收優(yōu)惠、政府補貼等，但是卻可能也會給企業(yè)帶來沉重的社會負(fù)擔(dān)，進(jìn)而損害公司價值；從委托代理的視角，政府官員的獨立董事在為企業(yè)謀求各種資源時往往會存在各種尋租行為，這必然會損害獨立董事的獨立性，從而降低了其監(jiān)督治理作用，進(jìn)而有可能導(dǎo)致整體公司治理效率下降。表4政府部門組回歸結(jié)果（1）（2）（3）（4）CAR［-5，+5］CAR［-5，+5］CAR［-3，+3］CAR［-3，+3］Gover2.110**2.088**1.935**1.896**（2.273）（2.266）（2.076）（2.044）Size-0.410-0.527（-1.178）（-1.363）Lev6.780***5.985**（2.682）（2.271）EPS1.907*1.658（1.653）（1.304）_cons-0.9294.392-0.8788.286（-1.561）（0.617）（-1.279）（1.074）N206206206206r2_a0.0200.0510.0160.041注：回歸中控制了行業(yè)因素的影響，括號內(nèi)的數(shù)值是基于異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的t統(tǒng)計量，*、**、***分別表示10%、5%和1%的雙尾顯著性水平。表4政府部門組回歸結(jié)果表5學(xué)術(shù)機構(gòu)組回歸結(jié)果（1）（2）（3）（4）CAR［-5，+5］CAR［-5，+5］CAR［-3，+3］CAR［-3，+3］Scholar-3.825***-3.838***-1.929**-1.934**（-3.099）（-3.165）（-2.085）（-2.099）Size0.4040.228（0.672）（0.494）Lev5.9273.372（1.493）（1.177）EPS-1.762-0.955（-0.959）（-0.776）_cons1.767*-9.2970.759-5.565（1.820）（-0.789）（1.050）（-0.597）N172172172172r2_a0.0480.0850.0190.031注：回歸中控制了行業(yè)因素的影響，括號內(nèi)的數(shù)值是基于異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的t統(tǒng)計量，*、**、***分別表示10%、5%和1%的雙尾顯著性水平。表5學(xué)術(shù)機構(gòu)組回歸結(jié)果3.獨立董事：監(jiān)督還是咨詢既然資源依賴?yán)碚摵臀写砝碚摱伎梢詮牟煌暯墙庾x本文發(fā)現(xiàn)的結(jié)論，那究竟是哪一種理論的解釋力度更強？需要進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗。既有文獻(xiàn)表明，最終控制人現(xiàn)金流權(quán)和投票權(quán)分離程度在很大程度上表明了公司代理成本的高低。最終控制人兩權(quán)分離程度越大，越有可能“掏空”上市公司、損害投資者利益，代理成本也就越大。我們按照最終控制人現(xiàn)金流權(quán)和投票權(quán)是否分離將樣本分為兩組：兩權(quán)分離組和未分離組，然后檢驗兩組樣本中官員獨立董事辭職的市場反應(yīng)是否存在差異。如果代理理論解釋力更強，我們預(yù)期可以觀察到在兩權(quán)分離組市場反應(yīng)更加強烈，反之如果資源依賴?yán)碚摻忉屃Ω鼜?，則市場反應(yīng)在這兩組應(yīng)該不會存在顯著差異。檢驗結(jié)果見表6、表7和表8。表6獨立董事辭職市場反應(yīng)的非參數(shù)檢驗：兩權(quán)分離vs未分離均值非參數(shù)檢驗政府官員組（N=103）學(xué)術(shù)機構(gòu)組（N=86）總樣本兩權(quán)分離組（N=56）兩權(quán)未分離組（N=47）均值差異總樣本兩權(quán)分離組（N=31）兩權(quán)未分離組（N=55）均值差異［-5，+5］1.1812.176-0.004-2.180*-2.058-1.813-2.197-0.384［-3，+3］1.0572.437-0.588-3.025***-1.170-0.730-1.417-0.687中位數(shù)非參數(shù)檢驗政府官員組（N=103）學(xué)術(shù)機構(gòu)組（N=86）總樣本兩權(quán)分離組（N=56）兩權(quán)未分離組（N=47）中位數(shù)差異總樣本兩權(quán)分離組（N=31）兩權(quán)未分離組（N=55）中位數(shù)差異［-5，+5］0.9071.9770.187-1.790*-1.970-1.064-2.151-1.087［-3，+3］0.5521.397-0.237-1.634**-0.0720.039-0.123-0.162注：*、**、***分別表示10%、5%和1%的單尾顯著性水平。表6獨立董事辭職市場反應(yīng)的非參數(shù)檢驗：兩權(quán)分離vs未分離表7政府官員獨立董事辭職市場反應(yīng)的回歸結(jié)果（1）（2）（3）（4）（5）（6）CAR［-5，+5］CAR［-5，+5］CAR［-5，+5］CAR［-3，+3］CAR［-3，+3］CAR［-3，+3］AgentCost2.1801.5341.4683.025**2.936**3.257**（1.546）（0.872）（0.834）（2.488）（2.129）（2.249）Female-1.555-1.628-1.822-1.770（-0.963）（-1.100）（-1.483）（-1.516）Multi0.2170.4000.4160.102（0.139）（0.245）（0.271）（0.062）Tenure-2.280-2.460-0.572-0.874（-1.384）（-1.506）（-0.460）（-0.690）Size-0.501-0.488（-1.060）（-1.088）Lev7.074**2.154（2.024）（0.690）EPS0.297-1.022（0.225）（-0.752）_cons-0.0041.7309.543-0.5880.29410.953（-0.004）（1.166）（0.963）（-0.721）（0.185）（1.157）N103103103103103103r2_a0.0130.0040.0100.0470.0240.024注：（1）回歸中控制了行業(yè)因素的影響，括號內(nèi)的數(shù)值是基于異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的t統(tǒng)計量；（2）*、**、***分別表示10%、5%和1%的雙尾顯著性水平；（3）AgentCost，虛擬變量，如果現(xiàn)金流權(quán)和投票權(quán)分離則為1，否則為0。其他變量定義見表1。表7政府官員獨立董事辭職市場反應(yīng)的回歸結(jié)果表8學(xué)術(shù)機構(gòu)獨立董事辭職市場反應(yīng)的回歸結(jié)果（1）（2）（3）（4）（5）（6）CAR［-5，+5］CAR［-5，+5］CAR［-5，+5］CAR［-3，+3］CAR［-3，+3］CAR［-3，+3］AgentCost0.3840.383-1.0730.6870.653-0.149（0.227）（0.213）（-0.709）（0.542）（0.487）（-0.128）Female-0.048-0.6140.8660.458（-0.015）（-0.250）（0.554）（0.366）Multi0.7411.8290.1470.759（0.331）（0.879）（0.090）（0.459）Tenure-1.351-1.309-0.743-0.692（-0.873）（-0.846）（-0.589）（-0.521）Size0.8670.454（1.189）（0.806）Lev8.298*4.435（1.720）（1.104）EPS-4.898*-3.031*（-1.941）（-1.703）_cons-2.197**-1.638-23.552-1.417**-1.374-12.757（-2.499）（-0.771）（-1.580）（-2.103）（-0.870）（-1.123）N868686868686r2_a0.0010.0160.1350.0040.0120.029注：（1）回歸中控制了行業(yè)因素的影響，括號內(nèi)的數(shù)值是基于異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的t統(tǒng)計量；（2）*、**、***分別表示10%、5%和1%的雙尾顯著性水平；（3）AgentCost，虛擬變量，如果現(xiàn)金流權(quán)和投票權(quán)分離則為1，否則為0。其他變量定義見表1。表8學(xué)術(shù)機構(gòu)獨立董事辭職市場反應(yīng)的回歸結(jié)果從表6可以看出，對于政府官員組而言，無論是均值還是中位數(shù)，獨立董事辭職的市場反應(yīng)在兩權(quán)分離組都顯著高于未分離組，并且兩權(quán)未分離組的市場反應(yīng)均值為負(fù)，符號也發(fā)生了變化。而在學(xué)術(shù)機構(gòu)組，獨立董事辭職的市場反應(yīng)在兩權(quán)分離組與未分離組之間并沒有顯著差異。進(jìn)一步通過表7和表8的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，政府官員組在CAR［-3，+3］7天內(nèi)，AgentCost的系數(shù)顯著為正，在CAR［-5，+5］11天內(nèi)，AgentCost的系數(shù)雖然不顯著但同樣為正；而在學(xué)術(shù)機構(gòu)組，無論是CAR［-3，+3］還是CAR［-5，+5］，AgentCost的系數(shù)都不顯著。上述結(jié)果說明，政府官員背景的獨立董事辭職所導(dǎo)致的