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(shù)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(jié)合公司高管權(quán)力結(jié)構(gòu)、公司股東治理結(jié)構(gòu)、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(guān)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(quán)力結(jié)構(gòu)與公司董事會治理結(jié)構(gòu)都會對這一機制產(chǎn)生重要影響。公司高管權(quán)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(jié)構(gòu)，治理結(jié)構(gòu)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(quán)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(jié)構(gòu)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(guān)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(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)說明

2.1 模型構(gòu)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(guān)系的控制變量，從而保證結(jié)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(jié)構(gòu)”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(jié)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(quán)性質(zhì)、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(gòu)投資者持股比例、股東持股比例等公司治理結(jié)構(gòu)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(guān)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(jié)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(jié)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(jié)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(zhì)量能夠支撐多元回歸結(jié)論的可靠性。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3.2 均值檢驗與相關(guān)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(guān)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(jié)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(guān)系數(shù)檢驗的結(jié)果。

表4 變量Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗

Pearson相關(guān)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(guān)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(jié)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(jié)果。前兩列被解釋變量為CEO相對薪酬P(guān)ay，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(jié)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(jié)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(quán)力子樣本回歸統(tǒng)計

表6展示了高管權(quán)力子樣本的回歸結(jié)果，目的是檢驗CEO權(quán)力結(jié)構(gòu)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P(guān)ay。

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(jié)果（被解釋變量Agc與Pay）

表6 高管權(quán)力結(jié)構(gòu)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(quán)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(jié)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(quán)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(jié)構(gòu)子樣本回歸統(tǒng)計

表7展示了公司治理結(jié)構(gòu)子樣本的回歸結(jié)果，目的是檢驗公司股東治理結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)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(jié)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(jié)構(gòu)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(jié)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(jié)構(gòu)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(jié)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P(guān)ay。從結(jié)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(jié)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(guān)的，因此這一結(jié)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(jié)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(guān)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(jié)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(jié)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(jié)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(jié)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(quán)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(jié)構(gòu)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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