本地任職與獨立董事異議行為：監督效應vs.關系效應

○ 周澤將 雷 玲 杜興強

引言

獨立董事制度起源于歐美發達國家，自2001年強制引入中國資本市場以來，其監督職能是否有效發揮歷來備受爭議，其中主要的焦點問題是在中國關系文化盛行的情境下獨立董事能否保持其應有的履職獨立性以改進企業決策、強化投資者利益保護。任職地點特征是影響獨立董事功能發揮的重要因素，已有文獻大多關注到本地任職（獨立董事任職地點與上市公司注冊地處于同一省份、直轄市或自治區）由地理鄰近性帶來的信息優勢提升了獨立董事的監督能力，[1,2]有助于增強其監督效果，如本地任職的獨立董事顯著降低了企業違規傾向和嚴重程度、[3]有利于抑制股價崩盤風險，[4]而獨立董事異地任職則主要體現為企業主動弱化監督和強化咨詢，[5]以上發現都支持了本地任職的監督效應假說。而實際上，當前中國正處于新興轉軌經濟背景之下，盡管市場化進程推進和社會變遷等已部分淡化了傳統社會中的血緣、地緣等觀念，但“差序格局”仍然是對當代中國社會結構和人際關系的形象詮釋。[6]中國的人際交往通常會形成以“己”為中心的、具有親疏遠近的關系網，地理距離上的鄰近往往會促進私人關系的建立，而此類中國情境下的關系涵蓋了“面子”“人情”等本土化特征，甚至“Guanxi”已作為詞匯被收錄在《牛津英語詞典》中。在極具中國特色的“面子”“關系”等非正式制度的沖擊下，本地任職的獨立董事容易喪失應有的獨立性，進而難以對管理層的違規行為說“不”，甚至與其“合謀”，[7,8]導致其監督效率降低。換言之，本地任職所致使的關系效應可能會阻礙獨立董事的正常履職，但令人遺憾的是，鮮有經驗文獻圍繞以上主題展開深入研究。

當前文獻中諸如違規行為等企業行為能在多大程度上準確地反映并測度本地任職所誘致的獨立董事監督效果變化，是一個值得商榷的理論問題。單純地考察獨立董事結構與企業決策行為之間的關系存在明顯的邏輯跳躍，原因在于獨立董事只有積極參與到董事會會議決策才能真正地影響企業決策，[9]然而中國的獨立董事常常被資本市場參與者稱為“花瓶董事”，能否有效參與董事會會議決策其本身也難以斷言。Pettigrew 認為，[10]應將獨立董事相關研究的重點置于董事會的實際決策過程當中，因為獨立董事是否有效履行監督職責的直接證據就是其在董事會會議上所發表的獨立意見，尤其是異議行為。因此，已有關于本地任職的研究撇開獨立董事異議行為，可能會導致對本地任職關系效應的忽略和遺漏，也難以全面客觀地評價本地任職的經濟后果。

上海證券交易所和深圳證券交易所于2004年12月分別發布《上海證券交易所股票上市規則（2004年修訂）》和《深圳證券交易所股票上市規則（2004年修訂）》，強制要求上市公司披露獨立董事在董事會會議上所發表的具體意見，為學者打開董事會決策“黑箱”提供了絕好的研究機會。當前關于獨立董事異議行為的研究主要圍繞獨立董事異議行為的影響因素這一維度展開，如企業代理問題嚴重、[11]經營業績不佳，[12]獨立董事的共產黨員身份、政治背景[13]及內部薪酬差距[14]都將顯著提高其異議行為的可能性；而獨立董事的年齡越大、[15]論資排輩現象越嚴重，[16]其異議行為的概率越低。本地任職作為獨立董事個人特征層面的重要維度，卻一直被相關文獻所忽略。依據本文的統計數據，2008-2016年85.73%的上市公司存在獨立董事本地任職情形，且本地任職的獨立董事平均比例高達61.34%，①若在獨立董事異議行為的相關研究中無視這一現象的存在無疑是不完整的，也無法深入剖析中國地緣關系文化對獨立董事異議行為的影響。

在進行以上思考的基礎上，本文區別于已有研究，以獨立董事異議行為作為切入點，選取2008-2016年中國資本市場A 股上市公司作為分析樣本，實證檢驗本地任職對獨立董事異議行為的影響。若本地任職促進了獨立董事異議行為，則支持本地任職之監督效應假說；反之，若本地任職抑制了獨立董事異議行為，則支持本地任職之關系效應假說。在此基礎上，本文引入企業所處的法律環境作為典型情境因素加以分組檢驗，分析本地任職的經濟后果及獨立董事異議行為在其中所發揮的作用。

相較于已有研究，本文可能的增量貢獻主要體現在以下三個方面：第一，當前關于獨立董事本地任職的研究文獻主要圍繞獨立董事本地任職的經濟后果展開，如本地任職的獨立董事降低了企業違規行為、[3]抑制了大股東掏空、[17]提升了企業投資效率。[18]上述研究主要集中于探討獨立董事本地任職對企業決策行為的影響，缺乏基于董事會實際決策視角的深入分析，且大多結論均支持本地任職的監督效應假說。本文以獨立董事異議行為作為切入點，可以避免直接從獨立董事個人特征到企業決策行為的邏輯跳躍，研究結論更具可靠性和說服力。第二，關于獨立董事異議行為的研究，以往文獻主要關注到獨立董事的背景特征、[12,13]薪酬差異、[14]年齡與任期、[15]兼職情況[19]等個人特征維度對異議行為的影響，但尚無文獻基于任職地點視角對這一問題進行考察，因此本文為獨立董事異議行為的影響因素研究提供了增量的經驗證據。第三，本文在實際分析中引入了法律環境這一重要的情境變量，有助于加深對本地任職與獨立董事異議行為之間關系情境性的理解，同時也豐富了企業外部環境因素與高管決策行為之間互動關系的文獻。進一步看，關系效應的存在性可以進一步深化對中國關系文化中獨立董事如何履職的認識，基于地緣關系視角豐富了中國關系情境研究的相關文獻。

一、理論分析與研究假設

1.本地任職對獨立董事異議行為的影響

獨立董事在董事會會議上所發表的獨立意見是其履行監督職能的最終表現，而獨立意見的質量是獨立董事監督效果有效性的直接證據。[20]然而中國資本市場中的現實情況是，無論董事會議案是否存在明顯損害中小股東利益抑或其他違法違規的行為，絕大多數的獨立董事都會集體出具肯定意見，②因此通過異議行為（即獨立董事對董事會提案提出反對意見、提出異議、保留意見、無法發表意見或棄權等）來判斷獨立董事是否盡職盡責及能否實現良好的監督效果已成為目前較優的選擇方案。理論上而言，獨立董事的監督效果主要體現為獨立性和監督能力聯合作用的結果，[5]即無論是喪失獨立性還是監督能力缺乏，獨立董事都難以實現良好的監督效果。在影響獨立董事有效發揮監督職能的眾多因素中，任職地點差異性既能影響獨立董事的獨立性，又能影響其監督能力，體現為“雙刃劍”特征。

一方面，本地任職使得獨立董事具有地理近鄰性，具有天然的信息優勢，增強了獨立董事的監督能力。即本地任職存在監督效應。已有經驗證據揭示，本地分析師能夠出具更為準確的公司盈余預測報告，[21]本地機構投資者可以獲取更高的投資收益，[22]本地審計師所提供的審計服務質量更高。[23]同樣，由于地理位置上的鄰近，本地任職所具有的信息優勢有利于促進獨立董事對其所任職上市公司的深入了解，獲取與公司相關的包括供應商、媒體等在內的外部信息。[18]同時，地理上的鄰近增加了獨立董事與管理層面對面交流的機率，而面對面的交流必然會在不同程度上促進隱性知識的流動和傳播，[24]本地任職的獨立董事可以借此機會獲取市場上難以公開或不愿公開的“軟信息”及私有信息。更重要的是，這些信息往往具有更高的市場價值，[25]有助于獨立董事對公司的經營狀況做出更為客觀準確的判斷。

另一方面，本地任職為中國情境下關系的建立提供了天然的土壤，易使獨立董事陷入“人情圈子”，進而嚴重損害其任職獨立性。首先，深受傳統文化“和為貴”“中庸之道”等核心觀念的影響，中國人大多處于一種注重“面子”“關系”的文化氛圍中，而地理距離上的鄰近又強化了這種關系效應，提出異議行為可能會帶來“面子上掛不住”的心理負擔，在一定程度上阻礙獨立董事客觀獨立意見的發表。其次，本地任職不可避免地會促進獨立董事與公司管理層之間的頻繁接觸。原本由于地理鄰近帶來的諸如習俗、文化、慣例等一系列理念相近的非正式制度，在重復交往和頻繁接觸的不斷催化下，顯然會提升雙方信任程度和觀念上的認同感，[26,27]將進一步拉近獨立董事與公司管理層之間的私人關系，進而降低獨立董事履行職責的獨立性。同時Watson等和Rao等指出，[28,29]董事會成員的異質性有利于促進決策行為的多樣化，相近文化和慣例所產生的同質化決策效應也會減少潛在異議行為的發生。再次，當獨立董事在本地任職時，地理位置便利性客觀上降低了獨立董事與管理層間的溝通成本，使其更有可能處于相近的關系網絡，[3]這種隸屬于中上層社會的共同關系網歷來都是極其珍貴的社會資源。獨立董事作為理性經濟人，出于利己動機必然會盡可能地同管理層保持一致以維護關系網，從而嚴重損害其履行監督職責的獨立性。最后，本地任職的獨立董事通常比較熟悉公司的生產經營，跟管理層和其他董事比較熟絡，同時也能更多地參與到治理活動中來。在這種較為熟絡的關系氛圍下，本地任職的獨立董事可能更愿意以一種“有事好商量”的心態面對董事會會議上的爭端與分歧，在任職過程中也有更多機會通過普通的溝通方式或非正式的協調方式將自身的建議或意見融入治理活動中，進而避免以異議行為這種相對極端的方式履行監督職責。

依據上述分析，盡管本地任職會給獨立董事的監督效果帶來正反兩方面截然相反的影響，但本文認為獨立董事異議行為屬于典型的公開質疑行為，在中國特殊的關系情境文化下，源于增強認同感、融入關系網之需要，本地任職所導致的關系效應處于主導地位，若其存在異議行為可能會被當作另類，難以在同一關系網中生存和發展。獨立董事制度的靈魂與核心在于獨立性，[30]而在中國法制不健全和關系型社會的現實情況下，本地任職必然會損害獨立董事的獨立性，進而令異議行為呈現下降趨勢。綜上所述，本文認為本地任職削弱了獨立董事的監督效果，降低了異議行為發生的可能性和數量。據此，提出研究假設：

H1：限定其他條件，本地任職與獨立董事異議行為之間呈負相關關系（關系效應假說）

2.本地任職影響獨立董事異議行為的具體情境

新制度經濟學認為，組織結構和組織行為不僅依賴其所擁有的資源稟賦，更受組織所處制度環境的制約。[31]法律環境作為重要的正式制度安排，其水平在中國發展不均衡的各地區之間存在較大差異，上述差異必然會對企業決策行為產生重要影響。[32]已有研究表明，良好的法律環境有利于加強企業內外部治理機制的監督效果，如增強資深獨立董事對企業違規行為的抑制作用、[33]強化高管網絡規模與外部審計監督質量之間的正向關系等。[34]同樣，法律環境差異可能也會影響獨立董事的監督行為，進而影響本地任職與獨立董事異議行為之間的關系。首先，法律環境水平較差的地區不重視對投資者利益的保護，[35]缺乏對獨立董事監督職能的需求，本地任職的獨立董事更可能基于維護私人關系的自利目的犧牲應有的獨立性，默許部分明顯損害投資者利益和公司價值的董事會議案順利通過。其次，獨立董事履行監督義務主要出于規避聲譽風險以及法律訴訟風險的考慮。[36]在法律制度不健全的地區，獨立董事不當行為所導致的法律風險成本較低，本地任職所帶來的“關系”利益超過了同管理層合謀違規可能導致的損失。獨立董事在權衡成本收益的基礎上，可能更傾向于對不合理的董事會議案不予以發聲。綜合上述分析，在法律環境水平高的地區，源于降低法律風險和保持社會聲譽需要，本地任職的關系效應會相應減弱以促使其監督功能正常發揮。換言之，高水平的法律環境抑制了本地任職之于獨立董事異議行為的關系效應。據此，本文提出如下研究假設：

H2：限定其他條件，本地任職對獨立董事異議行為的關系效應在高法律環境水平地區企業中表現得更弱

二、研究設計

1.樣本選取與數據來源

本文選取2008-2016年中國資本市場全部A 股上市公司為初始樣本，并參照以往研究慣例進行樣本篩選，詳細步驟如下：（1）刪除處于金融保險行業的上市公司樣本；（2）刪除同時發行B 股或H 股的交叉上市公司樣本；（3）刪除部分指標缺失的上市公司樣本。最終獲得11767 家公司—年度樣本觀測值，2008-2016年的樣本數量分別為670、746、910、1103、1291、1494、1587、1888 和2078。在數據來源方面，本地任職數據系作者通過查詢上市公司年度報告手工整理所得，法律環境指數來源于王小魯等[37]發布的《中國各省份市場化指數報告》，其他數據均來源于國泰安數據庫CSMAR系統和CCER 中國經濟金融數據庫。為了克服極端值對研究結果可能造成的影響，本文對所有連續變量在1%和99% 分位進行Winsorize 縮尾處理。本文主要使用EXCEL 和Stata15.1 對樣本數據進行處理分析。

2.模型設定與變量定義

為了檢驗假設1 本地任職對獨立董事異議行為的影響，本文參照杜興強等[16]的研究，構建模型（1）：

依據上文的理論分析，預期本地任職GEO 項系數α1將顯著小于0，表明本地任職將顯著抑制獨立董事異議行為，即支持關系效應假說。模型（1）中各研究變量的詳細定義如下：

（1）被解釋變量。獨立董事異議行為BB，用如下兩個指標進行測度，即公司是否存在獨立董事異議行為BB_D 及獨立董事異議行為的次數BB_N。具體來看，現實情境中獨立董事發表意見類型共包括“同意”“反對意見”“提出異議”“保留意見”“無法發表意見”“棄權”及“其他”等七種類型，參照杜興強等、[16]唐雪松等[19]的研究，將“同意”和“其他”視為贊同意見，其他五類視為異議行為。表1 列示了獨立董事異議行為的年度分布情況，樣本區間內除2015年外，其余每年存在獨立董事異議行為的樣本公司占比均不足1%，可見在中國資本市場中，獨立董事異議行為屬罕見行為，符合中國“和為貴”的文化傳統。

（2）解釋變量。本地任職GEO 分別以本地任職的獨立董事比例GEO_R 和本地任職的獨立董事人數GEO_N 加以測度，其中如果獨立董事工作地點與上市公司注冊地處于同一省份、直轄市或自治區，則判定該獨立董事屬于本地任職。

表1 獨立董事異議行為的年度分布情況

（3）情境變量。本文法律環境LAW 以王小魯等[37]發布的《中國各省份市場化指數報告》中的市場中介組織發育和法律制度環境評分加以度量，評分越高法律環境越完善。

（4）控制變量。參照李世剛等[14]和杜興強等[16]的研究，本文在模型（1）中選取以下變量加以控制：①公司特征變量，主要包括公司規模SIZE、資產負債率LEV、盈利能力ROA、成長能力GROW、企業成立年限LISTY、企業產權性質SOE；②公司治理變量，主要包括股權集中度FIRST、獨立董事比例INDR、董事會規模BOARD、專門委員會數目COMM、獨立董事兼職公司數量INDREPU、是否包含女性獨立董事SEX、獨立董事政治關聯PCD；③地區虛擬變量State（以企業注冊地所在省、直轄市或自治區為基準進行設置）及行業虛擬變量Indus、年度虛擬變量Year。

關于研究假設2 的檢驗將按照法律環境水平3/4 分位數進行分組測試并加以報告。

三、實證結果與分析

1.描述性統計分析

表3 報告了本文主要研究變量的描述性統計分析結果。其中，BB_D 平均值等于0.0082，表明研究期間內約有0.82% 的上市公司存在獨立董事異議行為，與Ma等[38]報告的0.90%占比較為相近。GEO_R 和GEO_N的平均值分別為0.6134、2.0330，表明本地任職的獨立董事所占比例已達61.34%，平均每家上市公司聘任本地任職獨立董事的人數已超過2 人，揭示出本地任職較為普遍的客觀現實。LAW 的最小值為1.3300、最大值為18.3600，說明中國不同地區之間的法律環境水平發展不平衡、差異明顯。FIRST 的平均值等于52.7686，表明樣本公司中前五大股東持股比例之和已超過50%，即在中國的上市公司中股權普遍較為集中。COMM 的1/4分位數和平均值分別等于4.0000 和3.8780，說明樣本公司中基本上都設立了戰略、審計、提名和薪酬與考核四個專門委員會；PCD 的平均值等于0.6593，說明上市公司大多偏好聘任具有政治關聯的相關人士擔任獨立董事；SEX 的平均值為0.1616，揭示出女性獨立董事在現實情境中仍不普遍的現實；SOE 的平均值等于0.3481，說明樣本公司中整體上而言國有企業所占比重略超過1/3。

表2 變量定義與說明

表3 主要研究變量的描述性統計

2.相關性分析

表4 列示了主要研究變量之間的Pearson和Spearman相關性分析結果。無論是基于Pearson相關系數還是基于Spearman相關系數，獨立董事異議行為BB_D、BB_N 分別與本地任職GEO_R、GEO_N呈現出5%以上水平的顯著負相關關系，一定程度上表明本地任職人數越多、比例越高，獨立董事異議行為的概率和數量越低，初步支持了研究假設1 中本地任職關系效應的存在性。法律環境LAW 與BB_D、BB_N呈現負相關關系但不顯著；以上基本與預期保持一致，但關于具體法律環境的情境效應如何，有待于下文的分組測試分析。

表4 主要研究變量間的相關性分析

3.多元回歸分析結果

表5 報告了本地任職與獨立董事異議行為之間關系的多元回歸分析結果，③對應模型（1）。其中，PanelA中被解釋變量對應是否存在獨立董事異議行為的虛擬變量BB_D，采用Logit 回歸分析方法；PanelB 中被解釋變量對應獨立董事異議行為次數的離散變量BB_N，采用Order-Logit回歸分析方法。④第（1）列中，GEO_R 與BB_D 在1% 水平上顯著負相關（系數=-0.9175，Z 值=-3.0513）；第（2）列中，GEO_N與BB_D 在1%水平上顯著負相關（系數=-0.2402，Z 值=-2.6966）。以上證據表明，本地任職占比越高、人數越多，獨立董事異議行為的概率越低。第（3）列中，GEO_R與BB_N 在1% 水平上顯著負相關（系數=-0.9457，Z 值=-3.1289）。第（4）列中，GEO_N與BB_N 在1%水平上顯著負相關（系數=-0.2485，Z 值=-2.7727）。以上證據說明本地任職占比越高、人數越多，獨立董事異議行為的頻次將有所下降。第（1）-（4）列的結果聯合揭示出本地任職顯著抑制了獨立董事異議行為的發生，折射出本地任職會致使獨立董事獨立性下降，存在關系效應，支持了研究假設1。導致上述結果的原因可能在于，在中國現實的關系情境下，地理近鄰性使得獨立董事容易陷入有損其獨立性的地緣“關系圈子”當中，進而難以發揮嚴格意義上切實有效的監督行為。盡管相較于異地任職獨立董事而言，本地任職令獨立董事更容易獲取監督所需的各類信息，但如果本地任職的獨立董事出現異議行為，將會遭遇圈子文化的排斥，甚至難以繼續獲聘獨立董事。[18]

控制變量方面：（1）企業規模SIZE與獨立董事異議行為BB_D、BB_N 都在1% 水平上顯著負相關，說明隨著公司規模的擴大獨立董事異議行為的概率和頻次都會下降，可能系大規模的公司運作更為規范所致；（2）董事會規模BOARD 與獨立董事異議行為BB_D、BB_N都顯著正相關，揭示出規模大的董事更可能出現獨立董事異議行為的事實，眾口難調可能是產生這一現象的重要原因；（3）內設委員會COMM 的系數都在5% 水平上顯著小于0，表明上市公司的內設委員會越齊全，獨立董事異議行為的概率和頻次越低，即完善的內部公司治理機制將有助于抑制獨立董事異議行為；（4）INDREPU的系數都在5% 水平上顯著小于0，表明獨立董事兼職公司數量越多，發生異議行為的可能性和頻次越低，可能是由于兼職較多的獨立董事在精力有限的情況下，無暇顧及所有任職公司的不合理議案，從而更可能以贊成票形式完成發表獨立意見的強制任務；（5）LISTY 的系數均在5% 水平上顯著為正，可能由成立年限越長的企業問題越多所致。

表5 本地任職與獨立董事異議行為

4.具體情境分析

按照法律環境水平高低進行分組的多元回歸分析結果如表6所示。本文按照法律環境水平的3/4 分位數為界，將樣本公司區分為低法律環境水平組（LAW=0）和高法律環境水平組（LAW=1）。⑥詳細回歸結果列示如下：PanelA 第（1）列中GEO_R 與BB_D 在1% 水平上顯著負相關（系數=-1.0687，Z 值=-3.1560）、第（3）列中GEO_N 與BB_D 在1% 水平上顯著負相關（系數=-0.2792，Z 值=-2.7029）；而當LAW=1 時，第（2）列中GEO_R 與第（4）列中GEO_N 系數雖為負數，但不顯著；PanelB 中的分組回歸結果與PanelA 中的結果基本一致。以上回歸結果揭示出，本地任職之于獨立董事異議行為的關系效應主要發生在處于法律環境水平較低的情境當中，支持了研究假設2，其背后的原因在于健全的法律環境使得獨立董事違規行為的訴訟風險和聲譽風險明顯上升，在“不求有功，但求無過”的思想主導下，本地任職的關系效應有所減弱，實屬情理當中。

四、穩健性測試

1.Heckman 兩階段回歸

本文使用Heckman 兩階段回歸方法以緩解內生性問題。在第一階段構建 Probit 回歸模型，預測上市公司中存在本地任職獨立董事的概率，并計算出逆米爾斯比率（IMR），本文所構建的Probit 預測模型見公式（2）：

GEODUM 為虛擬變量，若公司中存在本地任職的獨立董事則賦值為1，否則為0；TONGHANG 為排除性約束變量，以同行業同年度除本公司外的其他上市公司獨立董事本地任職比例的均值加以測度，其他變量的定義與上文保持一致。第二階段在模型（1）的基礎上加入IMR 作為控制變量，詳細回歸結果列于表7 中：PanelA 中，GEO_R 與GEO_N 項系數均在5% 以上水平顯著為負；PanelB 中，當LAW=0 時，GEO_R 與GEO_N 項系數均在1% 水平上顯著為負，而當LAW=1 時，GEO_R 與GEO_N 項系數不顯著。因此在控制了內生性問題后本文研究假設依然成立。

表6 本地任職與獨立董事異議行為：基于法律環境的分組檢驗

2.傾向得分匹配法

進一步采用傾向得分匹配法（PSM）來緩解模型中可能存在的內生性問題。首先，建立Logit 選擇性模型（3）估計上市公司本地任職獨立董事比例高于同年度同地區本地任職獨立董事比例均值的發生概率，在此基礎上依據所估計的概率對樣本公司進行排序，按照概率得分進行一對一匹配，最后使用匹配后的樣本公司重復模型（1）及分組檢驗的Logit、Order-Logit 回歸分析。本文建立的第一步Logit 選擇性模型（3）如下所示：

其中，GEO_RD 屬于虛擬變量，若該企業本地任職獨立董事比例高于同年度同地區本地任職獨立董事的比例均值則賦值為1，否則為0，其余變量定義與前文保持一致。本文進一步檢驗了協變量平穩性，PSM 匹配前，基本所有匹配變量的取值在實驗組（GEO_RD=1）和對照組（GEO_RD=0）之間都存在顯著差異，而在PSM匹配后，這些變量的取值在兩組間的差異幾乎都不存在統計顯著，說明PSM 匹配達到了預期效果。傾向得分匹配后的回歸分析結果如下所示：PanelA 中，GEO_R與GEO_N 項系數均在5% 以上水平顯著為負；在PanelB 中，當LAW=0 時，GEO_R 和GEO_N 項系數都在5%以上水平顯著為負，而當LAW=1 時，GEO_R 和GEO_N項系數不顯著。因此控制內生性后研究結論相對穩健。

表7 本地任職與獨立董事異議行為：Heckman兩階段回歸

3.稀有事件Logit 回歸

本文研究對象獨立董事異議行為的樣本觀測值占比約為0.82%，屬于稀有事件，采用普通的Logit 回歸可能會產生稀有事件偏差。對此，本文進一步使用稀有事件Logit（RareEventLogit）回歸進行檢驗，具體回歸結果如表9所示：PanelA 中GEO_R 和GEO_N 項系數在1% 水平上顯著為負，與表5 中回歸結果一致，表明在考慮了稀有事件偏差后本地任職仍然能夠顯著降低獨立董事異議行為。在PanelB 中，當LAW=0 時，GEO_R 和GEO_N 項系數均在1% 水平上顯著為負；當LAW=1 時，GEO_R 和GEO_N 項回歸系數雖為負數但不顯著。上述結果表明，在考慮稀有事件偏差后本文的研究結論依然穩健。

表8 本地任職與獨立董事異議行為：傾向得分匹配法

表9 本地任職與獨立董事異議行為：稀有事件Logit回歸

4.重新度量本地任職

考慮到個人的歷史經歷可能也會影響到獨立董事的決策行為，本文進一步將獨立董事曾在上市公司所在省份任職也視同本地任職進行重新定義，稱之為廣義本地任職比例（GGEO_R）和人數（GGEO_N）。表10 列示了重新定義后的廣義本地任職與獨立董事異議行為之間的多元回歸分析結果。在PanelA 第（1）列中GGEO_R 與BB_D 在5% 水平上顯著負相關（系數=-0.7130，Z 值=-2.3589），GGEO_N 與BB_D 在10% 水平上顯著負相關（系數=-0.1747，Z 值=-1.9263），第（2）列中的回歸結果與第（1）列基本一致。以上結果表明，在更新本地任職的度量方式后，本地任職之于獨立董事異議行為的關系效應這一結論依然成立，研究假設1 再次得以驗證。在PanelB 中，當LAW=0 時，GGEO_R 和GGEO_N 項系數都在10% 以上水平顯著為負；而當LAW=1 時，GGEO_R 和GGEO_N 項回歸系數雖為負數但不顯著；換言之，考慮到獨立董事的歷史經歷后，研究假設2 依然成立。

表10 本地任職與獨立董事異議行為：更換獨立董事本地任職的度量方式

5.刪除北上廣深的樣本公司

獨立董事多由公司所在行業專家、知名律師或會計專業人士等構成，在中國現階段的人才發展布局中屬于稀缺的高層次人才。相較于其他地區而言，北京、上海、廣州和深圳（以下簡稱為北上廣深）四個城市的人才密集度明顯偏高，因此處于“北上廣深”的上市公司在選聘獨立董事時具有相對自由的選擇空間，進而表現為更傾向于選擇本地任職的獨立董事。⑨基于減弱北上廣深地區上市公司可能帶來的偏差性影響，進一步剔除注冊地位于北上廣深的樣本觀測值，回歸結果如表11所示。在PanelA 中，GEO_R、GEO_N 項系數顯著為負，支持了研究假設1 中本地任職關系效應的存在性。在PanelB 中，當LAW=0 時，GEO_R 和GEO_N 項系數都在5%以上水平顯著小于0；當LAW=1 時，GEO_R 和GEO_N項回歸系數小于0 但不顯著，研究假設2 得以進一步支持。以上結果聯合揭示，在刪除北上廣深樣本公司后，本文的研究結論依然穩健。

表11 本地任職與獨立董事異議行為：刪除北上廣深的樣本公司

五、進一步分析

本地任職的關系效應會致使獨立董事異議行為發生的概率和數量均下降，其相應的經濟后果值得深入探究。一個顯而易見的推測是，伴隨獨立董事異議行為的減少，其監督效果會減弱，進而損害企業價值的實現。本文借鑒關于中介效應的研究方法，觀察獨立董事異議行為在本地任職和企業價值關系當中的中介作用，[39,40]構建研究模型（4）和（5）：

其中，TQ 代表企業價值，等于（期末收盤價×股份數+ 期末負債賬面價值）/期末企業賬面價值，其他變量定義與前文保持一致。若模型（4）和（5）中α1均顯著小于0，且模型（5）中GEO 項系數絕對值與模型（4）中GEO 項系數絕對值相比有所下降，則表明本地任職會顯著降低上市公司企業價值，同時異議行為在其中發揮了部分中介作用；若模型（5）中GEO 項系數絕對值相對于模型（4）中GEO 項系數有所降低但不顯著，且獨立董事異議行為BB 項系數顯著，則表明獨立董事異議行為在本地任職影響企業價值過程中發揮了完全中介作用。

表12 本地任職對企業價值的影響：獨立董事異議行為的中介作用

表12 報告了模型（4）和（5）的OLS 多元回歸分析結果，第（1）、（2）列中，GEO_R 與GEO_N 的系數都在1% 水平上顯著為負（其系數分別等于-0.3895、-0.0903；Z 值分別等于-6.7965、-5.7317），支持了本地任職顯著降低了企業價值的推測；在第（3）至（6）列中，當放入獨立董事異議行為BB 作為控制變量后，GEO_R 與GEO_N 的系數依然都在1% 水平上顯著為負，且其絕對值與第（1）、（2）列中相比都有所下降。本文進一步借鑒潘彬等[41]的研究設計，計算了反映中介效應顯著性的SobelZ 值，分別為-2.4761、-2.1926、-2.8370、-2.5714，均在統計意義上顯著，表明獨立董事異議行為在本地任職降低企業價值的過程中發揮了部分中介作用。

六、研究結論與政策啟示

本地任職給獨立董事帶來信息優勢、監督便利等改善監督效果之監督效應的同時，也會令獨立董事陷入“面子”“人情”等有損監督效果的關系效應當中。基于彌補以往經驗證據對關系效應關注相對不足的考量，本文以2008-2016年中國資本市場A 股上市公司為研究樣本，實證考察本地任職對獨立董事異議行為的影響。結果表明，本地任職顯著降低了獨立董事異議行為的概率和數量，意味著在中國關系型決策情境中，本地任職對獨立董事獨立性的損害超過了信息優勢、監督便利等帶來的監督能力提升，支持了本地任職的關系效應假說。研究引入法律環境這一情境因素后發現，本地任職的關系效應在處于較低的法律環境水平時更為顯著，揭示出改善法律環境有利于緩解本地任職所帶來的消極影響。基于經濟后果的補充測試結果顯示，本地任職降低了企業價值，且獨立董事異議行為在這一過程中發揮了部分中介作用。在控制內生性問題、考慮稀有事件偏差、重新度量變量和刪除北上廣深樣本等一系列敏感性測試后，上述研究結論仍然成立。本文從地緣關系視角豐富了中國的關系情境決策文獻，有助于科學客觀地全面評價本地任職之于獨立董事履職行為的影響。

依據上述研究結論，本文歸納出以下政策啟示與實踐意義。第一，在中國注重關系、講究人情的傳統文化背景下，本地任職會致使獨立董事出于維護關系之需要、礙于“人情”“面子”等因素不愿在董事會會議上提出異議，嚴重影響其監督職能的有效發揮。未來監管部門可以適當限制上市公司聘用本地獨立董事的數量和比例，以減弱因地理鄰近性導致的關系效應，同時鼓勵上市公司盡可能地聘請更多的異地獨立董事以增強監督效果。上市公司也應基于本地任職弱化獨立董事監督有效性的角度考慮，強化獨立董事的獨立性，以切實保護股東利益。與此同時，投資者在進行投資決策時也可將本地任職作為重要因素納入考慮范疇。第二，鑒于良好的法律環境有利于紓解本地任職之于獨立董事異議行為的負面影響，政府應加強現代化法治建設，全面提升社會主義法制水平，以為企業發展提供良好的外部環境。第三，監管層應重視獨立董事異議行為對于改善上市公司決策質量的重要性，大力營造鼓勵獨立董事說“不”的公司文化，以切實發揮監督效果，提升企業價值和保護中小投資者利益。

注釋

①具體數據統計見表3 主要變量的描述性統計。

②據本文統計，2008-2016 樣本年間，約有99.18%樣本公司的獨立董事對董事會議案出具肯定意見。

③本文研究樣本在獨立董事個體層面上的統計顯示，本地任職的獨立董事發表異議的比例約為0.24%，異地任職的獨立董事發表異議的比例約為0.39%，即異議行為主要來自異地任職的獨立董事。另外，本文以個體層面上的樣本進行了本地任職與獨立董事異議行為的單變量Logit 回歸（沒有添加控制變量的原因在于，個體層面上的樣本于同一上市公司的控制變量完全相同），結果（自變量獨立董事是否為本地任職的系數為-0.4855，Z 值為-3.5175）獨立董事本地任職顯著降低了異議行為的發生概率。

④基于列表表達的方便，Panel B 中對應Order-Logit 回歸分析的截距項予以省略，下文中其他表格做類似處理。

⑤（1）（2）中樣本數量少于樣本總量11767 的原因在于，部分行業與BB_D 共線，在Stata 軟件執行回歸分析時會有所缺損，后面回歸分析同樣存在此情況，不再贅述。

⑥當本文進一步使用1/4 分位數為基準進行測試、上下1/4 分位數樣本進行比較分析時，分組回歸結果與本文預期相一致。

⑦因變量為BB_D 或BB_N，其回歸結果完全一樣。

⑧分組回歸中LAW=1 時，截距項系數未報告的原因在于Stata運行計算結果缺失。

⑨根據本文統計，全樣本本地任職獨立董事的比例和人數均值分別為61.34%和2.0330，在刪除北上廣深的樣本公司之后，本地任職的獨立董事比例和人數的均值分別下降至57.27%和1.8952。