獨(dú)立董事制度對(duì)公司違規(guī)行為的影響
——來(lái)自中國(guó)A股市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

陸 靜，張 瑩，向 誠(chéng)

(重慶大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院；b.公司財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)治理創(chuàng)新研究院，重慶 400044)

一、文獻(xiàn)回顧

針對(duì)獨(dú)立董事制度，學(xué)者們從理論層面進(jìn)行了一些研究。孔翔[1]、張凡[2]、郭強(qiáng)和蔣東生[3]分析了我國(guó)引入獨(dú)董制度的緣由、實(shí)施獨(dú)立董事制度的難度以及未來(lái)的改進(jìn)方向。邵東亞通過(guò)案例分析表明我國(guó)應(yīng)該以獨(dú)立董事制度為主要監(jiān)督模式[4]。閻達(dá)五和譚勁松從制度的角度研究了獨(dú)立董事制度，認(rèn)為我國(guó)當(dāng)時(shí)的法律制度等尚未能為獨(dú)董機(jī)制提供強(qiáng)有力的支撐，獨(dú)立董事制度需要外部公司治理制度、內(nèi)部公司治理制度以及非公司治理制度和非正式制度等相互配合發(fā)揮作用[5]。李海艦和魏恒對(duì)已實(shí)行的獨(dú)立董事體系持否定態(tài)度，認(rèn)為存在“不公正性”“不獨(dú)立性”“不在狀態(tài)”“不匹配性”和“不明晰性”等結(jié)構(gòu)性或制度性問(wèn)題，并提出成立獨(dú)立董事協(xié)會(huì)以便重新構(gòu)建獨(dú)立董事制度[6]。武立東和王凱從新制度理論的角度揭示了上市公司獨(dú)立董事制度從“規(guī)制”向“認(rèn)知”的轉(zhuǎn)變，外生的獨(dú)立董事制度出現(xiàn)了內(nèi)化的跡象[7]。

有些研究則從實(shí)證角度探討了獨(dú)立董事制度的作用。公司最基本的內(nèi)部治理機(jī)制是董事會(huì)，獨(dú)立董事因其獨(dú)立性在公司中主要承擔(dān)監(jiān)督和建議職能，F(xiàn)ama和Jensen[8]、Jiang等[9]認(rèn)為獨(dú)立董事出于維護(hù)、提高聲譽(yù)的動(dòng)機(jī)會(huì)認(rèn)真履行監(jiān)督職責(zé)。因此，獨(dú)立董事制度的實(shí)施將會(huì)給公司帶來(lái)較大影響，這種影響將涉及公司各個(gè)層面。Chhaochharia和Grinstein研究了獨(dú)立董事制度對(duì)CEO薪酬的影響[10]。Guo和Masulis研究了獨(dú)立董事制度對(duì)CEO離職的影響[11]。Linck等研究了獨(dú)立董事制度對(duì)董事薪酬、董事成本的影響[12]。James和Shawn通過(guò)研究SOX法案的頒布，發(fā)現(xiàn)較高的董事會(huì)獨(dú)立性將影響公司訴訟行為[13]。姚偉峰運(yùn)用隨機(jī)前沿分析模型分析了獨(dú)董制度對(duì)公司經(jīng)營(yíng)效率的影響，發(fā)現(xiàn)獨(dú)董制度并不能顯著提高企業(yè)績(jī)效[14]。梁權(quán)熙和曾海艦發(fā)現(xiàn)獨(dú)董制度有助于降低其股票價(jià)格的崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，獨(dú)董曾提出不同意見(jiàn)的公司具有較低的股票價(jià)格崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)[15]。李燕媛與劉晴晴從盈余管理的角度對(duì)獨(dú)立董事制度進(jìn)行了評(píng)價(jià)，發(fā)現(xiàn)具有會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景的獨(dú)董人數(shù)與盈余管理程度之間顯著負(fù)相關(guān)，而獨(dú)立董事比例、報(bào)酬與盈余管理程度之間都沒(méi)有顯著的相關(guān)性[16]。王凱等研究了具有專(zhuān)業(yè)背景的獨(dú)立董事對(duì)大股東掏空行為的監(jiān)督功能，發(fā)現(xiàn)與具有非實(shí)務(wù)界會(huì)計(jì)背景的獨(dú)董相比，具有實(shí)務(wù)界會(huì)計(jì)背景的獨(dú)董具有更強(qiáng)的事前、事中和事后監(jiān)督控股股東掏空行為的功能；對(duì)于具有法律背景的獨(dú)董來(lái)說(shuō)，其監(jiān)督功能并不由于工作經(jīng)歷的差異而存在不同；另外外部治理環(huán)境與具有實(shí)務(wù)界會(huì)計(jì)背景獨(dú)董之間有一定的替代關(guān)系，而具有法律背景獨(dú)董的監(jiān)督功能與外部治理環(huán)境則呈互補(bǔ)關(guān)系[17]。

更多的研究集中在對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響方面。Rosenstein和Wyatt[18]、Byrd和Hickman[19]、Peng[20]進(jìn)行了較早的探討。肖曙光認(rèn)為獨(dú)立董事制度能夠在一定程度上提高公司業(yè)績(jī)，但是這種能力還比較弱，獨(dú)立董事制度的影響力度還不夠大，需要進(jìn)一步完善獨(dú)立董事制度[21]。高雷等研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事人數(shù)比例、年齡大小、薪酬高低、出席會(huì)議比例、居住地與上市公司注冊(cè)地一致性與公司業(yè)績(jī)之間呈正相關(guān)關(guān)系[22]。趙昌文等針對(duì)家族企業(yè)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事制度能夠?qū)易迤髽I(yè)起到積極作用，他們還發(fā)現(xiàn)具有行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)、管理經(jīng)驗(yàn)、學(xué)術(shù)背景、政府背景、海外經(jīng)歷的獨(dú)董可以提升企業(yè)價(jià)值，而獨(dú)立董事的學(xué)歷、年齡、性別、社會(huì)聲譽(yù)、銀行工作經(jīng)歷、會(huì)計(jì)師資格等特征對(duì)公司價(jià)值沒(méi)有顯著影響[23]。丁文波從自主性自治的角度研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)董的獨(dú)立性正向自治可以顯著提高公司業(yè)績(jī)，而獨(dú)立董事薪酬的增加則會(huì)削弱這種作用[24]。黃偉從獨(dú)董機(jī)制對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效、管理層行為和投資者保護(hù)的影響以及外界環(huán)境對(duì)獨(dú)董制度有效性的影響等四個(gè)方面來(lái)評(píng)價(jià)獨(dú)立董事制度的有效性，發(fā)現(xiàn)我國(guó)的獨(dú)立董事比例、薪酬與企業(yè)的績(jī)效正相關(guān)，但相關(guān)程度不明顯；而獨(dú)立董事比例、薪酬與管理層的薪酬顯著地正相關(guān)[25]。

一般地，影響公司違規(guī)行為的因素大致可以分為兩類(lèi)：一類(lèi)是外部因素，另一類(lèi)是公司內(nèi)部因素。從外部環(huán)境看，Povel等研究了企業(yè)的違規(guī)動(dòng)機(jī)與外部環(huán)境間的關(guān)系[26]；Wang等研究了企業(yè)的違規(guī)傾向與行業(yè)投資信心的關(guān)系[27]。關(guān)于公司內(nèi)部治理的視角研究了諸如高管薪酬高低、董事會(huì)構(gòu)成、股權(quán)關(guān)系、高管裙帶關(guān)系、獨(dú)立董事特征等。Peng和R?ell[28]，Johnson等[29]研究了高管激勵(lì)與企業(yè)違規(guī)之間的關(guān)系。La Porta等[30]、Persons[31]研究了董事會(huì)規(guī)模與信息披露之間的關(guān)系。Shleifer和Vishney[32]、Khlifi和Bouri[33]研究了股權(quán)集中度與上市公司信息披露意愿之間的關(guān)系。Chidambaran等發(fā)現(xiàn)CEO與董事之間不同類(lèi)型的紐帶關(guān)系對(duì)企業(yè)違規(guī)行為的影響也不同[34]。Khanna等通過(guò)CEO上任后新增加的高管比例、新增加的董事會(huì)成員比例衡量CEO影響力，探究其對(duì)于公司違規(guī)行為的影響[35]。Adams和Ferreira發(fā)現(xiàn)女性董事是積極的董事會(huì)成員，因此她們的偏好會(huì)顯著地影響董事會(huì)的決策制定與監(jiān)督管理[36]。從內(nèi)部因素看，近年來(lái)陸續(xù)有一些文獻(xiàn)開(kāi)始探討?yīng)毩⒍轮贫群酮?dú)立董事特征對(duì)公司違規(guī)行為的影響。Beasley發(fā)現(xiàn)未出現(xiàn)違規(guī)行為的公司中，外部董事比例更高[37]。Agrawal和Chadha發(fā)現(xiàn)有豐富財(cái)務(wù)經(jīng)驗(yàn)的獨(dú)立董事在董事會(huì)或者審計(jì)委員會(huì)中任職，將減少財(cái)務(wù)報(bào)表更正行為發(fā)生的情況[38]。熊莉發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例并不能顯著影響公司信息披露的質(zhì)量，而獨(dú)立董事的薪酬則存在影響[39]。曹倫和陳維政發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事間合理的專(zhuān)業(yè)構(gòu)成，與上市公司的違規(guī)行為存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[40]。王懷明和張惠[41]、王臻和楊昕[42]發(fā)現(xiàn)擁有專(zhuān)業(yè)背景的獨(dú)立董事會(huì)提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。馬崇明發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事參加董事會(huì)的次數(shù)與信息披露違規(guī)之間存在正相關(guān)聯(lián)[43]。王瀟發(fā)現(xiàn)在主板市場(chǎng)中，設(shè)立審計(jì)委員會(huì)和獨(dú)立董事參加會(huì)議次數(shù)可以在一定程度上抑制公司違規(guī)披露會(huì)計(jì)信息的行為，針對(duì)中小板股市，獨(dú)董人數(shù)和具有企業(yè)背景的獨(dú)董比率與違規(guī)披露會(huì)計(jì)信息正相關(guān)[44]。齊驥霆將獨(dú)立董事特征分為公司制度特征、個(gè)體特征以及行為特征三個(gè)方面，分別研究它們對(duì)公司信息披露違規(guī)行為帶來(lái)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例、任職時(shí)間與信息違規(guī)披露之間沒(méi)有明顯關(guān)聯(lián)，獨(dú)董薪酬在一定范圍內(nèi)能夠激勵(lì)獨(dú)立董事履行職責(zé)，超過(guò)一定范圍會(huì)起到負(fù)面作用，擁有財(cái)務(wù)背景的獨(dú)立董事、與公司所在地一致、會(huì)議出勤率高的獨(dú)立董事會(huì)降低信息披露違規(guī)行為發(fā)生的概率[45]。路軍的研究發(fā)現(xiàn)，女性高管因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和較低程度的過(guò)度自信能夠降低企業(yè)違規(guī)的概率[46]。萬(wàn)良勇等從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的視角發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事豐富的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系有利于掌握更多的社會(huì)資本，提高其監(jiān)督動(dòng)機(jī)和監(jiān)督能力，從而有效抑制上市公司違規(guī)行為[47]。陸瑤和胡江燕的研究發(fā)現(xiàn)CEO與董事之間的同鄉(xiāng)關(guān)系會(huì)增加企業(yè)違規(guī)傾向[48]。

通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)針對(duì)獨(dú)立董事制度影響的研究大都集中在分析其對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響方面，而針對(duì)公司違規(guī)行為的文獻(xiàn)則集中在研究公司內(nèi)部因素對(duì)公司違規(guī)行為的影響。雖然有部分文獻(xiàn)研究了獨(dú)立董事特征對(duì)公司違規(guī)行為的影響，但這些文獻(xiàn)對(duì)獨(dú)立董事的特征涵蓋得還不夠全面，結(jié)論也不一致，因此有必要深入研究獨(dú)立董事特征對(duì)公司違規(guī)行為的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)研究假設(shè)

2001年，中國(guó)證監(jiān)會(huì)頒布了《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見(jiàn)》，該文要求在2002年6月30日之前董事會(huì)成員中應(yīng)至少包含兩名獨(dú)立董事，在2003年6月30日之前應(yīng)至少包括1/3獨(dú)立董事，并且要求獨(dú)立董事中應(yīng)至少有一名具有高級(jí)職稱(chēng)或注冊(cè)會(huì)計(jì)師資格的會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)人士。從此獨(dú)立董事制度開(kāi)始在我國(guó)上市公司中建立。獨(dú)立董事制度主要是通過(guò)獨(dú)立董事在公司治理中的監(jiān)督和建議職能而發(fā)揮作用的。擔(dān)任上市公司獨(dú)立董事者大多或曾在業(yè)界工作過(guò)或曾在高校、政府部門(mén)工作過(guò)，他們一般都具有較高的社會(huì)地位和聲譽(yù)，因此出于對(duì)公司的獨(dú)立性和維護(hù)自身聲譽(yù)的動(dòng)機(jī)，獨(dú)立董事會(huì)認(rèn)真履行其職責(zé)[8-9]。所以獨(dú)立董事制度的實(shí)施將會(huì)提高公司治理水平，隨之可能會(huì)帶來(lái)公司業(yè)績(jī)、經(jīng)營(yíng)效率的提升，違規(guī)、訴訟事件的減少。James和Shawn[13]的研究已經(jīng)證明了SOX法案的頒布顯著減少了公司的訴訟事件?；诖?，本文提出假說(shuō)H1。

H1: 實(shí)施獨(dú)立董事制度將減少公司違規(guī)行為。

根據(jù)獨(dú)立董事制度的要求，上市公司獨(dú)立董事當(dāng)中應(yīng)當(dāng)至少有一名會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)人士。如果獨(dú)立董事具有會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景，將能對(duì)公司財(cái)務(wù)、信息披露質(zhì)量起到更好的監(jiān)督作用，從而減少信息披露違規(guī)行為。公司的違規(guī)行為可以分為信息披露違規(guī)和非信息披露違規(guī)。信息披露違規(guī)包括虛構(gòu)利潤(rùn)和資產(chǎn)、虛假記載、重大遺漏、披露不實(shí)和一般會(huì)計(jì)處理不當(dāng)。非信息披露違規(guī)包括違規(guī)經(jīng)營(yíng)和管理層違規(guī)。實(shí)踐中較大部分違規(guī)行為屬于信息披露違規(guī)。雖然目前已有較多針對(duì)獨(dú)立董事的會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景對(duì)公司違規(guī)行為影響的研究，如Agrawal和Chadha[38]、齊驥霆[45]等，但本文沒(méi)有拘泥于獨(dú)立董事的會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景，而是以此類(lèi)推，認(rèn)為獨(dú)立董事的政治、學(xué)術(shù)、海外、金融背景也會(huì)對(duì)公司違規(guī)行為產(chǎn)生影響，因此，我們針對(duì)獨(dú)立董事的這四類(lèi)背景展開(kāi)了研究。

Hambrick等在1984年提出并在1996年完善了高層梯隊(duì)理論，該理論認(rèn)為高管特征，比如年齡、性別、學(xué)歷、任期等會(huì)影響公司的決策，從而影響公司的績(jī)效和違規(guī)行為[49-50]。本文在此也討論了獨(dú)立董事的平均年齡和女性比例對(duì)公司違規(guī)行為的影響。因此本文提出了假說(shuō)H2。

H2: 獨(dú)立董事專(zhuān)業(yè)背景、平均年齡、女性比例會(huì)減少公司違規(guī)行為，降低公司違規(guī)的嚴(yán)重程度。

獨(dú)立董事履行監(jiān)督和建議職能主要是通過(guò)參加公司會(huì)議，以提出建議和異議、投票等行為實(shí)現(xiàn)的。因此獨(dú)立董事參加會(huì)議情況這一行為特征也會(huì)影響公司的違規(guī)行為。本文就獨(dú)立董事委托參加會(huì)議的比例和缺席會(huì)議的比例對(duì)公司違規(guī)行為的影響進(jìn)行研究。因此本文提出了假說(shuō)H3。

H3: 獨(dú)立董事委托參加會(huì)議比例和缺席會(huì)議比例會(huì)增加公司違規(guī)行為，增加公司違規(guī)的嚴(yán)重程度。

(二)變量定義

本文所涉及的被解釋變量有3個(gè)，解釋變量有11個(gè)，控制變量有11個(gè)，定義分別如下。

1.被解釋變量

是否違規(guī)虛擬變量(Vio1)；違規(guī)次數(shù)計(jì)數(shù)型變量(Vio2)，假設(shè)某一上市公司在某一年份有兩次違規(guī)行為，Vio1將取1，Vio2將取2；違規(guī)嚴(yán)重程度分類(lèi)變量(Vio3)，本文是按照違規(guī)行為的處理單位來(lái)劃分違規(guī)嚴(yán)重程度的，依次是被深圳股票交易所或者上海股票交易所處理、被證監(jiān)會(huì)(含地方證監(jiān)局)處理、被其他單位處理。

2.解釋變量

在研究獨(dú)立董事制度與公司違規(guī)行為的回歸方程中解釋變量有三個(gè)，分別是實(shí)驗(yàn)期虛擬變量P1、實(shí)驗(yàn)組虛擬變量T1和兩者的交乘項(xiàng)PT1。雖然獨(dú)立董事制度是在2001年被正式提出，但一項(xiàng)制度在提出之前，往往經(jīng)過(guò)了一段時(shí)間的深思熟慮，需要召集各方討論、召開(kāi)“吹風(fēng)”會(huì)議，政策在一定程度上已經(jīng)擴(kuò)散出去，因此本文選擇2000年作為政策沖擊年份，在2000年及以后年份P1將全部取1，2000年之前全部取0。如果一家公司在政策實(shí)施前1年即1999年獨(dú)立董事比例不足1/3，那么這個(gè)公司將會(huì)受到獨(dú)立董事制度的沖擊，這類(lèi)公司被當(dāng)作我們的實(shí)驗(yàn)組，T1取1，否則取0。T1與P1的交乘項(xiàng)PT1是雙重差分估計(jì)量，用來(lái)度量政策效應(yīng)，也是本文的核心解釋變量。在研究獨(dú)立董事特征與公司違規(guī)行為的回歸方程中解釋變量有8個(gè)，分別是有政治背景的獨(dú)立董事比例(BackgrdPL)、有學(xué)術(shù)背景的獨(dú)立董事比例(BackgrdACA)、有海外背景的獨(dú)立董事比例(BackgrdOVERSEA)、有金融背景的獨(dú)立董事比例(BackgrdFIN)、獨(dú)立董事的平均年齡(Age)、女性獨(dú)立董事的比例(Female)、獨(dú)立董事缺席會(huì)議的平均比例(Absence)、獨(dú)立董事委托出席會(huì)議的平均比例(Entrust)。

3.控制變量

控制變量有11個(gè)，分別是賬面市值比(BM)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、總資產(chǎn)凈利率(ROA)、市值的對(duì)數(shù)值(MV)、持有期收益率(Return)、董事會(huì)規(guī)模(Boadsize)、股票波動(dòng)率(Volatility)、換手率(Turnover)、股權(quán)集中度(Concen)、股權(quán)性質(zhì)(SOE)、董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理(Partime)。選擇控制賬面市值比(BM)、總資產(chǎn)凈利率(ROA)和資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)是因?yàn)橘~面市值比越小公司成長(zhǎng)性越大，資產(chǎn)凈利率越大公司盈利能力越強(qiáng)，此時(shí)公司發(fā)展良好，公司管理層壓力較小，越不需要違法操作，而資產(chǎn)負(fù)債率越高越容易陷入債務(wù)危機(jī)，公司越有可能冒險(xiǎn)發(fā)生違規(guī)行為。市值的對(duì)數(shù)值(MV)反映公司規(guī)模，公司規(guī)模不同發(fā)生違規(guī)行為的可能性也會(huì)不同。選擇控制董事會(huì)規(guī)模(Boadsize)是因?yàn)橐延形墨I(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模會(huì)影響公司的違規(guī)行為，如Persons[31]。持有期收益率(Return)、股票波動(dòng)率(Volatility)、換手率(Turnover)都反映公司股票在資本市場(chǎng)的表現(xiàn)，公司股票表現(xiàn)的業(yè)績(jī)不佳、高風(fēng)險(xiǎn)性有可能會(huì)引發(fā)公司管理層的違規(guī)行為。股權(quán)集中度(Concen)反映股東對(duì)公司的控制能力，股東對(duì)公司的控制能力會(huì)影響公司的治理水平，進(jìn)而影響公司的違規(guī)行為。股權(quán)性質(zhì)反映上市公司是國(guó)有控股企業(yè)或非國(guó)有控股企業(yè)，公司的股權(quán)性質(zhì)也可能會(huì)影響公司治理水平，進(jìn)而影響公司的違規(guī)行為。董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理反映公司管理層對(duì)董事會(huì)的控制能力，通過(guò)影響董事會(huì)作用的發(fā)揮進(jìn)而影響公司違規(guī)行為。

在實(shí)證研究部分，為消除連續(xù)性變量異常值的影響，我們對(duì)這些變量進(jìn)行了上下2.5%的縮尾處理。各變量的具體定義如表1所示。

(三)樣本選擇

本文關(guān)于獨(dú)立董事制度對(duì)公司違規(guī)行為影響的樣本區(qū)間是1997—2015年。我國(guó)雖然在20世紀(jì)90年代陸續(xù)建立了上交所與深交所，但成立之初上市公司并不多，再加上年份久遠(yuǎn)，許多控制變量的數(shù)據(jù)已無(wú)法獲得，因此本文選擇1997年作為樣本區(qū)間的始點(diǎn)。又因本文在統(tǒng)計(jì)是否違規(guī)以及違規(guī)次數(shù)時(shí)是按照違規(guī)行為的真實(shí)發(fā)生年份進(jìn)行統(tǒng)計(jì)的，實(shí)際上公司的違規(guī)行為往往是事后被發(fā)現(xiàn)披露出來(lái)的，所以最近兩年發(fā)生的違規(guī)行為可能還未被及時(shí)發(fā)現(xiàn)，以后可能才會(huì)被曝出，所以本文的樣本區(qū)間的終點(diǎn)選擇為2015年。本文關(guān)于獨(dú)立董事特征對(duì)公司違規(guī)行為影響的樣本區(qū)間是2008—2015年，選擇這一區(qū)間主要是考慮到數(shù)據(jù)庫(kù)中對(duì)獨(dú)立董事背景特征的數(shù)據(jù)開(kāi)始于2008年。本文還剔除了存在缺失值的樣本、剔除了金融行業(yè)樣本。

表1 主要變量的含義及數(shù)據(jù)來(lái)源

三、實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

在統(tǒng)計(jì)上市公司是否發(fā)生違規(guī)以及違規(guī)次數(shù)時(shí)，我們按照國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中違規(guī)事件的真實(shí)發(fā)生年份進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如圖1所示。從圖1可以直觀地發(fā)現(xiàn)，在1997—2015年，上市公司總數(shù)、違規(guī)公司數(shù)與違規(guī)次數(shù)總和都逐漸增加，呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，但上市公司總數(shù)上升幅度較大，后兩者上升幅度較小。違規(guī)公司占比與平均違規(guī)次數(shù)整體都呈震蕩上升趨勢(shì)，期間波動(dòng)幅度較大，1997—2001年違規(guī)行為快速上升，2001—2005年下降，然后2005—2009年繼續(xù)上升，在2010年短暫的下降后繼續(xù)上升，2012—2015年繼續(xù)下降。說(shuō)明我國(guó)上市公司違規(guī)情況比較復(fù)雜，整體不容樂(lè)觀。在統(tǒng)計(jì)上市公司違規(guī)嚴(yán)重程度時(shí)，我們按照國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中違規(guī)事件的披露年份進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如圖2所示。從圖2可以發(fā)現(xiàn)被交易所處理的公司數(shù)和被證監(jiān)會(huì)包括地方證監(jiān)局處理的公司數(shù)在1998—2013年間均是先上升再下降再上升，總體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)；2013年以后被證監(jiān)會(huì)包括地方證監(jiān)局處理的公司數(shù)繼續(xù)上升，而被交易所處理的公司數(shù)開(kāi)始下降，被其他單位處理的公司數(shù)一直呈現(xiàn)緩慢的增加。說(shuō)明我國(guó)上市公司的違規(guī)行為主要受到來(lái)自交易所、證監(jiān)會(huì)包括地方證監(jiān)局的處理，較少受到其他單位的處理。

表2是對(duì)回歸中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中前面9個(gè)變量對(duì)應(yīng)的樣本區(qū)間是1997—2015年，后面8個(gè)變量對(duì)應(yīng)的樣本區(qū)間是2008—2015年。從表中可以看出股票換手率Turnover的均值較大，標(biāo)準(zhǔn)差也較大，樣本分布較為離散；獨(dú)立董事的平均年齡為52.82歲，最小42.25歲，最大65.50歲，可以發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事的年齡并不是很大；獨(dú)立董事缺席會(huì)議的比例Absence均值為0，方差很小為0.02，樣本分布較為集中。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)獨(dú)立董事制度對(duì)公司違規(guī)行為的影響

本文在James和Shawn[13]研究SOX法案對(duì)公司訴訟事件影響方法的基礎(chǔ)上，采用雙差分模型，分析了獨(dú)立董事制度這一外生沖擊對(duì)公司違規(guī)行為的影響。這里選取了兩個(gè)被解釋變量——是否違規(guī)虛擬變量(Vio1)和違規(guī)次數(shù)計(jì)數(shù)型變量(Vio2)，分別進(jìn)行l(wèi)ogit回歸和poisson回歸，具體模型如式(1)和式(2)所示。

β9Volatility+β10Turnover+β11Concen+β12Boadsize+β13SOE+β14Partime

(1)

Vio2=β0+β1P1+β2T1+β3PT1+β4BM+β5LEV+β6ROA+β7MV+β8Return+

β9Volatility+β10Turnover+β11Concen+β12Boadsize+β13SOE+β14Partime

(2)

回歸結(jié)果如表3所示，其中第二列是logit回歸結(jié)果，第三列是poisson回歸結(jié)果。T1的系數(shù)分別是13.18，13.21，都在1%的水平上顯著，可以發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)期即2000年以后公司的違規(guī)概率和違規(guī)次數(shù)都在增加。核心解釋變量雙重差分估計(jì)量PT1的系數(shù)分別為-13.39、-13.42，也都在1%的水平上顯著。上述兩種回歸方法的結(jié)果都表明獨(dú)立董事制度的實(shí)施能夠減少公司違規(guī)行為，即獨(dú)立董事制度是有效的，假設(shè)1成立。這與James和Shawn[13]研究SOX法案對(duì)公司訴訟事件影響的發(fā)現(xiàn)是一致的。控制變量方面，本文的研究結(jié)果與James和Shawn[13]、路軍[46]的研究結(jié)果保持一致。

(三)獨(dú)董特征對(duì)公司違規(guī)的影響

除了獨(dú)立董事制度本身之外，獨(dú)立董事的各種特征也會(huì)對(duì)公司違規(guī)產(chǎn)生影響，后文對(duì)此進(jìn)行了研究。表4、表5與表6報(bào)告的是獨(dú)立董事的背景特征對(duì)公司違規(guī)行為的影響。表7和表8的第2、3列報(bào)告的是獨(dú)立董事的平均年齡、女性比例對(duì)公司違規(guī)行為的影響。表8的第4、5列和表9報(bào)告的是獨(dú)立董事的行為特征對(duì)公司違規(guī)行為的影響。

表4的被解釋變量是是否違規(guī)虛擬變量Vio1，表5的被解釋變量是違規(guī)次數(shù)計(jì)數(shù)型變量Vio2，表6的被解釋變量是違規(guī)嚴(yán)重程度分類(lèi)型變量Vio3。表4中四列回歸結(jié)果的解釋變量分別是有學(xué)術(shù)背景、有政治背景、有金融背景、有海外背景的獨(dú)立董事比例，表5和表6的四列回歸結(jié)果的解釋變量與表4相同。這里以學(xué)術(shù)背景為例，回歸模型如式(3)、(4)、(5)、(6)所示，其他三類(lèi)背景的回歸模型與此類(lèi)似。

表3 獨(dú)立董事制度對(duì)上市公司違規(guī)行為的影響

β7Volatility+β8Turnover+β9Concen+β10Boadsize+β11SOE+β12Partime

(3)

Vio2=β0+β1BackgrdACA+β2BM+β3LEV+β4ROA+β5MV+β6Return+β7Volatility+

β8Turnover+β9Concen+β10Boadsize+β11SOE+β12Partime

(4)

β7Volatility+β8Turnover+β9Concen+β10Boadsize+β11SOE+β12Partime

(5)

β7Volatility+β8Turnover+β9Concen+β10Boadsize+β11SOE+β12Partime

(6)

從表4與表5的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)獨(dú)董學(xué)術(shù)背景、政治背景、金融背景與海外背景對(duì)公司是否違規(guī)、違規(guī)次數(shù)都沒(méi)有顯著影響，與假設(shè)2不一致。表6的結(jié)果也顯示獨(dú)董學(xué)術(shù)背景、政治背景、金融背景對(duì)公司違規(guī)嚴(yán)重程度沒(méi)有影響，海外背景的系數(shù)顯著為負(fù)，考慮到納入模型的諸多控制變量都不顯著，所以本文認(rèn)為獨(dú)立董事的背景特征對(duì)公司違規(guī)的嚴(yán)重程度沒(méi)有顯著影響。本文在獨(dú)立董事背景特征對(duì)公司違規(guī)行為方面的發(fā)現(xiàn)與以往文獻(xiàn)有一定差異，Agrawal和Chadha[38]、王懷明和張惠[41]、王臻和楊昕[42]、齊驥霆[45]都認(rèn)為獨(dú)立董事的會(huì)計(jì)、財(cái)務(wù)專(zhuān)業(yè)背景會(huì)減少公司的違規(guī)行為，然而本文的研究結(jié)論更傾向于支持獨(dú)立董事的背景特征對(duì)公司違規(guī)沒(méi)有顯著影響。

表4 獨(dú)立董事背景特征對(duì)上市公司是否違規(guī)的影響

控制變量方面，表4與表5的控制變量的影響方向大多與前文表3的結(jié)果一致，與以往的文獻(xiàn)也保持一致。表示股權(quán)性質(zhì)的虛擬變量系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明國(guó)企相對(duì)于非國(guó)企違規(guī)概率、違規(guī)次數(shù)都會(huì)減少。

表5 獨(dú)立董事背景特征對(duì)上市公司違規(guī)次數(shù)的影響

表7報(bào)告的是獨(dú)立董事平均年齡、女性比例對(duì)上市公司是否違規(guī)、違規(guī)次數(shù)的影響，具體的回歸模型與式(3)、式(4)類(lèi)似，只是解釋變量不同，此處不再列示。表7的1、2列的被解釋變量是Vio1，3、4列的被解釋變量是Vio2，1、3列的解釋變量是獨(dú)立董事的平均年齡，2、4列的解釋變量是獨(dú)立董事當(dāng)中女性的比例。表8第1、2列報(bào)告的是獨(dú)立董事平均年齡、女性比例對(duì)上市公司違規(guī)嚴(yán)重程度的影響。從回歸結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事的平均年齡、女性比例對(duì)公司是否違規(guī)、違規(guī)次數(shù)、違規(guī)嚴(yán)重程度都沒(méi)有顯著影響，與路軍[46]的研究結(jié)果不一致。控制變量的影響方向與前文以及以往的參考文獻(xiàn)都保持一致。表4—表8的結(jié)果并不支持獨(dú)立董事專(zhuān)業(yè)背景、平均年齡、女性比例會(huì)減少公司違規(guī)行為，因此假設(shè)2不成立。

表6 獨(dú)立董事背景特征對(duì)上市公司違規(guī)嚴(yán)重程度的影響

前面的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事制度本身是有效的，能夠減少公司違規(guī)行為，而獨(dú)立董事的背景特征、平均年齡、女性比例卻不能減少公司的違規(guī)概率、違規(guī)次數(shù)。表8的3、4列報(bào)告獨(dú)立董事行為特征對(duì)上市公司違規(guī)嚴(yán)重程度的影響，回歸模型與式(5)、式(6)類(lèi)似，不再列示。表9報(bào)告的是獨(dú)立董事行為特征對(duì)上市公司是否違規(guī)以及違規(guī)次數(shù)的影響，回歸模型與式(3)、式(4)類(lèi)似，也不再列示。表8的第3、4列的被解釋變量是Vio3；表9的第1、2列的被解釋變量Vio1，第3、4列的被解釋變量是Vio2，第1、3列的解釋變量是獨(dú)立董事委托他人參加會(huì)議的平均比例，第2、4列的解釋變量是獨(dú)立董事缺席會(huì)議的平均比例。從回歸結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事委托他人參加會(huì)議對(duì)公司是否違規(guī)以及違規(guī)次數(shù)都沒(méi)有顯著影響，而獨(dú)立董事缺席會(huì)議會(huì)增加公司違規(guī)的概率以及違規(guī)次數(shù)，獨(dú)立董事委托他人參加會(huì)議、缺席會(huì)議對(duì)公司違規(guī)嚴(yán)重程度都沒(méi)有顯著影響，假設(shè)3部分成立，與齊驥霆[45]的研究發(fā)現(xiàn)一致?？刂谱兞康挠绊懛较蚺c前文以及以往的文獻(xiàn)保持一致。透過(guò)獨(dú)立董事的行為特征對(duì)公司違規(guī)行為的影響還可以進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事主要是通過(guò)其行為特征即參加會(huì)議履行監(jiān)督職能的，委托他人參加會(huì)議能夠表達(dá)被委托的獨(dú)立董事的真實(shí)意愿，能夠?qū)具M(jìn)行有效監(jiān)督，而缺席會(huì)議則獨(dú)立董事的真實(shí)意愿沒(méi)有表達(dá)，未能對(duì)公司起到有效監(jiān)督。

表7 獨(dú)立董事平均年齡、女性比例對(duì)上市公司是否違規(guī)、違規(guī)次數(shù)的影響

表8 獨(dú)立董事平均年齡、女性比例、行為特征對(duì)上市公司違規(guī)嚴(yán)重程度的影響

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事制度及獨(dú)立董事行為特征能夠降低上市公司違規(guī)概率、減少違規(guī)次數(shù)，主要是通過(guò)獨(dú)立董事的監(jiān)督、建議職能實(shí)現(xiàn)的。已有文獻(xiàn)表明，上市公司的信息披露質(zhì)量也可能是影響公司違規(guī)行為的重要因素，必須加以控制。這里，我們以公司透明度來(lái)度量其信息披露質(zhì)量。Bushman等將公司透明度定義為公司信息為外界人士的可獲取程度，可以從公司的會(huì)計(jì)報(bào)告體系、私人信息獲取活動(dòng)以及信息擴(kuò)散過(guò)程三個(gè)方面對(duì)公司透明程度進(jìn)行度量[51]。

表9 獨(dú)立董事行為特征對(duì)上市公司是否違規(guī)、違規(guī)次數(shù)的影響

目前衡量公司透明度的單項(xiàng)指標(biāo)較為豐富，包括深交所對(duì)上市公司的信息披露評(píng)級(jí)、盈余管理程度、以審計(jì)公司質(zhì)量表示的會(huì)計(jì)信息整體質(zhì)量、分析師跟蹤情況、關(guān)聯(lián)交易程度等。由于影響公司透明度的因素較為復(fù)雜，為避免單項(xiàng)指標(biāo)的片面性，通常需要構(gòu)造透明度綜合指數(shù)。Lang等提出用公司盈余管理程度、是否聘請(qǐng)五大會(huì)計(jì)事務(wù)所審計(jì)公司財(cái)務(wù)報(bào)告、是否遵從國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則、分析師跟蹤度以及分析師盈余預(yù)測(cè)準(zhǔn)度等5個(gè)指標(biāo)來(lái)構(gòu)造[52]。辛清泉等[53]在此基礎(chǔ)上根據(jù)中國(guó)實(shí)際情況進(jìn)行了相應(yīng)改造，本文借鑒他們的思路，結(jié)合樣本區(qū)間的實(shí)際情況，剔除了分析師跟蹤度與分析師盈余預(yù)測(cè)準(zhǔn)度兩個(gè)指標(biāo)，代之以Firth等[54]針對(duì)中國(guó)市場(chǎng)提出的關(guān)聯(lián)交易金額、關(guān)聯(lián)交易數(shù)量，即使用盈余質(zhì)量、關(guān)聯(lián)交易金額占比、關(guān)聯(lián)交易筆數(shù)、審計(jì)質(zhì)量和信息披露評(píng)級(jí)5個(gè)透明度指標(biāo)構(gòu)造透明度指數(shù)。本文參照Lang等[52]和辛清泉等[53]的做法，將樣本公司透明度變量值轉(zhuǎn)化為其對(duì)應(yīng)的百分位數(shù)，并以公司5個(gè)指標(biāo)百分位數(shù)平均值的對(duì)數(shù)構(gòu)建綜合透明指數(shù)，而對(duì)于上交所上市樣本公司而言，則為除去信息披露評(píng)級(jí)外其余4個(gè)透明度指標(biāo)百分位數(shù)的平均值。

為了與前文關(guān)于獨(dú)立董事特征的樣本區(qū)間一致，并結(jié)合5個(gè)透明度分量指標(biāo)的可獲得性，這里的樣本區(qū)間為2008—2015年。因篇幅有限，在此不再詳細(xì)報(bào)告具體的透明度計(jì)算過(guò)程。最終構(gòu)造的綜合透明度指數(shù)為T(mén)S，TS取值越大表明公司透明度越高，信息披露質(zhì)量越高。本文將公司的綜合透明度指數(shù)TS作為控制變量加入前文的計(jì)量方程，依次對(duì)獨(dú)董的背景特征、年齡、性別、行為特征對(duì)公司違規(guī)行為的影響再次進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果與前文結(jié)論一致。限于篇幅，這里對(duì)于獨(dú)立董事缺席(Absence)對(duì)公司違規(guī)行為的影響不再贅述。

從獨(dú)立董事缺席對(duì)公司違規(guī)行為的影響可以發(fā)現(xiàn)，公司的信息披露質(zhì)量的確對(duì)公司違規(guī)有顯著影響，公司信息披露質(zhì)量越高(即透明度指數(shù)TS越大)，公司越少違規(guī)；但在控制了公司透明度指數(shù)后，獨(dú)立董事缺席(Absence)變量的系數(shù)依然顯著為正，說(shuō)明即使控制了公司信息披露質(zhì)量的影響，獨(dú)立董事缺席仍然會(huì)增加公司的違規(guī)行為，獨(dú)立董事對(duì)公司違規(guī)的影響并非來(lái)自于公司的信息披露質(zhì)量，而是獨(dú)立董事制度本身，進(jìn)一步驗(yàn)證了獨(dú)立董事制度的有效性。

四、結(jié)論

本文根據(jù)上市公司違規(guī)事件發(fā)生的真實(shí)年份手工整理統(tǒng)計(jì)了違規(guī)相關(guān)數(shù)據(jù)，然后研究了獨(dú)立董事制度本身及獨(dú)立董事特征對(duì)公司是否違規(guī)、違規(guī)次數(shù)的影響；還按照違規(guī)事件的披露年份，研究了獨(dú)立董事特征對(duì)公司違規(guī)嚴(yán)重程度的影響。

本文的研究結(jié)果表明，獨(dú)立董事制度能夠降低公司的違規(guī)概率、減少公司的違規(guī)次數(shù)，獨(dú)立董事制度實(shí)施以來(lái)對(duì)公司違規(guī)行為起到了抑制作用，獨(dú)立董事制度是有效的。而獨(dú)立董事的特征對(duì)公司違規(guī)行為的影響是比較復(fù)雜的。獨(dú)立董事的學(xué)術(shù)、政治、金融、海外四類(lèi)背景特征對(duì)公司違規(guī)行為并沒(méi)有什么影響。獨(dú)立董事的平均年齡、女性比例對(duì)公司是否違規(guī)以及違規(guī)次數(shù)都沒(méi)有影響。獨(dú)立董事委托他人出席會(huì)議對(duì)公司違規(guī)行為沒(méi)有顯著影響，而獨(dú)立董事缺席會(huì)議將增加公司違規(guī)的概率以及違規(guī)次數(shù)，這主要是因?yàn)楠?dú)立董事缺席會(huì)議其真實(shí)意愿沒(méi)有得到表達(dá)，不能對(duì)公司起到有效監(jiān)督。無(wú)論是獨(dú)立董事的背景特征還是平均年齡、女性比例均不會(huì)對(duì)公司違規(guī)的嚴(yán)重程度產(chǎn)生影響。

獨(dú)立董事制度在減少公司違規(guī)行為層面是有效的，其發(fā)揮作用主要是通過(guò)獨(dú)立董事參加會(huì)議實(shí)現(xiàn)的，與獨(dú)立董事的背景特征、年齡、性別沒(méi)有較大關(guān)系。因此獨(dú)立董事制度在后續(xù)實(shí)施中應(yīng)較多關(guān)注獨(dú)立董事參加會(huì)議的情況，引導(dǎo)獨(dú)立董事積極參加公司會(huì)議，履行監(jiān)督職能。