公众关注、董事会特征与商业银行经营绩效——来自负面新闻搜索的经验证据

丁 宁，吴 晓，李欣蓉

(东北财经大学 金融学院，辽宁 大连 116025)

一、 引 言

随着大数据技术的纵深发展，互联网逐渐成为重要的信息渠道。截至2018年，网络新闻用户数高达7亿人。公众关注的影响力也越来越大，犹如“众口铄金”。根据传播心理学，发现公众在选择阅读网络新闻时，无论是明星八卦还是社会奇闻，更倾向于关注负面新闻[1]。当公众关注的目光聚焦更为专业的银行领域时，由于网络新闻具有覆盖面广、传播速度快等特点，公众可在短时间内对商业银行负面新闻的关注骤然上升，导致事件瞬间发酵，随即令银行处于棘手境地，对其声誉造成严重伤害。例如，2017年6月，《中国证券报》报道的兴业银行因10亿理财金的纠纷而起诉中国建设银行事件。2019年9月，中国经济网报道的杭州银行台州分行因理财销售行为不合规范等而受到处罚事件。2020年4月，各大网络媒体报道的中国银行原油宝事件。实际上，虽然商业银行既有内部治理，又有外部监管，但违规事件仍然会令公众猝不及防。公众在围观网络公开信息的过程中，借助意见汇集而形成的舆论压力[2]，对商业银行起到了“非正式外部监督”作用。商业银行见诸各大网络媒体的负面新闻，是否会因为公众关注而影响其经营绩效？作用机制又是什么？董事会作为银行的决策层，应急需处理相关负面事件，以挽回自身声誉。那么，董事会特征在其中又扮演着何种角色？鉴于目前此类研究凤毛麟角，本文以“公众关注”为切入点进行研究，以期为商业银行提升经营绩效找寻更多的路径。

有鉴于此，文章选取2017—2020年23家上市商业银行的数据，通过构造面板模型，实证检验了公众关注如何影响银行经营绩效。结论如下：首先，公众关注对银行经营绩效施加了负向影响，因潜在的样本选择偏差以及双向因果问题，文章采取3种方法进行了内生性讨论，并结合3种稳健性检验进行测试，所得结论依然成立。其次，通过中介效应模型验证了声誉是公众关注负向影响银行经营绩效的重要机制，强调了声誉管理在银行内部治理中的重要性。最后，从银行董事会特征的角度出发，董事会规模缓解了公众关注与银行经营绩效的负向关系，同时也验证了资源依赖理论和话语权理论，但是独立董事尚未发挥出显著的正向调节作用，一定程度上说明在银行管理中，我国现有的独立董事制度仍有进一步改善的空间。

与以往文献相比，本文的贡献体现在以下三个方面：第一，在探析影响银行经营绩效的因素中，大多数研究局限于银行业务类型、股权结构和内部治理等。然而，在大数据时代背景下，公众关注对商业银行经营绩效的影响至关重要，文章从银行负面新闻引发的公众关注的角度展开研究，不仅在理论上丰富了现有的文献研究内容，为后人学者提供了新思路，而且为银行提质增效提供了一条另辟蹊径的思路。第二，本文创新性地结合了百度搜索指数和负面新闻报道数量，合理地度量了因负面新闻引发的公众关注，为后续学者使用百度搜索指数提供了方法上的借鉴。第三，采用了多种内生性讨论方法和稳健性检验方法对研究结论进行了验证，在一定程度上确保其准确性与普适性。

文章其余部分安排如下：第二部分为文献回顾；第三部分为理论分析与研究假设；第四部分为研究设计与实证分析；第五部分为结论与对策启示。

二、 文献回顾

文章分别梳理了公众关注的度量和商业银行经营绩效影响因素的相关文献。一方面，公众搜索数据成了学术研究中独具价值的指标，回顾公众关注的度量研究可为本文衡量负面新闻引发的公众关注提供思路。另一方面，回顾商业银行经营绩效的影响因素研究，借鉴前人学者的研究方法和研究结论，为本文奠定研究基础。

(一) 公众关注的度量研究

如何准确度量公众关注是学术界的焦点和难点问题。现有研究多集中于投资者关注的衡量，而对公众关注度量的研究则相对匮乏。鉴于本文的研究内容，投资者关注的测算方法可作为公众关注测算方法的参考。关于投资者关注的度量方法大致可分为两类：一是媒体发布的新闻数量。其可在一定程度上反映投资者的关注方向，媒体对某上市公司股票信息的发布频率越高，表明投资者对其关注度越高[3-4]。二是互联网搜索引擎指数。Google搜索在美国的市场份额达到了近70%[5]，Zhi等运用Google搜索指数作为投资者关注的代理变量，用以衡量其对资本市场的关注程度[6]。与Google搜索相比，百度搜索在我国占有更广泛的市场份额，成为研究中国市场投资者关注的重要数据来源[7]，百度搜索指数用于股票市场的研究盛极一时，因此，将其作为公众关注的度量指标具有一定的合理性。

(二) 商业银行经营绩效的影响因素研究

国内外对于商业银行经营绩效的影响因素研究颇为丰富，包括商业银行业务类型、股权结构和内部治理。本文聚焦商业银行负面新闻引致的公众关注对其经营绩效产生的影响，并且研究董事会特征在其中是否具有调节作用，笔者在搜集大量国内外文献的基础上，几乎没有发现公众关注影响银行经营绩效的相关研究。因此，本章节重点回顾董事会特征影响商业银行经营绩效的相关文献。现有研究将董事会特征分为董事会规模和独立董事两个层面：从董事会规模的角度出发，Andress和Vallelado利用美国商业银行数据，实证检验了经营绩效好的商业银行通常具有较大的董事会规模[8]，国内学者席艳玲和吴英英也支持该观点[9]，但Vintila等持否认态度[10]。另外，还有学者提出董事会规模与商业银行经营绩效存在倒“U”型曲线关系[11-12]。从独立董事的角度出发，很多学者研究了独立董事，作为董事会的重要组成部分，对商业银行经营绩效的影响问题，其结论可分为正相关论[13-14]、负相关论和无关论三种[15-16]。

综上所述，在董事会特征层面，现有文献大多只是从董事会规模和独立董事等因素出发，研究其对商业银行经营绩效的影响。而公众关注作为外部驱动因素能否改变银行经营绩效的相关研究则寥寥无几。近年来，公众关注引发的经济后果值得深思。媒体发布的负面新闻不一定被公众捕捉，采用负面新闻数量的度量方法不甚合理，而搜索指数反映了公众主动关注的程度更具有普适性。本文将公众关注纳入银行经营绩效的研究框架中，为合理度量负面新闻引致的公众关注，文章结合了百度搜索指数与负面新闻数量两个关键指标，就此展开立论。

三、 理论分析与研究假设

在互联网盛行期，商业银行的负面新闻一旦被公众捕捉，公众就此借助网络留言讨论的方式，形成蛛网式传播。美国心理学家卡乔波认为负面信息比正面信息更重要，即人的大脑能够无意识地注意危险信号，对负面信息做出强烈的反应，此时放大了公众的“消极偏好”心理，起到了恶性催化的作用。同样，晕轮效应也指出公众会因负面新闻来以偏概全地评价商业银行[17]。为此，来自负面新闻的公众关注严重损害了银行声誉。然而，在现代公司管理理论中，声誉资本作为企业的无形资产，可以平衡公众责任与财务责任，以此保证企业的长远利益[18]。良好的企业形象有助于降低企业经营成本，其原因有两点：从外部层面来看，帮助消费者形成购买偏好与品牌忠诚度，稳定外部客户群，以此降低企业的交易成本[19]；从内部层面来看，可以提升员工的自豪感，提高员工的工作积极性，还可以吸引优秀的管理人员入驻，在一定程度上降低企业员工的流失率，从而减少企业招聘员工的搜寻成本[18]。据此可推知，公众关注损害了银行声誉，从而提高了银行的交易成本与搜寻成本，降低了其经营绩效。因此，本文提出如下假设：

H1a：公众关注(1)此处的公众关注是指来自负面新闻的公众关注(下同)。降低了银行经营绩效。

H1b：公众关注通过声誉机制降低了银行经营绩效。

事实上，商业银行通常需要在最短的时间内针对相关负面事件做出最优的决策，而董事会作为商业银行的决策层，需要将真实、客观的情况传播给公众，挽回银行声誉，使损失降至最低[20]。既有研究表明董事会特征是影响银行经营绩效的核心因素[12]，鉴于此，本文从董事会特征角度进一步探讨其在公众关注与银行经营绩效间的调节作用。

从董事会规模看，较大的董事会规模发挥着积极作用：一方面，资源依赖理论指出因为环境等因素的不确定性，组织为保障自身利益追求更多的资源，减少和避免外界因素带来的冲击，在公司治理中，董事会规模越大，其可利用的各类资源就越多，进而利于商业银行运作[14]。另一方面，话语权理论指出主体通过智慧、学识和实力来发挥潜在的影响力，商业银行在面对困境时，更多的董事会成员会积极地运用专业背景和经验集思广益，加之此时具有共同目标，从而提高了决议的全面性、科学性和有效性，以此帮助商业银行渡过危机。两者的共同作用降低了公众关注对银行经营绩效产生的负向影响。本文提出如下假设：

H2：董事会规模抑制了公众关注对银行经营绩效的负向影响。

从董事会结构看，2013年银监会发布的《商业银行公司治理指引》(下称《指引》)第二十一条指出商业银行董事会由执行董事和非执行董事(包括独立董事)组成。然而，较欧美发达国家而言，我国独立董事制度存在以下两个方面问题：第一，独立董事的聘任制度存在缺陷。2001年证监会发布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》(下称《意见》)第四条和《指引》第四十六条共同规定持有1%以上有表决权股份的股东可以向董事会提名独立董事，李常青和赖建清指出被提名的独立董事可能变相成为大股东的代言人，进而变成内部人侵占其余股东权益的保护伞[16]，从此角度来看，独立董事缺乏独立性，不能坚持自己的意见，导致委托代理问题较为突出。第二，信息不对称。《意见》第一条指出独立董事最多在5家上市公司兼任，同时《指引》第五十五条指出独立董事每年在商业银行工作不得低于15个工作日。据此可推断相较于上市银行的执行董事而言，独立董事通常在第三方兼任职务，往往没有足够的时间去履行应该承担的职业责任，导致大多数独立董事对商业银行具体的业务、管理和风险等各方面情况缺乏深入了解，在一定程度上阻碍了其对商业银行做出科学的决策判断[21]。因此，在董事会会议上，现有的独立董事聘任制度和信息不对称共同导致独立董事缺乏独立性和话语权，进而并未改善负面新闻引发的公众关注对银行经营绩效造成的负面影响。因此，本文提出如下假设：

H3：独立董事并未缓解公众关注对银行经营绩效的负向影响。

四、 研究设计与实证分析

(一) 数据来源

本文试图从Wind数据库、CNRDS数据库、CSMAR数据库和锐思数据库等途径尽可能收集多的数据，但受限于各大数据库舆情系统披露的商业银行负面新闻数量，最终只得到了2017—2020年23家上市银行的负面新闻数据，具体有工商银行、农业银行、建设银行、中国银行、交通银行、招商银行、平安银行、兴业银行、民生银行、华夏银行、浦发银行、中信银行、光大银行、北京银行、南京银行、上海银行、杭州银行、宁波银行、贵阳银行、江苏银行、常熟银行、无锡银行、江阴银行。因银行负面新闻数量是度量公众关注指标的核心数据，为此，文章最终选择了2017—2020年23家上市商业银行作为研究样本。本文的数据来源除上述数据库以外，部分数据来自百度搜索。

(二) 变量说明与描述性统计

1.变量选择。(1)被解释变量，商业银行经营绩效(ROA)。欧美国家资本市场较为完善，国外学者通常采用Tobin-Q值衡量商业银行经营绩效水平，但鉴于我国资本市场尚未完备，使用该指标无法真正体现商业银行市场价值[22]。于是，国内大多数学者运用总资产收益率和净资产收益率衡量商业银行经营绩效。商业银行作为存款类金融机构，其营业收入主要来源于存贷息差，加之存款负债远远大于所有者权益。因此，本文选用总资产收益率作为商业银行经营绩效的代理变量。

(2)核心解释变量，公众关注(PA)。在公众关注衡量方面，张继德等认为人们并不一定捕捉到媒体公开的信息，用媒体报道的新闻数量来衡量公众关注不甚合理，而公众通过互联网主动搜索可反映其对信息的关注程度[23]。2019年百度搜索在我国市场份额超过了80%，处于绝对领先地位。公众通过百度软件搜索商业银行全称或者简称，产生“公众关注”数据[24]。但是，本文聚焦于来自负面新闻的公众关注，而百度搜索指数仅是针对关键字段的搜索量统计得来。因此，本文试图度量来自负面新闻的公众关注，其公式如下：

(1)

其中，Total_PA为银行的年百度搜索量总和，Neg_news为银行的年负面新闻数量，Total_news为银行的年总新闻数量。

(3)中介变量，银行声誉(FAME)。在银行声誉度量方面，在李卫东等构造的商业银行声誉测评指标体系中，资产流动性是影响银行声誉的核心因素[25]，进而丁宁等采用资产流动性比例作为银行声誉的代理变量，研究了绿色信贷通过声誉机制影响银行成本效率[26]。因此，本文在借鉴前人研究的基础上，同样采用资产流动性比例作为银行声誉的代理变量。

(4)调节变量，董事会规模(DUM_BS)。若银行董事会规模大于当年的样本均值，则令BS为1，代表着银行具有较多的董事会成员；否则为0，代表着银行具有较少的董事会成员。独立董事(DLDS)为独立董事与董事会规模之比。

(5)控制变量，为了控制其他可能对商业银行经营绩效产生影响的因素，本文选取了银行总资产规模(LNSIZE)、资产负债率(LEV)、贷款余额占总资产规模(LOAN)、资本充足率(CAR)、股权制衡度(Z_INDEX)和股权集中度(S_INDEX)。相关变量的定义和计算，详见表1。

表1 变量说明

表2 变量描述性统计

2.描述性统计分析。表2报告了变量的描述性统计结果。其中，银行经营绩效的最大值为1.31，最小值为0.59，说明不同银行间的经营绩效存在的差距较大。公众关注的均值为13.5732，最大值为15.8617，最小值为10.7909，说明由于银行自身特征的不同，银行一旦发生负面新闻，引致的公众关注也存在着较大的差距。

(三) 模型设定与实证分析

1.模型设定。为检验公众关注是否对银行经营绩效施加了负向影响，即研究假设H1a，文章构建面板数据模型进行检验，模型公式如下所示：

ROAit=α1+α2×LNPAit+α3×Controlit+εit

(2)

其中，Control为模型控制变量的集合，i为时间，t为银行个体，εit为随机扰动项。若α2<0且至少在10%的水平下显著，则研究假设H1a成立，反之则否。

为检验公众关注是否通过声誉机制对银行经营绩效施加负向影响，即研究假设H1b，文章运用温忠麟和叶宝娟提出的中介效应模型[27]，模型构建如下：

FAMEit=β1+β2×LNPAit+β3×Controlit+εit

(3)

ROAit=γ1+γ2×LNPAit+γ3×FAMEit+γ4×Controlit+εit

(4)

其中，中介效应检验程序为：在显著的前提下，若β2、γ2和γ3同时显著，表明中介效应存在；若β2、γ2和γ3至少有一个不显著，则需要进行Sobel检验，检验通过则说明中介效应存在，反之则否。需要说明的是，中介效应检验的方法主要有依次检验法、Sobel检验法和Bootstrap法。本文将采用依次检验法，因为一旦运用此方法通过中介效应检验，则意味着依次检验法的解释力度强于后者。

为检验董事会规模与独立董事能否调节公众关注对银行经营绩效的负向影响，在模型(2)的基础上引入董事会规模与公众关注的交互项，验证研究假设H2。引入独立董事比例与公众关注的交互项，验证研究假设H3，模型构建如下：

表3 公众关注对银行经营绩效的基准回归结果

ROAit=α11+α12×LNPAit+α13×DUM_BSit

α14×LNPAit×DUM_BSit+α15×Controlit+εit

(5)

ROAit=α21+α22×LNPAit+α23×DLDSit+

α24×LNPAit×DLDSit+Controlit+εit

(6)

其中，本文着重关注α14、α24的正负号以及显著性水平，若α14>0且至少在10%的水平下显著，表明董事会规模具有调节效应，即研究假设H2成立。若α24不显著，表明董事会独立性不具有调节效应，则研究假设H3成立。

2.基准回归结果分析。为了证实公众关注如何影响银行经营绩效，本文采用混合OLS回归，固定效应回归和随机效应回归对模型(2)进行估计。实证结果如下所示：

从计量层面出发，表3报告了F检验在1%的显著性水平下拒绝原假设，表明模型中存在个体效应，同时Hausman检验也在1%的显著性水平下拒绝原假设，表明模型中解释变量与误差项相关，应采用固定效应模型。从实际层面出发，由于模型中可能遗漏了不可观测的变量，因此为缓解因遗漏变量导致的内生性问题，通常需要采用固定效应模型。综上两个因素，本文决定采用固定效应模型的估计结果。第(2)列显示公众关注(LNPA)与银行经营绩效(ROA)的系数为-0.5031，且在1%的水平下显著，即说明公众关注与商业银行经营绩效负相关，验证研究假设H1a。其中的原因在于公众一旦捕捉到商业银行的负面新闻，并借助网络留言的方式进行“蛛网式”传播，随即令银行身陷囹圄，对其声誉造成了严重影响，而声誉在现代公司治理中是至关重要的一个环节，声誉较差的银行往往其交易成本和搜寻成本较高。因此，公众关注降低了银行经营绩效。

3.内生性再讨论。(1)样本选择偏差。本文的研究样本中包含了国有银行和非国有银行，而国有商业银行资产规模巨大，表4显示出2017—2020年五大国有银行的总资产规模占所有样本银行总资产规模均在65%左右。此外，图1显示国有银行负面新闻引起的公众关注远远多于非国有银行，原因在于国有银行享有极高的声誉，一旦发生负面新闻，就会引发公众聚讼纷纭，例如中国银行原油宝事件曾连续多天都位居百度热搜和微博热搜榜单。因此，为了缓解样本选择偏差问题对基准回归结果的影响，本文将五大国有银行做了剔除处理，结果如表5的第(1)列所示，公众关注与银行经营绩效的系数为-0.2603，且在5%的水平下显著，说明基准回归结果不受样本选择偏差的影响，表明公众关注降低银行经营绩效的基准回归结果较为稳健。

表4 五大国有银行总资产规模占比

图1 国有银行和非国有银行公众关注的均值资料来源：百度指数官网和作者统计整理

(2)双向因果问题。由于公众关注与银行经营绩效可能存在双向因果关系，即当上市银行的经营绩效较差时，若此时被媒体披露，会引起公众广泛关注。为此，本文将采用两种方法对此进行处理：第一，将所有变量做滞后一期处理；第二，选取合适的工具变量。

第一，将核心变量滞后一期。采用将核心变量作滞后一期处理可在一定程度上缓解因双向因果引致的内生性问题，原因在于当期银行经营绩效不会影响前一期公众关注。不仅如此，本文也将所有的控制变量作滞后一期处理。表5第2列显示公众关注与银行经营绩效的系数为-0.4432，在1%的水平下显著，表明公众关注降低银行经营绩效的研究结论成立。

第二，工具变量法。工具变量法通常在缓解内生性问题上具有较好的说服力。因此，本文选用城镇网民数量占比(INTERNET)作为工具变量。具体原因如下：本文的公众关注数据来源于百度搜索，而城镇网民数量占比与公众关注有直接的关系，但是城镇网民数量占比与银行经营绩效无关系，因此城镇网民数量占比是一个较好的工具变量。表5第(3)列报告了公众关注与银行经营绩效的系数为-0.5857，在10%的水平下显著，表明公众关注负向影响银行经营绩效的研究结论成立。

表5 内生性再讨论的回归结果

4.稳健性再检验。为了进一步验证基准回归结果的稳健性，本文采用如下三种方法：

第一，替换被解释变量。成本收入比(CIR)是银行单位收入所需要的成本，该指标越低，说明银行盈利能力越强。此外，孙濮阳等指出不良贷款率(NPLR)也能够反映银行在贷款方面的经营状况，可作为银行绩效指标，该指标越高，说明银行绩效越低[28]。表6的第(1)列和第(2)列显示，模型中的被解释变量无论是成本收入比，还是不良贷款率，公众关注均与其正相关，即公众关注越高，银行绩效越低，表明主回归结果是稳健的。

第二，替换核心解释变量。公众对银行的关注度主要来源于负面新闻，本文将公众关注更替为银行负面新闻报道数。表6的第(3)列显示负面新闻与银行经营绩效负相关，再次表明回归结果的稳健性。

第三，控制宏观经济变量。银行业负面新闻引起的公众关注呈现逐年递减趋势，而样本银行资产收益率的均值呈现先增后减态势，拐点位于2019年(2017年为0.8848；2018年为0.8939；2019年为0.9171；2020年为0.8591)。考虑到现实情况，2020年新冠疫情的爆发致使宏观经济每况愈下，为了缓解外界环境等干扰因素，加之赵锡军和陈丽洁指出经济增长与银行绩效正相关[29]，本文在主回归模型中加入GDP实际增长率，以控制经济增长对银行绩效的影响。结果如表6的第(4)列所示外界干扰因素并未改变本文的回归结果，在一定程度上表明回归结果的稳健性。

表7 中介效应检验结果

5.中介效应检验。为了进一步验证公众关注是否通过声誉机制负向影响银行经营绩效，本文在模型(2)估计结果的基础上，对模型(3)和(4)分别进行了估计，结果如表7所示。

表7中，第(1)列显示公众关注与银行声誉的系数为-0.9203，且在1%的水平下显著，表明银行负面新闻引起的公众关注损害了银行声誉。第(2)列显示公众关注与银行绩效的系数为-0.9831，且在1%的水平下显著，同时，银行声誉与其经营绩效也在5%的水平下显著，根据中介效应检验程序，声誉机制得到验证，表明研究假设H1b成立。

6.调节效应检验。综合前文理论分析与基准回归结果，公众关注对银行经营绩效造成了负面冲击。此时，银行急需决策层集思广益，共同商讨应对决策，消除公众关注的负向影响，而银行决策层由董事会构成，为此本文从董事会规模和独立董事两个层面进行调节效应检验，即董事会规模与独立董事是否有助于缓解公众关注与银行经营绩效的负向效应。

表8 调节效应检验结果

表8第(1)列显示董事会规模的回归结果，发现公众关注与董事会规模交互项的系数为0.0338，且在10%的水平下显著，表明董事会规模抑制了两者间的负向关系，原因在于董事会规模越大，银行可以利用的各类资源就越多，并且各位董事会成员运用智慧、学识和实力来发挥潜在的积极影响力，即研究假设H2成立，这在一定程度上也验证了资源依赖理论和话语权理论的重要性。然而，第(2)列显示独立董事规模的回归结果，发现公众关注与董事会规模的交互项的系数为0.0786，但不显著，表明独立董事规模并未缓解两者间的负向关系，原因在于因聘任制度的缺陷和信息不对称致使我国的独立董事缺乏独立性，当银行面对棘手的境况时，无法提出合理的对策，进而导致独立董事无法缓解公众关注与银行经营绩效的负向关系。

五、 结论与对策启示

(一) 研究结论

本文以2017—2020年23家上市商业银行为研究样本，从理论和实证两个角度检验了公众关注与商业银行经营绩效的关系，得出如下结论：其一，因“晕轮效应”的存在，公众关注对银行经营绩效施加了负向影响，在详细讨论内生性问题和经过多种稳健性测试，此结论仍然成立；其二，通过中介效应模型发现声誉是公众关注影响银行经营绩效的重要机制；其三，董事会规模在公众关注对商业银行经营绩效的影响中起到了正向调节作用，在一定程度上为资源依赖理论与话语权理论提供了经验证据；其四，在公众关注与商业银行经营绩效的关系中，独立董事规模的正向调节作用并不显著，这也说明了我国在独立董事制度层面仍有进一步改善的空间。

(二) 对策启示

本文的研究结论表明公众关注与商业银行经营绩效间的负向关系言之有据。对于商业银行而言，在满足内外部监管的基础上，首先，声誉管理是现代公司治理理论中的核心，因此银行需要重视公众关注引起的“非正式外部监督”所产生的经济后果，尽量避免负面事件，以提升自身声誉。若出现负面事件时，也要正面看待公众关注所呈现的事实，商业银行需要健全自身的内部治理体系，进而提升长期的经营绩效水平。其次，由于董事会规模在公众关注与商业银行经营绩效间的关系起到了正向调节作用，因此可根据商业银行自身发展阶段、资产规模等实际情况选择合适的董事会成员数量，达到人才、资源的最优配置，充分发挥资源依赖理论与话语权理论，使得董事会发挥出最优的管理与监督职能，做出有利于商业银行持续发展的管理决策。最后，不断完善独立董事制度，一方面避免控股股东对独立董事的人事任命进行操纵，坚持采取公平公正的方式聘请专业能力强和具有负面新闻处理经验的独立董事，并且为其提供良好的履职环境及激励政策以提高其独立性和积极性，从而使其充分发挥话语权和监督权；另一方面建立管理层定期汇报制度，减少管理层与独立董事之间关于企业经营状况的信息不对称，使得独立董事充分掌握企业所面临的问题，增强独立董事决策的有效性。