李帥琦，李建標(biāo)

1 山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，濟(jì)南 250014 2 南開大學(xué) 中國公司治理研究院，天津 300071 3 山東大學(xué) 類腦經(jīng)濟(jì)學(xué)研究院，濟(jì)南 250100 4 南開大學(xué) 濱海學(xué)院，天津 300270

引言

獨(dú)立董事制度作為不同文化制度環(huán)境中差異化公司治理模式的一個(gè)共性機(jī)制，在公司治理領(lǐng)域具有相當(dāng)重要的地位，其有效性問題一直受到學(xué)界和業(yè)界的關(guān)注，尤其是在一些廣為人知的財(cái)務(wù)舞弊案件中得到社會公眾和專業(yè)人員的注目。獨(dú)立董事制度有效性的多樣化結(jié)論促使學(xué)者們進(jìn)一步探討其產(chǎn)生的原因，職責(zé)履行情況被認(rèn)為是獨(dú)立董事制度有效性的關(guān)鍵[1]。

影響?yīng)毩⒍侣穆毿袨榈囊蛩乜梢员环譃橥獠亢蛢?nèi)在兩類，已有針對獨(dú)立董事履職行為的公司治理、組織理論和倫理學(xué)等研究大都關(guān)注影響履職行為的外部因素，如探討薪酬[2]、聲譽(yù)[3]、監(jiān)管處罰[4]、社會關(guān)系[5]和職業(yè)背景[6]等的作用。這些研究往往將獨(dú)立董事作為一個(gè)抽象化的客體，沒有挖掘其履職行為的內(nèi)在驅(qū)動機(jī)制。

內(nèi)在驅(qū)動源于獨(dú)立董事在所處職責(zé)相關(guān)的事件情景下對職責(zé)的感知，感知到的責(zé)任內(nèi)化為獨(dú)立董事自身的責(zé)任感，即感知責(zé)任[7]。感知責(zé)任被認(rèn)為是行動者行為與相關(guān)事件之間的重要中介[8]，當(dāng)規(guī)則或慣例明確規(guī)定了職責(zé)，且相關(guān)事件情景確定時(shí)，獨(dú)立董事產(chǎn)生感知責(zé)任，最終驅(qū)動其做出履職行為，是“在其位，謀其政”的過程[9]。

本研究主要考察獨(dú)立董事履職行為的內(nèi)在感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制，嘗試在獨(dú)立董事面臨的職責(zé)相關(guān)事件情景與其履職行為之間打通關(guān)聯(lián)渠道。本研究將獨(dú)立董事履職行為的探討從外部影響因素推衍到個(gè)體內(nèi)部，對這一問題的剖析不僅有助于理解獨(dú)立董事履職的行為根源，還為設(shè)計(jì)獨(dú)立董事選聘機(jī)制和激勵(lì)機(jī)制提供參考，為行為公司治理理論提供拓展方向。

1 相關(guān)研究評述

1.1 獨(dú)立董事職責(zé)

學(xué)者們基于不同的情景和研究路徑給出差異化的職責(zé)定義[10]，這些定義大都認(rèn)為職責(zé)是驅(qū)動受眾按照規(guī)定和標(biāo)準(zhǔn)行動的壓力機(jī)制，職責(zé)所在的群體理應(yīng)履行其義務(wù)和責(zé)任等，并且職責(zé)并非僅僅針對個(gè)體的責(zé)任，更傾向于整個(gè)職業(yè)的責(zé)任[11]。法律法規(guī)和專業(yè)指引從根本上界定了獨(dú)立董事的職責(zé)，在大多數(shù)法律法規(guī)中，董事的職責(zé)與合規(guī)和價(jià)值創(chuàng)造有關(guān)[12]，董事的受托責(zé)任是做出對公司最好的行為[13]，作為董事中重要的一員，獨(dú)立董事的職責(zé)同樣基于這種主旨，中國和國外(特別是美國)的法律法規(guī)，如《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》《上市公司獨(dú)立董事履職指引》《The Sarbanes-Oxley Act of 2002》，或明確或暗含地在不同維度上規(guī)定了獨(dú)立董事具有監(jiān)督職責(zé)[14]和咨詢職責(zé)[15]。這兩種職責(zé)分別針對兩類問題，即對高管機(jī)會主義行為的獨(dú)立監(jiān)控[16]、在戰(zhàn)略或關(guān)鍵管理問題上提供咨詢投入和指導(dǎo)[17]。

高管機(jī)會主義行為的市場反應(yīng)理應(yīng)是公司業(yè)績下滑導(dǎo)致被收購[18]，然而諸如毒丸計(jì)劃、綠皮欺詐、驅(qū)鯊條款和白騎士等一系列事件破壞了這一市場反應(yīng)的進(jìn)程，這在客觀上提供了需要獨(dú)立董事監(jiān)督管理層以防止其侵害股東利益行為的依據(jù)。在一些股權(quán)相對集中的公司治理環(huán)境中，除存在管理層侵害股東利益的情況外，還存在大股東侵占中小股東權(quán)益的所謂第2類代理問題[19]，此時(shí)獨(dú)立董事的監(jiān)督職責(zé)被強(qiáng)調(diào)為保護(hù)中小股東權(quán)益，甚至被認(rèn)為是中小股東權(quán)益維護(hù)的第一道防線[20]。

董事會被認(rèn)為能夠?yàn)楣景l(fā)展提供各種資源[21]，這些資源在很大程度上能夠降低公司運(yùn)營風(fēng)險(xiǎn)，尤其是公司外部環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)，不確定性降低能夠減少交易成本，提高公司績效。獨(dú)立董事因?yàn)閬碓吹膹V泛性，在資源和關(guān)系提供方面的作用更為突出，董事會的資源依賴作用主要由獨(dú)立董事體現(xiàn)出來[22]。獨(dú)立董事具有的專業(yè)技能、專業(yè)知識、經(jīng)驗(yàn)、特殊技藝等都能夠?yàn)槎聲Q策和企業(yè)運(yùn)營提供有效意見[23]，即構(gòu)成了獨(dú)立董事的咨詢職責(zé)[24]。

1.2 獨(dú)立董事履職影響因素與感知責(zé)任

獨(dú)立董事制度的有效性依賴于獨(dú)立董事是否能夠切實(shí)履行監(jiān)督職責(zé)和咨詢職責(zé)，針對獨(dú)立董事有效性的研究注重對獨(dú)立董事履職行為激勵(lì)和約束機(jī)制的探討。在約束方面，辛清泉等[4]分析2003年至2010年證監(jiān)會和交易所的獨(dú)立董事處罰數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對獨(dú)立董事的監(jiān)管處罰遠(yuǎn)輕于非獨(dú)立董事，并且存在大量獨(dú)立董事于處罰之前離職的現(xiàn)象，他們認(rèn)為監(jiān)管約束機(jī)制的缺失削弱了獨(dú)立董事有效性。從激勵(lì)機(jī)制看，全怡等[25]以2002年至2015年滬深A(yù)股上市公司中的獨(dú)立董事為樣本，考察薪酬和聲譽(yù)對獨(dú)立董事履職行為的驅(qū)動作用，發(fā)現(xiàn)薪酬和聲譽(yù)兩種激勵(lì)方式對異質(zhì)性的獨(dú)立董事個(gè)體存在差異化的作用。然而這些研究忽略了一點(diǎn)，即作為行為人的獨(dú)立董事如何看待自己的職責(zé)，他們是否認(rèn)可自己的職責(zé)，是否能夠感知自己身為一名獨(dú)立董事所應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任。因此，基于這種考慮，本研究立足于獨(dú)立董事在諸如大股東侵占中小股東利益或者董事會決策等職責(zé)相關(guān)事件中的感知責(zé)任，考察感知責(zé)任對獨(dú)立董事履職行為的驅(qū)動作用。

從內(nèi)涵看，感知責(zé)任與職責(zé)既存在聯(lián)系又有區(qū)別，職責(zé)的確定并不意味著個(gè)體一定會感知到自身相應(yīng)的責(zé)任。職責(zé)是指職業(yè)相關(guān)群體應(yīng)該履行其法律、法規(guī)和職業(yè)指引規(guī)定的義務(wù)等的客觀責(zé)任，而感知責(zé)任則更傾向于是一種主觀信念，即個(gè)體對職責(zé)和職責(zé)相關(guān)事件的認(rèn)知狀態(tài)，在探討個(gè)體態(tài)度和行為時(shí)感知責(zé)任受到廣泛關(guān)注[7]，在公司審計(jì)領(lǐng)域，感知責(zé)任已經(jīng)被用來解釋審計(jì)師的財(cái)務(wù)舞弊甄別行為[26]。

感知責(zé)任的產(chǎn)生依賴于職責(zé)的存在[7]，SCHLENKER[27]認(rèn)為感知責(zé)任(責(zé)任感)不同于職責(zé)，而是源自于職責(zé)，感知責(zé)任是個(gè)體對職責(zé)的感知和內(nèi)化。感知責(zé)任的產(chǎn)生與3個(gè)變量息息相關(guān)，即個(gè)體身份、規(guī)則或慣例、相關(guān)事件，個(gè)體身份描述了行動者相對于規(guī)則或慣例和事件情景的角色、特質(zhì)、信念和愿望，而規(guī)則或慣例在相應(yīng)事件情景中引導(dǎo)個(gè)體行為，即規(guī)定了行動者個(gè)體的職責(zé)[28]。在行動者身份和職責(zé)確定的情況下，感知責(zé)任具有相關(guān)事件的情景依賴性[7]。對于獨(dú)立董事而言，在既定監(jiān)督職責(zé)和咨詢職責(zé)的基礎(chǔ)上，其感知責(zé)任與諸如大股東侵占中小股東利益的程度(以下簡稱為大股東侵占程度)或者董事會決策合理程度等相關(guān)。

1.3 感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制

從個(gè)體的角度看，感知責(zé)任即個(gè)體對相關(guān)外部情景和既定社會(職業(yè))責(zé)任進(jìn)行感知、內(nèi)化而產(chǎn)生的責(zé)任感，其對個(gè)體履職行為的驅(qū)動并非簡單的直接相關(guān)關(guān)系，而是存在更深層的機(jī)制。

一方面，感知責(zé)任與情緒的關(guān)系密不可分，在某種程度上情緒可以轉(zhuǎn)化為責(zé)任感，如愧疚在代際間向責(zé)任感轉(zhuǎn)變[29]，更多的情況是不遵從感知責(zé)任會激起情緒反應(yīng)[30]，而情緒對行為的驅(qū)動作用又非常明顯[31]。例如，個(gè)體違背他們認(rèn)為自己應(yīng)該做的事情時(shí)產(chǎn)生愧疚。責(zé)任感是愧疚產(chǎn)生的重要因素[32]，如果一個(gè)人在某些方面沒有產(chǎn)生責(zé)任感，就不會激發(fā)其愧疚情緒，愧疚產(chǎn)生于對感知責(zé)任的違背。GREENSPAN[33]注意到愧疚可能產(chǎn)生于行為之后，也可能產(chǎn)生于行為之前，后者被稱為愧疚預(yù)期[34]，即個(gè)體預(yù)測如果自己在未來并未按照感知責(zé)任進(jìn)行行動，會產(chǎn)生愧疚情緒。對獨(dú)立董事而言，其感知責(zé)任產(chǎn)生于對監(jiān)督職責(zé)或咨詢職責(zé)的感知，感知責(zé)任的程度決定于他們職責(zé)相關(guān)的事件，如果他們不遵從或者部分遵從感知產(chǎn)生的責(zé)任感，履職行為缺失或者不足預(yù)期造成的糟糕結(jié)果促使其產(chǎn)生愧疚情緒，即違背感知責(zé)任為獨(dú)立董事帶來愧疚預(yù)期。愧疚作為一種負(fù)面情緒，為產(chǎn)生愧疚的獨(dú)立董事帶來情緒和認(rèn)知成本。為了規(guī)避這種主觀情緒和認(rèn)知成本，獨(dú)立董事傾向于履行職責(zé)。

另一方面，如果獨(dú)立董事切實(shí)履行職責(zé)，又往往需要付出努力、時(shí)間或者金錢等現(xiàn)實(shí)成本。個(gè)體需要在主觀情緒和認(rèn)知成本與現(xiàn)實(shí)成本之間進(jìn)行權(quán)衡，進(jìn)而達(dá)成一個(gè)均衡狀態(tài)，最終決定獨(dú)立董事履職行為的程度(以下簡稱為履職程度)。KAHNEMAN et al.[35]刻畫了這種從心理感知到個(gè)體行為的神經(jīng)過程，人們在認(rèn)知決策過程中，首先調(diào)用第1系統(tǒng)，即運(yùn)行快速且不費(fèi)認(rèn)知資源，處于自主控制狀態(tài)的系統(tǒng)，感知責(zé)任產(chǎn)生于這一系統(tǒng)。第1系統(tǒng)不斷為涉及復(fù)雜大腦活動的第2系統(tǒng)提供印象、直覺、意向和感覺等信息，如果一切順利，第2系統(tǒng)接收這些信息后進(jìn)行權(quán)衡對比等復(fù)雜活動，最終轉(zhuǎn)化為信念，將沖動轉(zhuǎn)化為自主行動。在當(dāng)前研究中，源自于第1系統(tǒng)的感知責(zé)任的驅(qū)動力在第2系統(tǒng)中需要與履職成本進(jìn)行權(quán)衡，最終才轉(zhuǎn)化為行為，因此感知責(zé)任到履職行為是一個(gè)涉及兩個(gè)系統(tǒng)的因果關(guān)系過程。

綜上所述，大多數(shù)研究認(rèn)為獨(dú)立董事履職行為決定了獨(dú)立董事制度的有效性，進(jìn)而對影響?yīng)毩⒍侣穆毿袨榈耐獠考?lì)和約束機(jī)制進(jìn)行廣泛討論，然而這些研究很少關(guān)注感知責(zé)任這一可能的獨(dú)立董事履職的內(nèi)在影響因素。本研究以情緒驅(qū)動的思路分別對獨(dú)立董事的監(jiān)督職責(zé)和咨詢職責(zé)建立感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制模型，在模型基礎(chǔ)上分別設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)，對模型進(jìn)行驗(yàn)證，即考察獨(dú)立董事在差異化情景中的感知責(zé)任對其履職程度的影響，探討?yīng)毩⒍赂兄?zé)任在職責(zé)相關(guān)事件與履職程度關(guān)系之間的中介作用。

2 構(gòu)建模型和提出假設(shè)

2.1 獨(dú)立董事履職情景與感知責(zé)任

(1)獨(dú)立董事的監(jiān)督感知責(zé)任

在中國，獨(dú)立董事的監(jiān)督職責(zé)主要被界定為監(jiān)督大股東侵占中小股東權(quán)益的行為。在公司治理實(shí)踐中，大股東侵占中小股東權(quán)益行為產(chǎn)生的真正原因是：盡管依據(jù)規(guī)章制度，中小股東同大股東一樣，享有基于自身所占股份參與公司剩余索取的權(quán)利，然而在實(shí)際經(jīng)營中，因?yàn)檩^高的股權(quán)集中度，大股東實(shí)質(zhì)上掌握了對剩余進(jìn)行分配的權(quán)利。大股東與中小股東關(guān)于收益分配的真實(shí)情景與獨(dú)裁者博弈十分類似，加入獨(dú)立董事角色并授予其監(jiān)督職責(zé)之后，博弈結(jié)構(gòu)則類似于FEHR et al.[36]提出的存在第三方懲罰的獨(dú)裁者博弈框架。本研究關(guān)注獨(dú)立董事履職行為的內(nèi)在感知責(zé)任機(jī)制，因此在理論推導(dǎo)和實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中都排除了聲譽(yù)和薪酬等外部影響因素。

假設(shè)大股東B在自己與中小股東A之間分配一份公司收益，其分配給自己的收益折合每股PB，分配給中小股東的收益折合每股PA，PB>PA。令QM=PB-PA，QM為大股東侵占程度，即獨(dú)立董事應(yīng)履行監(jiān)督職責(zé)(M)的相關(guān)事件，獨(dú)立董事需要保證分配給中小股東的每股收益PA盡可能接近大股東分配給自己的每股收益PB?；诒O(jiān)督職責(zé)，獨(dú)立董事產(chǎn)生的監(jiān)督感知責(zé)任為

RM=αQM=α(PB-PA)

(1)

其中，RM為獨(dú)立董事產(chǎn)生的監(jiān)督感知責(zé)任，α為獨(dú)立董事的監(jiān)督感知責(zé)任生成系數(shù)，α>0。

對于一個(gè)確定的獨(dú)立董事個(gè)體來說，面對的大股東侵占程度(PB-PA)越大，其監(jiān)督懲罰大股東的感知責(zé)任就越強(qiáng)。因此，本研究提出假設(shè)。

H1a大股東侵占程度越高，獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任越強(qiáng)。

(2)獨(dú)立董事的咨詢感知責(zé)任

將獨(dú)立董事在董事會決策過程中的建議行為作為獨(dú)立董事履行咨詢職責(zé)的代理變量，使用一個(gè)加入第三方提議者角色的線性公共物品框架刻畫獨(dú)立董事在董事會決策過程中的提議行為。

(2)

(3)

H1b非獨(dú)立董事決策合理程度越低，獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任越強(qiáng)。

2.2 感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制——主觀效用與實(shí)現(xiàn)效用的均衡

(1)獨(dú)立董事履行監(jiān)督職責(zé)的感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制

如果獨(dú)立董事預(yù)期不履行自己的監(jiān)督職責(zé)，也就是不遵從自己的監(jiān)督感知責(zé)任，則會產(chǎn)生愧疚等負(fù)面情緒，獨(dú)立董事需要擔(dān)負(fù)主觀情緒和認(rèn)知成本，即

ΔUM=βRM

(4)

其中，ΔUM為獨(dú)立董事需要擔(dān)負(fù)的主觀情緒和認(rèn)知成本；β為獨(dú)立董事在履行監(jiān)督職責(zé)情景中的感知責(zé)任與主觀情緒和認(rèn)知成本的相關(guān)系數(shù)，β>0。令U0為獨(dú)立董事的初始效用，此時(shí)獨(dú)立董事的主觀效用為

(5)

UM=U0-γDM

(6)

其中，UM為獨(dú)立董事切實(shí)履行監(jiān)督職責(zé)時(shí)的實(shí)現(xiàn)效用。獨(dú)立董事的實(shí)現(xiàn)效用即初始效用扣除其切實(shí)履職所要擔(dān)負(fù)的客觀機(jī)會成本后的剩余，聯(lián)立(5)式和(6)式，有

(7)

U0-βRM=U0-γDM

(8)

即

(9)

H2a獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度與其監(jiān)督感知責(zé)任正相關(guān)；

H2b獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任對大股東侵占程度與獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度之間的關(guān)系起中介作用。

(2)獨(dú)立董事履行咨詢職責(zé)的感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制

如果獨(dú)立董事不行使自己的咨詢職責(zé)，即違背了其基于職責(zé)和相關(guān)事件產(chǎn)生的感知責(zé)任，同樣會誘發(fā)愧疚等負(fù)面情緒，產(chǎn)生主觀情緒和認(rèn)知成本，即

該位置是操縱列車常用制動，使列車正常緩慢停車或調(diào)整運(yùn)行速度所使用的位置。包括初制動位和全制動位，兩者之間是制動區(qū)。

(10)

其中，ΔUC為主觀情緒和認(rèn)知成本，μ為獨(dú)立董事在履行咨詢職責(zé)的情景中的感知責(zé)任與主觀情緒和認(rèn)知成本的相關(guān)系數(shù)，μ>0。獨(dú)立董事不履行自己的咨詢職責(zé)時(shí)的主觀效用為

(11)

(12)

其中，UC為獨(dú)立董事行使咨詢職責(zé)后的實(shí)現(xiàn)效用。聯(lián)立(11)式和(12)式，有

(13)

(14)

獨(dú)立董事針對每個(gè)非獨(dú)立董事的咨詢感知責(zé)任內(nèi)在驅(qū)動機(jī)制表達(dá)式為

(15)

H2c獨(dú)立董事咨詢履職程度與其咨詢感知責(zé)任正相關(guān)；

H2d獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任對非獨(dú)立董事決策合理程度與獨(dú)立董事咨詢履職程度之間的關(guān)系起中介作用。

3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

設(shè)置兩個(gè)實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)1使用加入第三方懲罰的獨(dú)裁者博弈，考察獨(dú)立董事基于監(jiān)督履職行為的感知責(zé)任機(jī)制；實(shí)驗(yàn)2使用加入第三方提議的公共物品博弈，考察獨(dú)立董事基于咨詢履職行為的感知責(zé)任機(jī)制。測量被試感知責(zé)任是一種對信念或者心理狀態(tài)的提取，在相關(guān)實(shí)驗(yàn)中，經(jīng)常用到ROBINSON et al.[39]的自我報(bào)告研究范式。在實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，也有很多研究將不同情景下被試自我報(bào)告的信念特征作為變量，檢驗(yàn)其與被試最終行為的相關(guān)性，如FAST et al.[40]對權(quán)力感知的實(shí)驗(yàn)研究、MOORE et al.[41]和李建標(biāo)等[42]對過度自信的實(shí)驗(yàn)研究等。本研究依據(jù)NELISSEN et al.[43]和DEZOORT et al.[7]的實(shí)驗(yàn)研究進(jìn)行實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，在兩個(gè)實(shí)驗(yàn)中分別告知被試他們扮演角色的責(zé)任就是維護(hù)公平或者保證小組總投資最大化，以此作為職責(zé)，令被試在體驗(yàn)履職相關(guān)事件情景后報(bào)告其自我感知的履職責(zé)任，以測量感知責(zé)任。

3.1 實(shí)驗(yàn)1設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)使用FEHR et al.[36]的第三方懲罰獨(dú)裁者博弈框架，考察作為第三方角色的獨(dú)立董事觀察到職責(zé)相關(guān)事件后產(chǎn)生的監(jiān)督感知責(zé)任及其履職行為。實(shí)驗(yàn)開始前，告知被試隨機(jī)獲得大股東、中小股東和獨(dú)立董事中的一個(gè)角色，并且整個(gè)實(shí)驗(yàn)過程中扮演的角色不會改變。獨(dú)立董事被試獲知他的職責(zé)是維護(hù)大股東與中小股東之間的公平，即外生給定獨(dú)立董事的職責(zé)。因?yàn)閷?shí)驗(yàn)主要測量獨(dú)立董事的感知責(zé)任和履職行為，所以對大股東和中小股東進(jìn)行虛擬處理。

每場實(shí)驗(yàn)進(jìn)行4輪，每輪實(shí)驗(yàn)開始時(shí)1個(gè)大股東、1個(gè)中小股東和1個(gè)獨(dú)立董事組成一個(gè)3人小組，每一輪3人小組都隨機(jī)重新組合，他們不知道小組中其他人是誰，通過這樣的機(jī)制達(dá)成匿名一次決策情景。此外，不告知被試實(shí)驗(yàn)共進(jìn)行多少輪，以排除可能的截止期效應(yīng)。每輪實(shí)驗(yàn)流程見圖1。小組組成后，獨(dú)立董事被試看到4種表征大股東侵占程度中的1種，分別是完全侵占(100G,0G)(G為游戲幣的縮寫)、極度侵占(95G,5G)、中度侵占(75G,25G)和輕微侵占(55G,45G)，括號中第1個(gè)數(shù)字為大股東分配給自己的份額，第2個(gè)數(shù)字為分配給中小股東的份額，4種侵占情況隨機(jī)出現(xiàn)。

獨(dú)立董事看到大股東的分配方案之后需要闡明自己感知到有多大程度的責(zé)任感來懲罰大股東，使用5點(diǎn)評分法測量感知責(zé)任程度，數(shù)值越大表示獨(dú)立董事的感知責(zé)任越強(qiáng)烈。獨(dú)立董事?lián)碛?00G初始資金可以用來懲罰大股東，他們每實(shí)施1G懲罰，大股東損失3G收益。如在某一輪實(shí)驗(yàn)中，一位獨(dú)立董事看到其所在小組的大股東選擇中度侵占(75G,25G)，其決定從100G的初始稟賦中拿出10G懲罰大股東，則大股東最終收益為45G，中小股東的收益為25G，獨(dú)立董事的收益為90G。

3.2 實(shí)驗(yàn)2設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)2開始前，告知被試隨機(jī)獲得非獨(dú)立董事和獨(dú)立董事中的一個(gè)角色，且整個(gè)實(shí)驗(yàn)過程中扮演的角色不會改變。獨(dú)立董事被試獲知他的職責(zé)是通過向非獨(dú)立董事進(jìn)行建議以使小組總投資最大化。

圖1 實(shí)驗(yàn)1流程圖Figure 1 Flowchart of Experiment 1

每場實(shí)驗(yàn)進(jìn)行8輪，每輪實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，隨機(jī)選取3個(gè)非獨(dú)立董事和1個(gè)獨(dú)立董事組成一個(gè)4人小組，即每一輪都隨機(jī)重新分組，被試不知道小組中其他人是誰。一個(gè)小組中3個(gè)非獨(dú)立董事分別擁有10G初始資金，本輪實(shí)驗(yàn)需要進(jìn)行一個(gè)公共物品博弈，即每個(gè)非獨(dú)立董事都需要獨(dú)立決定將10G投入到小組公共項(xiàng)目多少、留給自己多少。小組公共項(xiàng)目的總收益=3個(gè)非獨(dú)立董事投資總額×1.5；每個(gè)非獨(dú)立董事從小組公共項(xiàng)目中獲得的收益=(所投小組公共項(xiàng)目的總收益)即公共項(xiàng)目的總收益在非獨(dú)立董事之間平均分配。

每輪實(shí)驗(yàn)中獨(dú)立董事看到董事會其他董事的決策后，需要闡明針對每位董事，自己感知到有多大程度的責(zé)任來提供意見，以促進(jìn)小組總投資最大化，使用5點(diǎn)評分法測量感知責(zé)任程度。獨(dú)立董事獲得14G的資金，可以用來支付向非獨(dú)立董事提出建議的成本，獨(dú)立董事每向一個(gè)非獨(dú)立董事提出建議的成本為1G。獨(dú)立董事需要選擇是否向非獨(dú)立董事提出建議，如果想提出建議，則他們需要從給出的建議語句庫中選擇1條。在進(jìn)行實(shí)驗(yàn)2之前，通過前測為獨(dú)立董事建立備選的建議語句庫，由15位行為經(jīng)濟(jì)學(xué)、實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)和公司治理方面的專家提出23條建議語句，并根據(jù)專家對語句建議力度的打分，截取排名前10的語句作為最終的獨(dú)立董事備選建議語句庫。實(shí)驗(yàn)的流程見圖2。

實(shí)驗(yàn)對非獨(dú)立董事進(jìn)行虛擬處理，因此，每輪實(shí)驗(yàn)中獨(dú)立董事看到4種決策組合中的一種，4種決策偽隨機(jī)排列，4種決策組合分別為(好決策，好決策，差決策)、(好決策，中決策，差決策)、(好決策，差決策，差決策)和(差決策，差決策，差決策)。非獨(dú)立董事的投資決策為9G或者10G表示好決策，投資決策為5G或者6G表示中決策，投資決策為0G或者1G表示差決策。

3.3 變量名稱及含義

表1給出兩個(gè)實(shí)驗(yàn)的變量名稱及相關(guān)說明，在研究中用獨(dú)立董事是否履行咨詢職責(zé)和獨(dú)立董事履行咨詢職責(zé)的力度測量獨(dú)立董事咨詢履職程度。

圖2 實(shí)驗(yàn)2流程圖Figure 2 Flowchart of Experiment 2

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

表2 實(shí)驗(yàn)1變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 2 Descriptive Statistics Results for Variables in Experiment 1

4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析

實(shí)驗(yàn)共招聘120個(gè)被試，分別為MBA、碩士研究生或者高年級本科生，其中女性占69.167%， MBA和管理學(xué)專業(yè)背景的被試占45%。實(shí)驗(yàn)平臺為Z-tree軟件[44]，每場實(shí)驗(yàn)耗時(shí)約90分鐘，每個(gè)被試的平均收益為28.500G。實(shí)驗(yàn)共進(jìn)行6場，2016年5月至6月進(jìn)行3場實(shí)驗(yàn)1，用以考察獨(dú)立董事履行監(jiān)督職責(zé)的感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制，每場實(shí)驗(yàn)進(jìn)行4輪，平均時(shí)長為80分鐘，共58個(gè)被試參與試驗(yàn)；2017年6月進(jìn)行3場實(shí)驗(yàn)2，用以考察獨(dú)立董事履行咨詢職責(zé)的感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制，每場實(shí)驗(yàn)進(jìn)行8輪，平均時(shí)長100分鐘，共62個(gè)被試參與試驗(yàn)。

實(shí)驗(yàn)試圖在排除外部影響因素作用的前提下，考察獨(dú)立董事履職行為的內(nèi)在感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制，這也是實(shí)驗(yàn)研究的優(yōu)勢之一，即能夠?qū)Q策環(huán)境進(jìn)行嚴(yán)格控制。為了更好地達(dá)到這一目的，實(shí)驗(yàn)使用更“純凈”的學(xué)生被試，因?yàn)橄鄬τ趯W(xué)生被試，專業(yè)人員被試在實(shí)驗(yàn)中更容易受到個(gè)人工作經(jīng)驗(yàn)和所處工作環(huán)境等的影響，難以排除外部影響因素的作用，降低實(shí)驗(yàn)的內(nèi)部有效性。因此，相對于使用專業(yè)人員被試帶來的實(shí)驗(yàn)研究外部有效性的提高，在本研究主要目的是驗(yàn)證感知責(zé)任存在及作用的前提下，保證實(shí)驗(yàn)內(nèi)部有效性是一個(gè)更優(yōu)選擇。

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出實(shí)驗(yàn)1的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，每個(gè)被試參加4輪實(shí)驗(yàn)，每輪實(shí)驗(yàn)做出1次決策，即總樣本中包含232個(gè)觀察值。從總體看，獨(dú)立董事在監(jiān)督履職決策中選擇的懲罰額度平均為8.211。從分組樣本看，隨著分配方案不公平程度提高，獨(dú)立董事的監(jiān)督感知責(zé)任隨之提高，進(jìn)而監(jiān)督履職程度也提高，初步可以觀測到監(jiān)督感知責(zé)任與監(jiān)督履職程度之間可能存在正相關(guān)關(guān)系。

圖3給出面對不同程度的大股東侵占中小股東權(quán)益時(shí)獨(dú)立董事的監(jiān)督感知責(zé)任及其監(jiān)督履職程度，可以看出獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任隨著分配方案不公平程度即大股東侵占中小股東利益程度的提高而提高，其監(jiān)督履職程度也不斷提高。

表3給出實(shí)驗(yàn)2的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，每個(gè)被試參加8輪實(shí)驗(yàn)，每輪實(shí)驗(yàn)做出3次決策，即總樣本中包含1 488個(gè)觀察值。從總體看，獨(dú)立董事確實(shí)產(chǎn)生咨詢感知責(zé)任，有41.800%的獨(dú)立董事選擇履行咨詢職責(zé)，咨詢履職程度的平均值為2.464。

圖3 監(jiān)督感知責(zé)任與監(jiān)督履職程度Figure 3 Monitoring Perceived Responsibility and Monitoring Fulfilling Degree

表3 實(shí)驗(yàn)2變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 3 Descriptive Statistics Results for Variables in Experiment 2

4.2 獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制的檢驗(yàn)

(1)總樣本回歸分析

建立計(jì)量模型1和模型2，驗(yàn)證大股東分配方案的不公平程度對獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任的影響，檢驗(yàn)H1a。

模型1：MR=β10+β11Unf+ε1

模型2：MR=β20+β21Unf+β2jCon+ε2

其中，Con為控制變量，包括專業(yè)背景、性別、年齡和學(xué)歷；β10和β20為常數(shù)項(xiàng)；β11和β21為變量回歸系數(shù)；β2j為控制變量回歸系數(shù)，j=2,…,5；ε1和ε2為隨機(jī)誤差項(xiàng)。模型1為未加入控制變量的回歸模型，模型2為加入專業(yè)背景、性別、年齡和學(xué)歷等控制變量的回歸模型。

建立模型3和模型4，驗(yàn)證獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任對其監(jiān)督履職程度的影響，檢驗(yàn)H2a。

模型3：Mon=β30+β31MR+ε3

模型4：Mon=β40+β41MR+β4jCon+ε4

其中，β30和β40為常數(shù)項(xiàng)，β31和β41為變量回歸系數(shù)，β4j為控制變量回歸系數(shù)，ε3和ε4為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表4給出基于模型1～模型4對總樣本的回歸結(jié)果，為簡潔起見表中未展示控制變量的回歸結(jié)果，在后文單獨(dú)給出控制變量對被解釋變量的回歸分析。采用模型1和模型2進(jìn)行OLS回歸，Unf的回歸系數(shù)為0.032，p<0.010；加入控制變量后，Unf回歸系數(shù)為0.032，p<0.010。有部分被試在某些輪次中選擇的感知責(zé)任和履職程度為0，使用Tobit回歸將這些數(shù)據(jù)截尾處理，與OLS回歸的結(jié)果進(jìn)行比較，以起到穩(wěn)健性檢驗(yàn)的效果。采用模型2進(jìn)行Tobit回歸，Unf的回歸系數(shù)為0.048，p<0.010。表明隨著大股東侵占程度的提高，獨(dú)立董事產(chǎn)生的監(jiān)督感知責(zé)任也越強(qiáng)烈，H1a得到驗(yàn)證。

采用模型3和模型4進(jìn)行OLS回歸，MR的回歸系數(shù)為3.626，p<0.010；加入控制變量后，MR的回歸系數(shù)為3.734，p<0.010；采用模型4進(jìn)行Tobit回歸，MR的回歸系數(shù)為5.532，p<0.010。表明獨(dú)立董事的監(jiān)督感知責(zé)任正向影響其監(jiān)督履職程度，獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任越強(qiáng)烈，其監(jiān)督履職行為越有力，H2a得到驗(yàn)證。

(2)分組樣本回歸分析

以大股東侵占程度為分組標(biāo)準(zhǔn)，將樣本分為輕微侵占、中度侵占、極度侵占和完全侵占4組，分別對應(yīng)大股東分配情景(55,45)、(75,25)、(95,5)和(100,0)。每個(gè)獨(dú)立董事都針對所有情景進(jìn)行過一次決策，因此每個(gè)分組中獲取了58個(gè)觀察值。

表5給出4種大股東侵占程度的分組下，獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任對其監(jiān)督履職程度的回歸結(jié)果。當(dāng)大股東分配方案為輕微侵占時(shí)，OLS回歸中MR的回歸系數(shù)為1.570，p<0.050；Tobit回歸中，MR的回歸系數(shù)為7.998，p<0.050。當(dāng)大股東中度侵占時(shí)，OLS回歸中MR的回歸系數(shù)為2.258，p<0.010；Tobit回歸中MR的回歸系數(shù)為3.265，p<0.010。當(dāng)大股東極度侵占時(shí)，OLS回歸中MR的回歸系數(shù)為3.595，p<0.010；Tobit回歸中MR的回歸系數(shù)為4.513，p<0.010。表明在大股東輕微侵占、中度侵占和極度侵占中小股東利益的程度下，獨(dú)立董事的監(jiān)督感知責(zé)任與監(jiān)督履職程度正相關(guān)，H2a得到驗(yàn)證。

表6給出大股東極度侵占和完全侵占時(shí)獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任與監(jiān)督履職程度的檢驗(yàn)結(jié)果。對極度侵占和完全侵占情景下獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)，得到的卡方值為0.091，顯著性為0.763，大于0.010，不能拒絕兩組數(shù)方差齊性的原假設(shè)，兩組數(shù)可以進(jìn)行t檢驗(yàn)。同樣的，對極度侵占和完全侵占情景下獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)的結(jié)果表明兩者也可以進(jìn)行t檢驗(yàn)。由t檢驗(yàn)結(jié)果可知，盡管監(jiān)督感知責(zé)任和監(jiān)督履職程度之間的關(guān)系不再顯著，但是在完全不公平分配方案下，獨(dú)立董事仍然感到更強(qiáng)的感知責(zé)任，t=-2.702，顯著性為0.008，小于0.010；并且會實(shí)施更大的懲罰額，t=-2.047，顯著性為0.043，小于0.050，趨勢并未改變。

表4 監(jiān)督感知責(zé)任和監(jiān)督履職程度的回歸結(jié)果Table 4 Regression Results for Monitoring Perceived Responsibility and Monitoring Fulfilling Degree

表5 不同侵占程度下監(jiān)督履職程度的回歸結(jié)果Table 5 Regression Results for Monitoring Fulfilling Degree in Different Allocation Situations

表6 監(jiān)督感知責(zé)任和監(jiān)督履職程度的差異性檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Test Results for the Difference for Monitoring Perceived Responsibility and Monitoring Fulfilling Degree

(3)獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任的中介作用檢驗(yàn)

建立模型5、模型6和模型7，檢驗(yàn)獨(dú)立董事感知責(zé)任對大股東侵占程度與獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度之間相關(guān)關(guān)系的中介作用，檢驗(yàn)H2b。

模型5：Mon=β50+β51Unf+β5jCon+ε5

模型6：MR=β60+β61Unf+β6jCon+ε6

模型7：Mon=β70+β71Unf+β72MR+β7kCon+ε7

其中，β50、β60和β70為常數(shù)項(xiàng)；β51、β61、β71和β72為變量回歸系數(shù)；β5j、β6j和β7k為控制變量回歸系數(shù)，k=3,…,6；ε5～ε7為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表7給出以上3個(gè)模型的OLS回歸結(jié)果。由表7第2列可知，Unf對Mon的回歸系數(shù)為0.157，p<0.010，表明獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度與其觀察到的大股東侵占程度正相關(guān)。由第3列可知，Unf對MR的回歸系數(shù)為0.032，p<0.010，表明獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任與大股東侵占程度正相關(guān)。由第4列可知，MR對Mon的回歸系數(shù)為2.302，p<0.010；Unf對Mon的回歸系數(shù)為0.082，p<0.010，并且該值小于第2列的回歸系數(shù)。表明獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任在大股東侵占程度與獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度之間存在部分中介作用，且中介效應(yīng)顯著，計(jì)算可得中介效應(yīng)的絕對值為0.075，相對值為47.667%，因此H2b得到驗(yàn)證。

表7 獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 Test Results for Mediating Effect of Independent Directors′ Monitoring Perceived Responsibility

4.3 獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任驅(qū)動機(jī)制的檢驗(yàn)

(1)獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任與非獨(dú)立董事決策合理程度

構(gòu)建模型8和模型9，檢驗(yàn)非獨(dú)立董事決策合理程度與獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任之間的關(guān)系。

模型8：CR=β80+β81Dec+ε8

模型9：CR=β90+β91Dec+β9jCon+ε9

其中，β80和β90為常數(shù)項(xiàng)，β81和β91為變量回歸系數(shù)，β9j為控制變量回歸系數(shù)，ε8和ε9為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表8給出以獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任為被解釋變量、以非獨(dú)立董事決策合理程度為解釋變量的回歸結(jié)果，加入控制變量后，OLS回歸中Dec的回歸系數(shù)為-0.301，p<0.010；Tobit回歸中Dec的回歸系數(shù)為-0.463，p<0.010。表明獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任與非獨(dú)立董事決策合理程度顯著負(fù)相關(guān)，非獨(dú)立董事決策離最優(yōu)決策距離越遠(yuǎn)，獨(dú)立董事的咨詢感知責(zé)任越強(qiáng)，H1b得到驗(yàn)證。

(2)獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任與咨詢履職程度

構(gòu)建模型10和模型11，檢驗(yàn)獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任與其是否履行咨詢職責(zé)的關(guān)系。

模型10：CoN=β100+β101CR+ε10

模型11：CoN=β110+β111CR+β11jCon+ε11

其中，β100和β110為常數(shù)項(xiàng)，β101和β111為變量回歸系數(shù)，β11j為控制變量回歸系數(shù)，ε10和ε11為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表8 獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任的回歸結(jié)果Table 8 Regression Results for the Independent Directors′ Consulting Perceived Responsibility

表9的第2列～第4列給出模型10和模型11的回歸結(jié)果，即獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任對其是否履行咨詢職責(zé)的影響。CR與CoN顯著正相關(guān)，表明隨著獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任的提高，其履行咨詢職責(zé)的可能性提高，H2c得到驗(yàn)證。

構(gòu)建模型12和模型13，檢驗(yàn)獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任與其履行咨詢職責(zé)的力度之間的關(guān)系。

模型12：Cpo=β120+β121CR+ε12

模型13：Cpo=β130+β131CR+β13jCon+ε13

其中，β120和β130為常數(shù)項(xiàng)，β121和β131為變量回歸系數(shù)，β13j為控制變量回歸系數(shù)，ε12和ε13為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表9的第5列～第7列給出模型12和模型13的回歸結(jié)果，CR與Cpo顯著正相關(guān)，表明隨著獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任的提高，其履行咨詢職責(zé)的力度也會提高，H2c得到驗(yàn)證。

(3)獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任的中介作用檢驗(yàn)

建立模型14、模型15和模型16，考察獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任的中介作用，表10第2列～第4列給出3個(gè)模型的OLS回歸結(jié)果。

模型14：CoN=β140+β141Dec+β14jCon+ε14

模型15：CR=β150+β151Dec+β15jCon+ε15

模型16：CoN=β160+β161Dec+β162CR+β16kCon+ε16

其中，β140、β150和β160為常數(shù)項(xiàng)，β141、β151、β161和β162為變量回歸系數(shù)，β14j、β15j和β16k為控制變量回歸系數(shù)，ε14、ε15和ε16為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由表10可知，第2列中，Dec對CoN的回歸系數(shù)為-0.072，p<0.010。第3列中，Dec對CR的回歸系數(shù)為-0.306，p<0.010。第4列中，Dec對CoN的回歸系數(shù)為-0.036，p<0.010，與第2列相比，回歸系數(shù)的絕對值減少；且CR對CoN的回歸系數(shù)為0.117，p<0.010。表明獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任對非獨(dú)立董事決策合理程度與獨(dú)立董事是否履行咨詢職責(zé)的相關(guān)關(guān)系起部分中介作用，計(jì)算可得中介效應(yīng)的絕對值為0.036，相對值為49.862%。

表9 獨(dú)立董事咨詢履職程度的回歸結(jié)果Table 9 Regression Results for Independent Directors′ Consulting Fulfilling Degree

表10 獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 10 Test Results for Mediating Effect of Independent Directors′ Consulting Perceived Responsibility

建立模型17、模型18和模型19，驗(yàn)證獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任在非獨(dú)立董事決策合理程度與獨(dú)立董事履行咨詢職責(zé)的力度的關(guān)系中的中介作用，表10第5列～第7列給出3個(gè)模型的OLS回歸結(jié)果。

模型17：Cpo=β170+β171Dec+β17jCon+ε17

模型18：CR=β180+β181Dec+β18jCon+ε18

模型19：Cpo=β190+β191Dec+β192CR+β19kCon+ε19

其中，β170、β180和β190為常數(shù)項(xiàng)，β171、β181、β191和β192為變量回歸系數(shù)，β17j、β18j和β19k為控制變量回歸系數(shù)，ε17、ε18和ε19為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由表10可知，第5列中，Dec對Cpo的回歸系數(shù)為-0.421，p<0.010。第6列中，Dec對CR的回歸系數(shù)為-0.306，p<0.010。第7列中，Dec對Cpo的回歸系數(shù)為-0.207，p<0.010，與第5列相比，回歸系數(shù)的絕對值減少；且CR對Cpo的回歸系數(shù)為0.699，p<0.010。表明獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任對非獨(dú)立董事決策合理程度與獨(dú)立董事履行咨詢職責(zé)的力度的相關(guān)關(guān)系起部分中介作用，計(jì)算可得中介效應(yīng)的絕對值為0.214，相對值為50.819%。綜合以上兩個(gè)中介作用的檢驗(yàn)結(jié)果，H2d得到驗(yàn)證。

4.4 控制變量對獨(dú)立董事感知責(zé)任和履職行為的影響

本研究采用實(shí)驗(yàn)框架，控制變量也來自于實(shí)驗(yàn)現(xiàn)場采集的數(shù)據(jù)，因此在實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析中沒有進(jìn)行一帶而過的處理，而是單獨(dú)安排檢驗(yàn)分析，有助于更全面地展示本研究過程，控制變量單獨(dú)的回歸結(jié)果與加入解釋變量時(shí)控制變量的回歸結(jié)果總體一致。實(shí)驗(yàn)1的控制變量包括專業(yè)背景、性別、年齡和學(xué)歷，表11給出上述控制變量對獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任和監(jiān)督履職程度的回歸結(jié)果。

表11 控制變量對獨(dú)立董事監(jiān)督感知 責(zé)任和監(jiān)督履職程度的回歸結(jié)果Table 11 Regression Results for Control Variables on the Independent Directors′ Monitoring Perceived Responsibility and Monitoring Fulfilling Degree

由表11可知，專業(yè)背景與獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度存在顯著正相關(guān)關(guān)系，表明盡管獨(dú)立董事的專業(yè)背景對其感知的責(zé)任感沒有顯著影響，但是與管理學(xué)專業(yè)的獨(dú)立董事相比，非管理學(xué)專業(yè)的獨(dú)立董事履職程度更高，Wilcoxon秩和檢驗(yàn)表明，z=-2.410，p<0.050。性別、年齡和學(xué)歷對獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度的影響均不顯著，所有控制變量對獨(dú)立董事監(jiān)督感知責(zé)任的影響均不顯著。

表12給出控制變量對獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任、是否履行咨詢職責(zé)和履行咨詢職責(zé)力度的回歸結(jié)果。

由表12可知，性別對獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任、是否履行咨詢職責(zé)和履行咨詢職責(zé)的力度均沒有顯著影響，盡管性別對獨(dú)立董事是否履行咨詢職責(zé)的OLS回歸結(jié)果邊緣顯著，但Tobit回歸的結(jié)果不顯著，因此，本研究認(rèn)為性別對獨(dú)立董事是否履行咨詢職責(zé)沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。專業(yè)背景對獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任和是否履行咨詢職責(zé)沒有顯著影響，但是顯著負(fù)向影響?yīng)毩⒍侣男凶稍兟氊?zé)的力度，表明管理學(xué)專業(yè)的獨(dú)立董事咨詢履職更為有力。年齡與獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任、是否履行咨詢職責(zé)、履行咨詢職責(zé)的力度均在1%水平上顯著正相關(guān)，表明在一定年齡段內(nèi)，獨(dú)立董事年齡越大，產(chǎn)生的咨詢感知責(zé)任越強(qiáng)，越傾向于履行咨詢職責(zé)，履職的力度也越大。學(xué)歷與獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任、是否履行咨詢職責(zé)、履行咨詢職責(zé)的力度均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明隨著獨(dú)立董事學(xué)歷的提高，其咨詢感知責(zé)任越低，更不愿意輕易提出自己的意見和建議。

4.5 討論

表12 控制變量對獨(dú)立董事咨詢感知責(zé)任和咨詢履職程度的回歸結(jié)果Table 12 Regression Results for Control Variables on the Independent Directors′ Consulting Perceived Responsibility and Consulting Fulfilling Degree

5 結(jié)論

5.1 研究結(jié)果

圍繞獨(dú)立董事的履職行為感知責(zé)任機(jī)制，在模型分析基礎(chǔ)上，分別設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)考察獨(dú)立董事履行監(jiān)督職責(zé)和咨詢職責(zé)的感知責(zé)任機(jī)制。研究結(jié)果表明，在控制外部激勵(lì)和約束因素的基礎(chǔ)上，獨(dú)立董事產(chǎn)生的監(jiān)督感知責(zé)任與其觀察到的大股東侵占行為嚴(yán)重程度正相關(guān)，大股東侵占行為越強(qiáng)，獨(dú)立董事針對大股東產(chǎn)生的監(jiān)督感知責(zé)任也越強(qiáng)烈，進(jìn)而監(jiān)督履職程度也越高。非獨(dú)立董事的不合理決策會激起獨(dú)立董事的咨詢感知責(zé)任，咨詢感知責(zé)任越強(qiáng)，獨(dú)立董事越傾向于履行咨詢職責(zé)，履職的力度也越大。監(jiān)督感知責(zé)任在大股東侵占行為與獨(dú)立董事監(jiān)督履職程度之間起部分中介作用，咨詢感知責(zé)任在非獨(dú)立董事決策合理程度與獨(dú)立董事是否履行咨詢職責(zé)，以及非獨(dú)立董事決策合理程度與獨(dú)立董事履行咨詢職責(zé)的力度的相關(guān)關(guān)系中也起部分中介作用。研究結(jié)果還表明，除薪酬和聲譽(yù)等外部激勵(lì)因素外，獨(dú)立董事感知責(zé)任是促使其履行職責(zé)的內(nèi)在激勵(lì)因素之一，感知責(zé)任確實(shí)是獨(dú)立董事履行職責(zé)的內(nèi)在驅(qū)動機(jī)制。

5.2 研究啟示

(1)毋庸置疑，獨(dú)立董事履職行為受到薪酬、聲譽(yù)、處罰和媒體監(jiān)督等外部因素影響，獨(dú)立董事是否切實(shí)履行職責(zé)還受到內(nèi)在因素的影響。具體來說，成為獨(dú)立董事的個(gè)體能夠充分明確和感知獨(dú)立董事這一職位或者工作上固有的職責(zé)[17]，在相應(yīng)情景中產(chǎn)生感知責(zé)任，是驅(qū)動獨(dú)立董事切實(shí)履行職責(zé)的內(nèi)在因素。事實(shí)上，諸多獨(dú)立董事未能履行相應(yīng)職責(zé)甚至出現(xiàn)違規(guī)行為[37]，一個(gè)可能的原因就是其并未在職責(zé)相關(guān)情景中產(chǎn)生足夠的感知責(zé)任，則獨(dú)立董事不履職就不會產(chǎn)生足夠的主觀負(fù)效用，在履職會付出成本的前提下，不履職成為獨(dú)立董事更優(yōu)的策略選擇。因此在討論獨(dú)立董事履職行為與獨(dú)立董事制度有效性問題時(shí)不應(yīng)忽視獨(dú)立董事的感知責(zé)任這一內(nèi)在因素的可能影響。

(2)已有許多研究探討薪酬和聲譽(yù)等外部激勵(lì)機(jī)制與獨(dú)立董事履職行為的關(guān)系，在公司治理實(shí)踐中也有一定程度的體現(xiàn)。能夠自我實(shí)施的機(jī)制需要滿足兩個(gè)條件，即參與約束和激勵(lì)相容，現(xiàn)有獨(dú)立董事履職激勵(lì)機(jī)制大都僅著眼于將外部因素納入考量。本研究結(jié)果表明，認(rèn)知性的內(nèi)在感知責(zé)任也是獨(dú)立董事履職行為的驅(qū)動因素，因此兼顧參與約束的感知責(zé)任是提高獨(dú)立董事激勵(lì)機(jī)制有效性的可能手段。同樣地，獨(dú)立董事選聘機(jī)制設(shè)計(jì)也應(yīng)該涉及感知責(zé)任，盡可能保證“人與事”的匹配。日益成熟的行為實(shí)驗(yàn)和神經(jīng)科學(xué)實(shí)驗(yàn)方法為考察感知責(zé)任提供了可行的解決方案，使用實(shí)驗(yàn)方法令獨(dú)立董事候選人在相應(yīng)情景中進(jìn)行決策能夠提取獨(dú)立董事的感知責(zé)任，這實(shí)際上為獨(dú)立董事未來履職行為提供了一個(gè)“風(fēng)洞”實(shí)驗(yàn)。

5.3 研究展望

本研究尚有一定的局限性。盡管感知責(zé)任內(nèi)在驅(qū)動機(jī)制可能是獨(dú)立董事履職行為的源動力，但是獨(dú)立董事履行職責(zé)畢竟是在一個(gè)復(fù)雜環(huán)境中進(jìn)行的，會受到各種其他的激勵(lì)和約束機(jī)制共同作用，綜合考察薪酬和聲譽(yù)等外部影響因素以及感知責(zé)任內(nèi)在驅(qū)動機(jī)制共同作用時(shí)獨(dú)立董事的履職行為將是下一步研究方向，這也是增加獨(dú)立董事履職行為實(shí)驗(yàn)研究外部有效性的重要途徑。具體來說，本研究在一個(gè)較為純凈的情景中提取獨(dú)立董事的感知責(zé)任，并驗(yàn)證其對獨(dú)立董事履職行為的驅(qū)動。在未來研究中，通過添加聲譽(yù)機(jī)制、薪酬機(jī)制、監(jiān)管機(jī)制等外部因素，構(gòu)建不同的實(shí)驗(yàn)設(shè)置，能夠考察內(nèi)外部驅(qū)動因素共同作用下獨(dú)立董事的履職行為。