獨立董事投行背景與實體企業金融化及其效應研究

●楊 帆

獨立董事制度在完善我國上市公司治理結構的過程中發揮著至關重要的作用，其設立初衷是制衡公司內部控制機制，提升上市公司經營效率。隨著市場需求和制度的演變，上市公司所聘請的獨立董事基本為各行業專家，遂獨立董事逐漸開始為企業提供中肯而有效的建議。然而，自《關于在上市公司建立獨立董事的指導意見》發布以來，幾乎失效的監督作用和存在感不強的咨詢作用使得獨立董事逐漸成為“花瓶董事”，難以在企業價值最大化過程中起到積極作用，長此以往，將會阻礙公司的長遠發展。因此，研究獨立董事在中國上市公司的有效作用對推進獨立董事制度進程具有重要意義。

目前，學術界對獨董作用的研究主要集中在監督和咨詢職能。雖然有學者發現獨董能發揮監督職能（黃海杰等，2016），但是基于我國獨立董事薄弱的法律地位和“形式獨立”的事實（李茂春，2019），獨立董事在多數情況下即不愿也不能發揮其監督功能。學者們普遍認同獨立董事的咨詢角色，如上市公司并購行為（孫甲奎和肖星，2019）、創新投資（沈藝鋒等，2016）、企業信貸融資問題（劉浩等，2012）等?？v觀以上結論，研究視角雖多元化，但共同點是基于企業常見決策，該作用往往能被企業內有關部門取代，其地位可有可無。本文從企業未來不可避免的金融化視角出發，研究具有投行背景的獨立董事（以下簡稱“投行獨董”）在企業金融化過程中所發揮的咨詢作用。

近年來，我國實體投資回報率持續低迷，實體企業為追求高額增長而將大量資本投入金融和房地產等虛擬經濟行業，導致了對實業投資的侵占（張成思等，2016）、企業創新能力的降低（王紅建等，2016）等嚴重經濟后果，引起了理論界和實務界的關注。但基于金融化的風險分散作用（戴賾等，2018）、蓄水池效應（胡奕明等，2017）和融資約束緩解（劉浩等，2012）等正面作用，配置金融資產是企業未來不可或缺的輔助活動。因此，從金融化視角出發研究獨董作用具有理論與現實意義。

本文選擇2014—2019 年中國A 股上市公司為研究樣本，對投行獨董能否促進實體企業金融化程度進行研究，即是否擁有投行獨董的企業金融化程度更高，并探討了投行獨董是否能在金融化過程中發揮咨詢作用而提高企業金融化績效。

一、理論分析和研究假設

（一）投行獨董與實體企業金融化程度

投行獨董具有豐富的金融領域專業知識、技能和從業經歷，熟知金融市場的運行規則、運作方式和投資流程，他們能在企業進行金融投資時提出科學合理的建議，為企業金融化提供內部咨詢基礎。從理論上看，一方面，長久的行業經歷和及時的信息使投行獨董掌握更多的投資渠道和信息，及時捕捉投資機會（許罡，2018），提出多元化投資組合方案，擴大了企業投資的可能性。而且，相比于無投行背景的決策層，投行獨董能做出高回報的決策，吸引最終決策層配置更多金融資產。因此投行獨董可以促進金融化進程。另一方面，投行業內人士往往意味著更多的業內朋友和同行，這種中國式的社會網絡能幫助他們獲得更多的金融產業資訊，敏銳地發現異常投資，建議企業放棄高風險投資組合，抑制金融化程度。

出于對自身職場聲譽的維護，投行獨董總是會盡可能地為企業提供有價值的建議，發揮其咨詢功能以維護他們在行業中的地位和聲望（孫甲奎和肖星，2019），所以上述兩種作用是同時存在的，作用相互抵消，投行獨董與金融化程度之間可能不存在明顯的促進或抑制關系。據此，本文提出：

H1：投行獨董對實體企業金融化程度不存在明顯影響。

（二）投行獨董與實體企業金融化表現

雖然獨立董事不能對金融化程度決策產生重大影響，但是他們可以憑借特殊的金融知識和能力在企業配置金融資產時提供咨詢和建議。在企業完成初步的投資決策前，他們可以利用財務管理知識和投資組合理論進行證券分析，對金融資產類別、證券選擇、投資數量等要素提出關鍵性建議，提高企業金融投資的回報率。在初次投資后，還可以隨著市場和投資目標的改變有效地修正投資組合、處理衍生問題（許罡，2018），進一步提高金融資產的投資回報率。其次，投行獨董由于其社會關系網絡而在信息方面具有天然的非正式優勢，輔以技術分析，他們可以評估股票的內在價值從而判斷其是否被市場低估，在有效市場中完成短期套利，獲取超額利潤。據此，本文提出：

H2：投行獨董在金融化過程中對金融化表現具有正向影響。

二、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

本文選取2014—2019 年中國全部A 股上市公司為研究樣本，并依據以下條件進行篩選：剔除金融類和房地產類公司、數據嚴重缺失公司、ST 和ST*公司，最后得到13093 個樣本。所用數據主要來自國泰安數據庫，并手工進行補充和完善。為減輕異常值對研究結論的影響，本文對分析中所有連續變量進行縮尾處理。

（二）變量定義

1.投行背景。本文參考孫甲奎和肖星（2019）方法定義獨立董事的投行經歷（IB），即獨立董事曾經或正在投資銀行任職，分析師和顧問等較低職務除外。如果上市公司具有至少一位投行獨董，記為1，否則為0。

2.企業金融化程度。本文參考杜勇等（2017）方法定義企業金融化程度（FinLev），即金融資產與總資產之比。其中，金融資產基本遵循管理用財務報表的定義，貨幣資金除外，因為企業持有貨幣資金主要為銷售商品或提供勞務等營業活動準備，并非用于金融活動，且貨幣資金的用途信息很難被獲取，難以區分其為金融資產還是經營資產。

3.金融資產表現。金融資產表現（FAPer）指金融資產回報率，即金融損益與金融資產之比。

4.控制變量。影響金融化程度和表現的因素還有很多，為保證研究的嚴謹性，借鑒陳浩琦（2019）的研究成果，本文對以下變量進行控制（CONS），具體含義及符號見表1。

表1 控制變量

（三）回歸模型

（四）描述性統計

表2 描述性統計結果

表2 報告了描述性統計結果。金融化程度（FinLev）的均值是0.038，標準差是0.312，最大、最小值為0 和0.859，表明各企業金融化水平差距較大，部分企業配置大量金融資產，多數企業沒有或較少配置。這與郝芮琳（2019）的結論一致：我國上市公司雖有明顯的金融化趨勢，但目前還處于較低的金融化水平。金融資產表現（FAPer）的均值0.177，標準差0.459，表明各企業的金融資產投資回報率差異巨大。投行背景（IB）的均值是0.038，表明只有約3.8%的公司聘請了投行獨董。產權性質（State）的均值是0.32，即在樣本中約有32%的企業是國有性質；地理位置（Location）均值是0.38，即在樣本中約有38%的企業位于中國金融城市中，配備較完善的金融體系；其他指標基本與其他學者研究一致。

三、實證分析

（一）投行獨董與實體企業金融化程度

表3 報告了投行獨董與金融化程度的回歸結果。自變量為投行背景（IB），因變量為企業金融化程度（FinLev）。第（1）列是單變量回歸結果，IB 系數是0.006，在統計上該值并不顯著，說明投行獨董與金融化程度無明顯關系。為防止其他因素干擾回歸結果，第（2）列加入控制變量，IB 系數是0.005，同樣不十分顯著。以上結果都驗證了H1，即投行獨董對實體企業金融化程度不存在明顯的影響。

表3 投行獨董與金融化水平回歸結果

（二）投行獨董與實體企業金融化表現

表4 報告了投行獨董與金融化表現的回歸結果，解釋變量為投行背景（IB），被解釋變量為金融資產表現（FAPer）。第（1）列IB 系數為0.048，在1%的水平上顯著，說明投行獨董的增加能提高企業金融資產回報率。第（2）列加入控制變量，IB 系數是0.049，在1%的水平上顯著。地理位置和產權性質在1%的顯著水平上與金融資產表現呈正相關，僅次于投行背景，這一結論有助于進一步分析投行背景與金融資產表現的關系。以上結果都支持H2。

表4 投行獨董與企業金融化表現回歸結果

四、穩健性檢驗

（一）滯后變量

投行獨董能提高金融資產回報率，但也可能是金融資產回報率高的企業出于保持或進一步提高金融資產回報率的目的而聘請投行獨董，可能存在內生性問題。本文將解釋變量滯后一期以及將解釋變量和控制變量均滯后一期，進行回歸檢驗，IB 的系數均在1%的水平上顯著為正，表明確實是投行獨董影響了企業金融資產的回報率。

（二）替換變量

金融資產表現可從多角度進行描述，本文參考戴賾等（2018）的做法，使用金融損益與凈利潤之比（FAPer2）作為替代變量，結果顯示IB 的系數在1%的水平上顯著為正，說明投行獨董與企業金融資產表現的正相關關系。

（三）改變計量方法

本文部分企業的金融資產表現為0，因此可將原有OLS 改為Tobit 進行回歸，結果表明IB 的系數在1%的水平上顯著為正，證明了H2 的穩健性。

（四）增加控制變量

本文增加了新的控制變量來檢驗穩健性。增添了第一大股東持股比例（Top）和董監高前三名薪酬總額（Salary）為新變量，最終回歸結果與前文一致。

五、進一步分析

（一）產權性質、投行獨董與實體企業金融化表現

產權性質是我國特有的所有權結構問題，國有企業因其非市場職能而與民營企業存在本質性差異。國企的投行獨董比起私企普遍“敢于提出風險建議”，導致國有企業“敢投資”。國企的董事任選往往不是由其業績或咨詢表現決定，而帶有明顯的行政化特點，因此國企獨董不擔心投資失敗而影響晉升，敢為企業提出高風險高收益的投資建議，提高企業高收益的可能性。同時，國企容易取得政府政策支持和財政補貼，即使投資失敗，也有政府為其“兜底”，提高了國企的風險承受能力，推動投行獨董“敢于”提出風險計劃。因此，國有性質能強化投行獨董對金融資產表現的正向作用。

本文進行截面分析來檢驗產權性質對投行獨董與金融化表現關系的影響，區分國有和非國有樣本進行回歸，表5 報告了回歸結果。第（1）列為國有組，IB 系數為0.053（5%的顯著水平），高于全樣本系數。第（2）列為非國有組，IB 系數為0.043，在1%的水平上顯著，低于全樣本。表明投行獨董對金融化表現的正向作用在國企中被強化。為增強結論的穩健性，本文增加了第（3）列交乘項進行檢驗，交乘項系數在10%的水平上顯著為正，證明在國有企業中，投行獨董對企業金融資產表現的正向作用更強烈。

表5 產權性質、投行獨董與實體企業金融化表現的回歸結果

（二）經濟發展水平、投行獨董與實體企業金融化表現

改革開放以來，我國各省市經濟發展嚴重不均，其中以“北上廣深”為代表的金融城市金融發展程度高、金融投資機會多、信息不對稱程度低，位于這些地區的企業的獨董比其他獨董獲取更多資訊和投資渠道，為企業提出適宜的建議。因此，地處金融城市的投行獨董對金融資產表現的正向作用更強烈。

為檢驗上市公司所在地在投行獨董與金融化表現關系之間的作用，本文將樣本分為金融城市企業和非金融城市企業。金融城市組中，IB 系數為0.056，在1%的水平上顯著，高于全樣本估計系數。非金融城市組中，IB 系數為0.04，在5%的水平上顯著，低于全樣本估計系數。結果表明，投行獨董對金融化表現的正向作用在位于金融城市的企業中具有強化作用。同樣檢驗交乘項，系數為0.023，證明在金融城市企業中，投行獨董對金融資產表現的正向作用更加強烈。

六、結論

本文從企業金融化的角度出發，以2014-2019 年中國A股上市公司為研究對象，考察了投行獨董在企業金融化中發揮的咨詢作用。研究發現，投行獨董不能影響企業的金融化程度，但是與企業金融化表現呈正相關關系；投行獨董對企業金融化表現的正向作用在國有企業和金融城市企業中表現的更加強烈。本文探索了投行獨董在企業金融化過程中不可替代的作用，不僅為企業董事會的結構安排和獨立董事背景特征的選擇提供了經驗依據，也為加速推進獨立董事制度的完善提供了思路。

限于篇幅和精力，本文只考察了投行獨董對企業金融化的程度和表現的初步影響，尚未研究投行獨董對金融化表現的正向作用的中介傳導機制，也沒有深入探討這一正向作用對企業價值的短期和長期影響，這是今后可能的研究方向。