位 雪

(徽商職業(yè)學(xué)院,安徽 合肥 230000)

董事會治理作為銀行內(nèi)部治理機制的核心，對于銀行提升績效和降低風(fēng)險承擔具有重要意義。相關(guān)研究表明，銀行的特殊性使其公司治理不能簡單采用一般企業(yè)的模式，銀行的公司治理問題更加復(fù)雜，對董事會職能的要求也更高[1]。目前國內(nèi)關(guān)于銀行董事會治理的研究還不夠完善，董事會治理的實際效果也不夠理想，尤其是金融危機期間，我國商業(yè)銀行的盈利能力明顯下降，不良貸款率攀升，引發(fā)了社會的廣泛關(guān)注。因此，研究董事會治理對我國商業(yè)銀行具有十分重要的意義。

繁忙董事會(busy boards)指董事會成員外部席位(在其他公司兼任董事)較多的董事會。梁上坤等[2]都用董事外部席位數(shù)量來刻畫董事會繁忙程度(busyness of the board)。繁忙董事會近年來日益成為公司治理的研究熱點之一，引發(fā)了許多國家監(jiān)管機構(gòu)的關(guān)注。大量理論和實證研究表明，繁忙董事會對公司績效和風(fēng)險承擔具有重要影響，但對其影響機制的研究不夠充分，而且針對銀行的研究相對較少，因而研究繁忙董事會對銀行績效與風(fēng)險承擔的影響具有現(xiàn)實意義。

一、理論分析與研究假設(shè)

由于研究視角、樣本選取或?qū)嵶C模型方法的不同，國內(nèi)外關(guān)于繁忙董事會影響的認識主要有正面影響、負面影響和非線性影響三種觀點。聲譽假說和資源依賴理論分析了繁忙董事會的正面影響，而繁忙假說[3]與委托代理理論指出了董事會成員外部兼職過多造成的負面影響。董事會規(guī)模和經(jīng)營績效面板門限模型則分析了繁忙董事會的非線性影響。

聲譽假說[3]認為，多席位董事的個人聲譽和專業(yè)水平有助于改善公司治理，提高公司的決策效率，為公司戰(zhàn)略決策提供更科學(xué)的指導(dǎo)，有利于銀行長期績效的提高。聲譽機制加強了多席位董事的監(jiān)督動機，改善了董事會治理效果。資源依賴理論[3]也指出，繁忙董事會的外部席位作為一種重要的社會資本，往往能幫助銀行獲取各項關(guān)鍵資源，比如同業(yè)合作和政府的支持等，從而幫助銀行在激烈的競爭中占據(jù)優(yōu)勢。基于此，本研究提出H1。

H1：繁忙董事會提高了銀行績效。

繁忙假說[3]強調(diào)充足的時間和精力是董事履職的必要條件，過多的外部席位工作可能攤薄董事有限的時間和精力，降低董事的工作盡職程度。另外，多席位董事形成的公司間利益關(guān)聯(lián)可能會降低董事會監(jiān)督動機，并影響董事會戰(zhàn)略決策的前瞻性。關(guān)于多席位董事網(wǎng)絡(luò)的研究[4-5]還發(fā)現(xiàn)，位于關(guān)系網(wǎng)中心的企業(yè)往往會為其他關(guān)聯(lián)企業(yè)消耗一定的資源，銀行往往是眾多企業(yè)的資金提供者，因而銀行付出的各種資源是一種很大的“隱性負擔”，這意味著繁忙董事會可能會降低銀行績效?；诖?，本研究提出H2。

H2：繁忙董事會降低了銀行績效。

聲譽假說[3]指出，繁忙董事會具有較強的監(jiān)督動機，同時繁忙董事會的社會資本提高了公司應(yīng)對風(fēng)險的能力，多席位獨立董事還能通過聲譽機制增加股東價值，幫助公司獲得投資者的信賴和投資。另外，外部席位較多的“專家”董事往往具有深厚的行業(yè)背景和洞察力，對公司的戰(zhàn)略指導(dǎo)也可能更具有長遠眼光，從而降低企業(yè)在激烈的商業(yè)競爭中的戰(zhàn)略風(fēng)險。董事會戰(zhàn)略決策職能十分重要，對于行業(yè)內(nèi)競爭日益加劇的商業(yè)銀行而言更是如此。銀行作為規(guī)模龐大、管理復(fù)雜的大型企業(yè)，更是需要董事會的戰(zhàn)略指導(dǎo)或規(guī)劃建議。基于此，本研究提出H3。

H3：繁忙董事會降低了銀行風(fēng)險承擔。

基于繁忙假說，繁忙董事會的監(jiān)督動機可能比較弱，再加上銀行董事會規(guī)模一般偏大，繁忙董事會中的“隨大流、搭便車”現(xiàn)象可能更嚴重，使得董事會戰(zhàn)略決策職能與監(jiān)督職能進一步弱化。同時，多席位董事可能代表各自利益集團進行博弈，有可能導(dǎo)致銀行做出短視決策，從而加大長期的風(fēng)險承擔。另外，在由多席位董事形成的企業(yè)關(guān)系網(wǎng)中，其他企業(yè)對銀行資源的隱性索取也在一定程度上增加了公司的風(fēng)險承擔。還有研究[4-5]表明，多席位董事為了與高管維持良好關(guān)系，傾向于維護高管薪酬與業(yè)績的高關(guān)聯(lián)度，從而間接鼓勵了高管采取激進的經(jīng)營策略，導(dǎo)致銀行風(fēng)險承擔加劇?；诖耍狙芯刻岢鯤4。

H4：繁忙董事會加劇了銀行風(fēng)險承擔。

二、研究設(shè)計

(一)變量的選取

1.繁忙董事會

基于國內(nèi)外相關(guān)研究，本研究用董事外部席位數(shù)量刻畫董事會繁忙程度。本研究借鑒王曉亮等[1]、謝永珍等[3]及Abbottl等[4]的方法，分別用絕對測度、相對測度與定性指標定義繁忙董事會。絕對測度指標Ap指董事會成員的外部兼職總數(shù)；相對測度指標Rp指董事會的人均外部兼職數(shù)；計算定性指標時，將Ap大于樣本均值的董事會定義為繁忙董事會(Dap取值為1)，再將Rp大于樣本均值的董事會定義為繁忙董事會(Drp取值為1)。需要說明的是，某董事的外部席位數(shù)量不包括其在本公司董事會的席位，但包括其接受本公司委派在子公司董事會任職形成的席位。用多種測度定義繁忙董事會的優(yōu)點如下：絕對測度指標便于描述變量之間的非線性關(guān)系；相對測度指標考慮了董事會規(guī)模的影響，從人均角度更客觀地反映了董事會成員外部兼職數(shù)量，避免了繁忙董事會定義標準的主觀性；定性指標更直觀地體現(xiàn)了繁忙董事會對銀行績效與風(fēng)險承擔的影響方向。總之，本研究對繁忙董事會的度量與定義方法有助于提高研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.銀行績效

財務(wù)指標主要代表銀行過去的經(jīng)營成果，而市場價值指標能夠在一定程度上反映市場對銀行未來績效的預(yù)期，具有一定的先導(dǎo)性。國內(nèi)外相關(guān)研究中運用最廣泛的銀行績效度量指標是季度總資產(chǎn)收益率ROA，一般用ROA考察財務(wù)(賬面價值)績效。ROA相比ROE不容易受到會計操縱，而且ROA能全面反映銀行對各項資產(chǎn)的運用。而Tobin′sQ等于上市公司的市場價值與其重置價值之比，該指標從市場價值的角度衡量公司績效?；趪鴥?nèi)外相關(guān)研究，本研究選用ROA和Tobin′sQ分別度量銀行的財務(wù)績效和基于市場價的績效，ROA和Tobin′sQ數(shù)值越大，表示銀行績效越好。考慮到Tobin′sQ計算方法的適用性及相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，本研究僅用Tobin′sQ得到的研究結(jié)論作為ROA的參照，并將相應(yīng)的模型估計結(jié)果列在穩(wěn)健性檢驗部分。

3.銀行風(fēng)險承擔

借鑒相關(guān)研究，本研究選用不良貸款率和違約風(fēng)險指標Z-score衡量銀行的風(fēng)險承擔。不良貸款率越大，表示銀行的風(fēng)險承擔越大；而Z-score越大，表示銀行自身的違約風(fēng)險越低。信用風(fēng)險是銀行面臨的最主要、最復(fù)雜的風(fēng)險。貸款業(yè)務(wù)是商業(yè)銀行最主要的收益和風(fēng)險來源，而不良貸款率在很大程度上代表了銀行面臨的借款人違約風(fēng)險，所以不良貸款率能很好地反映銀行的信用風(fēng)險水平，不良貸款率越高意味著銀行信用風(fēng)險越高。本研究借鑒李曉[5]的計算方法，采用Z-score衡量銀行的風(fēng)險承擔，作為基于不良貸款率的研究結(jié)論的參照，并將結(jié)果列在穩(wěn)健性檢驗部分。

4.控制變量

參照Kim等[6]、梁權(quán)熙等[7]及Mehrotra[8]的研究方法，本研究還加入了董事會結(jié)構(gòu)(董事會規(guī)模、董事會獨立性)、銀行規(guī)模、高管薪酬激勵、股權(quán)集中度及宏觀經(jīng)濟變量。需要說明的是，雖然銀行性質(zhì)可能影響銀行績效與風(fēng)險承擔，但本研究采用的固定效應(yīng)模型能很好地控制銀行個體因素與年度因素，所以本研究沒有將銀行屬性作為控制變量。

相關(guān)變量的符號、名稱及定義詳見表1。其中：Ap表示執(zhí)行董事的外部兼職總數(shù)，從絕對數(shù)量的角度刻畫董事會繁忙程度；Rp表示執(zhí)行董事會人均外部席位數(shù)量，從相對數(shù)量的角度刻畫董事會繁忙程度；Dap和Drp從定性的角度刻畫董事會繁忙程度，當某銀行某年度的執(zhí)行董事的外部兼職總數(shù)Ap大于樣本均值時，Dap取值為1，表示該銀行董事會為繁忙董事會，當執(zhí)行董事人均外部兼職數(shù)Rp大于樣本均值時，Drp取值為1，表示該銀行董事會為繁忙董事會。

表1 變量符號、名稱及定義

(二)模型設(shè)計

1.繁忙董事會與銀行績效

根據(jù)以上分析，本研究構(gòu)建了模型(1)至模型(4)來考察繁忙董事會與銀行績效的關(guān)系，以此檢驗H1與H2。四個模型的區(qū)別在于采用了不同測度的解釋變量，模型(1)和模型(2)分別從絕對測度和相對測度考察董事外部席位數(shù)量與銀行績效的關(guān)系，而模型(3)和模型(4)從定性角度考察董事外部席位數(shù)量與銀行績效的關(guān)系。

ROAi,t=α+β1APi,t+β2Apsqri,t+β3Controli,t+ε，

(1)

ROAi,t=α+β1Rpi,t+β2Rpsqri,t+β3Controli,t+ε，

(2)

ROAi,t=α+β1Dapi,t+β2Controli,t+ε，

(3)

ROAi,t=α+β1Drpi,t+β2Controli,t+ε。

(4)

2.繁忙董事會與銀行風(fēng)險承擔

根據(jù)以上分析，本研究構(gòu)建了模型(5)至模型(8)來考察繁忙董事會與風(fēng)險承擔的關(guān)系，以此檢驗H3與H4。這四個模型的區(qū)別在于采用了不同測度的解釋變量，模型(5)和模型(6)分別從絕對測度和相對測度考察董事外部席位數(shù)量與風(fēng)險承擔的關(guān)系，而模型(7)和模型(8)從定性角度考察這一關(guān)系。

NPLratei,t=α+β1Rpi,t+β2Rpsqri,t+

β3Controli,t+ε，

(5)

NPLratei,t=α+β1APi,t+β2Apsqri,t+

β3Controli,t+ε，

(6)

NPLratei,t=α+β1Dapi,t+β2Controli,t+ε，

(7)

NPLratei,t=α+β1Drpi,t+β2Controli,t+ε。

(8)

(三)樣本的選取

考慮到研究結(jié)論的代表性，本研究選擇上市銀行為研究對象；考慮到數(shù)據(jù)的完整性，本研究將樣本時間區(qū)間定為2009年至2020年。本研究以我國16家上市銀行2009年至2020年的年度數(shù)據(jù)為樣本，原始數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、銀行年度報告及銀行官方網(wǎng)站，部分缺失信息來自巨潮資訊網(wǎng)。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

本研究數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2009年至2020年，共計145個有效觀測值。表2是對本研究模型變量的描述性統(tǒng)計，其中ROA與NPLrate采用百分制表達。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)解釋變量之間多重共線性的檢驗

為了防止解釋變量之間的多重共線性問題，本研究專門對解釋變量進行了Pearson相關(guān)性檢驗。表3是本研究主要解釋變量和控制變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣。

由表3可知，除了Ap、Rp、Dap與Drp之間相關(guān)系數(shù)很大，絕大部分解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)都很小。另外，模型(1)至模型(8)每次只會用Ap、Rp、Dap與Drp中的一個來度量董事會繁忙程度。因此，本研究任何一個模型都不存在解釋變量多重共線性問題，以上變量可以放在同一模型中回歸。

表3 解釋變量和控制變量之間的Pearson 相關(guān)系數(shù)矩陣

(三)回歸方法的選擇

一般而言，面板數(shù)據(jù)的回歸方法要在隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型之間做出選擇。本研究通過豪斯曼檢驗選擇了固定效應(yīng)模型對面板數(shù)據(jù)進行估計。由于篇幅有限，本研究僅報告模型(1)的豪斯曼檢驗結(jié)果，回歸結(jié)果詳見表4。模型(2)至模型(8)的豪斯曼檢驗結(jié)果與模型(1)的類似。

表4 模型(1)的豪斯曼檢驗

表4下方檢驗結(jié)果“Prob>chi2=0.0338”表示豪斯曼檢驗p值為0.0338，故強烈拒絕了隨機效應(yīng)模型的假設(shè)，支持本研究使用固定效應(yīng)模型。另外，根據(jù)Elyasiani等[9]的相關(guān)研究，董事會特征因素可能具有一定的內(nèi)生性。中國商業(yè)銀行的董事會安排明顯與國外不同，尤其是國有控股銀行的董事會安排具有一定的外生性。蘇坤[10]認為，中國商業(yè)銀行的董事會制度的推行具有強烈的行政色彩和強制性，所以具有典型的外生性。因此，本研究在回歸分析中不考慮繁忙董事會的內(nèi)生性問題。

(四)回歸結(jié)果分析

1.獨立董事和執(zhí)行董事外部席位數(shù)量對銀行績效與風(fēng)險承擔的影響

本研究分別考察了執(zhí)行董事、獨立董事外部席位數(shù)量對銀行績效與風(fēng)險承擔的影響，發(fā)現(xiàn)執(zhí)行董事外部席位數(shù)量對銀行有顯著影響，而獨立董事外部席位數(shù)量對銀行的影響不顯著。本研究以獨立董事、執(zhí)行董事為樣本，分別計算出基于獨立董事、執(zhí)行董事數(shù)據(jù)口徑的繁忙董事會指標，并分別進行了實證檢驗。

結(jié)果表明：基于獨立董事口徑的繁忙董事會變量與銀行績效及風(fēng)險承擔的相關(guān)性均不顯著(因篇幅所限，沒有列出)；而基于執(zhí)行董事數(shù)據(jù)口徑的繁忙董事會變量對銀行績效與風(fēng)險承擔有顯著的負面影響(詳見表5)，本研究設(shè)計的四個度量繁忙董事會的指標Ap、Rp、Dap和Drp均與銀行績效顯著負相關(guān)，Dap和Drp均與Z-score負相關(guān)。以上結(jié)果表明，對于我國商業(yè)銀行而言，執(zhí)行董事外部兼職對銀行的影響大于獨立董事外部兼職對銀行的影響。隨著執(zhí)行董事外部席位數(shù)量的增加，董事會更傾向于表現(xiàn)出繁忙效應(yīng),并降低銀行績效，加劇銀行風(fēng)險承擔。這與Sarkar等[11]、Liu等[12]的研究結(jié)論一致，即執(zhí)行董事的外部席位數(shù)量與公司績效負相關(guān)，特別是當繁忙董事會對公司治理產(chǎn)生負面影響時，執(zhí)行董事帶來的負面影響比獨立董事帶來的負面影響更大。

表5 繁忙董事會對銀行績效、風(fēng)險承擔的影響

以上分析表明，對于我國商業(yè)銀行而言，執(zhí)行董事外部席位數(shù)量對銀行的影響遠大于獨立董事外部席位數(shù)量對銀行的影響。因此，本研究接下來針對執(zhí)行董事展開研究，以基于執(zhí)行董事口徑的數(shù)據(jù)計算繁忙董事會指標Ap、Rp、Dap和Drp，用模型(1)至模型(8)研究繁忙董事會對銀行績效與風(fēng)險承擔的影響。這8個模型之間的區(qū)別在于采用了不同測度的解釋變量。

2.繁忙董事會對銀行績效的影響

表5中模型(1)至模型(4)的回歸結(jié)果表示繁忙董事會與銀行績效的關(guān)系，結(jié)果支持H2：繁忙董事會降低了銀行績效。具體來看，董事會外部席位總數(shù)Ap、人均外部席位數(shù)Rp及繁忙董事會二元變量Dap和Drp都與ROA顯著負相關(guān)，尤其是人均外部席位數(shù)Rp的系數(shù)絕對值較大，說明董事人均外部席位的增加對銀行績效有明顯的損害。

模型(1)至模型(4)中控制變量的符號及方向也符合相關(guān)研究的一般結(jié)論：獨立董事比例、銀行資產(chǎn)規(guī)模與高管薪酬激勵都對銀行績效有一定的促進作用。獨立董事比例和董事會規(guī)模對ROA沒有顯著影響。雖然資產(chǎn)規(guī)模lnA的平方項也顯著，但是這一U型關(guān)系的底部拐點約為6.27，而本研究的描述性統(tǒng)計中l(wèi)nA的中值約為7.45，這意味著大部分銀行資產(chǎn)規(guī)模對ROA的影響處于U型右側(cè)的上升區(qū)間，說明在本研究的樣本中，lnA主要與ROA正相關(guān)。同理，可以判斷出高管薪酬lnP主要與ROA正相關(guān)。第一大股東持股比例與ROA顯著正相關(guān)，GDP增長率與ROA關(guān)系不顯著。

3.繁忙董事會對銀行風(fēng)險承擔的影響

表5中模型(5)至模型(8)的回歸結(jié)果表示繁忙董事會與銀行風(fēng)險承擔的關(guān)系，結(jié)果支持H3：繁忙董事會降低了銀行風(fēng)險承擔(但穩(wěn)健性檢驗表明，這一結(jié)論并不準確)。具體來看，董事會外部席位總數(shù)Ap、人均外部席位數(shù)Rp與不良貸款率顯著負相關(guān)，而度量繁忙董事會的二元變量Dap和Drp的系數(shù)為負，說明繁忙董事會與銀行的信用風(fēng)險弱負相關(guān)。

模型(5)至模型(8)中控制變量的符號及方向也符合相關(guān)研究的一般結(jié)論：獨立董事比例、高管薪酬對銀行風(fēng)險承擔有一定的抑制作用。其中，董事會規(guī)模的系數(shù)不顯著，獨立董事比例與不良貸款率顯著負相關(guān)。資產(chǎn)規(guī)模與不良貸款率相關(guān)性不顯著，而高管薪酬lnP與不良貸款率呈倒U型關(guān)系，倒U型頂部拐點約為4.86，lnP的中值約為6.22，說明樣本中高管薪酬對不良貸款率的影響位于倒U型右側(cè)的下降區(qū)間，即高管薪酬主要與不良貸款率負相關(guān)。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了提高研究結(jié)果的穩(wěn)健性，在以ROA衡量銀行績效、以不良貸款率NPLrate衡量銀行風(fēng)險承擔的基礎(chǔ)上，本研究換用基于市場價值的指標Tobin′sQ衡量銀行績效，以違約風(fēng)險指標Z-score衡量銀行風(fēng)險承擔，上述檢驗結(jié)論與前文結(jié)論并未發(fā)生根本性改變，具有穩(wěn)健性。

四、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

1.繁忙董事會顯著降低了銀行績效

根據(jù)表2與相關(guān)分析，繁忙董事會的四個度量指標均與銀行績效顯著負相關(guān)，其與ROA的負相關(guān)程度尤為顯著。這一結(jié)果支持了繁忙假說，表明在國內(nèi)商業(yè)銀行董事會治理的現(xiàn)狀下，執(zhí)行董事的外部多席位會損害銀行績效。

究其原因，執(zhí)行董事要參與公司的日常經(jīng)營，需要更專注于本公司的事務(wù)，因而外部兼職數(shù)量增加導(dǎo)致的繁忙效應(yīng)在執(zhí)行董事身上的表現(xiàn)會十分明顯，特別是對于管理工作十分復(fù)雜的商業(yè)銀行而言，外部多席位更容易導(dǎo)致繁忙效應(yīng)。盡管執(zhí)行董事的外部席位也可能對公司有益處，但在目前國內(nèi)董事市場聲譽機制不完善的前提下，繁忙董事會對公司治理的促進作用十分有限?？傊?，對于我國商業(yè)銀行而言，繁忙董事會對公司治理的影響主要是負面的。

2.繁忙董事會顯著加劇了銀行整體風(fēng)險

繁忙董事會顯著加劇了以Z-score度量的銀行整體風(fēng)險。值得注意的是，表 5表明繁忙董事會對銀行風(fēng)險承擔的影響不能一概而論，繁忙董事會對不同維度的風(fēng)險的影響是不一樣的——繁忙董事會加劇了銀行的整體風(fēng)險，而作為繁忙董事會主要成因之一的執(zhí)行董事外部多席位卻降低了銀行的信用風(fēng)險。這一結(jié)果的成因主要是風(fēng)險維度的不同形成的結(jié)論差異，也不排除小樣本統(tǒng)計推斷造成的誤差。

3.執(zhí)行董事外部多席位對銀行績效與整體風(fēng)險有顯著的負面影響

表5的回歸結(jié)果表明，執(zhí)行董事外部多席位對銀行績效有顯著的負面影響，對銀行風(fēng)險承擔也具有一定的影響——執(zhí)行董事外部多席位降低了銀行的信用風(fēng)險，加劇了銀行的整體風(fēng)險，而獨立董事對銀行績效或風(fēng)險承擔沒有顯著影響。這一結(jié)論也比較符合相關(guān)理論研究與我國商業(yè)銀行董事會治理現(xiàn)狀。江新峰等[13]、王營[14]的研究結(jié)論表明：獨立董事的外部席位數(shù)量與公司績效正相關(guān)，而執(zhí)行董事的外部席位數(shù)量與公司績效負相關(guān)，執(zhí)行董事更容易表現(xiàn)出繁忙效應(yīng)；執(zhí)行董事對公司的影響比獨立董事更大，特別是當繁忙董事會對公司治理產(chǎn)生負面影響時，執(zhí)行董事帶來的負面影響比獨立董事更大。從現(xiàn)實的角度來看，目前我國商業(yè)銀行董事會治理實際效果還不夠好，執(zhí)行董事作為公司實際經(jīng)營管理的參與者，在公司治理中發(fā)揮的實際作用大于獨立董事。獨立董事制度的種種不健全，使得獨立董事發(fā)揮的作用很有限，這在本研究中具體表現(xiàn)為獨立董事外部多席位對銀行績效與風(fēng)險承擔沒有顯著影響。

(二)政策建議

1.合理控制董事外部兼職數(shù)量，努力提高董事兼職質(zhì)量

銀行應(yīng)當適當限制董事外部兼職數(shù)量，努力提高董事兼職質(zhì)量，尤其應(yīng)當減少執(zhí)行董事的兼職數(shù)量，減少董事長和行長的兼職數(shù)量。國內(nèi)外相關(guān)研究和本研究的分析表明，繁忙董事會對銀行績效和風(fēng)險承擔的影響有利有弊；同時，中國人民銀行等部門的相關(guān)規(guī)定對上市銀行董事的兼職行為也有一定的限制。因此，無論是從經(jīng)濟利益最大化的角度，還是從監(jiān)管合規(guī)的角度，商業(yè)銀行都應(yīng)當控制董事兼職數(shù)量，將其維持在合理水平，并著力提高董事外部兼職的質(zhì)量，從而促進董事的外部兼職更多地為銀行發(fā)揮正面作用。

綜合以上分析，銀行應(yīng)當減少執(zhí)行董事兼職數(shù)量，尤其應(yīng)當減少銀行董事長和銀行行長兼職數(shù)量。執(zhí)行董事需要更多的時間和精力來保證有效履職，而執(zhí)行董事的外部兼職會明顯影響其有效履職。特別是董事長作為銀行的法人代表，應(yīng)當確保全職以提高履職質(zhì)量。因此，有必要限制董事長兼任其他企業(yè)董事長。另外，董事長也應(yīng)當減少在銀行下屬或控股企業(yè)的兼職數(shù)量。同理，銀行行長也應(yīng)當減少在其他企業(yè)的兼職數(shù)量。

多席位董事和獨立董事有助于提高董事會的治理效率。特別是對于銀行而言，銀行的獨立董事大多具有金融領(lǐng)域背景，在改善公司治理上比一般企業(yè)的獨立董事更有優(yōu)勢。但不少實證研究表明，獨立董事比例或獨立董事兼職數(shù)量與銀行績效負相關(guān)。實際上，部分上市銀行獨立董事和一般企業(yè)的獨立董事一樣存在兼職過多的問題，再加上我國獨立董事制度存在責(zé)權(quán)利失衡的缺陷，使得獨立董事在行使職責(zé)時有后顧之憂而不敢積極發(fā)表意見，這就更使銀行的獨立董事機制流于形式。

銀行在積極利用多席位董事的社會資源的同時，應(yīng)適當控制獨立董事兼職數(shù)量，可以適當聘請具有較多社會資源的多席位獨立董事，但不必盲目追求聲譽極高的“明星董事”。雖然兼職數(shù)量在一定程度上能反映董事的專業(yè)能力和社會資源，但是能力的發(fā)揮還是要建立在有充足的時間和精力的基礎(chǔ)上，過于繁忙的獨立董事不一定會對銀行盡職盡責(zé)?？傊y行在聘用獨立董事時不能只關(guān)注其多席位數(shù)量或社會資源豐富程度，也應(yīng)當關(guān)注其履職質(zhì)量。

2.積極完善獨立董事制度，充分發(fā)揮獨立董事的作用

在我國商業(yè)銀行經(jīng)營管理實踐中，獨立董事制度并未對改善銀行治理做出太大貢獻，這與我國獨立董事制度的實施背景有很大關(guān)系。國家推行獨立董事制度的初衷是為了增強董事會的獨立性，卻沒有充分考慮其對董事會治理效率的影響。具體到銀行業(yè)，很多銀行設(shè)立獨立董事職位僅僅是為了從形式上滿足監(jiān)管要求，這最終導(dǎo)致獨立董事的形式意義大于實質(zhì)作用。監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)當根據(jù)實際情況采用有效手段推動商業(yè)銀行改善獨立董事制度建設(shè)。商業(yè)銀行自身也應(yīng)對獨立董事的角色和職能重新定位，切實提高獨立董事在董事會的地位和發(fā)言權(quán)，本研究建議從兩方面著手。

一是商業(yè)銀行應(yīng)當從政策層面為獨立董事的履職創(chuàng)造良好環(huán)境，給予獨立董事更多的內(nèi)部信息渠道，為獨立董事充分了解本企業(yè)提供便利。同時，激勵獨立董事對重大事項進行有效表決，從而使其更有效地發(fā)揮監(jiān)督和戰(zhàn)略決策職能。

二是商業(yè)銀行應(yīng)當改進獨立董事激勵機制，進一步完善薪酬激勵和聲譽激勵機制。尤其是在薪酬激勵方面，銀行應(yīng)當因地制宜地制定一整套與其戰(zhàn)略目標相匹配的薪酬激勵制度，改善對獨立董事的薪酬激勵數(shù)量和形式，以切實提高薪酬激勵效果。