董事市场供给会影响董事会独立性吗——基于中国上市公司的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,独立性论文,董事会论文,中国论文,上市公司论文，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。
一、问题提出
尽管理论界对独立董事有效性的争论正经历从怀疑到肯定的转变阶段，但是现实中“花瓶董事”、“人情董事”、“被辞职”、“轿夫”，以及“走穴”等事件的频出不断对独立董事的理论研究提出挑战。独立董事“黑箱”式选择过程是造成这种现象的重要原因。在独立董事的选择过程中，继任者一方面来自于股东推荐或管理层提名等内部方式；另一方面来自于市场公开选聘机制。尽管由市场选拔比由某些群体来选拔更具独立性，但是独立董事的选拔机制的独立性程度取决于选拔过程中的主观和非主观因素的程度大小(谭劲松，2003)，即独立董事选聘的市场化机制是公司和个人双重因素共同作用的结果。在公司层面，CEO对独立董事的提名和撤换权力使得越“顺从”的独立董事越可能被选中，越“不配合”的独立董事越可能被舍弃，尤其当国内上市公司普遍存在控股股东或内部人控制时。在个人层面，独立董事在关注任职物质利益的同时必然关注公司的复杂程度、公司的地理位置如气候和旅游、往来交通便利程度等(尤其异地任职时)，而增加社会声誉、扩充人脉等隐性逐利性动机也是影响是否接受聘任的重要因素。另外，在“关系至上”的中国，独立董事的职业背景尤其政治背景是公司选聘独立董事时更加重要的参考标准，因为官员董事可以利用自身关系网络为公司提供各种寻租机会，例如简化或减少诸如行政审批程序等便利。正如魏刚等(2007)所指出，与政府部门、其关联机构及国有商业银行搞好关系是决定企业长远竞争优势的关键，官员董事、银行家董事等入驻董事会的常态化现象恰恰说明了这一点。
尽管独立董事的选择过程呈现出较强的公司和个人偏好，但是独立董事资源的稀缺性和相关法规的限制决定了公司对优秀独立董事需求的不满足性。①那么，在此种情形下，独立董事选聘是否仍然呈现市场化特征呢？如果呈现市场化特征，那么市场化程度又如何呢？不同程度的市场供给又如何影响独立董事选聘呢？现有独立董事研究集中于监督和咨询的有效性和日常工作表现的特点无法对上述问题提供直接或间接的回答，这就为我们提供了研究动机。虽然单个独立董事的选择过程较难观察，即单个独立董事的选聘一直处于“黑箱”之中，但是董事会结构的可观测性为我们提供了研究依据。基于此，我们首次从劳动力市场的角度通过量化董事市场供给的方式分析市场供给对董事会独立性的影响，以期在整体上揭开独立董事选聘过程的“黑箱”，同时为解决董事会内生性提供新的方法。
二、独立董事选择的互动博弈
发端于分散股权结构条件下的独立董事制度的目的在于防止控股股东与管理层内部控制等问题。自独立董事出现以来，众多文献从独立董事的数量特征、个人特质等角度分析其监督与咨询功能对公司行为的影响。由于单纯对独立董事数量特征与公司绩效相关性的探讨会因内生性问题无法得到一致结论，对职业背景、教育背景等个人特质的考察成为独立董事研究的又一焦点。但是，已有研究均忽视了独立董事的一个重要特征——资源稀缺性，正是这种资源稀缺性才导致某些独立董事身兼数职即“繁忙董事”和董事网络的出现。在稀缺性影响下的独立性使得独立董事的选择机制更易呈现市场化特征。总之，独立董事的选择过程是公司和个人在成本和收益的权衡下互动博弈的结果(如图1所示)。
图1 独立董事选择的互动博弈
公司丑闻的频出和外部环境不确定性的冲击促使各国监管当局和公司从国家法规和企业制度层面逐步设立独立董事制度，即独立董事的聘请来自于监管当局的强制要求和公司的自主性需求。对于强制性需求，“被动的”董事会可能以“消极的态度”对待，更多地依赖大股东或者CEO等内部人提名和推荐的方式满足相关法规要求，较少地选择市场化的聘任机制，因为这既可以满足大股东或者CEO等内部人的需求，同时可以达到监管当局的强制要求。但是，董事会必须承担独立董事“不独立”带来的监督作用较差等成本。相比于强制性需求，公司董事会必然更加谨慎和认真地对待自主性需求，即使存在大股东或内部人控制等现象，董事会必然能够积极克服内部人推荐和提名，以及阻碍市场化机制选聘更具“独立性”的新任董事的现象。为了满足自主性需求，除本地市场外，董事会还可能从董事资源更丰富的中心市场进行选择。此时，尽管董事会需要承担内部人的“愤怒成本”，但是董事会可以获得独立董事的“独立性”收益。另外，如果进行异地选择，董事会还需承担市场搜寻成本，但是，可以获得优质董事资源产生的潜在收益。
除了公司的成本和收益之外，独立董事的任职成本和收益是影响独立董事选择过程的另一主要因素。作为规避风险的理性人，独立董事候选人存在受物质利益和非物质利益驱动的主动任职动机。相对于货币薪酬等物质利益而言，独立董事对声誉、社会地位等非物质利益关注度更高。正如Fama and Jensen(1983)所指出的，独立董事监督动力的来源就是在外部劳动力市场上维护自身荣誉；唐清泉等(2006)也指出，在中国制度背景下，独立董事进行监督的主要动因是规避法律风险或声誉风险。与之对应的是，独立董事任职必须承担如时间和精力等的现实成本、机会成本，以及如法律和声誉的风险成本(谭劲松等，2006)。因此，独立董事的任职选择过程就是收益和成本的权衡过程。
总之，独立董事的选择过程不仅包含着公司内部CEO、大股东以及董事会之间的成本与收益之间的相互博弈，还包含着潜在董事资源对任职成本和收益的权衡。只有当公司的独立董事市场化选择机制的收益和潜在独立董事主观度量的收益均占优时，独立董事的市场化选择才会实现。
三、研究设计
1.样本选取和数据来源
由于中国证监会在2002年开始强制要求上市公司设立独立董事。我们选取2002—2010年沪深两市全部上市公司作为研究对象，并对初始样本进行了以下处理：剔除金融类公司；剔除连续三年被ST或PT的公司以及在样本期间退市的公司；剔除相关财务数据缺失的公司；剔除注册地发生变更的公司。最终所得样本包括1664家上市公司的9754个年度观察值。在数据来源方面，公司相关数据主要来源于CCER数据库、CSMAR数据库；各省份律师事务所数量来源于各年《中国律师年鉴》；各省份会计师事务所数量来源于《中国注册会计师》、各省注册会计师协会网站及其每年工作总结；各省份上市公司数量来源于各年《中国证券期货统计年鉴》。
2.模型构建与变量定义
为了揭开独立董事选择过程的“黑箱”，根据Knyazeva et al.(2011)的方法，我们通过构建市场供给指数，并结合可观测的董事会结构，构建如下模型：
在被解释变量方面，我们选取董事会中独立董事的比例(INDB)进行衡量。在解释变量方面，为了综合衡量董事市场供给程度，我们构建了董事市场供给指数(BMI)，该指数从律师、会计、高校、同行业上市公司和非同行业上市公司五个角度衡量市场供给②，分别选取各省每年的律师事务所、会计事务所、普通高等学校和上市公司的年末总量。在构造市场供给指数时，为了剔除人口因素的影响，我们分别将各因素本期实际规模除以各省同期人口总规模，共获得五个指标Lindex、Aindex、Uindex、Sindex、Dindex，若每个指标大于样本中值则将其赋值为1，否则为0。③董事市场供给指数为：
BMI＝Lindex＋Aindex＋Uindex＋Sindex＋Dindex (2)
BMI取值范围为0～5。为了衡量不同地区董事市场供给指数，我们从本地市场和中心市场两个方面进行了界定。对于本地市场的界定，我们采用公司注册地所在省份进行衡量，由于公司注册地在公司成立时即被选择，我们视其为前定变量，其中BMIL为公司注册地的市场供给指数。在辐射中心的选择上，由于辐射中心需集聚高密度的人才流转和资金投入，并且其集聚功能越强，对周边地区服务的功能也越强的考虑，我们选取了北京、上海和广东三个地区作为中心市场，而中心市场紧邻省份即为接收辐射的省份④，其中BMIC为中心地区的董事市场供给指数。
在控制变量方面，我们主要控制了治理机制和公司特征两方面的影响。在治理机制方面：在股权结构方面，我们选取第一大股东与第二大股东持股比值的指数和第二至第九大股东持股比例S9；在管理层权力方面，我们选取董事长与总经理两职兼任(DUAL，若总经理兼任董事长则为1，反之为0)和总经理持股比例CEOH。在公司特征方面：由于规模较大的公司，其复杂程度较高，从而需要较多的专家董事，我们选取公司规模的自然对数衡量公司的经营复杂程度：由于较差的绩效会导致独立董事的增加以加强对管理层的监督(Hermalin,Weisbach,1998)，我们采用ROA衡量公司绩效；对于经营风险，我们采用财务杠杆比率进行衡量；对于成长性，我们选取账面市值比进行衡量⑤。考虑到独立董事比例和公司绩效很可能都与遗漏变量相关，现有研究方法容易导致严重的内生性问题(Hermalin,Weisbach,1998; Harris,Raviv,2008)，我们将规模、绩效、风险，以及成长性指标均滞后一期即LINSIZE、LROA、LFL、LMB。最后，我们还控制了行业特征INDUSTRY、地区AREA和年度YEAR变量⑥。
四、统计分析
1.主要变量统计性分析
表1给出了主要变量的统计结果。董事会独立性的均值为34.594％，并且其标准差仅为6.255。在市场供给指数方面，BMIC显著大于BMIL，这也正说明辐射中心市场供给的董事资源优于本地市场，二者标准差基本一致均在1.6左右。在股权结构方面。尽管Z指数均值为25.762，标准差为71.037，但是其3/4分位数仅为19.3，仅有20％左右的样本股权制衡度超过20；S9的均值为18.432％，其3/4分位数为27.576％，并且99％的样本第二至第九大股东持股比例低于50％，即样本中股权集中度较高。在管理层权力方面，总经理两职兼任样本仅占15.5％，对于总经理持股而言，零持股、低持股的现象仍然较为普遍，样本中超过75％的样本公司总经理持股比例为零或接近于零。在公司特征方面，公司规模的均值为21.511，标准差仅为1.1；对于公司风险而言，财务杠杆系数的均值为1.574；公司成长机会和绩效的均值分别为0.589和0.040。
2.董事市场供给的地域性特征
图2描述了本地市场供给与董事会独立性的变动趋势。对于董事会独立性而言，其均值呈现逐渐上升的趋势，在证监会《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》的强制要求下，上市公司独立董事比例的均值在2003年达到0.33。这符合法规规定的1/3要求，并且逐步上升至2010年的0.366。样本中董事会独立性不足1/3的公司由2003年的22.97％下降到2010年的1.15％。对于本地市场供给而言，尽管2007年以后出现下降趋势，但是本地市场供给指数总体上基本呈现递增趋势。
为了呈现董事市场供给的辐射效应，我们在图3中描述了辐射中心的市场供给指数和紧邻省份上市公司的董事会独立性。在上海、北京和广东三个辐射中心中，市场供给指数均值呈现逐渐递增趋势，并且总体增长幅度达到10％。这三个辐射中心市场供给指数与其紧邻省份市场供给指数的显著差异说明了我们选取其为辐射中心的合理性；同时，其紧邻省份的公司董事会独立性也由0.242上升到0.363，这些公司董事会独立性的上升一方面来自于证监会的强制要求；另一方面来自于公司自身对具备咨询和监督功能的独立董事的自主性需求，而自主性需求的满足除来自本地市场外，同样可能来自于潜在董事资源更加丰富的中心市场，从而为下文独立董事总需求和自主性需求的检验提供了基础。
图2 本地市场供给与董事会独立性的变动趋势
图3 中心市场供给与董事会独立性的变动趋势
五、实证分析
1.本地董事市场供给分析
为了消除异常值的影响，我们对相关数据在1％的水平上进行了winsorize处理。表2给出了本地市场董事供给对董事会独立性的影响。⑦在方程(1)中，BMIL对独立性产生正向影响，在控制股权结构、管理层权力以及公司特征之后，方程(3)中BMIL与独立性产生显著的正相关关系。这与Knyazeva et al.(2011)的结果一致，即董事的本地市场供给会对董事会独立性产生正向影响。这一方面归因于本地董事对本地市场形势、本地公司特征尤其“软”信息等方面具有比较优势，从而使得本地董事可以为公司决策提供更加有效的方式；另一方面，在企业的成功同时受到内部资源和外部社会网络资源双重影响的条件下，尤其在“关系至上”的中国社会，董事的本地社交关系网可以为企业提供特定地理空间范围和权限范围内的有利资源，从而可以应对环境的不确定性、弥补信息匮乏的缺陷以及提供寻租机会等。因此，当本地市场董事供给更加充足时，董事会可以选聘更多的优秀董事尤其独立董事，从而更有效地发挥独立董事的监督和咨询职能。
在其他变量方面，Z指数对董事会独立性作用并不明显，第二至九大股东持股比例的系数显著为负，即大股东持股比例越高，董事会独立性越差；在管理层权力方面，两职兼任的存在会提高董事会独立性，CEO持股负向影响董事会独立性，表明CEO权力越大，董事会独立性越差，这也就与已有研究中管理层权力假设一致，即CEO对独立董事的提名和撤换权力使得越“顺从”的董事越可能被选中，越“不配合”的董事越可能被舍弃。Fracassi and Tate(2012)就发现，权力较大的CEO倾向雇佣与其存在较多关联的“朋友”担任董事，那么在普遍存在公司被控股股东或内部人控制的中国现实背景下，这一现象必然有所体现。在公司特征方面，公司规模和风险能够带来独立性的显著增加，账面市值比和公司绩效的系数为负，并且前者在5％的水平上显著，表明公司的复杂程度越高、风险越高，以及绩效越差，董事会独立性越高。
2.董事市场供给的辐射效应分析
从物理辐射效应到经济辐射效应，从大范围的“长三角辐射”、“珠三角辐射”、“奥运辐射”、“世博会辐射”、“亚运会辐射”到小范围的“机场辐射”、“高新开发区辐射”、“大学城辐射”，中心地域的资源禀赋优势为外围地区经济环境的发展产生了不可估量的促进作用。同样，在人力资本方面，中心地域雄厚的人力资本优势为本地和周边企业提供了选聘优秀雇员的机会。那么，中心地域董事市场供给是否会影响周围地区公司独立董事的选聘呢？公司绩效和未来前景的发展定位是否会影响公司从中心市场选聘优秀的独立董事资源呢？基于一系列的疑问，我们分别选取北京、上海和广东为中心，分析中心市场董事供给对紧邻省份上市公司董事会独立性的影响，从而为上述疑问提供直接的正面回答。
表3给出了中心市场董事供给的辐射效应分析结果。在表3中，方程(1)和(3)显示，在加入控制变量前后，中心市场供给对紧邻省份上市公司董事会独立性存在正向的辐射效应，但二者影响均不显著，这表明虽然中心市场优越的独立董事资源可以增加董事会独立性，但是其作用有限。这一方面归因于异地潜在独立董事选聘的难度较大，尤其对于小规模、知名度较低、透明度较低以及处于成长期的公司而言，它们也难以承担高昂的搜寻成本；另一方面，作为理性人，独立董事选择任职公司之前必然权衡任职带来的成本和收益，出于对货币薪酬、声誉、社会地位以及未来职业生涯等方面的考虑，独立董事可能更倾向前往知名度更高、规模更大、透明度更高以及发展更成熟的公司任职。因此，当异地任职收益远大于成本时，独立董事才更可能接受异地公司的聘任，因为在中心地区公司任职时董事不仅可以获得更高的显性和隐性激励，还可以节省诸如参加董事会会议等所耗费的时间和精力。
对于其他变量，在股权结构方面，股权制衡度对独立性基本不存在影响，S9能够降低董事会独立性；在管理层权力方面，两职兼任的存在会增加董事会独立性，CE0持股越高，董事会独立性越差，这也支持了管理层权力假设，并与表2中结论一致。在公司特征方面，规模越大、风险越高，董事会独立性越强，成长机会和绩效越差、董事会独立性越强，即董事会聘请更多的独立董事为公司决策发挥更多的咨询和监督作用，从而降低风险、提高绩效。
3.市场供给对不同类型公司的影响
由表2和表3的分析结果可知，本地市场和中心市场对董事会独立性的影响存在一定差异，并且我们推断二者的差异，一方面来源于潜在独立董事自身对任职成本和收益的权衡；另一方面来自于公司自身特征对独立董事的吸引能力、对搜寻成本的承担能力等。但是，受于现有数据限制，我们无法依据已公开数据准确量化独立董事的任职成本和收益，尤其对于异地任职的独立董事而言。因此，我们从公司特征的角度考察市场供给对不同公司的影响。
表4给出了主要回归结果。在实际控制人方面，尽管BMIL对国有和非国有企业董事会独立性的影响均为正向，但是后者系数为前者两倍且在10％的水平下显著，1单位BMIL的增加会使得二者董事会独立性分别增加0.188和0.397；相比之下，BMIC对国有企业独立性的影响大于非国有企业，1单位BMIC的增加会使得二者董事会独立性分别增加0.304和0.231。这表明，相比于非国有企业，国有企业在知名度、规模以及政府佑护的优势使其在选聘董事尤其从中心市场选聘独立董事存在更大优势，并且独立董事也更倾向于在行政关系错综复杂的国有企业中任职以扩充人脉、提高社会地位。在行业竞争程度方面，BMIL和BMIC对垄断行业和竞争行业中公司董事会独立性的影响恰好相反：BMIL对竞争行业公司的影响显著大于垄断行业公司，并且二者系数符号相反，1单位BMIL的增加会带来竞争行业公司董事会独立性0.296的增加；BMIC对垄断行业公司的正向影响显著大于竞争行业的公司，1单位BMIC的增加会带来垄断行业公司董事会独立性0.416的增加。因此，中心市场供给对垄断行业的影响更大，本地市场供给对竞争行业的影响更大。在规模方面，尽管BMIL对大规模和小规模公司董事会独立性的影响基本一致，但是BMIC对大规模公司董事会独立性的影响显著大于小规模公司，即中心市场供给对大规模公司董事会独立性影响更大。这恰好证实了我们对表2和表3结果的推断，即公司特征对独立董事的选聘尤其在异地市场搜寻时具有重要影响。
六、基于自主性需求的进一步检验
中国公司治理改革已经进入由“消极守规”向“主动合规”转变的新阶段(李维安，2007)。尽管朱茶芬(2006)在检验公司自愿聘请独立董事的动机时发现迎合政府而非治理需要构成了公司聘请独立董事的真正动机，但是叶康涛等(2011)和刘浩等(2012)分别从独立董事投票意见和作用机制的角度证实了独立董事监督和咨询功能的现实存在性。在现实中，出于改善公司绩效或者降低公司风险的目的，监管当局和董事会的双重目的使得独立董事需求呈现出强制性需求与自主性需求并存的特点。在强制性需求方面，上市公司可能会勉强选择部分独立董事以应对监管当局的法规要求，对本地市场的熟悉和高昂的异地搜寻成本使得上市公司更加趋向于从本地市场选择独立董事，我们推断强制性需求的满足更可能来自于本地市场供给。在自主性需求方面，受公司自身特征的影响，董事会选聘潜在董事主要通过本地市场和中心市场满足自主性需求。对于规模较大、知名度较高尤其国有企业和处于垄断行业的企业而言，董事会可能偏好从资源优越的中心市场中选择资质更高的独立董事以充分利用其监督和咨询的作用，因为中心市场的董事资源在个人资质、社会关系等方面存在比较优势；同时，由于该类型公司已拥有和潜在拥有的资源较为丰富，其对独立董事自身隐含资源的关注度可能较低。对于规模较小、知名度较低尤其非国有企业和处于竞争行业的公司而言，公司董事会对新任独立董事必然会给予更大期望如利用其行业专家和社会身份隐含的知识资源和社会资源促进公司发展，因此，该类型的公司在选择独立董事时可能更加关注独立董事自身的特征，即可能更加倾向从中心市场进行选择；但是，该类型的公司对于独立董事的吸引力往往不如大规模或知名度高的公司，尤其独立董事过分关注社会声誉、人脉扩展等。因此，我们推断自主性需求的满足同时来自于本地市场和中心市场(如图4)。
图4独立董事需求与供给的互动过程分析
为了考察市场供给对独立董事自主性需求的影响，我们遵循曹廷求和钱先航(2011)的研究思路，将独立董事自主性需求定义为：VoL_INDB＝INDB－1/3。在进行回归分析时我们同时采取固定效应模型(VOL_INDB＞0)和Logit模型(若VOL_INDB＞0，则VOL_INDB＝1，否则VOL_INDB＝0)进行。由于证监会要求2003年6月30日前，董事会成员中应当至少包括1/3独立董事，我们选取2003—2010年为样本期进行检验，并构建如下模型：
表5中对独立董事自主性需求的分析结果基本与表2和表3董事会独立性的结果一致。对于固定效应而言BMIL显著正向影响自主性需求，1单位BMIL的增加会带来0.166单位VOL_INDB的增加；BMIC同样正向影响自主性需求，但是1单位BMIC的增加仅会带来0.035单位VOL_INDB的增加。本地市场供给和中心市场供给同样会对自主性需求产生正向影响，但是后者不显著的影响表明中心市场供给的正向作用有限。与固定效应模型一致，Logit模型中BMIL和BMIC同样对自主性需求均产生促进作用，二者的系数分别为0.085和0.233且均在l％的水平下显著，并且中心市场供给的辐射作用更大。这恰恰证实了我们在图4中的推断，即自主性需求的满足同时来自于本地市场和中心市场。
表6给出了市场供给对不同类型公司独立董事自主性需求的分析结果。对于实际控制人不同的公司而言，Panel A中本地市场对非国有企业自主性需求的影响显著大于国有企业，Panel B中辐射效应对二者自主性需求的影响并无显著差异。对于行业不同的公司而言，BMIL对竞争行业的自主性需求产生的正向影响显著大于垄断行业，1单位BMIL的增加会带来自主性需求增加0.18；BMIC对二者的影响恰好与此相反，1单位BMIC的增加分别带来垄断行业和竞争行业自主性需求增加0.288和0.036。对于规模不同的公司而言，BMIL和BMIC对大规模公司自主性需求的影响显著大于小规模公司的自主性需求，并且二者均会产生显著正向影响。这些结果正与上文一致，即垄断行业和规模较大的公司本身就对潜在董事具有较大吸引力，尤其对于异地潜在董事而言，他们甚至可能在成本大于收益的条件下仍然选择接受聘任。
表7描述了Logit模型的分组回归结果。在本地市场供给方面，虽然BIML对自主性需求的影响仅有方程(5)显著，BMIL的系数在10％的水平下显著为正，但是在方程(1)—方程(4)中，BIML对不同类型公司的独立董事自主需求均产生正向影响。然而，与固定效应模型不同，BIML对国有企业和垄断性企业自主性需求的影响显著大于非国有企业和竞争性企业。在中心市场的辐射效应方面，虽然方程(3)和(5)显示BIMC对垄断性和小规模企业自主性需求不存在积极作用，但是BMIC却对其他类型企业自主性需求均产生积极促进影响。并且与固定效应一致的是，BIMC对非国有和大规模企业的自主性需求的积极作用更大。因此，由于如实际控制人、垄断性质以及规模等自身特征差异，不同类型公司在满足自主性需求时采取的独立董事选择方式差异较大。
总体而言，市场供给指数对独立董事自主性需求的影响主要表现为：总体上，本地市场供给对所有上市公司独立董事的自主性需求均产生正向影响，但是其对不同类型上市公司的作用一定存在差异；总体上，中心市场供给同样对独立董事的自主性需求产生正向影响，尽管在不同类型公司的分析中其影响程度存在差异，但是对非国有和规模较大的公司的自主性需求影响更大。
七、结论及启示
本文以揭开独立董事聘任的“黑箱”为目的，从劳动力市场的角度研究了董事的市场供给如何影响以及决定董事会结构，这也为解决董事会内生性提供了新方法。研究发现，本地和辐射中心的董事供给市场均对上市公司董事会独立性产生正向作用，但是董事选聘的市场化并不非常显著。然而，本地市场供给对非国有、竞争行业的上市公司董事会独立影响显著大于国有和垄断行业：辐射效应分析却显示中心市场供给的影响结果恰恰与此相反，即中心市场对国有、垄断和规模较大的公司董事会独立性影响更大。这是因为除了较高的显性和隐性激励之外，独立董事在国有、垄断或者规模较大的公司中任职可以获得更高的社会知名度和更广阔的人脉。在剔除强制性需求之后，我们发现本地市场供给和中心市场供给对公司独立董事自主性需求的影响与对总需求的影响一致。因此，我们推断，独立董事的选择已基本实现市场化，但是这种市场化的选择机制更多来自于本地市场；虽然中心市场存在大量更加优秀的潜在董事资源，但是受公司自身特征的限制，中心市场的辐射效应有限，中心市场的辐射效应并未充分发挥。
总体而言，市场供给对董事会独立性存在积极作用，但是独立董事选聘的市场化程度仅仅较为显著，实践中连锁董事网络、独立董事“走穴”的现象也在一定程度上支持了我们的结论。因此，上市公司在寻求优秀独立董事资源时，应积极克服内部人控制、“一股独大”等现象，从而真正实现独立董事选择的市场化机制以提高公司治理效率。本文结论对目前处于初步阶段的中国上市公司独立董事制度具有重要的理论指导意义。针对独立董事选择过程表现的不同特点，我们提出以下建议：
对公司决策层而言，在“一股独大”和内部人控制较为普遍的背景下，国内上市公司大股东或CEO对独立董事的提名、选举甚至任命权力较大，从而出现了诸多因朋友、同乡以及校友关系入驻董事会的独立董事，也即出现“人情董事”、“花瓶董事”等不作为现象。此时，董事会在维护大股东利益的同时必须保护中小股东利益，因为在强制性需求和自主性需求驱动下的独立董事制度目的就是解决大股东与小股东、股东与管理层等代理问题。因此，一方面，董事会应积极克服独立董事选聘过程中大股东或内部人的干预甚至阻碍，通过市场化机制选聘更具独立性的独立董事，以进一步抑制大股东的“霸权行为”和内部人控制现象；另一方面，上市公司可以尝试性采取建立“人才池”或者通过中介机构推荐的方式选举独立董事，从而有效保护中小股东等利益相关者的利益。
对监管当局而言，法规的强制要求固然可以促使上市公司提高董事会独立性，但是董事会的独立性程度，也即独立董事作用的有效性却不得而知，如上市公司出于“应付”、“装饰”甚至迎合政府偏好等目的设立独立董事。独立董事的独立性程度很大程度上取决于独立董事选择过程的独立性，而作为最具独立性的市场化选拔机制无疑是独立董事的最优选拔方式。因此，监管当局进行强制要求的同时还须加强对独立董事来源尤其选拔过程进行有效监督，督促上市公司透明化独立董事选择流程，从而真正实现独立董事选择过程的独立性。
调动公司决策层在独立董事选择过程中的积极性是保证董事会独立性的主观条件，加强监管当局对独立董事选择过程独立性和透明化的监督是实现董事会独立性的法律保障。但是，“巧妇难为无米之炊”，董事会独立性的核心在于独立董事资源的供给特征。独立董事的供给不仅来源于朋友、同乡、校友等社交圈，也来源于个人竞聘、监管部门委派等方式，但是其供给地域无非包括本地市场和中心市场。本地市场的独立董事凭借与上市公司的近距离接触可以获得除硬信息之外对公司雇员或经营状况的个人评价等软信息，从而可以有效监督管理层机会主义行为等；但是，本地独立董事更可能与公司管理层在非正式场合如车友会、俱乐部等接触，这可能使独立董事碍于“面子”对管理层采取不作为态度。相比之下，中心市场独立董事可以有效克服这一缺陷，同时中心市场独立董事的工作经验、社会阅历以及知识结构等相对更丰富，这有利于其有效且准确地识别管理层私利行为，即“外来的和尚会念经”，费胜康和余佩琨(2010)运用外籍高管的证据证实了这一论断；但是，在时间和精力有限的条件下，地理空间距离使中心市场独立董事获取信息、沟通方面的劣势更加明显；同时，上市公司还须承担高昂的异地搜寻成本、出场费以及车马费等。因此，上市公司须对独立董事供给市场区位差异引致的成本与收益进行有效甄别。
注释：
①《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》(2001)规定，独立董事原则上最多在5家以上的上市公司担任独立董事；《商业银行公司治理指引(征求意见稿)》(2011)规定，独立董事不应在超过两家商业银行同时任职。
②未包含退休官员因素时市场供给指数存在的一个主要缺陷，因为官员董事存在于多家上市公司董事会中。但是，考虑到该因素的如下特点：《公务员法》和《公司法》对公务员在企业中任职进行了明确的限制；无法通过公开渠道获取退休官员数据；政府规模等指标并不能满足本文要求。我们无法依据现有指标和数据进行估算。我们仅选择从上述5个方面构建市场供给指数。另外，对于同行业和非同行业的界定参照证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》的划分标准。
③我们同样采用均值赋值的方式进行了稳健性检验，文中所得结论一致。
④在市场经济条件下，城市趋向于在特定的区域范围内聚集，形成由一到两个中心城市为核心的城市群体。而中心城市是覆盖一个很大地区的资源配置中心，拥有高效的资本、土地、技术、劳动力等生产要素市场，有高效的与这些市场相关联的交通、仓储、金融、教育、科技、信息和其他服务，并以其巨大的经济影响辐射周边地区，最终导致城市外围经济社会的整体进步。
⑤以往国外研究大多采用托宾Q来表征企业的增长机会，但是，由于中国上市公司同时存在流通股和非流通股，股票的市场价值难以确认，沈洪涛等(2003)表明采用托宾Q来表征企业的增长机会并不适合中国；也有学者采用上市公司以往年度的现金股利政策来表征企业的增长机会，但考虑到中国上市公司现金股利不稳定，因此我们采用账面市值比衡量公司增长机会。
⑥在行业特征方面，参照陈冬华等(2005)、辛清泉和谭伟强(2009)的方法，把行业属性分为竞争性行业和被保护性行业两大类，其中被保护性行业包括石油化工、能源和原材料，其余为竞争性行业；在年度变量方面，由于证监会要求自2003年6月30日前，董事会中独立董事比例不得低于1/3，所以本文以2003年为界，若样本值在2003年以前，年份虚拟变量设为0，否则为1。在地区特征方面，参照国家统计局最新标准将地区分为东北、东、中、西四部分：东北包括辽宁、吉林和黑龙江，东部包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南，中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。
⑦尽管部分公司对潜在独立董事的考量可能依据候选人往年的工作能力和表现进行筛选，即潜在独立董事的任命存在一定的考核和评价时滞，即上一期的市场供给更可能影响董事会独立性，但是，当我们将董事市场供给指数滞后一期进入方程时，我们发现，滞后期市场供给指数并不会影响董事会独立性。下文结果与此一致。考虑到该部分结果的不显著性，我们并没有在文中列示。
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