異地獨(dú)董對(duì)第一類代理成本影響的實(shí)證分析

茹昱

（上海交通大學(xué)上海高級(jí)金融學(xué)院，上海200030）

0 引言

國(guó)外經(jīng)典研究認(rèn)為，監(jiān)督與咨詢是獨(dú)立董事的兩大主要職能。本文聚焦于研究獨(dú)立董事的地理特征對(duì)監(jiān)督職能與公司治理的影響機(jī)制。根據(jù)本文統(tǒng)計(jì)，我國(guó)有超過一半的上市公司聘任了異地獨(dú)立董事。從學(xué)術(shù)研究角度來說，上市公司熱衷于聘任異地獨(dú)董，這一行為是否能夠改善公司治理值得深入探討。目前，國(guó)內(nèi)專門討論異地獨(dú)董的文獻(xiàn)很少，期刊文獻(xiàn)僅孫亮等（2014）、劉春等（2015）兩篇。在梳理已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文將從異地獨(dú)董對(duì)公司第一類代理成本的影響出發(fā)，從大樣本實(shí)證的層面，運(yùn)用多元線性回歸模型，以2006—2016年全部A股上市公司為樣本，結(jié)合公司高管權(quán)力結(jié)構(gòu)、公司股東治理結(jié)構(gòu)、公司規(guī)模等視角，來考察影響異地獨(dú)董對(duì)公司治理的具體影響渠道。

1 假設(shè)提出

首先，由于異地獨(dú)董常年居住在外地，地理距離的隔閡會(huì)削弱該類行為主體獲取重要信息的能力，從而影響其決策效率與職能發(fā)揮。在我國(guó)“熟人社會(huì)”的人文制度背景下，異地獨(dú)董通常較難融入公司當(dāng)?shù)睾诵牡纳缃痪W(wǎng)絡(luò)，較難與所服務(wù)上市公司的員工、供應(yīng)商、客戶或銀行熟識(shí)并獲得這些利益相關(guān)者們的“軟信息”。所以，公司選聘異地獨(dú)董的行為，弱化了獨(dú)立董事的監(jiān)督職能，很可能加劇公司管理層與股東之間的第一類代理問題。據(jù)此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：公司聘任異地獨(dú)董會(huì)加劇公司的第一類代理問題。

其次，考慮可能影響異地獨(dú)董與代理成本的公司治理因素，本文認(rèn)為公司高管權(quán)力結(jié)構(gòu)與公司董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)都會(huì)對(duì)這一機(jī)制產(chǎn)生重要影響。公司高管權(quán)力越大，就意味著第一類代理問題可能更為突出，異地獨(dú)董的存在很可能加劇這一問題。同樣，對(duì)于董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)，治理結(jié)構(gòu)越弱的公司選聘異地獨(dú)董導(dǎo)致的代理問題會(huì)更嚴(yán)重。據(jù)此，本文提出假設(shè)2與假設(shè)3。

假設(shè)2：公司CEO權(quán)力越大，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越嚴(yán)重。

假設(shè)3：公司治理結(jié)構(gòu)越弱，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越嚴(yán)重。

再次，考慮公司經(jīng)營(yíng)地域范圍對(duì)異地獨(dú)董與代理成本關(guān)系的影響。如果公司經(jīng)營(yíng)地域越廣泛，那么異地獨(dú)董的“異地”屬性就越不明顯，對(duì)于全國(guó)范圍經(jīng)營(yíng)的大型公司來說更是如此。但是，對(duì)于集中于某地經(jīng)營(yíng)的地方性上市公司而言，異地獨(dú)董的“異地”特征就會(huì)更突出、弱監(jiān)督的效果會(huì)更顯著，進(jìn)而加劇代理問題。本文將采用公司規(guī)模作為經(jīng)營(yíng)地域廣泛程度的代理指標(biāo)，利用公司規(guī)模對(duì)樣本進(jìn)行分組作實(shí)證檢驗(yàn)。據(jù)此，本文提出假設(shè)4。

假設(shè)4：公司經(jīng)營(yíng)地域越分散，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越弱化。

最后，在假設(shè)1的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步認(rèn)為公司聘任異地獨(dú)董加劇代理成本的后果會(huì)體現(xiàn)在公司整體經(jīng)營(yíng)績(jī)效上，即聘任異地獨(dú)董會(huì)在一定程度上降低公司的整體經(jīng)營(yíng)績(jī)效。據(jù)此，本文提出假設(shè)5。

假設(shè)5：公司聘任異地獨(dú)董會(huì)弱化整體經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

2 模型構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)說明

2.1 模型構(gòu)建

對(duì)多元線性回歸模型設(shè)定如式（1）所示。除了被解釋變量與基本解釋變量以外，本文還加入了可能影響異地獨(dú)董與第一類代理成本關(guān)系的控制變量，從而保證結(jié)論的可靠性。為了緩解內(nèi)生性問題，本文參照主流文獻(xiàn)的做法，將被解釋變量設(shè)置為t+1期，解釋變量為t期。

2.2 變量選取

多元線性回歸模型的變量定義見表1。首先，基本回歸模型中，公司第一類代理成本是被解釋變量，本文采用兩種方式來衡量：一是CEO相對(duì)薪酬，即CEO薪酬/高管前三名薪酬總額，記為Pay；二是公司管理費(fèi)用率，即公司管理費(fèi)用/銷售收入，記為Agc。這兩個(gè)指標(biāo)均是主流文獻(xiàn)最常用的刻畫第一類代理成本的方式。

其次，基本解釋變量為loc，代表公司是否聘任異地獨(dú)董的虛擬變量。如果公司存在異地獨(dú)董，則loc=1；不存在異地獨(dú)董，則loc=0。異地獨(dú)董的識(shí)別數(shù)據(jù)來自于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），利用“上市公司治理結(jié)構(gòu)”子庫中“獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性統(tǒng)計(jì)”統(tǒng)計(jì)結(jié)果整理而成。值得注意的是，由于每家公司通常聘請(qǐng)多位獨(dú)立董事，該數(shù)據(jù)庫對(duì)異地獨(dú)董的判斷標(biāo)準(zhǔn)是按照公司會(huì)計(jì)專業(yè)獨(dú)立董事工作所在地為準(zhǔn)，來判斷獨(dú)董與公司注冊(cè)地的“同城/異地”。并且如果一家公司中有兩個(gè)會(huì)計(jì)專業(yè)獨(dú)立董事，則只要有一人與上市公司注冊(cè)地不同就算異地。

最后，controls代表控制變量，包括產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、杠桿率、盈利能力等基本因素，以及獨(dú)董比例、董事會(huì)規(guī)模、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、股東持股比例等公司治理結(jié)構(gòu)變量。這些控制變量均可能影響異地獨(dú)董與第一類代理成本關(guān)系。

表1 變量定義

2.3 數(shù)據(jù)說明

本文原始樣本范圍是全部A股上市公司，原始數(shù)據(jù)取自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）的公司治理板塊。為了保證結(jié)論嚴(yán)謹(jǐn)性，本文剔除了解釋變量與控制變量數(shù)據(jù)缺失的公司。同時(shí)，基于數(shù)據(jù)可得性，本文將樣本期設(shè)定為2006—2016年。為了消除極值影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的winsorize處理。不同于已有文獻(xiàn)，為了緩解樣本選擇性偏差帶來的潛在困擾，本文沒有設(shè)置較多條件來過濾樣本公司，例如，若要求公司分部經(jīng)營(yíng)數(shù)據(jù)一定要完整，會(huì)過濾掉較多樣本。最終，所得全樣本的firm-year觀測(cè)值有17898個(gè)，為多元線性回歸分析提供了充足的樣本量，從樣本層面保證了結(jié)論的可靠性。

3 描述性統(tǒng)計(jì)及檢驗(yàn)

3.1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2是主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2可知，有異地獨(dú)董任職的企業(yè)占比約57%，與沒有異地獨(dú)董任職企業(yè)占比基本相當(dāng)。樣本公司有55%為國(guó)企，其余為民企，占比也基本一致。其他變量并沒有出現(xiàn)異常值，整體標(biāo)準(zhǔn)差較小，整體數(shù)據(jù)質(zhì)量能夠支撐多元回歸結(jié)論的可靠性。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 均值檢驗(yàn)與相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步刻畫樣本數(shù)據(jù)的分布規(guī)律以及發(fā)掘支撐理論假設(shè)的實(shí)證論據(jù)，本文還進(jìn)行了均值差異檢驗(yàn)與基本變量的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。表3是依據(jù)樣本公司是否有聘任異地獨(dú)董分組后，進(jìn)行均值差異檢驗(yàn)的結(jié)果。

表3 均值差異檢驗(yàn)

均值檢驗(yàn)的公式為：

表4是主要變量Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果。

表4 變量Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)公式為：

其中，cov(X，Y)、σX與σY分別為變量X與變量Y的協(xié)方差以及各自的標(biāo)準(zhǔn)差。從表4可知，代表異地獨(dú)董的虛擬變量loc與被解釋變量Agc、Pay都有顯著的正相關(guān)性，這說明了聘任異地獨(dú)董的公司，其第一類代理成本會(huì)高于沒有聘任異地獨(dú)董的公司，與假設(shè)1保持一致。此外，其他變量的檢驗(yàn)結(jié)果也沒有出現(xiàn)異常，為下文多元線性回歸模型的可靠性進(jìn)一步提供了支撐。

4 不同樣本的回歸統(tǒng)計(jì)

4.1 全樣本回歸統(tǒng)計(jì)

表5展示了全樣本回歸結(jié)果。前兩列被解釋變量為CEO相對(duì)薪酬P(guān)ay，后兩列被解釋變量為管理費(fèi)用率Agc。從loc系數(shù)的顯著性來看，第2列l(wèi)oc系數(shù)為0.006，在5%的水平上顯著；第4列l(wèi)oc系數(shù)為0.027，在10%的水平上顯著。這一結(jié)果支持了假設(shè)1，在控制其他變量的基礎(chǔ)上，公司聘任異地獨(dú)董會(huì)加劇公司的第一類代理問題。觀測(cè)其他主要解釋變量系數(shù)，結(jié)果也符合預(yù)期，以第2列為例，獨(dú)董比例越高，董事會(huì)規(guī)模越大，其監(jiān)督效果越好，CEO相對(duì)薪酬也就越低。據(jù)此，可以認(rèn)為假設(shè)1得到了驗(yàn)證，即公司聘任異地獨(dú)董會(huì)加劇公司的第一類代理問題。

4.2 高管權(quán)力子樣本回歸統(tǒng)計(jì)

表6展示了高管權(quán)力子樣本的回歸結(jié)果，目的是檢驗(yàn)CEO權(quán)力結(jié)構(gòu)對(duì)于異地獨(dú)董與第一類代理成本的影響機(jī)制，對(duì)應(yīng)的被解釋變量為CEO相對(duì)薪酬P(guān)ay。

第1列和第2列為CEO和董事長(zhǎng)是否兩職合一的兩類樣本公司，第1列為兩職不合一的樣本（記為dual_0），第2列為兩職合一樣本（記為dual_1）。從loc的顯著性來看，在dual_1樣本中，loc的系數(shù)為0.022，在1%的水平上顯著；而在dual_0樣本中，loc的系數(shù)為0.003，并不顯著。這說明在CEO和董事長(zhǎng)兩職合一的公司，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理成本更高。

第3列和第4列為CEO年齡大小的兩類樣本公司，以年齡中位數(shù)來劃分，第3列為CEO年齡偏小的樣本（記為Age_0），第4列為CEO年齡偏大樣本（記為Age_1）。從loc的顯著性來看，在Age_1樣本中，loc的系數(shù)為0.007，在10%的水平上顯著；而在Age_0樣本中，loc的系數(shù)為0.006，并不顯著。這說明在CEO年齡較大的公司，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理成本更高。

表5 全樣本回歸結(jié)果（被解釋變量Agc與Pay）

表6 高管權(quán)力結(jié)構(gòu)子樣本（被解釋變量Pay）

第5列和第6列為CEO任期長(zhǎng)短的兩類樣本公司，以任期中位數(shù)來劃分，第5列為CEO任期較短樣本（記為tenure_0），第6列為CEO任期較長(zhǎng)樣本（記為tenure_1）。從loc的顯著性來看，在tenure_1樣本中，loc的系數(shù)為0.009，在10%的水平上顯著；而在tenure_0樣本中，loc的系數(shù)為0.006，并不顯著。這說明在CEO任期較長(zhǎng)的公司，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理成本更高。

綜上所述，在CEO權(quán)力較大的樣本，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題會(huì)更嚴(yán)重，這一結(jié)果與假設(shè)2一致。據(jù)此，可以認(rèn)為假設(shè)2得到了驗(yàn)證，即CEO權(quán)力越大，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越嚴(yán)重。

4.3 治理結(jié)構(gòu)子樣本回歸統(tǒng)計(jì)

表7展示了公司治理結(jié)構(gòu)子樣本的回歸結(jié)果，目的是檢驗(yàn)公司股東治理結(jié)構(gòu)對(duì)于異地獨(dú)董與第一類代理成本的影響機(jī)制，對(duì)應(yīng)的被解釋變量為管理費(fèi)用率Agc。

表7 公司治理結(jié)構(gòu)子樣本（被解釋變量Agc）

第1列和第2列為獨(dú)董比例高低的兩類樣本公司，以獨(dú)董比例中位數(shù)為劃分依據(jù)，第1列為獨(dú)董比例較低樣本（記為indep_0），第2列為獨(dú)董比例較高樣本（記為indep_1）。從loc的顯著性來看，在indep_0樣本中，loc的系數(shù)為0.032，在5%的水平上顯著；而在indep_1樣本中，loc的系數(shù)為0.022，并不顯著。這說明在獨(dú)董比例較低的公司，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理成本更高。

第3列和第4列為第一大股東持股比例高低的兩類樣本，以持股比例中位數(shù)為劃分依據(jù)，第3列為持股比例較低樣本（記為block_0），第4列為持股比例較高樣本（記為block_1）。從loc的顯著性來看，在block_0樣本中，loc的系數(shù)為0.056，在10%的水平上顯著；而在block_1樣本中，loc的系數(shù)為0.002，并不顯著，說明在第一大股東持股比例較低的公司，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理成本更高。

第5列和第6列為前十大股東持股比例高低的兩類樣本公司，所得回歸結(jié)果與第一大股東持股比例高低子樣本一致，即在前十大股東持股比例較低的公司，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理成本更高。

綜上所述，在治理結(jié)構(gòu)較弱的樣本，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題會(huì)更嚴(yán)重，這一結(jié)果與假設(shè)3一致。據(jù)此，可以認(rèn)為假設(shè)3得到了驗(yàn)證，即董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)越弱，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越嚴(yán)重。

4.4 公司規(guī)模子樣本回歸統(tǒng)計(jì)

表8展示了公司規(guī)模子樣本的回歸結(jié)果，目的是檢驗(yàn)公司經(jīng)營(yíng)地域范圍大小對(duì)于異地獨(dú)董與第一類代理成本的影響機(jī)制。

表8 公司規(guī)模子樣本（被解釋變量Agc與Pay）

按公司資產(chǎn)規(guī)模中位數(shù)將全樣本劃分為兩個(gè)分組，第1列和第2列的被解釋變量為管理費(fèi)用率Agc，第3列和第4列的被解釋變量為CEO相對(duì)薪酬P(guān)ay。從結(jié)果可見，在Agc_small樣本中，loc的系數(shù)為0.058，在10%的水平上顯著；在Agc_big樣本中，loc的系數(shù)為-0.002，不顯著；在Pay_small樣本中，loc的系數(shù)為0.007，且在10%的水平上顯著；在Pay_big樣本中，loc的系數(shù)為0.005，但不顯著。這一結(jié)果說明，在小公司樣本里，異地獨(dú)董能顯著加劇第一類代理問題，但在大公司樣本里，這一效應(yīng)并不顯著。通常來講，公司規(guī)模與公司地域經(jīng)營(yíng)范圍是正相關(guān)的，因此這一結(jié)果也說明公司的經(jīng)營(yíng)地域越廣泛，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越會(huì)被弱化。綜上所述，可以認(rèn)為假設(shè)4得到了驗(yàn)證，即公司經(jīng)營(yíng)地域越集中，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越嚴(yán)重。

4.5 異地獨(dú)董對(duì)整體經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)影響的回歸統(tǒng)計(jì)

上文的實(shí)證結(jié)果支持了假設(shè)1，即異地獨(dú)董能夠加劇公司第一類代理成本問題，因此對(duì)異地獨(dú)董與公司整體經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的關(guān)系作進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。更換過被解釋變量的多元線性回歸模型如式（4）所示：

表9是回歸結(jié)果，其中前兩列被解釋變量為公司的銷售利潤(rùn)率ros，后兩列被解釋變量為公司毛利率gross。從表9可知，異地獨(dú)董的存在會(huì)在一定程度上削弱經(jīng)營(yíng)績(jī)效。這一結(jié)論與孫亮等（2014）的發(fā)現(xiàn)并不矛盾，文獻(xiàn)中認(rèn)為異地獨(dú)董能顯著提高該類獨(dú)董所在的異地分部的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。而本文從全樣本出發(fā)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)了聘任異地獨(dú)董對(duì)公司整體績(jī)效存在一定程度的損耗，背后的機(jī)理在于：異地獨(dú)董加劇了公司代理成本，從而對(duì)整體績(jī)效產(chǎn)生了一定的負(fù)面影響。據(jù)此，可以認(rèn)為假設(shè)5得到了驗(yàn)證，即公司聘任異地獨(dú)董會(huì)弱化整體經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

表9 異地獨(dú)董對(duì)公司整體經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響

5 結(jié)論

本文從異地獨(dú)董對(duì)代理成本的影響這一視角出發(fā)，以2006—2016年全部A股上市公司為樣本，從大樣本實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)了如下結(jié)論：第一，公司聘任異地獨(dú)董會(huì)加劇公司的第一類代理問題；第二，公司CEO權(quán)力越大，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越嚴(yán)重；第三，公司治理結(jié)構(gòu)越弱，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越嚴(yán)重；第四，公司經(jīng)營(yíng)地域越分散，異地獨(dú)董導(dǎo)致的第一類代理問題越弱化；第五，公司聘任異地獨(dú)董會(huì)對(duì)整體經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生一定程度的損耗。

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