我國(guó)上市公司的獨(dú)立董事制度有作用嗎？
——基于一個(gè)外生政策沖擊的檢驗(yàn)

戴文濤，劉秀梅，曲京山

(1.云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，云南 昆明 650221； 2.中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275；3.河北師范大學(xué) 商學(xué)院，河北 石家莊 050024)

一、問(wèn)題的提出

獨(dú)立董事是“神兵利器”還是“橡皮圖章”？這是學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界一直廣泛爭(zhēng)論的話(huà)題。Fama[1]與Fama和Jensen[2]認(rèn)為，獨(dú)立董事可以提高董事會(huì)的獨(dú)立性，從而更好地監(jiān)督公司內(nèi)部人，是解決股東與經(jīng)理人之間代理問(wèn)題的重要機(jī)制之一。然而，謝德仁[3]認(rèn)為，獨(dú)立董事大都由管理層聘請(qǐng)，獨(dú)立董事與管理層之間存在著信息不對(duì)稱(chēng)，獨(dú)立董事的監(jiān)督治理作用會(huì)受到很大限制。尤其是在我國(guó)處于“新興+轉(zhuǎn)軌”的特殊制度背景下，上市公司股權(quán)高度集中，董事會(huì)受控股股東控制較為嚴(yán)重，獨(dú)立董事更加難以發(fā)揮監(jiān)督治理作用[4]。理論上的分歧使得無(wú)論是在成熟資本市場(chǎng)國(guó)家還是在新興轉(zhuǎn)軌國(guó)家的實(shí)踐中，關(guān)于獨(dú)立董事治理作用的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)都是混合的甚至是互相矛盾的[5]。如Core等[6]與王躍堂等[7]發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事對(duì)公司價(jià)值有著正向的貢獻(xiàn)。Bhagat和Black[8]、Adams和Ferreira[9]與高明華和馬守莉[10]發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事對(duì)公司價(jià)值的貢獻(xiàn)并不顯著。Yermack[11]與李常青和賴(lài)建清[12]發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事對(duì)公司價(jià)值有負(fù)向影響。基于其他企業(yè)行為的視角，獨(dú)立董事的作用同樣存在較大差異。既有證據(jù)發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事可以減少大股東的資金占用行為[13]、提高盈余信息質(zhì)量[14-15]，也有證據(jù)表明，獨(dú)立董事并未提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[16]、不能有效抑制大股東的掏空行為[17]。甚至還有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事的作用是混合的。如劉慧龍等[18]發(fā)現(xiàn)，在國(guó)有企業(yè)改制過(guò)程中，獨(dú)立董事可以減少因大股東的利益輸送而造成的投資不足問(wèn)題，但沒(méi)有證據(jù)顯示獨(dú)立董事可以減少因管理者代理問(wèn)題而產(chǎn)生的過(guò)度投資問(wèn)題。

對(duì)于獨(dú)立董事作用經(jīng)驗(yàn)證據(jù)差異較大的原因，學(xué)者們給出了一些可能的解釋?zhuān)菏紫龋F(xiàn)有研究主要是通過(guò)考察獨(dú)立董事占比與公司價(jià)值或其他企業(yè)行為的關(guān)系來(lái)檢驗(yàn)獨(dú)立董事的有效性，但是這種處理方式可能受到內(nèi)生性問(wèn)題的影響[13]，從而影響研究結(jié)論的可靠性。其次，獨(dú)立董事群體的個(gè)體差異顯著，并非所有獨(dú)立董事都能有效地發(fā)揮作用，不同背景的獨(dú)立董事在董事會(huì)中的作用可能是不一樣的[19]。考慮上述問(wèn)題，一些研究試圖通過(guò)二階段最小二乘和三階段最小二乘等回歸方法來(lái)控制內(nèi)生性，但這種方法受到工具變量有效性的影響較大[13]，不同工具變量得到的結(jié)果很可能相差較大。如Nguyen和Nielsen[20]采用了獨(dú)立董事突然死亡事件來(lái)驗(yàn)證其價(jià)值相關(guān)性。這種方法雖然可以在很大程度上控制內(nèi)生性，但限于我國(guó)上市公司類(lèi)似的案例太少而難以進(jìn)行大樣本的實(shí)證檢驗(yàn)。還有學(xué)者利用獨(dú)立董事任命或辭職現(xiàn)象來(lái)考察獨(dú)立董事的市場(chǎng)反應(yīng)，以此檢驗(yàn)獨(dú)立董事制度的有效性。如Rosenstein和Wyatt[21]發(fā)現(xiàn)，任命新的獨(dú)立董事帶來(lái)了股價(jià)正向反應(yīng)。Gupta和Fields[22]發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)顯著為負(fù)。Dewally和Peck[23]進(jìn)一步區(qū)分了辭職原因，發(fā)現(xiàn)不同情況下獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)存在著顯著差異。張俊生和曾亞敏[24]討論了我國(guó)上市公司獨(dú)立董事辭職行為的信息含量，發(fā)現(xiàn)整體而言獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)為負(fù)，但是并不顯著。由于獨(dú)立董事辭職具有很強(qiáng)的自我選擇性，因而相關(guān)研究仍然沒(méi)有擺脫內(nèi)生性問(wèn)題的困擾。最后，我國(guó)上市公司廣泛存在獨(dú)立董事辭職的“捆綁披露”現(xiàn)象[25]，即使不考慮內(nèi)生性的影響，已有研究也不能很好地區(qū)分投資者的市場(chǎng)反應(yīng)究竟是來(lái)自于獨(dú)立董事辭職還是“捆綁披露”的其他事件。因此，獨(dú)立董事究竟能否發(fā)揮預(yù)期作用進(jìn)而提升公司價(jià)值仍舊是一個(gè)待解的謎團(tuán)，迫切需要學(xué)者對(duì)此提供更加穩(wěn)健可靠的證據(jù)從而為相關(guān)政策制定提供理論指導(dǎo)。

2013年10月19日，中組部下發(fā)了《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職(任職)問(wèn)題的意見(jiàn)》(下文簡(jiǎn)稱(chēng)為“18號(hào)文”)。在該文件中，中組部對(duì)黨政領(lǐng)導(dǎo)在企業(yè)中的任職資格、離職期限、任職年齡和報(bào)酬等方面做了嚴(yán)格限制，要求各地區(qū)各部門(mén)各單位限期對(duì)黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職(任職)情況進(jìn)行清理。在“18號(hào)文”的要求下，我國(guó)上市公司出現(xiàn)了一波前所未有的獨(dú)立董事辭職潮。這為我們從辭職視角研究獨(dú)立董事制度有效性提供了難得的機(jī)會(huì)。首先，此次獨(dú)立董事辭職是由于“18號(hào)文”這樣一個(gè)外生政策沖擊所引起的，屬于強(qiáng)制性規(guī)制范疇，這就有效避免了以往研究中獨(dú)立董事辭職的內(nèi)生性問(wèn)題，從而提高研究結(jié)果的可靠性。其次，此次受到“18號(hào)文”影響的不僅包括政府部門(mén)背景的獨(dú)立董事，還包括高等學(xué)校和科研院所(下文簡(jiǎn)稱(chēng)學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu))背景的獨(dú)立董事，這有助于我們比較不同背景獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)。最后，在“18號(hào)文”影響下獨(dú)立董事辭職公告的披露也更具針對(duì)性，以往“捆綁披露”的現(xiàn)象很少出現(xiàn)，這為我們研究獨(dú)立董事辭職現(xiàn)象提供了更加“干凈”的樣本，有助于更準(zhǔn)確識(shí)別獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)。根據(jù)中組部文件，受影響的獨(dú)立董事主要來(lái)自政府官員與學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)兩種背景。由于這兩種背景的獨(dú)立董事發(fā)揮作用的內(nèi)在機(jī)制存在著差異，那么其市場(chǎng)反應(yīng)是否也會(huì)有所不同呢？更進(jìn)一步，代理理論與資源依賴(lài)?yán)碚撃囊环N理論對(duì)不同背景獨(dú)立董事作用的解釋力度更強(qiáng)？上述問(wèn)題的研究對(duì)于我們深刻理解獨(dú)立董事發(fā)揮作用的理論基礎(chǔ)與內(nèi)在機(jī)制具有重要意義。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

本文采用事件研究法來(lái)考察獨(dú)立董事辭職的短期市場(chǎng)反應(yīng)。主要步驟為：

第一步，采用CAPM模型計(jì)算單個(gè)股票異常收益率，依據(jù)有效市場(chǎng)假說(shuō)，確定股票收益率。

Rjt=αj+βjRit+εjt

(1)

其中，Rjt表示第j支股票在t 日的實(shí)際收益率，Rit表示股票市場(chǎng)(i為股票市場(chǎng)中的所有股票)第t 日的市場(chǎng)收益率。

理論上，如果股票價(jià)格受到特殊事件影響而出現(xiàn)異常波動(dòng)，那么股票的實(shí)際收益就會(huì)偏離于基于CAPM模型所預(yù)測(cè)的收益水平，則異常收益率如下：

(2)

則事件窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益，即第j支股票在窗口期[t1，t2]內(nèi)的CAR值為：

(3)

第二步，事件窗口的選擇。我們以上市公司發(fā)布的獨(dú)立董事辭職公告日作為事件日，分別選取[-5,+5]、[-3,+3]作為時(shí)間窗口。為了保證估計(jì)效度，對(duì)于預(yù)測(cè)區(qū)間內(nèi)不足30個(gè)交易日的樣本我們給予了刪除。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

自“18號(hào)文”頒布的2013年10月19日至2014年6月20日，滬深兩市共有324人次辭去獨(dú)立董事職位，涉及299家上市公司。由于25家公司在此期間內(nèi)有超過(guò)1次以上的獨(dú)立董事辭職行為，為了避免多次事件對(duì)CAR的影響，本文只計(jì)算了第一次獨(dú)立董事辭職的CAR值。此外，本文還剔除了在獨(dú)立董事辭職公告中明確說(shuō)明辭職原因是由于任職期滿(mǎn)的20個(gè)樣本、雖然任期未滿(mǎn)但不受“18號(hào)文”影響的10個(gè)樣本、捆綁披露的28個(gè)樣本、預(yù)測(cè)區(qū)間不足30個(gè)交易日的樣本以及事件半個(gè)月內(nèi)發(fā)生過(guò)異常停牌與相關(guān)數(shù)據(jù)不全的52個(gè)樣本，最后得到189個(gè)樣本。其中，政府官員背景的獨(dú)立董事樣本103個(gè)，學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景的獨(dú)立董事樣本86個(gè)。

參考以往的研究文獻(xiàn)，本文按照行業(yè)相同(制造業(yè)按二級(jí)代碼分類(lèi)，其他按一級(jí)代碼分類(lèi))、資產(chǎn)規(guī)模相近的原則選擇了配對(duì)樣本。獨(dú)立董事辭職公告數(shù)據(jù)分別在上海證券交易所以及深圳證券交易所網(wǎng)站上手工搜集所得。其他數(shù)據(jù)來(lái)源于CAMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

(三)變量說(shuō)明

本文采用事件研究法估算出來(lái)的累計(jì)超額收益率(CAR)作為被解釋變量，分別用Gover(如果辭職獨(dú)立董事具有政府背景，取值為1，否則為0)和Scholar(如果辭職獨(dú)立董事具有學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景，取值為1，否則為0)作為獨(dú)立董事背景的兩個(gè)解釋變量。為了控制其他因素對(duì)獨(dú)立董事辭職事件窗口中超額收益的影響，本文參考既有文獻(xiàn)[23-24]選擇了以下控制變量：公司規(guī)模(Size)，即總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，即總負(fù)債除以總資產(chǎn)；每股收益(Eps)，即稅后利潤(rùn)除以股本總數(shù)；獨(dú)立董事性別(Female)，如果獨(dú)立董事是女性，取值為1，否則為0；任期(Tenure)，如果辭職獨(dú)立董事的任期高于行業(yè)中位數(shù)為1，否則為0；多重任職(Multi)，如果辭職的獨(dú)立董事在其他公司兼職為1，否則為0。

三、檢驗(yàn)結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與分析

表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(N=189)

從表1可以看出，獨(dú)立董事辭職的CAR均值在[-5,+5]的11天內(nèi)為-0.293%，在[-3,+3]的7天為0.044%。t值顯示，[注]具體的t值未在表中列示，留存?zhèn)渌鳌Ｏ峦６叨嘉达@著大于0。

(二)非參數(shù)檢驗(yàn)與分析

表2報(bào)告了政府官員組與學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)組主要變量的均值和中位數(shù)差異情況。

表2 分組變量非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

從表2可以看出，在政府官員組，CAR[-5,+5]的均值是1.181%，CAR[-3,+3]的均值是1.057%，t值顯示，二者均顯著大于0。在學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)組，CAR[-5,+5]的均值是-2.058%，CAR[-3,+3]的均值是-1.170%，t值顯示，二者均顯著小于0。進(jìn)一步的t檢驗(yàn)結(jié)果表明，政府官員組的CAR值顯著高于學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)組。中位數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果與均值檢驗(yàn)相類(lèi)似。

上述結(jié)果說(shuō)明，對(duì)于總樣本而言，獨(dú)立董事辭職在[-5,+5]與[-3,+3]的時(shí)間窗口內(nèi)并沒(méi)有顯著的市場(chǎng)反應(yīng)。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能在于不同背景獨(dú)立董事辭職引起的市場(chǎng)反應(yīng)不同，產(chǎn)生了相互抵消的作用，進(jìn)一步的分組結(jié)果在一定程度上支持了這一點(diǎn)。即：不同背景的獨(dú)立董事辭職市場(chǎng)反應(yīng)并不相同，相比較而言，政府官員背景獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)顯著為正，公司價(jià)值上升；而學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)則顯著為負(fù)，公司價(jià)值下降。

(三)多元回歸結(jié)果分析

為了獲得更為可靠的證據(jù)，我們比較兩類(lèi)獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 全樣本的回歸結(jié)果

注：回歸中控制了行業(yè)的影響，括號(hào)內(nèi)為t值，下同。*、**和***分別表示10%、5%和1%的雙尾顯著性水平。

從表3可以看出，政府官員組獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)為正，且在5%水平下顯著。學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)組獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)都為負(fù)，且至少通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)。這進(jìn)一步支持了組間比較分析的結(jié)果，表明學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景的獨(dú)立董事對(duì)公司價(jià)值有積極的正向作用，而政府官員背景的獨(dú)立董事反而起到了負(fù)面作用。

不同背景的獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)出現(xiàn)如此大差異的原因如下：對(duì)于學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景的獨(dú)立董事而言，他們往往是某一領(lǐng)域的專(zhuān)家，有著較高的教育背景、扎實(shí)的理論功底和良好的專(zhuān)業(yè)能力，從資源依賴(lài)?yán)碚摰囊暯牵麄兛梢愿玫貫槠髽I(yè)發(fā)展出謀劃策。Johnson等[26]指出，具有專(zhuān)長(zhǎng)的獨(dú)立董事能夠從專(zhuān)業(yè)角度對(duì)公司戰(zhàn)略和經(jīng)營(yíng)決策發(fā)表意見(jiàn)。從委托代理理論的視角，來(lái)自學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)的獨(dú)立董事往往具有較高的社會(huì)地位和良好的聲譽(yù)。良好的聲譽(yù)效應(yīng)使得獨(dú)立董事更有動(dòng)力去對(duì)管理層行為進(jìn)行監(jiān)督[2]，而較高的專(zhuān)業(yè)素質(zhì)使得獨(dú)立董事更有能力去監(jiān)督管理層。葉康濤等[27]發(fā)現(xiàn)，具有金融背景的獨(dú)立董事越有可能對(duì)管理層議案提出公開(kāi)質(zhì)疑。唐雪松等[28]發(fā)現(xiàn)，高校領(lǐng)導(dǎo)身份的獨(dú)立董事更可能在獨(dú)立意見(jiàn)中說(shuō)“不”，而獨(dú)立董事公開(kāi)質(zhì)疑行為有助于提升公司價(jià)值。對(duì)于政府部門(mén)背景的獨(dú)立董事而言，盡管他們有著熟悉政策文件、人脈關(guān)系深厚等方面的優(yōu)勢(shì)，但是通過(guò)聘任政府官員擔(dān)任獨(dú)立董事本身就是一把“雙刃劍”。從資源依賴(lài)?yán)碚摰慕嵌龋M管政治關(guān)聯(lián)能夠給企業(yè)帶來(lái)諸如融資便利、稅收優(yōu)惠和政府補(bǔ)貼，但也會(huì)給企業(yè)帶來(lái)沉重的社會(huì)負(fù)擔(dān)，進(jìn)而損害公司價(jià)值；從委托代理理論的視角，具有政府官員背景的獨(dú)立董事在為企業(yè)謀求各種資源時(shí)往往會(huì)存在各種尋租行為，這必然會(huì)損害獨(dú)立董事的獨(dú)立性，從而降低其監(jiān)督治理作用，進(jìn)而有可能導(dǎo)致整體公司治理效率下降。

(四)獨(dú)立董事：監(jiān)督還是咨詢(xún)？

既然資源依賴(lài)?yán)碚摵臀写砝碚摱伎梢詮牟煌暯墙庾x本文的結(jié)論，那究竟是哪一種理論的解釋力度更強(qiáng)？需要進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。我們按照最終控制人現(xiàn)金流權(quán)和投票權(quán)是否分離將樣本分為兩組：兩權(quán)分離組和未分離組，然后檢驗(yàn)兩組樣本中官員獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)是否存在差異。如果代理理論解釋力更強(qiáng)，我們預(yù)期可以觀察到在兩權(quán)分離組市場(chǎng)反應(yīng)更加顯著，反之，如果資源依賴(lài)?yán)碚摻忉屃Ω鼜?qiáng)，則市場(chǎng)反應(yīng)在這兩組應(yīng)該不會(huì)存在顯著差異。檢驗(yàn)結(jié)果如表4和表5所示。從表4可以看出，對(duì)于政府官員組而言，無(wú)論是均值還是中位數(shù)，獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)在兩權(quán)分離組都顯著高于未分離組，并且兩權(quán)未分離組的市場(chǎng)反應(yīng)均值為負(fù)，符號(hào)也發(fā)生了變化。而在學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)組，獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)在兩權(quán)分離組與未分離組之間并沒(méi)有顯著差異。從表5可以看出，政府官員組在[-3,+3]的7天內(nèi)，AC的系數(shù)顯著為正，在[-5,+5]的11天內(nèi)，AC的系數(shù)雖然不顯著但同樣為正；而在學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)組，無(wú)論是[-3,+3]還是[-5,+5]，AC的系數(shù)都不顯著。上述結(jié)果說(shuō)明，具有政府官員背景的獨(dú)立董事辭職所導(dǎo)致的正向市場(chǎng)反應(yīng)主要存在于兩權(quán)分離組。這表明市場(chǎng)反應(yīng)更多是基于委托代理理論而非資源依賴(lài)?yán)碚摚创祟?lèi)型的獨(dú)立董事很難發(fā)揮監(jiān)督治理作用，他們的辭職會(huì)帶來(lái)公司價(jià)值的提升。具有學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景的獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)在兩權(quán)分離組與未分離組之間有顯著差異。這表明委托代理理論對(duì)于此類(lèi)獨(dú)立董事的辭職行為解釋力度較弱，市場(chǎng)的負(fù)面反應(yīng)更多是基于資源依賴(lài)?yán)碚摗?/p>

表4 獨(dú)立董事辭職市場(chǎng)反應(yīng)的非參數(shù)檢驗(yàn)：兩權(quán)分離與未分離

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的單尾顯著性水平。

表5 獨(dú)立董事辭職市場(chǎng)反應(yīng)的回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的雙尾顯著性水平。AC(Agent Cost)為虛擬變量，如果現(xiàn)金流權(quán)和投票權(quán)分離為1，否則為0。列(1)—列(3)為變量CAR[-5,+5]， 列(4)—列(6)為變量CAR[-3,+3]。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于“18號(hào)文”公布于2013年10月19日，市場(chǎng)有可能會(huì)在文件發(fā)布的當(dāng)日就做出反應(yīng)，進(jìn)而影響本文的結(jié)果。為此，本文一是考察了文件公布日前后[-5,+5]以及[-3,+3]不同時(shí)間窗口的CAR值，二是直接把文件公布日的CAR值作為控制變量引入到前文的回歸模型中，結(jié)果都未發(fā)生顯著變化。考慮獨(dú)立董事辭職時(shí)間的不同可能影響結(jié)果，本文又按照辭職公告時(shí)間將樣本分為早辭職組和晚辭職組，并把辭職公告時(shí)間作為控制變量引入到前文的回歸模型中，結(jié)果也未發(fā)生顯著變化。學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)隨著代理成本的不同而沒(méi)有差異可能是由替代變量誤差造成的，本文采用管理費(fèi)用率與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來(lái)衡量代理成本，結(jié)果仍未發(fā)生顯著變化。

四、結(jié)論與啟示

本文借助一個(gè)外生政策沖擊，利用受政策影響的兩類(lèi)特定樣本，考察了獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，整體而言，具有政府官員背景的獨(dú)立董事辭職帶來(lái)了1.181%的累計(jì)超額收益率，公司價(jià)值顯著上升；具有學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景的獨(dú)立董事辭職獲得了-2.058%的累計(jì)超額收益率，公司價(jià)值顯著下降。第二，不同理論對(duì)于不同背景獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)的解釋力度存在一定差異。委托代理理論對(duì)政府官員背景獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)解釋力度更強(qiáng)，而資源依賴(lài)?yán)碚搶?duì)學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)解釋力度更強(qiáng)。具體表現(xiàn)在：具有政府官員背景的獨(dú)立董事辭職的正向市場(chǎng)反應(yīng)主要來(lái)自于代理成本較大的公司，而具有學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)背景的獨(dú)立董事辭職的市場(chǎng)反應(yīng)在代理成本不同的公司并沒(méi)有顯著差異。

本文的結(jié)論對(duì)于上市公司、投資者以及監(jiān)管機(jī)構(gòu)均具有一定的啟示作用。對(duì)于上市公司而言，重視獨(dú)立董事工作、更好地發(fā)揮獨(dú)立董事作用，有助于進(jìn)一步提升公司價(jià)值；對(duì)于投資者而言，可以將獨(dú)立董事作為選擇投資目標(biāo)公司的參考指標(biāo)之一；對(duì)于監(jiān)管機(jī)構(gòu)而言，可以將獨(dú)立董事制度建設(shè)作為保護(hù)投資者利益的重要手段。此外，我們的研究結(jié)果也表明“18號(hào)文”在一定程度上達(dá)到了預(yù)期目標(biāo)，但是“一刀切”的政策也存在著意料之外的效果。