獨(dú)立董事能否真正降低股價的同步性？

張菁菁

【摘要】已有研究論證了獨(dú)立董事比例對公司中股價同步性水平的抑制作用，但關(guān)于獨(dú)立董事任職地點(diǎn)的選擇對股價同步性的影響沒有研究涉及。文章通過2015——2018年中國資本市場滬深A(yù)股上市公司的樣本數(shù)據(jù)，首先檢驗(yàn)了獨(dú)立董事比例與股價同步性的負(fù)相關(guān)關(guān)系，肯定了獨(dú)立董事對公司及股票價格同步性的正向影響。然而通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)了獨(dú)立董事本地任職與股價同步性之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。其次，將研究樣本劃分國企/非國企后再次分別回歸，發(fā)現(xiàn)在國企中因高管為政府下派，在股價的走勢上不存在激勵和壓力，因此本地任職對股價同步性的影響不大，但在非國企中該相關(guān)關(guān)系仍在1%水平上顯著存在。由此可見在中國“熟人社會”背景下非國企中的獨(dú)立董事因地點(diǎn)原因喪失“獨(dú)立性”，而在本地任職中可能會對公司及公司股價同步性造成不良影響。文章的實(shí)證結(jié)果對企業(yè)選聘獨(dú)立董事提供了參考，也為后續(xù)探索獨(dú)立董事負(fù)面作用的研究提供了新的思路。

【關(guān)鍵詞】股價同步性；獨(dú)董比例；本地任職； 國企

【中圖分類號】F275

獨(dú)立董事為保護(hù)中小股東的利益、緩解公司委托代理問題而設(shè)立，但其能真正發(fā)揮的作用值得商榷。一方面，獨(dú)立董事在職能上確實(shí)負(fù)責(zé)公司高管的提名及任免、為公司出具專業(yè)意見、更多地向中小投資者傳遞公司真實(shí)信息。但不同于西方企業(yè)股權(quán)分散的特點(diǎn)，中國企業(yè)多“一股獨(dú)大”，大股東與公司高管聯(lián)合掏空公司資產(chǎn)、損害中小投資者的成本和事后代價低，而獨(dú)立董事的聘用過程“獨(dú)立性”本身亦受到質(zhì)疑，獨(dú)立董事的激勵與保護(hù)制度不甚健全、實(shí)際地位低下，很容易受“熟人網(wǎng)絡(luò)”、“關(guān)系社會”的影響，其發(fā)揮的作用大打折扣。因此我們在研究獨(dú)立董事對股價同步性的影響時，意在探究獨(dú)立董事的正面作用（監(jiān)管職能的發(fā)揮）和負(fù)面作用（在“熟人網(wǎng)絡(luò)”環(huán)境下按照大股東和高管意志做事）兩種作用力孰強(qiáng)。

基于此，本文以2015——2018年滬深兩市A股上市公司為分析樣本，首先引入獨(dú)董在董事會中占比（RATIO）變量，探究獨(dú)董比例與股價同步性的關(guān)系，作為獨(dú)董監(jiān)管職能發(fā)揮的正面作用的測量。接著引入財務(wù)專業(yè)的獨(dú)董是否在本地任職這一虛擬變量（PLACE=1代表在本地任職）作為代理變量衡量與CEO聯(lián)系的緊密性，即作為獨(dú)立董事在“熟人網(wǎng)絡(luò)”的社會背景下因地點(diǎn)便利而與CEO相互勾結(jié)隱瞞真實(shí)信息/釋放虛假信息、操縱股價的程度，從而探究與股價同步性的相關(guān)關(guān)系。并將研究樣本分為國企與非國企兩個子樣本分別回歸，考慮到多數(shù)國有企業(yè)經(jīng)理人為政府下派，有固定的任期和升遷途徑，非國控企業(yè)“一股獨(dú)大”問題更加嚴(yán)重，CEO也更有動機(jī)聯(lián)合熟絡(luò)的獨(dú)立董事掏空公司，因此我們預(yù)測非國企中獨(dú)立董事負(fù)面效應(yīng)會更加明顯。

一、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

1.股價同步性

關(guān)于股價同步性的文獻(xiàn)最早可以追溯到20世紀(jì)關(guān)于個股收益率與市場整體收益率之間相關(guān)性的討論。MYY（2000）最早提出用個股收益率與市場收益率回歸模型作為股價同步性的測度指標(biāo)來反映股價中包含公司基本面真實(shí)信息的程度和資本市場的有效性。Durney等人的實(shí)證研究驗(yàn)證了公司層信息融入水平對股價同步性的正向影響；黃俊、郭照蕊（2014）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)媒體報道數(shù)量與股價同步性正相關(guān)，分析師跟蹤人數(shù)與股價同步性負(fù)相關(guān)的結(jié)論。

隨著行為金融的流行和逐步完善，噪音理論和投資者不理性等諸多理論用來解釋股價同步性開始逐步流行、逐步被學(xué)界接受。林忠國等人（2012）提出不能簡單將股價同步性視為對公司層面信息的度量，因?yàn)槠涠咧g存在“U”型關(guān)系，低股價同步性的公司代表了公司釋放信息過程中噪音的存在；周銘山、林靖、許年行（2016）在研究分析師與股價同步性的相關(guān)性時，發(fā)現(xiàn)在提供相似信息的情況下，明星分析師能夠顯著降低股價同步性，非明星分析師對股價同步性沒有顯著影響，并將這一結(jié)果解讀為明星分析師通過在投資者中引起投資者的過度反應(yīng)來降低股價同步性；王詠梅等（2011）研究機(jī)構(gòu)投資者對市場信息效率的影響時，提出理性的機(jī)構(gòu)投資者可以使市場趨于理性，而非理性、喜歡追漲殺跌、追逐短期利益的機(jī)構(gòu)投資者將會放大市場風(fēng)險，提高股價同步性水平。

孔東民等（2008）對股價同步性提出了不同見解，認(rèn)為R2更低的公司并不一定反映信息更為有效，與此相反，它表明對市場信息的反映和處理更缺乏效率，實(shí)證結(jié)果也證實(shí)低R2的股票具有更大程度的逆向選擇和知情交易概率，體現(xiàn)了低股價同步性與低信息質(zhì)量和處理的相關(guān)性。

2.獨(dú)立董事及獨(dú)董任職地相關(guān)文獻(xiàn)

前人對于獨(dú)立董事的研究大多基于獨(dú)立董事對企業(yè)財務(wù)指標(biāo)及運(yùn)營效率的影響，且大多得出對公司業(yè)績有利的結(jié)論。例如Peng（2004）、王躍堂等（2006）得出獨(dú)立董事比例與公司績效顯著正相關(guān)，但受到大股東制衡度的制約；Weisbach（1988）表明獨(dú)立董事導(dǎo)致的CEO更替與公司業(yè)績相關(guān)性更高；Lee等（1992）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事可以提高公司在退市交易中的超常收益率；支曉強(qiáng)、童盼（2005）實(shí)證檢驗(yàn)獨(dú)立董事能夠改善公司的盈余管理行為。

隨著地理經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起，也開始有學(xué)者進(jìn)行獨(dú)立董事任職地的研究。Quan（2017）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事本地任職可以幫助企業(yè)股權(quán)再融資和進(jìn)入高壁壘企業(yè)的能力，并降低非法處罰的可能性；孫亮等（2014）通過實(shí)證研究闡述了獨(dú)立董事異地任職的優(yōu)缺點(diǎn)——異地任職幫助提高公司經(jīng)營效率，但也會提高公司代理成本。周澤將（2016）提到獨(dú)立董事在本地任職可以降低投資現(xiàn)金流敏感度，從而提升投資效率。但在存在政治關(guān)聯(lián)、包含女性和企業(yè)非國家控股時的獨(dú)董中，該正面作用將受到抑制；周澤將等（2017）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事本地任職可以幫助提高監(jiān)管效率，降低公司違規(guī)傾向；周澤將（2018）實(shí)證檢驗(yàn)了獨(dú)立董事在本地任職幫助抑制大股東掏空行為，女性參與獨(dú)董可以強(qiáng)化這一抑制作用，政治關(guān)聯(lián)會弱化這種抑制作用；蔡葭（2018）討論了獨(dú)立董事本地任職對企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量的正相關(guān)性，國有企業(yè)相對非國有控股企業(yè)相關(guān)性受到抑制。

然而以往的研究往往基于正向的實(shí)證結(jié)果得出獨(dú)立董事在本地任職的正面作用結(jié)論。實(shí)際上獨(dú)立董事在本地任職的實(shí)證結(jié)果很可能是正向作用與負(fù)向作用的結(jié)合。董曉麗（2017）提到獨(dú)董本地任職的雙面性：一方面縮近距離可以降低信息成本和方便盡調(diào)，但另一方面也會觸發(fā)熟人網(wǎng)絡(luò)及人情關(guān)系的負(fù)面機(jī)制。實(shí)證結(jié)果顯示異地任職反而提高了企業(yè)績效。在中國獨(dú)立董事的“獨(dú)立性”受到質(zhì)疑的情況下，不可一味地認(rèn)為獨(dú)立董事在本地任職能夠完全帶來積極作用，而忽視獨(dú)立董事與本地企業(yè)高管勾結(jié)共同損害小股東利益的可能性。本文通過股價同步性這一可以衡量公司信息釋放程度的代理變量間接驗(yàn)證獨(dú)立董事在本地任職的正負(fù)面作用，并闡述“熟人社會”下的獨(dú)立董事難以發(fā)揮作用的可能性。

3.獨(dú)立董事對股價同步性的影響相關(guān)文獻(xiàn)

對“獨(dú)立董事”與“股價同步性”關(guān)系的研究，值得關(guān)注的如張斌等（2014）實(shí)證檢驗(yàn)了行業(yè)專家型獨(dú)立董事能夠減緩業(yè)務(wù)復(fù)雜度與股價同步性的正相關(guān)關(guān)系；劉雪萍（2016）實(shí)證檢驗(yàn)了董事會規(guī)模與股價同步性的正相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立董事比例與股價同步性的負(fù)相關(guān)關(guān)系，二職合一與股價同步性沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。

（二）研究假設(shè)

本文實(shí)證檢驗(yàn)部分除了用最新的A股數(shù)據(jù)驗(yàn)證了獨(dú)立董事比例能降低股價同步性，從而肯定了獨(dú)董的正面作用外，還研究了之前沒有學(xué)者涉及到的財務(wù)專業(yè)的獨(dú)董是否本地任職與股價同步性的關(guān)系。我們認(rèn)為，獨(dú)立董事因地點(diǎn)便利而受熟人社會環(huán)境的影響，從而更容易按照公司管理層的意圖對公司股價信息釋放的真實(shí)性造成的負(fù)面作用大于其本身為公司監(jiān)管及運(yùn)營帶來的正面作用。即獨(dú)立董事在本地任職將會提高股價同步性。由此，本文提出假設(shè)1、2：

H1：控制公司特征獨(dú)立董事比例越高，股價同步性越低；

H2：控制公司特征及獨(dú)董比例，獨(dú)立董事在本地任職會提高公司股價同步性。

此外，我們引入國企變量（STATE）這一虛擬變量考察獨(dú)立董事本地任職對股價同步性的影響結(jié)果是否受國企/非國企這一企業(yè)性質(zhì)的加強(qiáng)或抑制。基于之前的分析，國企高管因多為政府下派，有固定的任期和升遷途徑，受股價的激勵或壓力較小，因此獨(dú)立董事是否在本地任職的影響不大。而在非國有企業(yè)中，代理問題更加嚴(yán)重，CEO更有動機(jī)也更方便聯(lián)合獨(dú)立董事掏空公司、操縱并利用股價、損害中小投資者的利益。因此在非國企中，獨(dú)董本地任職對股價同步性的增進(jìn)作用也會更加明顯。由此我們提出假設(shè)3：

H3：非國企中獨(dú)董本地任職對股價同步性的正相關(guān)關(guān)系比國企更為顯著。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2015—2018年A股上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)作為觀測對象。原因有三：第一，考慮到股價同步性受中國經(jīng)濟(jì)趨勢及A股市場環(huán)境影響劇烈，采用過長的時間區(qū)間將影響股價同步性數(shù)據(jù)特征的純粹性和實(shí)時性；第二，自2002年獨(dú)立董事制度得到國家重視和規(guī)范以來，經(jīng)歷長期摸索，獨(dú)立董事制度在公司內(nèi)被不斷完善，公司設(shè)立獨(dú)立董事目的也逐步從“滿足合規(guī)要求”走向“幫助公司財務(wù)健康發(fā)展”。因此適度舍棄過去低效的獨(dú)董數(shù)據(jù)更有助于挖掘獨(dú)立董事未來價值。且大部分公司的獨(dú)董比例基本不隨年份的變化發(fā)生調(diào)整，縮短年限基本不會喪失獨(dú)董數(shù)據(jù)的特征；第三，長期以來中國股市基本呈現(xiàn)出一種“大熊市，小牛市”的不規(guī)律周期特點(diǎn)，即長時間的熊市伴隨短期數(shù)月牛市的調(diào)整。如果我們要針對十年間牛市和熊市的市場環(huán)境分別討論相關(guān)關(guān)系，不僅在對股價同步性的處理上精確到月十分冗余，這也不是我們主要的研究目的。而我們采用的數(shù)據(jù)周期2015—2018年，受各種預(yù)期內(nèi)與預(yù)期外因素的共同影響，中國A股市場基本經(jīng)歷了十年來持續(xù)時間最長的一次熊市，這持續(xù)、穩(wěn)定的熊市為我們研究獨(dú)立董事對股價同步性影響的研究提供了十分有利的環(huán)境背景。

基于以上三條原因，我們僅保留了最近四年的數(shù)據(jù)特征進(jìn)行研究。通過對樣本數(shù)據(jù)：剔除金融行業(yè)公司；剔除獨(dú)立董事人數(shù)、董事人數(shù)、股價同步性等相關(guān)變量存在缺失值的樣本；剔除ST公司。最后我們得到了2015—2018年間共3 348家公司的年觀測樣本、10 709個面板觀測樣本。為了消除異常值影響，對相關(guān)自、因變量進(jìn)行1%分位的縮尾調(diào)整。

本文研究數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選擇與定義

1. 因變量——股價同步性

本文對股價同步性的衡量綜合了常用的3種計量方法：

第一種：采用Roll（2000）、MYY（2000）、李增泉（2005）、朱紅軍和何賢杰（2007）等人的回歸模型，先計算回歸模型的擬合系數(shù)R2：

（1）獨(dú)立董事任職比例（RATIO）表示公司中獨(dú)立董事在董事會中的人數(shù)比例。

（2）獨(dú)立董事任職地（PLACE）。根據(jù)會計專業(yè)的獨(dú)立董事是否在上市公司辦公地（市）工作，如果會計專業(yè)獨(dú)立董事在公司辦公地任職，令PLACE等于1，否則為0。選取會計專業(yè)獨(dú)立董事作為觀測樣本的原因在于，上市公司聘請獨(dú)立董事的原因多樣，也包括一些上市公司為滿足合規(guī)要求、為提高業(yè)界影響力而不考慮公司實(shí)際情況聘請不適合的獨(dú)董。而會計專業(yè)的獨(dú)立董事?lián)碛袑I(yè)技能的輔助，將一定程度上影響公司運(yùn)營效率和財務(wù)決策，需要為公司出具的財務(wù)公告負(fù)責(zé)，與公司關(guān)聯(lián)最為緊密。在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上我們又剔除了沒有獨(dú)立董事任職的上市公司和任職地不確定的公司。

（3）國企/非國企虛擬變量（STATE）。根據(jù)公司屬性，若屬性為“中央國有企業(yè)”“地方國有企業(yè)”則STATE=1，其他為0。在10 709個面板數(shù)據(jù)中，分別有1193和2296個“中央國有企業(yè)”和“地方國有企業(yè)”樣本，占總樣本量的11.14%和21.44%。此外，非國有企業(yè)分為“民營企業(yè)”“公眾企業(yè)”和“其他企業(yè)”，各占樣本總量的59.3%、3.84%和1.09%。

（三）模型構(gòu)建

為驗(yàn)證前述假設(shè)1，我們首先以獨(dú)董任職比例為解釋變量，探究股價同步性SYN是否受獨(dú)董任職比例的影響，同時將前述控制變量加入模型中，構(gòu)建了以下回歸模型：

為驗(yàn)證股價同步性與獨(dú)董任職地的關(guān)系，我們再在上述模型中加入虛擬變量PLACE進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)建模型2：

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了除PLACE（獨(dú)立董事是否在本地任職）變量以外的各重要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。共有3 348家公司的年觀測樣本數(shù)據(jù)?？梢钥吹?，R2_1～R2_3的均值從0.377到0.480不等，可以推斷中國A股資本市場股價同步性水平依然較高，且數(shù)值并未隨年份的增加而有好轉(zhuǎn)的趨勢（隨年份變化的結(jié)果在此沒有列示）。SYN1～SYN3的均值從-0.624～-0.11不等，標(biāo)準(zhǔn)差在0.864～1.006，可推斷觀測樣本間的股價同步性有明顯差異；為計量分析提供了良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。獨(dú)董任職比例的均值為0.377，最小值為0.333，說明所有觀測樣本均滿足獨(dú)董比例的最低要求。但均值與最小值接近，標(biāo)準(zhǔn)差也較小，說明大部分公司聘請獨(dú)立董事仍然是出于最基本的合規(guī)性要求的目的，并非考慮企業(yè)的實(shí)際情況確定任職人員的數(shù)量，未能把獨(dú)董監(jiān)管企業(yè)的作用發(fā)揮到最大。

（二）獨(dú)立董事是否在本地任職的PLACE變量描述性統(tǒng)計

從表3來看，在全部10 790個觀測樣本中，獨(dú)董在公司辦公地任職的共有5497例（占50.95%），在公司辦公地以外任職的共有5 293例（占49.05%），基本保持平均。以年份分組，四年來獨(dú)董本地任職的公司占該年全樣本公司的47.41%～55.34%，數(shù)量仍然基本保持平均，但本地任職公司比例明顯呈現(xiàn)逐年上升趨勢。

（三）公司獨(dú)董比例與股價同步性的回歸分析

表5列示了模型1的回歸結(jié)果。Model（1）列示了單變量回歸的結(jié)果，RATIO變量的系數(shù)為-0.676，且在1%的水平上顯著（t=-3.981）。Model（2）加入了年份和行業(yè)固定效應(yīng)，Model（3）、（4）加入了公司特征的控制變量，Model（5）加入了公司層面的聚類。所有回歸模型中RATIO變量系數(shù)的回歸結(jié)果均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明獨(dú)立董事作為公司的“外部監(jiān)管者”，能夠在一定程度上緩解公司的委托代理問題，提升信息披露質(zhì)量和信息透明度，使得公司股價更接近公司基本面，降低了股價同步性。

表6用股價同步性指標(biāo)SYN2進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，除單變量回歸模型系數(shù)和第（5）列加入公司層面聚類的回歸模型系數(shù)在10%水平顯著外，其他列回歸結(jié)果均在5%水平上顯著為負(fù)。

表7用股價同步性指標(biāo)SYN3進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，除單變量回歸模型系數(shù)和第（5）列加入公司層面聚類的回歸模型系數(shù)在5%水平顯著外，其他列回歸結(jié)果均在1%水平上顯著為負(fù)。

（四）獨(dú)董任職地與股價同步性的回歸分析

首先我們列示了針對“獨(dú)董任職所在地”分類別對股價同步性進(jìn)行描述性統(tǒng)計的結(jié)果。如表8所示，從均值和中位數(shù)來看，在本地任職（PLACE=1）的股價同步性水平高于在外地任職（PLACE=0）。而分年度的結(jié)果得出了相同結(jié)論，即2015—2018年，從觀測對象股價同步性的均值和中位數(shù)角度分別去看，獨(dú)董本地任職的股價同步性均大于在外地任職水平。

基于以上關(guān)于獨(dú)立董事是否本地任職相關(guān)文獻(xiàn)的理論綜述和實(shí)證結(jié)果，我們想要探究獨(dú)立董事本地任職對企業(yè)信息釋放和股價同步正面效應(yīng)與負(fù)面效應(yīng)的相對大小，將股價同步性（SYN1）與獨(dú)立董事任職地（PLACE）啞變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表9所示。由回歸結(jié)果知，除上面驗(yàn)證的獨(dú)董比例與股價同步性的負(fù)相關(guān)關(guān)系保持顯著外，獨(dú)立董事在本地任職（PLACE）與股價同步性的三個度量指標(biāo)（SYN1、SYN2、SYN3）的關(guān)系均在1%的水平上顯著正相關(guān)，假設(shè)2得以驗(yàn)證。

我們將股價同步性與獨(dú)立董事本地任職的顯著正相關(guān)性解釋為立獨(dú)董本地任職的正面作用不足以彌補(bǔ)因熟人網(wǎng)絡(luò)造成的負(fù)面影響。盡管獨(dú)立董事在本地任職看似可以發(fā)揮監(jiān)管的便利性，且在一定程度上能夠提高投資效率、向外部提供高質(zhì)信息從而降低股價同步性，但作為公司的“外部管理人員”，沒有實(shí)際權(quán)力，也不負(fù)責(zé)公司戰(zhàn)略的計劃、指揮、實(shí)施過程，雖然身處同一城市但大多數(shù)只在召開董事會或重大事項(xiàng)時才會現(xiàn)身，獨(dú)立董事制度形同虛設(shè)，很難達(dá)到理論上的作用效果。相反，獨(dú)立董事作為公司自主“甄選”而聘請的外部管理人員，一方面“獨(dú)立性”本身就受到質(zhì)疑，另一方面在中國“熟人社會”的背景下，時間一久很難不受公司內(nèi)部高管的意志影響辦事，并按照內(nèi)部高管的指令向外界傳遞信息。因此從一定程度上，在外地任職的獨(dú)立董事反而受內(nèi)部管理者牽絆的機(jī)會要更少、成為內(nèi)部高管“傀儡”的難度要更高。

按照此邏輯，我們將觀測樣本分為國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)，并推斷在非國有控股企業(yè)中獨(dú)立董事能夠發(fā)揮的監(jiān)管和傳遞信息的作用更為有限，因此在非國控企業(yè)中聘請本地任職的獨(dú)立董事，更大程度會幫助公司高管隱瞞真實(shí)信息和業(yè)績情況，從而提升股價同步性水平。原因有二：首先，相比于受國資委資金資助的國企，非國企從各種渠道獲取的資源更為有限，他們聘請獨(dú)立董事的真實(shí)目的是依靠獨(dú)立董事在學(xué)術(shù)界、業(yè)界的知名度或社會地位提高企業(yè)知名度，獲取更多的人脈和資源，從而謀求更多經(jīng)營機(jī)會。也正因此，他們自主聘請的獨(dú)立董事更可能是企業(yè)內(nèi)部高管的“熟人網(wǎng)絡(luò)”中的群體，以高管的意志做事，幫助公司高管進(jìn)行盈余管理或在特定時期隱藏負(fù)面信息，在發(fā)現(xiàn)公司運(yùn)營過程中或出具報表存在潛在問題時更可能保持不作為的態(tài)度；第二，非國控企業(yè)高管對股價更為看重，薪酬或員工激勵也大多與股價相關(guān)，而在中國的特殊國情下，國有企業(yè)公司高層多為政府官員下派，一般經(jīng)歷一段時期的任期而自動升遷，公司經(jīng)營結(jié)果或股價對晉升結(jié)果沒有影響，也因此沒有太多動機(jī)為保持股價平穩(wěn)或推動股價短期內(nèi)迅速上升而隱瞞信息或盈余管理。基于以上分析，我們引入國企虛擬變量STATE（國企則STATE=1，否則為0），并針對國企和非國企的樣本分開進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

以上結(jié)果均考慮了行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。剔除非國企后，在3489家國企的回歸結(jié)果中，是否在本地任職與股價同步性SYN1～SYN3的系數(shù)為0.022、0.029和0.025，且已經(jīng)不再顯著，說明在國企中，獨(dú)立董事在本地任職或外地任職沒有太大差異，對股價同步性的影響基本可以忽視；但在7 220家非國企的回歸結(jié)果中該系數(shù)為0.069、0.0919和0.119，依然在1%的水平上顯著為正（見表10）。說明在非國企中的確存在著因獨(dú)立董事在本地任職而給企業(yè)股價同步性帶來了負(fù)面影響。正如我們之前闡述，非國企聘用同地獨(dú)立董事幫助企業(yè)高管隱瞞公司信息，導(dǎo)致企業(yè)的信息透明度降低，增加了股價同步性水平。

此外，我們對分組回歸用費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)（Fishers Permutation test）設(shè)定抽樣5 000次，進(jìn)行國企和非國企的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，最終的差異為0.048，在5%的水平顯著，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了國企與非國企對本地任職與股價同步性之間關(guān)系的不同影響程度，假設(shè)3的結(jié)論成立。

四、研究結(jié)論

本文以中國背景下的滬深兩市公司為觀測對象，研究了獨(dú)立董事的聘用機(jī)制對股價同步性的影響機(jī)制。一方面基于獨(dú)立董事自身對企業(yè)經(jīng)營、監(jiān)管、信息釋放等方面的正向促進(jìn)作用，另一方面受制于獨(dú)立董事在中國環(huán)境背景下本身獨(dú)立性的不足以及熟人社會中與聘請方CEO的紐帶作用，股價同步性亦受到了獨(dú)立董事是否在本地任職以及公司性質(zhì)是否為國企的影響。通過實(shí)證分析，本文得出以下結(jié)論：（1）從公司內(nèi)獨(dú)董比例來看，獨(dú)董比例越高，確實(shí)對股價同步性產(chǎn)生了抑制作用；（2）聘用外地財務(wù)背景的獨(dú)立董事能夠顯著降低股價同步性，而本地任職的獨(dú)立董事因受到各因素的影響，實(shí)證結(jié)果上反而會提高股價同步性水平；（3）相比之下，國企中獨(dú)董本地/外地任職對股價同步性的影響不顯著，而非國企中獨(dú)立董事本地任職會提高公司的股價同步性水平。因此對于非國企而言，首先在實(shí)際中應(yīng)通過提高董事會中獨(dú)董比例來更大程度上發(fā)揮獨(dú)立董事的各方面職責(zé)。描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，大部分上市公司對于獨(dú)立董事的比例仍然出于“合規(guī)性”的考量保持在1/3附近的水平，對獨(dú)立董事的選聘依據(jù)和科學(xué)性也不夠重視，不能發(fā)揮其最大作用。其次，公司可以考慮盡量任命外地獨(dú)立董事、盡可能增加獨(dú)立董事的“獨(dú)立性”來協(xié)助公司的經(jīng)營，幫助傳遞更真實(shí)的信息來降低股價同步性水平。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]安海琦.“行業(yè)背景標(biāo)簽”獨(dú)立董事對上市公司特質(zhì)信息傳遞效率的影響[D].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2017.

[2]蔡葭.獨(dú)立董事本地任職與企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的實(shí)證研究[D].江西財經(jīng)大學(xué)，2018.

[3]曹洪杰.“信息”還是“噪聲”推動了股價的同步波動 ——基于資本市場信息效率視角的研究[J].經(jīng)貿(mào)實(shí)踐，2018（06）：19-20.

[4]曹洪杰.信息透明度、機(jī)構(gòu)投資者與股價同步性研究[D].濟(jì)南大學(xué)，2018.

[5]董曉麗.我國上市公司選擇異地獨(dú)立董事的影響因素及其績效研究[D].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2017.

[6]胡軍，王甄.微博、特質(zhì)性信息披露與股價同步性[J].金融研究，2015，（11）：190-206.

[7]黃俊，郭照蕊.新聞媒體報道與資本市場定價效率——基于股價同步性的分析[J].管理世界，2014.（5）：121-130.

[8]李增泉，葉青，賀卉.企業(yè)關(guān)聯(lián)、信息透明度與股價特征[J].會計研究，2011，（1）：44-51.

[9]李增泉.所有權(quán)結(jié)構(gòu)與股票價格的同步性——來自中國股票市場的證據(jù)[J].中國會計與財務(wù)研究，2005，（3）.

[10]劉春，李善民，孫亮.獨(dú)立董事具有咨詢功能嗎 ——異地獨(dú)董在異地并購中功能的經(jīng)驗(yàn)研究[J].管理世界，2015（03）：124-136+188.

[11]劉雪萍.董事會特征、股價同步性與非效率投資[D].山東大學(xué)，2016.

[13]林忠國，韓立巖，李偉.股價波動非同步性——信息還是噪音 [J].管理科學(xué)學(xué)報，2012，15（06）：68-81.

[13]呂盼盼.獨(dú)立董事制度對股價同步性的影響研究[D].河南大學(xué)，2018.

[14]王亞平，劉慧龍，吳聯(lián)生.信息透明度、機(jī)構(gòu)投資者與股價同步性[J].金融研究，2009（12）：162-174.

[15]孫亮，劉春.公司為什么聘請異地獨(dú)立董事 [J].管理世界，2014（09）：131-142+188.

[16]王詠梅，王亞平.機(jī)構(gòu)投資者如何影響市場的信息效率——來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究，2011（10）：112-126.

[17]王躍堂，趙子夜，魏曉雁.董事會的獨(dú)立性是否影響公司績效 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2006（05）：62-73.

[18]伊志宏，李穎，江軒宇.女性分析師關(guān)注與股價同步性[J].金融研究，2015，（11）：175-189.

[19]伊志宏，楊圣之，陳欽源.分析師能降低股價同步性嗎——基于研究報告文本分析的實(shí)證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（01）：156-173.

[20]張斌，王躍堂.業(yè)務(wù)復(fù)雜度、獨(dú)立董事行業(yè)專長與股價同步性[J].會計研究，2014，（7）：36-42.

[21]朱紅軍，何賢杰，陶林.中國的證券分析師能夠提高資本市場的效率嗎——基于股價同步性和股價信息含量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究，2007，（2）： 110-121.

[22]周銘山，林靖，許年行.分析師跟蹤與股價同步性——基于過度反應(yīng)視角的證據(jù)[J].管理科學(xué)學(xué)報，2016，19（06）：49-73.

[23]支曉強(qiáng)，童盼.盈余管理、控制權(quán)轉(zhuǎn)移與獨(dú)立董事變更——兼論獨(dú)立董事治理作用的發(fā)揮[J].管理世界，2005（11）：137-144.

[24]Morck，R.，B.Yeung，and W.Yu.The Information Content of Stock Markets：Why Do Emerging Markets Have Synchronous Stock Price Movements [J].Journal of Financial Economics，2000，58（1-2）： 215-260.

[25]Roll，R.The Stochastic Dependence of Security Price Changes and Transaction Volumes：Implications for the Mixture-of-Distributions Hypothesis[J].Journal of Finance，1988，43 （3）：541-566.

[26]Durnev，A.，R.Morck，and B.Yeung.Value-enhancing Capital Budgeting and Firm-specific Stock Return Variation[J].Journal of Finance，2004，59（1）： 65-105.

[27]Chan，K.and A.Hameed，Stock Price Synchronicity and Analyst Coverage in Emerging Markets”[J]，Journal of Financial Economics，2006，80： 185-147.

[28]Peng M W.Outside Directors and Firm Performance during Institutional Transitions[J].Strategic Management Journal，2004，25 （5） ： 453-471.

[29]Quan Y，Li S，Liang S.Chasing Political Resources by Listed Companies： A Perspective on Hiring NonLocal Independent Directors from Beijing [J].China Journal of Accounting Studies，2017，5 （3） ： 361-378.

[30]Lee，C.I.，Rosenstein，S.，Rangan，N.，Davidson III，W.N.Board Composition and Shareholder Wealth： The Case of Management Buyouts [J]，F(xiàn)inancial Management，1992，21（1）： 58-72

[31]Weisbach M S.Outside directors and CEO turnover[J]. Journal of Financial Economics，1988，20（88）：431-460.