独立董事的明星效应：基于高管薪酬和绩效敏感性的研究_独立董事论文

独立董事的明星效应：基于高管薪酬—业绩敏感性的考察，本文主要内容关键词为：敏感性论文,高管论文,薪酬论文,独立董事论文,效应论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      中国上市公司的独立董事制度建设已经过去了十余年，关于独立董事的有效性问题却仍然存在着很大的争议。在中国，独立董事常常由于他们的“不独立”、“不懂事”、“不作为”而饱受业界和学术界的抨击。作为股份制有限公司的一项基本制度，独立董事制度发挥作用的首要机制是声誉机制。[1]然而在中国，独立董事人力资本市场并未真正建立起来，因而谈不上独立董事的职业声誉激励。在此背景下，独立董事的社会声誉激励是否可以弥补职业声誉激励的不足而驱使独立董事发挥有效的治理作用呢？近年来先后有王石、史玉柱、陈志武、吴晓求、叶檀①、张国立等为数不少的专业或非专业的社会知名人士加入中国上市公司的独立董事队伍。这一现实为我们解答上述疑问提供了一个难得的机会。

      本文根据在百度搜索引擎(www.baidu.com)上得到的独立董事个人的姓名检索条数客观衡量独立董事的社会知名度及其社会声誉激励强度，进而把中国上市公司独立董事队伍划分为社会声誉激励较低的普通独董和社会声誉激励很强的明星独董，考察了普通独董与明星独董对上市公司高管薪酬—业绩敏感性的影响差异。之所以选择从高管薪酬—业绩敏感性视角考察独立董事社会声誉机制的有效性，是因为制定科学合理的高管薪酬契约是董事会的基本职责，而且近年来高管薪酬问题因与社会公平、腐败、公司治理等关乎国计民生的社会热点存在着千丝万缕的联系而受到了广大投资者甚至是普通老百姓的高度关注。[2，3]这就意味着，如果独立董事参与制定的高管薪酬契约存在问题，就很可能会被新闻媒体②和公众发现，从而严重损害其社会声誉，也即独立董事的社会声誉将与高管薪酬—业绩敏感性存在很强的直接影响关系。本论文基于中国A股上市公司2008-2012年间8142个年度观察样本数据的实证分析发现，聘请了高社会知名度的明星独董的上市公司比仅聘请普通独董的上市公司具有显著更低的高管薪酬—业绩敏感性。进一步分析发现，由于政府对国有企业高管薪酬的严格管制，明星独董的上述影响主要反映在民营上市公司。本文的研究结论启示我们，在中国特殊的制度背景下，独立董事的社会声誉机制并不能发挥有效作用——即使是面临更强社会声誉激励条件的明星独董也没有发挥更好的治理作用，反而成为了一只更为精致的“花瓶”，降低了公司高管薪酬契约的有效性。

      相对以往的相关研究，本文的贡献或创新在于：(1)区别于“一刀切”地把所有独立董事都看作是同等有效个体的传统文献，本文把独立董事的社会声誉与其社会知名度联系起来，个人的社会知名度不同，其面临的社会声誉激励强度也就不同，因而不同独立董事将发挥不同的治理作用。这一研究做法能够帮助我们更好地认识独立董事治理行为的内在机理，丰富了相关文献。(2)现有关于独立董事声誉激励的研究文献都毫无例外地使用独立董事的任职公司数量作为衡量标准，这种做法的科学性在中国普遍存在“人情董事”、“关系董事”的特殊制度背景下存在很大的质疑，此外这种做法没有考虑独立董事的社会声誉激励问题。[4]本文基于社会知名度来衡量独立董事的社会声誉激励强度的研究方法在当今高度发达的互联网时代则具有较好的接受度和客观性，能够弥补独立董事声誉激励研究的长期局限，具有重要的研究参考价值。(3)本文从近年来政府、公众、新闻媒体等高度关注的高管薪酬视角考察了独立董事社会声誉机制的有效性，该研究视角与本文的研究问题具有很强的内在逻辑影响关系，因而得到的结论具有更强的说服力，从而能够帮助我们更好地厘清现有文献所呈现的相互矛盾的研究结论。

      一、文献回顾与研究假设

      1.文献回顾

      在中国，随着2001年《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》的发布和独立董事制度的正式建立，独立董事的治理效果吸引了大量中国学者的研究关注，产生了丰富的研究成果。遗憾的是，现有文献并没有取得一致的结论。[4，5]例如有研究发现，独立董事比例与高管行为受到独立董事公开质疑的概率、公司的盈余质量、公司绩效等存在显著的正相关关系，而与大股东侵占中小股东利益的代理问题显著负相关。[4，6-9]与此同时，也有不少学者的实证研究没有为中国独立董事治理作用的有效性提供证据。[10-12]更有甚者，Su等人发现，在中国特殊制度背景下，独立董事实际成为了控股股东侵占中小股东利益的工具。[13]随着研究的深入，相关学者开始关注独立董事的个体特征和社会背景(例如，财务背景、政府背景、教育背景、社会网络关系等)对其发挥治理作用的潜在影响。[14-17]

      相对而言，深入探讨独立董事声誉机制有效性问题的研究则要少得多。理论上，Fama等最早阐述了独立董事声誉机制的作用机理，指出由于独立董事大多来自其他企业或组织的主要决策者，他们具有在人力资本市场上传递决策专家“美誉”的潜在动机，因为决策专家的“美誉”将在很大程度上决定着他们当前和未来的职业前景。[1]因此，即使不存在显性激励契约，作为隐性契约的声誉机制也将驱使独立董事有效地履职，从而发挥应有的治理作用。[18]根据这一基本原理，国内外学者普遍采用独立董事的任职公司数量来衡量独立董事声誉，以寻找独立董事声誉机制有效性的证据。例如，2004年Yermack针对美国财富500强企业的734名独立董事的研究发现，独立董事任职公司的绩效越好，其在外兼任董事职位的数量就越多。[19]陈艳则以深交所上市公司独立董事数据检验了中国独立董事声誉机制的有效性，发现独立董事任职公司的业绩增长，与其在未来获得新职位的可能性显著正相关，即独立董事声誉与任职公司的业绩正相关，一定程度上支持了独立董事声誉机制在中国的有效性。[20]然而，面对中国尚未成熟的独立董事人力资本市场以及普遍存在的“人情董事”、“关系董事”的现实特点，以独立董事的任职公司数量来衡量独立董事的职业声誉，在中国显然存在着很大的误差，因而相关结论缺乏足够的说服力。

      综观现有相关文献，我们发现仍然存在着诸多不足：首先，中国上市公司独立董事制度的有效性问题至今尚未取得一致的研究结论，亟需相关学者对现有矛盾的研究结论给出合理的解释。其次，单纯以独立董事比例来评判独立董事的治理作用及其效果的传统做法已经与董事会结构国际趋同的大背景格格不入，阻碍了相关研究目的的实现③，当前研究迫切需要捕捉各种可能影响独立董事个体治理行为差异的重要因素。最后，独立董事声誉机制的有效性问题，仍然是一个尚未得到充分检验的基本问题，尤其是在中国。其中最主要的困难在于没有找到一个科学的指标来衡量独立董事的声誉。基于上述研究现状及其不足，本文拟从高管薪酬—业绩敏感性的视角，利用互联网上挖掘出的深度客观数据来衡量独立董事的社会声誉，进而实证检验独立董事的社会声誉机制在中国情境下的有效性，从而加深我们对中国上市公司独立董事治理行为的认识，弥补和扩展相关文献。

      2.研究假设

      聘请独立董事的一个主要目的是监督公司管理层的经营管理行为，缓解股东与管理层间的委托代理问题。[1]除了监督手段，独立董事缓解管理层代理问题的另一个重要手段是通过薪酬委员会制定科学的薪酬契约以从内在动机上激励管理层的勤勉尽责行为。因此，高管薪酬契约的有效性能够很好反映独立董事参与公司治理的效果。那么，独立董事的社会声誉机制将会如何影响其制定的高管薪酬契约有效性呢？本文认为存在以下两种情况：

      一方面，在当今互联网高度普及的信息化浪潮时代，个人的社会声誉与新闻媒体的关注休戚相关。正所谓“成也萧何，败也萧何”，社会声誉作为个人的一种无形资产，需要在媒体的长期正面报道中积累起来，但却很可能在媒体曝光的负面新闻下毁于一旦。因此，高社会知名度的明星独董比普通独董更容易受到新闻媒体的关注和报道，倘若其有渎职行为，将很可能被媒体曝光并在媒体的推波助澜下成为社会大众口诛笔伐的对象，严重影响其个人的社会声誉和职业生涯前景。与此同时，在中国，高管薪酬问题已经不单纯是一家公司的治理问题，它还与社会公平、腐败、贫富差距、社会和谐等关乎国计民生的社会热点存在着千丝万缕的联系，因而受到了广大投资者甚至是普通老百姓的高度关注。[2，3]也就是说，高强度的媒体监督和高昂的渎职成本将激励面临更强社会声誉激励的明星独董更有效地履行职责，制定出更科学合理的高管薪酬契约，而不是与高管合谋侵害中小股东的利益。再者，较高的社会地位和声誉使得明星独董在经济收入和未来职业发展上都具有更好更多的独立性和选择空间，进而不容易被所任职公司收买或俘获，较好的独立性使得他们更不可能与高管合谋，从而更加公正地对管理层的经营表现进行奖惩。因此，我们有理由认为，存在明星独董的上市公司将制定出更科学的高管薪酬契约，即具有更高的高管薪酬—业绩敏感性。

      另一方面，在中国上市公司高度集中的股权结构背景下，独立董事的提名权实际被大股东和高管垄断。[11，12]理性的公司高管不大可能引进勤勉尽责的独立董事来监督自己而更可能引进人情董事和关系董事，从而与独立董事合谋，放松独立董事对自己的监督。与此同时，中国也尚未建立起成熟的独立董事人力资本市场。这意味着在中国当前的制度背景下，即使是具有较强社会声誉激励的明星独董也很可能不具有向相关人力资本市场传递决策专家“美誉”的基本动机，他们参与制定的高管薪酬契约很可能会有意迎合其提名者的利益，[13]从而降低了高管薪酬契约的有效性。在监管当局鲜有对独立董事的渎职行为进行处罚的大背景下，更是如此。特别地，聘请明星独董还能够为公司建立良好的品牌形象和赢得公众的信任，进而能够为高管的“不作为”和“少作为”创造更多的生存空间。正如中国著名营销策划专家叶茂中先生所言，中国的大众普遍不是很自信，明星因此在一定程度上扮演了社会公众的意见领袖角色。此外，明星独董比普通独董更繁忙的个人事务和行程安排使得其难以抽出足够精力积极参与到高管薪酬契约的制定过程，这也是目前上市公司独立董事饱受抨击的主要问题之一。[4，6]从这一角度看，聘请社会知名度较高的明星独董反而可能降低公司高管薪酬契约的有效性。

      综上，关于独立董事的明星效应存在正反两种理论观点，本文研究则是要回答在中国特定的制度背景下哪一种理论观点占优的问题。为此，本文提出如下假设：

      假设1a：限定其他条件，拥有明星独董的上市公司具有更高的高管薪酬—业绩敏感性

      假设1b：限定其他条件，拥有明星独董的上市公司具有更低的高管薪酬—业绩敏感性

      在中国，国有企业高管的薪酬水平长期受到政府一系列政策的严格管制。[21，22]例如，2002年，中国政府推行国企高管年薪制时规定高管年薪不得超过职工平均工资的12倍；2009年，财政部印发的《金融类国有及国有控股企业负责人薪酬管理办法》则更是明确了国有金融企业负责人年薪的最高限额为280万元人民币。这意味着，国企高管薪酬的政府管制不可避免地削弱了国有上市公司董事会在制定高管薪酬契约中的权力。[5]另一方面，由于国有产权的特殊性，国有企业高管在完成相关业绩目标的同时，还常常肩负着提供就业机会、实现政府税收等社会和政治目标。[22-24]国有企业经营目标的多重性，既大大增加了董事会对国企高管进行科学考核与激励的难度，又给国企高管创造了把经营不善归因于种种社会和政治负担的自然性辩解渠道，[2]使得董事会很难对国企高管的薪酬激励“说上话”。因此，本文认为，相对民营上市公司，明星独董对国有上市公司高管薪酬—业绩敏感性的相关影响更弱，据此提出假设2：

      假设2：限定其他条件，明星独董对国有企业高管薪酬—业绩敏感性的影响作用比对民营企业的影响作用更弱

      二、实证研究设计

      1.样本选取与数据来源

      本文选取2008-2012年间的中国沪深两市A股上市公司10272个年度观察样本作为初始研究样本。为了避免异常数据的不利影响和增强样本间的可比性，初始样本经历了如下的顺次筛选过程：(1)剔除ST、*ST等处于非正常交易状态的上市公司样本542个；(2)剔除净资产小于0的上市公司样本151个；(3)剔除交叉上市的公司样本731个；(4)剔除金融保险证券行业的公司样本109个；(5)剔除数据缺失的公司样本597个。最终得到的有效年度样本为8142个。其中，2008-2012年间的观察样本个数分别为1212个、1343个、1650个、1903个和2034个。

      本文的明星独董数据系作者通过百度中文搜索引擎(http://baidu.com/)手工搜集整理得到，制度环境指数来自樊纲等人编制的中国市场化指数，[25]上市公司的财务会计数据和治理结构数据则皆来自CSMAR数据库。为了消除极端值可能带来的不利影响，本文对连续型因变量和自变量都进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。

      2.模型与变量

      借鉴现关于高管激励和高管薪酬的研究文献[2，26，27]，本文构建了如下的计量模型以检验提出的研究假设：

      

      在模型(1)中，COMP代表上市公司高管的货币薪酬水平，其值等于高管前三名薪酬总额的自然对数。在稳健性检验中，本文还将使用“董事、监事和高管前三名的薪酬总额”的自然对数和“董事、监事和高管的薪酬总额”的自然对数来衡量上市公司高管的货币薪酬水平。本文使用总资产收益率(ROA)来衡量公司业绩，其值等于营业利润除以平均总资产。在稳健性检验中还将使用净资产收益率(ROE)和滞后一期的总资产收益率(ROA_1)作为公司业绩的衡量指标。STAR为明星独董虚拟变量，若上市公司聘请了社会名人出任独立董事职务，则取值为1；否则取值0。借鉴现有相关研究的做法，[28，29]本文通过独立董事个人在百度中文搜索引擎(www.baidu.com)上的网络关注程度作为评判其是否为社会名人的标准。具体的操作过程如下：第一步，使用每位独立董事的姓名检索得到独立董事个人的互联网检索总条目数。第二步，使用每位独董的姓名和其任职公司的股票代码进行同时检索得到独立董事因担任上市公司独董而形成的互联网检索条目数。第三步，独立董事个人的纯检索条目数等于前面两步得到的条目数之差，得到的差值越大，该独董的社会知名度越高。第四步，把纯检索条目数排名在前10%的独立董事界定为高社会知名度的明星独董(STAR_10%)。特别地，考虑到有些董事的姓名因与日常用语重名(如向前、平衡、高峰、黎明、雷达等)而得到了高达上亿条的互联网检索条目数，本文通过剔除排名在前1%的独董名单后重新通过第四步的方法来界定明星独董，得到了另一个经过重名调整后的明星独董代理变量adj_STAR_10%④。需要特别说明的是，由于百度搜索引擎不支持限制时间的检索，而且个人社会声誉的形成是长时间不断累积的结果，本文是以独立董事个人截止到2012年的网络检索条数统一近似反映其过去几年的社会声誉情况⑤。

      本文主要考察的是上述明星独董代理变量与公司业绩(ROA)的交乘项和高管货币薪酬水平(COMP)之间的关系，如果该交乘项的回归系数(

)显著为正，则支持假设1a，即聘请明星独董有利于增强高管薪酬—业绩敏感性；反之，如果

显著为负，则支持假设1b，聘请明星独董降低了高管薪酬—业绩敏感性。为了检验假设2，本文把样本公司按照产权性质不同划分为两组样本——国有公司子样本(STATE=1)和民营公司子样本(STATE=0)，据此利用计量模型(1)分别进行多元回归分析。

      与此同时，借鉴现有相关文献，[2，26，27，30]本文还控制了公司规模(SIZE)、负债水平(LEV)、成长机会(MB)、管理费用率(MFEE)、第一大股东持股(TOP1)、产权性质(STATE)、高管持股(MSHARE)、两职兼任情况(DUALITY)、董事会规模(BOARD)、董事会独立性(INDB)、市场化制度环境(MKT)等多个公司特征变量和公司治理变量可能对高管货币薪酬水平产生的系统影响。其中，公司规模等于年末公司总资产的自然对数值；负债水平等于年末公司总负债与总资产的比值；成长机会以公司的账面市值比来衡量，等于公司年末账面价值与股票市值的比值；管理费用率为公司年末管理费用与主营业务收入的比值；第一大股东持股为公司年末第一大股东持有股份与总股份的比值；产权性质为哑变量，当公司的终极控股股东为各级国资委、国有法人、政府及其相关行政机构时取值为1，否则为0；高管持股等于公司年末高管持股数量与总股数的比值；两职兼任情况哑变量在公司的董事长与总经理两个职位由同一个人担任时取值1，否则为0；董事会规模等于公司董事会的总席位数；董事会独立性为公司董事会中独立董事席位数占总席位数的比率；市场化制度环境则根据樊纲等人编制的中国各地区市场化相对进程指数来确定。[25]最后，本文还通过引入年度哑变量和行业哑变量以控制年度效应和行业效应的影响。

      三、实证分析与结果讨论

      1.描述性统计结果

      表1为本文主要变量的描述性统计结果。从表1可知：(1)通过对数转换后样本公司前三名高管总薪酬均值为103.30万元，最小值为17.01万元，最高值则达到了593.87万元，表明不同上市公司的高管薪酬水平存在很大差距，呈现出“零薪酬”和“天价薪酬”共存的状态。(2)对比本文对明星独董的界定标准，STAR_10%(adj_STAR_10%)的均值为30.7%(30.0%)，意味着每个明星独董通常会在三家以上的上市公司担任独立董事，一定程度上支持了假设1b中的相关论点。(3)样本公司中，第一大股东平均持股比例高达36.1%，且有近41.5%的公司为国有控股上市公司，而公司高管持股比例则平均为10.9%。(4)独立董事比例(INDB)的均值、第一个四分位、中位数、第三个四分位分别为36.6%、33.3%、33.3%、40.0%，都高度接近于33%的政策底线，说明绝大部分公司聘请独立董事只是为了迎合中国证监会的监管要求，而不是根据公司自身的治理需求来加强董事会的独立性。

      

      2.相关系数分析结果

      表2为主要变量的Pearson相关系数分析结果。从表2可以得到，高管薪酬(COMP)与公司业绩(ROA)显著正相关(显著水平至少达到5%)，表明样本公司存在高管薪酬—业绩敏感性，高管薪酬水平随着公司业绩的好坏而增减。明星独董(STAR)与公司业绩(ROA)至少在5%统计水平下显著负相关，意味着在聘请了明星独董的样本公司具有较差的业绩。但是，明星独董(STAR)与高管薪酬(COMP)并不存在统计显著的相关关系，明星独董是否影响了公司的高管薪酬—业绩敏感性，目前还无法科学判断。除了明星独董的两个替代变量间相关系数大于0.5之外，其他各主要变量间的相关系数绝大部分都远小于0.5，说明多重共线性问题不大，从而能够保证后续多元回归分析结果的可靠性。

      

      3.单变量差异分析结果

      把全样本划分为明星独董子样本(STAR_10%=1)和普通独董子样本(STAR_10%=0)，在此基础上本文通过均值差异的T检验方法和中位数差异的Z检验方法分析了各主要变量在两个子样本间是否存在显著差异，得到的检验结果参见表3。

      

      从表3可以得到，聘请了明星独董的上市公司比聘请普通独董的上市公司具有显著更低的公司业绩，这与表2的相关系数分析结果一致。与此同时，我们还发现，公司规模越大、负债水平越高、成长机会越小、董事会规模越大、独立董事比例越高、高管持股比例越低、国有控股、董事长与总经理两职位不由一人兼任、所处地区的市场化环境越差的上市公司越有可能聘请明星独董。

      4.多元回归分析结果

      我们通过多元回归方法分析明星独董对公司高管薪酬—业绩敏感性的影响关系以检验本文提出的假设。

      (1)明星独董对高管薪酬—业绩敏感性的影响分析结果

      表4列示了明星独董对上市公司高管薪酬—业绩敏感性影响关系的OLS回归分析结果。表中数据结果显示，第(1)—(4)列中公司业绩变量ROA都得到了1%统计水平下显著为正的回归系数，表明样本公司在制定高管薪酬时与公司的会计业绩明显挂钩了。在样本公司确实存在高管薪酬—业绩敏感性的前提条件下，我们进一步看到公司业绩变量ROA与明星独董代理变量的交互项也都得到了统计显著的负回归系数。以第(2)列为例，交互项ROA* STAR_10%的回归系数为-0.579，统计显著水平为1%。据此可知，聘请明星独董的上市公司具有显著更低的高管薪酬—业绩敏感性，即明星独董降低了上市公司高管薪酬契约的有效性，从而支持了本文的研究假设1b。

      

      其他控制变量中，公司规模(+)、负债水平(-)、成长机会(-)、第一大股东持股(-)、产权性质(+)、高管持股(-)、两职兼任情况(+)、董事会规模(+)、市场化制度环境(+)等对样本公司高管的薪酬水平存在显著影响关系，这与现有文献的发现基本保持一致。[17]

      (2)独立董事明星效应在不同产权性质公司的差异分析结果

      表5列示了检验假设2得到的国有子样本和民营子样本OLS多元回归分析结果。从表5的回归结果可知，在第(1)列和第(3)列对应的国有上市公司子样本中，公司业绩变量ROA与明星独董的两个代理变量的交互项虽然得到了负回归系数，但都不具有统计显著性，意味着明星独董并不影响国有上市公司子样本的高管薪酬-业绩敏感性。而在第(2)列和第(4)列对应的民营上市公司子样本中，公司业绩变量ROA与明星独董的两个代理变量的交互项也都得到了负回归系数，且至少在10%水平下统计显著。这一结果表明，明星独董对上市公司高管薪酬-业绩敏感性的负面影响主要发生在民营上市公司，这与本文的研究假设2的预期相符。

      

      此外，我们在民营上市公司子样本的回归中发现了一个有趣的结果，明星独董的两个代理变量都得到了显著为负的回归系数，意味着聘请明星独董的民营上市公司给高管发放了显著更少的货币薪酬。本文认为，在外界公众和媒体普遍关注上市公司高管绝对薪酬水平而非高管薪酬—业绩敏感性的现实背景下，明星独董在社会声誉机制的激励下更倾向于降低所任职公司高管的绝对薪酬水平，以更好地避免外界对其履职情况的监督和曝光。如此一来，明星独董就更有可能与高管合谋——高管聘请明星独董，明星独董为高管谋求利益。这在一定程度上帮助我们理解明星独董没能提高反而降低高管薪酬—业绩敏感性的内在原因。

      5.稳健性检验⑥

      (1)内生性问题检验

      本文的主要目的是考察明星独董影响公司高管薪酬—业绩敏感性的因果关系，但回归分析结果只能证明是否存在相关关系，上述OLS回归结果还可能受到“互为因果”的内生性问题困扰。一方面可能是明星独董会降低公司高管薪酬—业绩的敏感性；另一方面，也可能是高管薪酬—业绩敏感性低的、业绩考核要求更低和更不严格的上市公司吸引了明星独董的加盟。鉴于此，为了有效控制这一内生性问题的不利影响，我们采用了工具变量的2SLS方法进行了稳健性检验，其中选取的工具变量有公司年龄、机构投资者持股、所属省市的市场化水平，得到的回归结果如表6所示。

      

      从表6可以看到，在第(1)列的全样本和第(3)的民营公司子样本中，公司业绩与明星独董的交互项ROA*STAR_10%在第二阶段回归中都得到了显著为负的回归系数(列(1)：β=-1.664；p＜0.05；列(3)：β=-4.370；p＜0.05)，而第(2)列的国有公司子样本中，交互项ROA*STAR_10%在第二阶段回归也得到了负回归系数但不显著(列(2)：β=-1.934；p＞0.10)。这些结果与表4、表5的结果保持高度一致，意味着“互为因果”的内生性问题并没有对本文的主要研究结果产生实质影响，相关研究结论仍然稳健成立。

      

      (2)关于高管薪酬粘性问题的稳健性检验⑦

      近年来，国内外学者研究发现虽然公司高管的薪酬普遍呈现显著的业绩敏感性，但是高管薪酬在业绩增长时的边际增加量要大于业绩下降时的边际减少量，也即高管薪酬存在不对称的粘性特征。[31，32]那么，明星独董对中国上市公司高管薪酬—业绩敏感性的影响效应是否也会因薪酬粘性问题而呈现非对称性呢？为此，本文把目标样本根据公司当年业绩(ROA)与上年的比较情况细分为“业绩增长”组和“业绩下降”组，重新进行了相关的多元回归分析，结果如表7所示。从表中可以看到，公司业绩与明星独董的交互项ROA*STAR_10%在基于全样本和民营公司子样本的分组回归结果中都得到了显著为负的回归系数，只是在民营公司“业绩下降”组的回归结果中交互项的统计显著性仅达到15%的边际水平；而基于国有公司子样本的分组回归结果中交互项的回归系数为负但不具有统计显著性。因此，总体上这些结果与上文表4和表5的结果保持一致，高管薪酬的粘性问题没有影响到本文主要研究结论的稳健成立。

      

      (3)独立董事明星效应的滞后性检验⑧

      我们知道，上市公司在制定高管的薪酬契约时存在一定的时滞，其决策依据的主要是公司过去的经营业绩，而且公司高管当年的薪酬契约往往是董事会在上一年年末或年初制定的。这就意味着本文考察的独立董事明星效应可能存在滞后性问题。为此，本文把上市公司明星独董哑变量的滞后一期值作为解释变量，重新进行了相关的回归分析，结果如表8所示。从表中列示的回归结果可知，在考虑了独立董事明星效应的滞后性问题后，本文的相关研究结论仍然稳健成立，公司业绩与明星独董的交互项ROA*STAR_10%当且仅当在全样本和民营子样本中得到了显著为负的回归系数，表明明星独董显著降低了上市公司高管的薪酬—业绩敏感性，而且这种影响效应主要发生在民营上市公司。

      

      (4)主要变量度量方法的稳健性检验

      对于明星独董变量，上文的分析中我们仅以二级分类变量的形式简单区分了上市公司是否聘请了具有较高社会声誉的明星独立董事的情况，而忽略了上市公司聘请明星独立董事的人数信息⑨。因此，本文在此进一步构建了一个明星独董人数变量(STAR_Number_10%)，其值等于上市公司所聘请的明星独董人数，据此我们重新进行了相关的回归分析，结果如表9所示。从表中结果可知，公司业绩与明星独董人数的交互项ROA*STAR_Number_10%仅在全样本和民营子样本得到显著为负的回归系数，这与上文基于明星独董哑变量的相关回归结果保持高度一致，表明上市公司(特别是民营上市公司)聘请的明星独董人数越多，其高管的薪酬—业绩敏感性也就越低。

      

      对于公司业绩衡量指标，除了总资产收益率(ROA)，本文借鉴陈运森等的做法使用滞后一期的总资产收益率(ROA_1)和净资产收益率(ROE)作为公司业绩的替代指标，[17]得到的分析结果如表10所示。从表中数据结果可以看到，相关回归结果同样支持了前文的相关研究结论，虽然统计显著水平有所降低。

      

      同样地，关于高管货币薪酬的度量指标，除了“高管前三名薪酬的自然对数”，现有文献还使用了“董事、监事和高管前三名薪酬的自然对数”和“董事、监事和高管薪酬总额的自然对数”等两种替代指标，为此本文也使用了这两种替代指标进行相应的稳健性检验，结果如表11所示。从表中可以看到，得到的回归分析结果与前文保持高度一致。

      (5)计量模型估计方法的稳健性检验

      本文的样本数据是一个典型的面板数据结构，在前文仅基于年度层面的Cluster调整基础上，借鉴Peterson的稳健估计模型方法，[33]本文还同时从公司层面和年度层面对相关的回归分析结果进行了Cluster调整，以便控制面板数据可能发生的公司间截面相关和时间序列上的自相关等问题，具体结果如表12所示。从表中数据结果可知，相关回归结果与前文的研究结论没有实质性差异。

      

      综合上述的稳健性分析结果表明，本文得到的实证结果没有因内生性问题、高管薪酬粘性问题、独立董事明星效应的滞后问题、公司业绩和高管薪酬的度量指标选择问题、计量估计模型的选择问题而发生实质性的变化，相关的研究结论具有较好的稳健性和可靠性。

      四、研究结论与实践启示

      声誉激励是独立董事发挥治理作用的首要机制。在中国独立董事人力资本市场尚未真正建立起来的背景下，独立董事并不具备强烈的职业声誉激励。鉴于此，本文首次根据百度搜索引擎得到的独立董事个人社会知名度客观数据，从高管薪酬—业绩敏感性的视角考察了独立董事的社会声誉机制有效性，也即本文所称的独立董事的明星效应。具体地，利用中国A股上市公司2008-2012年间8142个年度观察样本，本文实证发现聘请社会知名度高即具有更高社会声誉激励的明星独董的上市公司比仅聘请普通独董的上市公司具有显著更低的高管薪酬—业绩敏感性，而且进一步的研究发现，明星独董的这一影响主要反映在民营上市公司。因此，本文的研究结果表明，在中国社会声誉机制不但没有激励独立董事发挥积极的治理作用，而且在一定程度上加剧了公司的治理问题，降低了高管薪酬契约的有效性。

      本文研究结论具有重要的实践启示：首先，既然具有更强社会声誉激励的明星独董也未能发挥有效的治理作用，甚至充当了更为精致的“花瓶”，那么广大中小投资者和相关监管机构不应该被独立董事的明星身份欺骗而放松应有的监督和警觉。

       其次，追根究底，明星独董沦落为更精致“花瓶”的根源与中国大众的盲目追星行为、明星的社会责任缺失、社会对明星渎职行为的处罚过轻等问题存在着莫大的关系，近年媒体曝出的明星代言“问题企业”和“问题商品”事件即是重要的例证。因此，中国证监会应该联合中国广电总局等相关部门，通过完善相关的规章制度来明确明星的社会责任和强化对明星的有效监管，引导具有社会大众意见领袖作用的明星发挥更好的榜样示范作用。

      最后，由于数据搜集技术的客观限制，本文在界定明星独董时没能完全消除重名问题的影响，这有待后续研究的完善。此外，独立董事具有监督与咨询两种作用，虽然明星独董没有发挥有效的监督作用，那么明星独董是否发挥了更好的咨询作用呢？再者，具有经管和法律方面专业知识的专业明星独董与非专业明星独董是否会在监督或咨询作用上存在一些差异呢？目前我们还不甚清楚，值得未来更深入的研究。

      ①更戏剧性的是，2012年5月，曾经戏称中国独立董事为“花瓶”的著名财经评论人叶檀女士也正式成为了ST天目(SH.600671)公司的一名独立董事。此消息一经发布就引起了新闻媒体的广泛关注。外界纷纷猜测，财经女侠叶檀女士作为独立董事是否会有不一样的表现或作为？ST天目又是出于什么目的聘请叶檀担任公司独立董事——自我救赎还是投机炒作？

      ②近年来，新闻媒体爆出的中国上市公司高管薪酬乱象比比皆是。例如，2009年2月，券商国泰君安被媒体爆出在2008年国际金融危机背景下的熊市却给高管支付了“天价薪酬”，引起了广泛关注。

      ③例如，陈运森(2012)统计发现，2003-2009年间中国上市公司独立董事比例的第一个四分位、均值、中位数和第三个四分位都非常接近于33%的监管要求，这意味着独立董事比例指标在中国各上市公司中已经不具有很好的差异识别度，无法真正区分不同上市公司独立董事的治理效果。

      ④本文还使用5%作为界定明星独董的划分标准，结果发现相关研究结果仍然显著成立。

      ⑤更具体地，本文使用的独立董事个人网络检索数据是作者在2012年7-8月份手工整理得到。虽然在不同时间检索会得到不同的检索数据，但这些数据间高度线性相关。

      ⑥在稳健性检验部分，由于使用明星独董的两个代理变量得到的检验结果基本保持一致(除了统计显著水平有一定差别外)，我们仅汇报了一个明星独董代理变量(STAR_10%)的相关稳健分析结果，以减少不必要的简单重复和节省篇幅。

      ⑦该稳健性检验得益于匿名审稿专家的建议性意见，在此表示特别感谢。

      ⑧该稳健性检验得益于匿名审稿专家的建议性意见，在此表示特别感谢。

      ⑨该稳健性检验得益于匿名审稿专家的建议性意见，在此表示特别感谢。

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