独立董事类型与上市公司违规关系分析 —基于A股上市公司的经验证据.docx

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1、独立董事类型与上市公司违规关系分析基于A股上市公司的经验证据摘 要独立董事制度起源于美国，同时在美国发展成熟，并逐步推广到其他国家。2001年，证监会开始探索在我国上市公司设置独立董事，以期进一步完善上市公司治理结构，促进上市公司规范运作。此后，我国独立董事制度不断发展完善。2013年，中组部发布文件，对党政领导干部在企业的任职行为做出规范。2015年，教育部发文对高校副处级以上领导干部在企业的兼职行为做出限制。在这两纸“禁令”下，具有官员背景的独立董事纷纷辞职，导致独立董事群体结构发生了巨大改变，进而可能会影响独立董事的公司治理能力。有鉴于此，本文基于上市公司违规视角，采用文献研究法和实证研

2、究法，以中国资本市场A股上市公司2014年至2017年的违规数据为样本，分析政府官员型独立董事和高校学者型独立董事的不同监督功能，以及对上市公司因违规而受处罚程度的不同影响。研究发现，聘任政府官员担任独立董事的上市公司具有更高的违规倾向，而聘任高校学者担任独立董事的上市公司违规倾向更低。此外，政府官员型董事会降低上市公司因违规所受惩罚的力度，而高校学者型独立董事对上市公司违规处罚的影响不明显。这一研究有助于分析不同类型独立董事在上市公司治理种发挥的作用，增进人们对“18号文”与“11号文”的政策理解。关键词：独立董事；政府官员型；高校学者型；上市公司违规一、引言独立董事制度起源于美国，同时在美

3、国发展成熟，并逐步推广到其他国家。2001年，为进一步完善上市公司治理结构，促进上市公司规范运作，中国证监会颁布实施关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见1，此后，我国上市公司的独立董事开始有法可依，并正式形成独立董事制度。在实践中，我国上市公司的独立董事大致可分为官员型和学者型两种类型。2013年10月，中组部印发了关于进一步规范党政领导干部在企业兼职 (任职) 问题的意见2（下文简称“18号文”），明令禁止现任和离退休的政府官员在企业兼职。在“18 号文”的要求下，教育部也在2015年11月发布了教育部办公厅关于开展党政领导干部在企业兼职情况专项检查的通知3（下文简称“11号文”），要求

4、对在高校担任副处级及其以上的领导干部在企业兼职的情况进行清理。在这两纸“禁令”下，具有官员背景的独立董事纷纷辞职，导致整个独立董事群体结构发生了巨大改变，进而可能影响独立董事的公司治理能力。如今，“18 号文”和“11号文”已颁布逾5年，但这一政策实施之后，是否达到了政策设计的初衷，独立董事在公司治理中发挥的作用是否有显著提升有待实证检验。中国的独立董事制度是否达到了预期的治理效果，不仅是实务界和监管机构十分关心的问题，也是理论界研究的一个焦点，国内理论界对独立董事制度进行了大量富有成效的研究。早期的研究成果大多是对独立董事制度的描述性文献。刘翌（2001）结合我国国情，借鉴国外经验，界定了“

5、独立董事”这一概念的内涵，将我国独立董事分为独立股东董事与独立非股东董事两类。在此基础上，他还论述了我国有关独立董事独立性的规定以及对独立董事激励的制度建设4。杨卫平（2002）阐述了独立董事的含义，分析了其特点，并论述了这一制度在我国上市公司治理结构中发挥的积极作用以及存在的不足之处5。陈冬元，孙娟莹，谭庆华（2002）介绍了独立董事的概念以及由来，在欧美国家的发展以及在中国的实践，并基于此指出了中国在实施独立董事制度时应当注意的问题6。李薇薇（2003）介绍了我国独立董事的人员选择及其选举表决制度、独立董事的职权、激励与约束7。之后的研究成果重点关注我国独立董事制度的实施效果。高明华和马守

6、莉（2002）从经验实证的角度分析了中国在独立董事制度的过程中出现的问题，并针对这一系列问题提出了解决措施8。娄权（2004）选取采用实证研究的范式检验独立董事与会计盈余稳健性的关系，研究指出独立董事在一定程度上提高了会计盈余稳健性9。唐清泉、罗党论、张学勤（2005）采用实证研究的方法分析来自不同行业的独立董事和公司业绩的关系10。唐清泉、罗党论、王莉（2005）采用实证研究的范式，检验在公司的关联交易中，独立董事能否抑制大股东11。王跃堂、朱林、陈世敏（2008）采用实证研究的范式，研究上市公司设立独立董事以增强董事会独立性的方法能否解决股权制衡存在的问题12。周泽将和刘中燕（2016）从

7、本地任职的角度考察了独立董事本地任职对企业投资效率的影响13。周泽将，马静和耿玥（2017）从独立董事的视角实证考察了政治关联的地域效应14。现有针对“18号文”和“11号文”导致独立董事群体结构发生变化的研究，唐雪松和林雁（2016）研究了上市公司董事的政治关联等级与公司价值的关系，以及该关系受到的董事来源地特征的影响15。逯东，谢璇，杨丹（2017）检验了政府官员型和高校官员型两类独立董事的监督功能，验证了官员型独立董事的资源支持功能16。有鉴于独立董事能否有效抑制上市公司违规一直以来都是投资者和政府监管部门关注的热点问题，也是独立董事是否切实起到了监督作用的重要表现，本文基于官员型和学者

8、型两类独立董事不同的监督功能，考察“18号文”和“11号文”的政策实施效果。与以往研究独立董事制度文献相比，本文的理论贡献主要体现在以下两个方面。首先，已有的文献侧重讨论官员型独立董事对上市公司起到的资源支持作用，不同背景独立董事和企业价值、会计稳健性等的关系。本文基于政府官员型和高校学者型两类独立董事所发挥的不同监督功能，进一步丰富了有关独立董事类型与上市公司治理效率关系的研究文献。其次，本文基于“18号文”和“11号文”颁布后，以中国资本市场A股上市公司2014年2017年的违规数据进行实证分析，研究得出的结论有助于理解这一政策给上市公司的治理结构带来的影响，也为检验这一政策的实施效果提供

9、了的经验证据。二、理论分析与研究假设对上市公司管理者而言，基于“理性人假设”，其做出违规抑或是不违规这一决策，应当是对预期违规收益与违规成本相权衡的结果。在违规机会相同的情况下，假如选择违规，可以获取比选择不违规更多的收益，管理者选择违规的倾向将越高。当然，一旦违规行为败露，上市公司及其管理者被政府监管部门稽查，管理者将面临极大的违规成本。这种成本除了受到证监会等部门诸如批评、警告、谴责，罚款的行政处罚，还包括潜在的声誉成本。比如管理者被公司解聘的风险会增加，管理者的市场声誉下降。相较于高校学者型独立董事，政府官员型独立董事凭借自生得政治背景，可以为上市公司提供更多的资源。在我国社会主义市场经

10、济体制下，产权保护相对较弱，政府的行政行为对经济活动的干预性较强。谢志明和易玄（2014）发现，具有行政背景独立董事往往具有更强的资源支持职能和更弱的监督决策职能17。陈冬华、相加凤（2017）选取财务报告质量等指标来分析独立董事的有效性,实证发现任期越长，独立董事的有效性则越高。此外，假如董事长具有政治身份，且在董事会中话语权越大，地方政府影响越大,上市公司得到财政补贴收入的概率越高18。在执法过程中，受限于政治压力，证券监管部门很难保持独立性。许年行等（2013）研究发现，政府监管部门对政治关联公司的违规查处存在时滞效应,其惩处周期显著长于无政治关联公司，在同等违规条件下，有政治关联的违规

11、公司被调查的周期更长，证监会对违规国有企业采取了更为宽容的处罚方式19。鉴于证券监管部门存在选择性执法的倾向，本文预期政府官员型独立董事会弱化证券监管部门的监管效力。就执业能力而言，在公司董事会对重大事项进行表决时，由于官员型独立董事多为行政背景出身，其所具备监督上市公司决策的能力较弱，故而可能难以发挥有效的监管职责。因此，政府官员型独立董事所具备的较强资源支持功能和较弱监督决策功能，使其在上市公司的经营过程中主要起到外部保护的作用。在给定违规收益的前提下，无形中会提高上市公司管理者的违规倾向。有鉴于此，本文提出假设1：H1：限定其他条件，在给定违规收益的前提下，聘任政府官员担任独立董事的上市

12、公司具有更高的违规倾向，在违规时所受处罚更低。相较于政府官员，高校学者掌握的主要是一定范围内的教育资源，其资源支持功能较弱。魏刚、肖泽忠、Nick Travlos、邹宏（2007）从独立董事背景的角度检验其对公司经营业绩的影响。研究发现,独立董事的教育背景对公司业绩并没有正面的影响,同时发现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20。叶青、赵良玉、刘思辰（2016）研究发现与一般独董辞职相比,官员独董因禁令辞职导致公司市值在公告日前后5天下跌超过2%，负面市场反应随着官员政治级别提高而增大，而高校官员独立董事的辞职并未带来任职公司显著的市值下跌效应，并且，政府官员独立董事辞职

13、时市值下跌程度始终大于高校官员独立董事21。可见，政府官员在资源配置能力和社会影响力上都远远超过高校学者。在实践中，我国上市公司存在聘请大学教授担任独立董事的偏好，正是看重他们扎实的专业素养和正面的社会形象。与政府官员相比，高校学者型独立董事往往是长期从事某一领域的专家，具备深厚的专业功底，从执业能力上来说，凭借其专业知识，能够更好地监督上市公司的经营行为，并在重大事项表决时提供科学的建议。因此，高校学者较弱的资源支持功能和较强的监督功能，使其在上市公司中能更好地发挥监督职能。鉴于此，本文提出假设2：H2：限定其他条件，在给定违规收益的前提下，聘任高校学者担任独立董事的上市公司具有更低的违规倾

14、向，在违规时所受处罚不会明显降低。三、研究设计（一）样本选择与数据来源本文选择2014年-2017年的A股上市公司为初始样本，参照研究惯例进行如下筛选：（1）剔除ST、*ST等特殊交易的观测值；（2）剔除金融保险行业的观测值；（3）根据违规事件的公告来源，剔除了仅立案但未得出结论的公司；（4）剔除核心数据缺失的观测值。本文的违规数据来自CSMAR数据库，将受到上海证券交易所、深证证券交易所、中国证监会、财政部等批评、警告、谴责、罚款、没收非法所得、取消营业许可（责令关闭）、市场禁入等处罚的公司视为违规公司。最终得到13 576个“公司年度”观测值。表1和表2列示了样本公司的违规情况：表1： 样

15、本区间内上市公司违规年度分布违规公司年度分布年份（年）2014201520162017观测公司数量3439343634003301违规公司数量102240298239表2：样本区间内上市公司违规受到处罚的类型违规公司受到处罚的类型年份/处罚类型2014201520162017批评或谴责4358没收违法所得、取消营业许可（责令关闭）、市场禁入4358同时受到多种处罚2410315267其他70131136156（二）检验模型与相关变量说明由于衡量上市公司违规倾向的因变量为是否违规，这是一个只有“违规”和“不违规”两种选择的二分变量。“1”代表违规，“0”代表不违规，因此本文采用二元Probit模

16、型对这一因变量进行实证分析，以期探究不同的独立董事类型对上市公司违规倾向的影响情况。构建模型如下： Piyi=1Xi =F（ 0 +1 X1+2 X2+n Xn） （1） 在模型1中，Pi是上市公司选择“违规”或“不违规”的概率，X1，X2 ，Xn为自变量；0 是常数项，1 ，2 .，n 为模型估计系数。在该模型形式中，核心解释变量为政府官员型独立董事和高校学者型独立董事时，为其构建Probit模型。模型的具体形式为： Fraud=0 +1 Gov+2 Edu+3 Age+4 Indise+5 Unif+6State+7 Big4+ 8 Opin+9 Loss+ （2） Fraud=0 +1

17、Univ+2 Edu+3 Age+4 Indise+5 Unif+6State+7 Big4+ 8 Opin+9 Loss+ （3） 模型2为解释变量为政府官员型独立董事时的模型设定方程；模型3为解释变量为高校学者型独立董事时的模型设定方程。其中，Fraud表示上市公司违规的倾向，主要考察变量为：（1）公司在当年是否聘任了政府官员（Gov）担任独立董事，是为1，否为0；（2）公司是否聘任了高校学者（Univ）担任独立董事，是为1，否为0。为满足Bivariate Probit模型的估计条件，借鉴已有研究，本文选择了一组控制变量来解释违规倾向。具体变量定义见表3和表4。表3：考察变量定义变量符号

18、变量定义Gov公司在当年聘请了政府官员担任独立董事则赋值为1，否则为0Univ公司在当年聘请了高校学者担任独立董事则赋值为1，否则为0Degree公司违规的严重程度，依据处罚方式，若公司当年未因违规受处罚则赋值为0，若公司受罚方式为“其他”则赋值为1，若公司受罚方式为“批评”或“谴责”则赋值为2，若公司受罚方式为“警告”、“罚款”或“没收违法所得”则赋值为3，当同时受到多种处罚方式或一年年多次受到处罚，取最严重的处罚类型进行赋值，赋值为4表4：控制变量定义变量符号变量定义Edu独立董事学历均值：中专及中专以下=1，大专=2，本科=3，硕士=4，博士=5Age至考察年度公司成立的年限Unif两职

19、合一，若公司董事长与总经理由同一人担任，则赋值为1，否则为0Indise独立董事占比=独立董事人数/董事会总人数State公司为国有企业则赋值为1，否则为0Big4公司当年选择四大审计事务所则赋值为1，否则为0Opin公司当年被出具非标审计意见则赋值为1，否则为0Loss公司过去两年连续报亏损则赋值为1，否则为0四、检验结果与分析（一）描述性统计模型中涉及主要变量的描述性结果如表5所示。从表中可以看出，在2014年至2017年的四年间，我国约有近6.9%的上市公司存在违规行为。从因违规而受的惩罚来看，违规行为较轻，较少出现情节特别重大的违规行为。Gov和Univ的均值分别为0.165和0.83

20、5，2013年10月以后，政府官员在上市公司担任独立董事受到严格限制，但还有一部分辞去公职、离退休以及按规定经批准可以在企业的政府官员在上市公司担任独立董事，但占比已较少。有83.5%的上市公司聘请了高校学者担任独立董事，由此，可以说我国上市公司存在聘请高校学者来担任独立董事的倾向。Unif的均值为0.31，表明约有31%的上市公司董事长与总经理由同一人担任，公司治理体系还有待提升。Edu的均值为3.401，表明独立董事的学历较高，接近硕士水平。Age的均值为18.832，而我国中小企业的平均存续时间仅为3年左右，这说明上市公司的成长能力、发展能力等在我国企业中处于上游水平。Indise的均值

21、为0.375，说明在公司董事会结构中，独立董事占比已逾三分之一，独立董事制度在我国上市公司中已得到落实。State的均值为0.298，即有29.8%的上市公司为国企。改革开放以来，民营企业在数量和规模上得到了极大的发展，在市场中占据的比例逐渐提升。Big4的均值为0.298，表明上市公司在聘请会计师事务所时，更倾向于聘请本土会计师事务所，聘请国际四大会计师事务所的公司不足三分之一。Opin的均值为0.022，这说明事务所在出具审计意见时，绝大多数出具的都是标准无保留意见。Loss的均值分别为0.017，这说明上市公司连续两年出现亏损和非正常交易状态的情况较少，也间接反映出剔除A股部分上市公司后

22、，其余上市公司的经营管理与财务业绩水平相对来说是比较好的。表5：描述性统计结果变量名称观测值均值 标准差中位数最小值最大值Fraud135760.0690.254001Degree135760.1090.47204Gov135760.1650.459001Univ135760.8350.371001Unif135760.310.462001Edu135763.4011.622415Age1357618.8326.057185113Indise135760.3750.0560.3330.2140.578State135760.2980.458001Big4135760.0530.224001Op

23、in135760.0220.146001Loss135760.0170.13001（二）回归分析表6报告了模型的回归结果。在模型（2）中，政府官员型独立董事对上市公司违规倾向的影响显著为正，表明政府官员型独立董事会增加上市公司的违规倾向。与之相比，在模型（3）中，高校学者型独立董事对上市公司违规倾向的影响不显著，即高校学者型独立董事对上市公司违规倾向的影响不明显。由此表明，聘任高校学者担任独立董事的上市公司，其违规倾向更低。这一结果基本支持了假设1和假设2。表6：独立董事类型对上市公司违规倾向的影响 自变量模型1模型2Fraud（Gov）Fraud（Univ）Gov0.630*(0.100)U

24、niv0.035(0.101)Unif-0.060-0.062(0.079)(0.078)Edu-0.024-0.003(0.022)(0.022)Age0.013*0.013*(0.006)(0.006)Indise-0.041-0.099(0.629)(0.618)State-0.057-0.019(0.079)(0.078)Big4-0.435*-0.423*(0.201)(0.197)Opin0.656*0.665*(0.174)(0.171)Loss0.2390.246(0.334)(0.322)_Cons-2.110*-1.699*(0.294)(0.287)N33253325R2

25、0.0570.030注：*，*，*分别表示在10%，5%，1%的水平上显著（三）稳健性测试考虑到企业是否违规并非是外生决定或者说是随机挑选的，而是存在自选择或被选择的过程。换句话说，受到自身因素或客观条件的影响，企业成为违规公司的可能性并非是随机的。因此，仅靠普通Probit方法也许无法解决这一选择偏差，其估计的结果往往是有偏的、不一致的。鉴于此，本文使用PSM模型解决样本自选择偏差，通过倾向得分匹配处理模型中的潜在内生性，以期促使结果更加精准可靠。本文在进行PSM分析时运用了“k近邻匹配”（K-nearest Neighbor Matching）的方法，寻找倾向得分最近的个体，由于控制组个体

26、数量并不多，故选择进行有放回的一对一匹配，根据匹配后样本计算平均处理效应，式（4）为平均处理效应（ATT）估计量的表达式：ATT=1N1i:Di=1(yi-y0i) （4）其中，N1=iDi为处理组个体数，而j:Dj=0表示仅对处理组个体进行加总。类似地，也可以为控制组的每位个体j寻找处理组的相应匹配。在具体模型设定时，PSM模型的基础设定形式与Probit模型基本一致，具体形式如下： Fraud=0 +1 Gov+2 Edu+3 Age+4 Indise+5State+6 Big4+7 Opin+ 8 Loss+ （5） Fraud=0 +1 Univ+2 Edu+3 Age+4 Indis

27、e+5State+6 Big4+7 Opin+ 8 Loss+ （6） 式（5）为解释变量是政府官员型独立董事时的模型设定方程；式（6）为解释变量为高校学者型独立董事时的模型设定方程。PSM分析主要是看平均处理效应检验结果的差异一列的系数和显著性，如果显著为正，则证明官员型或教师型会显著促进违规倾向，反之是显著抑制违规倾向，不显著则为影响不明显。表7至表10报告了匹配变量Gov和Univ的回归结果，以及匹配这两个变量的平均处理效应检验结果。观察结果，可知，政府官员型独立董事的差异显著为正，而高校学者型独立董事的影响不显著。表7：匹配变量Gov的Logit回归结果变量回归系数Z值P值Unif-0

28、.018-0.190.845Edu0.206*8.090.000Age0.0111.520.129Indise-0.098-0.130.895State0.444*4.500.000Big4-0.017-0.090.925Opin0.2150.740.462Loss-0.059-0.120.903Observations3325表8：匹配变量Gov平均处理效应检验结果产出变量处理官员型非官员型差异T-stat违规倾向匹配前0.0880.0250.064*6.34匹配后0.0880.0350.052*5.02注：*，*，*分别表示在10%，5%，1%的水平上显著表9：匹配变量Univ的Logit

29、回归结果变量回归系数Z值P值Unif-0.014-0.130.899Edu0.321*10.480.000Age0.0151.540.123Indise-0.774-0.810.421State0.722*5.340.000Big4-0.139-0.590.554Opin0.2210.570.569Loss0.1530.230.816_Cons0.6181.430.151Observations3325表10：匹配变量Univ的平均处理效应检验结果产出变量处理官员型非官员型差异T统计值违规倾向匹配前0.0730.0660.0070.50匹配后0.0720.0500.0221.05（四）进一步分

30、析考虑到违规惩罚程度是4种选择的离散数据，本文采用多元有序Probit模型对违规惩罚程度进行实证分析，探究不同的董事类型对违规惩罚程度的影响情况。在此模型中，违规惩罚程度作为因变量的量表分为四级，具体模型如下： Y*=X+ （7）模型（7）是多元有序Probit模型的潜在方程，其中Y*为模型中不可直接观测的潜变量，是模型估计系数向量，X是自变量向量，是随机误差项。针对核心解释变量不同，其模型设定形式也有区别，具体形式如下： Degree=0 +1 Gov+2 Edu+3 Age+4 Indise+5State+6 Big4+7 Opin+ 8 Loss+ （8） Degree=0 +1 Uni

31、v+2 Edu+3 Age+4 Indise+5State+6 Big4+7 Opin+ 8 Loss+ （9）模型（8）为解释变量为官员型董事时的模型设定方程；模型9为解释变量为高校学者型时的模型设定方程。在模型（8）中，政府官员型独立董事对上市公式违规处罚程度的影响显著为负，表明政府官员型独立董事会减小公司的违规惩罚力度；在模型（9）中，高校学者型独立董事对上市公司违规惩罚程度的影响不显著，即高校学者型对上市公司的违规惩罚的影响不明显。表11：独立董事类型对上市公司违规所受处罚程度的影响自变量模型8模型9Degree（Gov）Degree（Univ）Gov-1.526*(0.263)Uni

32、v-0.307(0.247)Unif-0.153-0.086(0.201)(0.197)Edu0.0610.001(0.054)(0.052)Age0.0160.019(0.015)(0.015)Indise-0.614-0.122(1.489)(1.444)State0.1080.057(0.187)(0.186)Big4-4.354-4.753(146.234)(236.883)Opin0.3760.313(0.312)(0.311)Loss0.8500.776(0.526)(0.516)_ConsCut1_Cons-0.6270.507(0.701)(0.669)Cut2Cons0.27

33、91.311*(0.699)(0.672)Cut3_Cons0.4541.474*(0.700)(0.673)N239239R20.1120.0379五、研究结论与启示（一）研究结论本文主要研究结论如下：（1）官员型独董放大了上市公司的违规倾向，降低了违规处罚的力度在特殊的历史背景下，我国实行了较长时期的计划经济体制。改革开放四十年来，社会主义市场经济体制建立并逐步完善。在这样的体制下，相对来说，我国政府对经济的干预是比较多的。从某种程度上来说，权力往往意味着资源，上市公司聘请政府官员担任独立董事，而官员型独立董事天然蕴含权力寻租空间，在公司的治理体系中，无形中放大了上市公司违规而不受处罚或者

34、受较轻处罚的侥幸心理，进一步提高了公司的违规倾向。此外，由于官员型独立董事的政治身份，在上市公司违规时，在一定程度上降低了其违规所受的处罚力度。（2）学者型独董抑制了上市公司的违规倾向，对违规处罚力度的影响不明显与政府官员型独立董事相比，高校学者型独立董事掌握的多为一定范围内的教育资源，而政治资源较少，加之其具备专业优势，能够发挥积极的监督作用，因而可以抑制公司的违规倾向，但对减轻上市公司违规处罚的力度没有显著影响。（二）政策启示综合来看，在“18号文”和“11号文”的要求下，政府官员型独立董事纷纷退出上市公司的董事会，这就从根源下切断了上市公司聘请政府官员担任独立董事以构建政治关系的渠道，缓解了证券监管部门在执法过程中的顾虑，有利于保证其执法的独立性，对证券市场的秩序维护有很大贡献。结合本文的研究结论可得到以下启示。在完善上市公司治理体系的进程中，一是要坚持独立董事“去官员化”，以期保证独立董事的独立性。二是要积极推进独立董事的“专业化”、“职业化”，比如可以尝试探索建立独立董事人才市场，完善独立董事的甄选机制，对独立董事的专业能力严格把关，以求提升我国独立董事在上市公司治理中的效率。