本地任職、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與政府補助

劉中燕,周澤將

(1.安徽大學 經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601；2.安徽大學 商學院，安徽 合肥 230601)

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本地任職、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與政府補助

劉中燕1,周澤將2

(1.安徽大學 經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601；2.安徽大學 商學院，安徽 合肥 230601)

以2007-2014年中國滬深兩市A股上市公司為樣本，文章從本地任職視角，實證檢驗了獨立董事在獲取政府補助中的作用。研究發(fā)現(xiàn)獨立董事本地任職顯著地提高了上市公司獲得政府補助的概率和數(shù)量?；诋a(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度的進一步經(jīng)驗證據(jù)揭示，國有控股顯著地抑制了獨立董事本地任職對企業(yè)獲取政府補助的促進作用。文章的研究表明，獨立董事豐富的社會資本如被恰當運用，可以幫助企業(yè)獲稀缺的補助資源，但這一過程會受限于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，在國有控股企業(yè)中難見成效。

獨立董事；本地任職；社會資本；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；政府補助

一、 引　言

獨立董事是現(xiàn)代企業(yè)中降低代理成本、改進公司治理的重要制度性安排[1]，自2001年引入中國資本市場開始，即被監(jiān)管層寄厚望于保護投資者的利益，這其中主要強調(diào)的是獨立董事監(jiān)督職能的發(fā)揮，眾多的文獻主要圍繞這一角度展開研究[2-3]。但是監(jiān)督職能行之有效的重要前提之一是獨立董事受到市場聲譽機制的約束[4]。進一步地，若市場聲譽發(fā)揮作用，則必然要求獨立董事?lián)碛邢鄬^高的社會資本。通過翻閱上市公司年報中披露的獨立董事簡歷信息直接驗證了上述推斷，可以發(fā)現(xiàn)獨立董事中不僅包括會計、法律、技術(shù)等專業(yè)人士，而且不乏大量的行業(yè)協(xié)會領(lǐng)導、金融企業(yè)管理人員、已退休官員等高社會資本人群。社會資本作為企業(yè)可利用的稀缺資源，有利于企業(yè)獲取非公開信息、獵取稀缺資源、捕捉商機，最終能夠為企業(yè)帶來經(jīng)濟利益。而社會資本的利用效率則與經(jīng)濟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)所帶來的信息優(yōu)勢能夠為銀行、企業(yè)、分析師、機構(gòu)投資者、會計師事務(wù)所等相關(guān)經(jīng)濟主體帶來競爭優(yōu)勢[5]2758[6]140[7]719[8]81[9]43。在中國，獨立董事本地任職現(xiàn)象非常普遍(獨立董事工作地點和企業(yè)注冊地位于同一省、直轄市或自治區(qū))，依據(jù)統(tǒng)計，所占比例超過60%。但是除周澤將和徐玉德(2015)關(guān)注到了獨立董事本地任職的經(jīng)濟后果外[10]，國內(nèi)鮮有文獻從本地任職角度對獨立董事的地理臨近優(yōu)勢進行檢驗?；诖?，本文選擇本地任職這一獨特視角，實證檢驗獨立董事對于企業(yè)獲取政府補助的促進作用，進而可以有助于理論界和實務(wù)界重新審視中國制度背景下的獨立董事職能。

相對以往研究而言，本文可能的貢獻之處主要體現(xiàn)在以下四個維度：(1)本文分析了本地任職在獨立董事為企業(yè)爭取政策資源時帶來的競爭優(yōu)勢，豐富了以“組織需要通過獲取環(huán)境中的資源來維持生存”為核心假設(shè)的資源依賴理論研究。(2)已有研究多是探討高管政治關(guān)聯(lián)這一類社會資本對企業(yè)獲取政府補助的影響，本文從社會資本的“空間”影響因素出發(fā)，以獨立董事是否在本地任職來衡量社會資本的利用效率，并考察其對政府補助的影響，拓寬了社會資本測量和政府補助影響因素的研究。(3)地理臨近所帶來的地緣優(yōu)勢已為多數(shù)研究證實，本文基于獨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)域的文獻提供了增量的經(jīng)驗證據(jù)。(4)目前的研究已揭示產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會影響包括政府補助在內(nèi)的資源配置，本文則更進一步地深入檢驗產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對獨立董事社會資本利用效率的影響，有助于加深對于企業(yè)產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟后果這一問題的理解。

二、 理論分析與研究假設(shè)

周小虎(2005)認為“企業(yè)社會資本是指那些能夠被企業(yè)所控制的有利于實現(xiàn)其目標和實現(xiàn)目標活動的，嵌入企業(yè)網(wǎng)絡(luò)機構(gòu)中顯在的和潛在的資源集合”，“包括結(jié)構(gòu)性、關(guān)系性和認知性三個維度”[11]。其中，關(guān)系性社會資本通過人際關(guān)系的創(chuàng)造和維持來獲取稀缺資源。政府補助是政府通過對收入和資源的再分配以實現(xiàn)其對經(jīng)濟進行干預(yù)的重要手段，亦是企業(yè)可以通過社會資本等投資進行爭取的重要政策資源。在我國分權(quán)化改革的背景下，地方政府有較高的財政支出支配權(quán)，除了個別項目外，關(guān)于財政補助支出的明確規(guī)范并未在相關(guān)法律法規(guī)中有所涉及，從而導致地方政府官員在向企業(yè)提供財政補助時有較多的自由裁量權(quán)[12]67。在這種情況下，社會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”的功能。

獨立董事社會資本經(jīng)濟后果的研究已逐漸受到學術(shù)研究人員的關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn)，政府背景的獨立董事能夠提升企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績[14]；銀行背景的獨立董事能夠為企業(yè)爭取更多信貸融資[15]；技術(shù)背景的獨立董事能夠提升公司研發(fā)的產(chǎn)出效率[16]；網(wǎng)絡(luò)中心度高的獨立董事能夠提升公司的投資效率[17]；異地獨立董事提高了企業(yè)異地并購和異地經(jīng)營的效率[18-19]。企業(yè)作為一個經(jīng)濟組織，包含了上至領(lǐng)導、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)和社會資本總量存在明顯的差異。邊燕杰(2004)的研究顯示，領(lǐng)導干部、經(jīng)理和專業(yè)技術(shù)人員以及其他白領(lǐng)階層具有優(yōu)勢的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和更高的社會資本量[20]。企業(yè)的獨立董事主要是由社會資本量較高的專業(yè)人員和領(lǐng)導干部、經(jīng)理等組成，能夠更多、更快、更準確地獲取與企業(yè)發(fā)展、獲利相關(guān)的關(guān)鍵信息，以便為企業(yè)提供咨詢服務(wù)。而這種關(guān)鍵信息的獲取能力則與經(jīng)濟主體之間的地理距離緊密相關(guān)。

已有研究表明，經(jīng)濟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稱程度，從而為經(jīng)濟主體帶來本地優(yōu)勢。銀行與借款企業(yè)臨近有助于軟信息的收集和壟斷市場的開拓，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，其信息風險越低，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，因而比異地分析師預(yù)測公司盈余更為精確[7]719[22]。本地機構(gòu)投資者的信息優(yōu)勢能夠幫助其更好地預(yù)測未來收益，獲得更高的投資回報[23][8]81。會計師事務(wù)所與客戶臨近提高了其議價能力，對臨近客戶收取了更高的審計費用[24]；同時，會計師事務(wù)所臨近客戶，能夠更便利地與客戶進行溝通，獲得更充分的信息，提供更高質(zhì)量的審計服務(wù)[9]43[25]。

獨立董事群體是高社會資本人群，其本地優(yōu)勢的發(fā)揮將會為企業(yè)帶來經(jīng)濟利益。在有明確“地方”界限的政策資源獲取上，本地獨立董事的地緣優(yōu)勢將會更加突出。在所有政策資源中，政府補助能夠為企業(yè)帶來直接的經(jīng)濟利益，無疑是最具誘惑力的資源之一。政府補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)或項目后，無論能否通過投資獲利，都愿意花費一定的精力和資源爭取更多的政府補助，企圖通過社會資本投資來分得政府補助的一杯羹[26]。聘任具有優(yōu)勢社會網(wǎng)絡(luò)的獨立董事則是企業(yè)增加社會資本投資的一個重要方面。而本地獨立董事的社會網(wǎng)絡(luò)和社會資本則更容易為企業(yè)所用，能夠為企業(yè)爭取更多的政府補助。首先，獨立董事多為專業(yè)人士、經(jīng)營管理人士和行業(yè)協(xié)會領(lǐng)導，這些社會上層人士經(jīng)常出席團體活動或重要會議，能夠與當?shù)氐恼賳T取得并保持聯(lián)系，獲得政府下一步的工作計劃或扶持方向。其次，政府部門在為某些新興產(chǎn)業(yè)或項目的試點工作制定扶持政策時，往往會咨詢相關(guān)專業(yè)人士的意見，甚至將試點工作的策劃項目委托給當?shù)馗咝?、科研院所等機構(gòu)的研究人員。因此，專業(yè)人士、行業(yè)協(xié)會領(lǐng)導、經(jīng)營管理人員高度集中的本地獨立董事群體就具有明顯的信息優(yōu)勢，他們能夠較早的洞悉政府工作動態(tài)、獲取稀缺信息，幫助企業(yè)及早發(fā)現(xiàn)商機，做到有的放矢，更容易達到獲取政府補助所需的硬性條件。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，獨立董事本地任職顯著提高了企業(yè)獲得政府補助的概率和數(shù)量。

政治庇護理論認為，政府會從國有企業(yè)的經(jīng)營中獲取諸如促進就業(yè)和政治升遷等政治利益，有動機為國有企業(yè)提供更多政策資源[27]。一方面，國有控股企業(yè)承擔著維持就業(yè)、提供公共物品等預(yù)算軟約束[28-29]，從而地方政府有動機也有義務(wù)對國有企業(yè)實施政府補助等保護措施。另一方面，官員的績效考核與升遷直接與地方經(jīng)濟發(fā)展水平掛鉤，而國有控股企業(yè)多是地方支柱產(chǎn)業(yè)，為地方經(jīng)濟發(fā)展做出重要貢獻，政府出于政績考核的考慮也會給予國有企業(yè)較多的政府補助等政策資源。步丹璐和郁智(2012)、孔東民等(2013)以及耿強和胡睿昕(2013)的研究也均證明我國的政府補助明顯偏向于國有控股企業(yè)[30-32]。因此，國有企業(yè)與政府之間的天然聯(lián)系使得國有企業(yè)不費吹灰之力就可獲得數(shù)量可觀的政府補助，那么企業(yè)為獲取政府補助所做的努力在國有企業(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，與政府建立聯(lián)系有助于民營企業(yè)獲取更多的政府補助，而對國有企業(yè)則無此效用[33][12]65。因此，我們認為本地任職獨立董事豐富的社會資本能夠為非國有企業(yè)獲取更多的政策資源，而在國有企業(yè)中幾乎無用武之地。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，國有控股顯著地抑制了獨立董事本地任職對企業(yè)獲得政府補助的促進作用。

三、 研究設(shè)計

(一) 模型設(shè)計與變量定義

為檢驗本文的假設(shè)1，參考郭劍花和杜興強(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代表政府補助，采用兩種方式度量：(1)政府補助數(shù)量SUBSIDY_N，即公司當年所獲政府補助金額加1后取自然對數(shù)；(2)政府補助虛擬變量SUBSIDY_D，若公司當年獲得了政府補助，賦值為1，否則賦值為0。GEO代表獨立董事本地任職，本文采用三種方式度量：(1)本地任職獨立董事數(shù)量GEO_N；(2)本地任職獨立董事虛擬變量GEO_D，若董事會中有本地獨立董事，賦值為1，否則賦值為0；(3)本地任職獨立董事占獨立董事總體的比例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)財政收入FISC_REV(公司所屬地區(qū)的財政收入/當?shù)谿DP)、制度環(huán)境MARKET(樊綱等(2011)所編制的我國各地區(qū)市場化指數(shù)[37])、獨立董事政治關(guān)聯(lián)POLD(若公司獨立董事成員現(xiàn)在或曾在黨委、政府部門、檢察院、法院等機關(guān)工作，賦值為1，否則賦值為0)、獨立董事比例INDDIR(獨立董事人數(shù)/董事會人數(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)的自然對數(shù))、成長能力GROWTH((本期營業(yè)收入-上期營業(yè)收入)/上期營業(yè)收入)、資產(chǎn)負債率LEV(期末負債總額/期末資產(chǎn)總額)、盈余管理動機MOTIVE(參考許罡等(2012)的研究，如果扣除政府補助后凈資產(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個年度，設(shè)置7個虛擬變量)和行業(yè)虛擬變量INDUS(如果企業(yè)屬于壟斷、國家支持或高度管制行業(yè)*參考許罡等(2012)[34]123的研究，壟斷、國家支持或高度管制行業(yè)包括電力、電信、石油、開采、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，并參照研究慣例進行了如下篩選：(1)剔除處于金融、保險行業(yè)的觀測值；(2)剔除處于ST、PT等非正常交易狀態(tài)的觀測值；(3)剔除同時發(fā)行B股或H股的公司觀測值；(4)剔除資產(chǎn)負債率大于1的觀測值；(5)剔除數(shù)據(jù)缺失的觀測值；最終剩余8583個觀測值。同時，為了減弱極端值可能帶來的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%分位進行了winsorize處理。本文的政府補助數(shù)據(jù)由CSMAR數(shù)據(jù)庫中“中國上市公司財務(wù)報表附注數(shù)據(jù)庫”-“損益項目”-“營業(yè)外收入或支出”中的“具體項目”中提取并經(jīng)手工篩選得到；獨立董事本地任職、政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)系手工查閱上市公司年度報告整理而得；地區(qū)財政收入數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站；制度環(huán)境數(shù)據(jù)來自樊綱等(2011)所編制的我國各地區(qū)市場化指數(shù)；公司治理及財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CCER金融研究數(shù)據(jù)庫。

四、 實證檢驗及結(jié)果分析

(一) 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

首先，本文對各變量進行了描述性統(tǒng)計(限于篇幅略去表格，備索)。SUBSIDY_N的均值為13.9299，說明樣本期間每家公司每年平均可獲得約1121188(e13.9299-1)元的政府補助；SUBSIDY_D的均值為0.8789，說明樣本期間有87.89%的公司獲得了政府補助。GEO_N的均值為2.0331，說明平均每家上市公司中本地任職獨立董事人數(shù)為2人；GEO_D的均值為0.8270，說明82.70%的公司聘請了本地任職獨立董事；GEO_R的均值0.6048，說明本地任職獨立董事占獨立董事總?cè)藬?shù)的平均比例已超過60%，揭示了本地任職已成為上市公司聘請獨立董事的主流趨勢。NATURE的均值為0.6471，說明樣本企業(yè)中約有64.71%為國有控股。FISC_REV的均值為0.1075，說明各公司所屬地區(qū)的財政收入約占其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)的獨立董事。INDDIR的均值為0.3666，說明獨立董事在董事會中的平均比例已超過了證監(jiān)會所要求的獨立董事比例1/3的最低要求，揭示出上市公司已漸漸認識到了獨立董事的重要性。FIRST的平均值和中位數(shù)分別等于0.3648和0.3431，說明我國資本市場“一股獨大”的現(xiàn)象依然普遍存在。

然后，本文對各主要研究變量進行相關(guān)性分析(限于篇幅略去表格，備索)。分析結(jié)果顯示，政府補助數(shù)量SUBSIDY_N與本地任職獨立董事數(shù)量GEO_N和本地任職獨立董事虛擬變量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對政府補助的聯(lián)合影響如何，將在下文的多元回歸分析中檢驗。

(二) 回歸分析

表1報告了模型(1)的回歸結(jié)果。其中，Panel A報告了以政府補助數(shù)量SUBSIDY_N為因變量時的OLS回歸結(jié)果，括號中報告的是t值；Panel B報告了以政府補助虛擬變量SUBSIDY_D為因變量時的Logit回歸結(jié)果，括號中報告的是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，本地任職獨立董事數(shù)量GEO_N的回歸系數(shù)分別為0.1476和0.0926，對應(yīng)的t值為3.6526、z值為3.2626；第(2)和(5)列中，本地任職獨立董事虛擬變量GEO_D的回歸系數(shù)分別為0.6605和0.3448，對應(yīng)的t值為4.2751、z值為3.8981；第(3)和(6)列中，本地任職獨立董事比例GEO_R的回歸系數(shù)分別為0.4802和0.3122，對應(yīng)的t值為3.0446、z值為3.2089。結(jié)果顯示，獨立董事本地任職顯著地提高了企業(yè)獲得政府補助的概率和數(shù)量，本文的假設(shè)1得到了經(jīng)驗證據(jù)的支持。

表1　獨立董事本地任職對政府補助的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計檢驗的t值和z值均已經(jīng)過個體和時間層面的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，表明國有控股企業(yè)比非國有控股企業(yè)更容易獲得政府補助資源，再次佐證了政府補助的國有偏好。制度環(huán)境MARKET的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明在市場化進程越高的地區(qū)，公司能獲得更多的政府補助。可能是因為在市場化進程高的地區(qū)，市場競爭也更激烈，國有企業(yè)的競爭力較弱，更需要政府補助的保護。公司規(guī)模SIZE的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明大型企業(yè)更容易爭取到政府補助，可能是大企業(yè)的實力較強、對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的貢獻較大所致。資產(chǎn)負債率LEV的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明陷入財務(wù)困境的企業(yè)較易得到政府扶持。盈余管理動機MOTIVE的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明政府補助是企業(yè)進行盈余管理一項重要手段。第一大股東持股比例FIRST、成長能力GROWTH和上市年齡LIST的回歸系數(shù)均顯著為負，說明股權(quán)越集中、成長能力越強、上市時間越長的公司，可能因其在公司治理和經(jīng)營方面的實力較強，對政府補助的需求也相應(yīng)較小。

表2報告了模型(2)的回歸結(jié)果。其中，Panel A報告了以政府補助數(shù)量SUBSIDY_N為因變量時的OLS回歸結(jié)果，括號中報告的是t值；Panel B報告了以政府補助虛擬變量SUBSIDY_D為因變量時的Logit回歸結(jié)果，括號中報告的是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(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(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(系數(shù)=-0.2823，z=-1.5481)。研究結(jié)果表明，國有控股顯著抑制了獨立董事本地任職對企業(yè)獲取政府補助的促進作用，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)對獨立董事本地任職與政府補助關(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)計檢驗的t值和z值均已經(jīng)過個體和時間層面的cluster調(diào)整。

(三) 穩(wěn)健性測試

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

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

(1)滯后變量法。為控制內(nèi)生性問題，本文將本地任職變量GEO滯后一期，重新命名為LGEO，以剩余的7125個觀測值再次進行模型(1)和模型(2)的回歸分析，結(jié)果見表3。表3中，Panel A對應(yīng)的是模型(1)的回歸結(jié)果，Panel B對應(yīng)的是模型(2)的回歸結(jié)果。第(1)-(3)列報告了以SUBSIDY_N為因變量時的OLS回歸結(jié)果，括號中報告的是t值；第(4)-(6)列報告了以SUBSIDY_D為因變量時的Logit回歸結(jié)果，括號中報告的是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)計檢驗的t值和z值均已經(jīng)過個體和時間層面的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致的內(nèi)生性問題。首先，使用向后逐步Probit回歸方法(解釋變量僅保留顯著性水平小于0.1的變量)，估計出公司聘任本地任職獨立董事的概率；然后，按照公司聘任本地任職獨立董事的概率進行排序；最后，對每一個不存在本地任職獨立董事的公司，找出概率得分最接近的存在本地任職獨立董事的公司進行配對，最終剩余2970個觀測值。

本地任職獨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立董事人數(shù)的均值TONGHANG作為排除性約束變量。因為同行業(yè)其他公司的平均本地任職獨立董事人數(shù)對本公司的政府補助無直接影響，且同一行業(yè)公司的本地任職獨立董事人數(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個觀測值重復(fù)模型(1)和模型(2)的回歸分析，詳細結(jié)果見表4。表4中，Panel A對應(yīng)的是模型(1)的回歸結(jié)果，Panel B對應(yīng)的是模型(2)的回歸結(jié)果。第(1)-(3)列報告了以SUBSIDY_N為因變量時的OLS回歸結(jié)果，括號中報告的是t值；第(4)-(6)列報告了以SUBSIDY_D為因變量時的Logit回歸結(jié)果，括號中報告的是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)計檢驗的t值和z值均已經(jīng)過個體和時間層面的cluster調(diào)整。

2.本地任職的度量。除了本地任職可能會使得獨立董事的社會資本便于為企業(yè)掌握和利用，曾在企業(yè)注冊地省份學習或工作、籍貫為企業(yè)注冊地省份等往往也會使得獨立董事在當?shù)亟V泛的人脈資源?；诖?，本文進一步將本地任職范疇擴展至上述因素，定義為廣義獨立董事本地任職變量EGEO，分別采用EGEO_N、EGEO_D和EGEO_R進行度量，主要回歸分析結(jié)果如表5所示，其中第(1)(2)(3)列對應(yīng)因變量為SUBSIDY_N，第(4)(5)(6)列對應(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，未有實質(zhì)性變化。

3.基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組測試。為了驗證產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對獨立董事本地任職與政府補助關(guān)系的影響，我們進一步按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將所有觀測值分為國有企業(yè)組(5554個觀測值)和非國有企業(yè)組(3029個觀測值)，分別對模型(1)進行回歸分析，結(jié)果見表6。Panel A報告了以SUBSIDY_N為因變量時的OLS回歸結(jié)果。第(1)-(3)列代表國有企業(yè)組，第(4)-(6)列代表非國有企業(yè)組。可以看出，國有企業(yè)組中，GEO的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計上不顯著(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報告了以SUBSIDY_D為因變量時的Logit回歸結(jié)果。第(1)-(3)列代表國有企業(yè)組，第(4)-(6)列代表非國有企業(yè)組。可以看出，國有企業(yè)組中，GEO的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計上不顯著(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，獨立董事本地任職對上市公司獲得政府補助的促進作用主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)中，而對國有企業(yè)的政府補助則無顯著影響，說明國有控股顯著抑制了獨立董事本地任職對企業(yè)獲取政府補助的促進作用。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)計檢驗的t值和z值均已經(jīng)過個體和時間層面的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)計檢驗的t值和z值均已經(jīng)過個體和時間層面的cluster調(diào)整。

五、 結(jié)論、啟示與未來研究方向

本文以2007-2014年滬深兩市A股上市公司的觀測值為研究樣本。實證檢驗了獨立董事本地任職對上市公司政府補助的影響。結(jié)果顯示，獨立董事本地任職顯著提升了上市公司獲得政府補助的概率和數(shù)量?？紤]到政策資源的分配帶有明顯的國有偏好，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，進一步研究了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對獨立董事本地任職和政府補助之間關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)國有控股顯著抑制了獨立董事本地任職對企業(yè)獲取政府補助的促進作用。根據(jù)實證研究結(jié)果，可以得出如下研究結(jié)論：①上市公司已經(jīng)充分認識到了獨立董事的重要性，并能夠借助獨立董事的地緣關(guān)系所帶來的豐富的社會資本為企業(yè)爭取政策資源。目前國內(nèi)有關(guān)獨立董事地理臨近對企業(yè)經(jīng)濟行為影響的研究關(guān)注較多是企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，本文獨立董事本地任職對企業(yè)獲取政策資源具有顯著促進作用的結(jié)論為該領(lǐng)域的研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。②國有企業(yè)與政府之間天然的產(chǎn)權(quán)聯(lián)系使其不需通過其他努力就可獲得數(shù)量可觀的政府補助，因而各種在非國有企業(yè)中頗為有效的替代機制在國有企業(yè)中均難以發(fā)揮作用；而非國有企業(yè)沒有這一天然的優(yōu)勢，需通過各種努力來爭取政府補助，聘任社會資本豐厚的本地獨立董事則不失為一種理想的選擇。政府補助的國有偏好已經(jīng)被現(xiàn)有研究證實，本文的通過產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對獨立董事職能發(fā)揮交叉影響的研究進一步佐證了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會影響包括政府補助在內(nèi)的資源配置。

本文具有較強的政策啟示意義。首先，獨立董事本地任職優(yōu)勢能夠為企業(yè)帶來更多的政府補助。這表明本地獨立董事能夠充分利用其所擁有的社會資本幫助企業(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)展過程中，可以根據(jù)實際需要選擇本地或異地的獨立董事。具體而言，如果想要獲取更多的政府補助等有“地方”界限的政策資源，可以較多地聘任本地獨立董事；如果想要在異地開展經(jīng)營活動，可以考慮聘任異地獨董以充分利用其所擁有的社會資本為企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展服務(wù)。其次，獨立董事本地任職優(yōu)勢能夠幫助非國有企業(yè)獲取更多的政府補助，而在國有企業(yè)中沒有顯著的效用。這一結(jié)果間接表明了國有企業(yè)和政府之間的天然關(guān)系，這明顯不符合政企分開的國企改革要求。未來地方政府應(yīng)逐步放松乃至解除同國有企業(yè)之間的利益捆綁關(guān)系，塑造國有企業(yè)與非國有企業(yè)公平競爭的市場環(huán)境。最后，資源配置的國有偏好表明，現(xiàn)階段依靠正式制度不能提供公平的競爭環(huán)境。因此，非國有企業(yè)可以適當通過對社會資本等非正式制度的投資，為企業(yè)爭取發(fā)展機會和政策支持。

受限于研究主題，本文僅考慮了獨立董事本地任職在企業(yè)獲取政府補助中發(fā)揮的作用。獨立董事本地優(yōu)勢的利用或許還可以為企業(yè)帶來其經(jīng)營發(fā)展所需的其他資源，未來研究可進一步關(guān)注獨立董事本地任職對企業(yè)融資約束和進入高壁壘行業(yè)等的影響。此外，除了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會影響本地任職獨立董事職能發(fā)揮外，獨立董事的個人特征(如性別、年齡、學歷和是否具有政府背景等)勢必會對本地任職獨立董事職能發(fā)揮產(chǎn)生一定的影響，這也是未來進一步研究的方向。

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(責任編輯束順民)

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

安徽省哲學社會科學規(guī)劃青年項目“獨立董事本地任職對企業(yè)財務(wù)行為的影響研究”(AHSKQ2015D52)；國家自然科學基金青年項目“女性高管、會計行為與投資決策”(71302113)；安徽省高校優(yōu)秀青年人才基金重點項目“中國情境下女性董事對公司財務(wù)行為及績效的影響研究”(2013SQRW005ZD)

劉中燕，女，博士研究生，主要從事市場會計問題研究；周澤將，男，副教授，管理學博士，主要從事治理與財務(wù)會計理論研究。

F270

A

1000-2154(2016)09-0030-11