独立董事的价值：独立董事集中辞职的证据_独立董事论文

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      2012年5月5日，《人民日报》刊登《百万年薪“独董”靠啥保持独立》的文章指出，独立董事在上市公司领取巨额薪酬时不仅未能履行其应尽的职责，甚至还做出损害中小投资者与上市公司利益的不当行为。随后，2013年9月9日，《中国青年报》刊载的《近半独立董事有“从政背景”》一文，则较为详细地曝光了独立董事聘任中存在的“官员独董”现象。文章指出，退休官员担任独立董事较为普遍，这些人数庞大的独立董事并未承载完善公司治理的使命，大批“官员独董”让独立董事在“花瓶”的质疑上，又增加了一条官商交易的旋转门。那么，官方媒体的批评是否客观、真实地反映了独立董事在我国公司治理实践中的作用与价值呢？

      自2001年8月中国证监会正式在上市公司引入独立董事制度至今，学术界与实务界对独立董事是否发挥了公司治理作用一直存在争议。就产生分歧的深层次原因来看，理论研究亟待解决以下两个问题：独立董事的内生性问题以及“专业独董”与“官员独董”并存问题。首先，内生性问题导致针对独立董事的研究结论相互矛盾。经典的委托代理理论认为，虽然独立董事并不享有公司的剩余索取权，同时也缺乏高额的薪酬补偿，但是，声誉激励却能够促使独立董事承担勤勉义务以及履行监督职责(Fama & Jensen，1983)。国内许多研究支持声誉假说并且发现，独立董事改善了公司治理(张俊生、曾亚敏，2005；叶康涛等，2007；2011)。不过，Hermalin & Weisbach(2003)认为，忽视独立董事的内生性会导致错误结论。作为一个内生决定的变量，独立董事的任免往往取决于CEO对董事会的控制权以及与董事会的谈判能力(Hermalin & Weisbach，1988)。Shivdasani & Yermack(1999)研究发现，CEO利用在董事会中的权力干预和影响独立董事的任免，会显著降低独立董事的公司治理作用。一些经验证据亦表明，独立董事在公司治理中的作用并不显著(于东智、王化成，2003；张翼、马光，2005)，甚至还对公司治理产生了消极影响(李常青、赖建清，2004)。

      其次，“专业独董”与“官员独董”并存则进一步模糊了独立董事的职能界限。一般而言，从公司外部选任的独立董事主要承担咨询与监督的职能。不过，除了考虑独立董事的专业能力以外，上市公司还会选择现任或卸任的政府官员担任独立董事，以此与政府建立政治联系(Agrawal & Knoeber，2001；Goldman等，2009)，其目的一方面在于克服法律、产权和金融发展落后的现状，为公司寻求获得公平的资源配置和竞争机会；另一方面，则为了向掌握权力和资源的政府或政府官员寻租(余明桂等，2010)。因此，“官员独董”所具有的专业知识、个人能力以及掌握的政治资源既可能有助于提升公司价值，也可能为在任或卸任官员获取腐败租金提供便利。

      借助于一起外生事件所引发的独立董事集中辞职潮，本文利用事件研究法和OLS多元回归方法检验了独立董事在我国上市公司治理中的价值。2013年10月19日，中共中央组织部发布《〈关于进一步规范党政领导干部在企业兼职(任职)问题的意见〉的通知》(即中组发[2013]18号文件，以下简称“通知”)，要求现任以及卸任但未办理退(离)手续，且不符合规定条件的党政领导干部不得在企业和其他营利组织中任职。“通知”的发布很大程度上减轻了公司内生性因素对独立董事辞职行为的影响，同时，也为本文检验独立董事在公司治理中的价值提供了良好的实验数据条件。与以往的研究相比，本文的研究贡献在于：一是检验外生性事件引起独立董事辞职的市场反应很大程度上减轻了内生性问题的困扰，有助于客观评价和准确理解独立董事在公司治理中的价值与作用；二是从独立性、咨询与监督职能以及政治联系角度解释独立董事辞职的市场反应，对于完善独立董事制度以及更好发挥独立董事的作用具有积极的意义。

      二、文献述评与研究假设

      依据有效市场假说(Fama，1970)，市场能够对独立董事的辞职公告做出反应。具体而言，如果独立董事在董事会中发挥了治理作用而被认为具有价值，那么市场会以下跌的方式来回应辞职消息的公布，反之亦然。本文将在梳理和评价以往研究文献的基础上，提出本文的研究假设。

      1.独立性与独立董事价值

      对于独立董事制度而言，其保持旺盛生命力和有效发挥作用的核心是独立性。Fama & Jensen(1983)认为，声誉激励将确保独立董事不会与公司管理者合谋，并且愿意积极、勤勉地履行监督责任。然而，对于并不享有公司剩余索取权以及缺乏高额薪酬补偿的独立董事而言，一旦缺乏足够的独立性，声誉机制将难以有效发挥激励效应。从现实情况来看，一方面，在公司股权分散的情况下，CEO掌握控制权可以影响乃至操纵董事会的运作，并且直接或间接干预独立董事的遴选与任命(Hermalin & Weisbach，1988；1998；2003)；另一方面，在公司股权相对集中的情况下，控股股东依然会利用其控股地位影响独立董事的聘用。显而易见的是，缺乏独立性使得独立董事易于成为管理者和控股股东的附庸而难以在公司治理中有所作为。因此，近些年来，实行独立董事制度的国家纷纷通过制定更加严格的遴选条件和提名程序来强化独立董事的独立性。

      已有的研究证实，独立性对于独立董事发挥公司治理作用至关重要。Shivdasani & Yermack(1999)发现，CEO在独立董事的遴选和任命过程中施加了影响，他们更愿意在董事会中任命外部关联董事而不是独立董事，不过市场对于外部关联董事的任命反应消极则恰好说明独立性的损害会显著降低独立董事的价值；Nguyen & Nielsen(2010)发现，独立董事的独立性越强则突然死亡造成的公司价值损失越大，同样证明了独立性对于独立董事作用发挥的重要性；叶康涛等(2011)发现，独立董事的独立性越强，则越可能对损害中小投资者利益的董事会提案进行公开质疑，并且独立董事通过公开质疑的方式行使监督职能能够提高公司价值。因此，本文提出如下假设：

      

：在其他条件不变的情况下，独立董事的独立性越强，则市场对其辞职的反应越消极。

      2.监督、咨询与独立董事价值

      一般认为，独立董事在董事会中主要承担监督与咨询两种职能，即独立董事一方面需要积极防范公司管理者与大股东通过各种侵占手段损害中小投资者利益，并在挑选和任免公司CEO的过程中发挥作用；另一方面，则依靠专业知识和出色的个人能力向CEO或者高层管理者提供建议与意见。然而，遗憾的是，由于无法观察到独立董事履行职责的整个过程，目前的研究大多假定独立董事在董事会中承担了某一种职能。逻辑上而言，可观测的信息，例如，独立董事是否担任专门委员会的委员，以及独立董事的学历、专业、职称水平等能够在一定程度上反映其履行监督与咨询职能的情况。

      已有的研究证实，独立董事勤勉地履行监督与咨询职能将有助于改善公司治理以及提高公司经营业绩。杨忠莲、杨振慧(2006)、杨忠莲、殷姿(2006)发现，上市公司设立由独立董事参加的审计委员会能够降低财务报告重述的几率以及财务舞弊的可能性；蔡卫星、高明华(2009)，刘力、马贤明(2008)分别发现，审计委员会的设立可以提高上市公司信息披露质量，并且审计委员会成立的时间越长，则审计质量越高；牛建波、刘旭光(2008)发现，独立董事担任专门委员会的委员有利于发挥监督职能，能够为投资者带来显著的治理溢价。此外，Johnson等(1996)认为，具有行业专长和管理背景的独立董事能够从专业的角度为公司战略和经营决策提供建议，以及提供低成本的融资策略和价值管理等咨询；王跃堂等(2006)发现，独立董事具有银行、证券以及高校商学院背景，对公司绩效有显著的促进作用；刘浩等(2012)发现，具有银行背景的独立董事更好地发挥了咨询职能，并且使公司获得了更多的信贷融资。因此，本文提出如下假设：

      

：在其他条件不变的情况下，市场对担任专门委员会委员的独立董事辞职反应越消极。

      

：在其他条件不变的情况下，市场对具有高学历的独立董事辞职反应越消极。

      

：在其他条件不变的情况下，市场对具有高级职称的独立董事辞职反应越消极。

      

：在其他条件不变的情况下，市场对具有会计、法律以及公司工作经验的独立董事辞职反应越消极。

      3.政治联系与独立董事价值

      在大多数国家，公司存在政治联系是一种普遍现象(Faccio，2006)。Shleifer & Vishny(1994)认为，政治联系的实质是政治家与企业家之间的利益交换，即政治家为了赢得选举会以提供财政补贴作为条件，要求公司聘请更多的员工和支付超过平均水平的工资。不过，在市场化程度较低、法律制度不健全以及政府干预比较盛行的国家，政治联系也可能成为公司克服外部环境限制，获得资源支持以及公平竞争机会的替代性机制。因此，公司选任具有政府任职经历的独立董事将对公司治理产生两种截然不同的影响：一方面，收取租金作为曾经向公司提供“帮助”的补偿，或者依靠所掌握的政治资源迫使公司形成有利于“官员独董”特殊利益的公司治理结构(杨其静，2011)；另一方面，由于熟悉国内政企博弈规则和管制政策，以及凭借广泛的政治人脉关系，“官员独董”可以从专业的角度为CEO和公司高层管理者提供诸如产业发展、信贷融资策略、财政补贴以及税收优惠等方面的咨询建议。

      目前，针对“官员独董”与公司治理的研究相对较少。Agrawal & Knoeber(2001)发现，依赖政府订单以及出口受到管制的公司倾向于聘请具有政府任职经历的独立董事。Goldman等(2009)以2000年美国大选为背景，发现市场对公司提名共和党卸任官员作为独立董事的消息反应积极，而对提名民主党卸任官员作为独立董事的消息则反应消极。郑路航(2010)发现，“官员独董”是一种有利于增加公司价值和提高公司业绩的政治资源，对于第一大股东为国有股的上市公司，该政治资源的业绩后果更明显。不过，余峰燕、郝项超(2011)却发现，聘请行政背景独立董事的国有控股上市公司调增盈余的幅度更大，其财务信息质量更差。因此，本文提出如下假设：

      

：在其他条件不变的情况下，市场对“官员独董”的辞职反应消极。

      

：在其他条件不变的情况下，市场对“官员独董”的辞职反应不明显。

      三、实证研究设计

      1.研究样本与数据来源

      本文选取2013年10月19日—2014年6月30日作为获得独立董事辞职样本的区间，利用万得(WIND)数据库检索上市公司辞职公告，并逐一收集和整理独立董事的辞职原因以及个人工作经历等信息，其中256家上市公司公告247位辞职的独立董事属于“通知”规定的党政领导干部范畴，在此基础上逐项剔除以下样本：(1)金融行业；(2)在[-5，+5]发布定期报告、股利分配、并购、再融资以及期权激励计划；(3)上市不满一年；(4)公告辞职当天停牌；(5)超过两位独立董事同一天辞职；(6)独立董事任职期满；(7)交易数据缺失。经过筛选最终得到176个样本(涉及170家上市公司和153位独立董事)。

      独立董事个人信息、辞职原因、专门委员会成员等数据来自万得(WIND)数据库，公司治理数据、公司财务数据以及股票交易数据来自国泰安(CSMAR)数据库，公司最终控制人数据来自色诺芬(Sinofin)数据库。

      2.变量定义

      (1)市场反应。本文借鉴Brown & Warner(1985)的方法计算公司首次公告辞职的市场超常收益率(AR)，计算公式为：

。其中，

为考虑现金股利再投资的日个股收益率；

为等值加权的上证综指、深圳成指以及创业板指数考虑现金股利再投资的日收益率。公告独立董事辞职当天为事件日第0天，本文计算了事件日不同窗口期的市场累计超常收益率(CAR)，并选择将CAR[-2，+1]作为因变量。

      (2)独立性。Shivdasani & Yermack(1999)、Nguyen & Nielsen(2010)认为，CEO干预和影响独立董事的任命会降低独立性，并以独立董事是否在CEO任期内任命作为衡量独立性的指标；叶康涛等(2011)则通过比较董事长与独立董事相对任期的方法度量独立性。此外，Carter & Lorsch(2003)认为，独立董事的独立性还受到任期时间的影响。本文以CEO任命(Appointed_by_CEO)和独立董事任期(Tenure)分别作为度量独立性的指标，前一个指标为虚拟变量，即独立董事在现任CEO任职期间任命为1，否则为0；后一个指标为连续变量，表示独立董事开始任职至辞职期间的月份。

      (3)专门委员会。根据上市公司专门委员会的设立情况，本文构建了五个虚拟变量，分别是专门委员会、审计委员会、薪酬委员会、提名委员会和战略委员会。专门委员会(Committee)表示独立董事在专门委员会担任委员为1，否则为0；审计委员会(Audit Committee)表示独立董事担任审计委员会委员为1，否则为0；薪酬委员会(Compensation Committee)表示独立董事担任薪酬委员会委员为1，否则为0；提名委员会(Nominating Committee)表示独立董事担任提名委员会委员为1，否则为0；战略委员会(Strategy Committee)表示独立董事担任战略委员会委员为1，否则为0。

      (4)个人能力与专业背景。已有的研究证实，独立董事的个人能力与专业背景有助于监督与咨询职能的发挥(王跃堂等，2006；Nguyen & Nielsen，2010；刘浩等，2012)。因此，本文分别构建了学历、职称、专业背景以及公司工作经验变量。学历(Master)主要指独立董事是否具有硕士及以上学历，是为1，否则为0；职称(Title)表示独立董事是否具有教授、高级工程师、高级经济师、高级会计师、研究员等高级职称，有则为1，否则为0；专业(Major)分为会计(Accounting)与法律(Law)，即独立董事是否具有会计专业背景、法律背景，是为1，否则为0；公司工作经验(Experience)表示独立董事曾在公司工作经历(不包括在公司中担任独立董事的经历)为1，否则为0。

      (5)政治联系。政治联系的定义和度量是实证研究中能否准确检验政治联系与财务问题的关键(石晓乐、许年行，2009)。参考已有文献对政治联系的度量方法，本文以虚拟变量度量政治联系(PC)，即独立董事曾在中央或地方各级党的机关或政府部门任职，或担任人大委员长(主任)、副委员长(副主任)以及政协主席、副主席职务为1，否则为0。此外，本文还依据行政级别度量独立董事政治联系的差别，中央政治联系(CPC)表示独立董事曾在中央党的机关或政府部门任职，或担任全国人大委员长、副委员长以及政协主席、副主席职务；地方政治联系(LPC)表示独立董事曾在省、市或县各级地方党的机关和政府部门任职，或担任地方人大主任、副主任以及政协主席、副主席职务。

      (6)控制变量。本文控制变量主要包括：独立董事所占比例少于三分之一(Less than 1/3)，即独立董事辞职导致董事会中独立董事所占比例少于三分之一为1，否则为0；辞职原因(Cause)，即上市公司公告独立董事辞职是由于中组发[2013]18号文件或类似文件(如《关于加强高等学校反腐倡廉建设的意见》、财政部财人干[2014]33号文件、《中共教育部党组关于进一步加强直属高校党员领导干部兼职管理的通知》)规定为1，否则为0；独立董事年龄(Age)表示独立董事辞职时的年龄；董事会规模(Board_size)表示公司董事会的人数；两职合一(Dual)为虚拟变量，董事长与总经理由同一人担任为1，否则为0；独立董事比例(Outsider_ratio)表示董事会中独立董事所占比例；最终控制人性质(State_owned)为虚拟变量，最终控制人是中央和地方国资委、政府其他部门以及高校则为1，否则为0；第一大股东持股比例(Top1)表示公司第一大股东所持股份占总股份的比例；无形资产比例(Intangible_assets)表示无形资产占账面总资产的比例；账面市值比(B/M)表示期末账面总资产除以股权市值与净债务市值之和，其中，非流通股权的市值以净资产计算；上市公司年龄(Firm_age)表示公司上市至今的年龄；总资产收益率(ROA)期末净利润除以平均总资产；负债率(Levage)表示期末负债总额除以账面总资产；公司规模(Ln_size)表示上市公司账面总资产的自然对数。

      四、实证结果与讨论

      1.变量描述性统计

      表1给出了变量描述性统计结果。在[-2，+1]，市场累计超常收益率的均值为-0.63%，最小值和最大值则分别达到-11.72%和13.15%。47.73%的独立董事在现任CEO任期内任命，他们的平均任期为36个月，辞职导致85.23%的样本董事会中独立董事所占比例低于三分之一。从专门委员会的任职情况来看，79.14%的独立董事担任了不同委员会的委员，其中，担任审计委员会、薪酬委员会、提名委员会以及战略委员会委员的比例分别为43.75%、45%、56.26%以及43.13%①。从独立董事的学历、职称、专业背景以及公司工作经验来看，68.21%的独立董事具有硕士及以上学历，具有教授或其他高级职称的独立董事占比为73.86%，具有会计和法律专业背景的独立董事占比分别为25.57%和7.39%，具有公司工作经验的独立董事所占比例则达到44.89%。从辞职原因来看，44.32%的样本公告独立董事辞职原因是由于中组发[2013]18号文件或类似文件的规定。从独立董事在各级党的机关和政府任职的经历来看，具有政治联系的样本占比为46.59%，其中，具有中央政治联系和地方政治联系的独立董事占比分别为17.61%和28.98%。

      

      公司治理变量的统计结果显示，董事会规模平均为9人，CEO与董事长两职合一的比例为27.84%，独立董事人数在董事会中所占平均达到37.52%，第一大股东持股比例的均值为38.46%。从公司特征来看，国有上市公司所占比例为47.73%，账面市值比的均值为0.7590，上市公司的年龄平均接近10年，总资产收益率和负债率的均值分别为4.32%和44.09%。

      2.独立董事辞职的市场反应

      表2报告了独立董事辞职的市场反应。其中Panel A和Panel B分别为市场超常收益率(AR)和市场累计超常收益率(CAR)。Panel A的统计结果显示，独立董事辞职当天(第0期)，AR的均值为-0.04%，中位数为-0.31%且在10%的置信水平上显著。不过，由于市场可能存在提前获悉独立董事辞职的消息，或者上市公司在第0期交易结束时才发布独立董事辞职公告，因此，造成市场提前反应或者滞后反应。可以发现，市场对独立董事辞职的反应集中在第-2期和第1期。第-2期AR的均值和中位数分别为-0.32%和-0.29%，且在5%和1%的置信水平上显著，表明市场提前获悉了部分上市公司独立董事辞职的消息。第1期AR的均值和中位数则分别为-0.31%和-0.42%，同样在5%和1%的置信水平显著，则表明，由于部分上市公司择机发布独立董事辞职公告造成市场反应滞后。

      

      Panel B报告了市场累计超常收益率的统计结果，CAR[-5，+5]、CAR[-2，+2]以及CAR[-1，+1]的均值和中位数均为负值，中位数检验结果显示，在不同的窗口期内市场累计超常收益率显著异于0，表明市场对独立董事的辞职反应消极。与Panel A统计结果一致，由于市场对独立董事辞职的反应主要集中在第-2期和第1期，因此，CAR[-2，+1]的均值和中位数分别达到-0.63%和-0.67%，并且在5%和1%的置信水平上显著。总体而言，市场对独立董事的辞职反应消极，说明市场认为，独立董事辞职对上市公司而言是一种损失。

      3.独立性、监督、咨询与独立董事价值的多元回归结果

      本文分别以独立董事在现任CEO任期内任命，以及独立董事的任期作为度量独立性的变量对假设H[，1]和假设H[，2]进行检验，结果如表3所示。表3第(1)列的回归结果显示，独立董事任期与市场累计超常收益率之间没有显著相关性，而独立董事在现任CEO任期内任命(Appointed_by_CEO)则与市场累计超常收益率之间呈显著负相关关系，其中，系数为-0.0134且均在5%的置信水平显著，说明在现任CEO任期内任命的独立董事辞职引起的市场价值损失比基准样本(独立董事不在现任CEO任职期内任命)要低-1.34%，即独立性较弱的独立董事其辞职行为引起的市场反应反而越强烈，这与本文的研究假设以及以往研究文献的结论相反。不过，片面强调独立性可能忽视了我国独立董事所处的现实环境，同时也不利于独立董事在董事会中发挥作用。唐清泉、罗党论(2006)针对500位独立董事的调查问卷结果就显示，70%受访者认为“保持与董事长及内部董事良好的沟通和合作”有助于独立董事作用的发挥，这也反映出独立董事的独立性是相对的。换言之，公司管理层聘请相互了解或彼此熟悉的人士担任独立董事，在实践中更有利于独立董事发挥作用。

      

      在表3中列(1)的回归分析中，本文还检验了辞职造成独立董事比例低于三分之一对公司价值的影响，Less than 1/3的系数为-0.0047，但并不显著。通过阅读独立董事的辞职公告，发现绝大多数上市公司在独立董事比例低于三分之一时，会选择暂时留任已辞职的独立董事以降低负面影响。列(1)的回归结果还显示，国有上市公司的独立董事辞职会引起市场正向反应，State_owned的系数为0.0132且在5%的置信水平显著，说明独立董事在国有上市公司中的价值要显著低于在民营上市公司中的价值。此外，市场累计超常收益率与独立董事辞职原因、两权分离、信息获取成本、公司成长性、公司年龄、盈利能力以及负债率等变量之间不存在显著相关性②。列(2)和列(3)检验了市场对担任专门委员会委员的独立董事辞职的反应。其中，列(3)的回归结果显示，Compensation Committee的系数为-0.0176且在5%的置信水平显著，表明市场认为担任薪酬委员会委员的独立董事在公司治理中发挥了积极作用。列(4)报告了市场对于具有不同学历、职称、专业背景以及公司工作经验的独立董事辞职的反应。回归结果显示，市场对具有硕士及以上学历的独立董事辞职反应为正但并不显著，表明市场不认为高学历的独立董事能够在董事会中发挥更大的作用。对于具有教授等高级职称，以及具有会计、法律背景的独立董事的辞职，市场反应为负但是不显著。与假设预期不同的是，Experience的系数为0.0173且在10%的置信水平显著，表明具有公司工作经历的独立董事在董事会中并没有发挥积极的作用。

      4.政治联系与独立董事价值的多元回归结果

      市场对具有政治联系的独立董事辞职行为的反应的检验结果如表4所示。表4中列(1)～列(3)分别报告了具有政治联系、中央政治联系以及地方政治联系的独立董事与市场累计超常收益率之间的相关系数，PC、CPC和LPC的系数均为负但不具有统计上的显著性，这也就意味着，市场认为具有政治联系的独立董事辞职对于公司价值造成的损失并不明显。换言之，这些独立董事在公司治理中并没有发挥显著的咨询或监督作用。

      

      不过，具有政治联系的独立董事在不同所有权性质的公司中发挥的作用可能存在差异。由于国有上市公司与政府之间存在着天然联系，因此，具有政治联系的独立董事在国有上市公司中的作用比较有限。同时，国有上市公司聘请具有党委机关和政府部门工作经历的独立董事，可能出于对卸任官员的某种“照顾”。对于民营上市公司而言，聘请具有政治联系的独立董事则可能出于为公司寻求获得公平的资源配置和竞争机会，或是得到诸如产业发展、信贷融资策略、财政补贴以及税收优惠等方面的咨询建议。列(4)和列(5)检验了国有上市公司中具有政治联系的独立董事辞职的市场反应，在回归检验中本文还增加了独立董事在现任CEO任职期内任命与政治联系的交乘项(CPC×Appointed_by_CEO和LPC×Appointed_by_CEO)。不难发现，在现任CEO任期内任命的具有中央及地方政治联系的独立董事并没有在董事会中发挥积极的作用，相反，市场认为这类独立董事的辞职反而有助于公司价值的提升。列(6)和列(7)检验了民营上市公司中具有政治联系的独立董事辞职的市场反应，CPC×Appointed_by_CEO和LPC×Appointed_by_CEO的系数分别为0.0177和-0.0309，并且后者的系数在10%的置信水平显著，说明具有中央政治联系的独立董事在民营上市公司中没有发挥显著作用，他们的辞职被视为有助于提升公司价值。相反，具有地方政治联系的独立董事则在民营上市公司中发挥了积极作用，市场认为这些独立董事的辞职对于公司而言是一种损失。

      5.进一步研究与稳健性检验

      与“官员独董”在董事会中的作用相比，独立董事津贴是否成为上市公司向“官员独董”进行利益输送的方式呢？本文以独立董事辞职上一年度领取津贴的自然对数作为因变量(剔除了金融行业)，在回归分析中增加了独立董事兼职数量以及控制行业因素影响。研究结果显示，具有中央政治联系的独立董事从上市公司领取了更高的津贴，具有地方政治联系的独立董事则没有获得更高的津贴。这也就意味着，独立董事津贴一定程度上成为上市公司向“官员独董”进行利益输送的方式。

      此外，本文分别选择不同的时间窗口以及价值加权方法计算市场累计超常收益率，重新对表3～表4进行稳健性检验，结果显示，关键解释变量的系数方向和显著性没有发生明显改变(限于篇幅，结果不再列示)。

      五、结论与讨论

      本文以中组部发布[2013]18号文件作为一起外生事件，实证检验了独立董事辞职的市场反应。研究发现，市场对独立董事辞职的反应显著为负，说明独立董事在公司治理实践中发挥了积极的作用。以往片面强调独立性可能忽视了我国独立董事所处的现实环境。本文发现，保持与公司管理者良好的沟通对于独立董事发挥作用至关重要。与此同时，独立董事担任薪酬委员会委员有助于其履行职能，具有地方政治联系的“官员独董”只在民营上市公司中具有价值，而“官员独董”在国有上市公司中则没有发挥明显的作用。此外，在中央党的机关与政府部门工作的经历使“官员独董”从上市公司领取了更高的津贴，这就意味着独立董事津贴一定程度上成为上市公司向“官员独董”进行利益输送的方式。以上研究结论表明，尽管独立董事制度存在不尽如人意之处，但并不能否认独立董事在中国公司治理实践中所具有的价值以及发挥的积极作用。

      作为典型的转型经济国家，依靠正式制度规范和发展金融市场，以及借鉴发达国家的制度经验提高公司治理水平，不可能在现实中一蹴而就。改革和完善独立董事制度需从我国资本市场发展的现实情境和约束条件出发，逐步消除独立董事制度遇到的樊篱，使独立董事在公司治理中更好地发挥作用。结合研究结论，本文认为，应进一步规范独立董事的任职条件以及充分披露独立董事遴选信息，杜绝担任独立董事成为在任或卸任官员获取腐败租金的途径。应加强独立董事在专门委员会中的作用，在制度设计上提高独立董事在专业委员会中的任职比例、强化独立董事的权利以及降低公司管理者对专业委员会的影响，尤其是减少公司管理者对薪酬委员会和审计委员会的干预，使独立董事能够制定合理的管理者薪酬契约以及客观评价公司经营绩效，从而更好地发挥监督和咨询职能。

      本文也存在以下研究不足：独立董事背景信息披露不充分可能导致回归模型遗漏了某些重要变量。例如，独立董事的专业背景以及工作经历与上市公司业务之间的相关性可能对独立董事辞职的市场反应具有一定的解释力。因此，除了考察独立董事的学历、是否具有财务专业背景以及政治联系等对独立董事发挥监督与咨询作用的影响之外，在今后的研究中应重点关注独立董事的专业背景以及工作经历与上市公司业务之间的相关性对其价值的影响。

      ①13个研究样本虽然发布了独立董事辞职公告，但是，尚未有合适的独立董事人选继任，因此，无法从公司公告和万得(WIND)数据库获得这些独立董事担任专任委员会委员的具体信息。这也导致13个样本的委员会信息缺失。此外，还有3个研究样本仅披露了独立董事在相关委员会任职而未披露具体委员会信息，导致四个委员会的样本数据减少为160个。

      ②限于篇幅未报告详细结果。

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