異議獨董：盡職還是卸責

吳伊菡 董斌

(東南大學 經濟管理學院，江蘇 南京 211189)

一、引言

作為公司治理最重要的制度安排之一，獨立董事制度設計的初衷是履行監督職能制衡管理層，維護中小股東權益[1-2]。2001年中國證監會在《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》中明確規定：獨立董事應當按照相關法律法規、認真且獨立履行職責，維護公司整體利益，尤其要關注中小股東的合法權益不受損害。然而，目前我國上市公司的獨立董事大多由公司大股東或者管理層聘請，能否真正發揮監督作用受到廣泛質疑[3]。上市公司一直遵循著“關門議事”的原則，董事會的決策過程對外部人而言就是一個“黑盒”[4]，獨立董事的監督行為更是難以觀察。2004年12月起，我國上海和深圳證券交易所要求上市公司披露董事對于董事會議案所發表的具體意見。這一強制披露制度為考察獨立董事監督職能的發揮提供了良好的契機。

根據《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，獨立董事發表的意見包括：同意；保留意見及其理由；反對意見及其理由；無法發表意見及其障礙等四類。實踐中，獨立董事發表非“同意”類意見即被視為獨立董事對董事會議案提出異議[5-7]。對董事會議案提出異議是獨立董事履行監督職能的一種表現。而判斷獨立董事監督是否有效的關鍵在于：獨立董事的監督行為能否保證上市公司合法合規運營，是否能制止大股東或管理層損害中小股東的合法權益。所以本文用獨立董事提出異議能否降低上市公司違規來衡量其監督效果。如果獨立董事提出異議后，上市公司的違規數量明顯下降，說明獨立董事能夠有效發揮監督作用。而如果獨立董事提出異議后，上市公司的違規數量并沒有下降，則說明獨立董事未能有效發揮監督作用。造成這種現象的可能原因是上市公司不配合獨立董事行使監督職能。這種情形下獨立董事還可以依據《上市公司獨立董事履職指引》，采用諸如獨立聘請外部審計機構及咨詢機構、提議召開臨時股東大會、向中國證監會派出機構和公司證券上市地的證券交易所報告乃至發表公開聲明等合法手段，阻止上市公司違規行為。如果獨立董事對董事會議案發表異議后，并未采取其他合法手段，而上市公司的違規行為最終也未被有效遏止,那么這種現象的成因就很可能源于主觀，即獨立董事提出異議的動機，這也正是本文所關注的。

動機是獨立董事履行監督職能的重要問題。獨立董事不同的監督動機必然會帶來不同的監督效果。部分文獻[8-9]認為獨立董事履行監督職責的主要動機在于向人力資本市場傳遞聲譽。另外一些研究則堅持，獨立董事會理性考慮履責的成本與收益，再做出是否與如何履責的決策。Jiang等(2016)[10]通過實證發現：中國的獨立董事更傾向于維護股東而非管理層的利益，提出異議的獨立董事可以在將來獲得更多的獨立董事職位，同時也減少了被監管部門處罰的風險。

由于獨立董事履行監督職能的動機無法直接觀測，所以文獻對這一重要問題的考察并不充分。本文通過檢驗獨立董事提出非“贊成”意見能否有效降低上市公司違規行為的發生，來考察獨立董事提出異議的動機：是切實履行監督職能保護中小股東利益，還是出于對聲譽和收入的考慮推卸責任。研究結果表明，獨立董事提出異議并不能有效降低上市公司的違規行為。進一步分析獨立董事提出異議的動機，發現獨立董事聲譽較高時，傾向于對上市公司違規行為提出異議；獨立董事從公司獲得的津貼收入較高時，對上市公司違規行為提出異議的可能性下降，即獨立董事是否提出異議取決于其利益最大化下對津貼與聲譽的權衡。因此，作為一個理性的經濟人，獨立董事提出異議的動機很可能是為了卸責，并沒有起到監督的效果。在最需要外部監督的ST公司，獨立董事可能會選擇最有利的卸責方式：辭職。

本文可能的主要貢獻在于根據監督的效果來考察獨立董事發表異議的動機，區分了“異議獨董”是真正履行監督職能、保護中小股東利益，還是在個人利益最大化下進行形式上的“異議”，以推卸事發后的責任。不少文獻從獨立董事對董事會議案的投票情況來衡量他們是否履行了監督職能，關注的是獨立董事是否“提出異議”這一行為本身，忽視了行為的有效性以及背后的動機。考慮到不同的監督動機必然帶來不同的實際監督效果，本文的研究對于判斷獨立董事能否有效履行監督職能尤為重要(1)獨立董事的監督功能并不局限于制止上市公司損害中小股東權益的違規行為。但是如果獨立董事無法有效制止上市公司的違規行為，那么他們肯定不能有效履行監督職能。。

二、理論分析與研究假設

《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》規定，由股東大會選舉的獨立董事應該認真履行職責，維護公司整體利益，尤其要關注中小股東的合法權益不受損害。然而，正如謝德仁(2005)[11]指出，獨立董事本身就是代理問題的一部分。也就是說，獨立董事與公司股東特別是中小股東之間存在著委托代理關系。按規定，獨立董事與其所受聘的上市公司及其主要股東不存在可能妨礙其進行獨立客觀判斷的關系。所以作為代理人的獨立董事與作為委托人的公司股東的效用函數是不一致的。在信息不對稱情況下，公司股東無法有效監控獨立董事是否為股東利益服務。理性的獨立董事在履職時會最大化個人效用，甚至不惜損害中小股東的權益。

以此為前提，通過構建管理層違規和獨立董事監督的簡單博弈模型，對獨立董事的監督行為特別是動機進行研究。首先結合文獻，分析當上市公司控股股東或者管理層違規損害中小股東權益時，獨立董事發表異議進行監督的影響因素。

第一個影響因素是獨立董事固定津貼。《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》規定：上市公司應當給予獨立董事適當的津貼，根據2017年我國上市公司年報統計，獨立董事年度津貼平均約為8萬元，最高的近100萬。考慮到2017年全國居民人均可支配收入不足2.6萬元，獨立董事履職時應該會考慮這一因素。張天舒等(2018)[12]的研究證實了這一點。第二個影響因素是獨立董事聲譽效用。Fama和Jensen(1983)[1]認為，如果獨立董事未能履行監督職責，他們的聲譽會受到損害，可能導致他們很難在其他公司獲得類似職位。Fich和Shivdasani(2007)[9]在實證研究中發現，如果上市公司遭遇財務欺詐訴訟，該公司的獨立董事在其他公司的任職將會明顯減少。唐雪松等(2010)[4]提出，我國上市公司控股股東或管理層選擇獨立董事時，可能更傾向不會認真行使監督職能的候選人。但本文認為，首先沒有證據表明我國大多數上市公司均存在這種情況。其次，不認真履職的獨立董事容易因監督不力遭受監管部門的處罰，上市公司出于自身聲譽和監管部門壓力，不太可能聘用遭受處罰的獨立董事。第三個影響因素是獨立董事面臨的或有處罰。《公司法》第113條規定：“董事應當對董事會的決議承擔責任。董事會的決議違反法律、行政法規或者公司章程、股東大會決議，致使公司遭受嚴重損失的，參與決議的董事對公司負賠償責任，但經證明在表決時曾表明異議并記載于會議記錄的，該董事可以免除責任。”獨立董事作為董事會成員，同樣適用上述法律規定。例如，2009年5月，中國證監會認定四環藥業股份有限公司的董事包括幾位獨立董事為年度報告虛假陳述行為直接責任人或其他直接責任人，給予不同程度的警告和罰款。因此，獨立董事對董事會議案的表決是負有法律責任的。但《公司法》也明確指出，曾對不當議案表明異議的(獨立)董事可以免除責任。

據此，本文構建一個簡單的博弈模型，研究獨立董事的監督行為特別是動機。博弈有兩個局中人：上市公司(大股東或者管理層)和獨立董事。上市公司決定違規侵害中小股東權益。如果違規行為未被監管部門發現，上市公司獲得利益e；如果違規行為被監管部門發現，上市公司不僅不能獲得違規收益，反而會受到監管部門懲罰，利益損失為f。獨立董事的津貼收入為a, 如果他履行監督職責對上市公司違規行為提出異議, 他獲得聲譽效用為b。唐雪松等(2010)[4]與陳睿等(2016)[13]研究均發現，對上市公司違規行為提出異議的獨立董事離任現職的概率顯著較高(2)2014年6月，天目醫藥的兩名獨立董事鄭立新和徐壯城對企業《2013年年度報告》及《2013年財務決算報告》投了反對票，因而被天目醫藥罷免。。因此假設提出異議的獨立董事將會離任現職，失去津貼收入a。如果上市公司的違規行為被發現而接受處罰，上市公司更有可能遷怒提出異議的獨立董事，導致獨立董事的額外損失d。如果獨立董事不對上市公司違規行為提出異議，那么他可以獲得上市公司好感保留現職，獲得津貼收入a。但如果上市公司違規行為被證券監管部門發現, 獨立董事將因未能有效履行職責而同時受到處罰, 效用損失為c。

從表1可以看出，如果b>a，即獨立董事的聲譽效用高于其津貼收入效用，獨立董事的占優策略就是提出異議。而如果bb-d與a>a-c是一定成立的，所以不管獨立董事是否提出異議，上司公司都希望違規行為不被監督部門發現。相應的納什博弈均衡分別為：提出異議，沒被監管部門發現；不提出異議，沒被監管部門發現。

表1 獨立董事與上市公司高管博弈矩陣

本文因此得出結論：第一、獨立董事聲譽較高時，傾向于對上市公司違規行為提出異議。第二、獨立董事從公司獲得的津貼收入較高時，對上市公司違規行為提出異議的可能性下降。第三、從納什均衡可以看出，無論獨立董事是否提出異議，違規行為不被監管部門發現都是最優的。事實上，獨立董事是可以影響上市公司違規行為被監管部門發現的概率的。如前所述，如果獨立董事在發現上市公司不接受他們的意見繼續違規時，完全可以采用諸如獨立聘請外部審計機構及咨詢機構、提議召開臨時股東大會、向中國證監會派出機構和公司證券上市地的證券交易所報告乃至發表公開聲明等合法手段，維護中小股東合法權益。但由于納什均衡要求公司違規行為不被監管部門發現，因此獨立董事的最優選擇是不發表異議或者發表溫和異議(不明確反對)，而且即使上市公司堅持違規獨立董事也不采取任何后續措施。也就是說，獨立董事對上市公司違規行為發表異議的實質是為了規避事發后可能被監管部門處罰，而不是為了真正履行監督職責。

上述模型也可從獨立董事決策的成本——收益視角進行分析。簡化來看，獨立董事提出異議的收益是聲譽效用，成本是津貼收入。收益大于成本，獨立董事提出異議；收益小于成本，獨立董事不提出異議。但是獨立董事的最優均衡是，對上市公司違規行為提出(溫和)異議而上市公司違規行為并未受到監管處罰，這樣獨立董事獲得聲譽收益，同時也可以最大限度地保有津貼收入(3)因為上市公司的違規未被監管部門制止和處罰，公司遷怒異議獨立董事的可能相應減少，獨立董事因此離職而失去津貼收入的可能也隨之下降。。鑒于這種情況下理性的獨立董事并未有效監督上市公司，所以可稱之為卸責均衡。

如上所述，本文首次運用綜合的獨立董事監督理論分析框架去研究獨立董事監督的動機，而且根據此框架得到了上文所述的三點結論。根據葉康濤等(2011)[3]的研究，聲譽越高的獨立董事越容易質疑公司管理層的決策，這恰好證明本文結論的第一點。唐雪松等(2010)[4]和張天舒等(2018)[12]均指出為了避免財富損失或丟失席位，獨立董事的薪酬越高，提出異議的可能性就越低，這印證了結論的第二點。以上兩點同時驗證了本文模型的有效性和合理性。第三點是由于納什均衡的要求，獨立董事的最優選擇是不發表異議或者發表溫和異議而不采取任何后續措施。這就說明獨立董事對上市公司違規行為發表異議的實質是為了規避事發后監管部門的處罰，而不是為了真正履行監督職責。對比相關研究的文獻，這是一個全新的觀點，而本文通過構建理論模型和分析模型推斷獨立董事提出異議的動機。所以，本文根據這一重點展開研究，據此提出如下研究假設。

H理性的獨立董事對上市公司違規行為提出異議的動機是卸責而不是履職。

三、研究設計

(一)研究樣本與數據來源

本文研究區間自2004年12月起，我國上海和深圳證券交易所要求上市公司披露董事對于董事會議案所發表的具體意見。考慮到上市公司執行這一強制披露制度的漸進性，選取2005年至2015年上海和深圳證券交易所上市的A股公司董事會議案的意見；相應地，選擇2006年至2016年的上市公司的違規數據(4)無法完全掌握上市公司實際違規行為，所以本文采用證監會對上市公司違規處罰的數據來衡量上市公司的違規行為。。剔除變量數據缺失的上市公司，共計得到20 962個樣本。上市公司的違規數據來自Wind數據庫，獨立董事發表獨立意見類型、任期以及其他財務數據均來源于CSMAR數據庫。

根據Wind數據庫，獨立董事的投票意見類型包括:“贊成”“反對”“棄權”“保留意見”“無法發表意見”“提出異議”和“其他”。 這7種意見大致可以分成三類，贊成類(“贊成”)、溫和反對類(“棄權”“無法發表意見”“保留意見”“其他”)、明確反對類(“提出異議”“反對”)。因為獨立董事很少直接表達反對意見，通常會以“棄權”“保留意見”“無法發表意見”等表達自己的立場，所以贊成以外的意見類型傳遞的是獨立董事具有不同意見的信息，所以參照葉康濤等(2011)[3]，將除“贊成”以外的意見都歸為反對意見類。當然，嚴格說來反對意見類別也存在輕重之分。獨立董事溫和反對和明確反對看似均在履行監督職能，但實際上兩類意見是存在一定區別的。

(二)模型設定與變量定義

構建如下回歸模型用以檢驗研究假設

Pr(Fraudt)=α1+α2D(Votet-1)+α3Σcontrolst-1+μ

(1)

Pr(Fraudt)=β0+β1D(Neutrualt-1)+β2D(Opposet-1)+β3Σcontrolst-1+v

(2)

模型(1)中是以公司是否受到違規處罰(Fraud)作為被解釋變量，若上市公司當期受到違規處罰Fraud取1，否則取0。解釋變量Vote是上市公司受處罰前一年有無獨立董事對公司議案提出非贊成意見即異議，若有則取1，否則為0(5)Vote滯后兩年的實證結果與現在滯后一年的結果類似。。另外，參考蔡志岳和吳世農(2007)[14]、戴亦一等(2014)[15]的研究，選取能夠影響公司違規的包括公司特征的變量，獨立董事占所有董事會人數的比例(Indep)、公司成長性(Growth)、第一大股東持股比例(Bigshare)、負債比例(Lev)、公司成立年數(Age)、董事長與總經理是否兩職合一(Dual)、董事會規模(Boardsize)、公司規模(Size)、資產收益率(ROA)等作為控制變量。模型(2)中被解釋變量與模型(1)相同，解釋變量中將獨立董事非贊同意見類型分成兩類，“反對意見”和“提出異議”屬于明確異議類(Oppose)，“棄權”“保留意見”“無法表達意見”和“其他”屬于溫和異議類(Neutural)，其他控制變量與模型(1)相同。本研究所涉及的變量定義與具體度量方法詳見表2。

表2 變量定義與度量

四、描述性統計

(一)變量描述性統計

各研究變量的描述性統計如表3 所示。從表3可知公司違規及被提出異議整體水平較低，而細分異議程度可以看出被明確提出異議的公司明顯少于被提出溫和異議的公司。

表3 變量描述性統計

(二)上市公司違法違規行為情況

上市公司違規類型主要包括未按時披露定期報告、未及時披露公司重大事項、信息披露虛假或嚴重誤導性陳述、未依法履行其他職責、業績預測結果不準確或不及時等。由表3的Panel A，可以看出上市公司違規的次數在2011年之前比較穩定，但自2012年起呈逐年上升趨勢，特別是最近兩年，增長速度相當快。2016年上市公司違規次數相當于2011年的6.3倍，這可能是由于近年來監管部門加大了對上市公司的監管力度。從上市公司違規類型來看，未及時披露公司重大事項屬于違規次數最多的一類。Panel B統計了2006-2016年期間內違規公司的數量，由于存在上市公司同時多種違規或者重復違規的情況，所以違規上市公司數量與上市公司違規行為數量并不一致，但兩者的變化趨勢大體相同，2016年也是統計期間內違規公司數量最多的一年。Panel C統計了樣本期間中違規公司的違規年數。其中大部分公司僅在一年中有違規行為，僅有一家公司違規年數多達11年。

表4 2006-2016年上市公司違規行為情況統計

(三)均值檢驗

將所有上市公司樣本按是否違規分為兩類，表5報告了這兩類上市公司特征變量的均值、中值、均值T檢驗以及中值Z檢驗的結果。表5的結果表明，違規上市公司獨立董事提出異議的概率顯著大于非違規上市公司。另外，在公司特征方面，相對于非違規公司樣本，違規公司的增長速度較慢，第一大股東持股比例較低，資產負債率較高，成立時間更久，資產規模較小，董事會規模較小，資產收益率較低。這意味著非違規上市公司與違規上市公司在公司特征方面存在明顯差異，必須在回歸中加以控制。

表5 單變量檢驗結果

五、實證分析

(一)獨立董事異議與上市公司違規

首先根據模型(1)，分別采用面板固定效應的LPM(線性概率模型)和Probit模型在控制公司特征的前提下考察獨立董事提出異議與企業違規處罰之間的關系，回歸結果詳見表6列(1)(2)。發現獨立董事提出異議與其后上市公司違規顯著正相關，表明獨立董事提出異議后上市公司并沒有因此減少違規行為。這一結果與鄧可斌和周小丹(2012)[16]的研究相通：他們發現獨立董事參加董事會會議次數與上市公司違規行為顯著正相關。事實上，目前對獨立董事監督行為的考察主要集中于獨立董事是否參加董事會會議和是否對董事會議案提出異議，但對獨立董事監督的實際效果明顯關注不夠。獨立董事其實可以采用更多方式，比如公開發表聲明和向監管部門舉報等，來有效制止上市公司的違規行為。但據掌握的情況，絕大多數獨立董事并沒有這樣做。所以可以合理地懷疑，獨立董事提出異議的主要動機并不是為了制止公司違規行為，更可能是為了規避公司違規行為被發現后所帶來的聲譽損害和法律責任[17-18]。因此，獨立董事反對董事會議案很可能不是為了履職而是為了卸責。本文的推斷與唐雪松等(2010)[4]、鄧可斌和周小丹(2012)等[16]的研究發現類似，初步支持了之前的研究假設。

下面進一步研究上述現象在不同制度環境和不同產權性質企業中是否仍然成立，也即考察獨立董事異議對上市公司違規行為的作用是否存在異質性。胡蘇(2011)[19]與葉志強和趙炎(2017)[20]發現，制度環境顯著影響獨立董事的治理效應。本文因此采用市場化指數[21]表征制度環境，在基礎回歸中加入上市公司所在省份當年的市場化指數以及市場化指數與獨立董事是否提出異議的交乘項，考察不同制度環境下獨立董事異議對公司違規行為的異質性作用，結果可見表6的列(3)(4)。總體而言，獨立董事異議與其后上市公司違規行為仍然呈現顯著正相關，但在市場化程度較高的地區，這種關系有所減弱。關鍵變量市場化指數以及市場化指數與異議的交乘項(Market*Vote)的系數顯著為負，說明在市場化程度較高的地區，獨立董事的異議可能相對有效。這主要是由于市場化程度較高的地區法治水平較高，獨立董事提出異議后，企業懾于嚴格的法制監管可能會在一定程度上減少違規行為。謝志明和易玄(2014)[22]與周澤將和劉中燕(2017)[23]指出，在不同產權性質的企業中獨立董事的履職效應是不一樣的。于是在基礎回歸中加入表征企業產權性質的虛擬變量SOE(如果企業為民營企業，虛擬變量SOE取值為1；如果企業為國有企業，虛擬變量SOE則取值為0)以及該虛擬變量與獨立董事異議的交乘項，考察不同產權性質的企業中獨立董事異議對公司違規行為的異質性作用。表6列(5)(6)的結果顯示，獨立董事異議與其后上市公司違規行為仍然呈現顯著正相關，這種關系并未因企業產權性質不同而有所改變。上述發現表明，雖然存在著一定的異質性，獨立董事異議與上市公司違規行為的正向關系總體是穩健的。

考慮到意欲違規的上市公司會選擇明哲保身的獨立董事這一可能[4]，上述回歸可能會存在樣本自選擇偏誤。因此借鑒Gul等(2010)[24]與梁權熙和曾海艦(2016)[25]的做法，采用Heckman兩階段回歸法(1979)[26]來控制由此產生的內生性問題。第一階段，由于獨立董事提出異議通常與上市公司和獨立董事的特征有關，首先估計獨立董事異議的決定模型

Vote=δ0+δ1Bigshare+δ2Lev+δ3Age+δ4Dual+δ5Indep+δ6Boardsize+δ7ROA+δ8Size+δ9Growth+δ10Education+δ11Ageid+ω

(3)

其中，Pr(Vote=1)表示獨立董事提出異議的概率，與公司特征有關的控制變量定義與之前相同，另外在模型中控制了與獨立董事個人因素有關的可能影響議案投票決定的變量，即獨立董事年齡(Ageid)和教育程度(Education)。利用估計結果計算逆米爾斯比率(inverse mills ratio，記為Lamda)；第二階段，將逆米爾斯比率作為新的控制變量，加入到模型(1)中重新估計獨立董事異議對公司違規的影響。最終的結果如表6列(7)(8)所示：Lamda的回歸系數顯著為負，說明之前的回歸確實存在樣本自選擇問題。但在Heckman兩階段回歸中解釋變量Vote的系數依然顯著為正，與前面的結論保持一致，仍然支持獨立董事異議與上市公司違規正相關這一研究結論。

進一步，詳細考察獨立董事異議類型與上市公司違規之間的關系。如前所述，除了“贊成”，獨立董事的其他意見類型均可視為異議[3]，但異議程度仍然存在輕重之分。按照反對的程度，將獨立董事意見分成三類同意：贊成、溫和異議(“棄權”“保留意見”“無法發表意見”和“其他”)、明確異議(“反對”“提出異議”)。虛擬變量Oppose表征明確異議，虛擬變量Neutral則表征溫和異議，然后采用模型(2)實證分析獨立董事異議類型與上市公司違規之間的關系，回歸結果見表6列(9)(10)。結果發現，明確異議和溫和異議都與公司違規概率顯著正相關，再次驗證了前面結果的穩健性。但仔細觀察還可以發現，與明確異議相比，溫和異議與公司違規概率關系的系數和顯著性稍高。這表明獨立董事溫和異議對上市公司違規的監督作用相對更弱，反映出溫和異議的獨立董事更傾向于表明自己的態度，撇清自己的責任，而不是堅決抵制上市公司違規行為。

表6 獨立董事異議與上市公司違規回歸結果

對上述獨立董事異議與上市公司違規正相關的回歸結果，還存在另一種競爭性的解釋：獨立董事異議可能會引起監管部門對上市公司的注意，導致上市公司違規行為更容易被發現。這最終表現為獨立董事異議與上市公司違規正相關。本文將在下面的分析中排除這一可能。

(二)獨立董事提出異議的動機

根據前文的理論分析，獨立董事提出異議的最主要決定因素有兩個：獨立董事聲譽與獨立董事津貼收入。獨立董事聲譽較高時，傾向于提出異議抑制上市公司違規行為；獨立董事的津貼收入較高時，則傾向于不提出異議縱容上市公司違規行為。本文于是實證檢驗這兩個決定因素與獨立董事提出異議以及上市公司違規之間的因果關系。根據文獻[27-29]，采用獨立董事是否在超過一家上市公司擔任獨董作為獨立董事聲譽的代理變量。Fama(1980)[30]、Fama和Jensen(1983)[1]指出獨立董事通過良好的監督表現傳遞聲譽，聲譽越高，未來可獲得的獨董席位就越多。根據聲譽激勵假說，獨立董事兼任的公司數越多，聲譽資本越高。另外，獨立董事提出異議的影響因素還包括公司特征與個人特征，因此在回歸中也控制了獨立董事的個人特征。實證檢驗的結果詳見表7。

表7 獨立董事津貼和聲譽與獨立董事異議和上市公司違規的回歸結果

表7列(1)(2)結果顯示，津貼越高的獨立董事，提出異議的可能性越低，這與張天舒等(2018)[12]的實證結論一致。而表7第(3)(4)列結果表明，聲譽越高的獨立董事，提出異議的可能性越高，與黃海杰等(2016)[31]的研究結果也有相通之處。以上實證結果完全支持前面的理論分析：津貼和聲譽的權衡是理性的獨立董事異議行為的關鍵動機。

如前所述，除了提出異議，獨立董事還有其他手段制止上市公司違規行為。為了進一步檢驗理論分析，本文直接考察獨立董事津貼與聲譽對上市公司違規的最終影響。表7列(5)(6)的回歸結果顯示，獨立董事津貼與上市公司違規概率顯著負相關。合理的解釋是，為了保住高額津貼，獨立董事可能不僅不會對上市公司違規行為提出異議，而且還會幫助上市公司掩蓋違規行為以避免監管處罰。鄧可斌和周小丹(2012)[16]研究發現，獨立董事有可能與公司大股東或高管合謀實施違規行為。表7列(7)(8)的回歸結果表明，獨立董事聲譽與上市公司違規概率顯著負相關，即對于上市公司的違規行為，高聲譽獨立董事傾向于提出異議，并可能采取更有效的監督手段，最終抑制了上市公司的違規行為。上述發現與唐雪松等(2010)[4]的研究結果類似，并完全印證了之前的理論分析：獨立董事對上市公司違規行為提出異議是為了卸責而不是履職。

值得注意的是，上述發現同時排除了獨立董事異議與上市公司違規正相關結果的競爭性解釋。前文提到的競爭性解釋指出，獨立董事異議會引起監管部門對上市公司的注意，使得上市公司違規行為更容易被發現，所以獨立董事異議與上市公司違規正相關。如果這一假設成立，那么高聲譽獨立董事提出異議應該更會引起監管部門的注意(6)高聲譽獨立董事一般具有較高的社會地位與聲望，他們的言行通常被認為相對可信且影響力較大，更容易受到媒體輿論與監管部門的關注。，導致上市公司違規行為更容易被發現，獨立董事聲譽與上市公司違規的關系更應該顯著為正。但實證結果表明獨立董事聲譽與上市公司違規顯著負相關，因此可以排除之前的競爭性解釋，進一步驗證了研究假設：獨立董事對上市公司違規行為提出異議是為了卸責而不是履職。

上述對理論分析的檢驗還有一個遺留問題：獨立董事是否真的會因為提出異議而被上市公司以各種方式離職，從而失去津貼？唐雪松等(2010)[4]指出：“獨立董事離任現職并不一定是上市公司公然免去獨立董事職務，而很可能是獨立董事被迫主動辭職。……。為了避免因公然免職獨立董事所帶來的麻煩，上市公司可能在控股股東或內部人的控制下采取不合作或其他方式逼迫獨立董事辭職。” 因此，接下來檢驗獨立董事提出異議后離職率是否會顯著上升。

同一公司中所有獨立董事面對的議案和情況是相同的，但每位獨立董事針對同一議案所發表的意見卻有可能不同。參考Srinivasan(2005)[32]和唐雪松等(2010)[4]的做法，選擇所有被提出異議的上市公司里全體獨立董事為研究樣本，以避免選擇全部上市公司的所有獨立董事為樣本而帶來的內生性問題。構建模型(4)來檢驗提出異議的獨立董事的離職率是否會顯著上升。

Pr(Leave)=γ0+γ1Vote_ID+γ2ΣControls+η

(4)

其中Leave表示獨立董事是否會在上市公司被提出異議后的一年內離職，是為1，不是則為0。Pr(Leave)表示Vote_ID代表提出異議的獨立董事。考慮到結果的穩健性，將提出異議的獨立董事分為提出明確異議的獨立董事(Oppose_ID)和提出溫和異議的獨立董事(Neutral_ID)兩類，進一步考察獨立董事異議與他們離職率之間的關系。與提出異議類似，獨立董事是否離職除了包括公司特征，同樣也包括個人因素，因此在回歸中也控制了獨立董事的個人特征。回歸結果見表8。

表8 獨立董事異議與離職率的回歸結果

表8的結果顯示，獨立董事提出異議哪怕是溫和的異議也會顯著提高自己的離職概率，所以本文理論分析的論斷是正確的。進一步，由回歸系數可以看出，提出明確異議的獨立董事的離職可能性要明顯高于提出溫和異議的獨立董事的離職可能性(7)對提出明確異議的獨立董事與提出溫和異議的獨立董事進行分組T檢驗，也發現提出明確異議的獨立董事的離職率顯著高于提出溫和異議的獨立董事的離職率(t值為2.36)。。由此可以推斷提出異議特別是明確異議的獨立董事，丟失獨立董事席位的可能性顯著增加。獨立董事在履行監督職責時，必然會考慮提出異議可能帶來的津貼損失。

上述研究還可以有一個延伸問題：如果獨立董事因故不再考慮津貼收入，他們是否會按照我們的推斷強化對上市公司違規行為的監督呢？《上市公司獨立董事履職指引》規定，獨立董事連任時間不得超過6年。面對公司違規行為，任期將盡的獨立董事會考慮，無論是否異議他都將在近期失去津貼收入。但是如果他不提出異議，可能會有損其聲譽，不利于他獲得其他公司的獨立董事席位(8)例如，2018年9月，上市公司景嘉微因隱瞞獨立董事張玲在擔任天目藥業獨立董事期間被行政處罰的事實，被證監會出具警示函，張玲也已于此前辭職。。所以本文推斷任期將盡的獨立董事更可能對上市公司違規行為提出異議，并且更可能采用各種有效措施制止公司違規行為(9)如果上市公司因為違規受到處罰，即使獨立董事能夠免責，也會對他的聲譽產生一定的影響。。以獨立董事剩余任期(6年-獨立董事已任期年數)6-Tenure作為解釋變量，實證考察獨立董事剩余任期與其異議行為以及上市公司違規之間的關系。回歸結果詳見表9。

表9 獨立董事剩余任期、異議和上市公司違規的回歸結果

表9列(1)(2)的結果顯示，獨立董事剩余年限減少即任期將盡，他提出異議的可能性增加。當然這一關系沒有非常顯著。但是列(3)(4)的結果則表明，獨立董事任職后期，上市公司的違規可能性下降。說明獨立董事還可能采用其他方法制止上市公司違規。因此，上述結果總體而言支持本文的理論模型。至此，本文已經充分檢驗了獨立董事提出異議的動機：聲譽效用與津貼收入的權衡。

綜上，本文得到三點結論。第一，獨立董事聲譽較高時，傾向于對上市公司違規行為提出異議。第二，獨立董事從公司獲得的津貼收入較高時，對上市公司違規行為提出異議的可能性下降。第一點和第二點正是前人研究過的，本文通過理論模型分析和實證研究也得到了類似的發現。第三，無論獨立董事是否提出異議，上市公司違規行為不被監管部門發現都是最優的。所以，獨立董事即使對上市公司違規行為提出異議也傾向于溫和異議，更不會采用有效的監督手段。這樣他們可以在保護自己的前提下，降低上市公司違規行為被發現的可能，實現個人利益最大化。所以獨立董事對上市公司違規行為提出異議是為了卸責而不是履職。由于獨立董事事前的理性決策并不能根本影響監管部門事后的執法，所以獨立董事卸責乃至縱容行為的后果就表現為：他們的異議行為與上市公司違規顯著正相關。而這正是本文之前發現的現象。以上結果完全印證了上文的研究假設和內在邏輯。

(三)特殊情形下的檢驗

為了更好地研究獨立董事異議的動機，接下來考察一種特殊情形，即股票特別處理上市公司(簡稱ST公司)中獨立董事異議與上市公司違規之間的關系。這一研究類似在極端情形下對本文的理論模型與假設進行“壓力測試”。《上海證券交易所股票上市規則》和《深圳證券交易所股票上市規則》均規定：“上市公司出現財務狀況或者其他狀況異常，導致其股票存在終止上市風險，或者投資者難以判斷公司前景，其投資權益可能受到損害的，證券交易所對該公司股票交易實行特別處理。” 事實上，ST公司多為業績不佳、本身問題較多的公司，存在較大的退市可能，也存在為了避免退市而違規操作的動機。ST公司的獨立董事因而更易于卷入“是非”，聲譽風險相對較大。劉浩等(2014)[33]指出，任職公司被特別處理會導致獨立董事聲譽受損。湯曉建(2013)[34]還發現因為ST公司經營業績惡化，公司獨立董事的津貼相對較低。如果獨立董事任期內上市公司有望撤銷特別處理(摘帽)，獨立董事的聲譽和津貼均可能恢復，獨立董事就會如前面分析的那樣，權衡聲譽與津貼，對上市公司的違規行為做出監督決策。當然，他們在決策時肯定會考慮監管部門對ST公司的行為更加關注這一事實。但如果獨立董事任期內上市公司很難摘帽，獨立董事在聲譽受損和津貼不高且改善無望的情形下，最優的選擇應該是離職。后面的實證結果支持了上述理論推斷。

首先選擇研究期內ST公司作為樣本，考察獨立董事提出異議與ST公司違規行為之間的關系，實證結果詳見表10。回歸結果表明，獨立董事異議與ST公司違規之間仍存在正相關關系，但總體而言并不顯著。ST公司本身業績不佳、本身問題較多，所以無論獨立董事是否提出異議，違規行為都會較多。結合表中列(4)中溫和反對的系數仍然顯著為正，可以合理地推斷：獨立董事在監督決策時會考慮到ST公司的特殊性，所以在面對公司的一些較輕微的違規行為時會采取溫和反對以獲取最優均衡。但是在面對公司嚴重違規時，獨立董事可能會采取包括明確反對在內的有效措施制止公司違規，以免公司因違規處罰最終退市，而且在監管部門處罰時也能最大限度地規避責任。

表10 獨立董事異議與ST公司違規行為的回歸結果

再來研究ST公司獨立董事離職的情況。此處僅考慮獨立董事在任期中間離職的情況，剔除了獨立董事因“任期已滿”“正常換屆”“去世”“按規定不能兼任”等正常原因的辭職。2013年10月中共中央組織部下發《關于進一步規范黨政領導干部在企業兼職(任職) 問題的意見》，大量獨立董事由于此規定在隨后數年內相繼離職。為了避免這一事件對樣本的影響，此處將研究期間設定為2006年至2012年，總共得到10 541個樣本。因為回歸中的被解釋變量——獨立董事離職人數(Number)是非負整數值，簡單線性回歸難以解決估計中可能存在的異方差問題，所以除了采用線性回歸，也另外采用了計數模型——泊松分布模型和負二項分布模型，對上市公司獨立董事辭職人數與是否ST公司進行回歸分析[35]。回歸結果如表11所示，ST是表征上市公司是否為ST公司的虛擬變量。

表11 獨立董事離職與ST公司的回歸結果

表11的結果顯示ST公司獨立董事離職率明顯高于一般上市公司獨立董事的離職率。這一結果支持了理論推斷：如果獨立董事任期內上市公司很難摘帽，理性的獨立董事的最優選擇是離職。Fahlenbrach等(2010)[35]和戴亦一等(2014)[15]的研究發現：為了避免遭遇聲譽風險，獨立董事往往會在上市公司出現經營危機或者嚴重違規之前離開。本文的結論與上述研究基本一致。事實上，上市公司被特別處理的表層原因是業績不佳或者嚴重違規，但根本原因之一就是公司治理失敗[36]。而獨立董事作為公司治理的一個重要制度安排，更應該在ST公司中發揮改善公司治理、保護中小股東權益的重要作用。但是文中的結果表明，出于明哲保身，獨立董事在投資者最需要他們的時候離職了。綜合上述的實證結果，可以發現，第一，ST公司會受到監管部門的更多關注。但是如果ST公司只是發生了以自救為目的的違規行為，監管部門也不會過于追究責任所以此時在面對公司違規時獨立董事會采取溫和反對以獲取最優均衡。第二，如果ST公司發生嚴重違規，獨立董事可能會采取包括明確反對在內的有效措施制止公司違規，以免公司因違規處罰最終退市，而且在監管部門處罰時也能最大限度地規避責任。第三，如果ST公司獨立董事任期內很難摘帽，那么獨立董事則會遭遇較大的聲譽風險，所以獨立董事往往會在上市公司出現經營危機或者嚴重違規之前選擇離開。無論哪種情況，獨立董事都沒有按照公司治理制度安排的初衷，改善公司治理、保護中小股東利益。

六、結論與啟示

經典公司治理理論指出，獨立董事起著緩解委托代理問題、保護中小投資者利益的重要作用。但是獨立董事并不是公司治理安排中按部就班的棋子，而是有著自己想法的活人。正如謝德仁(2005)所指出的，“獨立董事, 其本身首先是代理問題的一部分, 只有在其與股東之間的代理問題得到較好解決之后, 獨立董事才可能成為一種有效的公司治理機制”。信息不對稱的情況下，作為(中小)股東代理人的獨立董事，完全有可能為了追求個人利益最大化而不有效履行監督職能，損害(中小)股東的正當利益。

本文首先通過構建管理層違規和獨立董事監督的博弈模型，對獨立董事的監督行為特別是發表異議行為與動機進行理論分析。然后利用2005年至2015年上市公司獨立董事對董事會議案發表意見和投票的數據，實證檢驗上市公司獨立董事提出異議的動機及其后果。研究結果表明，獨立董事提出異議并不能降低上市公司的違規行為，控制內生性后結果依然穩健。進一步分析發現，獨立董事與公司股東特別是中小股東之間存在著委托代理關系，權衡津貼和聲譽實現個人利益最大化是獨立董事異議監督的關鍵動機。獨立董事聲譽較高時，傾向于對上市公司違規行為提出異議；獨立董事津貼收入較高時，傾向于不對上市公司違規行為提出異議。無論哪種情形，獨立董事都希望上市公司違規不被發現。而在最需要獨立董事監督的ST公司，獨立董事可能選擇更符合個人利益的行為方式：辭職。本文由此得出結論：我國上市公司獨立董事追求個人利益最大化，他們提出異議的主要動機是卸責而不是盡職。

必須說明，本文的研究結論并不是簡單指出我國上市公司獨立董事監督的所謂的“陰暗面”。不管出于什么動機，獨立董事在發現公司違規時提出異議，哪怕是輕描淡寫，終歸還是在(部分)發揮監督作用。本文的研究主要是想提醒大家，應該充分意識到作為(中小)股東代理人的獨立董事也是理性經濟人這一事實。只有給予他們合適的外部激勵，影響獨立董事監督的成本和收益，獨立董事才可能在履行監督職能時盡職而不卸責。具體的政策措施可以有但不限于以下幾點。第一，建立獨立董事市場和合理的獨立董事公開遴選機制，充分考慮中小股東對獨立董事的訴求，切實改變上市公司大股東和管理層提名和決定獨立董事人選的現狀。第二，強化上市公司違規處罰中獨立董事問責制度，嚴肅追究獨立董事監督過程中失職乃至合謀的責任，督促獨立董事有效監督上市公司違規行為。第三，建立并公布獨立董事履職與獎懲罰檔案，構建獨立董事聲譽的傳導機制，積極推動獨立董事認真履職。