独立董事声誉与控制权私有收益——基于倾向得分匹配法(PSM)的实证分析

杨 芸，景 瑞

(兰州财经大学 会计学院，甘肃 兰州，730020)

传统公司治理理论大都基于股权高度分散下第一类代理问题。然而股权相对集中才是不少上市公司的实际情况，公司治理最主要的问题不再是股东与管理层之间的代理冲突，而是大股东与中小股东的代理冲突。这种代理冲突的核心在于控股股东通过一系列隐蔽行为侵占中小股东的利益，获取控制权私有收益。作为公司内部治理的独立董事机制，能否在“一股独大”的上市公司防范大股东侵害、保护中小股东利益的过程中发挥作用引起学术界的广泛关注。中国证监会于2001年8月16日发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，标志着上市公司全面引入独立董事制度，该指导意见特别强调独立董事的监督功能，尤其是保护中小股东利益。

一、文献回顾

关于独立董事机制是否发挥公司治理效应，目前学术界并没有统一的观点。与美国由“独立董事”组成的提名委员会选择独立董事的做法不同，我国独立董事的选择权大多数情况下掌握在控股股东或管理者手中，难以保证独立董事在发挥监督大股东作用过程中的独立性。独立董事为了不得罪管理层，一般不会执行其异议权，对管理层行为进行公开质疑。基于响应我国证监会对上市公司必须聘请独立董事的硬性要求，上市公司有可能选择引入“不作为”的独立董事，利用其声誉、社会地位等无形资产向外界投资者传递公司经营良好的信号，有助于帮助公司筹集到更多的资金。因此学者们认为独立董事并不能在公司治理中发挥作用，将独立董事在公司定位为“花瓶”角色。但也有学者不赞同此类说法。Fame和Jensen[1]最早提出独立董事会出于对其“专家声誉”的考虑，发挥其监督大股东的作用，从而对大股东的掏空行为产生抑制作用；Brickly和James[2]研究表明，独立董事可以利用其丰富的知识储备以及商业经验使公司摆脱经营不善的局面；支晓强和童盼[3]从独立董事变更视角出发，指出独立董事可以甄别出公司的盈余管理行为；叶康涛等[4]实证也表明，独立董事可以抑制大股东的“掏空”行为。因此，考察独立董事的公司治理效应，尤其是对于第二类代理冲突的影响机理，具有理论与实践意义。

已有研究表明，独立董事激励机制主要有薪酬和声誉两个方面。我国独立董事报酬形式采取固定薪酬方式，即无论工作表现如何，独立董事都会得到这份酬劳。显然这样的薪酬设计并不能激励独立董事保持独立性，因为无论其是否揭发大股东侵占行为，都对自身利益的影响较小。声誉发挥公司治理效应的机理在于其具有激励与约束双重机制。独立董事的高声誉向外界传递其业务能力过硬、尽忠职守工作态度的信号，从而使独立董事自身人力资本价值提高，其就职机会和市场议价能力也会相应增加。对高声誉的追逐会激励独立董事勤恳工作，积极发挥监督职能。独立董事声誉的约束机制具体表现在一旦独立董事任职的企业出现违规违法行为，独立董事声誉会随着组织声誉的毁灭而受到连带的负面影响，独立董事在其他公司任职的概率也会大幅降低，更有可能会受到独董市场的排斥。Bliss[5]更进一步指出，当公司管理层出于对私利的渴望，意图拉拢独立董事配合自己的不合理决策行为时，独立董事会基于声誉的震慑力量，积极履行自己的监督职能，明智选择不与控股股东合谋。基于以上分析，本文拟从独立董事声誉视角研究独立董事是否具有公司治理效应，是否可以在解决第二类代理冲突、保护中小股东利益问题上独当一面。

以往公司治理的文献多聚焦于治理结构对公司业绩的影响，却忽略了一个最重要的影响因素——制度环境。制度环境是企业经营的基础，是企业赖以生存的基本环境。已有文献表明，制度环境与公司治理效应成正相关关系。Krishnamurti和Sevic[6]通过实证得出，在制度环境越差的地区，控股股东侵占中小股东利益行为发生的概率越高，而处于良好的制度环境地区的企业，即使大股东控制权较为集中，但是因为大股东自身强大的法律意识以及外部法律震慑作用，其会减少对私利的追逐。声誉机制的公平、公开、公正地实施也离不开良好的制度环境，因此有必要厘清制度环境与独立董事声誉机制之间的关系。

本文主要研究独立董事声誉与大股东控制权私有收益的关系以及制度环境对独立董事声誉机制的影响。对比以往文献，本文可能的创新点主要在于：(1)随着2012年证监会发布的《上市公司治理准则》中“上市公司董事会中必须有会计专业背景的独立董事”的实施，上市公司几乎都聘请了会计专业独董。相比其他专业背景独董，会计专业独董对大股东侵占行为的鉴别更具有专业性，因此本文主要研究会计专业独立董事参与公司治理的有效性，而不考虑其他专业背景独立董事对公司治理的影响。(2)不同于之前大多数文献以独董兼职公司数量衡量独立董事声誉的做法，本文参照黄海杰等[7]以会计专业独立董事所在高校是否为“985”或者国家重点学科院校作为独立董事声誉的替代指标；(3)以往研究主要是将有高声誉独立董事的公司与低声誉独立董事公司进行对比，会造成样本的“选择偏差”，本文选取倾向得分匹配法来解决这一问题。

二、理论基础与研究假设

相比一般独立董事，会计专业背景独立董事因其专业性更易对公司财务报告中披露的内容进行专业性的解读，对公司盈余质量能够产生直接的影响。Agrawall和Chadha[8]研究发现，公司若有持有注册会计师证书或特许金融分析师证书的独立董事，可以降低公司进行财务重述发生的可能性。拥有会计专业背景的独立董事对公司会计信息的质量产生积极的影响，减少公司的盈余管理，保证提供给投资者财务报告可靠。一般来说，大股东攫取私利的手段比较隐蔽，其实施途径包括通过关联交易转移公司资产或者构建使现金流量权和控制权分离的金字塔式控制结构，故有学者将控制权私利攫取过程称为“隧道挖掘”。会计专业背景的独立董事可以凭借其专业性发现大股东隐蔽性的“掏空”行为，对大股东行为产生的影响更为直接和重要。

追求声誉最原始的含义，将声誉理解为声誉主体通过一系列行为在外界形成的他人认知的形象与声望，其会对声誉主体未来的发展造成影响。根据马斯洛需求层次理论，个体总是希望在工作中得到别人的尊重以及高度认可，努力实现自身价值。渴望得到别人尊重以及社会认可的独立董事会倍加爱惜声誉，独立董事声誉机制发挥作用的过程本质上就是自我价值实现的过程。独立董事在企业任职过程中，会形成易被外界感知的形象，企业在决定是否聘用独立董事时会通过对其外界形象的感知和评价进行选择，企业对独立董事的感知和评价又会影响独立董事外界声誉的形成过程，进而影响人力资本价值。企业与独立董事相互作用过程中形成了独立董事声誉。在独立董事市场“脱颖而出”的高声誉独立董事会得到更多的就业机会与选择机会，带来自身价值满足感以及可观的收益。而当独立董事未能发挥其监督职能，任由大股东侵占中小股东利益时，其个人声誉受损，未来很长一段时间内很难在其他企业任职的机会。其次，独立董事也不希望自己任职的企业出现问题，一旦任职企业出现问题，独立董事声誉会随着组织声誉的受损而受到连带的负面影响，其在其他公司任职的概率也会大幅降低。Kaplan和Reishus[9]、Gilson[10]、Fich和Shivdasan[11]分别利用独立董事在业绩差企业、破产重组公司、发生财务舞弊公司的任职背景，实证证明独立董事有上述任职经历之一，其在其他公司的就职机会显著减少。基于对未来发展的考虑，独立董事有动机积极履行职责，维护中小股东利益不受到侵害，对大股东“攫取”控制权私有收益行为进行有效监督，杜绝公司内部违法违规行为。基于此，提出假设1:

H1：独立董事声誉越高，越能抑制大股东控制权私有收益行为的发生。

制度环境是一个国家或地区法制水平、政府干预程度等的综合体现。国内学者一般选用各地区的市场化进程作为“制度环境”的替代变量。目前我国资本市场呈现“新兴加转轨”状态，市场化改革仍在进行中，各地区的市场化进程存在很大差异，因此有必要在研究独立董事声誉与大股东攫取私利行为关系时结合制度环境。市场化进程高的地区，一方面代表着企业所在地区的法律制度良好，其对企业的监管就越全面，大股东会基于法律的震慑作用而减少对控制权私有收益的攫取。在一个良好制度环境的国家或地区，对投资者保护的机制也越完善，中小投资者一旦受到大股东的侵害，可以及时通过合法的途径维护自身权益，从而使大股东受到惩罚，因此良好的制度环境可以对控股股东攫取私利行为起到一定的威慑作用。另一方面，在制度环境较好的地区，独立董事声誉机制更可能正常发挥作用，只有在制度完善、法制严明的社会中，声誉市场才能真正发挥其“取其精华，去其糟粕”的作用。因此随着制度环境的不断完善，企业所在地区法制水平提高，投资者保护机制得到很大程度上的完善，市场越来越依赖制度环境正式制度，而减少独立董事声誉非正式制度的使用。基于以上分析，提出假设2：

H2：随着制度环境的不断完善，高声誉独立董事对控制权私有收益的影响将减弱。

三、研究方法与研究设计

(一)研究方法

一般检验独立董事声誉治理机制的做法是选择“有高声誉独立董事”公司与“无高声誉独立董事”公司进行对比，显然，这样会造成样本选择偏差导致的内生性问题，干扰样本之间的可比性，因为“有无高声誉独立董事”的公司本身就存在系统性偏差。最好的办法是将同一家公司在“有高声誉独立董事”与“无高声誉独立董事”两种情形下状态进行对比。但这在现实生活中是不可能实现的，一般只能得到公司在上述两种情形之一的样本。此外，在本文中，选择聘任还是不聘任高声誉独立董事必然是公司自我选择的结果，与公司自身经营状况、治理环境等因素有关，这也会造成样本的“选择偏差”。采用基于反事实框架下提出的倾向得分匹配法(PSM)可以避开样本选择偏差及内生性问题。倾向得分法核心为在保证其他控制变量尽可能相似的情况下，研究处理组与控制组只在有无高声誉独立董事对控制权私有收益的影响。因此首先应该将样本中有高声誉独立董事与无高声誉独立董事公司作为处理组与控制组，然后依据多维协变量为处理组的公司匹配出尽可能相似的控制组个体，即在“无高声誉独立董事”样本中找到与“有高声誉独立董事”的公司i其他可观测变量尽可能相似的公司j。在控制其他条件相同的情况下，通过观察处理组样本公司与控制组在控制权私有收益的差异来判断独立董事声誉与控制权私有收益的关系。

倾向得分匹配法步骤如下：

第一步，寻找最佳协变量组合；

第二步，以是否有高声誉独立董事哑变量为因变量，以选择的最佳协变量为自变量进行logit回归，可得到企业有高声誉独立董事的概率(PS值)。结合本文，以Xi代表选择的最佳协变量组合，Ti为虚拟变量，当企业有高声誉独立董事时取值为1，否则为0。β为Logit回归中各协变量对应的回归系数。将倾向得分值计算公式定义为：

(1)

第三步，利用PS值将处理组与控制组进行配比。最常用的匹配方法包括K近邻匹配、半径匹配与核匹配。由于本文中无高声誉独立董事的公司数量远多于有高声誉独立董事的公司数量，因此采用1∶1、允许放回的近邻匹配，对于半径匹配法中匹配半径的选择，以匹配半径不超过PS值标准差的四分之一为标准，样本PS值标准差为0.225，故设定匹配半径为0.01，核匹配中，使用二次核、宽度为0.06。

(二)研究设计

在样本的选择上，选取2014-2017年间我国沪、深A股上市公司为初始样本，并按照如下标准进行确定：剔除金融类、当年上市以及相关财务指标值缺失的公司样本，通过筛选最终共获得 4 345个观测值。计算控制权私有收益需要的相关数据主要来自于CSMAR数据库，独立董事声誉数据从上市公司披露的年报中搜集整理。用王小鲁等[12]《中国分省份市场化指数报告(2016)》(以下简称报告)中的各省市场化总指数作为制度环境的代替指标。

控制权私有收益变量。使用关联交易中应收款与应付款的差额与总资产的比值重新衡量控制权私有收益，对控制权溢价水平重新进行计算，计算公式如下：

(2)

独立董事声誉变量。参照黄海杰等[7]132的做法，手工整理报表中公司董事会中每位独立董事的简历，利用会计专业独立董事一般由高校学者以及实务界审计师组成这一标准先判断其是否为会计专业独董，接着在会计专业独董中判断其声誉。高校学者若来自“985”高校或国家会计重点学科学校，说明其为高声誉独立董事，否则为低声誉独立董事；对于实务界审计师，若在中注协公布的前十大事务所任职，则为高声誉独立董事。倘若公司存在高声誉独立董事，则虚拟变量ACCOUNTING取值为1，否则为0。

制度环境变量。在王小鲁等的报告中，市场化总指数主要涵盖五个方面：政府与市场的关系、非国有经济发展水平、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度以及市场中介组织的发育和法律制度环境。该指标越高，意味着政府对市场的干预越少，市场在资源配置中发挥的作用越大，金融市场体系越完善，信贷资金分配的市场化程度越高以及知识产权保护程度越高。该报告披露的数据区间为2008年至2014年，借鉴刘斌、王雷[14]的做法推算得到2015-2017年的市场化总指数。即用2014年市场化总指数作为2013年与2015年市场化总指数的平均数，然后倒推出2015年市场化总指数，依此类推，得到2016年与2017年市场化总指数的数据。考虑到研究数据的可靠性，构建了虚拟变量(MARKET_RATE)来替代制度环境变量，如果样本所在省份的市场化指数高于当年的平均数，则取1，否则取0。

控制变量。为了保证模型的准确性，参照前人的研究，选取以下控制变量：公司规模(SIZE),财务杠杆(LEVE)，净资产收益率(ROE)，股权集中度(TOP1)，董事会规模(SCALE)，独立董事比例(DER)，董事长与总经理两职合一(SAME)。最后，将年度哑变量(YEAR)与行业哑变量(INDUSTRY)加入模型。具体变量内涵及定义如表 1所示。

表1 相关变量定义

四、实证结果与分析

(一)描述性分析

表2列出了各变量的基本特征。可以看出，控股股东资金占用占总资产平均值为12.7%。独立董事指标中，会计专业独立董事均值为32%，说明32%的上市公司拥有高声誉独立董事。独立董事比例均值为44.6%，略高于证监会规定的三分之一的门槛，表明大多数企业独立董事占比不高。在控制变量中，公司规模均值、最大值与最小值分别为22.222、25.679和19.872，样本公司在规模上差距较小；资产负债率均值为0.404，低于国际最优负债比例50%的标准；样本公司净资产收益率差距较小；第一大股东持股比例高达86.8%，说明有些样本公司存在“一股独大”现象，且样本公司股权集中度差异较大；两权分离度最大值与最小值分别为16.731与1，样本公司之间的两权分离度差异较大；两职合一指标均值为0.577，说明样本公司中有57.7%的公司存在董事长与总经理为一人的现象。

表2 主要变量描述性统计

(二)匹配变量筛选与检验

参照Lian等[13]的做法，对匹配变量进行选择。在表3列举的三组Logit模型回归中，选取R2和AUC最大一组的变量作为协变量参与匹配过程，因为R2和Auc最大代表Logit模型拟合效果越好。如表3所示，三组回归模型R2分别为0.1910、0.1892与0.1909，对应Auc分别为0.7782、0.7760与0.7759，所以第一组回归拟合效果最好。因此，本文匹配变量为企业规模(Size)、资产负债率(Leve)、净资产收益率(Roe)、股权集中度(Top1)、独立董事比例(Der)、两职合一(Same)。

表3 Logit模型估计结果

为检验匹配变量的合理性，进行了匹配结果的平衡性检验以及共同支撑假设检验。限于篇幅，只列举了最近邻匹配下的检验结果。表4给出了各变量匹配前后的基本状况，匹配后大多数变量标准化偏差均小于 5%，除董事会规模 (Lndua) 匹配后标准化偏差为5.1%，根据Rosenbaum和Rubin[15]的观点，当标准化偏差绝对值显著小于20时表明匹配效果良好，平衡性假设得到满足。而且根据T值判断各匹配变量均值在匹配前均存在显著性差异，但是通过匹配变量将处理组与控制组进行匹配后，处理组与控制组除是否有高声誉独立董事特征不同外，各匹配变量均不存在显著性差异，表明了本文所选择匹配变量和匹配过程的合理性。图1、图2分别为匹配前与匹配后的核密度分布情况，通过比较匹配前后的核密度图可以发现，样本在匹配后处理组与控制组的密度分布形态趋于一致，通过匹配变量的匹配过程已经消除了处理组与样本组的分布偏差。

表4 匹配结果的平衡性检验

图1 匹配前ps值密度分布对比

图2 匹配后ps值密度分布对比

Fig. 2 Comparison of PS density distribution after matching

(三)独立董事声誉对控制权私有收益影响分析

完成上述匹配后，采用最近邻匹配、半径匹配以及核匹配三种方法研究独立董事声誉对控制权私有收益的影响。从表5可以看出，匹配前处理组与控制组的控制权私有收益均值分别为0.116与0.132，平均处理效应ATT为-0.015，并在1%的水平上存在显著差异。匹配后，在最近邻匹配法下，控制组的控制权私有收益均值降为0.129，ATT平均效应为-0.013，T值为2.00，表明平均控制权私有收益通过了5%的显著性检验，有高声誉独立董事企业的控制权私有收益比与之相匹配的控制权私有收益均值低11.21%，比没有匹配之前的均值差异低，这表明在没有匹配前高估了高声誉独立董事对控制权私有收益的影响，进而表明PSM模型的必要性。对样本进行0.001的半径匹配以及宽带为0.06的核匹配之后，控制组控制权私有收益均值分别降为0.121和0.130，平均处理效应ATT分别为-0.008和-0.014，并都通过了1%的显著性检验。以上结果表明，若公司拥有高声誉的会计专业独董，控股股东攫取控制权私有收益会相应减少，假设1得到验证。

表5 独立董事声誉对控制权私有收益的影响

Tab.5 The impact of independent director’s reputation on the private benefits of control

由于不同制度环境，对投资者的保护程度以及声誉机制发挥作用存在一定的差异，导致高声誉会计专业独董声誉的有无对大股东攫取私利行为的影响有所不同。以樊纲、王小鲁报告中的市场化总指数作为制度环境的衡量指标，并按照样本所在省份的市场化指数与当年市场化指数的平均数的高低将样本分为制度环境好与制度环境差的公司。由表6结果可知，制度环境好坏情况下高声誉会计专业独董对大股东攫取私利行为的影响差异较大。在三种匹配法下，处于制度环境好的地区的公司高声誉会计专业独董的ATT值均通过显著性检验，且ATT均为负值，表明在制度环境背景下拥有高声誉会计专业独董会对大股东攫取私利行为加以抑制，而处于制度环境差地区的ATT值均未通过检验，表明上市公司若处于制度环境好的地区，对投资者保护程度高，声誉机制也能得到良好的发挥，因此高声誉专业独立董事对大股东的攫取私利行为的抑制作用更明显，假设2得到验证。

表6 制度环境分组下独立董事声誉对控制权私有收益的影响

Tab.6 The impact of independent director’s reputation on the private benefits of control under the system environment grouping

五、研究结论与政策建议

本文运用最近邻匹配法、半径匹配法和核匹配法解决样本选择偏差问题，剔除其他因素对控制权私有收益的影响，对高声誉会计专业独立董事对大股东获取控制权私有收益行为的净作用效应进行实证检验，结果表明拥有高声誉的会计专业的独立董事的上市公司控股股东对中小股东利益侵害度会明显低于无此类独董的上市公司，验证了高声誉会计专业独立董事对控制权私有收益的抑制作用，并在此基础上验证了良好的制度环境不仅有利于声誉机制在抑制大股东攫取私利行为方面发挥功能，而且有助于中小股东受到侵害后维权行为的正常开展。

基于以上研究结论，提出如下政策建议：第一，针对控股股东侵占中小股东利益行为，公司应该积极优化股权结构。公司中如果存在“一股独大”问题，容易形成“一言堂”局面，缺乏对大股东制衡的股权结构为大股东攫取私利行为提供了便利条件，因此必须制定相互制衡的内部治理机制，降低公司股权集中度，使中小股东的意愿更多地在股东大会与董事会中得到体现，提升中小股东利益保护水平。第二，基于高声誉独立会计专业独立董事对第二代代理问题的治理效应主要通过声誉机制完成，因此对于独立董事建立一个合理的声誉评价机制就显得尤为重要。由第三方建立独立董事管理档案，对于认真履职的独立董事进行嘉奖，对于违法违规的独立董事应该记录在册，并定期将独立董事的评价结果及时披露给各上市公司。此外，现有独董聘任主要由大股东提名，难以保证独立董事的独立性，为了保证独立董事的履职权利，建议上市公司独立董事由监管部门推荐产生，建立独立董事人才储备库，在选聘公司独董时随机抽取，杜绝独立董事“不独不懂”“人情独董”现象的发生。