●楊 帆

獨(dú)立董事制度在完善我國上市公司治理結(jié)構(gòu)的過程中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，其設(shè)立初衷是制衡公司內(nèi)部控制機(jī)制，提升上市公司經(jīng)營效率。隨著市場需求和制度的演變，上市公司所聘請的獨(dú)立董事基本為各行業(yè)專家，遂獨(dú)立董事逐漸開始為企業(yè)提供中肯而有效的建議。然而，自《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事的指導(dǎo)意見》發(fā)布以來，幾乎失效的監(jiān)督作用和存在感不強(qiáng)的咨詢作用使得獨(dú)立董事逐漸成為“花瓶董事”，難以在企業(yè)價(jià)值最大化過程中起到積極作用，長此以往，將會(huì)阻礙公司的長遠(yuǎn)發(fā)展。因此，研究獨(dú)立董事在中國上市公司的有效作用對推進(jìn)獨(dú)立董事制度進(jìn)程具有重要意義。

目前，學(xué)術(shù)界對獨(dú)董作用的研究主要集中在監(jiān)督和咨詢職能。雖然有學(xué)者發(fā)現(xiàn)獨(dú)董能發(fā)揮監(jiān)督職能（黃海杰等，2016），但是基于我國獨(dú)立董事薄弱的法律地位和“形式獨(dú)立”的事實(shí)（李茂春，2019），獨(dú)立董事在多數(shù)情況下即不愿也不能發(fā)揮其監(jiān)督功能。學(xué)者們普遍認(rèn)同獨(dú)立董事的咨詢角色，如上市公司并購行為（孫甲奎和肖星，2019）、創(chuàng)新投資（沈藝鋒等，2016）、企業(yè)信貸融資問題（劉浩等，2012）等。縱觀以上結(jié)論，研究視角雖多元化，但共同點(diǎn)是基于企業(yè)常見決策，該作用往往能被企業(yè)內(nèi)有關(guān)部門取代，其地位可有可無。本文從企業(yè)未來不可避免的金融化視角出發(fā)，研究具有投行背景的獨(dú)立董事（以下簡稱“投行獨(dú)董”）在企業(yè)金融化過程中所發(fā)揮的咨詢作用。

近年來，我國實(shí)體投資回報(bào)率持續(xù)低迷，實(shí)體企業(yè)為追求高額增長而將大量資本投入金融和房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟(jì)行業(yè)，導(dǎo)致了對實(shí)業(yè)投資的侵占（張成思等，2016）、企業(yè)創(chuàng)新能力的降低（王紅建等，2016）等嚴(yán)重經(jīng)濟(jì)后果，引起了理論界和實(shí)務(wù)界的關(guān)注。但基于金融化的風(fēng)險(xiǎn)分散作用（戴賾等，2018）、蓄水池效應(yīng)（胡奕明等，2017）和融資約束緩解（劉浩等，2012）等正面作用，配置金融資產(chǎn)是企業(yè)未來不可或缺的輔助活動(dòng)。因此，從金融化視角出發(fā)研究獨(dú)董作用具有理論與現(xiàn)實(shí)意義。

本文選擇2014—2019 年中國A 股上市公司為研究樣本，對投行獨(dú)董能否促進(jìn)實(shí)體企業(yè)金融化程度進(jìn)行研究，即是否擁有投行獨(dú)董的企業(yè)金融化程度更高，并探討了投行獨(dú)董是否能在金融化過程中發(fā)揮咨詢作用而提高企業(yè)金融化績效。

一、理論分析和研究假設(shè)

（一）投行獨(dú)董與實(shí)體企業(yè)金融化程度

投行獨(dú)董具有豐富的金融領(lǐng)域?qū)I(yè)知識、技能和從業(yè)經(jīng)歷，熟知金融市場的運(yùn)行規(guī)則、運(yùn)作方式和投資流程，他們能在企業(yè)進(jìn)行金融投資時(shí)提出科學(xué)合理的建議，為企業(yè)金融化提供內(nèi)部咨詢基礎(chǔ)。從理論上看，一方面，長久的行業(yè)經(jīng)歷和及時(shí)的信息使投行獨(dú)董掌握更多的投資渠道和信息，及時(shí)捕捉投資機(jī)會(huì)（許罡，2018），提出多元化投資組合方案，擴(kuò)大了企業(yè)投資的可能性。而且，相比于無投行背景的決策層，投行獨(dú)董能做出高回報(bào)的決策，吸引最終決策層配置更多金融資產(chǎn)。因此投行獨(dú)董可以促進(jìn)金融化進(jìn)程。另一方面，投行業(yè)內(nèi)人士往往意味著更多的業(yè)內(nèi)朋友和同行，這種中國式的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能幫助他們獲得更多的金融產(chǎn)業(yè)資訊，敏銳地發(fā)現(xiàn)異常投資，建議企業(yè)放棄高風(fēng)險(xiǎn)投資組合，抑制金融化程度。

出于對自身職場聲譽(yù)的維護(hù)，投行獨(dú)董總是會(huì)盡可能地為企業(yè)提供有價(jià)值的建議，發(fā)揮其咨詢功能以維護(hù)他們在行業(yè)中的地位和聲望（孫甲奎和肖星，2019），所以上述兩種作用是同時(shí)存在的，作用相互抵消，投行獨(dú)董與金融化程度之間可能不存在明顯的促進(jìn)或抑制關(guān)系。據(jù)此，本文提出：

H1：投行獨(dú)董對實(shí)體企業(yè)金融化程度不存在明顯影響。

（二）投行獨(dú)董與實(shí)體企業(yè)金融化表現(xiàn)

雖然獨(dú)立董事不能對金融化程度決策產(chǎn)生重大影響，但是他們可以憑借特殊的金融知識和能力在企業(yè)配置金融資產(chǎn)時(shí)提供咨詢和建議。在企業(yè)完成初步的投資決策前，他們可以利用財(cái)務(wù)管理知識和投資組合理論進(jìn)行證券分析，對金融資產(chǎn)類別、證券選擇、投資數(shù)量等要素提出關(guān)鍵性建議，提高企業(yè)金融投資的回報(bào)率。在初次投資后，還可以隨著市場和投資目標(biāo)的改變有效地修正投資組合、處理衍生問題（許罡，2018），進(jìn)一步提高金融資產(chǎn)的投資回報(bào)率。其次，投行獨(dú)董由于其社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)而在信息方面具有天然的非正式優(yōu)勢，輔以技術(shù)分析，他們可以評估股票的內(nèi)在價(jià)值從而判斷其是否被市場低估，在有效市場中完成短期套利，獲取超額利潤。據(jù)此，本文提出：

H2：投行獨(dú)董在金融化過程中對金融化表現(xiàn)具有正向影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2014—2019 年中國全部A 股上市公司為研究樣本，并依據(jù)以下條件進(jìn)行篩選：剔除金融類和房地產(chǎn)類公司、數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失公司、ST 和ST*公司，最后得到13093 個(gè)樣本。所用數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫，并手工進(jìn)行補(bǔ)充和完善。為減輕異常值對研究結(jié)論的影響，本文對分析中所有連續(xù)變量進(jìn)行縮尾處理。

（二）變量定義

1.投行背景。本文參考孫甲奎和肖星（2019）方法定義獨(dú)立董事的投行經(jīng)歷（IB），即獨(dú)立董事曾經(jīng)或正在投資銀行任職，分析師和顧問等較低職務(wù)除外。如果上市公司具有至少一位投行獨(dú)董，記為1，否則為0。

2.企業(yè)金融化程度。本文參考杜勇等（2017）方法定義企業(yè)金融化程度（FinLev），即金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比。其中，金融資產(chǎn)基本遵循管理用財(cái)務(wù)報(bào)表的定義，貨幣資金除外，因?yàn)槠髽I(yè)持有貨幣資金主要為銷售商品或提供勞務(wù)等營業(yè)活動(dòng)準(zhǔn)備，并非用于金融活動(dòng)，且貨幣資金的用途信息很難被獲取，難以區(qū)分其為金融資產(chǎn)還是經(jīng)營資產(chǎn)。

3.金融資產(chǎn)表現(xiàn)。金融資產(chǎn)表現(xiàn)（FAPer）指金融資產(chǎn)回報(bào)率，即金融損益與金融資產(chǎn)之比。

4.控制變量。影響金融化程度和表現(xiàn)的因素還有很多，為保證研究的嚴(yán)謹(jǐn)性，借鑒陳浩琦（2019）的研究成果，本文對以下變量進(jìn)行控制（CONS），具體含義及符號見表1。

表1 控制變量

（三）回歸模型

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 報(bào)告了描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。金融化程度（FinLev）的均值是0.038，標(biāo)準(zhǔn)差是0.312，最大、最小值為0 和0.859，表明各企業(yè)金融化水平差距較大，部分企業(yè)配置大量金融資產(chǎn)，多數(shù)企業(yè)沒有或較少配置。這與郝芮琳（2019）的結(jié)論一致：我國上市公司雖有明顯的金融化趨勢，但目前還處于較低的金融化水平。金融資產(chǎn)表現(xiàn)（FAPer）的均值0.177，標(biāo)準(zhǔn)差0.459，表明各企業(yè)的金融資產(chǎn)投資回報(bào)率差異巨大。投行背景（IB）的均值是0.038，表明只有約3.8%的公司聘請了投行獨(dú)董。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）的均值是0.32，即在樣本中約有32%的企業(yè)是國有性質(zhì)；地理位置（Location）均值是0.38，即在樣本中約有38%的企業(yè)位于中國金融城市中，配備較完善的金融體系；其他指標(biāo)基本與其他學(xué)者研究一致。

三、實(shí)證分析

（一）投行獨(dú)董與實(shí)體企業(yè)金融化程度

表3 報(bào)告了投行獨(dú)董與金融化程度的回歸結(jié)果。自變量為投行背景（IB），因變量為企業(yè)金融化程度（FinLev）。第（1）列是單變量回歸結(jié)果，IB 系數(shù)是0.006，在統(tǒng)計(jì)上該值并不顯著，說明投行獨(dú)董與金融化程度無明顯關(guān)系。為防止其他因素干擾回歸結(jié)果，第（2）列加入控制變量，IB 系數(shù)是0.005，同樣不十分顯著。以上結(jié)果都驗(yàn)證了H1，即投行獨(dú)董對實(shí)體企業(yè)金融化程度不存在明顯的影響。

表3 投行獨(dú)董與金融化水平回歸結(jié)果

（二）投行獨(dú)董與實(shí)體企業(yè)金融化表現(xiàn)

表4 報(bào)告了投行獨(dú)董與金融化表現(xiàn)的回歸結(jié)果，解釋變量為投行背景（IB），被解釋變量為金融資產(chǎn)表現(xiàn)（FAPer）。第（1）列IB 系數(shù)為0.048，在1%的水平上顯著，說明投行獨(dú)董的增加能提高企業(yè)金融資產(chǎn)回報(bào)率。第（2）列加入控制變量，IB 系數(shù)是0.049，在1%的水平上顯著。地理位置和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在1%的顯著水平上與金融資產(chǎn)表現(xiàn)呈正相關(guān)，僅次于投行背景，這一結(jié)論有助于進(jìn)一步分析投行背景與金融資產(chǎn)表現(xiàn)的關(guān)系。以上結(jié)果都支持H2。

表4 投行獨(dú)董與企業(yè)金融化表現(xiàn)回歸結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）滯后變量

投行獨(dú)董能提高金融資產(chǎn)回報(bào)率，但也可能是金融資產(chǎn)回報(bào)率高的企業(yè)出于保持或進(jìn)一步提高金融資產(chǎn)回報(bào)率的目的而聘請投行獨(dú)董，可能存在內(nèi)生性問題。本文將解釋變量滯后一期以及將解釋變量和控制變量均滯后一期，進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，IB 的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明確實(shí)是投行獨(dú)董影響了企業(yè)金融資產(chǎn)的回報(bào)率。

（二）替換變量

金融資產(chǎn)表現(xiàn)可從多角度進(jìn)行描述，本文參考戴賾等（2018）的做法，使用金融損益與凈利潤之比（FAPer2）作為替代變量，結(jié)果顯示IB 的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明投行獨(dú)董與企業(yè)金融資產(chǎn)表現(xiàn)的正相關(guān)關(guān)系。

（三）改變計(jì)量方法

本文部分企業(yè)的金融資產(chǎn)表現(xiàn)為0，因此可將原有OLS 改為Tobit 進(jìn)行回歸，結(jié)果表明IB 的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，證明了H2 的穩(wěn)健性。

（四）增加控制變量

本文增加了新的控制變量來檢驗(yàn)穩(wěn)健性。增添了第一大股東持股比例（Top）和董監(jiān)高前三名薪酬總額（Salary）為新變量，最終回歸結(jié)果與前文一致。

五、進(jìn)一步分析

（一）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、投行獨(dú)董與實(shí)體企業(yè)金融化表現(xiàn)

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是我國特有的所有權(quán)結(jié)構(gòu)問題，國有企業(yè)因其非市場職能而與民營企業(yè)存在本質(zhì)性差異。國企的投行獨(dú)董比起私企普遍“敢于提出風(fēng)險(xiǎn)建議”，導(dǎo)致國有企業(yè)“敢投資”。國企的董事任選往往不是由其業(yè)績或咨詢表現(xiàn)決定，而帶有明顯的行政化特點(diǎn)，因此國企獨(dú)董不擔(dān)心投資失敗而影響晉升，敢為企業(yè)提出高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資建議，提高企業(yè)高收益的可能性。同時(shí)，國企容易取得政府政策支持和財(cái)政補(bǔ)貼，即使投資失敗，也有政府為其“兜底”，提高了國企的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，推動(dòng)投行獨(dú)董“敢于”提出風(fēng)險(xiǎn)計(jì)劃。因此，國有性質(zhì)能強(qiáng)化投行獨(dú)董對金融資產(chǎn)表現(xiàn)的正向作用。

本文進(jìn)行截面分析來檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對投行獨(dú)董與金融化表現(xiàn)關(guān)系的影響，區(qū)分國有和非國有樣本進(jìn)行回歸，表5 報(bào)告了回歸結(jié)果。第（1）列為國有組，IB 系數(shù)為0.053（5%的顯著水平），高于全樣本系數(shù)。第（2）列為非國有組，IB 系數(shù)為0.043，在1%的水平上顯著，低于全樣本。表明投行獨(dú)董對金融化表現(xiàn)的正向作用在國企中被強(qiáng)化。為增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文增加了第（3）列交乘項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)，交乘項(xiàng)系數(shù)在10%的水平上顯著為正，證明在國有企業(yè)中，投行獨(dú)董對企業(yè)金融資產(chǎn)表現(xiàn)的正向作用更強(qiáng)烈。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、投行獨(dú)董與實(shí)體企業(yè)金融化表現(xiàn)的回歸結(jié)果

（二）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投行獨(dú)董與實(shí)體企業(yè)金融化表現(xiàn)

改革開放以來，我國各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展嚴(yán)重不均，其中以“北上廣深”為代表的金融城市金融發(fā)展程度高、金融投資機(jī)會(huì)多、信息不對稱程度低，位于這些地區(qū)的企業(yè)的獨(dú)董比其他獨(dú)董獲取更多資訊和投資渠道，為企業(yè)提出適宜的建議。因此，地處金融城市的投行獨(dú)董對金融資產(chǎn)表現(xiàn)的正向作用更強(qiáng)烈。

為檢驗(yàn)上市公司所在地在投行獨(dú)董與金融化表現(xiàn)關(guān)系之間的作用，本文將樣本分為金融城市企業(yè)和非金融城市企業(yè)。金融城市組中，IB 系數(shù)為0.056，在1%的水平上顯著，高于全樣本估計(jì)系數(shù)。非金融城市組中，IB 系數(shù)為0.04，在5%的水平上顯著，低于全樣本估計(jì)系數(shù)。結(jié)果表明，投行獨(dú)董對金融化表現(xiàn)的正向作用在位于金融城市的企業(yè)中具有強(qiáng)化作用。同樣檢驗(yàn)交乘項(xiàng)，系數(shù)為0.023，證明在金融城市企業(yè)中，投行獨(dú)董對金融資產(chǎn)表現(xiàn)的正向作用更加強(qiáng)烈。

六、結(jié)論

本文從企業(yè)金融化的角度出發(fā)，以2014-2019 年中國A股上市公司為研究對象，考察了投行獨(dú)董在企業(yè)金融化中發(fā)揮的咨詢作用。研究發(fā)現(xiàn)，投行獨(dú)董不能影響企業(yè)的金融化程度，但是與企業(yè)金融化表現(xiàn)呈正相關(guān)關(guān)系；投行獨(dú)董對企業(yè)金融化表現(xiàn)的正向作用在國有企業(yè)和金融城市企業(yè)中表現(xiàn)的更加強(qiáng)烈。本文探索了投行獨(dú)董在企業(yè)金融化過程中不可替代的作用，不僅為企業(yè)董事會(huì)的結(jié)構(gòu)安排和獨(dú)立董事背景特征的選擇提供了經(jīng)驗(yàn)依據(jù)，也為加速推進(jìn)獨(dú)立董事制度的完善提供了思路。

限于篇幅和精力，本文只考察了投行獨(dú)董對企業(yè)金融化的程度和表現(xiàn)的初步影響，尚未研究投行獨(dú)董對金融化表現(xiàn)的正向作用的中介傳導(dǎo)機(jī)制，也沒有深入探討這一正向作用對企業(yè)價(jià)值的短期和長期影響，這是今后可能的研究方向。