茹昱

（上海交通大學上海高級金融學院，上海200030）

0 引言

國外經(jīng)典研究認為，監(jiān)督與咨詢是獨立董事的兩大主要職能。本文聚焦于研究獨立董事的地理特征對監(jiān)督職能與公司治理的影響機制。根據(jù)本文統(tǒng)計，我國有超過一半的上市公司聘任了異地獨立董事。從學術研究角度來說，上市公司熱衷于聘任異地獨董，這一行為是否能夠改善公司治理值得深入探討。目前，國內(nèi)專門討論異地獨董的文獻很少，期刊文獻僅孫亮等（2014）、劉春等（2015）兩篇。在梳理已有文獻的基礎上，本文將從異地獨董對公司第一類代理成本的影響出發(fā)，從大樣本實證的層面，運用多元線性回歸模型，以2006—2016年全部A股上市公司為樣本，結合公司高管權力結構、公司股東治理結構、公司規(guī)模等視角，來考察影響異地獨董對公司治理的具體影響渠道。

1 假設提出

首先，由于異地獨董常年居住在外地，地理距離的隔閡會削弱該類行為主體獲取重要信息的能力，從而影響其決策效率與職能發(fā)揮。在我國“熟人社會”的人文制度背景下，異地獨董通常較難融入公司當?shù)睾诵牡纳缃痪W(wǎng)絡，較難與所服務上市公司的員工、供應商、客戶或銀行熟識并獲得這些利益相關者們的“軟信息”。所以，公司選聘異地獨董的行為，弱化了獨立董事的監(jiān)督職能，很可能加劇公司管理層與股東之間的第一類代理問題。據(jù)此，本文提出假設1。

假設1：公司聘任異地獨董會加劇公司的第一類代理問題。

其次，考慮可能影響異地獨董與代理成本的公司治理因素，本文認為公司高管權力結構與公司董事會治理結構都會對這一機制產(chǎn)生重要影響。公司高管權力越大，就意味著第一類代理問題可能更為突出，異地獨董的存在很可能加劇這一問題。同樣，對于董事會治理結構，治理結構越弱的公司選聘異地獨董導致的代理問題會更嚴重。據(jù)此，本文提出假設2與假設3。

假設2：公司CEO權力越大，異地獨董導致的第一類代理問題越嚴重。

假設3：公司治理結構越弱，異地獨董導致的第一類代理問題越嚴重。

再次，考慮公司經(jīng)營地域范圍對異地獨董與代理成本關系的影響。如果公司經(jīng)營地域越廣泛，那么異地獨董的“異地”屬性就越不明顯，對于全國范圍經(jīng)營的大型公司來說更是如此。但是，對于集中于某地經(jīng)營的地方性上市公司而言，異地獨董的“異地”特征就會更突出、弱監(jiān)督的效果會更顯著，進而加劇代理問題。本文將采用公司規(guī)模作為經(jīng)營地域廣泛程度的代理指標，利用公司規(guī)模對樣本進行分組作實證檢驗。據(jù)此，本文提出假設4。

假設4：公司經(jīng)營地域越分散，異地獨董導致的第一類代理問題越弱化。

最后，在假設1的基礎上，本文進一步認為公司聘任異地獨董加劇代理成本的后果會體現(xiàn)在公司整體經(jīng)營績效上，即聘任異地獨董會在一定程度上降低公司的整體經(jīng)營績效。據(jù)此，本文提出假設5。

假設5：公司聘任異地獨董會弱化整體經(jīng)營績效。

2 模型構建、變量選取和數(shù)據(jù)說明

2.1 模型構建

對多元線性回歸模型設定如式（1）所示。除了被解釋變量與基本解釋變量以外，本文還加入了可能影響異地獨董與第一類代理成本關系的控制變量，從而保證結論的可靠性。為了緩解內(nèi)生性問題，本文參照主流文獻的做法，將被解釋變量設置為t+1期，解釋變量為t期。

2.2 變量選取

多元線性回歸模型的變量定義見表1。首先，基本回歸模型中，公司第一類代理成本是被解釋變量，本文采用兩種方式來衡量：一是CEO相對薪酬，即CEO薪酬/高管前三名薪酬總額，記為Pay；二是公司管理費用率，即公司管理費用/銷售收入，記為Agc。這兩個指標均是主流文獻最常用的刻畫第一類代理成本的方式。

其次，基本解釋變量為loc，代表公司是否聘任異地獨董的虛擬變量。如果公司存在異地獨董，則loc=1；不存在異地獨董，則loc=0。異地獨董的識別數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），利用“上市公司治理結構”子庫中“獨立董事與上市公司工作地點一致性統(tǒng)計”統(tǒng)計結果整理而成。值得注意的是，由于每家公司通常聘請多位獨立董事，該數(shù)據(jù)庫對異地獨董的判斷標準是按照公司會計專業(yè)獨立董事工作所在地為準，來判斷獨董與公司注冊地的“同城/異地”。并且如果一家公司中有兩個會計專業(yè)獨立董事，則只要有一人與上市公司注冊地不同就算異地。

最后，controls代表控制變量，包括產(chǎn)權性質、企業(yè)規(guī)模、杠桿率、盈利能力等基本因素，以及獨董比例、董事會規(guī)模、機構投資者持股比例、股東持股比例等公司治理結構變量。這些控制變量均可能影響異地獨董與第一類代理成本關系。

表1 變量定義

2.3 數(shù)據(jù)說明

本文原始樣本范圍是全部A股上市公司，原始數(shù)據(jù)取自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）的公司治理板塊。為了保證結論嚴謹性，本文剔除了解釋變量與控制變量數(shù)據(jù)缺失的公司。同時，基于數(shù)據(jù)可得性，本文將樣本期設定為2006—2016年。為了消除極值影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%的winsorize處理。不同于已有文獻，為了緩解樣本選擇性偏差帶來的潛在困擾，本文沒有設置較多條件來過濾樣本公司，例如，若要求公司分部經(jīng)營數(shù)據(jù)一定要完整，會過濾掉較多樣本。最終，所得全樣本的firm-year觀測值有17898個，為多元線性回歸分析提供了充足的樣本量，從樣本層面保證了結論的可靠性。

3 描述性統(tǒng)計及檢驗

3.1 變量描述性統(tǒng)計

表2是主要變量描述性統(tǒng)計結果。從表2可知，有異地獨董任職的企業(yè)占比約57%，與沒有異地獨董任職企業(yè)占比基本相當。樣本公司有55%為國企，其余為民企，占比也基本一致。其他變量并沒有出現(xiàn)異常值，整體標準差較小，整體數(shù)據(jù)質量能夠支撐多元回歸結論的可靠性。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3.2 均值檢驗與相關系數(shù)檢驗

為了進一步刻畫樣本數(shù)據(jù)的分布規(guī)律以及發(fā)掘支撐理論假設的實證論據(jù)，本文還進行了均值差異檢驗與基本變量的Pearson相關系數(shù)檢驗。表3是依據(jù)樣本公司是否有聘任異地獨董分組后，進行均值差異檢驗的結果。

表3 均值差異檢驗

均值檢驗的公式為：

表4是主要變量Pearson相關系數(shù)檢驗的結果。

表4 變量Pearson相關系數(shù)檢驗

Pearson相關系數(shù)檢驗公式為：

其中，cov(X，Y)、σX與σY分別為變量X與變量Y的協(xié)方差以及各自的標準差。從表4可知，代表異地獨董的虛擬變量loc與被解釋變量Agc、Pay都有顯著的正相關性，這說明了聘任異地獨董的公司，其第一類代理成本會高于沒有聘任異地獨董的公司，與假設1保持一致。此外，其他變量的檢驗結果也沒有出現(xiàn)異常，為下文多元線性回歸模型的可靠性進一步提供了支撐。

4 不同樣本的回歸統(tǒng)計

4.1 全樣本回歸統(tǒng)計

表5展示了全樣本回歸結果。前兩列被解釋變量為CEO相對薪酬Pay，后兩列被解釋變量為管理費用率Agc。從loc系數(shù)的顯著性來看，第2列l(wèi)oc系數(shù)為0.006，在5%的水平上顯著；第4列l(wèi)oc系數(shù)為0.027，在10%的水平上顯著。這一結果支持了假設1，在控制其他變量的基礎上，公司聘任異地獨董會加劇公司的第一類代理問題。觀測其他主要解釋變量系數(shù)，結果也符合預期，以第2列為例，獨董比例越高，董事會規(guī)模越大，其監(jiān)督效果越好，CEO相對薪酬也就越低。據(jù)此，可以認為假設1得到了驗證，即公司聘任異地獨董會加劇公司的第一類代理問題。

4.2 高管權力子樣本回歸統(tǒng)計

表6展示了高管權力子樣本的回歸結果，目的是檢驗CEO權力結構對于異地獨董與第一類代理成本的影響機制，對應的被解釋變量為CEO相對薪酬Pay。

第1列和第2列為CEO和董事長是否兩職合一的兩類樣本公司，第1列為兩職不合一的樣本（記為dual_0），第2列為兩職合一樣本（記為dual_1）。從loc的顯著性來看，在dual_1樣本中，loc的系數(shù)為0.022，在1%的水平上顯著；而在dual_0樣本中，loc的系數(shù)為0.003，并不顯著。這說明在CEO和董事長兩職合一的公司，異地獨董導致的第一類代理成本更高。

第3列和第4列為CEO年齡大小的兩類樣本公司，以年齡中位數(shù)來劃分，第3列為CEO年齡偏小的樣本（記為Age_0），第4列為CEO年齡偏大樣本（記為Age_1）。從loc的顯著性來看，在Age_1樣本中，loc的系數(shù)為0.007，在10%的水平上顯著；而在Age_0樣本中，loc的系數(shù)為0.006，并不顯著。這說明在CEO年齡較大的公司，異地獨董導致的第一類代理成本更高。

表5 全樣本回歸結果（被解釋變量Agc與Pay）

表6 高管權力結構子樣本（被解釋變量Pay）

第5列和第6列為CEO任期長短的兩類樣本公司，以任期中位數(shù)來劃分，第5列為CEO任期較短樣本（記為tenure_0），第6列為CEO任期較長樣本（記為tenure_1）。從loc的顯著性來看，在tenure_1樣本中，loc的系數(shù)為0.009，在10%的水平上顯著；而在tenure_0樣本中，loc的系數(shù)為0.006，并不顯著。這說明在CEO任期較長的公司，異地獨董導致的第一類代理成本更高。

綜上所述，在CEO權力較大的樣本，異地獨董導致的第一類代理問題會更嚴重，這一結果與假設2一致。據(jù)此，可以認為假設2得到了驗證，即CEO權力越大，異地獨董導致的第一類代理問題越嚴重。

4.3 治理結構子樣本回歸統(tǒng)計

表7展示了公司治理結構子樣本的回歸結果，目的是檢驗公司股東治理結構對于異地獨董與第一類代理成本的影響機制，對應的被解釋變量為管理費用率Agc。

表7 公司治理結構子樣本（被解釋變量Agc）

第1列和第2列為獨董比例高低的兩類樣本公司，以獨董比例中位數(shù)為劃分依據(jù)，第1列為獨董比例較低樣本（記為indep_0），第2列為獨董比例較高樣本（記為indep_1）。從loc的顯著性來看，在indep_0樣本中，loc的系數(shù)為0.032，在5%的水平上顯著；而在indep_1樣本中，loc的系數(shù)為0.022，并不顯著。這說明在獨董比例較低的公司，異地獨董導致的第一類代理成本更高。

第3列和第4列為第一大股東持股比例高低的兩類樣本，以持股比例中位數(shù)為劃分依據(jù)，第3列為持股比例較低樣本（記為block_0），第4列為持股比例較高樣本（記為block_1）。從loc的顯著性來看，在block_0樣本中，loc的系數(shù)為0.056，在10%的水平上顯著；而在block_1樣本中，loc的系數(shù)為0.002，并不顯著，說明在第一大股東持股比例較低的公司，異地獨董導致的第一類代理成本更高。

第5列和第6列為前十大股東持股比例高低的兩類樣本公司，所得回歸結果與第一大股東持股比例高低子樣本一致，即在前十大股東持股比例較低的公司，異地獨董導致的第一類代理成本更高。

綜上所述，在治理結構較弱的樣本，異地獨董導致的第一類代理問題會更嚴重，這一結果與假設3一致。據(jù)此，可以認為假設3得到了驗證，即董事會治理結構越弱，異地獨董導致的第一類代理問題越嚴重。

4.4 公司規(guī)模子樣本回歸統(tǒng)計

表8展示了公司規(guī)模子樣本的回歸結果，目的是檢驗公司經(jīng)營地域范圍大小對于異地獨董與第一類代理成本的影響機制。

表8 公司規(guī)模子樣本（被解釋變量Agc與Pay）

按公司資產(chǎn)規(guī)模中位數(shù)將全樣本劃分為兩個分組，第1列和第2列的被解釋變量為管理費用率Agc，第3列和第4列的被解釋變量為CEO相對薪酬Pay。從結果可見，在Agc_small樣本中，loc的系數(shù)為0.058，在10%的水平上顯著；在Agc_big樣本中，loc的系數(shù)為-0.002，不顯著；在Pay_small樣本中，loc的系數(shù)為0.007，且在10%的水平上顯著；在Pay_big樣本中，loc的系數(shù)為0.005，但不顯著。這一結果說明，在小公司樣本里，異地獨董能顯著加劇第一類代理問題，但在大公司樣本里，這一效應并不顯著。通常來講，公司規(guī)模與公司地域經(jīng)營范圍是正相關的，因此這一結果也說明公司的經(jīng)營地域越廣泛，異地獨董導致的第一類代理問題越會被弱化。綜上所述，可以認為假設4得到了驗證，即公司經(jīng)營地域越集中，異地獨董導致的第一類代理問題越嚴重。

4.5 異地獨董對整體經(jīng)營業(yè)績影響的回歸統(tǒng)計

上文的實證結果支持了假設1，即異地獨董能夠加劇公司第一類代理成本問題，因此對異地獨董與公司整體經(jīng)營業(yè)績的關系作進一步實證檢驗。更換過被解釋變量的多元線性回歸模型如式（4）所示：

表9是回歸結果，其中前兩列被解釋變量為公司的銷售利潤率ros，后兩列被解釋變量為公司毛利率gross。從表9可知，異地獨董的存在會在一定程度上削弱經(jīng)營績效。這一結論與孫亮等（2014）的發(fā)現(xiàn)并不矛盾，文獻中認為異地獨董能顯著提高該類獨董所在的異地分部的經(jīng)營績效。而本文從全樣本出發(fā)，實證發(fā)現(xiàn)了聘任異地獨董對公司整體績效存在一定程度的損耗，背后的機理在于：異地獨董加劇了公司代理成本，從而對整體績效產(chǎn)生了一定的負面影響。據(jù)此，可以認為假設5得到了驗證，即公司聘任異地獨董會弱化整體經(jīng)營績效。

表9 異地獨董對公司整體經(jīng)營業(yè)績的影響

5 結論

本文從異地獨董對代理成本的影響這一視角出發(fā)，以2006—2016年全部A股上市公司為樣本，從大樣本實證分析發(fā)現(xiàn)了如下結論：第一，公司聘任異地獨董會加劇公司的第一類代理問題；第二，公司CEO權力越大，異地獨董導致的第一類代理問題越嚴重；第三，公司治理結構越弱，異地獨董導致的第一類代理問題越嚴重；第四，公司經(jīng)營地域越分散，異地獨董導致的第一類代理問題越弱化；第五，公司聘任異地獨董會對整體經(jīng)營績效產(chǎn)生一定程度的損耗。

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