車菲 蔣艷 金思瑤

【摘要】以2015 ～ 2017年A股非金融類上市公司為研究對(duì)象， 考察獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響及地區(qū)差異性的調(diào)節(jié)作用。 研究發(fā)現(xiàn)， 增加獨(dú)董薪酬和聘任具有金融背景的獨(dú)董都能顯著提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平， 但獨(dú)董薪酬的激勵(lì)作用在東部地區(qū)更顯著， 而獨(dú)董金融背景的資源效應(yīng)則在中西部地區(qū)更顯著。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 在獨(dú)董作用于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的機(jī)制中， 獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景存在著相輔相成的互補(bǔ)效應(yīng)， 并且這種互補(bǔ)效應(yīng)在中西部地區(qū)更強(qiáng)。

【關(guān)鍵詞】風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān);獨(dú)董薪酬;獨(dú)董金融背景;地區(qū)差異性

【中圖分類號(hào)】 F275 ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A ? ? ?【文章編號(hào)】1004-0994（2020）11-0127-9

一、引言

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要影響， 較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平意味著更多的資本性支出， 如研發(fā)支出與固定資產(chǎn)投資[1] ， 而較低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平則限制了企業(yè)的各種投資決策， 甚至?xí)o企業(yè)帶來財(cái)務(wù)危機(jī)。 因此， 風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力的培育對(duì)于企業(yè)的生存和發(fā)展異常重要， 企業(yè)在治理過程中應(yīng)多關(guān)注風(fēng)險(xiǎn)的防范問題。

現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的研究主要聚焦于其影響因素， 這些因素主要包括國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、全球化進(jìn)程、市場(chǎng)化進(jìn)程、宗教等。 然而， 極少有學(xué)者研究高管薪酬對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響。 通常來說， 高管是通過聲譽(yù)機(jī)制和激勵(lì)機(jī)制發(fā)揮作用的， 而激勵(lì)機(jī)制又主要分為股權(quán)激勵(lì)和薪酬激勵(lì)。 許多研究都認(rèn)為薪酬激勵(lì)是促使管理者努力工作進(jìn)而提升企業(yè)價(jià)值的有效機(jī)制之一[2] 。 當(dāng)公司采取適當(dāng)?shù)男匠昙?lì)方式對(duì)高管進(jìn)行激勵(lì)時(shí)， 高管將會(huì)增加投入以確保公司績(jī)效的提升， 因此高管獲得的報(bào)酬激勵(lì)是其提升企業(yè)績(jī)效的重要?jiǎng)恿? 當(dāng)高管的薪酬過低時(shí)， 會(huì)存在激勵(lì)不足問題， 不利于調(diào)動(dòng)高管履職的積極性， 由此造成公司高管變更與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間敏感性的降低以及公司盈余管理程度的提高[3] 。

獨(dú)立董事（簡(jiǎn)稱“獨(dú)董”）作為高管的一份子， 具有豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)和理論知識(shí)以及較強(qiáng)的外部獨(dú)立性， 對(duì)企業(yè)主要負(fù)有監(jiān)督、咨詢的職責(zé)。 近年來， 有學(xué)者提出獨(dú)董制度的主要功能是“風(fēng)險(xiǎn)防護(hù)”， 即降低管理層因?yàn)闆Q策或經(jīng)營(yíng)上可能的失誤而面臨的法律風(fēng)險(xiǎn)， 具體包括提高公司被提起股東代表訴訟等的門檻以及降低公司進(jìn)入訴訟階段后被陪審團(tuán)定罪的概率[4] 。 鄭曉倩[5] 研究發(fā)現(xiàn)， 獨(dú)董比例與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平顯著正相關(guān)。 因此， 合理增加獨(dú)董薪酬可以促使其更努力地工作， 激發(fā)其潛能， 可能使其更敏銳地發(fā)現(xiàn)企業(yè)現(xiàn)有或潛在的問題， 提出更具建設(shè)性的意見， 促使企業(yè)更好地控制風(fēng)險(xiǎn)， 提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

然而， 也有學(xué)者認(rèn)為薪酬激勵(lì)并沒有對(duì)獨(dú)董發(fā)揮作用， 學(xué)界稱其為“花瓶獨(dú)董”。 研究結(jié)果表明， 獨(dú)董不能有效發(fā)揮作用的原因在于： 一是獨(dú)董為了獲得自身的報(bào)酬和利益而采取風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為， 即不作為; 二是獨(dú)董受到了強(qiáng)大的“壓力”以至于其無法發(fā)揮作用， 這種“壓力”來源于企業(yè)內(nèi)部或企業(yè)外部。 通常來說， 獨(dú)董的經(jīng)驗(yàn)越豐富、資歷越深， 則其素質(zhì)越高、能力越強(qiáng)、價(jià)值越大。 獨(dú)董的“資源”作為其能力的一部分， 會(huì)影響?yīng)毝墓ぷ餍剩?進(jìn)而可能對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平產(chǎn)生影響。 眾多學(xué)者已就獨(dú)董“資源”問題展開了大量的研究并取得了豐富的成果， 一般可將獨(dú)董分為官員獨(dú)董、學(xué)者獨(dú)董和行業(yè)獨(dú)董三種類型[6，7] 。 多數(shù)研究都集中于獨(dú)董的“資源”支持及其職能作用的發(fā)揮對(duì)公司績(jī)效的影響， 尤其是官員獨(dú)董和財(cái)務(wù)獨(dú)董， 但是對(duì)于獨(dú)董金融背景的研究較少。

實(shí)際上， 具有金融背景的獨(dú)董通常具有以下優(yōu)勢(shì)： 一是其與金融機(jī)構(gòu)（如銀行等）的密切關(guān)系可以為企業(yè)帶來更易獲取貸款資格以及取得更多貸款的社會(huì)資源; 二是其特有的對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的敏感性可以為企業(yè)預(yù)測(cè)并防范潛在的風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮積極作用。 因此， 具有金融背景的獨(dú)董相比于具有其他類型背景的獨(dú)董更可能預(yù)測(cè)到企業(yè)存在的潛在風(fēng)險(xiǎn)， 同時(shí)通過監(jiān)督企業(yè)的經(jīng)營(yíng)運(yùn)作發(fā)現(xiàn)問題并給出改進(jìn)建議， 使企業(yè)能夠及時(shí)且有效地進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)防控， 進(jìn)而提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 除此之外， 來自于企業(yè)外部的壓力主要有政策、環(huán)境的影響。 例如地區(qū)金融市場(chǎng)化程度較低時(shí)， 信息不對(duì)稱問題相對(duì)更嚴(yán)重， 那么此時(shí)獨(dú)董更能夠發(fā)揮其金融背景的“資源”效應(yīng)， 當(dāng)公司聘任具有金融背景的獨(dú)董時(shí)， 獨(dú)董薪酬激勵(lì)可以更有效地促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升。

鑒于此， 本文以2015 ～ 2017年A股非金融類上市公司為研究對(duì)象， 考察獨(dú)董薪酬和獨(dú)董金融背景對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響及其具體作用路徑。 與以往的研究相比， 本文的貢獻(xiàn)主要在于： 第一， 對(duì)獨(dú)董薪酬激勵(lì)作用于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的路徑進(jìn)行深入分析， 探索其作用方式及地區(qū)影響， 為企業(yè)對(duì)獨(dú)董薪酬設(shè)定的合理性提供有力的依據(jù); 第二， 對(duì)獨(dú)董金融背景的價(jià)值進(jìn)行深入探討， 豐富獨(dú)董“資源”對(duì)提升企業(yè)價(jià)值方面的研究， 為企業(yè)聘任獨(dú)董的類型提供借鑒意義; 第三， 進(jìn)一步探究獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景的互補(bǔ)效應(yīng)以及該效應(yīng)的地區(qū)差異性， 為不同地區(qū)上市公司提高獨(dú)董價(jià)值提供理論支撐。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）獨(dú)董薪酬與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平

基于理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)， 當(dāng)獨(dú)董履職需要投入很多的時(shí)間與精力而給予的報(bào)酬又較低時(shí)， 會(huì)產(chǎn)生激勵(lì)不足的問題， 就難以指望其更好地履職盡責(zé)[8] ， 并且董事會(huì)工作面臨風(fēng)險(xiǎn)， 如遭受投資者投訴、監(jiān)管機(jī)構(gòu)處罰等， 因此獨(dú)董不可能做一項(xiàng)回報(bào)低、風(fēng)險(xiǎn)大且可能承擔(dān)較大責(zé)任的工作[9] 。 已有研究也證實(shí)， 獨(dú)董履職情況及其監(jiān)督職能的發(fā)揮受到薪酬激勵(lì)的影響[10] 。 過低的薪酬會(huì)降低獨(dú)董參加董事會(huì)會(huì)議的意愿， 而過高的薪酬又會(huì)造成獨(dú)董不對(duì)董事會(huì)議案提出異議[3] 。 現(xiàn)有研究中也有學(xué)者對(duì)高管薪酬激勵(lì)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間的關(guān)系做了研究。 張瑞君等[11] 認(rèn)為， 貨幣薪酬激勵(lì)的增加能提升高管承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的水平， 并且在國(guó)有企業(yè)以及成長(zhǎng)性較低的公司， 貨幣薪酬與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平之間的正相關(guān)關(guān)系較弱; 而高管內(nèi)部薪酬差距與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平負(fù)相關(guān)[12] 。 但對(duì)此有學(xué)者存在不同觀點(diǎn)， 如朱曉琳、方擁軍[13] 發(fā)現(xiàn)， 高管團(tuán)隊(duì)薪酬差距能夠提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平， 但這一激勵(lì)效應(yīng)僅存在于非國(guó)有企業(yè)。 這種差異可能是樣本選取或者是變量定義的不同造成的。

我國(guó)上市公司大多傾向于聘請(qǐng)教育背景良好的專家、大學(xué)知名教授等具有良好聲譽(yù)的群體擔(dān)任獨(dú)董， 盡管他們可以從上市公司獲取薪酬和津貼等貨幣性收入， 但是相對(duì)于其本職工作而言， 這部分收入所占比例并不高， 因此， 獨(dú)董對(duì)上市公司的薪酬依賴性不強(qiáng)， 從而有助于其保持獨(dú)立性[7] 。 而獨(dú)董受到聲譽(yù)機(jī)制的限制， 在執(zhí)業(yè)過程中會(huì)表現(xiàn)出“不求有功， 但求無過”的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避特征。 按照風(fēng)險(xiǎn)和收益對(duì)等的原則， 更高風(fēng)險(xiǎn)的決策往往要求對(duì)應(yīng)更高的報(bào)酬， 當(dāng)獨(dú)董在履職過程中面臨的風(fēng)險(xiǎn)上升時(shí)， 理論上其獲得的報(bào)酬也應(yīng)增加。 反之， 在增加獨(dú)董薪酬的同時(shí)， 會(huì)提升其承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的意愿， 進(jìn)而更好地發(fā)揮其監(jiān)督和咨詢職能， 促使上市公司的管理層增加資本支出和風(fēng)險(xiǎn)投資， 從而使企業(yè)價(jià)值快速增長(zhǎng)， 提高企業(yè)績(jī)效和增加股東財(cái)富， 進(jìn)而提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 總的來說， 獨(dú)董作為上市公司中比較特殊的監(jiān)管人員， 合理增加獨(dú)董的薪酬能夠激發(fā)其工作積極性， 促進(jìn)其作用的有效發(fā)揮， 進(jìn)而提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

在我國(guó)的不同地區(qū)， 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大的差異。 在東部地區(qū)， 消費(fèi)水平較高， 人們需要獲得高水平的工資來維持日常生活所需， 因此其對(duì)獲得更高水平薪酬的期望相對(duì)于中西部來說更高。 但在中西部地區(qū)， 消費(fèi)水平相對(duì)較低， 適當(dāng)?shù)墓べY水平就可以滿足人們的生活所需， 這減弱了其努力工作以獲得更多報(bào)酬的動(dòng)機(jī)。 因此， 相比于中西部地區(qū)， 獨(dú)董薪酬的激勵(lì)作用在東部地區(qū)更顯著。 綜上所述， 提出本文的假設(shè)1。

假設(shè)1： 增加獨(dú)董薪酬能夠提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平， 這種激勵(lì)作用在東部地區(qū)更顯著。

（二）獨(dú)董金融背景與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平

根據(jù)代理理論， 獨(dú)董對(duì)公司發(fā)揮著監(jiān)督和咨詢作用， 其所擁有的社會(huì)“資源”對(duì)于公司而言通常具有較高的價(jià)值。 近年來， 有學(xué)者對(duì)獨(dú)董背景與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)系做了研究， 認(rèn)為獨(dú)董背景大致可分為政治背景、教育背景、海外背景、金融背景等幾個(gè)方面。 周為[14] 指出， 教育背景會(huì)通過影響管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好而作用于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 宋建波等[15] 、王化成等[16] 的研究表明， 海歸高管能夠提升企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平， 高管團(tuán)隊(duì)中海歸的人數(shù)越多、占比越大時(shí)， 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。 周澤將等[7] 指出， 獨(dú)董政治關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有顯著的促進(jìn)作用， 當(dāng)具有政治關(guān)聯(lián)的獨(dú)董人數(shù)較多時(shí)， 企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也較高。 相比之下， 針對(duì)具有金融背景獨(dú)董的研究還較少見。 具有金融背景的獨(dú)董通常是指公司聘任的曾經(jīng)在銀行、證券、投資公司等金融機(jī)構(gòu)任職的外部董事。 向銳[17] 認(rèn)為， 金融型獨(dú)董能夠顯著地促進(jìn)公司績(jī)效的提升。

金融業(yè)是一個(gè)高風(fēng)險(xiǎn)行業(yè)， 其風(fēng)險(xiǎn)水平普遍高于其他行業(yè)。 隨著改革開放的深化， 金融業(yè)已成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要資金渠道和國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的主要杠桿， 與此同時(shí)， 金融業(yè)也從改革開放前無須承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)變?yōu)槌袚?dān)風(fēng)險(xiǎn)的主體[18] 。 通常來說， 金融業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)帶來的損失往往遠(yuǎn)超一般行業(yè)[19] 。 因此， 在金融業(yè)企業(yè)工作過的人員通常都對(duì)風(fēng)險(xiǎn)因素保持著高敏感性。 而由于其自身所具有的外部獨(dú)立性等特征， 獨(dú)董在決策過程中具有更高風(fēng)險(xiǎn)敏感性[20] 。 通常來說， 具有金融背景的獨(dú)董表現(xiàn)出兩方面的“特質(zhì)”： 第一， 其與金融機(jī)構(gòu)（如銀行）等的密切關(guān)系可以為企業(yè)帶來更易獲取貸款資格以及取得更多貸款的社會(huì)資源， 使得獨(dú)董可以幫助公司察覺漏洞、籌集資金、穩(wěn)定業(yè)績(jī)， 進(jìn)而提高公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 因?yàn)椋?具有金融背景的高管可以發(fā)揮很強(qiáng)的財(cái)務(wù)咨詢作用， 能夠改善公司的外部融資環(huán)境[21] ; 在金融發(fā)展水平較低時(shí)， 具有金融背景的高管有助于在企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)較高時(shí)獲得較低成本的債券融資。 第二， 其所特有的對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的敏感性可以為企業(yè)預(yù)測(cè)并防范潛在風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮正向作用。 相比于沒有金融背景的獨(dú)董而言， 具有金融背景的獨(dú)董更可能察覺、發(fā)現(xiàn)并預(yù)測(cè)企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)等活動(dòng)中的潛在漏洞和風(fēng)險(xiǎn)， 從而提出改進(jìn)建議， 使得企業(yè)能夠及時(shí)認(rèn)識(shí)和防范現(xiàn)有或潛在的風(fēng)險(xiǎn)， 做好應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的準(zhǔn)備， 提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展越落后、政府干預(yù)越嚴(yán)重、金融市場(chǎng)化程度越低的地區(qū)， 政治關(guān)聯(lián)的借款效應(yīng)越顯著， 對(duì)企業(yè)融資的幫助也越明顯[22] ; 反之， 在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)， 金融市場(chǎng)化程度不高， 使得金融關(guān)聯(lián)這種“關(guān)系機(jī)制”發(fā)揮的作用可能更大[23] 。 例如在我國(guó)中西部地區(qū)， 經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)東部較緩慢， 金融市場(chǎng)化相對(duì)不發(fā)達(dá)， 信息不對(duì)稱問題較嚴(yán)重， 因此在一定程度上會(huì)促進(jìn)企業(yè)高管“紐帶”作用的發(fā)揮。 在金融市場(chǎng)化程度較低時(shí)， 如果公司獨(dú)董具有金融背景， 會(huì)在企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)較高時(shí)獲得較低成本的債券融資。 綜上所述， 當(dāng)所在地區(qū)的金融市場(chǎng)化程度較低時(shí)， 企業(yè)的信息不對(duì)稱問題較嚴(yán)重， 獨(dú)董越能夠發(fā)揮其金融背景所帶來的“紐帶”作用， 例如促進(jìn)債務(wù)融資、增加貸款金額等; 與此同時(shí)， 增加獨(dú)董薪酬可以激勵(lì)獨(dú)董更努力地為企業(yè)工作， 更充分地發(fā)揮獨(dú)董的能力， 從而促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升。 因此， 本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2： 相比于沒有聘任具有金融背景獨(dú)董的公司， 聘任了具有金融背景獨(dú)董公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高， 這種“資源”效應(yīng)在中西部地區(qū)更顯著。

（三）薪酬激勵(lì)、獨(dú)董金融背景與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平

從獨(dú)董作用機(jī)制發(fā)揮的角度來說， 薪酬激勵(lì)與獨(dú)董金融背景對(duì)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平都能產(chǎn)生促進(jìn)作用， 那么兩者在提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平方面是否存在某種交互關(guān)系呢？ 可從以下兩點(diǎn)進(jìn)行分析： 第一， 金融關(guān)聯(lián)的資源背景是獨(dú)董薪酬發(fā)揮更強(qiáng)激勵(lì)作用的前提條件。 如當(dāng)獨(dú)董取得更多的薪酬時(shí)， 其工作積極性更高， 而在金融機(jī)構(gòu)工作的經(jīng)歷提高了獨(dú)董對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的敏感性， 從而進(jìn)一步提高了獨(dú)董工作的能力與效益。 第二， 在金融機(jī)構(gòu)工作的經(jīng)歷提高了獨(dú)董的議價(jià)能力。 在資本市場(chǎng)不健全、制度安排缺位的現(xiàn)實(shí)環(huán)境下， 企業(yè)也愿意支付高薪聘請(qǐng)具有金融背景的獨(dú)董來獲取資源配置優(yōu)勢(shì)， 而高薪又進(jìn)一步提高了獨(dú)董的工作主動(dòng)性與能動(dòng)性。 因此， 獨(dú)董金融背景與獨(dú)董薪酬在提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平方面存在著互補(bǔ)效應(yīng)。

在東部地區(qū)， 金融市場(chǎng)化程度較高， 信息不對(duì)稱程度較中西部地區(qū)要低， 獨(dú)董金融背景的資源“紐帶”作用受到一定限制， 也限制了獨(dú)董金融背景與獨(dú)董薪酬的互補(bǔ)效應(yīng)。 相反地， 在中西部地區(qū)， 制度安排缺位較東部地區(qū)更嚴(yán)重， 信息不對(duì)稱程度也更高， 使得獨(dú)董金融關(guān)聯(lián)這一“關(guān)系與資源機(jī)制”更有效， 互補(bǔ)效應(yīng)也更強(qiáng)。 綜上所述， 本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3： 在獨(dú)董作用于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的機(jī)制中， 獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景存在著互補(bǔ)效應(yīng)， 并且這種互補(bǔ)效應(yīng)在中西部地區(qū)更強(qiáng)。

三、樣本選擇與研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇

本文以2015 ～ 2017年作為研究期間， 以主板A股上市公司作為初始樣本。 收集了獨(dú)董的個(gè)人信息以及公司的部分財(cái)務(wù)指標(biāo)和非財(cái)務(wù)指標(biāo)， 數(shù)據(jù)庫(kù)中缺失的信息通過搜索引擎在公司的年報(bào)中手工收集補(bǔ)齊， 數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和巨潮資訊網(wǎng)。 在數(shù)據(jù)處理過程中采用Excel軟件和Stata 14.0統(tǒng)計(jì)軟件。 其中， 對(duì)被解釋變量盈余波動(dòng)率等連續(xù)變量做了上下1%的Winsorize縮尾處理。 根據(jù)本文的研究目的， 對(duì)以上初始樣本做如下剔除： ①剔除自2013年起上市不足3年的公司; ②剔除金融行業(yè)的公司; ③剔除缺失絕大部分?jǐn)?shù)據(jù)的公司。 最終剩余樣本9190個(gè)。

（二）變量定義

1. 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平（Risk）。 現(xiàn)有的研究大多使用盈余波動(dòng)率來衡量公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 本文沿用John等的盈余波動(dòng)率計(jì)算方法[24] ， 首先計(jì)算每家公司的每年息稅前利潤(rùn)加折舊， 然后用其除以公司的資產(chǎn)總額來衡量公司的資產(chǎn)報(bào)酬率， 最后計(jì)算每家公司年度資產(chǎn)報(bào)酬率的方差， 將其作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的代理變量。 由于獨(dú)董的任期通常為三年， 因此本文中每年的盈余波動(dòng)率是由當(dāng)年起往前三年的資產(chǎn)報(bào)酬率計(jì)算方差得來， 計(jì)算區(qū)間分別為2010 ～ 2012年、 2011 ～ 2013年、 2012 ～ 2014年、2013 ～ 2015年、 2014 ～ 2016年、 2015 ～ 2017年。 盈余波動(dòng)率越低， 說明公司資產(chǎn)報(bào)酬率的波動(dòng)幅度越小， 公司的經(jīng)營(yíng)狀況越穩(wěn)定， 風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平就越高。 具體計(jì)算公式如下：

其中： T表示樣本觀測(cè)值的個(gè)數(shù)， 這里用三年的數(shù)據(jù)計(jì)算， 因此T等于3; Ei，t= ? ? ? ? ? ?， Ai，t表示公司i在t期的總資產(chǎn)， EBITDi，t表示公司i在t期的息稅前利潤(rùn)加折舊。

2. 獨(dú)董薪酬（Salary）。 以獨(dú)董當(dāng)年薪酬的自然對(duì)數(shù)來衡量。

3. 獨(dú)董金融背景（Finance）。 此為虛擬變量， 當(dāng)該公司當(dāng)年聘任了具有金融背景的獨(dú)董時(shí)取值為1; 否則， 取值為0。 獨(dú)董的金融背景是指其擁有在銀行、證券、投資公司等金融機(jī)構(gòu)任職的經(jīng)歷， 財(cái)務(wù)背景獨(dú)董不屬于金融背景獨(dú)董。

（三）研究模型

為檢驗(yàn)獨(dú)董薪酬是否能夠發(fā)揮激勵(lì)與治理作用， 即檢驗(yàn)假設(shè)1是否成立， 本文設(shè)立基本研究模型（1）如下：

需要說明的是： 為了考察獨(dú)董薪酬、獨(dú)董金融背景在東部地區(qū)、中西部地區(qū)上市公司的治理效應(yīng)差異， 本文首先根據(jù)具體情況按地區(qū)對(duì)樣本進(jìn)行分組， 然后用Chow檢驗(yàn)對(duì)回歸系數(shù)的組間差異進(jìn)行分析， 并通過P值（Prob>chi2）判斷系數(shù)組間差異的顯著性。

此外， 參照大多數(shù)研究文獻(xiàn)， 將公司的資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、成長(zhǎng)性、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、兩職合一、獨(dú)董比例、獨(dú)董的性別和年齡等作為研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的控制變量， 同時(shí)控制年份和行業(yè)虛擬變量。 對(duì)于獨(dú)董的性別、年齡在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理時(shí)按公司及年份做均數(shù)處理。 各變量的具體情況如表1所示。

四、實(shí)證分析

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表2的Panel ?A可以初步看出， 平均盈余波動(dòng)率為0.0304， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.0401， 說明上市公司存在一定風(fēng)險(xiǎn)且風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平具有顯著的差異性。 獨(dú)董薪酬的最大值為13.2331， 最小值為8.5172， 說明上市公司的獨(dú)董薪酬水平也存在差異， 這可能與公司規(guī)模、地區(qū)、公司效益等因素有關(guān)。 獨(dú)董金融背景的均值為0.4829， 說明近半數(shù)的公司都聘任了具有金融背景的獨(dú)董， 雖然沒有相關(guān)制度的規(guī)定， 但企業(yè)依然存在對(duì)具有金融背景獨(dú)董的需求， 在一定程度上表明具有金融背景的獨(dú)董發(fā)揮了資源效應(yīng)。 ?樣本中獨(dú)董比例的最小值為0.125， 最大值為0.8， 均值為0.3715， 說明獨(dú)董在董事會(huì)總?cè)藬?shù)中的比例通常不超過半數(shù)， 但平均有37.15%， 這既是順應(yīng)政策的要求， 也是企業(yè)自身發(fā)展的需要。

為了更直觀地考察獨(dú)董金融背景對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響， 依據(jù)企業(yè)是否聘任具有金融背景的獨(dú)董將樣本分為聘任具有金融背景獨(dú)董（Finance=1）和未聘任具有金融背景獨(dú)董（Finance=0）兩組（下同）， Panel B為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的單變量檢驗(yàn)結(jié)果。 T檢驗(yàn)和Z檢驗(yàn)的結(jié)果顯示， 聘任了具有金融背景獨(dú)董樣本組的盈余波動(dòng)率分別在5%和1%的水平上顯著低于未聘任具有金融背景獨(dú)董樣本組， 即具有金融背景獨(dú)董的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較高， 說明具有金融背景的獨(dú)董發(fā)揮了一定的資源效應(yīng)， 即發(fā)揮了治理功能， 符合假設(shè)2的推斷。

（二）回歸分析

1. 獨(dú)董薪酬、 地區(qū)差異性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響。 表3報(bào)告了包含控制變量的回歸結(jié)果， 檢驗(yàn)了獨(dú)董薪酬對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響及該激勵(lì)機(jī)制的地區(qū)差異性。 模型1的檢驗(yàn)結(jié)果表明： 獨(dú)董薪酬對(duì)盈余波動(dòng)率呈負(fù)向影響， 且達(dá)到了1%的顯著性水平， 也就是說獨(dú)董薪酬水平越高， 盈余波動(dòng)率越低， 公司的經(jīng)營(yíng)狀況就越穩(wěn)定， 風(fēng)險(xiǎn)承受能力也就越強(qiáng)。 即增加獨(dú)董薪酬能夠提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 進(jìn)一步按上市公司的所屬地區(qū)分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩組（下同），檢驗(yàn)可知， 東部地區(qū)上市公司Salary與Risk的回歸系數(shù)為-0.0093且在1%的水平上顯著為負(fù)， 中西部地區(qū)上市公司Salary與Risk的回歸系數(shù)為-0.0056且也在1%的水平上顯著為負(fù)。 因此， 為更加可靠地檢驗(yàn)獨(dú)董薪酬激勵(lì)作用的地區(qū)差異性， 本文使用了 Chow 檢驗(yàn)， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型2和模型3中 Salary 回歸系數(shù)的組間差異在5%的水平上顯著（P<0.0451）。 以上結(jié)論說明， 獨(dú)董薪酬對(duì)不同地區(qū)上市公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響存在顯著差異， 東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)、消費(fèi)水平較高， 人們對(duì)于高薪酬的需求更大， 再者東部地區(qū)市場(chǎng)有效性較中西部地區(qū)強(qiáng)， 因此， 獨(dú)董薪酬激勵(lì)機(jī)制在東部地區(qū)更有效， 假設(shè)1得到驗(yàn)證。

此外， 在控制變量方面， 凈資產(chǎn)收益率越高、獨(dú)董平均年齡越大、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流越多， 盈余波動(dòng)率就越低， 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也就越高， 而負(fù)債越多、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一則盈余波動(dòng)率越高， 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平就越低。 這些結(jié)論與現(xiàn)有主流文獻(xiàn)的結(jié)論基本一致， 故在此不再贅述。

2. 獨(dú)董金融背景、地區(qū)差異性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響。 在前述單變量檢驗(yàn)中已初步驗(yàn)證了獨(dú)董金融背景的資源功能與咨詢功能， 為進(jìn)一步分析這一資源對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響程度及地區(qū)差異性， 本文對(duì)基本模型（2）進(jìn)行回歸， 并將樣本按照上市公司所在地區(qū)進(jìn)行分組檢驗(yàn)， 結(jié)果見表4。

觀察表4中Finance的系數(shù)可知， 無論是全樣本回歸還是按地區(qū)進(jìn)行分組回歸， Finance的系數(shù)均顯著為負(fù)， 說明聘任了具有金融背景獨(dú)董的上市公司盈余波動(dòng)率越低， 風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平就越高， 即獨(dú)董金融背景在風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)方面發(fā)揮了一定的資源功能與咨詢功能。 獨(dú)董在金融機(jī)構(gòu)工作的經(jīng)歷使其與金融機(jī)構(gòu)具有密切聯(lián)系， 這種關(guān)系有利于改善企業(yè)外部融資環(huán)境和降低企業(yè)融資成本。 同時(shí)， 在金融機(jī)構(gòu)工作的經(jīng)歷練就了獨(dú)董對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的高度敏感性， 能幫助企業(yè)及時(shí)察覺、發(fā)現(xiàn)并預(yù)測(cè)企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)等活動(dòng)中的潛在漏洞和風(fēng)險(xiǎn)， 從而更好地發(fā)揮獨(dú)董的咨詢功能， 使得企業(yè)能夠及時(shí)認(rèn)識(shí)和防范現(xiàn)有或潛在的風(fēng)險(xiǎn)， 做好應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的準(zhǔn)備， 提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 進(jìn)一步地， 中西部地區(qū)上市公司的Finance系數(shù)絕對(duì)值大于東部地區(qū)上市公司組的Finance系數(shù)絕對(duì)值（模型2和模型3）， 且通過對(duì)模型2 和模型 3 中Finance系數(shù)組間差異的 Chow 檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 兩組的回歸系數(shù)差異達(dá)到 5%的顯著性水平（P<0.0457）， 說明具有金融背景獨(dú)董的資源功能在中西部地區(qū)的作用更強(qiáng)。 這主要是因?yàn)橄噍^于東部地區(qū)， 中西部地區(qū)金融市場(chǎng)化程度更低、信息不對(duì)稱程度更高， 使得獨(dú)董金融關(guān)聯(lián)這種“關(guān)系與資源機(jī)制”發(fā)揮的作用更大， 更能提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平， 這與假設(shè)2一致。

3. 獨(dú)董薪酬、獨(dú)董金融背景對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響。 表5 報(bào)告了獨(dú)董薪酬、獨(dú)董金融背景對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的共同影響及這種影響的地區(qū)差異性。 從全樣本組Finance×Salary的系數(shù)來看， 回歸系數(shù)為-0.0064且在1%的水平上顯著， 這說明具有金融背景獨(dú)董的薪酬激勵(lì)機(jī)制更有效， 也就是說具有金融背景是獨(dú)董薪酬發(fā)揮治理作用的前提。 即具有金融背景獨(dú)董的薪酬越高， 越能更好地發(fā)揮其工作積極性， 其自身的資源效應(yīng)也越強(qiáng)， 二者共同作用降低了企業(yè)盈余波動(dòng)率， 提升了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 這與假設(shè)3吻合。 進(jìn)一步按照上市公司所屬地區(qū)分組檢驗(yàn)可知： 東部地區(qū)上市公司與西部地區(qū)上市公司Finance×Salary的系數(shù)絕對(duì)值依次增大， 且分別在10%和1%的水平上顯著， 利用 Chow檢驗(yàn)對(duì)Finance×Salary系數(shù)的組間差異進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)， 得到的P值為0.0542， 達(dá)到 10%以上的顯著性水平。 這說明獨(dú)董金融背景與獨(dú)董薪酬的正向聯(lián)合效應(yīng)在中西部地區(qū)更強(qiáng)。 究其原因可能是， 在我國(guó)制度安排還不完善、資本市場(chǎng)不健全的大環(huán)境下， 企業(yè)通過非正式手段獲得經(jīng)營(yíng)發(fā)展過程中所需的資源， 來提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平可能更有效， 尤其在中西部地區(qū)表現(xiàn)得更明顯， 從而使得獨(dú)董金融關(guān)聯(lián)這一“關(guān)系與資源機(jī)制”在中西部地區(qū)發(fā)揮了更大的“紐帶”作用， 繼而表現(xiàn)出獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景的互補(bǔ)效應(yīng)在中西部地區(qū)更強(qiáng)。

表5是通過引入交互項(xiàng)來分析獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景的交互關(guān)系。 為了避免變量過度交互造成的經(jīng)濟(jì)意義扭曲和區(qū)別檢驗(yàn)在具有金融背景和不具有金融背景兩種情況下獨(dú)董薪酬的作用機(jī)理， 在表6中按照獨(dú)董是否具有金融背景將樣本分為兩組進(jìn)行檢驗(yàn)。 ?從模型1和模型4全樣本的檢驗(yàn)結(jié)果來看， 獨(dú)董薪酬在1%的水平上顯著降低了企業(yè)盈余波動(dòng)率， 提高了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。 但從組間系數(shù)差異的Chow檢驗(yàn)結(jié)果來看， 具有金融背景樣本組Salary的系數(shù)絕對(duì)值在1%（chi2值為16.87）的水平上顯著大于不具有金融背景樣本組， 即金融行業(yè)的工作經(jīng)歷提高了獨(dú)董薪酬激勵(lì)效應(yīng)， 獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景在提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平方面存在相輔相成的互補(bǔ)效應(yīng)。 進(jìn)一步按照上市公司所在地區(qū)進(jìn)行分組后， 從模型2和模型5的Salary的回歸系數(shù)可以看出， 在東部地區(qū)， 無論獨(dú)董是否具有金融背景， 獨(dú)董薪酬與企業(yè)盈余波動(dòng)率都在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)， 但組間系數(shù)差異Chow檢驗(yàn)（chi2值為2.20）表明二者無顯著差異， 即在東部地區(qū)獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景的互補(bǔ)效應(yīng)不顯著。 而在中西部地區(qū)， 具有金融背景的獨(dú)董薪酬與企業(yè)盈余波動(dòng)率在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)（模型3）， 而不具有金融背景獨(dú)董的薪酬與企業(yè)盈余波動(dòng)率負(fù)相關(guān)但不顯著（模型6）， 且組間系數(shù)差異Chow檢驗(yàn)表明二者在1%（chi2值為16.82）的水平上顯著。 這也進(jìn)一步說明了獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景共同作用于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的互補(bǔ)效應(yīng)在中西部地區(qū)更強(qiáng)， 從而進(jìn)一步佐證了假設(shè)3。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證本文結(jié)果的穩(wěn)健性， 從以下三個(gè)方面進(jìn)行檢驗(yàn)： 第一， 在上文的檢驗(yàn)中， 本文假設(shè)獨(dú)董薪酬作用的發(fā)揮不存在滯后性， 但在實(shí)際情況中這種滯后性很有可能存在， 因此， 使用滯后一期的獨(dú)董薪酬來替代當(dāng)期的獨(dú)董薪酬進(jìn)行檢驗(yàn)， 檢驗(yàn)結(jié)果與上文回歸結(jié)果一致。 第二， 在上文的檢驗(yàn)中， 本文的研究前提是存在獨(dú)董薪酬激勵(lì)不足， 不存在薪酬激勵(lì)過度問題。 考慮到薪酬激勵(lì)過度的可能影響， 對(duì)獨(dú)董薪酬進(jìn)行了分組檢驗(yàn)， 即以獨(dú)董薪酬中位數(shù)為界限將樣本分為高薪酬與低薪酬樣本組， 研究結(jié)果與上文回歸結(jié)果并無差異。 第三， 本文的被解釋變量盈余波動(dòng)率沿用了John等對(duì)公司的盈余波動(dòng)性的研究中的計(jì)算方法， 方差的計(jì)算是以獨(dú)董任期三年為依據(jù)。 在此將方差的計(jì)算期擴(kuò)展為四年， 即方差計(jì)算區(qū)間分別為2009 ～ 2012年、 2010 ～ 2013年、 2011 ～ 2014年， 以此類推， 得到的結(jié)果與上文回歸結(jié)果一致。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

在市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)不斷增加的今天， 企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平受到人們的密切關(guān)注。 而獨(dú)董作為董事會(huì)的成員之一， 其薪酬的制定及“資源”效應(yīng)的發(fā)揮對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平產(chǎn)生了獨(dú)特的作用。 本文研究了獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升作用， 并考慮了地區(qū)差異性對(duì)于上述作用的影響。

研究結(jié)果顯示： 第一， 總體來說， 獨(dú)董薪酬對(duì)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平具有正向的激勵(lì)作用， 即增加獨(dú)董的薪酬， 可以提高其為公司努力工作的程度， 從而提升公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平， 且這種激勵(lì)作用在東部地區(qū)更顯著。 第二， 當(dāng)公司獨(dú)董具有金融背景時(shí)， 主要通過金融背景這一“資源”對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平發(fā)揮正向作用， 且這一“資源”效應(yīng)在中西部地區(qū)更顯著。 第三， 獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景在提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平方面存在相輔相成的互補(bǔ)效應(yīng)以及效應(yīng)的地區(qū)差異性。 當(dāng)公司處在東部地區(qū)時(shí)， 由于經(jīng)濟(jì)更為發(fā)達(dá)， 消費(fèi)水平更高， 人們對(duì)于高薪酬的需求更大， 同時(shí)金融市場(chǎng)化程度更高， 信息不對(duì)稱程度較中西部地區(qū)低， 因此獨(dú)董金融背景的“資源”效應(yīng)受到一定限制， 此時(shí)主要通過對(duì)獨(dú)董進(jìn)行薪酬激勵(lì)的方式使其發(fā)揮更好的作用， 互補(bǔ)效應(yīng)則較弱。 而當(dāng)公司處于中西部地區(qū)時(shí)， 金融市場(chǎng)化程度較東部要低， 信息不對(duì)稱問題相對(duì)嚴(yán)重， 使得獨(dú)董的金融關(guān)聯(lián)可以更好地發(fā)揮其“紐帶”作用， 從而加強(qiáng)獨(dú)董薪酬與獨(dú)董金融背景在提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平方面的互補(bǔ)效應(yīng)。

（二）啟示

上述結(jié)論不僅有助于我們深刻理解獨(dú)董提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響機(jī)制， 同時(shí)也為不同地區(qū)上市公司聘任獨(dú)董類型及獨(dú)董薪酬的確定提供了一定的證據(jù)支持。 通過前文研究， 得到如下啟示： 第一， 提倡和鼓勵(lì)上市公司聘任具有金融機(jī)構(gòu)從業(yè)經(jīng)歷的獨(dú)董， 以提高上市公司對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的反應(yīng)與應(yīng)對(duì)能力。 第二， 前文結(jié)果表明不管是獨(dú)董薪酬、獨(dú)董金融背景還是二者共同對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響， 都說明獨(dú)董治理機(jī)制在不同地區(qū)具有顯著差異， 因此， 如果要提升獨(dú)董的價(jià)值， 更好地發(fā)揮其治理功能， 我國(guó)上市公司應(yīng)該考慮地理位置的差異性， 東部地區(qū)上市公司應(yīng)該給予獨(dú)董更高的薪酬， 而中西部地區(qū)上市公司應(yīng)該更多地考慮獨(dú)董的金融關(guān)聯(lián)性。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

[ 1 ] ? Bargeron L. L.，Lehn K. M.，Zutter C. J.. ?Sarbanes-Oxley and Corporate Owners in Corporate Risk-taking[ J].Journal of ?Accounting

and Economics，2010（1-2）：34 ～ 52.

[ 2 ] ? Murphy K. J.. Executive Compensation[A].In：O. Ashcnfcltcr ， D. Cards. Handbook of Labor Economics[M].Amsterdam：Elsevier Science

North，1999：2485 ～ 2563.

[ 3 ] ? 張?zhí)焓妫愋旁?，黃俊.獨(dú)立董事薪酬與公司治理效率[ J].金融研究，2018（6）：155 ～ 170.

[ 4 ] ? 劉峰.獨(dú)立董事的性質(zhì)—— 一個(gè)分析性框架[ J].當(dāng)代會(huì)計(jì)評(píng)論，2018（1）：1 ～ 17.

[ 5 ] ? 鄭曉倩.董事會(huì)特征與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)實(shí)證研究[ J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2015（3）：107 ～ 118.

[ 6 ] ? 馬如靜，唐雪松.學(xué)者背景獨(dú)立董事、公司業(yè)績(jī)與CEO變更[ J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2016（8）：77 ～ 87.

[ 7 ] ? 周澤將，馬靜，劉中燕.獨(dú)立董事政治關(guān)聯(lián)會(huì)增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平嗎？[ J].財(cái)經(jīng)研究，2018（8）：141 ～ 153.

[ 8 ] ? Salmon W.. Crisis Prevention：How to Gear up Your Board[ J].Harvard Business Review，1993（1）：68 ～ 75.

[ 9 ] ? Perry T.. Incentive Compensation for Outside Directors and CEO Turnover[Z].Working Paper，Arizona State University，2000.

[10] ? 胡奕明，唐松蓮.獨(dú)立董事與上市公司盈余信息質(zhì)量[ J].管理世界，2008（9）：149 ～ 160.

[11] ? 張瑞君，李小榮，許年行.貨幣薪酬能激勵(lì)高管承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)嗎[ J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2013（8）：84 ～ 100.

[12] ? 劉思彤，張啟鑾，李延喜.高管內(nèi)部薪酬差距能否抑制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)？[ J].科研管理，2018（S1）：189 ～ 199.

[13] ? 朱曉琳，方擁軍.CEO權(quán)力、高管團(tuán)隊(duì)薪酬差距與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[ J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2018（1）：100 ～ 107.

[14] ? 周為.公司高管教育背景與風(fēng)險(xiǎn)承受水平的研究[D].武漢：武漢大學(xué)，2014.

[15] ? 宋建波，文雯，王德宏.海歸高管能促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)嗎——來自中國(guó)A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[ J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2017（12）：111 ～ 126.

[16] ? 王化成，王裕，胡靜靜等.獨(dú)立董事的海外背景與高管薪酬契約[ J].東南大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2015（3）：67 ～ 75.

[17] ? 向銳.財(cái)務(wù)獨(dú)立董事的公司績(jī)效研究[ J].證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2008（8）：59 ～ 64.

[18] ? Güner A.， U. ?Malmendieru， G. Tate. Financial Expertise of Directors[ J].Journal of Financial Economics，2008（2）：323 ～ 354.

[19] ? 李卓松.企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、高管金融背景與債券融資成本[ J].金融評(píng)論，2018（2）：73 ～ 84.

[20] ? Bloom M.. The Performance Effects of Pay Dispersion on Individuals and Organizations[ J].Academy of Management Journal，1999（1）：25

～ 40.

[21] ? Armstrong C. S.， Vashistha R.. Executive Stock Options，Differential Risk-taking Incentives，and Firm Value[ J].Journal of Financial

Economics，2012（1）：70 ～ 88.

[22] ? 何靖.政治關(guān)系、金融發(fā)展和民營(yíng)信貸成本歧視[ J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（6）：36 ～ 45.

[23] ? 鄧建平，曾勇.金融生態(tài)環(huán)境、銀行關(guān)聯(lián)與債務(wù)融資——基于我國(guó)民營(yíng)企業(yè)的實(shí)證研究[ J].會(huì)計(jì)研究，2011（12）：33 ～ 40.

[24] ? Baker G. P.， Jorgensen B.. Volatility，Noise and Incentives[Z].Working Paper，Harvard Business，School and Columbia Business School，

2003.