独立董事的独立性：基于董事会投票的证据，本文主要内容关键词为：独立性论文,董事会论文,独立董事论文,证据论文，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、引言
独立董事制度一直被视为解决股东与经理人之间代理问题的重要机制之一(Fama and Jensen，1983)。然而，由于独立董事大都由管理层聘请，以及独立董事与管理层之间的信息不对称等原因，不少学者认为独立董事的投票权仅仅是橡皮图章，一般情况下不会在董事会议上对管理层的行动提出公开质疑，即独立董事并不能真正发挥监督作用(Mace，1986；Kesner et al.，1986；Wade et al.，1990；Jensen，1993)。
已有研究通过考察董事会结构与公司业绩之间的关系，试图为独立董事制度有效性提供经验证据(例如，Kesner et al.，1986；Wade et al.，1990；Dalton et al.，1998；Hermalin and Weisbach，2003)。由于缺乏对董事会实际决策过程的了解，现有研究主要通过直接考察独立董事比例与公司业绩之间的相关性，来检验独立董事制度是否能够缓解代理问题。然而，由于独立董事比例和公司业绩很可能都与遗漏变量相关，这种研究方法容易导致严重的内生性问题(Hermalin and Weisbach，2003；Harris and Raviv，2008)。Pettigrew(1992)进一步指出，当缺乏有关董事会决策过程的直接证据时，若研究者直接考察独立董事比例与公司业绩之间的关系，容易导致逻辑跳跃幅度过大，并建议未来研究有必要深入考察董事会的实际决策过程。
本文利用中国特有的强制披露数据(即独立董事对董事会议案出具意见和投票结果)提供的研究机会，试图打开董事会实际决策过程这个黑匣子。2004年12月，我国上海和深圳证券交易所要求上市公司披露独立董事针对董事会议案所发表的具体意见，包括提案内容、董事会表决结果、投反对票或弃权票的董事姓名和理由等信息。这些数据使得我们能够直接观测到独立董事针对管理层提案所发表的具体意见，从而有助于深化对独立董事相对于管理层的独立性及其监督作用的认识。据我们所知，其他国家并没有强制规定上市公司必须公布董事会投票结果，作为唯一强制披露该信息的国家，中国公司披露的此类信息为研究董事会行为提供了一项绝佳的研究机会。
我们发现，仅有约4％的公司曾有独董对董事会议案提出过公开质疑，这表明绝大部分情况下独董并不会公开质疑管理层行为，这在一定程度上符合Mace(1986)对独董投票权属于橡皮图章的描述。独立董事公开质疑的董事会议案主要集中在担保、关联交易和年度报告事项(财务报告披露、利润分配、报告修改补充等)方面；大约86％的异议原因为董事会议案可能损害股东利益、存在较大经营风险或公司治理结构存在缺陷。这表明独立董事的公开质疑行为主要出于保护小股东利益的动机。
我们发现当公司业绩不佳时，独董更有可能对管理层行为提出公开质疑。并且，声誉越高、具有财务金融背景、任职时间早于董事长任职时间的独立董事更有可能对管理层决策提出质疑。进一步研究发现，存在异议独董的公司市场价值也更高。这表明当公司面临危机时，独立董事能够发挥监督作用，并且独立董事的监督行为能够缓解代理问题，提高公司价值。
本文的贡献主要是：第一，增进了对独立董事实际投票行为的认识。Pettigrew(1992)呼吁学者深入考察董事会决策过程，以深化对独立董事作用和独立性的认识。然而，受研究数据可获得性的制约，已有研究主要采取理论模型和实验方法进行研究(例如，Warther，1998；Hermalin and Weisbach，1998；Adams and Ferreira，2007；Gillette et al.，2003)，鲜有研究实证考察独立董事的实际投票行为。本文利用中国特有的数据考察独立董事的实际投票行为，丰富了该领域的文献。第二，本文通过考察相同公司的独立董事在面临相同的董事会议案时如何做出不同的反应，有助于避免以往研究中的内生性问题。由于同一家公司的独董面临着相同的董事会议案，因此，这相当于提供了一个自然实验机会，有助于控制遗漏公司特征对独董投票行为的影响，使得本文结果较少受到内生性问题的困扰。第三，本文结果还有助于我们深入了解独立董事投票权是否属于橡皮图章，以及哪些因素影响独立董事的独立性和监督行为，从而为政府监管部门进一步完善独立董事制度，改善公司治理机制提供决策参考。
二、文献回顾
引入外部独立董事是否能够有效保护投资者利益、改善公司业绩，一直是公司治理学者的热点研究话题之一，然而已有研究并未得到一致结论。一些研究发现独立董事在董事会中所占比例与企业经营业绩显著正相关(例如，Brickley et al.，1994；Peng，2004；王跃堂等，2006)。但也有一些研究发现两者之间并不存在正相关关系(例如，Hermalin and Weibach，1991；Adam and Ferreira，2007；于东智和王化成，2003；李常青和赖建清，2004)。由于独立董事的背景差异较为悬殊，也有研究进一步考察了独立董事个人特征与公司业绩之间的关系。这些研究主要从性别(Farrell and Hersch，2005；Adams and Ferreira，2009)、教育和工作背景(Rosenstein and Wyatt，1990；Fich，2005；魏刚等，2007；王跃堂等，2006；胡奕明和唐松莲，2008)、兼任其他公司董事职位情况(Shivdasani，1993；Carpenter and Westphal，2001)、任期(Singh and Harianto，1989；Johnson et al.，1993；Westphal and Zajac，1995)等角度进行分析。
另外一些研究则考察了董事会结构与公司具体经营决策的关系。例如，Weisbach(1988)发现外部董事占主导的公司CEO变更与企业业绩的敏感性更强；Brickley and James(1987)发现这类公司的管理层在职消费更低。Byrd and Hichman(1992)发现市场对于外部董事占主导的公司并购事件的反应更为积极。Cotter et al.(1997)则发现外部董事比率高的目标公司，其股东在并购中获得的溢价更高。国内研究方面，支晓强和童盼(2005)发现中国上市公司的独立董事能够识别公司的盈余管理行为；叶康涛等(2007)发现独立董事能够抑制大股东的资金占用行为；但唐清泉等(2005)和高雷等(2006)并未发现独立董事比例与大股东掏空负相关。总之，已有文献倾向于认为独立董事在一定程度上能够改善公司内部治理机制。
受研究数据可获得性的制约，董事会的具体决策过程对许多研究者来讲依然是一个黑匣子，这制约了我们对董事会行为及其绩效的深入认识。仅有的几篇探讨董事会决策过程的文章主要采用理论模型和实验方法进行研究。Warther(1998)通过构建一个三人董事会投票模型，认为外部董事为了避免得罪管理层，一般不会公开反对管理层，但当公司业绩不佳时，外部董事更有可能提议更换管理层。Hermalin and Weisbach(1998)通过考察董事会与管理层之间的博弈，认为当公司业绩较差的时候，董事会将认为现有管理层能力较弱，倾向于替换现有管理层。Adams and Ferreira(2007)则认为董事会独立性的增强未必有利于公司价值提升，因为此时管理层为了避免来自外部董事的监督，倾向于不向外部董事披露公司内部信息，从而降低了外部董事的监督有效性。Gillette et al.(2003)则采用实验模拟方法，发现董事会独立性增强有助于提高公司投资决策的有效性。总之，现有研究主要通过理论模型和实验模拟分析董事会决策过程，然而，这些研究结论是否与经验证据相吻合仍有待进一步的检验。本文试图利用中国强制披露的董事会投票数据，为有关董事会决策过程的研究提供经验证据。
三、制度背景与研究假设
(一)制度背景
在2001年之前，中国上市公司可自愿决定是否聘请外部独立董事。为了改善中国上市公司的治理结构，中国证监会于2001年开始要求上市公司必须聘请外部独立董事。证监会还规定独立董事应当就上市公司重大事项向董事会或股东大会发表独立意见。独立意见类型包括如下几类：同意；保留意见；反对意见；无法发表意见。不过，证监会并没有明确规定上市公司是否应向社会公众披露独立董事所发表的具体意见。
为了进一步增强独立董事的独立性和监督作用，2004年修订的上海和深圳证券交易所的《股票上市规则》(2004年12月10日生效)规定上市公司需披露有关重大事项的董事会决议公告。董事会决议公告中包括：“每项议案获得的同意、反对和弃权的票数，以及有关董事反对或弃权的理由”；以及“需要独立董事事前认可或独立发表意见的，说明事前认可情况或所发表的意见”。这些规定使得我们能够直接观测到独立董事针对董事会议案的投票行为和发表的具体意见。
在中国制度背景下，独立董事进行监督的主要动因为规避法律风险或声誉风险(唐清泉等，2006)。从法律风险来看，中国《公司法》第一百一十三条规定：“董事应当对董事会的决议承担责任。董事会的决议违反法律、行政法规或者公司章程、股东大会决议，致使公司遭受严重损失的，参与决议的董事对公司负赔偿责任，但经证明在表决时曾表明异议并记载于会议记录的，该董事可以免除责任。”第二百一十二条规定：“公司向股东和社会公众提供虚假的或者隐瞒重要事实的财务会计报告的，对直接负责的主管人员和其他直接责任人员处以一万元以上十万元以下的罚款。构成犯罪的，依法追究刑事责任。”独立董事作为董事会成员，同样适用上述法律规定。例如，2001年9月27日，中国证监会曾以郑百文年报中存在严重虚假和重大遗漏为由，认定包括独立董事在内的公司数名董事负有直接责任，并对其分别处以10万元罚款。独立董事面临的另一项风险是声誉风险。如果独立董事履职公司出现重大法律或经营问题，则独立董事的社会声誉也将受到严重损害。
为了规避这些风险，独立董事除了可以“用脚投票”，即主动辞去高风险公司的独董职位，还可以“用手投票”，即对他们认为存在问题的董事会议案提出异议。此举一是可以规避法律风险，若独董已对有问题的董事会议案提出过异议，则可以免除相应法律责任；二是可以向公众表明自己已经尽到勤勉尽责的义务，从而使其声誉免于任职公司丑闻的影响。
(二)研究假设
1.公司业绩与独立董事的公开质疑行为
虽然董事会成员一般情况下不会对管理层的行动提出公开挑战，但已有研究表明当公司业绩不佳时，外部董事的独立性将增强。Mace(1986)通过对董事会成员和管理层的访谈，发现董事会在公司面临危机时更有可能采取积极行动。Warther(1998)认为当公司业绩不佳时，董事会成员的声誉和未来报酬将遭受损失，从而此时外部董事更有动力替换现有管理层。Hermalin and Weisbach(1998)则认为管理层的权威主要来自于业绩，当公司业绩较差时，董事会将认为现有管理层能力较弱，从而倾向于替换现有管理层。这些都表明当公司业绩不佳时，独立董事更有可能对现有管理层的决策提出公开质疑。为此，我们提出如下假设：
H1：当公司业绩不佳时，独立董事更有可能对董事会议案提出公开质疑。
2.独立董事个人特征与公开质疑行为
由于独董行为很可能受独董个人特征的影响，因此我们也将考察独董个人特征与其公开质疑行为之间的关系。我们主要从独董声誉、任职时间和是否具有财务背景等角度进行考察。
Fama and Jensen(1983)指出，若独董不能尽到监督职责，则其声誉将受到损害，并且未来在其他公司更难谋到独董职位，即声誉机制能够促使独立董事积极履行其监督职能。Fich and Shivdasani(2007)发现若独董任职公司遭遇财务舞弊诉讼，则该独董在其他公司的董事职位将显著减少，支持了声誉假说。Yermack(2004)同样发现外部董事任职董事数量与其任职公司的业绩正相关。由于高声誉独董担任独董的机会往往高于低声誉的独董，若公司出现重大法律或经营问题，则这些高声誉独董因此丧失的其他公司任职机会也将越多，并且，其自身社会声誉也会遭受更严重的损失。为了规避这些风险，高声誉独董更有可能对其认为有问题的董事会议案提出公开质疑。为此，我们有如下假设：
H2：独董的声誉越高，则越有可能对董事会议案提出公开质疑。
已有研究发现CEO和外部董事的相对任期影响外部董事的独立性(Singh and Harianto，1989；Johnson et al.，1993；Westphal and Zajac，1995)。若独立董事的任职时间晚于现任CEO任职时间，则现任CEO在独立董事聘请过程中往往发挥了重要作用，从而独立董事容易对现任CEO产生亲近和感激之情(Westphal and Zajac，1995；Shivdasani and Yermack，1999)；同时，该CEO由于任职时间相对更长，面对独立董事也会具有更多的信息优势和更高的权力地位(Singh and Harianto，1989；Johnson et al.，1993；Westphal and Zajac，1995；Ryan and Wiggins，2004)。这些都会减少独立董事的监督行为。由于在中国上市公司中，董事长往往是最高管理者，因此我们这里主要比较董事长和独立董事的相对任期①。基于以上分析，我们有如下假设：
H3：若独立董事的任职时间晚于现任董事长的任职时间，则该独立董事越不可能对董事会议案提出公开质疑。
董事会的投票议案涉及年度报告、关联交易和投资等内容，而这些重要事项的决策大多需要财务背景知识。因此，拥有财务背景的独立董事能够更好地进行决策。以往的研究也支持具有财务背景的独立董事能够更好发挥监督作用。例如，Agrawal and Chadha(2005)发现，审计委员会中具有财务背景的董事能够降低企业财务重述概率。胡奕明和唐松莲(2008)指出，董事会中具有财务背景的独立董事越多，公司的盈余质量越高。DeFond et al.(2005)则发现市场对于公司聘任具有财务背景的董事给予了更为积极的评价。因此，我们提出如下假设：
H4：与其他背景的独立董事相比，具有财务背景的独立董事更有可能对董事会议案提出公开质疑。
3.独立董事公开质疑行为与公司价值
我们预期存在异议独董的公司市场价值将更高。首先，独立董事敢于对董事会议案提出公开质疑，表明该公司独立董事的独立性较强，而独立董事独立性的增强可以有效缓解外部股东和内部人之间的代理问题，从而提高公司价值。其次，独立董事的公开质疑行为将增加管理层谋取私利的难度，从而降低代理成本。如果董事会议案中包含了可能损害股东利益的事项，独立董事可以通过公开质疑来向公众传递该议案可能损害股东利益的信号，甚至否决该项议案，这些都增加了管理层谋取私有收益的难度。Brick and Chidambaran(2007)发现董事会的监督活动(例如，董事会会议次数、董事工作时间等)可以增加公司价值。而独立董事就董事会议案进行公开质疑和投票是独立董事发挥监督作用的重要渠道之一。基于上述分析，我们提出如下假设：
H5：存在异议独立董事的公司，其市场价值更高。
四、样本和描述性统计
(一)样本
由于中国证券交易所自2004年12月开始才强制要求上市公司披露独立董事的意见类型和投票情况，因此，本文以2005-2007年A股上市公司为研究对象。本文数据来自CSMAR数据库。我们剔除了金融行业和有关变量缺失的观测，共得到3751个公司-年观测值。全部样本公司中，仅有约4％的公司存在异议独董，表明大部分独董并不公开行使其异议权，这在一定程度上符合独立董事投票权属于橡皮图章的传统观点(Mace，1986)。
为了检验独董个人特征对其公开质疑行为的影响，我们也构建了独立董事层面的样本。为了控制内生性问题，我们主要考察不同独董面临相同的董事会议案时如何做出不同反应。若同家公司的所有独董针对同一议案都投了非赞成票，或都投了赞成票，则我们将这些公司剔除，仅保留相同公司的独董面临相同的议案做出了不同反应的样本，以更好控制遗漏公司特征变量对研究结果的干扰。我们也剔除了金融行业和有关变量缺失的观测，最后得到412个独董-年观测值。在这些存在异议独董的公司中，约有40％的独董曾对董事会议案提出了公开质疑。
(二)描述性统计
独立董事的投票意见类型包括：“赞成”、“反对”、“弃权”、“保留意见”、“无法发表意见”、“提出异议”和“其他”②。受中国文化的影响，独董较少采取极端的“反对”票形式来表达自己的反对意见，而是采取其他更为缓和的方式，例如：弃权、保留意见、无法发表意见等来表达自己的不认同态度。因此，我们把除了赞成票之外其他类型的投票意见都归为异议意见。
表1是有关独董投票行为的描述性统计。由表1的Panel A可知，独立董事公开质疑的董事会议案主要集中在担保、关联交易和年度报告事项(财务报告披露、利润分配、报告修改补充等)方面。这表明独立董事较为关注小股东利益保护问题。例如，关联交易和担保往往成为大股东掏空上市公司的重要手段，而财务报告披露、利润分配方案等则直接关系到小股东的投资收益。
由表1的Panel B可知，独立董事发表的异议意见类型主要为“其他意见”和“弃权意见”，只有约13％的异议意见为“反对意见”。这表明独立董事较少采用“反对意见”这种较为激烈的意见表达方式，而更多地采用较为缓和的“其他意见”或“弃权意见”来表达自己的异议态度。
我们同时也收集整理了独董提出异议的原因。由表1的Panel C可知，大约一半的质疑是由于独董认为该项议案可能损害股东利益和公司价值。另有22％的议案因独董出于谨慎性原则而遭到质疑，例如，独董认为这些经营决策存在较大风险。此外，17％的议案遭到质疑是由于独董认为其不符合有关公司治理程序，或上市公司的治理结构存在较大缺陷。这表明独立董事的公开质疑行为主要源于保护小股东利益的动机。
表2比较了存在异议独董和不存在异议独董公司的财务特征和公司治理特征。从财务特征来看，异议独董公司的ROA平均为-3.2％，远低于不存在异议独董公司的1.5％，表明异议独董公司的业绩更低，这与假设1相符。另外，异议独董公司的资产负债率更高。从公司治理特征来看，虽然异议独董公司的管理层持股比例的平均值低于不存在异议独董的公司，但中位数检验的结果正好相反，而其他变量的均值差异都不显著。总之，我们未发现两类公司在公司治理特征上存在显著差异。
表3为独立董事特征的描述性统计。我们按照独立董事是否曾公开质疑董事会议案将独立董事分成两组：异议独董和无异议独董。从表3可知，异议独董平均拥有的董事职位数量为1.44个，显著大于无异议独董的1.22个。54％的异议独董的履职日期早于现任董事长的履职日期，而无异议独董该比率只有19.5％。异议独董拥有财务金融背景的比率为58％，显著大于无异议独董的42％。异议独董担任独董职位的平均薪酬为43700元，也显著高于无异议独董的37900元。我们没有发现两类独董在性别、年龄和工作地点上存在显著差异。
五、实证分析结果
(一)独立董事公开质疑行为的影响因素：公司层面回归
我们首先考察哪些类型的公司更有可能存在异议独立董事。回归分析的因变量为“异议公司”，其定义为：如果公司存在异议独董，则取值为1，否则为0。为了检验假设1，我们选择总资产收益率(ROA)作为解释变量。由于以往文献表明公司治理结构影响董事会行为(John and Senbet，1998；Vafeas，1999)，我们也加入了公司治理变量作为解释变量。根据以往文献的有关发现(例如，Bai et al.，2004；Jian and Wong，2010)，我们选择的公司治理变量包括：独立董事比例(INDRATIO)、管理层持股比例(MANSHARE)、董事长是否兼任CEO(DUAL)、控股股东现金流权/控制权(C/V)③。我们同时还控制了公司规模(SIZE)、负债率(LEV)、年份和行业变量。
公司治理变量对独立董事公开质疑行为的影响较为复杂：当公司治理结构较好的时候，由于此时代理成本不太严重，我们预计独立董事提出公开质疑的概率也会随之下降，我们称之为“代理成本效应”；但另一方面，良好的公司治理结构又会鼓励独立董事敢于公开质疑管理层，我们称之为“激励效应”。由于这两种效应对独董质疑行为的影响正好相反，因此我们难以确定公司治理变量和独董质疑行为之间的具体关系，而把这个问题留到实证分析部分予以解决。
表4报告了Logit回归结果。我们发现公司业绩与独董公开质疑的概率显著负相关，表明公司业绩越差，则独董越有可能对董事会议案提出公开质疑。这与Warther(1998)和Hermalin and Weisbach(1998)的模型预测一致，支持了假设1。我们还发现负债率与独董公开质疑行为呈正相关关系，表明债务负担越重的公司其独董越有可能公开质疑董事会议案。公司治理变量与独董公开质疑行为之间没有相关关系，这或许表明公司治理结构不影响独董的质疑行为，也有可能公司治理结构所带来的“代理成本效应”和“激励效应”相互抵消，导致这些变量不显著。具体原因有待未来进一步研究。
(二)独立董事公开质疑行为的影响因素：独立董事层面回归
我们进一步采用独立董事层面样本，考察独立董事个人特征对其公开质疑行为的影响。我们通过比较异议独董和无异议独董的个人特征差异，考察哪些个人特征影响独董的公开质疑行为。为了控制内生性问题，我们主要考察不同独董面临相同公司的董事会议案如何做出不同反应。这相当于构造了一个按照公司特征进行配比的样本，有助于更好控制由于遗漏公司特征所导致的内生性问题。
我们采用独董在其他公司担任董事职位的数量作为该董事的声誉指标。Fama and Jensen(1983)认为，董事在其他公司担任的董事职位越多，反映了该董事的声誉和能力越强。Shivdasani(1993)通过分析1980-1988年期间的美国公司敌意收购行为，也发现董事担任其他公司董事职位越多，则公司治理绩效越好。我们采用的另一个反映独董声誉的指标是该独董担任各上市公司独董职位的平均薪酬。独董薪酬反映了市场对该独董能力和声誉的定价，若独董获得的平均薪酬越高，则表明其声誉和能力越强(Peng et al.，2009)。
表5报告了logit回归结果。表5的模型1采用独董兼任公司董事职位数作为独董声誉指标，模型2采用独董担任独董职位所获得的平均薪酬作为独董声誉指标。我们发现独立董事兼任的公司董事职位越多，担任独董职位获得的平均薪酬越高，则越有可能投非赞成票，这表明高声誉的独立董事更倾向于对有问题的董事会议案提出公开质疑。这与Fama and Jensen(1983)、Carpenter and Westphal(2001)等人的观点一致，支持了假说2。同时，若独立董事履职日期早于现任董事长的履职日期，越有可能提出公开质疑，支持了假说3。此外，具有财会和金融背景的独立董事也越有可能提出公开质疑，支持了假说4。这些发现表明独立董事的声誉、任期和专业背景显著影响独立董事的独立性和监督作用。我们没有发现独董年龄、性别和工作地点影响其公开质疑行为。
(三)独立董事公开质疑行为与公司价值
在本节，我们进一步考察异议独董与公司市场价值的相关性。公司市场价值采用行业中值调整后的公司当年Tobin's Q。表6报告了回归结果。我们发现存在异议独董的公司，其市场价值更高。这表明独董通过积极履行监督职能，有助于减轻代理问题，提高公司市场价值。假说5得到支持。需要说明的是，前文分析表明当公司业绩不佳时，独董更有可能对管理层行为提出公开质疑；而此处分析表明，存在异议独董的公司市场价值也更高。我们认为这两者结果并不矛盾。首先，在稳健性分析中，我们控制了业绩对市场价值的影响，本文结论依然成立。因此，表6结论反映了当公司业绩相同时，存在异议独董的公司将具有更高的市场价值。其次，市场价值反映了投资者对公司未来业绩的判断，而非历史业绩(Hermalin and Weisbach，1998)，下文分析表明异议独董的监督行为有助于改善公司未来经营状况。因此，即便公司当期业绩不佳，但投资者仍会对这类公司的未来业绩(进而对市场价值)有较高的估值。
由于独董公开质疑行为与历史业绩相关，因此某一公司是否存在异议独董具有选择性偏差。为了克服由此带来的内生性问题，我们采用处理效应模型进行了稳健分析。④前文分析表明独董任职日期若早于董事长任职日期，则独董更有可能投异议票，因此我们采用当年董事长是否发生更替作为独董公开质疑的工具变量。这是由于如果当年发生董事长更替，则新任董事长的任职日期很可能晚于公司现任独董的任职日期，从而独立董事的独立性将较强。未报告的相关系数表明独董公开质疑行为与董事长更替显著正相关(Pearson相关系数=0.0889，p＜0.001)。此外，Firth et al.(2006)发现中国上市公司的董事长更替与股票回报并不显著相关，这表明公司Tobin's Q的高低很可能并非导致董事长更替的主要原因。这些都表明董事长更替可以作为独董公开质疑行为的工具变量。表6的模型2列出了采用工具变量的两阶段回归结果，独董公开质疑行为依然与公司价值显著正相关。这表明本文结论具有较高的稳健性。
为了更好判断独董提出异议对公司绩效的直接效应，我们进一步考察在独立董事提出异议之后，是否有可能促使管理层纠正这些有问题的议案。通过查询公司年报和公告等信息，我们对被公开质疑的议案内容是否得到改善进行了追踪研究。如果被公开质疑的议案涉及的事项在下一年有明显改善，我们定义为议案内容改善，例如，关联交易金额减少、大股东占款金额减少、公司经营业绩改善、公司对外提供的担保降低等。我们统计了230件被公开质疑议案的后续情况。表7列出了统计结果。我们发现其中15件议案被董事会直接否决，剩余215件获得通过的议案中，有101件无法根据公开信息判断该议案内容是否得到了改善，在其余114件可以确切判断议案内容是否得到改善的情形中(例如关联交易金额是否减少了等)，我们发现有76件议案内容得到了改善，只有38件议案内容没有得到改善。在我们能够确切判断议案内容是否改善的情形中，约2/3的议案得到了改善；若把董事会议案直接被否决也视为议案改善，则该比例将提高到71％。总之，我们的分析表明，大部分的议案内容在被公开质疑后得到了改善。
(四)稳健性分析
我们这里将不同于“赞成意见”的其他类型意见都归类为“异议意见”，但由于各类异议意见的强烈程度不一，例如“反对意见”和“提出异议”的反对程度要高于“保留意见”、“弃权”和“无法表示意见”等，在稳健分析部分，我们重新定义“异议意见”如下：如果独董出具“反对意见”或“提出异议”，则取值为1，其他意见类型都归类为0。我们采用这个定义更为狭窄的“异议意见”变量，对表4、表5和表6进行了重新回归。我们发现本文主要结论依然成立，除了一个例外：独董的财务背景和其出具“异议意见”的概率不再显著相关。这表明具有财务背景的独董倾向于通过其他类型的意见来表达自己的异议态度，而不是采取“反对意见”这种较为激烈的意见表达方式。
在表5回归中，为了避免只选择有异议独董的公司作为分析样本所导致的样本选择偏差问题，我们采用Heckman自选择偏差模型进行了矫正。首先，我们通过表4回归结果获得公司是否有异议独董的inverse Mills ratio值；然后把该inverse Mills ratio值加入到表5回归中。未列示的回归结果表明inverse Mills ratio的系数显著为正，表明确实存在样本自选择偏差问题。不过在控制了样本自选择偏差之后，本文主要结论依然成立。
六、结论
董事会究竟如何进行决策，对于许多研究者来说仍属于一个黑匣子。本文利用中国特有的研究数据，考察了独立董事对董事会议案出具的意见类型和投票行为，为我们揭开董事会决策过程这个黑匣子提供了实证证据。我们发现，当公司业绩较差时，独立董事更有可能对董事会议案提出公开质疑；同时，声誉越高、任职日期早于董事长任职日期和具有财务背景的独立董事更有可能提出公开质疑。进一步研究发现，存在异议独董的公司市场价值更高。上述结果表明，公司业绩以及独立董事的声誉、任期和专业背景显著影响独立董事相对于管理层的独立性和监督行为，同时，独立董事对管理层议案的监督行为能够提高公司市场价值。这些都丰富了我们对独立董事在公司治理中的作用及其影响机制的认识。
本文结论具有如下政策启示：首先，虽然一般情况下独立董事并不对管理层议案提出公开质疑，但是当公司业绩不佳时，独立董事将采取更为积极的行动来校正公司经营决策，而且其监督行为能够提高公司价值，这表明即使绝大多数情况下独董的投票行为较为消极，并不必然意味着独董监督职能的缺位。其次，独立董事任职时间若早于现任董事长任职时间，则其独立性更强。这意味着若能有效防止现任管理层介入独立董事的聘任过程，可以增强独立董事的监督作用。这一结论还对证监会现有关于独董任期的规定提出了质疑。中国证监会目前规定独立董事连任时间不得超过六年。这一规定的出发点是为了避免独董任期过长导致公司所需要的专业知识不能及时补充到董事会中、决策质量有所下降、产生代理问题等。不过，本文研究结果也指出了这一政策可能带来的副作用，例如由于独董更替较为频繁，容易导致新任独董的任职时间晚于现任管理层，从而损害独董的独立性。最后，本文结论也支持应该在董事会中增加具有财务金融背景的独董，以及具有高声誉的独董，以增强独董的独立性和监督作用。
不过本文也存在若干不足。首先，由于本文属于探索性研究，相关文献和研究较为缺乏，导致本文的研究假说有待进一步扩展。其次，我们采用独董任职董事职位数量作为独董声誉指标可能并不是非常合适，因为独董任职董事职位数越多，有可能因为太忙而难以有效履行独董职责，即该指标有可能并非反映了独董声誉。不过由于中国资本市场上难以找到合适的变量来反映独董声誉，我们只能采用这个指标作为声誉替代变量。我们期待着未来研究能够找到更好的解决办法。
注释：
①在稳健分析中，我们也采用CEO和独立董事的相对任期进行分析，结论依然成立。
②“其他”往往也属于非赞成意见。例如，广济药业(000952)四位独立董事于2007年3月23日发表的意见内容：“公司以往已四年未分配现金股利，本年度公司应当分配利润，给股东以一定的投资回报；但是，鉴于公司在2006年7月以资本公积金转增股本的方式实施股改方案，公司总股本由改革前的17122.6万元变更为25170.5513万元，增长了47％，如2006年度公司再次进行资本公积金转增股本，公司利润的增长将无法适应股本扩张的速度，公司每股收益将被进一步摊薄；如果2006年度分配现金股利，将可能给公司筹措项目建设资金增加一定的压力，不利于公司的可持续发展。为此，从股东和公司的长远利益出发，我们同意上述2006年度利润分配预案，但是我们强烈建议公司在下一年度进行利润分配，以回报股东、回报广大投资者。”该类意见虽然没有明确提出反对意见或者弃权，但是对公司的经营决策有一定的监督作用。因此，本文将意见类型为“其他”也定义为异议独董。
③控股股东的现金流权越高，表明控股股东与小股东利益趋于一致；而控股股东控制权越高，则表明控股股东对公司的控制强度越大，越有可能利用此权力谋取私利。因此，现金流权/控制权反映了公司代理问题的严重程度，该指标越小，则表示控股股东与小股东的代理冲突越严重，具体指标计算方法及含义参见Claessens et al.(2002)。
④由于独董是否表达异议是一个虚拟变量，我们这里采用处理效应模型进行两阶段回归。
⑤在计算Tobin's Q时，我们将非流通股价值按流通股市值45％、30％或20％进行折价，研究结论不变。