異地獨立董事與上市公司高質(zhì)量發(fā)展

莊德林 李 楠 王瓊 聶曉欣

摘? ?要：獨立董事的盡責履職對推動上市公司高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。文章以2004—2020年我國A股上市公司為樣本，從獨立董事履職的視角，對異地獨立董事如何影響上市公司高質(zhì)量發(fā)展進行了實證研究，并考察了高鐵通車在其中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展具有顯著負向影響，高鐵通車則有效緩解了這一影響。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，異地獨立董事因為監(jiān)督、咨詢和決策無效而不利于上市公司高質(zhì)量發(fā)展，高鐵通車則主要通過改善監(jiān)督和咨詢職能的發(fā)揮，緩解上述不利影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，高鐵通車后不同背景特征的異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展存在差異化影響。具體而言，高鐵開通后，具有行業(yè)專長、學術背景、海外背景的異地獨立董事比例與上市公司高質(zhì)量發(fā)展顯著正相關；而不論高鐵是否開通，具有法律、財務背景的異地獨立董事比例與上市公司高質(zhì)量發(fā)展顯著負相關。

關鍵詞：異地獨立董事；高質(zhì)量發(fā)展；高鐵通車；監(jiān)督職能；咨詢職能；決策職能

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2024）05-0082-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.05.009

一、引言

黨的二十大報告指出，高質(zhì)量發(fā)展是全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務。上市公司作為我國資本市場的基石（張新民等，2019）[1]，既是我國實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的主力軍，也是高質(zhì)量發(fā)展的引領者。為了提升上市公司運行的規(guī)范性和信息披露質(zhì)量，提高上市公司可持續(xù)發(fā)展能力和整體質(zhì)量，國務院于2020年10月印發(fā)了《關于進一步提高上市公司質(zhì)量的意見》，對董事的勤勉履職提出了明確要求，并強調(diào)要充分發(fā)揮獨立董事作用以提高上市公司治理水平。我國自2001年引入獨立董事制度以來，上市公司的董事會機制逐漸完善。國泰安數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計顯示，2020年，4251家上市公司共擁有獨立董事成員13287位，占董事會成員總數(shù)的比重達到37.4%，高于證監(jiān)會三分之一的占比要求。其中值得關注的一個現(xiàn)象是，獨立董事成員存在明顯的“舍近求遠”現(xiàn)象（羅進輝等，2017）[2]，2020年異地獨立董事占比達到了68%。異地獨立董事的大量引入是否能夠?qū)崿F(xiàn)改善公司治理的初衷已經(jīng)成為學術界和業(yè)界關注的熱點問題。2021年11月，“康美藥業(yè)案”中五名異地獨立董事因沒有盡到勤勉之責而被判承擔巨額賠償責任，該案再次將異地獨立董事是否能夠盡責履職推向了輿論焦點。

學術界從多元視角就獨立董事監(jiān)督職能的履職效果與機制（杜興強和張穎，2021；羅進輝等，2018；周澤將等，2021）[3-5]、咨詢職能的履職效果與機制（杜興強和張穎，2021；竇超等，2020；孫甲奎和肖星，2019）[3，6，7]和獨立董事履職對公司績效的影響（曲亮等，2014；周建等，2018）[8，9]等進行了深入研究，得出了富有洞見的結論。遺憾的是，這些研究要么不區(qū)分本地與異地獨立董事，要么僅關注本地獨立董事的履職評價。在異地獨立董事履職方面，多數(shù)學者重點考察的是約束大股東和高管行為的監(jiān)督職能以及為董事會提供咨詢服務的咨詢職能（劉春等，2015；曹春方和林雁，2017；原東良和周建，2021）[10-12]，而同等重要的決策職能卻沒有得到足夠重視。根據(jù)《中華人民共和國公司法》和中國證監(jiān)會發(fā)布的《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》等，獨立董事既擁有董事所具有的決策權等共性職權，還在事關公司發(fā)展戰(zhàn)略、維護公司整體利益和中小股東合法權益不受損害等方面擁有特別的監(jiān)督、咨詢和決策職權，因此，獨立董事不僅是監(jiān)督者和咨詢專家，還是為維護公司整體利益而盡責履職的決策者（謝志華等，2016；龔紅和彭玉瑤，2021）[13，14]。因此，在深入推進上市公司高質(zhì)量發(fā)展的背景下，亟待全面評估異地獨立董事是否在監(jiān)督、咨詢和決策方面實現(xiàn)了盡責履職并探究背后的機理。高鐵的網(wǎng)絡化發(fā)展具有顯著的時空壓縮效應（莊德林等，2021）[15]，伴隨著我國“八橫八縱”高鐵網(wǎng)絡加密成型，高鐵為異地獨立董事克服時空約束、更好地盡責履職創(chuàng)造了客觀條件，有必要深入探究高鐵如何影響異地獨立董事履職與上市公司高質(zhì)量發(fā)展之間的關系。

本文手工整理和識別了2004—2020年上市公司的獨立董事信息，從獨立董事履職角度研究了異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的影響，同時實證考察了高鐵通車在上述關系中的調(diào)節(jié)作用。與以往文獻相比，本文的可能貢獻在于三個方面：首先，本文首次從上市公司高質(zhì)量發(fā)展的角度綜合評估異地獨立董事的履職效果，彌補了現(xiàn)有文獻主要立足公司績效角度考察異地獨立董事履職效果的不足。其次，本文系統(tǒng)考察了異地獨立董事的監(jiān)督、咨詢和決策三個重要職能，克服以往文獻僅重點關注監(jiān)督和咨詢兩個職能的不足，突出了異地獨立董事決策職能的重要性。最后，本文考察了高鐵通車對異地獨立董事不同職能履職效果、不同專業(yè)背景異地獨立董事履職效果的差異化影響，從而為上市公司從異地選聘何種專業(yè)背景的異地獨立董事提供決策參考。

二、理論分析和研究假設

（一）異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的直接影響

獨立董事是我國加強公司治理、提高上市公司高質(zhì)量發(fā)展能力的重要制度設計，旨在通過發(fā)揮獨立董事監(jiān)督、咨詢和決策職能，提升上市公司運行規(guī)范性、增強創(chuàng)新能力、提高內(nèi)部控制質(zhì)量，進而提高上市公司整體質(zhì)量和可持續(xù)發(fā)展能力。其中，監(jiān)督職能是指獨立董事對上市公司及相關主體進行監(jiān)督和調(diào)查。一方面，對大股東和管理層進行監(jiān)督，防止他們對公司的操縱和掏空行為；另一方面，對公司制度、生產(chǎn)經(jīng)營和信息披露情況進行監(jiān)督，以維護公司經(jīng)營環(huán)境、降低違規(guī)風險（原東良和周建，2021）[12]。咨詢職能主要是指獨立董事與公司管理層討論關于公司生產(chǎn)經(jīng)營、制度建設等情況，對公司重大投資、生產(chǎn)和建設項目進行實地調(diào)研并主動提供建設性意見，對公司戰(zhàn)略舉措提供有益建議以促進企業(yè)創(chuàng)新（謝志華等，2016）[13]。決策職能主要是獨立董事對董事會和四大委員會重大事項進行決策并發(fā)表獨立客觀意見，從而確保內(nèi)部控制有效實施（廖方楠等，2021）[16]。

異地獨立董事權責失衡引發(fā)的勤勉盡責意愿不足是影響公司高質(zhì)量發(fā)展的因素。一方面，異地獨立董事低酬勞與多責任要求之間的失衡削弱了他們勤勉盡責的意愿。獨立董事盡責履職需要大量的時間和精力投入，根據(jù)理性人假設，若其所獲薪酬過低，則會因激勵不足而削弱其盡責履職的意愿（張?zhí)焓娴龋?018）[17]。在我國的資本市場中，獨立董事平均薪酬一直處于較低水平，2010年約為7萬元，之后年均增長幅度長期保持在5%左右（鄭志剛等，2017）[18]。根據(jù)貝殼財經(jīng)的統(tǒng)計，2020年我國上市公司獨立董事的平均薪酬僅為8.5萬元。與之形成鮮明對比的是，在我國的公司治理制度中獨立董事被設計為“全能型董事”（郭富青，2022）[19]，他們不僅要承擔一般董事的所有義務，還需要承擔出席董事會和股東大會、重點關注上市公司關聯(lián)交易等10余類事項，以及監(jiān)督和調(diào)查上市公司與相關主體、就對外擔保與利潤分配等發(fā)表獨立意見、制作工作筆錄和提交年度述職報告等諸多義務。與本地獨立董事相比，地理距離與文化距離等因素帶來的額外成本會放大低酬勞與多責任之間的不平衡性，進一步降低其勤勉履職的意愿。另一方面，異地獨立董事低酬勞與高行權成本之間的失衡削弱了他們勤勉盡責的意愿。根據(jù)中國上市公司協(xié)會編制的《上市公司獨立董事履職指引》（以下簡稱《履職指引》），獨立董事除了擁有董事的一般職權外，還擁有重大事項事先認可權、聘請中介機構時發(fā)表意見權、召開董事會會議和臨時股東大會的提議權等諸多幫助其有效履職的職權，但是這些職權的行使要么需要取得全體獨立董事半數(shù)以上同意，要么需要進行實地調(diào)查，均需要獨立董事付出巨大的溝通成本、時間成本和精力，而獨立董事的異地性則會進一步放大這種成本，進而導致很多獨立董事缺乏行權積極性（郭富青，2022）[19]。

異地獨立董事履職能力不足引發(fā)的履職效果差是阻礙公司高質(zhì)量發(fā)展的重要因素。其一，“熟人介紹”為主的獨立董事選聘模式為異地獨立董事勤勉履職埋下了勝任能力不足的重大隱患。中國資本市場股權集中和一股獨大的股權結構特征決定了獨立董事選聘存在著明顯的“監(jiān)督松綁動機”以及“獨立董事比例達標動機”（梁權熙和曾海艦，2016；孫亮和劉春，2014）[20，21]，加之我國缺乏相對獨立的“獨立董事市場”和良好的聲譽機制，因此，大部分的獨立董事尤其是異地獨立董事往往都是由管理層、董事長或大股東等通過熟人關系介紹推薦的（林雁等，2019；吳曉求等，2022）[22，23]。這種選聘模式考慮更多的是如何符合證監(jiān)會的硬性門檻要求以及“易于溝通”等社會關系因素而非履職勝任能力。其二，獨立董事的高兼職繁忙度容易削弱異地獨立董事勤勉履職的能力?！堵穆氈敢访鞔_指出獨立董事有效工作時間原則上一年不低于15個工作日，而中國研究數(shù)據(jù)服務平臺數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)顯示，我國獨立董事平均在2～3家董事會任職，他們實現(xiàn)勤勉履職的有效工作時間至少要達到30～45個工作日，而對于在多家上市公司兼職的異地獨立董事來說，他們則需要付出更多的時間和精力。因此，對于本就面臨履職勝任力挑戰(zhàn)的眾多異地獨立董事而言，往往很難平衡好高考核要求和高報酬的本地主業(yè)與各類兼職工作之間的時間精力配置，而這無疑將大大削弱其勤勉履職的效果（杜興強和張穎，2021；曹春方和林雁，2017）[3，11]。

異地獨立董事信息獲取劣勢引發(fā)的履職保障不足是阻礙公司高質(zhì)量發(fā)展的關鍵因素之一。首先，異地獨立董事難以充分掌握有關公司重大投融資活動、募集資金使用、財務管理、利潤分配和關聯(lián)交易等情況的一手信息，雖然上市公司會根據(jù)相關法規(guī)要求向獨立董事提供相關信息，但是這些在法定時間內(nèi)提供的“硬信息”往往不足以確保異地獨立董事及時獲得充足且高質(zhì)量的決策信息（周建等，2018）[9]。其次，異地獨立董事因為地理阻隔難以獲得充足有效的“軟信息”。異地獨立董事與上市公司董事、監(jiān)事及高級管理人員面對面交流的機會少、頻率低，這使得他們難以從公司內(nèi)部捕捉到官方“硬信息”之外的高質(zhì)量“軟信息”；同時，異地獨立董事往往難以嵌入上市公司的社會網(wǎng)絡，這也使得他們無法有效地從上市公司的供應商、客戶、金融合作伙伴等各類利益相關者處獲得有效履職所需要的“軟信息”（羅進輝等，2018；曹春方和林雁，2017）[4，11]。最后，地理距離的阻隔降低了異地獨立董事主動獲取信息的意愿。由于出席董事會會議、參加各種與履職相關的實地調(diào)查、要求上市公司為其履職提供支持等活動需要額外付出時間成本、協(xié)調(diào)溝通成本和精力成本，異地獨立董事通過參加這些活動來主動獲取有效履職所需信息的意愿也會降低（Coval 和 Moskowitz，2001）[24]?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O：

H1：異地獨立董事抑制了上市公司高質(zhì)量發(fā)展。

（二） 高鐵通車的調(diào)節(jié)作用

高鐵通車不僅提高了城市間可達性，也緩解了信息不對稱。獨立董事一般都來自高鐵線路上的大城市（Zhang和Zhang，2021）[25]，這為提高異地獨立董事的勤勉履職效果創(chuàng)造了客觀條件。其一，高鐵網(wǎng)絡的迅速發(fā)展帶來了顯著的時空壓縮效應，提升了城際間人員、信息、知識等各種要素的流量與流動頻率，降低了信息不對稱性（莊德林等，2021）[15]。高鐵通車不僅提高了異地獨立董事獲取上市公司“硬信息”的效率，也為其通過接觸上市公司社會網(wǎng)絡成員及公司內(nèi)部高管人員，獲取更多高質(zhì)量“軟信息”提供了可能性，進而大大提高了異地獨立董事獲取上市公司關鍵信息的數(shù)量、質(zhì)量和效率，為提升異地獨立董事履職效果提供了信息支撐。其二，高鐵通車為異地獨立董事出席董事會以及高效參與實地調(diào)研等提供了通勤保障。高鐵通車使得異地獨立董事和本地獨立董事在履職時間成本和精力成本等方面的差距大幅縮小，進而有效提高了異地獨立董事出席會議和參與實地調(diào)研的頻率（Min和Chizema，2015）[26]。國泰安數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計顯示，高鐵通車前（2004—2008年），異地獨立董事在董事會中平均缺席率為36.47%，高鐵通車后（2008—2020年），異地獨立董事平均缺席率降低到13.3%。異地獨立董事參會率提高以及實地調(diào)研次數(shù)的增加，不僅增強了異地獨立董事與管理層共享信息的程度，而且有助于增強他們與上市公司的供應商和客戶等關鍵利益相關者之間的熟悉度，從而能夠更加全面地了解公司整體經(jīng)營業(yè)務和運作流程，獲取履職所需的高質(zhì)量信息，從而改善上市公司發(fā)展現(xiàn)狀?；诖?，本文提出以下假設：

H2：高鐵通車會弱化異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的抑制效應。

（三）異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的影響機制

高質(zhì)量發(fā)展要求上市公司在合規(guī)基礎上更好地開展各項生產(chǎn)經(jīng)營、管理與內(nèi)部控制活動，獨立董事監(jiān)督職能的履行至關重要。然而，信息獲取劣勢、“逆淘汰”效應、非主動監(jiān)督者特性決定了異地獨立董事難以監(jiān)督上市公司違法違規(guī)行為。其一，異地獨立董事的信息獲取劣勢不利于其有效履職。獨立董事對管理層和大股東不公平的關聯(lián)交易、挪用資金、違規(guī)擔保等風險事項的識別高度依賴于及時、準確和全面的上市公司運營信息，尤其是“軟信息”。異地獨立董事不在公司內(nèi)部任職，且受地理距離阻隔的影響與上市公司高層及其關鍵利益相關者之間缺少面對面的互動交流，所以難以及時獲取足夠的涉及公司重大運營情況的高質(zhì)量“軟信息”和“硬信息”（羅進輝等，2018；周建等，2018；曹春方和林雁，2017）[4，9，11]。同時，根據(jù)管理層權力理論，上市公司管理者經(jīng)常為謀取最大化個人利益而選擇性地與獨立董事共享信息（原東良和周建，2021）[12]，這更加強化了異地獨立董事的信息獲取劣勢。其二，異地獨立董事的非主動監(jiān)督者特性抑制了其有效履職。大部分的異地獨立董事往往都是由董事長或大股東等通過熟人關系介紹推薦的（林雁等，2019；吳曉求等，2022）[22，23]，因此普遍存在著給朋友幫忙的初心。換言之，由被監(jiān)督者提名、選任監(jiān)督者的這種制度設計使得異地獨立董事普遍具有非主動監(jiān)督者的特性，這無形中就弱化了異地獨立董事的履職有效性（郭富青，2022）[19]。

創(chuàng)新是引領上市公司高質(zhì)量發(fā)展的核心驅(qū)動力（龔紅和彭玉瑤，2021）[14]，而獨立董事能否有效履行咨詢職能，對上市公司創(chuàng)新能力的提升具有重要影響（許榮和李從剛，2019）[27]。然而，獨立董事的結構偏向和信息獲取劣勢因素決定了異地獨立董事難以為公司創(chuàng)新提供有效咨詢。其一，異地獨立董事中“熟人董事”比重高是制約獨立董事有效履職的一類結構性因素。上市公司管理層很多時候會出于短期業(yè)績和個人薪酬等方面的考慮而采取抑制企業(yè)高投入和高風險戰(zhàn)略創(chuàng)新活動的行為（龔紅和彭玉瑤，2021；章永奎等，2019）[14，28]，而異地獨立董事中高比例的“熟人董事”往往礙于情面難以保持其對創(chuàng)新戰(zhàn)略判斷的獨立性，不愿意表達與管理層不一致的咨詢建議（胡元木和紀端，2017）[29]。其二，異地獨立董事由于地理距離等因素的阻隔難以全面系統(tǒng)地獲得上市公司創(chuàng)新相關的“硬信息”與“軟信息”，這使得本就對全球科技和技術發(fā)展前沿以及行業(yè)中技術競爭態(tài)勢缺乏了解的異地獨立董事們，面對履職勝任能力要求極高的創(chuàng)新戰(zhàn)略咨詢時經(jīng)常陷入更加力不從心的困境，嚴重影響履職效果（林雁等，2019）[22]。

上市公司高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求與內(nèi)部控制目標緊密關聯(lián)（廖方楠等，2021）[16]，而獨立董事有效履行決策職能是改善內(nèi)部控制質(zhì)量，實現(xiàn)上市公司高質(zhì)量發(fā)展的重要保障。2020年8月中國上市公司協(xié)會發(fā)布的《獨立董事促進上市公司內(nèi)部控制工作指引》表明，獨立董事需要重點關注關聯(lián)交易、對外擔保、重大投資等十一項內(nèi)部控制環(huán)節(jié)并做出獨立判斷。然而，信息劣勢、選聘機制帶來的獨立性差、更強的決策從眾傾向等都使得異地獨立董事難以在改善上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量方面有效履職。首先，異地獨立董事的信息劣勢阻礙了其有效決策。在對關鍵內(nèi)部控制環(huán)節(jié)進行決策時，異地獨立董事高度依賴內(nèi)部董事所提供的有效信息，而內(nèi)部董事往往會選擇性地提供信息；同時，決策時間限制與地理距離約束的疊加也在很大程度上降低了異地獨立董事主動獲取信息的意愿，這使得他們往往難以掌握決策所需的完備信息，因此異地獨立董事在履職時很難達到“掌握信息最完備的人決策最有效”的基本原則（楊青等，2011）[30]。其次，異地獨立董事“關系優(yōu)先”的選聘機制天然使得其具有更差的獨立性。公司往往傾向于選聘“易于合作”的熟人出任獨立董事，尤其是異地獨立董事（林雁等，2019；Dewally和Peck，2010）[22，31]，這使得異地獨立董事決策獨立性更差。最后，異地獨立董事具有更強的決策從眾傾向。這種傾向主要源于三個方面：第一，相較于本地獨立董事，異地獨立董事往往是董事會非正式層級中的圈外獨立董事或低位層級獨立董事，這種非正式層級間的地位差異會促使異地獨立董事產(chǎn)生心理上的集體認同效應，從而傾向于順從高位層級董事的建議和決策（武立東等，2018）[32]；第二，做出與其他人不一致的建議和決策需要更加充足的證據(jù)支撐（譚雪等，2021）[33]，甚至是勇氣，異地獨立董事因受地理距離、文化距離的影響而具有更高的取證、遭遇冷嘲熱諷等發(fā)表異議的成本，這使得作為理性經(jīng)濟人的異地獨立董事更傾向于回避異議；第三，客觀上而言，異地獨立董事勢單力薄，即使投反對票，也可能不足以改變決策贊成票超過半數(shù)的現(xiàn)實，難以對董事會決策產(chǎn)生實質(zhì)性影響?；诖?，本文提出以下假設：

H3：異地獨立董事監(jiān)督、咨詢、決策履職無效，進而抑制了上市公司高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

中國證監(jiān)會2001年8月發(fā)布的《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》要求在2003年6月30日前，上市公司董事會成員中的獨立董事占比不少于1/3，因此，本文將2004年作為研究樣本的起點。2021年“康美藥業(yè)案”引發(fā)了當年及次年的獨立董事離職潮，為避免該事件引發(fā)的上市公司獨立董事人數(shù)波動對研究結果可能帶來的干擾，本文選取2004—2020年我國A股上市公司作為初始樣本，手工收集整理了118394名獨立董事信息。獨立董事信息主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫，通過逐一梳理識別個人簡歷中的任職單位信息，再結合中國研究數(shù)據(jù)服務平臺數(shù)據(jù)庫、新浪財經(jīng)等渠道的信息，確認獨立董事主要工作地與上市公司所在地是否為同一地級市，若否，則為異地獨立董事。高鐵通車信息來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺數(shù)據(jù)庫，高鐵站點開通時間通過高鐵網(wǎng)等途徑手工整理而成。公司治理數(shù)據(jù)和財務數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫、中國研究數(shù)據(jù)服務平臺數(shù)據(jù)庫和迪博數(shù)據(jù)庫。為了避免異常數(shù)據(jù)的影響，按照以下條件對樣本進行進一步篩選：（1）剔除金融業(yè)公司樣本；（2）剔除ST、*ST的公司樣本；（3）剔除同時發(fā)行B股或者H股的樣本。最后，對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理，最終用于實證研究的上市公司共計4100家，得到31591個公司—年度樣本。

（二）模型設定和變量定義

提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率是實現(xiàn)上市公司高質(zhì)量發(fā)展的關鍵（Hsieh和Klenow，2009）[34]。本文運用全要素生產(chǎn)率[TFPit]作為上市公司高質(zhì)量發(fā)展的度量指標，參考魯曉東和連玉君（2012）[35]的做法，建立LP模型。為了檢驗異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文構建計量模型如下：

[TFPit=β1GIDit+β2Firstit+β3Natureit+β4Inddirit+β5Boardit+β6Dualit+β7Mshareit+β8Growth it+β9Sizeit+β10Levit+β11Listageit+INDUS+YEAR+ξ]? （1）

[TFPit=β1GIDit+β2GIDit×HSRit+β3HSRit+β4Firstit+β5Natureit+β6Inddirit+β7Boardit+β8Dualit+β9Mshareit+β10Growthit+β11Sizeit+β12Levit+β13Listage it+INDUS+YEAR+ξ]? （2）

模型（1）的解釋變量是異地獨立董事占比（[GID]），[GIDit]表示[i]公司[t]年異地獨立董事數(shù)量占[i]公司[t]年獨立董事數(shù)量的比重。[HSRit]是調(diào)節(jié)變量，[i]公司[t]年獨立董事居住地和任職地如果至少有一個地方開通高鐵，則[HSRit]取1，否則為0。通過分析模型（2）中[β1]與[β2]的符號與顯著性就可以分析高鐵通車在異地獨立董事與公司高質(zhì)量發(fā)展關系中的調(diào)節(jié)作用。

為避免其他因素的干擾，本文控制了第一大股東持股比例（First）、國有產(chǎn)權（Nature）、董事會獨立性（Inddir）、董事會規(guī)模（Board）、管理層持股比例（Mshare）、兩職合一（Dual）、成立年限（Listage）等公司治理特征以及總資產(chǎn)增長率（Growth）、公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）等公司財務特征，并控制行業(yè)、時間固定效應，以減少遺漏變量的影響。主要變量定義如表1所示。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計和相關性分析

表2列出了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，全要素生產(chǎn)率的平均值為9.005，最大值為12.011，異地獨立董事比例的平均值為53.6%，表明平均每個公司有一半以上的異地獨立董事。此外，其他控制變量均不存在異常。本文對主要變量的相關系數(shù)進行Person檢驗，結果表明不同變量間相關系數(shù)均小于0.5且Vif均小于10，變量間不存在明顯的多重共線性①。

（二）回歸分析

表3報告了模型（1）與模型（2）的檢驗結果。由表3列（1）和列（2）可知，不論是否加入控制變量，GID的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，這表明異地獨立董事占比對上市公司高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的負向影響，假設1得到驗證。由列（3）結果可知，GID與HSR交乘項的系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明高鐵通車能夠顯著緩解異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的消極影響，假設2得以驗證。

（三）內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗

1. 傾向得分匹配（PSM）。為解決異地獨立董事比例與上市公司高質(zhì)量發(fā)展之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文采取傾向得分匹配（PSM）進行檢驗。異地獨立董事比例大于等于平均值0.5358的取值為1，否則取值為0，并將其設置為處理變量（LD），建立Logit回歸模型，匹配變量為本文中的所有控制變量。所得結果均為10000次Bootstrap抽樣估計所得，匹配后的所有標準化偏差均小于5%，且所有的t檢驗結果接受原假設。樣本匹配前后的Balancing檢驗結果表明，本文選取的匹配變量恰當， 得出的估計結果準確。經(jīng)PSM處理后的回歸結果如表4所示，GID與交乘項系數(shù)的符號與顯著性均與前文結果一致，本文結論依然成立。

2. 工具變量回歸。為進一步控制內(nèi)生性，本文參考羅進輝等（2017）[2]的做法，選取所在省份上市公司數(shù)量（Company）作為異地獨立董事比例的工具變量（IV）。從相關性角度看，根據(jù)羅進輝等（2017）[2]的研究，臨近潛在獨立董事集聚地的上市公司更可能聘請本地化的獨立董事，因此，異地獨立董事比例與所在省份上市公司數(shù)量高度相關；從外生性角度看，所在省份上市公司的數(shù)量與上市公司的發(fā)展質(zhì)量并不存在直接關聯(lián)。表5為工具變量回歸結果，其中，第一階段結果顯示IV與異地獨立董事比例顯著負相關，第二階段結果顯示異地獨立董事比例與上市公司高質(zhì)量發(fā)展顯著負相關，這與前文結論一致，本文結果穩(wěn)健。

3. 考慮反向因果。本研究中，異地獨立董事比例和上市公司高質(zhì)量發(fā)展可能還存在反向因果關系?，F(xiàn)有研究表明，公司會根據(jù)需求選擇性地聘請異地獨立董事（孫亮和劉春，2014）[21]。為控制反向因果所導致的內(nèi)生性問題，本文將解釋變量、控制變量均滯后一期重新進行回歸，結果如表6所示，解釋變量與交乘項系數(shù)的符號與顯著性均未發(fā)生改變，表明本文結果穩(wěn)健。

4. 替換核心變量的測度指標。本文采用全要素生產(chǎn)率OLS法和固定效應法作為被解釋變量的替代衡量指標，回歸結果如表7所示，與前文分析結果一致，本文結論穩(wěn)健。此外，借鑒羅進輝等（2017）[2]的做法，本文進一步將異地獨立董事平均距離（LnDistance）作為解釋變量的替代指標。由表8回歸結果可見，異地獨立董事平均距離的系數(shù)顯著為負，其與高鐵通車交乘項的系數(shù)顯著為正，這表明異地獨立董事平均距離與上市公司高質(zhì)量發(fā)展之間顯著負相關，而高鐵通車能夠有效緩解這一負向關系。這仍與前文結果一致，進一步說明本文結果穩(wěn)健。

5. 控制異地獨立董事的地區(qū)效應和個體效應。上市公司聘請異地獨立董事往往存在地域偏好（原東良和周建，2021）[12]。北京、上海、廣州和深圳等地區(qū)政治資源豐富、金融市場發(fā)達，獨立董事的適任人選更多，易受上市公司的青睞。本文樣本的66502位異地獨立董事中，來自北上廣深的分別有25096位、8058位、3152位和2544位，合計占異地獨立董事的比例高達58.42%。為控制地區(qū)效應，本文將解釋變量替換為北上廣深異地獨立董事占獨立董事的比例與非北上廣深異地獨立董事占獨立董事的比例，分別進行檢驗，結果如表9列（1）和列（2）所示?？梢?，兩個樣本組的結果沒有顯著差異，且均與前文結果一致，本文結論穩(wěn)健。此外，本文進一步控制了異地獨立董事的平均年齡（Age）、平均學歷（Edu）以及是否存在女性（Female）等個體因素，結果如表9列（3）所示，解釋變量的系數(shù)仍顯著為負。

6. 分階段回歸。隨著科技的進步，視頻會議和網(wǎng)絡會議逐步成為上市公司召開董事會會議的重要方式，這可能影響異地獨立董事的履職效果（原東良和周建，2021）[12]。因此，本文將研究區(qū)間分為2004—2012年和2013—2020年兩個階段分別進行檢驗，結果如表9列（4）和列（5）所示。可見，兩個階段的回歸結果中，解釋變量系數(shù)的符號和顯著性仍與前文一致，未發(fā)生改變，再次表明異地獨立董事比例對公司高質(zhì)量發(fā)展的消極影響是穩(wěn)定存在的。

五、機制檢驗

本文從監(jiān)督、咨詢和決策三個職能視角考察異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的影響機制。參考原東良和周建（2021）[12]、林雁等（2019）[22]和廖方楠等（2021）[16]的做法，綜合運用是否違規(guī)（Fraud）、公司研發(fā)資金投入強度（RD）、內(nèi)部控制質(zhì)量（Audit）3個代理變量來測度異地獨立董事的履職效果。

本文運用OLS模型進行機制檢驗，結果如表10所示。其中，列（1）和列（4）結果表明，異地獨立董事顯著降低企業(yè)研發(fā)投入強度，進而對上市公司高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生消極影響；列（2）和列（5）結果表明，異地獨立董事與上市公司違規(guī)顯著正相關，從而不利于上市公司高質(zhì)量發(fā)展；由列（3）和列（6）可知，異地獨立董事與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著負相關，從而對上市公司高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生消極影響?？梢?，異地獨立董事咨詢、監(jiān)督與決策職能失效，是其對上市公司高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生消極影響的重要渠道，假設3得到驗證。而列（7）—（9）的結果則表明，高鐵通車能有效改善異地獨立董事監(jiān)督和咨詢職能的履職效果。

六、進一步分析

2022年1月，《上市公司獨立董事規(guī)則》發(fā)布，在進一步強調(diào)獨立董事獨立性的同時，對獨立董事專業(yè)特質(zhì)提出了更加嚴格的要求。根據(jù)高階梯隊理論，高管的背景特征會影響企業(yè)發(fā)展（郝穎等，2022）[36]。因此，本文基于國泰安數(shù)據(jù)庫和中國研究數(shù)據(jù)服務平臺的數(shù)據(jù)，進一步考察了高鐵通車后學術背景（Academicgid）、行業(yè)專長（Expergid）、法律背景（Lawgid）、財務背景（Finangid）和海外背景（Overseagid）②五類背景的異地獨立董事比例對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的影響。由表11可知，受高鐵通車的影響，行業(yè)專長、學術背景、海外背景三類異地獨立董事比例的系數(shù)均顯著為正；而不論高鐵是否開通，財務背景、法律背景異地獨立董事比例的系數(shù)則顯著為負。這表明高鐵通車后，行業(yè)專長、學術背景與海外背景的異地獨立董事對公司高質(zhì)量發(fā)展具有積極影響，進一步肯定了高鐵通車對上市公司治理的積極作用，而財務背景與法律背景的異地獨立董事則對公司高質(zhì)量發(fā)展具有消極影響。

上述結果的可能原因如下：行業(yè)專長型異地獨立董事作為有豐富行業(yè)從業(yè)經(jīng)驗的專家，對行業(yè)的發(fā)展趨勢與企業(yè)經(jīng)營狀況等具有深刻的認知和獨立判斷，并且擁有豐富的社會資本（郝穎等，2022）[36]，而高鐵通車則能夠有效降低信息不對稱，可以幫助他們有效獲取關鍵信息，同時能夠有效節(jié)省他們行權的時間與精力成本，使得行業(yè)專長型異地獨立董事可以有效履職，進而推動上市公司高質(zhì)量發(fā)展。有學術背景的異地獨立董事大多來自高?；蜓芯繖C構，往往是某一領域具有影響力的專家，因此，他們不僅具有豐富而前沿的領域知識專長和學術合作網(wǎng)絡，而且長期的學術訓練也使得他們都具備非常強的獨立思考判斷能力，這都有助于其咨詢與決策職能的履行。另外，有學術背景的異地獨立董事往往具有較高的社會聲譽，為避免社會輿論壓力和聲譽損失，他們在聲譽機制下會更為勤勉盡職地履行監(jiān)督等職能（章永奎等，2019；杜劍和于芝麥，2019）[28，37]。高鐵通車能夠幫助他們有效獲取高質(zhì)量“軟信息”和“硬信息”，同時為他們勤勉盡職節(jié)省了成本和提供了相應的保障，進而保證了學術背景異地獨立董事履職的有效性。海外背景異地獨立董事則一方面具有相對豐富的海外經(jīng)驗，另一方面受海外文化影響而具有相對良好的獨立性，而高鐵的開通會提高其出席率，極大降低信息不對稱，從而監(jiān)督管理層，避免管理層的短視行為，鼓勵企業(yè)積極創(chuàng)新（宋建波和文雯，2016）[38]，推動上市公司高質(zhì)量發(fā)展。對于財務與法律背景的異地獨立董事，上市公司聘請的動機可能就是放松監(jiān)督，使其更難以有效地約束管理層獲取私利的惡劣行為（董紅曄，2016）[39]，且此類背景獨立董事的履職效果更依賴隱性信息，但高鐵通車對于此類信息獲取效果的改善較為有限，從而難以改善此類背景異地獨立董事的履職效果，不利于公司高質(zhì)量發(fā)展。

七、研究結論和啟示

本文研究了異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的影響與具體機制，以及高鐵通車在這一影響關系中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：（1）異地獨立董事與上市公司高質(zhì)量發(fā)展顯著負相關；（2）高鐵通車有助于弱化異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的負向影響；（3）機制檢驗發(fā)現(xiàn)，加重公司違規(guī)、降低企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，是異地獨立董事消極影響上市公司高質(zhì)量發(fā)展的三個重要渠道，而高鐵通車會改善異地獨立董事的監(jiān)督和咨詢職能，從而削弱聘請異地獨立董事對上市公司高質(zhì)量發(fā)展的負向影響；（4）進一步分析發(fā)現(xiàn)，高鐵通車背景下有行業(yè)專長、學術背景、海外背景的異地獨立董事均有利于上市公司高質(zhì)量發(fā)展，而不論高鐵是否通車，財務和法律背景的異地獨立董事均不利于上市公司高質(zhì)量發(fā)展?；谏鲜霭l(fā)現(xiàn)，本文提出以下啟示：

第一，公司應慎重聘請異地獨立董事，主動監(jiān)督并盡力保障獨立董事履職。首先，公司要結合自身的業(yè)務特點和戰(zhàn)略目標選聘專業(yè)、多元、獨立的異地獨立董事，應綜合考慮其學術背景、行業(yè)專長、海外背景等多方面的能力特征，以及異地獨立董事所在地的高鐵通車情況，以最大程度避免地理距離帶來的信息劣勢、高行權成本等不利影響。其次，公司要主動監(jiān)督異地獨立董事履職。要督促異地獨立董事出席董事會會議、參與實地調(diào)研，并加強與異地獨立董事在企業(yè)業(yè)務、前沿技術、國家政策法規(guī)等方面的交流與溝通，督促并協(xié)助他們提高履職勝任能力。最后，還應加強落實包括購買責任險在內(nèi)的保障機制，切實為異地獨立董事有效履職、敢于履職保駕護航。

第二，證監(jiān)會應進一步規(guī)范和完善獨立董事制度。首先，從獨立董事選聘這一源頭上改善履職效果，應全力構建開放、透明的獨立董事人力資本市場，在選聘制度上，除當前“至少包括一名會計專業(yè)人士”的強制要求外，還應對行業(yè)、技術等其他背景做出明確要求，以綜合確保獨立董事的獨立性與專業(yè)性。其次，應推動權責利相匹配的獨立董事制度改革，明晰獨立董事權責邊界，并配套與權責相對稱的包括薪酬體系在內(nèi)的激勵機制。再次，應進一步完善獨立董事履職的保障機制，加強獨立董事的培訓，適當提高獨立董事比例，以切實保障他們的行權有效性。最后，對于異地獨立董事比例過高的公司，監(jiān)管機構應適當加大監(jiān)管力度，多方合力共同改善獨立董事選聘、履職生態(tài)，推動上市公司高質(zhì)量發(fā)展。

注：

① 限于篇幅，未在正文報告相關系數(shù)檢驗結果，作者備索。

②根據(jù)國泰安和中國研究數(shù)據(jù)服務平臺數(shù)據(jù)庫的劃分標準，學術背景是指在高校任教、科研機構任職和協(xié)會從事研究；行業(yè)專長是指具有和公司所在行業(yè)相關的工作經(jīng)歷或?qū)W位背景；法律背景是指具有法律學位、具有律師職業(yè)資格、在法學院擔任教職、在公檢法系統(tǒng)從事司法工作等背景之一；財務背景是指具有財務相關學歷和工作背景；海外背景是指具有海外求職或海外求學背景。其中，異地獨立董事比例=異地獨立董事數(shù)量/獨立董事數(shù)量，學術背景異地獨立董事比例=學術背景異地獨立董事數(shù)量/異地獨立董事數(shù)量，海外背景異地獨立董事比例=海外背景異地獨立董事數(shù)量/異地獨立董事數(shù)量，行業(yè)專長異地獨立董事比例=行業(yè)專長異地獨立董事數(shù)量/異地獨立董事數(shù)量，法律背景異地獨立董事比例=法律背景異地獨立董事數(shù)量/異地獨立董事數(shù)量，財務背景異地獨立董事比例=財務背景異地獨立董事數(shù)量/異地獨立董事數(shù)量。

參考文獻：

[1]張新民，錢愛民，陳德球.上市公司財務狀況質(zhì)量：理論框架與評價體系 [J].管理世界，2019，（07）.

[2]羅進輝，黃澤悅，朱軍.獨立董事地理距離對公司代理成本的影響 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2017，（08）.

[3]杜興強，張穎.獨立董事返聘與公司違規(guī)： “學習效應” 抑或“關系效應” ？ [J].金融研究，2021，（04）.

[4]羅進輝，向元高，林筱勛.本地獨立董事監(jiān)督了嗎？——基于國有企業(yè)高管薪酬視角的考察 [J].會計研究，2018，（07）.

[5]周澤將，雷玲，杜興強.本地任職與獨立董事異議行為：監(jiān)督效應vs關系效應 [J].南開管理評論，2021，（02）.

[6]竇超，王喬菀，白學錦.獨立董事宏觀視野與公司債券發(fā)行利差——基于獨立董事“咨詢”職能視角 [J].金融評論，? 2020，（02）.

[7]孫甲奎，肖星.獨立董事投行經(jīng)歷與上市公司并購行為及其效應研究——來自中國市場的證據(jù) [J].會計研究， 2019， （10）.

[8]曲亮，章靜，郝云宏.獨立董事如何提升企業(yè)績效——立足四層委托—代理嵌入模型的機理解讀 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2014，（07）.

[9]周建，王順昊，張雙鵬.董秘信息提供， 獨立董事履職有效性與公司績效 [J].管理科學，2018，（05）.

[10]劉春，李善民，孫亮.獨立董事具有咨詢功能嗎？——異地獨立董事在異地并購中功能的經(jīng)驗研究 [J].管理世界， 2015，（03）.

[11]曹春方，林雁.異地獨立董事、履職職能與公司過度投資 [J].南開管理評論，2017，（01）.

[12]原東良，周建.地理距離對獨立董事履職有效性的影響——基于監(jiān)督和咨詢職能的雙重視角 [J].經(jīng)濟與管理研究，2021，（02）.

[13]謝志華，粟立鐘，王建軍.獨立董事的功能定位[J].會計研究，2016，（06）.

[14]龔紅，彭玉瑤.技術董事的專家效應，研發(fā)投入與創(chuàng)新績效 [J].中國軟科學，2021，（01）.

[15]莊德林，劉雨晨，王帥.高鐵通車對中國城市創(chuàng)業(yè)投資網(wǎng)絡的影響——基于跨城市創(chuàng)業(yè)投資事件的實證研究 [J].地理科學進展，2021，（10）.

[16]廖方楠，韓洪靈，陳麗蓉.獨立董事連鎖對內(nèi)部控制的影響機理：基于聲譽效應與學習效應的實證研究[J].管理工程學報，2021，（02）.

[17]張?zhí)焓妫愋旁?，黃俊.獨立董事薪酬與公司治理效率 [J].金融研究，2018，（06）.

[18]鄭志剛，梁昕雯，黃繼承.中國上市公司應如何為獨立董事制定薪酬激勵合約 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2017， （02）.

[19]郭富青.我國獨立董事的制度悖論，缺陷與解決途徑——對“康美藥業(yè)案”引發(fā)的獨立董事辭職潮的思考[J].學術論壇，2022， （01）.

[20]梁權熙，曾海艦.獨立董事制度改革、獨立董事的獨立性與股價崩盤風險 [J].管理世界，2016，（03）.

[21]孫亮，劉春.公司為什么聘請異地獨立董事？ [J].管理世界，2014，（09）.

[22]林雁，謝抒桑，劉寶華.異地獨立董事與公司創(chuàng)新投入——基于董事會文化多樣性視角的考察 [J].管理科學，2019， （04）.

[23]吳曉求，何青，方明浩.中國資本市場：第三種模式 [J].財貿(mào)經(jīng)濟，2022，（05）.

[24]Coval J D，Moskowitz T J. 2001. The Geography of Investment：Informed Trading and Asset Prices [J].Journal of Political Economy，（4）.

[25]Zhang L，Zhang H. 2021. Can High Speed Railway Curb Tunneling？ Evidence from the Independent Directors' Monitoring Effect in China [J].Pacific-Basin Finance Journal， （1）.

[26]Min B S，Chizema A. 2015. Board Meeting Attendance by Outside Directors [J].Journal of Business Ethics，（4）.

[27]許榮，李從剛.院士（候選人）獨立董事能促進企業(yè)創(chuàng)新嗎——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù) [J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2019，（07）.

[28]章永奎，賴少娟，杜興強.學者型獨立董事、產(chǎn)品市場競爭與公司創(chuàng)新投入 [J].經(jīng)濟管理，2019，（10）.

[29]胡元木，紀端.董事技術專長、創(chuàng)新效率與企業(yè)績效 [J].南開管理評論，2017，（03）.

[30]楊青，薛宇寧，Yurtoglu B.B. 我國董事會職能探尋：戰(zhàn)略咨詢還是薪酬監(jiān)控？ [J].金融研究，2011，（03）.

[31]Dewally M，Peck S W. 2010. Upheaval in the Boardroom：Outside Director Public Resignations，Motivations，and Consequences [J].Journal of Corporate Finance，（1）.

[32]武立東，薛坤坤，王凱.非正式層級對董事會決策過程的影響：政治行為還是程序理性 [J].管理世界，2018， （11）.

[33]譚雪，李婧萱，吳昊洲.獨立董事投票制度的反思與改進——基于獨立董事投票的分析 [J].經(jīng)濟體制改革， 2021，（02）.

[34]Hsieh C T，Klenow P J. 2009. Misallocation and Manufacturing TFP in China and India [J].Quarterly Journal of Economics，（4）.

[35]魯曉東，連玉君.中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計：1999—2007 [J].經(jīng)濟學（季刊），2012，11（02）.

[36]郝穎，李俊儀，魏紫，劉強.行業(yè)專家獨立董事能提高企業(yè)資本配置效率嗎——基于A股上市公司的實證檢驗 [J].會計研究，2022，（05）.

[37]杜劍，于芝麥.學術型獨立董事的聲譽與比例對公司股價崩盤風險的影響 [J]. 改革，2019，（03）.

[38]宋建波，文雯.董事的海外背景能促進企業(yè)創(chuàng)新嗎？ [J].中國軟科學，2016，（11）.

[39]董紅曄.財務背景獨立董事的地理鄰近性與股價崩盤風險 [J].山西財經(jīng)大學學報，2016，38（03）.