退休獨立董事對企業風險承擔的影響研究

徐浩慶，林 菁，薄 棟

(1.中國社會科學院 經濟研究所， 北京 100836；2.中國社會科學院大學 經濟學院， 北京 102488；3.國聯證券股份有限公司， 江蘇 無錫 214003)

一、引言

2021年11月12日，廣東省廣州市中級人民法院對康美藥業證券特別代表人訴訟案作出一審判決。康美藥業被判賠償投資者24.59億元，其中5名曾任或在職的獨立董事被判承擔連帶責任，合計賠償金額最高約3.69億元。該事件產生巨大的社會反響，判決之后一年內，上市公司中超過700多名獨立董事提出辭職，獨立董事市場供給大幅萎縮。獨立董事與企業風險承擔之間的關系再次成為社會、學界密切關注的熱點問題。

2020年，國務院印發《關于進一步提高上市公司質量的意見》(以下簡稱《意見》)，證監會把強化公司治理作為提高上市公司質量的一項重要工作，要求重點抓住包括董事在內的“關鍵少數”，同時強調充分發揮獨立董事的作用。20世紀60年代以來，一些國家和地區在規范和完善公司治理時，都將獨立董事制度作為一項重要的內容。經濟合作與發展組織(OECD)有關報告顯示，截至2019年，經濟合作與發展組織成員國中有19個國家在公司治理準則中建議上市公司獨立董事應在董事會中占多數，有17個國家要求獨董在董事會的比例不小于1/3，美國、法國、以色列和智利對股權集中型公司董事會要求獨董占多數。中國的上市公司主要為早期大型國有企業和家族企業改制上市而來，客觀上存在大量“一股獨大”甚至“一股獨霸”的問題。同時，公司所有權與經營權分離造成股東與管理層之間、大股東與中小股東之間均存在委托代理問題，我國獨立董事制度的引入出于緩解委托代理下的信息不對稱[1]、制衡大股東股權、強化董事會監督、維護中小投資者利益等目的。獨立董事因公司治理而生，為解決代理問題而來。相對非獨立董事而言，獨立董事應該發揮企業契約規則的監護人這一本質作用[2]，因此監督功能是獨立董事主要職能之一。

我國的獨立董事勞動力市場存在有效性不足和供需不平衡等缺陷。在市場需求端，專家、學者、監管部門都倡導提高董事會的獨立性和專業性。在此背景下，我國證監會要求上市公司董事會成員中應當至少包括兩名獨立董事且占比至少達到三分之一。同時，隨著資本市場的發展，上市公司數量越來越多，對獨立董事的需求量急劇增長。在市場供給端，由于符合上市公司要求的獨立董事存在稀缺性，獨董市場供給的不足對公司董事會的獨立性產生重要影響。首先，因為近年來社會各界對忙碌董事的履職效率有所質疑[3]，相關部門限制上市公司獨立董事兼任數量，導致獨董席位可供給總量收緊；第二，為減少權力尋租現象，相關部門出臺政策對部分在職人員兼職獨立董事做出限制，如2013年10月中組部發布“18號文”限制黨政領導干部在企業兼職，從獨董人力資源來源上減少了一定的供給量；第三，我國規定獨立董事任期不超過6年，上市公司可能因此面臨“辭職潮”及“換屆難”從而造成獨董供給結構性減少[4]。結合中國國情，在老齡化的人口結構變化趨勢下，退休人才的市場供給增加[5]，聘任退休人員可以進一步開發老年人才資源以助推第二次人口紅利[6]。綜上所述，在獨立董事勞動力市場供需不平衡、退休人才市場供給增加的客觀現狀下，越來越多上市公司聘請更獨立、有經驗又有時間履職的退休獨立董事(以下簡稱“退休獨董”)。這似乎是當前現實背景下的必然結果，因此研究退休獨董及其對董事會效率的影響具有重要的理論意義和實踐價值。

本文的主要貢獻體現在：第一，從公司整體董事會結構角度，探究董事會成員任職狀態對董事會監督效率的影響，是對“退休”這一異質性分析維度的補充研究。第二，在董事時間精力分配研究方面，從獨立董事是否有全職工作(即是否退休)的分析角度，進一步豐富“忙碌假說”的理論內涵。第三，從高管層面研究企業風險承擔水平的文獻主要聚焦于CEO，本文從董事特征層面補充了公司治理的監督功能對企業風險承擔水平影響的研究。第四，關于退休獨董對風險承擔水平影響的作用機制，本文進一步研究了公司透明度所發揮的中介效應和環境不確定性所發揮的調節作用。第五，本文進一步研究了在不同盈利能力和不同產權性質的企業，退休獨董所發揮的異質性作用。第六，為強化研究結論的可靠性，本文運用3種中介效應檢驗方法、工具變量法和傾向值匹配法進行穩健性檢驗，并沒有改變基本結論。

二、文獻回顧與研究假設

現有文獻對董事和董事會的異質性研究，主要包括人口特征如種族、性別、年齡，以及背景特征如專業背景、教育背景、行業背景等等[7-8]。有國內文獻研究了審計委員會中的退休獨董對治理效率的影響[9]，以及聘請退休政府官員背景的獨立董事對上市公司的影響[10]。

學術界關于企業風險承擔水平的影響因素已經有了一定的研究成果。從宏觀視角看，現有研究分析了政治環境[11]、貨幣政策[12]、政策不確定性[13]等對企業風險承擔水平的影響。從微觀視角看，眾多研究顯示產權屬性、股權結構[14]、股權質押[15]、連鎖股東[16]、高管特征(如個人能力和自信程度)[17]以及董事會治理(如黨組織參與治理)[18]和董事會層級[19]等均會影響企業風險承擔水平。李明輝等[18]實證研究發現黨組織“雙向進入”和“交叉任職”參與治理均會顯著抑制企業風險承擔，然而該抑制作用在僅存在于風險承擔水平較高的企業，對風險承擔水平較低的企業沒有抑制作用。這些研究為本文考察退休獨董對企業風險承擔水平的影響提供了重要的理論依據和實證經驗。

(一)委托代理理論

在生理學和心理學研究假設中，人的時間和精力是有限的，在此生理基礎上人的認知容量也是有限的。當人通過其廣泛的社會網絡(既有全職的本職工作又兼任獨立董事工作)接受海量信息時，很可能因為生理和心理的上限導致其分配到某個任務的努力度不夠、關注度不足，且信息超負荷導致信息接受程度受損。影響董事會效率的主要問題是很多公司董事沒有足夠時間履行他們的職責，因此選擇董事最重要的關注點是董事是否有足夠時間勤勉盡職。以公司治理長期探討的委托代理理論為基礎，“忙碌假說”認為任職于多個董事會的董事將因為沒有充足的時間和精力而更多依賴內部人提供的信息，無法更好地履行其公司治理職責，會增加股東與董事之間的委托代理成本，削弱董事會的監督效率，因此忙碌董事將不利于公司發展。相對忙碌董事而言，退休董事沒有全職的工作，他們有充足的時間和精力，可以更好地履行公司治理職責，從而強化董事會監督功能，提高公司治理效率。

在有關董事時間精力分配的文獻中，實證研究主要關注董事多重任職[20]、專兼職董事[21]、董事居住地[22]、董事業務復雜度[23]等因素，學者們較多考慮獨董兼職數量的影響，而對他們本職工作的影響卻研究較少[24]。委托代理理論認為，董事會作為重要治理機關發揮著監督管理層的基本功能，同時董事會又作為決策機關通過監督決策的執行緩解委托代理問題。在委托代理理論基礎上，我們提出忙碌假說：退休獨董沒有全職工作，有充足的時間和精力履行監督職能，可能是更積極的監督者。

(二)資源依賴理論與管家激勵理論

基于社會學和組織理論，資源依賴理論認為董事會成員特征如專業背景、職業背景、信息獲取渠道[25]、社會關系網絡[26]和行業經驗[27]等可以為公司提供資源并帶來董事會資本，幫助公司改善治理水平[28]。在資源依賴理論基礎上，我們提出經驗假說：退休董事一般行業經驗和工作閱歷較為豐富，有部分是行業內“德高望重”的前輩，他們相對而言更有能力實施監督行為，可以增加董事會人力資本，可能是更有效的監督者。

基于社會學和心理學，管家激勵理論認為人是社會人，董事是恪盡職守的“管家”。董事基于職業發展需要、工作責任需要的激勵，會當好所有權人的“好管家”，發揮其監督職能，“管好”管理層。在此理論基礎上演化出晉升激勵理論和聲譽激勵理論。晉升激勵理論和聲譽激勵理論認為，獨立董事為了維護其在勞動力市場上的聲譽，會更努力發揮其治理作用和監督功能。退休獨董會對董事會監督效率產生怎樣的影響，是本文要研究的問題。

根據委托代理理論的邏輯，我們提出忙碌假說：退休獨董可能是更積極的監督者；根據資源依賴理論和管家激勵理論，我們提出經驗假說：退休獨董可能是更有效的監督者。為了探究退休獨董的監督作用，本文基于相關理論考察退休獨董對董事會監督效率的影響。基于上述忙碌假說和經驗假說的分析，本文提出如下假設：

研究假設1限定其他條件，企業聘任退休獨董可以有效降低企業風險承擔水平。

考慮到公司透明度和環境不確定性對獨立董事發揮作用的影響及對企業風險承擔水平影響的中介作用和調節作用，本文將公司透明度作為中介變量、將環境不確定性作為調節變量，并提出如下假設：

研究假設2公司透明度的中介效應，即退休獨董通過提高公司透明度來影響企業風險承擔水平。

研究假設3環境不確定性的調節作用，即環境不確定性越高，退休獨董對企業風險承擔水平的影響力度越強。

由于我國資本市場存在國有和非國有兩類不同產權性質的上市公司，其治理結構和所面臨的治理問題存在一定差異，本文進一步考慮退休獨董對不同產權性質公司的不同影響。企業追求的目標是生存、發展與盈利，從而實現企業價值最大化。企業的盈利能力和發展能力會影響到企業的風險承擔水平，為了比較不同情景之下退休獨董發揮作用的效率，本文還將進一步考察企業盈利能力差異的影響。

三、退休獨立董事對企業風險承擔水平影響的驗證

(一)模型構建

為探究退休獨董如何影響企業風險承擔水平，根據上述分析與假設，本文構建如下計量分析模型對所提出的假設進行檢驗。同時，考慮到可能存在的序列自相關問題，在分析過程中，涉及到以獨立董事層面數據作為自變量的回歸模型，對系數標準差進行獨立董事層面的聚類處理。以公司層面數據作為自變量的回歸，對系數標準差進行公司層面的聚類處理。

RiskTakingi,t=α+β1×RIDi,t+β2×Controls+εi,t

(1)

在上述模型基礎上構建如下子模型進行檢驗：

RiskT1i,t=α1+β3×RID_Ni,t+β4×Controls+ε1

(2)

RiskT2i,t=α2+β5×RID_Ni,t+β6×Controls+ε2

(3)

RiskT1i,t=α3+β7×RID_Ri,t+β8×Controls+ε3

(4)

RiskT2i,t=α4+β9×RID_Ri,t+β10×Controls+ε4

(5)

RiskT1i,t=α5+β11×RID_Coi,t+β12×Controls+ε5

(6)

RiskT2i,t=α6+β13×RID_Coi,t+β14×Controls+ε6

(7)

(二)變量選取及數據來源

1.因變量選取

本文以企業風險承擔水平作為被解釋變量，借鑒余明桂等[29]的方法，基于企業盈余波動程度衡量企業風險承擔水平，本文選取企業在觀測時段內的ROA波動程度作為被解釋變量。ROA使用息稅前利潤除以年末總資產，借鑒相關研究，調整后的ROA由公司本期ROA減去年度行業總資產報酬率均值得到，記為Adj_ROA(如公式(8)所示)，風險承擔水平具體計算過程如公式(9)(10)所示，以每3年作為觀測時間段，滾動計算經行業調整后的ROA的標準差和極差得到風險承擔水平的兩個指標，記為RiskT1i,t，RiskT2i,t。

(8)

(9)

RiskT2i,t=Max(Adj_Roai,t)-Min(Adj_Roai,t)

(10)

2.自變量選取及數據來源

本文主要探討退休獨立董事對企業風險承擔水平的影響，以企業是否聘請退休獨董、企業聘請退休獨董的數量、退休獨董占比作為核心解釋變量。選取2000—2020年中國滬深兩市A股上市公司作為初始樣本，通過閱讀上市公司披露的董事簡歷，篩選年齡超過60周歲的男性獨立董事和年齡超過55周歲的女性獨立董事作為研究樣本。其中，RID變量為退休獨立董事的衡量變量，具體包括：虛擬變量RID_Co，公司有聘任退休董事取值為1，反之為0；RID_N變量表示每個公司中退休獨立董事的數量；RID_Ratio變量表示每個公司退休獨立董事人數占獨立董事總人數的比重。

3.中介變量

本文的中介變量為公司透明度指標，TRANS變量為公司透明度的衡量變量。本文主要基于獨立董事視角考察公司透明度的中介效應，而獨立董事屬于“外部人”而非“內部人”，客觀存在信息不對稱問題，公司透明度的提升可以緩解獨立董事與管理層之間的信息不對稱。參考之前文獻用盈余質量、信息披露考評指數、分析師盈余預測和審計師度量公司的透明度。本文借鑒相關研究構建透明度綜合指標TRANS，其計算值等于盈余質量指標(DD)、交易所對上市公司信息披露考評分值(DISCLOSURE)、分析師跟蹤人數(ANALYSIS)、分析師盈余預測準確性(ACCURACY)和是否為四大會計師事務所審計(BIG4)這5個變量的樣本百分等級的平均值，TRANS越大，公司透明度越高。

4.調節變量

本文的調節變量為環境不確定性指標，EU變量為環境不確定性的衡量變量。環境不確定性主要指的是外部環境的變動，公司的業務活動會因外部環境的變化而發生波動，進而引起營業收入波動。本文借鑒申慧慧[30]的做法，用公司非正常營業收入的波動程度來衡量環境不確定性。先計算公司過去5年營業收入的標準差數據，采用普通最小二乘法(OLS)對其年份進行回歸，估計結果在剔除正常增長的營業收入后得到的殘差即為非正常營業收入；用過去5年的非正常營業收入的標準差除以這5年營業收入的均值得到未經行業調整的環境不確定性測度；再將上述結果除以行業環境不確定性得到經行業調整的企業環境不確定性測度。

5.控制變量

借鑒相關研究成果，本文對如下變量進行控制：公司規模(Size)、盈利能力(Roe)、償債能力(Lev)、發展能力(Growth)、獨董人數(ID_N)、獨立董事比例(ID_Ratio)、上市年限(Stime)、高管持股(Ggcg)、收益率(Ret)、兩權分離程度(Separation)、股權集中度(Shrcr)、年度(Year)、行業(Ind)。

本文所涉及具體變量名稱、指標縮寫和說明如表1所示。

表1 變量名稱和解釋

續表(表1)

本文所需企業數據和董事個人特征數據均來源于WIND數據庫和國泰安(CSMAR)數據庫，其中部分缺失的董事特征數據通過人工查詢上市公司年報進行補充，并對樣本指標數據作如下處理：(1)剔除金融保險行業企業的樣本；(2)剔除ST、S*ST和*ST公司的樣本；(3)剔除有缺失值的樣本；(4)為了消除異常值的影響，本文對所有連續性變量進行了上下1%分位數的縮尾處理。

6.變量數據的描述性統計

主要變量的描述性統計如表2所示，其中衡量樣本企業風險承擔水平的指標中，Risk1均值為0.034 3，Risk2均值為0.064 8。RID_Co指標平均數為0.456 1，意味著期間內有近一半的上市公司聘任了退休獨立董事。RID_N指標平均值為0.579 6，意味著有一定數量的上市公司聘任退休獨立董事的數量多于1名。

表2 變量數據的描述性統計

變量名稱觀測值均值標準差中位值Growth42 7120.246 0102.963 80ID_N40 9973.169 00.654 53ID_R42 7120.262 60.173 20.33Stime42 7138.709 66.847 17Ggcg30 7099.738 17.231 111.41Ret38 8790.205 20.766 50Separation37 8704.904 37.785 30Shrcr39 72835.806 515.462 933.60SOE42 7130.432 70.495 50

(三)實證檢驗與結果分析

本文采用面板數據計量回歸模型進行實證分析，分別將企業是否聘請退休獨立董事、退休獨立董事的數量和退休獨立董事占比作為核心解釋變量，將兩個Risk1和Risk2作為被解釋變量做回歸分析。我們根據公式(2)～(7)進行最小二乘法(OLS)回歸，上述模型均加入時間和行業雙重固定效應，表3報告了回歸結果。

回歸結果顯示，上市公司是否聘請退休獨董、退休獨董數量、退休獨董占比均在1%水平上對風險承擔水平1和2影響顯著。這意味著，企業聘請退休獨董可以降低企業風險承擔水平，同時退休獨董數量越多、退休獨董所占比重越大，對降低企業風險承擔水平越有效。同時，本文對解釋變量和被解釋變量分別做出替換，回歸結果顯著性顯示一致，表明上述結論具有穩健性。

表3 退休獨董對企業風險承擔水平的影響

(四)進一步的異質性分析

1.退休獨立董事對不同盈利能力企業風險承擔水平的影響

為進一步分析退休獨董對企業風險承擔水平的影響，我們按照總資產回報率高低對上市公司進行分組，總資產回報率高于行業中位數的企業劃分為高盈利組，低于行業中位數的企業劃分到低盈利組。按照企業盈利能力分組后的回歸分析結果如表4所示，對于高盈利組企業，公司是否聘用退休獨董、退休獨董的數量對企業風險承擔水平均產生負向影響，且影響結果顯著；對于低盈利組企業，只有是否獨立董事變量對風險水平2指標在10%水平上顯著，整體影響效果不顯著。這一回歸分析結果說明退休獨董在高盈利組可以減少企業盈余波動性，對盈利能力較強的企業起到“穩定器”的作用，使得企業持續處于較高盈利水平，而其對低盈利組企業風險承擔水平的抑制作用則不顯著。

表4 退休獨立董事對不同盈利能力企業風險承擔水平的影響

2.退休獨立董事對不同產權屬性企業盈余波動性的影響

考慮產權的異質性，本文將上市公司企業分為國有企業組和非國有企業組。實證分析如表5所示，在顯著性和影響大小兩個方面，退休獨董對非國有企業風險承擔水平的影響均高于國有企業。國有企業受政策等外部因素影響較大，退休獨董對企業所能發揮的監管作用相對非國有企業來說較弱。也就是說，從整體上看，獨立董事制度的存在可以有效控制企業風險承擔水平；相對而言，獨立董事制度對非國有企業風險承擔水平的影響更顯著、影響程度也更強。引進獨立董事制度的一個重要目的是解決公司內部人控制問題。現實中，我國上市公司股權結構過于集中，尤其是國有企業。上市公司的內部人控制問題實質上是控股股東控制問題，國有控股股東缺乏清晰的市場目標和盈利性目標，行政力量和政治導向在公司治理過程中發揮著主導性作用，在此環境下，獨立董事職能難以得到有效發揮，實證結果也顯示出退休獨董對非國有企業風險承擔水平的影響均高于國有企業。

(五)公司透明度的中介效應

退休獨立董事通過改善公司透明度，緩解了獨立董事與上市公司之間的信息不對稱，進而影響企業風險承擔水平，本文進一步引入公司透明度這一中介變量檢驗其作用機制。利用三階段逐步回歸法、Sobel-Goodman檢驗法和Bootstrap檢驗法3種方法檢驗公司透明度的中介作用，結果如表6所示，列(1)(3)與(5)中RID的系數均通過顯著性檢驗，中介效應得到驗證，同時引入公司透明度指標后回歸模型的擬合度有所提升。列(2)(4)與(6)中的RID系數也通過顯著性檢驗，說明存在部分中介效應。加入TRANS后，RID系數的絕對值有所下降。同時列(1)(3)與(5)中RID系數為正、其他列系數為負，這說明退休獨立董事通過改善公司透明度，減少上市公司信息不對稱，進而降低企業盈余波動性，企業風險承擔水平因而降低。Sobel-Goodman檢驗法和Bootstrap檢驗法的檢驗結果與三階段逐步回歸法一致，TRANS的中介機制有效且檢驗系數顯著，RID_N和RID_Co檢驗結果與RID_R一致，因篇幅有限未列示所有檢驗結果。

表5 退休獨立董事對不同產權屬性企業盈余波動性的影響

表6 公司透明度的中介效應檢驗

(六)環境不確定性的調節作用

考慮到企業經營環境的復雜性，本文根據總效應調節模型，在主回歸模型中進一步加入自變量與調節變量的交叉乘積項，以檢驗環境不確定性的調節作用。如表7所示，模型的擬合值進一步提升。在未引入交叉乘積項之前，主效應是顯著的，引入交叉乘積項之后主效應不顯著；同時列(3)和(6)中的交叉乘積項系數為負，表明調節變量環境不確定性強化了退休獨立董事對企業風險承擔水平的負向影響關系，企業經營環境波動越大會導致企業風險承擔水平越高，當企業面對復雜多變的外部環境時，退休獨立董事更能發揮其“穩定器”的作用。

表7 環境不確定性的調節作用檢驗

(七)內生性問題/自選擇問題的處理

本文發現退休獨董可以有效降低企業風險承擔水平，但鑒于公司治理研究中對自選擇導致的內生性問題的擔憂，即存在風險承擔水平較低的公司更傾向于聘請退休獨立董事的可能性，本文采用工具變量法處理內生性問題。借鑒底璐璐等[31]、周澤將等[32]的處理方法，我們引入公司同年同省份平均退休獨董比例(IV_Area)和同年同行業平均退休獨董比例(IV_Ind)作為工具變量。公司退休獨董比例與所在同年同省平均退休獨董比例、同年同行業平均退休獨董比例有相關性且回歸顯著。一方面，同一省份、同一行業公司面臨相似的獨董勞動力市場對應的退休獨董供應量；另一方面，當地人口結構老齡化程度影響整體退休人員比重，同一區域、同一行業的公司面臨相同的區域環境或行業環境，因而在做選擇獨董的決策時存在相似性。同時，所在省份、所在行業平均退休獨董比例與企業風險承擔水平和其他干擾項完全不相關，如表8所示，選用的工具變量與解釋變量和被解釋變量滿足相關性和外生性條件。本文控制公司規模、獨立董事人數等變量，以及年度和行業固定效應，IV_Area兩階段最小二乘法回歸結果在1%水平上顯著(如表8所示)；IV_Ind兩階段最小二乘法回歸結果在10%水平上顯著(如表9所示)。Risk1和Risk2檢驗結果一致，RID_R、RID_N、RID_Co檢驗結果一致，LIML、GMM、IGMM方法的結果顯著性均與TSLS回歸結果一致，因篇幅有限，未列示所有檢驗結果。

表8 工具變量兩階段最小二乘法回歸結果(IV_Area)

表9 工具變量檢驗結果(IV_Ind)

(八)匹配樣本檢驗

樣本中退休獨董的數量相對較少，為了克服可能存在的小樣本偏誤問題，我們采用傾向得分匹配法(PSM)，為聘任退休獨董的公司匹配與之特征相近的未聘任退休獨董的公司作為對照組進行回歸分析。匹配完成后，利用新的樣本對模型進行回歸，結果列于表10。我們可以看到，不論以何種公司層面的退休獨董的衡量指標作為自變量，退休獨董與企業風險承擔水平之間均存在1%或5%顯著性水平上的負向相關關系，與本文結論保持一致。

表10 匹配樣本檢驗

五、研究結論與建議

企業追求的目標是生存、發展與盈利，從而實現企業價值最大化。在此過程中，加強對經營層的監督，控制企業風險水平，是實現企業目標的要求和保障。世界各國企業的發展壯大，都將面臨企業所有權和經營權分離的問題。為維護企業所有者權益，尤其是中小股東利益，在委托代理關系下，作為代理人身份的企業管理者在追求自身利益最大化的同時，不應違背企業價值最大化和股東利益最大化目標。為防止內部人控制、降低代理成本和代理風險、提高經營者管理效率、控制企業風險等問題而建立的獨立董事制度，通過改變權力結構實現監督制衡的作用，從而保證公司治理在委托代理關系下的激勵相容，有效降低企業風險。本文根據委托代理理論、資源依賴理論和管家激勵理論等相關理論，提出一系列假設：(1)在限定其他條件下，企業對退休獨董的聘任可以有效降低企業風險承擔水平；(2)退休獨董通過提高公司透明度影響企業風險承擔水平。進而構建計量分析模型進行檢驗，得出以下主要結論：企業聘任退休獨董、退休獨董的數量多、退休獨董占比大，均能顯著降低企業風險承擔水平。進一步的異質性分析顯示，退休獨董對盈利性高的企業產生更顯著的影響，對非國有企業的影響高于對國有企業的影響。

本文認為，加強公司治理水平，進一步發揮獨立董事，尤其是退休獨立董事在公司治理中的作用，可以降低企業風險承擔水平，保持高盈利企業的利潤穩健性。

第一，需要在制度層面健全獨立董事組織機構。董事會下設完善的組織機構是獨立董事在企業發展中能夠發揮有效作用的基礎性制度保障，我國還沒有對上市公司獨立董事組織機構的設立做出規定性要求。證監會《指導意見》應規定企業健全獨立董事組織機構，比如董事會下設審計委員會、提名委員會和薪酬委員會，在明確獨立董事職責的基礎上，確保獨立董事職能得到有效實施。

第二，維護獨立董事行使職能的權力，還應健全獨立董事保護機制。獨立董事的獨立性特征應表現在人格、經濟利益、產生程序、行權等方面。獨立董事身份的特殊性，使其在行使職能過程中不應受到公司管理層和控股股東的限制和操縱。證監會《指導意見》應對獨立董事保護機制做出詳細規定，從法律層面維護獨立董事“獨立”行使職能的權力。

第三，發揮退休獨董優勢，開發退休獨董人才資源。非全職獨立董事由于缺乏充分的時間和精力保障，難以充分履行公司治理職責，結果增加了股東與董事之間的委托代理成本，削弱了監督效率；退休獨董能夠將充足的時間、精力和關注度分配在獨立董事工作上，能夠更好地履行其公司治理職責，強化董事會監督功能，提高公司治理效率，降低企業風險。因此，證監會《指導意見》在董事會成員構成中，應對專職獨立董事數量和比重做出明確要求。同時，勞動力市場應充分開發專業退休人員資源，增加專業獨立董事人才市場的有效供給。

第四，從企業產權的異質性角度來看，國有企業股權結構過于集中，缺乏市場目標和盈利性目標。國有企業應根據現代公司治理的要求加強國企改革，強化獨立董事制度、發揮退休獨立董事在公司治理和企業風險承擔方面的監督作用。