本地任職、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與政府補(bǔ)助

劉中燕,周澤將

(1.安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601；2.安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥 230601)

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本地任職、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與政府補(bǔ)助

劉中燕1,周澤將2

(1.安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601；2.安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥 230601)

以2007-2014年中國(guó)滬深兩市A股上市公司為樣本，文章從本地任職視角，實(shí)證檢驗(yàn)了獨(dú)立董事在獲取政府補(bǔ)助中的作用。研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事本地任職顯著地提高了上市公司獲得政府補(bǔ)助的概率和數(shù)量。基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度的進(jìn)一步經(jīng)驗(yàn)證據(jù)揭示，國(guó)有控股顯著地抑制了獨(dú)立董事本地任職對(duì)企業(yè)獲取政府補(bǔ)助的促進(jìn)作用。文章的研究表明，獨(dú)立董事豐富的社會(huì)資本如被恰當(dāng)運(yùn)用，可以幫助企業(yè)獲稀缺的補(bǔ)助資源，但這一過(guò)程會(huì)受限于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，在國(guó)有控股企業(yè)中難見(jiàn)成效。

獨(dú)立董事；本地任職；社會(huì)資本；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；政府補(bǔ)助

一、 引　言

獨(dú)立董事是現(xiàn)代企業(yè)中降低代理成本、改進(jìn)公司治理的重要制度性安排[1]，自2001年引入中國(guó)資本市場(chǎng)開(kāi)始，即被監(jiān)管層寄厚望于保護(hù)投資者的利益，這其中主要強(qiáng)調(diào)的是獨(dú)立董事監(jiān)督職能的發(fā)揮，眾多的文獻(xiàn)主要圍繞這一角度展開(kāi)研究[2-3]。但是監(jiān)督職能行之有效的重要前提之一是獨(dú)立董事受到市場(chǎng)聲譽(yù)機(jī)制的約束[4]。進(jìn)一步地，若市場(chǎng)聲譽(yù)發(fā)揮作用，則必然要求獨(dú)立董事?lián)碛邢鄬?duì)較高的社會(huì)資本。通過(guò)翻閱上市公司年報(bào)中披露的獨(dú)立董事簡(jiǎn)歷信息直接驗(yàn)證了上述推斷，可以發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事中不僅包括會(huì)計(jì)、法律、技術(shù)等專(zhuān)業(yè)人士，而且不乏大量的行業(yè)協(xié)會(huì)領(lǐng)導(dǎo)、金融企業(yè)管理人員、已退休官員等高社會(huì)資本人群。社會(huì)資本作為企業(yè)可利用的稀缺資源，有利于企業(yè)獲取非公開(kāi)信息、獵取稀缺資源、捕捉商機(jī)，最終能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)利益。而社會(huì)資本的利用效率則與經(jīng)濟(jì)主體之間的地理距離緊密相關(guān)。已有研究顯示，地理臨近(geographic proximity)所帶來(lái)的信息優(yōu)勢(shì)能夠?yàn)殂y行、企業(yè)、分析師、機(jī)構(gòu)投資者、會(huì)計(jì)師事務(wù)所等相關(guān)經(jīng)濟(jì)主體帶來(lái)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[5]2758[6]140[7]719[8]81[9]43。在中國(guó)，獨(dú)立董事本地任職現(xiàn)象非常普遍(獨(dú)立董事工作地點(diǎn)和企業(yè)注冊(cè)地位于同一省、直轄市或自治區(qū))，依據(jù)統(tǒng)計(jì)，所占比例超過(guò)60%。但是除周澤將和徐玉德(2015)關(guān)注到了獨(dú)立董事本地任職的經(jīng)濟(jì)后果外[10]，國(guó)內(nèi)鮮有文獻(xiàn)從本地任職角度對(duì)獨(dú)立董事的地理臨近優(yōu)勢(shì)進(jìn)行檢驗(yàn)?；诖耍疚倪x擇本地任職這一獨(dú)特視角，實(shí)證檢驗(yàn)獨(dú)立董事對(duì)于企業(yè)獲取政府補(bǔ)助的促進(jìn)作用，進(jìn)而可以有助于理論界和實(shí)務(wù)界重新審視中國(guó)制度背景下的獨(dú)立董事職能。

相對(duì)以往研究而言，本文可能的貢獻(xiàn)之處主要體現(xiàn)在以下四個(gè)維度：(1)本文分析了本地任職在獨(dú)立董事為企業(yè)爭(zhēng)取政策資源時(shí)帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，豐富了以“組織需要通過(guò)獲取環(huán)境中的資源來(lái)維持生存”為核心假設(shè)的資源依賴(lài)?yán)碚撗芯俊?2)已有研究多是探討高管政治關(guān)聯(lián)這一類(lèi)社會(huì)資本對(duì)企業(yè)獲取政府補(bǔ)助的影響，本文從社會(huì)資本的“空間”影響因素出發(fā)，以獨(dú)立董事是否在本地任職來(lái)衡量社會(huì)資本的利用效率，并考察其對(duì)政府補(bǔ)助的影響，拓寬了社會(huì)資本測(cè)量和政府補(bǔ)助影響因素的研究。(3)地理臨近所帶來(lái)的地緣優(yōu)勢(shì)已為多數(shù)研究證實(shí)，本文基于獨(dú)立董事本地任職視角的研究為地理位置如何影響微觀主體行為這一領(lǐng)域的文獻(xiàn)提供了增量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。(4)目前的研究已揭示產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)影響包括政府補(bǔ)助在內(nèi)的資源配置，本文則更進(jìn)一步地深入檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)獨(dú)立董事社會(huì)資本利用效率的影響，有助于加深對(duì)于企業(yè)產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)后果這一問(wèn)題的理解。

二、 理論分析與研究假設(shè)

周小虎(2005)認(rèn)為“企業(yè)社會(huì)資本是指那些能夠被企業(yè)所控制的有利于實(shí)現(xiàn)其目標(biāo)和實(shí)現(xiàn)目標(biāo)活動(dòng)的，嵌入企業(yè)網(wǎng)絡(luò)機(jī)構(gòu)中顯在的和潛在的資源集合”，“包括結(jié)構(gòu)性、關(guān)系性和認(rèn)知性三個(gè)維度”[11]。其中，關(guān)系性社會(huì)資本通過(guò)人際關(guān)系的創(chuàng)造和維持來(lái)獲取稀缺資源。政府補(bǔ)助是政府通過(guò)對(duì)收入和資源的再分配以實(shí)現(xiàn)其對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行干預(yù)的重要手段，亦是企業(yè)可以通過(guò)社會(huì)資本等投資進(jìn)行爭(zhēng)取的重要政策資源。在我國(guó)分權(quán)化改革的背景下，地方政府有較高的財(cái)政支出支配權(quán)，除了個(gè)別項(xiàng)目外，關(guān)于財(cái)政補(bǔ)助支出的明確規(guī)范并未在相關(guān)法律法規(guī)中有所涉及，從而導(dǎo)致地方政府官員在向企業(yè)提供財(cái)政補(bǔ)助時(shí)有較多的自由裁量權(quán)[12]67。在這種情況下，社會(huì)資本作為一種非正式制度[13]，就愈能發(fā)揮其“協(xié)調(diào)行動(dòng)”的功能。

獨(dú)立董事社會(huì)資本經(jīng)濟(jì)后果的研究已逐漸受到學(xué)術(shù)研究人員的關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn)，政府背景的獨(dú)立董事能夠提升企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)[14]；銀行背景的獨(dú)立董事能夠?yàn)槠髽I(yè)爭(zhēng)取更多信貸融資[15]；技術(shù)背景的獨(dú)立董事能夠提升公司研發(fā)的產(chǎn)出效率[16]；網(wǎng)絡(luò)中心度高的獨(dú)立董事能夠提升公司的投資效率[17]；異地獨(dú)立董事提高了企業(yè)異地并購(gòu)和異地經(jīng)營(yíng)的效率[18-19]。企業(yè)作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)組織，包含了上至領(lǐng)導(dǎo)、經(jīng)理，下至一線工人的幾乎所有階層，而處于不同階層的人群所具有的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)資本總量存在明顯的差異。邊燕杰(2004)的研究顯示，領(lǐng)導(dǎo)干部、經(jīng)理和專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員以及其他白領(lǐng)階層具有優(yōu)勢(shì)的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和更高的社會(huì)資本量[20]。企業(yè)的獨(dú)立董事主要是由社會(huì)資本量較高的專(zhuān)業(yè)人員和領(lǐng)導(dǎo)干部、經(jīng)理等組成，能夠更多、更快、更準(zhǔn)確地獲取與企業(yè)發(fā)展、獲利相關(guān)的關(guān)鍵信息，以便為企業(yè)提供咨詢(xún)服務(wù)。而這種關(guān)鍵信息的獲取能力則與經(jīng)濟(jì)主體之間的地理距離緊密相關(guān)。

已有研究表明，經(jīng)濟(jì)主體之間地理位置臨近，能夠減少信息收集成本和信息不對(duì)稱(chēng)程度，從而為經(jīng)濟(jì)主體帶來(lái)本地優(yōu)勢(shì)。銀行與借款企業(yè)臨近有助于軟信息的收集和壟斷市場(chǎng)的開(kāi)拓，從而能夠?qū)εR近的借款企業(yè)收取較高的貸款利率[21][5]2758。企業(yè)越靠近金融中心，其信息風(fēng)險(xiǎn)越低，越能以低成本獲得權(quán)益融資[6]140。本地分析師具有信息優(yōu)勢(shì)，因而比異地分析師預(yù)測(cè)公司盈余更為精確[7]719[22]。本地機(jī)構(gòu)投資者的信息優(yōu)勢(shì)能夠幫助其更好地預(yù)測(cè)未來(lái)收益，獲得更高的投資回報(bào)[23][8]81。會(huì)計(jì)師事務(wù)所與客戶(hù)臨近提高了其議價(jià)能力，對(duì)臨近客戶(hù)收取了更高的審計(jì)費(fèi)用[24]；同時(shí)，會(huì)計(jì)師事務(wù)所臨近客戶(hù)，能夠更便利地與客戶(hù)進(jìn)行溝通，獲得更充分的信息，提供更高質(zhì)量的審計(jì)服務(wù)[9]43[25]。

獨(dú)立董事群體是高社會(huì)資本人群，其本地優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮將會(huì)為企業(yè)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)利益。在有明確“地方”界限的政策資源獲取上，本地獨(dú)立董事的地緣優(yōu)勢(shì)將會(huì)更加突出。在所有政策資源中，政府補(bǔ)助能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來(lái)直接的經(jīng)濟(jì)利益，無(wú)疑是最具誘惑力的資源之一。政府補(bǔ)助通常是政府扶持新興產(chǎn)業(yè)、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要手段。企業(yè)投資于政府扶持的產(chǎn)業(yè)或項(xiàng)目后，無(wú)論能否通過(guò)投資獲利，都愿意花費(fèi)一定的精力和資源爭(zhēng)取更多的政府補(bǔ)助，企圖通過(guò)社會(huì)資本投資來(lái)分得政府補(bǔ)助的一杯羹[26]。聘任具有優(yōu)勢(shì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的獨(dú)立董事則是企業(yè)增加社會(huì)資本投資的一個(gè)重要方面。而本地獨(dú)立董事的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)資本則更容易為企業(yè)所用，能夠?yàn)槠髽I(yè)爭(zhēng)取更多的政府補(bǔ)助。首先，獨(dú)立董事多為專(zhuān)業(yè)人士、經(jīng)營(yíng)管理人士和行業(yè)協(xié)會(huì)領(lǐng)導(dǎo)，這些社會(huì)上層人士經(jīng)常出席團(tuán)體活動(dòng)或重要會(huì)議，能夠與當(dāng)?shù)氐恼賳T取得并保持聯(lián)系，獲得政府下一步的工作計(jì)劃或扶持方向。其次，政府部門(mén)在為某些新興產(chǎn)業(yè)或項(xiàng)目的試點(diǎn)工作制定扶持政策時(shí)，往往會(huì)咨詢(xún)相關(guān)專(zhuān)業(yè)人士的意見(jiàn)，甚至將試點(diǎn)工作的策劃項(xiàng)目委托給當(dāng)?shù)馗咝?、科研院所等機(jī)構(gòu)的研究人員。因此，專(zhuān)業(yè)人士、行業(yè)協(xié)會(huì)領(lǐng)導(dǎo)、經(jīng)營(yíng)管理人員高度集中的本地獨(dú)立董事群體就具有明顯的信息優(yōu)勢(shì)，他們能夠較早的洞悉政府工作動(dòng)態(tài)、獲取稀缺信息，幫助企業(yè)及早發(fā)現(xiàn)商機(jī)，做到有的放矢，更容易達(dá)到獲取政府補(bǔ)助所需的硬性條件。據(jù)此，我們提出本文的研究假設(shè)1：

假設(shè)1：限定其他條件，獨(dú)立董事本地任職顯著提高了企業(yè)獲得政府補(bǔ)助的概率和數(shù)量。

政治庇護(hù)理論認(rèn)為，政府會(huì)從國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)中獲取諸如促進(jìn)就業(yè)和政治升遷等政治利益，有動(dòng)機(jī)為國(guó)有企業(yè)提供更多政策資源[27]。一方面，國(guó)有控股企業(yè)承擔(dān)著維持就業(yè)、提供公共物品等預(yù)算軟約束[28-29]，從而地方政府有動(dòng)機(jī)也有義務(wù)對(duì)國(guó)有企業(yè)實(shí)施政府補(bǔ)助等保護(hù)措施。另一方面，官員的績(jī)效考核與升遷直接與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平掛鉤，而國(guó)有控股企業(yè)多是地方支柱產(chǎn)業(yè)，為地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出重要貢獻(xiàn)，政府出于政績(jī)考核的考慮也會(huì)給予國(guó)有企業(yè)較多的政府補(bǔ)助等政策資源。步丹璐和郁智(2012)、孔東民等(2013)以及耿強(qiáng)和胡睿昕(2013)的研究也均證明我國(guó)的政府補(bǔ)助明顯偏向于國(guó)有控股企業(yè)[30-32]。因此，國(guó)有企業(yè)與政府之間的天然聯(lián)系使得國(guó)有企業(yè)不費(fèi)吹灰之力就可獲得數(shù)量可觀的政府補(bǔ)助，那么企業(yè)為獲取政府補(bǔ)助所做的努力在國(guó)有企業(yè)中就難以發(fā)揮其應(yīng)有的作用。潘越等(2009)和余眀桂等(2010)的研究也證實(shí)，與政府建立聯(lián)系有助于民營(yíng)企業(yè)獲取更多的政府補(bǔ)助，而對(duì)國(guó)有企業(yè)則無(wú)此效用[33][12]65。因此，我們認(rèn)為本地任職獨(dú)立董事豐富的社會(huì)資本能夠?yàn)榉菄?guó)有企業(yè)獲取更多的政策資源，而在國(guó)有企業(yè)中幾乎無(wú)用武之地。據(jù)此，我們提出本文的研究假設(shè)2：

假設(shè)2：限定其他條件，國(guó)有控股顯著地抑制了獨(dú)立董事本地任職對(duì)企業(yè)獲得政府補(bǔ)助的促進(jìn)作用。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 模型設(shè)計(jì)與變量定義

為檢驗(yàn)本文的假設(shè)1，參考郭劍花和杜興強(qiáng)(2011)、許罡等(2012)和彭代武等(2013)的研究[34][35]123[36]，構(gòu)建模型(1)：

SUBSIDY=α0+α1GEO+α2NATURE+α3FISC_REV+α4MARKET+α5POL+α6INDDIR+α7FIRST+

α8SIZE+α9GROWTH+α10LEV+α11MOTIVE+α12LIST+λYEAR+γINDUS+ε

(1)

為檢驗(yàn)本文的假設(shè)2，在模型(1)的基礎(chǔ)上，加入本地任職GEO和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)NATURE的交乘項(xiàng)GEO*NATURE，構(gòu)建模型(2)：

SUBSIDY=α0+α1GEO+α2NATURE+β1GEO*NATURE+α3FISC_REV+α4MARKET+α5POL+α6INDDIR+

α7FIRST+α8SIZE+α9GROWTH+α10LEV+α11MOTIVE+α12LIST+λYEAR+γINDUS+ε

(2)

其中，SUBSIDY代表政府補(bǔ)助，采用兩種方式度量：(1)政府補(bǔ)助數(shù)量SUBSIDY_N，即公司當(dāng)年所獲政府補(bǔ)助金額加1后取自然對(duì)數(shù)；(2)政府補(bǔ)助虛擬變量SUBSIDY_D，若公司當(dāng)年獲得了政府補(bǔ)助，賦值為1，否則賦值為0。GEO代表獨(dú)立董事本地任職，本文采用三種方式度量：(1)本地任職獨(dú)立董事數(shù)量GEO_N；(2)本地任職獨(dú)立董事虛擬變量GEO_D，若董事會(huì)中有本地獨(dú)立董事，賦值為1，否則賦值為0；(3)本地任職獨(dú)立董事占獨(dú)立董事總體的比例GEO_R。NATURE代表產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，若上市公司為國(guó)有控股，賦值為1，否則賦值為0。其余為控制變量，包括：地區(qū)財(cái)政收入FISC_REV(公司所屬地區(qū)的財(cái)政收入/當(dāng)?shù)谿DP)、制度環(huán)境MARKET(樊綱等(2011)所編制的我國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)[37])、獨(dú)立董事政治關(guān)聯(lián)POLD(若公司獨(dú)立董事成員現(xiàn)在或曾在黨委、政府部門(mén)、檢察院、法院等機(jī)關(guān)工作，賦值為1，否則賦值為0)、獨(dú)立董事比例INDDIR(獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù))、第一大股東持股比例FIRST(第一大股東持股數(shù)/總股數(shù))、公司規(guī)模SIZE(期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù))、成長(zhǎng)能力GROWTH((本期營(yíng)業(yè)收入-上期營(yíng)業(yè)收入)/上期營(yíng)業(yè)收入)、資產(chǎn)負(fù)債率LEV(期末負(fù)債總額/期末資產(chǎn)總額)、盈余管理動(dòng)機(jī)MOTIVE(參考許罡等(2012)的研究，如果扣除政府補(bǔ)助后凈資產(chǎn)收益率處于-1%至1%之間，賦值為1，否則賦值為0[35]123)、上市年齡LIST(公司自上市至研究年度的年數(shù))、以及年度虛擬變量YEAR(涉及8個(gè)年度，設(shè)置7個(gè)虛擬變量)和行業(yè)虛擬變量INDUS(如果企業(yè)屬于壟斷、國(guó)家支持或高度管制行業(yè)*參考許罡等(2012)[34]123的研究，壟斷、國(guó)家支持或高度管制行業(yè)包括電力、電信、石油、開(kāi)采、農(nóng)業(yè)、土木建筑和房地產(chǎn)業(yè)。，賦值為1，否則賦值為0)。依據(jù)本文的假設(shè)，我們可以預(yù)期α1顯著大于0，β1顯著小于0。

(二) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2007-2014年滬深兩市A股上市公司為初始樣本，并參照研究慣例進(jìn)行了如下篩選：(1)剔除處于金融、保險(xiǎn)行業(yè)的觀測(cè)值；(2)剔除處于ST、PT等非正常交易狀態(tài)的觀測(cè)值；(3)剔除同時(shí)發(fā)行B股或H股的公司觀測(cè)值；(4)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的觀測(cè)值；(5)剔除數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)值；最終剩余8583個(gè)觀測(cè)值。同時(shí)，為了減弱極端值可能帶來(lái)的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位進(jìn)行了winsorize處理。本文的政府補(bǔ)助數(shù)據(jù)由CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中“中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表附注數(shù)據(jù)庫(kù)”-“損益項(xiàng)目”-“營(yíng)業(yè)外收入或支出”中的“具體項(xiàng)目”中提取并經(jīng)手工篩選得到；獨(dú)立董事本地任職、政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)系手工查閱上市公司年度報(bào)告整理而得；地區(qū)財(cái)政收入數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站；制度環(huán)境數(shù)據(jù)來(lái)自樊綱等(2011)所編制的我國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)；公司治理及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源于CCER金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。

四、 實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

首先，本文對(duì)各變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)(限于篇幅略去表格，備索)。SUBSIDY_N的均值為13.9299，說(shuō)明樣本期間每家公司每年平均可獲得約1121188(e13.9299-1)元的政府補(bǔ)助；SUBSIDY_D的均值為0.8789，說(shuō)明樣本期間有87.89%的公司獲得了政府補(bǔ)助。GEO_N的均值為2.0331，說(shuō)明平均每家上市公司中本地任職獨(dú)立董事人數(shù)為2人；GEO_D的均值為0.8270，說(shuō)明82.70%的公司聘請(qǐng)了本地任職獨(dú)立董事；GEO_R的均值0.6048，說(shuō)明本地任職獨(dú)立董事占獨(dú)立董事總?cè)藬?shù)的平均比例已超過(guò)60%，揭示了本地任職已成為上市公司聘請(qǐng)獨(dú)立董事的主流趨勢(shì)。NATURE的均值為0.6471，說(shuō)明樣本企業(yè)中約有64.71%為國(guó)有控股。FISC_REV的均值為0.1075，說(shuō)明各公司所屬地區(qū)的財(cái)政收入約占其GDP總額的10.75%。POL的均值為0.4564，揭示了45.64%的企業(yè)聘任了具有政治關(guān)聯(lián)的獨(dú)立董事。INDDIR的均值為0.3666，說(shuō)明獨(dú)立董事在董事會(huì)中的平均比例已超過(guò)了證監(jiān)會(huì)所要求的獨(dú)立董事比例1/3的最低要求，揭示出上市公司已漸漸認(rèn)識(shí)到了獨(dú)立董事的重要性。FIRST的平均值和中位數(shù)分別等于0.3648和0.3431，說(shuō)明我國(guó)資本市場(chǎng)“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象依然普遍存在。

然后，本文對(duì)各主要研究變量進(jìn)行相關(guān)性分析(限于篇幅略去表格，備索)。分析結(jié)果顯示，政府補(bǔ)助數(shù)量SUBSIDY_N與本地任職獨(dú)立董事數(shù)量GEO_N和本地任職獨(dú)立董事虛擬變量GEO_D的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，與本地任職獨(dú)立董事比例GEO_R的相關(guān)系數(shù)在15%的水平上顯著為正(P值=0.1500)；政府補(bǔ)助虛擬變量SUBSIDY_D與本地任職變量GEO_N、GEO_D和GEO_R的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)NATURE與政府補(bǔ)助變量SUBSIDY_N和SUBSIDY_D也均在1%的水平上顯著正相關(guān)。相關(guān)性分析結(jié)果初步支持了本文的假設(shè)1，至于本地任職GEO和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)NATURE對(duì)政府補(bǔ)助的聯(lián)合影響如何，將在下文的多元回歸分析中檢驗(yàn)。

(二) 回歸分析

表1報(bào)告了模型(1)的回歸結(jié)果。其中，Panel A報(bào)告了以政府補(bǔ)助數(shù)量SUBSIDY_N為因變量時(shí)的OLS回歸結(jié)果，括號(hào)中報(bào)告的是t值；Panel B報(bào)告了以政府補(bǔ)助虛擬變量SUBSIDY_D為因變量時(shí)的Logit回歸結(jié)果，括號(hào)中報(bào)告的是z值。不難看出，第(1)-(6)列中所有本地任職變量GEO的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。其中，第(1)和(4)列中，本地任職獨(dú)立董事數(shù)量GEO_N的回歸系數(shù)分別為0.1476和0.0926，對(duì)應(yīng)的t值為3.6526、z值為3.2626；第(2)和(5)列中，本地任職獨(dú)立董事虛擬變量GEO_D的回歸系數(shù)分別為0.6605和0.3448，對(duì)應(yīng)的t值為4.2751、z值為3.8981；第(3)和(6)列中，本地任職獨(dú)立董事比例GEO_R的回歸系數(shù)分別為0.4802和0.3122，對(duì)應(yīng)的t值為3.0446、z值為3.2089。結(jié)果顯示，獨(dú)立董事本地任職顯著地提高了企業(yè)獲得政府補(bǔ)助的概率和數(shù)量，本文的假設(shè)1得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

表1　獨(dú)立董事本地任職對(duì)政府補(bǔ)助的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值和z值均已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整。

控制變量中(以第(1)列為例)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)NATURE的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明國(guó)有控股企業(yè)比非國(guó)有控股企業(yè)更容易獲得政府補(bǔ)助資源，再次佐證了政府補(bǔ)助的國(guó)有偏好。制度環(huán)境MARKET的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明在市場(chǎng)化進(jìn)程越高的地區(qū)，公司能獲得更多的政府補(bǔ)助?？赡苁且?yàn)樵谑袌?chǎng)化進(jìn)程高的地區(qū)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也更激烈，國(guó)有企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力較弱，更需要政府補(bǔ)助的保護(hù)。公司規(guī)模SIZE的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明大型企業(yè)更容易爭(zhēng)取到政府補(bǔ)助，可能是大企業(yè)的實(shí)力較強(qiáng)、對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)較大所致。資產(chǎn)負(fù)債率LEV的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明陷入財(cái)務(wù)困境的企業(yè)較易得到政府扶持。盈余管理動(dòng)機(jī)MOTIVE的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明政府補(bǔ)助是企業(yè)進(jìn)行盈余管理一項(xiàng)重要手段。第一大股東持股比例FIRST、成長(zhǎng)能力GROWTH和上市年齡LIST的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明股權(quán)越集中、成長(zhǎng)能力越強(qiáng)、上市時(shí)間越長(zhǎng)的公司，可能因其在公司治理和經(jīng)營(yíng)方面的實(shí)力較強(qiáng)，對(duì)政府補(bǔ)助的需求也相應(yīng)較小。

表2報(bào)告了模型(2)的回歸結(jié)果。其中，Panel A報(bào)告了以政府補(bǔ)助數(shù)量SUBSIDY_N為因變量時(shí)的OLS回歸結(jié)果，括號(hào)中報(bào)告的是t值；Panel B報(bào)告了以政府補(bǔ)助虛擬變量SUBSIDY_D為因變量時(shí)的Logit回歸結(jié)果，括號(hào)中報(bào)告的是z值。Panel A中，第(1)-(3)列GEO* NATURE的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)(系數(shù)=-0.2113，t=-2.5079；系數(shù)=-0.7903，t=-2.5622；系數(shù)=-0.7221，t=-2.2691)。Panel B中，第(4)和(6)列GEO* NATURE的回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著為負(fù)(系數(shù)=-0.1010，z=-1.7829；系數(shù)=-0.3329，z=-1.7155)；第(5)列GEO*NATURE的回歸系數(shù)在15%的水平上顯著為負(fù)(系數(shù)=-0.2823，z=-1.5481)。研究結(jié)果表明，國(guó)有控股顯著抑制了獨(dú)立董事本地任職對(duì)企業(yè)獲取政府補(bǔ)助的促進(jìn)作用，支持了本文的假設(shè)2。此外，第(1)-(6)列中本地任職GEO的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，這與表1的研究結(jié)果一致，再次支持了本文的假設(shè)1。其余控制變量的符號(hào)亦與表1基本保持一致，在此不再贅述。

表2　產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)獨(dú)立董事本地任職與政府補(bǔ)助關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值和z值均已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整。

(三) 穩(wěn)健性測(cè)試

為使本文的研究結(jié)論更為可靠，我們進(jìn)行了以下敏感性測(cè)試(限于篇幅，這里僅列出主要測(cè)試變量的系數(shù)、t值、z值，詳細(xì)回歸結(jié)果備索)：

1.內(nèi)生性測(cè)試。獨(dú)立董事本地任職便于企業(yè)充分利用其社會(huì)資本以幫助其獲得更多的政府補(bǔ)助；但企業(yè)若欲爭(zhēng)取更多政府補(bǔ)助，也可能會(huì)有意的多聘任本地獨(dú)立董事以利用其社會(huì)資本，二者之間可能存在互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題。考慮到這一問(wèn)題可能造成的影響，本文分別采用滯后變量法和傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健測(cè)試。

(1)滯后變量法。為控制內(nèi)生性問(wèn)題，本文將本地任職變量GEO滯后一期，重新命名為L(zhǎng)GEO，以剩余的7125個(gè)觀測(cè)值再次進(jìn)行模型(1)和模型(2)的回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表3。表3中，Panel A對(duì)應(yīng)的是模型(1)的回歸結(jié)果，Panel B對(duì)應(yīng)的是模型(2)的回歸結(jié)果。第(1)-(3)列報(bào)告了以SUBSIDY_N為因變量時(shí)的OLS回歸結(jié)果，括號(hào)中報(bào)告的是t值；第(4)-(6)列報(bào)告了以SUBSIDY_D為因變量時(shí)的Logit回歸結(jié)果，括號(hào)中報(bào)告的是z值。Panel A中LGEO的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著大于0，Panel B中LGEO*NATURE的回歸系數(shù)均小于0，其中第(1)和第(3)列的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著，第(2)、(4)和(6)列的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著，再次支持了假設(shè)1和假設(shè)2。

表3　滯后變量法的回歸分析結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值和z值均已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整。

(2)傾向得分匹配法。參照Lennox et al.(2012)和曾亞敏和張俊生(2014)的研究方法[38][39]，本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配法(propensity score matching)以控制模型選擇偏差可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。首先，使用向后逐步Probit回歸方法(解釋變量?jī)H保留顯著性水平小于0.1的變量)，估計(jì)出公司聘任本地任職獨(dú)立董事的概率；然后，按照公司聘任本地任職獨(dú)立董事的概率進(jìn)行排序；最后，對(duì)每一個(gè)不存在本地任職獨(dú)立董事的公司，找出概率得分最接近的存在本地任職獨(dú)立董事的公司進(jìn)行配對(duì)，最終剩余2970個(gè)觀測(cè)值。

本地任職獨(dú)立董事的選擇模型構(gòu)建如下：

GEO_D=α0+α1TONGHANG+α2NATURE+α3FISC_REV+α4MARKET+α5POL+α6SIZE

+α7GROWTH+α8MOTIVE+λYEAR+(INDUS+ε

(3)

模型(3)中，參考Lev和Sougiannis(1996)、羅婷等(2009)、李小榮和劉行(2012)的研究[40][41][42]，引入同年同行業(yè)其他公司本地任職獨(dú)立董事人數(shù)的均值TONGHANG作為排除性約束變量。因?yàn)橥袠I(yè)其他公司的平均本地任職獨(dú)立董事人數(shù)對(duì)本公司的政府補(bǔ)助無(wú)直接影響，且同一行業(yè)公司的本地任職獨(dú)立董事人數(shù)之間存在相關(guān)性，因此選用這一變量較為合理。其余變量的定義與模型(1)相同，不再詳述。

用傾向得分匹配所得的2970個(gè)觀測(cè)值重復(fù)模型(1)和模型(2)的回歸分析，詳細(xì)結(jié)果見(jiàn)表4。表4中，Panel A對(duì)應(yīng)的是模型(1)的回歸結(jié)果，Panel B對(duì)應(yīng)的是模型(2)的回歸結(jié)果。第(1)-(3)列報(bào)告了以SUBSIDY_N為因變量時(shí)的OLS回歸結(jié)果，括號(hào)中報(bào)告的是t值；第(4)-(6)列報(bào)告了以SUBSIDY_D為因變量時(shí)的Logit回歸結(jié)果，括號(hào)中報(bào)告的是z值。Panel A中GEO的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著大于0，Panel B中GEO*NATURE的回歸系數(shù)均小于0，其中第(1)、(2)、(3)和(5)列的回歸系數(shù)顯著小于0。假設(shè)1和假設(shè)2再次得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

表4　傾向得分匹配法的回歸分析結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值和z值均已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整。

2.本地任職的度量。除了本地任職可能會(huì)使得獨(dú)立董事的社會(huì)資本便于為企業(yè)掌握和利用，曾在企業(yè)注冊(cè)地省份學(xué)習(xí)或工作、籍貫為企業(yè)注冊(cè)地省份等往往也會(huì)使得獨(dú)立董事在當(dāng)?shù)亟V泛的人脈資源。基于此，本文進(jìn)一步將本地任職范疇擴(kuò)展至上述因素，定義為廣義獨(dú)立董事本地任職變量EGEO，分別采用EGEO_N、EGEO_D和EGEO_R進(jìn)行度量，主要回歸分析結(jié)果如表5所示，其中第(1)(2)(3)列對(duì)應(yīng)因變量為SUBSIDY_N，第(4)(5)(6)列對(duì)應(yīng)因變量為SUBSIDY_D。Panel A中EGEO的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著大于0；Panel B中EGEO* NATURE的回歸系數(shù)均小于0，其中第(1)(2)(3)列中EGEO*NATURE的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著，第(4)和(6)列中EGEO*NATURE的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著。以上結(jié)果與表1和2基本保持一致，未有實(shí)質(zhì)性變化。

3.基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組測(cè)試。為了驗(yàn)證產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)獨(dú)立董事本地任職與政府補(bǔ)助關(guān)系的影響，我們進(jìn)一步按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將所有觀測(cè)值分為國(guó)有企業(yè)組(5554個(gè)觀測(cè)值)和非國(guó)有企業(yè)組(3029個(gè)觀測(cè)值)，分別對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表6。Panel A報(bào)告了以SUBSIDY_N為因變量時(shí)的OLS回歸結(jié)果。第(1)-(3)列代表國(guó)有企業(yè)組，第(4)-(6)列代表非國(guó)有企業(yè)組?？梢钥闯觯瑖?guó)有企業(yè)組中，GEO的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)上不顯著(系數(shù)=0.0163，t=0.3390；系數(shù)=0.0702，t=0.3543；系數(shù)=-0.1742，t=-0.8765)；而在非國(guó)有企業(yè)組中，GEO的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著大于0(系數(shù)=0.2678，t=3.8021；系數(shù)=0.9146，t=3.9197；系數(shù)=0.9159，t=3.6898)。Panel B報(bào)告了以SUBSIDY_D為因變量時(shí)的Logit回歸結(jié)果。第(1)-(3)列代表國(guó)有企業(yè)組，第(4)-(6)列代表非國(guó)有企業(yè)組?？梢钥闯?，國(guó)有企業(yè)組中，GEO的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)上不顯著(系數(shù)=0.0153，z=0.4144；系數(shù)=0.0845，z=0.6021；系數(shù)=-0.0297，z=-0.2078)；而在非國(guó)有企業(yè)組中，GEO的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著大于0(系數(shù)=0.1374，z=2.8649；系數(shù)=0.4003，z=3.1214；系數(shù)=0.4543，z=3.0573)。上述結(jié)果表明，獨(dú)立董事本地任職對(duì)上市公司獲得政府補(bǔ)助的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)中，而對(duì)國(guó)有企業(yè)的政府補(bǔ)助則無(wú)顯著影響，說(shuō)明國(guó)有控股顯著抑制了獨(dú)立董事本地任職對(duì)企業(yè)獲取政府補(bǔ)助的促進(jìn)作用。上述結(jié)果再次支持了本文的假設(shè)2。

表5　廣義本地任職度量的回歸分析結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值和z值均已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整。

表6　基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組的回歸分析結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值和z值均已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整。

五、 結(jié)論、啟示與未來(lái)研究方向

本文以2007-2014年滬深兩市A股上市公司的觀測(cè)值為研究樣本。實(shí)證檢驗(yàn)了獨(dú)立董事本地任職對(duì)上市公司政府補(bǔ)助的影響。結(jié)果顯示，獨(dú)立董事本地任職顯著提升了上市公司獲得政府補(bǔ)助的概率和數(shù)量?？紤]到政策資源的分配帶有明顯的國(guó)有偏好，本文在回歸模型中引入本地任職和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交乘項(xiàng)，進(jìn)一步研究了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)獨(dú)立董事本地任職和政府補(bǔ)助之間關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)國(guó)有控股顯著抑制了獨(dú)立董事本地任職對(duì)企業(yè)獲取政府補(bǔ)助的促進(jìn)作用。根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果，可以得出如下研究結(jié)論：①上市公司已經(jīng)充分認(rèn)識(shí)到了獨(dú)立董事的重要性，并能夠借助獨(dú)立董事的地緣關(guān)系所帶來(lái)的豐富的社會(huì)資本為企業(yè)爭(zhēng)取政策資源。目前國(guó)內(nèi)有關(guān)獨(dú)立董事地理臨近對(duì)企業(yè)經(jīng)濟(jì)行為影響的研究關(guān)注較多是企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，本文獨(dú)立董事本地任職對(duì)企業(yè)獲取政策資源具有顯著促進(jìn)作用的結(jié)論為該領(lǐng)域的研究提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。②國(guó)有企業(yè)與政府之間天然的產(chǎn)權(quán)聯(lián)系使其不需通過(guò)其他努力就可獲得數(shù)量可觀的政府補(bǔ)助，因而各種在非國(guó)有企業(yè)中頗為有效的替代機(jī)制在國(guó)有企業(yè)中均難以發(fā)揮作用；而非國(guó)有企業(yè)沒(méi)有這一天然的優(yōu)勢(shì)，需通過(guò)各種努力來(lái)爭(zhēng)取政府補(bǔ)助，聘任社會(huì)資本豐厚的本地獨(dú)立董事則不失為一種理想的選擇。政府補(bǔ)助的國(guó)有偏好已經(jīng)被現(xiàn)有研究證實(shí)，本文的通過(guò)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)獨(dú)立董事職能發(fā)揮交叉影響的研究進(jìn)一步佐證了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)影響包括政府補(bǔ)助在內(nèi)的資源配置。

本文具有較強(qiáng)的政策啟示意義。首先，獨(dú)立董事本地任職優(yōu)勢(shì)能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來(lái)更多的政府補(bǔ)助。這表明本地獨(dú)立董事能夠充分利用其所擁有的社會(huì)資本幫助企業(yè)與外界聯(lián)系并從環(huán)境中獲取企業(yè)發(fā)展所需的資源。因此，在企業(yè)的發(fā)展過(guò)程中，可以根據(jù)實(shí)際需要選擇本地或異地的獨(dú)立董事。具體而言，如果想要獲取更多的政府補(bǔ)助等有“地方”界限的政策資源，可以較多地聘任本地獨(dú)立董事；如果想要在異地開(kāi)展經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，可以考慮聘任異地獨(dú)董以充分利用其所擁有的社會(huì)資本為企業(yè)的經(jīng)營(yíng)發(fā)展服務(wù)。其次，獨(dú)立董事本地任職優(yōu)勢(shì)能夠幫助非國(guó)有企業(yè)獲取更多的政府補(bǔ)助，而在國(guó)有企業(yè)中沒(méi)有顯著的效用。這一結(jié)果間接表明了國(guó)有企業(yè)和政府之間的天然關(guān)系，這明顯不符合政企分開(kāi)的國(guó)企改革要求。未來(lái)地方政府應(yīng)逐步放松乃至解除同國(guó)有企業(yè)之間的利益捆綁關(guān)系，塑造國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境。最后，資源配置的國(guó)有偏好表明，現(xiàn)階段依靠正式制度不能提供公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境。因此，非國(guó)有企業(yè)可以適當(dāng)通過(guò)對(duì)社會(huì)資本等非正式制度的投資，為企業(yè)爭(zhēng)取發(fā)展機(jī)會(huì)和政策支持。

受限于研究主題，本文僅考慮了獨(dú)立董事本地任職在企業(yè)獲取政府補(bǔ)助中發(fā)揮的作用。獨(dú)立董事本地優(yōu)勢(shì)的利用或許還可以為企業(yè)帶來(lái)其經(jīng)營(yíng)發(fā)展所需的其他資源，未來(lái)研究可進(jìn)一步關(guān)注獨(dú)立董事本地任職對(duì)企業(yè)融資約束和進(jìn)入高壁壘行業(yè)等的影響。此外，除了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)影響本地任職獨(dú)立董事職能發(fā)揮外，獨(dú)立董事的個(gè)人特征(如性別、年齡、學(xué)歷和是否具有政府背景等)勢(shì)必會(huì)對(duì)本地任職獨(dú)立董事職能發(fā)揮產(chǎn)生一定的影響，這也是未來(lái)進(jìn)一步研究的方向。

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(責(zé)任編輯束順民)

Local Tenure, Property Rights and Government Subsidy

LIU Zhong-yan1, ZHOU Ze-jiang2

(1.SchoolofEconomics,AnhuiUniversity,Hefei230601,China; 2.SchoolofBusiness,AnhuiUniversity,Hefei230601,China)

Independent directors’ supervision role has been widely examined by extant literature, but their advisory role is often ignored by academia. Using A-share companies listed on Shanghai Stock Exchange and Shenzhen Stock Exchange from 2007 to 2014 as analytical sample, this paper empirically tests the effect of independent directors on corporates’ competence in acquiring government subsidy from the perspective of independent directors’ local tenure. It is markedly documented that firms with more local independent directors are more likely to get government subsidy and get more government subsidy. Further study based on property rights denotes that the positive association between local independent directors and government subsidy is significantly ineffective in state-owned enterprises. The results indicate that, if properly utilized, the abundant social capital of independent directors can help enterprises gain scarce subsidy resources, yet the process of which is constrained by the firms’ property rights, and it is out of operation in state-owned enterprises.

independent director; local tenure; social capital; property rights; government subsidy

2016-03-09

安徽省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年項(xiàng)目“獨(dú)立董事本地任職對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)行為的影響研究”(AHSKQ2015D52)；國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目“女性高管、會(huì)計(jì)行為與投資決策”(71302113)；安徽省高校優(yōu)秀青年人才基金重點(diǎn)項(xiàng)目“中國(guó)情境下女性董事對(duì)公司財(cái)務(wù)行為及績(jī)效的影響研究”(2013SQRW005ZD)

劉中燕，女，博士研究生，主要從事市場(chǎng)會(huì)計(jì)問(wèn)題研究；周澤將，男，副教授，管理學(xué)博士，主要從事治理與財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)理論研究。

F270

A

1000-2154(2016)09-0030-11