嵇尚洲，田思婷

（上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 金融管理學(xué)院，上海 201620）

0 引言

董事會(huì)是企業(yè)獲得政治關(guān)聯(lián)的重要途徑，董事會(huì)本身是企業(yè)與外部建立聯(lián)系的重要窗口。上市公司傾向于聘請(qǐng)現(xiàn)任或者是曾經(jīng)任職的政府官員、人大代表及政協(xié)委員作為公司的獨(dú)立董事，這種聘請(qǐng)有著政治關(guān)聯(lián)性質(zhì)的官員作為獨(dú)立董事的現(xiàn)象在我國的上市公司中早已屢見不鮮，這就是通常人們所說的“官員獨(dú)董”現(xiàn)象，“官員獨(dú)董”自身的官本位思想與現(xiàn)今市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)法則下強(qiáng)調(diào)市場(chǎng)主導(dǎo)資源配置的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)明顯不相符合。針對(duì)這一現(xiàn)狀，國家于2013年10月19日出臺(tái)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》（以下簡(jiǎn)稱《意見》，這一文件出臺(tái)后，A股上市公司的獨(dú)立董事紛紛發(fā)布辭職公告，A股主板市場(chǎng)掀起了獨(dú)立董事的辭職潮。

本文從官員獨(dú)立董事角度研究政治關(guān)聯(lián)影響，立足于獨(dú)立董事監(jiān)督機(jī)制作用的發(fā)揮，聚焦研究官員獨(dú)立董事辭職對(duì)于企業(yè)過度投資和總經(jīng)理變更產(chǎn)生的影響，同時(shí)對(duì)由此而形成的對(duì)企業(yè)的股票回報(bào)率影響進(jìn)行研究。本文旨在研究《意見》出臺(tái)后引發(fā)的官員獨(dú)立董事辭職潮對(duì)企業(yè)市場(chǎng)業(yè)績(jī)是否會(huì)造成影響這一問題，并通過官員獨(dú)立董事辭職潮對(duì)企業(yè)投資行為以及高管變更的影響細(xì)化研究其對(duì)企業(yè)市場(chǎng)業(yè)績(jī)的影響。

1 理論分析與研究假設(shè)

（1）官員獨(dú)立董事與投資決策

我國學(xué)者從不同角度發(fā)揮企業(yè)建立政治關(guān)聯(lián)會(huì)導(dǎo)致過度投資行為。張?chǎng)┑龋?013）[1]從企業(yè)獲得融資支持角度，發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)為民營(yíng)企業(yè)獲得更多銀行貸款，更容易擴(kuò)大企業(yè)的投資支出；Chow等(2012)[2]則發(fā)現(xiàn)擁有政治關(guān)聯(lián)獨(dú)立董事的民營(yíng)企業(yè)的地域以及行業(yè)多元化程度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于非政治關(guān)聯(lián)的民營(yíng)企業(yè)；而一些學(xué)者新的研究結(jié)果表明擁有獨(dú)立董事政治聯(lián)系的企業(yè)存在更大的過度投資概率。上述文獻(xiàn)都認(rèn)為官員獨(dú)董會(huì)導(dǎo)致企業(yè)過度投資，當(dāng)官員獨(dú)董減少，企業(yè)可獲得金融資源減少，跨行業(yè)和跨區(qū)域的并購減少，因此過度投資可能性減少。由此提出假設(shè)：

假設(shè)1：當(dāng)企業(yè)官員獨(dú)董辭職，企業(yè)過度投資可能性減少。

（2）官員獨(dú)立董事與高管變更

學(xué)者們普遍發(fā)現(xiàn)企業(yè)政治關(guān)聯(lián)與高管變更存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。Rachpradit（2012）[3]發(fā)現(xiàn)具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)CEO離職的概率小。國內(nèi)學(xué)者研究結(jié)果顯示企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)顯著降低了企業(yè)高管變更的可能性，而且在制度環(huán)境較落后的地區(qū)，企業(yè)政治關(guān)聯(lián)對(duì)于企業(yè)高管變更與企業(yè)業(yè)績(jī)敏感性有更加顯著的負(fù)相關(guān)性。上述文獻(xiàn)反映企業(yè)政治關(guān)聯(lián)會(huì)扭曲高管變更與企業(yè)業(yè)績(jī)之間的關(guān)系，官員獨(dú)立董事辭職，企業(yè)政治關(guān)聯(lián)減少將會(huì)恢復(fù)企業(yè)正常的治理機(jī)制，高管變更可能性增加，與企業(yè)業(yè)績(jī)關(guān)系更敏感。由此提出假設(shè)：

假設(shè)2：官員獨(dú)董辭職有利于提升高管變更與業(yè)績(jī)的敏感性。

（3）官員獨(dú)立董事與企業(yè)業(yè)績(jī)的關(guān)系

政治關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)的影響被概括為“扶持之手”和“掠奪之手”[4]，“扶持之手”認(rèn)為政治關(guān)聯(lián)會(huì)給企業(yè)帶來金融、稅收便利等資源[5]，廣泛的政治關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，良好的公眾形象等?！奥訆Z之手”則認(rèn)為政府會(huì)通過對(duì)企業(yè)強(qiáng)制性的行政干預(yù)來轉(zhuǎn)移企業(yè)價(jià)值[6]。

在我國企業(yè)現(xiàn)有經(jīng)營(yíng)環(huán)境下，政府部門，尤其是地方政府部門出于自身的政治晉升目標(biāo)，通常都會(huì)有極其強(qiáng)烈的欲望和動(dòng)機(jī)干預(yù)地方企業(yè)的并購活動(dòng)，這是地方政府“掠奪之手”損害企業(yè)價(jià)值的一種渠道；同時(shí)，對(duì)企業(yè)高管變更的影響，使得董事會(huì)的監(jiān)督效率顯著減弱，這是政府“掠奪之手”毀損企業(yè)價(jià)值的又一種路徑。而且具有政治關(guān)聯(lián)的民營(yíng)企業(yè)會(huì)出現(xiàn)冗員現(xiàn)象，造成企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值的毀損。由“掠奪之手”假說，官員獨(dú)立董事會(huì)導(dǎo)致企業(yè)過度投資、企業(yè)冗員等現(xiàn)象，而官員獨(dú)立董事辭職有助于緩解這些問題，有利于企業(yè)業(yè)績(jī)提升。由“扶持之手”假說，官員獨(dú)立董事會(huì)為企業(yè)帶來融資便利和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等外部資源，這種資源效應(yīng)有利于提升企業(yè)業(yè)績(jī)。但企業(yè)過度依賴于政府資源會(huì)削弱企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能力，官員獨(dú)董辭職減少企業(yè)對(duì)政府資源依賴，有利于提升企業(yè)長(zhǎng)期業(yè)績(jī)。由此提出了假設(shè)：

假設(shè)3：官員獨(dú)董辭職有利于企業(yè)提升業(yè)績(jī)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本說明

本文整理了2013年10月19日《意見》出臺(tái)直至2015年12月31日為止滬深兩市主板市場(chǎng)獨(dú)立董事的辭職公告數(shù)據(jù)，并通過考察眾辭職獨(dú)立董事的政治背景，得到了滬深兩市主板市場(chǎng)上市公司官員獨(dú)立董事辭職的相關(guān)數(shù)據(jù)。其中，獨(dú)立董事的辭職公告數(shù)據(jù)來自于巨潮資訊網(wǎng)，辭職獨(dú)立董事的背景信息摘自于問財(cái)財(cái)經(jīng)百科及百度百科。

本文選用滬深主板市場(chǎng)2013年至2015年共3年的所有上市公司為研究樣本，剔除如下上市公司：（1）金融行業(yè)內(nèi)的上市公司；（2）上市年份少于3年的上市公司；（3）部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的上市公司，共得到3960個(gè)有效觀測(cè)值。本文使用的數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，國有企業(yè)界定標(biāo)準(zhǔn)為上市公司實(shí)際控制人性質(zhì)，辭職獨(dú)立董事數(shù)據(jù)整理于巨潮資訊網(wǎng)及上交所網(wǎng)站、深交所網(wǎng)站。

2.2 模型構(gòu)建和變量選取

首先借鑒Richardson（2006）及國內(nèi)學(xué)者改良的投資期望模型來估計(jì)企業(yè)的投資水平。具體使用如下模型：

其中，Investnew,t衡量企業(yè)當(dāng)年的新增投資水平，具體計(jì)算方法為（資本支出+并購支出-出售長(zhǎng)期資產(chǎn)收入-折舊）/總資產(chǎn)，數(shù)據(jù)均取自于企業(yè)的現(xiàn)金流量表（前三項(xiàng)為直接法計(jì)算得出、最后一項(xiàng)折舊為間接法計(jì)算得出）及資產(chǎn)負(fù)債表；Tobingt-1衡量企業(yè)上一年度的成長(zhǎng)能力及投資機(jī)會(huì)；Levt-1為企業(yè)上一年度的資產(chǎn)負(fù)債率；Casht-1為企業(yè)上一年度持有的貨幣資金規(guī)模；Aget-1為企業(yè)的上市年限，取其上一年度上市年限的自然對(duì)數(shù)；Sizet-1衡量企業(yè)規(guī)模，用企業(yè)上一年度總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示；ROAt-1為企業(yè)的總資產(chǎn)報(bào)酬率；Investt-1表示企業(yè)上一年度的新增投資水平。模型（1）估計(jì)得到的殘差（Xinvest）用來衡量企業(yè)的投資效率，若殘差>0則表示企業(yè)發(fā)生過度投資，否則出現(xiàn)投資不足。

若Xinvest>0，即企業(yè)發(fā)生過度投資的情況，作為官員獨(dú)立董事辭職行為與企業(yè)市場(chǎng)業(yè)績(jī)關(guān)系研究的子假設(shè)。分析官員獨(dú)立董事辭職對(duì)企業(yè)過度投資會(huì)產(chǎn)生何種影響，具體模型如下：

首先，被解釋變量為企業(yè)的過度投資水平OverInv，可定義為“實(shí)際投資減去適度投資得到的正的差額”，由投資期望模型（1）中的殘差項(xiàng)ξ＞0可得；其次，解釋變量為官員獨(dú)立董事辭職與否（Resign）的虛擬變量；再次，由于官員獨(dú)立董事的存在使得企業(yè)具有政治關(guān)聯(lián)性，而企業(yè)的這種政治關(guān)聯(lián)又易于使得高管人員在進(jìn)行投資活動(dòng)時(shí)過度自信，這就會(huì)加劇企業(yè)的過度投資狀況，從而抑制企業(yè)市場(chǎng)業(yè)績(jī)的改善。高管的過度自信一般用其相對(duì)報(bào)酬來衡量，所以模型（2）引入高管相對(duì)薪酬（COMP）變量以及其與官員獨(dú)立董事辭職與否（Resign）變量的交互項(xiàng)，以檢驗(yàn)高管相對(duì)薪酬對(duì)企業(yè)過度投資水平—官員獨(dú)立董事辭職行為敏感性的影響。其中，高管薪酬選取上市公司年報(bào)披露的“前三名高管的薪酬總額”，并根據(jù)2012年證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類（CSRC）進(jìn)行虛擬變量處理；另外，引入國有企業(yè)虛擬變量（SOE）考察國有及非國有企業(yè)中官員獨(dú)立董事辭職對(duì)企業(yè)過度投資水平的影響是否相同；同時(shí)，模型（2）也控制了公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、第一大股東持股比例（Top1）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)立董事比例（NED）、董事長(zhǎng)總經(jīng)理是否合一（MS）、高管持股比例（MP）、年度（Year）、行業(yè)（Industry）這些變量。

在進(jìn)行官員獨(dú)立董事辭職行為與企業(yè)高管變更的關(guān)系研究時(shí)，采用的具體模型如下：

首先，模型（3）的被解釋變量為企業(yè)高管變更（Dismiss）的虛擬變量，其數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫中各上市公司相關(guān)公告，其中有變更董事長(zhǎng)或總經(jīng)理的上市公司標(biāo)記為1，否則標(biāo)記為0；其次，模型（3）的解釋變量仍為官員獨(dú)立董事辭職與否（Resign）的虛擬變量，同時(shí)企業(yè)上一年度會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)狀況對(duì)于企業(yè)高管是否會(huì)發(fā)生變更以及企業(yè)官員獨(dú)立董事辭職是否會(huì)影響企業(yè)高管發(fā)生變更都有重大影響，所以模型（3）引入了企業(yè)會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)的代理變量——資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）以及資產(chǎn)報(bào)酬率同官員獨(dú)立董事辭職與否的交互項(xiàng)，以檢驗(yàn)資產(chǎn)報(bào)酬率變量對(duì)企業(yè)高管變更—官員獨(dú)立董事辭職行為敏感性的影響；另外，引入國有企業(yè)虛擬變量（SOE），以分別考察國有及非國有企業(yè)中官員獨(dú)立董事辭職對(duì)企業(yè)高管變更可能性的影響；同時(shí)模型（3）也控制了公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、第一大股東持股比例（Top1）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)立董事比例（NED）、董事長(zhǎng)總經(jīng)理是否合一（MS）、高管持股比例（MP）、年度（Year）、行業(yè)（Industry）這些常見變量。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)特征

表1至表3中列出了主要的變量數(shù)據(jù)，首先進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，Ratio_officail等于官員獨(dú)董數(shù)量/獨(dú)立董事數(shù)量，從官員獨(dú)董的均值和標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)據(jù)來看，上市公司之間在聘請(qǐng)官員獨(dú)董方面差異較大；同樣從上市公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平數(shù)據(jù)分析，波動(dòng)同樣也很大。

表1 2013-2015年OverInv（取自模型（1）殘差Xinvest＞0）

表2 其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 主要變量相關(guān)系數(shù)

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 OLS回歸結(jié)果

對(duì)模型（3）進(jìn)行OLS回歸，結(jié)果見表4和表5。

模型（3）BP檢驗(yàn)的chi2(1)=25.20，Prob>chi2=0.0000<0.05，所以此回歸方程不能排除異方差的可能。經(jīng)robust命令后，模型（3）提供的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤是適切的，從而使得回歸結(jié)果更加穩(wěn)健。模型（3）的平均VIF值大于1，且各單變量的VIF值均小于10，這說明模型（3）并不存在多重共線性問題。

3.2 結(jié)果討論

從表4的回歸結(jié)果可以看出：官員獨(dú)立董事的辭職行為對(duì)企業(yè)高管的變更產(chǎn)生了顯著的正向效應(yīng)，即存在辭職官員獨(dú)立董事的企業(yè)其高管更易發(fā)生變更，假設(shè)2得到驗(yàn)證；其次，企業(yè)上一年度的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)狀況與企業(yè)高管的變更情況呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說明上一年度會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)較差的企業(yè)為了改善其業(yè)績(jī)會(huì)更容易做出更換原高管人員的行為，從而改善未來市場(chǎng)業(yè)績(jī)；然而，官員獨(dú)立董事辭職與企業(yè)上一年度會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)的交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)高管變更并沒有產(chǎn)生顯著影響，這說明企業(yè)上一年度會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)水平如何對(duì)于官員獨(dú)立董事辭職行為對(duì)企業(yè)高管變更產(chǎn)生影響的敏感性作用并不顯著；再次，企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)高管變更呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，這說明總負(fù)債占總資產(chǎn)的比重越高，企業(yè)原高管人員越容易發(fā)生變更，過高的資產(chǎn)負(fù)債率通常被認(rèn)為企業(yè)是負(fù)債經(jīng)營(yíng)的，而企業(yè)的負(fù)債經(jīng)營(yíng)給企業(yè)帶來的高風(fēng)險(xiǎn)，也更容易導(dǎo)致企業(yè)對(duì)原高管人員進(jìn)行變更；另外，企業(yè)高管持股比例與企業(yè)的高管變更呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說明高管人員所持股份占企業(yè)總股本比重越高，企業(yè)越不容易發(fā)生原高管人員的更替行為；同時(shí)，國有企業(yè)虛擬變量SOE顯著影響了企業(yè)的高管變更行為（在1%的水平上），這說明企業(yè)性質(zhì)的不同會(huì)對(duì)企業(yè)高管變更情況產(chǎn)生顯著的影響。

表4 整體OLS回歸結(jié)果

表5 按企業(yè)性質(zhì)OLS回歸對(duì)比結(jié)果

將觀測(cè)樣本按照企業(yè)性質(zhì)進(jìn)行分類，分別得到了2486個(gè)國有企業(yè)的有效觀測(cè)值，以及1474個(gè)非國有企業(yè)的有效觀測(cè)值，對(duì)官員獨(dú)立董事辭職行為與企業(yè)高管變更行為間的關(guān)系進(jìn)行對(duì)比回歸分析（見表5）。從回歸結(jié)果可以看出：對(duì)于國有企業(yè)來說，官員獨(dú)立董事的辭職行為顯著影響了企業(yè)的高管變更情況，但其上一年度的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)狀況卻對(duì)其高管變更情況沒有顯著影響，這說明國有企業(yè)十分看重其官員獨(dú)立董事給企業(yè)帶來的政治資源，而這種政治關(guān)聯(lián)性也在一定程度上抑制了企業(yè)進(jìn)行高管變更。即使是在企業(yè)上一年度會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)不佳的情況下，官員獨(dú)立董事不辭職，國有企業(yè)高管發(fā)生變更的可能性就越小，進(jìn)而企業(yè)市場(chǎng)業(yè)績(jī)改善的可能性也就越??；而對(duì)于非國有企業(yè)，雖然其官員獨(dú)立董事的辭職行為同樣顯著影響其高管變更情況，但更強(qiáng)的市場(chǎng)性使得其高管變更情況同樣受到企業(yè)上一年度會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)狀況的顯著影響，即企業(yè)上一年度會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)?nèi)舨患?，其原高管人員發(fā)生更換的可能性就越大，從而其當(dāng)年市場(chǎng)業(yè)績(jī)提升的可能性也就越大。

另外，在控制回歸方程年度效應(yīng)及行業(yè)效應(yīng)時(shí)，回歸結(jié)果顯示17個(gè)門類行業(yè)中（剔除樣本不包含的金融業(yè)及居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)），大部分行業(yè)其企業(yè)官員獨(dú)立董事辭職與否與企業(yè)內(nèi)部高管的變更情況之間不存在顯著的相關(guān)性。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為解決內(nèi)生性問題，本文利用《意見》頒布形成的外部沖擊對(duì)官員獨(dú)立董事辭職對(duì)企業(yè)治理績(jī)效的影響進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)，以2013年作為觀察期，研究2013年以前與2013年以后股票收益率（RET）的變化。檢驗(yàn)2012年RET與2014-2015年的RET相比是否存在顯著差異。

如果企業(yè)在這一時(shí)期內(nèi)官員獨(dú)董辭職，則將其定義為“處理組”，虛擬變量Transform取值為1;如果企業(yè)在整個(gè)樣本期內(nèi)沒有發(fā)生官員獨(dú)董辭職，則將其定義為“對(duì)照組”，Transform取值為0。After是代表2013年前后時(shí)段的一個(gè)虛擬變量，2013年前取值為0，2013年后取值為1。交互項(xiàng)Transform×After是反映t時(shí)段樣本企業(yè)i是否發(fā)生了官員獨(dú)董辭職。若官員獨(dú)董辭職確實(shí)能提高企業(yè)的治理績(jī)效，那么交互項(xiàng)的系數(shù)α4為正。采用前述控制變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸（見表6），對(duì)行業(yè)和年度進(jìn)行控制。

表6的回歸結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)，通過18號(hào)文頒布形成的自然實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)，對(duì)官員獨(dú)董辭職形成的治理效應(yīng)進(jìn)行研究，檢驗(yàn)結(jié)果與前述結(jié)論保持一致。

表6 回歸結(jié)果

5 結(jié)束語

本文對(duì)上市公司官員獨(dú)董辭職對(duì)董事會(huì)治理行為和企業(yè)業(yè)績(jī)的影響進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)官員獨(dú)董辭職有利于上市公司業(yè)績(jī)提升，官員獨(dú)董辭職對(duì)企業(yè)過度投資形成了明顯抑制。本文的實(shí)證分析結(jié)果說明府采取措施約束官員（離退休）擔(dān)任上市公司獨(dú)董起到了積極作用，有利于規(guī)范上市公司董事會(huì)治理。