一、文献回顾

针对独立董事制度，学者们从理论层面进行了一些研究。孔翔^[1]、张凡^[2]、郭强和蒋东生^[3]分析了我国引入独董制度的缘由、实施独立董事制度的难度以及未来的改进方向。邵东亚通过案例分析表明我国应该以独立董事制度为主要监督模式^[4]。阎达五和谭劲松从制度的角度研究了独立董事制度，认为我国当时的法律制度等尚未能为独董机制提供强有力的支撑，独立董事制度需要外部公司治理制度、内部公司治理制度以及非公司治理制度和非正式制度等相互配合发挥作用^[5]。李海舰和魏恒对已实行的独立董事体系持否定态度，认为存在“不公正性”“不独立性”“不在状态”“不匹配性”和“不明晰性”等结构性或制度性问题，并提出成立独立董事协会以便重新构建独立董事制度^[6]。武立东和王凯从新制度理论的角度揭示了上市公司独立董事制度从“规制”向“认知”的转变，外生的独立董事制度出现了内化的迹象^[7]。

有些研究则从实证角度探讨了独立董事制度的作用。公司最基本的内部治理机制是董事会，独立董事因其独立性在公司中主要承担监督和建议职能，Fama和Jensen^[8]、Jiang等^[9]认为独立董事出于维护、提高声誉的动机会认真履行监督职责。因此，独立董事制度的实施将会给公司带来较大影响，这种影响将涉及公司各个层面。Chhaochharia和Grinstein研究了独立董事制度对CEO薪酬的影响^[10]。Guo和Masulis研究了独立董事制度对CEO离职的影响^[11]。Linck等研究了独立董事制度对董事薪酬、董事成本的影响^[12]。James和Shawn通过研究SOX法案的颁布，发现较高的董事会独立性将影响公司诉讼行为^[13]。姚伟峰运用随机前沿分析模型分析了独董制度对公司经营效率的影响，发现独董制度并不能显著提高企业绩效^[14]。梁权熙和曾海舰发现独董制度有助于降低其股票价格的崩盘风险，独董曾提出不同意见的公司具有较低的股票价格崩盘风险^[15]。李燕媛与刘晴晴从盈余管理的角度对独立董事制度进行了评价，发现具有会计专业背景的独董人数与盈余管理程度之间显著负相关，而独立董事比例、报酬与盈余管理程度之间都没有显著的相关性^[16]。王凯等研究了具有专业背景的独立董事对大股东掏空行为的监督功能，发现与具有非实务界会计背景的独董相比，具有实务界会计背景的独董具有更强的事前、事中和事后监督控股股东掏空行为的功能；对于具有法律背景的独董来说，其监督功能并不由于工作经历的差异而存在不同；另外外部治理环境与具有实务界会计背景独董之间有一定的替代关系，而具有法律背景独董的监督功能与外部治理环境则呈互补关系^[17]。

更多的研究集中在对公司业绩的影响方面。Rosenstein和Wyatt^[18]、Byrd和Hickman^[19]、Peng^[20]进行了较早的探讨。肖曙光认为独立董事制度能够在一定程度上提高公司业绩，但是这种能力还比较弱，独立董事制度的影响力度还不够大，需要进一步完善独立董事制度^[21]。高雷等研究发现独立董事人数比例、年龄大小、薪酬高低、出席会议比例、居住地与上市公司注册地一致性与公司业绩之间呈正相关关系^[22]。赵昌文等针对家族企业进行了研究，发现独立董事制度能够对家族企业起到积极作用，他们还发现具有行业专长、管理经验、学术背景、政府背景、海外经历的独董可以提升企业价值，而独立董事的学历、年龄、性别、社会声誉、银行工作经历、会计师资格等特征对公司价值没有显著影响^[23]。丁文波从自主性自治的角度研究发现独董的独立性正向自治可以显著提高公司业绩，而独立董事薪酬的增加则会削弱这种作用^[24]。黄伟从独董机制对企业经营绩效、管理层行为和投资者保护的影响以及外界环境对独董制度有效性的影响等四个方面来评价独立董事制度的有效性，发现我国的独立董事比例、薪酬与企业的绩效正相关，但相关程度不明显；而独立董事比例、薪酬与管理层的薪酬显著地正相关^[25]。

一般地，影响公司违规行为的因素大致可以分为两类：一类是外部因素，另一类是公司内部因素。从外部环境看，Povel等研究了企业的违规动机与外部环境间的关系^[26]；Wang等研究了企业的违规倾向与行业投资信心的关系^[27]。关于公司内部治理的视角研究了诸如高管薪酬高低、董事会构成、股权关系、高管裙带关系、独立董事特征等。Peng和Röell^[28]，Johnson等^[29]研究了高管激励与企业违规之间的关系。La Porta等^[30]、Persons^[31]研究了董事会规模与信息披露之间的关系。Shleifer和Vishney ^[32]、Khlifi和Bouri^[33]研究了股权集中度与上市公司信息披露意愿之间的关系。Chidambaran等发现CEO与董事之间不同类型的纽带关系对企业违规行为的影响也不同^[34]。Khanna等通过CEO上任后新增加的高管比例、新增加的董事会成员比例衡量CEO影响力，探究其对于公司违规行为的影响^[35]。Adams和Ferreira发现女性董事是积极的董事会成员，因此她们的偏好会显著地影响董事会的决策制定与监督管理^[36]。从内部因素看，近年来陆续有一些文献开始探讨独立董事制度和独立董事特征对公司违规行为的影响。Beasley发现未出现违规行为的公司中，外部董事比例更高^[37]。Agrawal和Chadha发现有丰富财务经验的独立董事在董事会或者审计委员会中任职，将减少财务报表更正行为发生的情况^[38]。熊莉发现独立董事比例并不能显著影响公司信息披露的质量，而独立董事的薪酬则存在影响^[39]。曹伦和陈维政发现，独立董事间合理的专业构成，与上市公司的违规行为存在显著的负相关关系^[40]。王怀明和张惠^[41]、王臻和杨昕^[42]发现拥有专业背景的独立董事会提高会计信息质量。马崇明发现独立董事参加董事会的次数与信息披露违规之间存在正相关联^[43]。王潇发现在主板市场中，设立审计委员会和独立董事参加会议次数可以在一定程度上抑制公司违规披露会计信息的行为，针对中小板股市，独董人数和具有企业背景的独董比率与违规披露会计信息正相关^[44]。齐骥霆将独立董事特征分为公司制度特征、个体特征以及行为特征三个方面，分别研究它们对公司信息披露违规行为带来的影响，结果发现独立董事比例、任职时间与信息违规披露之间没有明显关联，独董薪酬在一定范围内能够激励独立董事履行职责，超过一定范围会起到负面作用，拥有财务背景的独立董事、与公司所在地一致、会议出勤率高的独立董事会降低信息披露违规行为发生的概率^[45]。路军的研究发现，女性高管因为风险规避和较低程度的过度自信能够降低企业违规的概率^[46]。万良勇等从社会网络的视角发现独立董事丰富的网络关系有利于掌握更多的社会资本，提高其监督动机和监督能力，从而有效抑制上市公司违规行为^[47]。陆瑶和胡江燕的研究发现CEO与董事之间的同乡关系会增加企业违规倾向^[48]。

通过对相关文献的梳理，我们发现针对独立董事制度影响的研究大都集中在分析其对公司业绩的影响方面，而针对公司违规行为的文献则集中在研究公司内部因素对公司违规行为的影响。虽然有部分文献研究了独立董事特征对公司违规行为的影响，但这些文献对独立董事的特征涵盖得还不够全面，结论也不一致，因此有必要深入研究独立董事特征对公司违规行为的影响。

二、研究设计 (一) 研究假设

2001年，中国证监会颁布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，该文要求在2002年6月30日之前董事会成员中应至少包含两名独立董事，在2003年6月30日之前应至少包括1/3独立董事，并且要求独立董事中应至少有一名具有高级职称或注册会计师资格的会计专业人士。从此独立董事制度开始在我国上市公司中建立。独立董事制度主要是通过独立董事在公司治理中的监督和建议职能而发挥作用的。担任上市公司独立董事者大多或曾在业界工作过或曾在高校、政府部门工作过，他们一般都具有较高的社会地位和声誉，因此出于对公司的独立性和维护自身声誉的动机，独立董事会认真履行其职责^[8-9]。所以独立董事制度的实施将会提高公司治理水平，随之可能会带来公司业绩、经营效率的提升，违规、诉讼事件的减少。James和Shawn^[13]的研究已经证明了SOX法案的颁布显著减少了公司的诉讼事件。基于此，本文提出假说H1。

H1:实施独立董事制度将减少公司违规行为。

根据独立董事制度的要求，上市公司独立董事当中应当至少有一名会计专业人士。如果独立董事具有会计专业背景，将能对公司财务、信息披露质量起到更好的监督作用，从而减少信息披露违规行为。公司的违规行为可以分为信息披露违规和非信息披露违规。信息披露违规包括虚构利润和资产、虚假记载、重大遗漏、披露不实和一般会计处理不当。非信息披露违规包括违规经营和管理层违规。实践中较大部分违规行为属于信息披露违规。虽然目前已有较多针对独立董事的会计专业背景对公司违规行为影响的研究，如Agrawal和Chadha^[38]、齐骥霆^[45]等，但本文没有拘泥于独立董事的会计专业背景，而是以此类推，认为独立董事的政治、学术、海外、金融背景也会对公司违规行为产生影响，因此，我们针对独立董事的这四类背景展开了研究。

Hambrick等在1984年提出并在1996年完善了高层梯队理论，该理论认为高管特征，比如年龄、性别、学历、任期等会影响公司的决策，从而影响公司的绩效和违规行为^[49-50]。本文在此也讨论了独立董事的平均年龄和女性比例对公司违规行为的影响。因此本文提出了假说H2。

H2:独立董事专业背景、平均年龄、女性比例会减少公司违规行为，降低公司违规的严重程度。

独立董事履行监督和建议职能主要是通过参加公司会议，以提出建议和异议、投票等行为实现的。因此独立董事参加会议情况这一行为特征也会影响公司的违规行为。本文就独立董事委托参加会议的比例和缺席会议的比例对公司违规行为的影响进行研究。因此本文提出了假说H3。

H3:独立董事委托参加会议比例和缺席会议比例会增加公司违规行为，增加公司违规的严重程度。

(二) 变量定义

本文所涉及的被解释变量有3个，解释变量有11个，控制变量有11个，定义分别如下。

1.被解释变量

是否违规虚拟变量(Vio₁)；违规次数计数型变量(Vio₂)，假设某一上市公司在某一年份有两次违规行为，Vio₁将取1，Vio₂将取2；违规严重程度分类变量(Vio₃)，本文是按照违规行为的处理单位来划分违规严重程度的，依次是被深圳股票交易所或者上海股票交易所处理、被证监会(含地方证监局)处理、被其他单位处理。

2.解释变量

在研究独立董事制度与公司违规行为的回归方程中解释变量有三个，分别是实验期虚拟变量P₁、实验组虚拟变量T₁和两者的交乘项PT₁。虽然独立董事制度是在2001年被正式提出，但一项制度在提出之前，往往经过了一段时间的深思熟虑，需要召集各方讨论、召开“吹风”会议，政策在一定程度上已经扩散出去，因此本文选择2000年作为政策冲击年份，在2000年及以后年份P₁将全部取1，2000年之前全部取0。如果一家公司在政策实施前1年即1999年独立董事比例不足1/3，那么这个公司将会受到独立董事制度的冲击，这类公司被当作我们的实验组，T₁取1，否则取0。T₁与P₁的交乘项PT₁是双重差分估计量，用来度量政策效应，也是本文的核心解释变量。在研究独立董事特征与公司违规行为的回归方程中解释变量有8个，分别是有政治背景的独立董事比例(Backgrd_PL)、有学术背景的独立董事比例(Backgrd_ACA)、有海外背景的独立董事比例(Backgrd_OVERSEA)、有金融背景的独立董事比例(Backgrd_FIN)、独立董事的平均年龄(Age)、女性独立董事的比例(Female)、独立董事缺席会议的平均比例(Absence)、独立董事委托出席会议的平均比例(Entrust)。

3.控制变量

控制变量有11个，分别是账面市值比(BM)、资产负债率(LEV)、总资产净利率(ROA)、市值的对数值(MV)、持有期收益率(Return)、董事会规模(Boadsize)、股票波动率(Volatility)、换手率(Turnover)、股权集中度(Concen)、股权性质(SOE)、董事长是否兼任总经理(Partime)。选择控制账面市值比(BM)、总资产净利率(ROA)和资产负债率(LEV)是因为账面市值比越小公司成长性越大，资产净利率越大公司盈利能力越强，此时公司发展良好，公司管理层压力较小，越不需要违法操作，而资产负债率越高越容易陷入债务危机，公司越有可能冒险发生违规行为。市值的对数值(MV)反映公司规模，公司规模不同发生违规行为的可能性也会不同。选择控制董事会规模(Boadsize)是因为已有文献研究发现董事会规模会影响公司的违规行为，如Persons^[31]。持有期收益率(Return)、股票波动率(Volatility)、换手率(Turnover)都反映公司股票在资本市场的表现，公司股票表现的业绩不佳、高风险性有可能会引发公司管理层的违规行为。股权集中度(Concen)反映股东对公司的控制能力，股东对公司的控制能力会影响公司的治理水平，进而影响公司的违规行为。股权性质反映上市公司是国有控股企业或非国有控股企业，公司的股权性质也可能会影响公司治理水平，进而影响公司的违规行为。董事长是否兼任总经理反映公司管理层对董事会的控制能力，通过影响董事会作用的发挥进而影响公司违规行为。

在实证研究部分，为消除连续性变量异常值的影响，我们对这些变量进行了上下2.5%的缩尾处理。各变量的具体定义如表 1所示。

(三) 样本选择

本文关于独立董事制度对公司违规行为影响的样本区间是1997—2015年。我国虽然在20世纪90年代陆续建立了上交所与深交所，但成立之初上市公司并不多，再加上年份久远，许多控制变量的数据已无法获得，因此本文选择1997年作为样本区间的始点。又因本文在统计是否违规以及违规次数时是按照违规行为的真实发生年份进行统计的，实际上公司的违规行为往往是事后被发现披露出来的，所以最近两年发生的违规行为可能还未被及时发现，以后可能才会被曝出，所以本文的样本区间的终点选择为2015年。本文关于独立董事特征对公司违规行为影响的样本区间是2008—2015年，选择这一区间主要是考虑到数据库中对独立董事背景特征的数据开始于2008年。本文还剔除了存在缺失值的样本、剔除了金融行业样本。

三、实证结果 (一) 描述性统计

在统计上市公司是否发生违规以及违规次数时，我们按照国泰安数据库中违规事件的真实发生年份进行统计，结果如图 1所示。从图 1可以直观地发现，在1997—2015年，上市公司总数、违规公司数与违规次数总和都逐渐增加，呈现出上升趋势，但上市公司总数上升幅度较大，后两者上升幅度较小。违规公司占比与平均违规次数整体都呈震荡上升趋势，期间波动幅度较大，1997—2001年违规行为快速上升，2001—2005年下降，然后2005—2009年继续上升，在2010年短暂的下降后继续上升，2012—2015年继续下降。说明我国上市公司违规情况比较复杂，整体不容乐观。在统计上市公司违规严重程度时，我们按照国泰安数据库中违规事件的披露年份进行统计，结果如图 2所示。从图 2可以发现被交易所处理的公司数和被证监会包括地方证监局处理的公司数在1998—2013年间均是先上升再下降再上升，总体呈现上升趋势；2013年以后被证监会包括地方证监局处理的公司数继续上升，而被交易所处理的公司数开始下降，被其他单位处理的公司数一直呈现缓慢的增加。说明我国上市公司的违规行为主要受到来自交易所、证监会包括地方证监局的处理，较少受到其他单位的处理。

表 2是对回归中主要变量的描述性统计，其中前面9个变量对应的样本区间是1997—2015年，后面8个变量对应的样本区间是2008—2015年。从表中可以看出股票换手率Turnover的均值较大，标准差也较大，样本分布较为离散；独立董事的平均年龄为52.82岁，最小42.25岁，最大65.50岁，可以发现独立董事的年龄并不是很大；独立董事缺席会议的比例Absence均值为0，方差很小为0.02，样本分布较为集中。

(二) 独立董事制度对公司违规行为的影响

本文在James和Shawn^[13]研究SOX法案对公司诉讼事件影响方法的基础上，采用双差分模型，分析了独立董事制度这一外生冲击对公司违规行为的影响。这里选取了两个被解释变量——是否违规虚拟变量(Vio₁)和违规次数计数型变量(Vio₂)，分别进行logit回归和poisson回归，具体模型如式(1)和式(2)所示。

$ \begin{array}{l} \ln \frac{{p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_1} = 1} \right)}}{{1 - p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_1} = 1} \right)}} = {\beta _0} + {\beta _1}{P_1} + {\beta _2}{T_1} + {\beta _3}{\rm{P}}{{\rm{T}}_1} + {\beta _4}{\rm{BM + }}\\ {\beta _5}{\rm{LEV + }}{\beta _6}{\rm{ROA + }}{\beta _7}{\rm{MV + }}{\beta _8}{\mathop{\rm Re}\nolimits} {\rm{turn + }}{\beta _9}{\rm{Volatility + }}{\beta _{10}}{\rm{Turnover + }}\\ {\beta _{11}}{\rm{Concen + }}{\beta _{12}}{\rm{Boadsize + }}{\beta _{13}}{\rm{SOE + }}{\beta _{14}}{\rm{Partime}} \end{array} $

(1)

$ \begin{array}{l} {\rm{Vi}}{{\rm{o}}_2} = {\beta _0} + {\beta _1}{P_1} + {\beta _2}{T_1} + {\beta _3}{\rm{P}}{{\rm{T}}_1} + {\beta _4}{\rm{BM + }}\\ {\beta _5}{\rm{LEV + }}{\beta _6}{\rm{ROA + }}{\beta _7}{\rm{MV + }}{\beta _8}{\mathop{\rm Re}\nolimits} {\rm{turn + }}{\beta _9}{\rm{Volatility + }}{\beta _{10}}{\rm{Turnover + }}\\ {\beta _{11}}{\rm{Concen + }}{\beta _{12}}{\rm{Boadsize + }}{\beta _{13}}{\rm{SOE + }}{\beta _{14}}{\rm{Partime}} \end{array} $

(2)

回归结果如表 3所示，其中第二列是logit回归结果，第三列是poisson回归结果。T₁的系数分别是13.18，13.21，都在1%的水平上显著，可以发现实验期即2000年以后公司的违规概率和违规次数都在增加。核心解释变量双重差分估计量PT₁的系数分别为-13.39、-13.42，也都在1%的水平上显著。上述两种回归方法的结果都表明独立董事制度的实施能够减少公司违规行为，即独立董事制度是有效的，假设1成立。这与James和Shawn^[13]研究SOX法案对公司诉讼事件影响的发现是一致的。控制变量方面，本文的研究结果与James和Shawn^[13]、路军^[46]的研究结果保持一致。

(三) 独董特征对公司违规的影响

除了独立董事制度本身之外，独立董事的各种特征也会对公司违规产生影响，后文对此进行了研究。表 4、表 5与表 6报告的是独立董事的背景特征对公司违规行为的影响。表 7和表 8的第2、3列报告的是独立董事的平均年龄、女性比例对公司违规行为的影响。表 8的第4、5列和表 9报告的是独立董事的行为特征对公司违规行为的影响。

表 4的被解释变量是是否违规虚拟变量Vio₁，表 5的被解释变量是违规次数计数型变量Vio₂，表 6的被解释变量是违规严重程度分类型变量Vio₃。表 4中四列回归结果的解释变量分别是有学术背景、有政治背景、有金融背景、有海外背景的独立董事比例，表 5和表 6的四列回归结果的解释变量与表 4相同。这里以学术背景为例，回归模型如式(3)、(4)、(5)、(6)所示，其他三类背景的回归模型与此类似。

$ \begin{array}{*{20}{l}} {\ln \frac{{p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_1} = 1} \right)}}{{1 - p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_1} = 1} \right)}} = {\beta _0} + {\beta _1}{\rm{Backgr}}{{\rm{d}}_1} + {\beta _2}{\rm{BM + }}}\\ {{\beta _3}{\rm{LEV + }}{\beta _4}{\rm{ROA + }}{\beta _5}{\rm{MV + }}{\beta _6}{\rm{Return + }}{\beta _7}{\rm{Volatility + }}{\beta _8}{\rm{Turnover + }}}\\ {{\beta _9}{\rm{Concen + }}{\beta _{10}}{\rm{Boadsize + }}{\beta _{11}}{\rm{SOE + }}{\beta _{12}}{\rm{Partime}}} \end{array} $

(3)

$ \begin{array}{*{20}{l}} {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_2} = {\beta _0} + {\beta _1}{\rm{Backgr}}{{\rm{d}}_{{\rm{ACA}}}} + {\beta _2}{\rm{BM + }}}\\ {{\beta _3}{\rm{LEV + }}{\beta _4}{\rm{ROA + }}{\beta _5}{\rm{MV + }}{\beta _6}{\rm{Return + }}{\beta _7}{\rm{Volatility + }}{\beta _8}{\rm{Turnover + }}}\\ {{\beta _9}{\rm{Concen + }}{\beta _{10}}{\rm{Boadsize + }}{\beta _{11}}{\rm{SOE + }}{\beta _{12}}{\rm{Partime}}} \end{array} $

(4)

$ \begin{array}{*{20}{l}} {\ln \frac{{p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_3} = 1} \right)}}{{1 - p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_3} = 1} \right)}} = {\alpha _0} + {\beta _1}{\rm{Backgr}}{{\rm{d}}_{{\rm{ACA}}}} + {\beta _2}{\rm{BM + }}}\\ {{\beta _3}{\rm{LEV + }}{\beta _4}{\rm{ROA + }}{\beta _5}{\rm{MV + }}{\beta _6}{\rm{Return + }}{\beta _7}{\rm{Volatility + }}{\beta _8}{\rm{Turnover + }}}\\ {{\beta _9}{\rm{Concen + }}{\beta _{10}}{\rm{Boadsize + }}{\beta _{11}}{\rm{SOE + }}{\beta _{12}}{\rm{Partime}}} \end{array} $

(5)

$ \begin{array}{*{20}{l}} {\ln \frac{{p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_3} = 1} \right) + p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_3} = 2} \right)}}{{1 - p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_3} = 1} \right) - p\left( {{\rm{Vi}}{{\rm{o}}_3} = 2} \right)}} = {\beta _0} + {\beta _1}{\rm{Backgr}}{{\rm{d}}_{{\rm{ACA}}}} + {\beta _2}{\rm{BM + }}}\\ {{\beta _3}{\rm{LEV + }}{\beta _4}{\rm{ROA + }}{\beta _5}{\rm{MV + }}{\beta _6}{\rm{Return + }}{\beta _7}{\rm{Volatility + }}{\beta _8}{\rm{Turnover + }}}\\ {{\beta _9}{\rm{Concen + }}{\beta _{10}}{\rm{Boadsize + }}{\beta _{11}}{\rm{SOE + }}{\beta _{12}}{\rm{Partime}}} \end{array} $

(6)

从表 4与表 5的结果可以发现独董学术背景、政治背景、金融背景与海外背景对公司是否违规、违规次数都没有显著影响，与假设2不一致。表 6的结果也显示独董学术背景、政治背景、金融背景对公司违规严重程度没有影响，海外背景的系数显著为负，考虑到纳入模型的诸多控制变量都不显著，所以本文认为独立董事的背景特征对公司违规的严重程度没有显著影响。本文在独立董事背景特征对公司违规行为方面的发现与以往文献有一定差异，Agrawal和Chadha^[38]、王怀明和张惠^[41]、王臻和杨昕^[42]、齐骥霆^[45]都认为独立董事的会计、财务专业背景会减少公司的违规行为，然而本文的研究结论更倾向于支持独立董事的背景特征对公司违规没有显著影响。

控制变量方面，表 4与表 5的控制变量的影响方向大多与前文表 3的结果一致，与以往的文献也保持一致。表示股权性质的虚拟变量系数显著为负，说明国企相对于非国企违规概率、违规次数都会减少。

表 7报告的是独立董事平均年龄、女性比例对上市公司是否违规、违规次数的影响，具体的回归模型与式(3)、式(4)类似，只是解释变量不同，此处不再列示。表 7的1、2列的被解释变量是Vio₁，3、4列的被解释变量是Vio₂，1、3列的解释变量是独立董事的平均年龄，2、4列的解释变量是独立董事当中女性的比例。表 8第1、2列报告的是独立董事平均年龄、女性比例对上市公司违规严重程度的影响。从回归结果我们可以发现，独立董事的平均年龄、女性比例对公司是否违规、违规次数、违规严重程度都没有显著影响，与路军^[46]的研究结果不一致。控制变量的影响方向与前文以及以往的参考文献都保持一致。表 4—表 8的结果并不支持独立董事专业背景、平均年龄、女性比例会减少公司违规行为，因此假设2不成立。

前面的研究结果发现独立董事制度本身是有效的，能够减少公司违规行为，而独立董事的背景特征、平均年龄、女性比例却不能减少公司的违规概率、违规次数。表 8的3、4列报告独立董事行为特征对上市公司违规严重程度的影响，回归模型与式(5)、式(6)类似，不再列示。表 9报告的是独立董事行为特征对上市公司是否违规以及违规次数的影响，回归模型与式(3)、式(4)类似，也不再列示。表 8的第3、4列的被解释变量是Vio₃；表 9的第1、2列的被解释变量Vio₁，第3、4列的被解释变量是Vio₂，第1、3列的解释变量是独立董事委托他人参加会议的平均比例，第2、4列的解释变量是独立董事缺席会议的平均比例。从回归结果我们可以发现，独立董事委托他人参加会议对公司是否违规以及违规次数都没有显著影响，而独立董事缺席会议会增加公司违规的概率以及违规次数，独立董事委托他人参加会议、缺席会议对公司违规严重程度都没有显著影响，假设3部分成立，与齐骥霆^[45]的研究发现一致。控制变量的影响方向与前文以及以往的文献保持一致。透过独立董事的行为特征对公司违规行为的影响还可以进一步发现，独立董事主要是通过其行为特征即参加会议履行监督职能的，委托他人参加会议能够表达被委托的独立董事的真实意愿，能够对公司进行有效监督，而缺席会议则独立董事的真实意愿没有表达，未能对公司起到有效监督。

(四) 稳健性检验

上述研究发现独立董事制度及独立董事行为特征能够降低上市公司违规概率、减少违规次数，主要是通过独立董事的监督、建议职能实现的。已有文献表明，上市公司的信息披露质量也可能是影响公司违规行为的重要因素，必须加以控制。这里，我们以公司透明度来度量其信息披露质量。Bushman等将公司透明度定义为公司信息为外界人士的可获取程度，可以从公司的会计报告体系、私人信息获取活动以及信息扩散过程三个方面对公司透明程度进行度量^[51]。

目前衡量公司透明度的单项指标较为丰富，包括深交所对上市公司的信息披露评级、盈余管理程度、以审计公司质量表示的会计信息整体质量、分析师跟踪情况、关联交易程度等。由于影响公司透明度的因素较为复杂，为避免单项指标的片面性，通常需要构造透明度综合指数。Lang等提出用公司盈余管理程度、是否聘请五大会计事务所审计公司财务报告、是否遵从国际会计准则、分析师跟踪度以及分析师盈余预测准度等5个指标来构造^[52]。辛清泉等^[53]在此基础上根据中国实际情况进行了相应改造，本文借鉴他们的思路，结合样本区间的实际情况，剔除了分析师跟踪度与分析师盈余预测准度两个指标，代之以Firth等^[54]针对中国市场提出的关联交易金额、关联交易数量，即使用盈余质量、关联交易金额占比、关联交易笔数、审计质量和信息披露评级5个透明度指标构造透明度指数。本文参照Lang等^[52]和辛清泉等^[53]的做法，将样本公司透明度变量值转化为其对应的百分位数，并以公司5个指标百分位数平均值的对数构建综合透明指数，而对于上交所上市样本公司而言，则为除去信息披露评级外其余4个透明度指标百分位数的平均值。

为了与前文关于独立董事特征的样本区间一致，并结合5个透明度分量指标的可获得性，这里的样本区间为2008—2015年。因篇幅有限，在此不再详细报告具体的透明度计算过程。最终构造的综合透明度指数为TS，TS取值越大表明公司透明度越高，信息披露质量越高。本文将公司的综合透明度指数TS作为控制变量加入前文的计量方程，依次对独董的背景特征、年龄、性别、行为特征对公司违规行为的影响再次进行了检验，结果与前文结论一致。限于篇幅，这里对于独立董事缺席(Absence)对公司违规行为的影响不再赘述。

从独立董事缺席对公司违规行为的影响可以发现，公司的信息披露质量的确对公司违规有显著影响，公司信息披露质量越高(即透明度指数TS越大)，公司越少违规；但在控制了公司透明度指数后，独立董事缺席(Absence)变量的系数依然显著为正，说明即使控制了公司信息披露质量的影响，独立董事缺席仍然会增加公司的违规行为，独立董事对公司违规的影响并非来自于公司的信息披露质量，而是独立董事制度本身，进一步验证了独立董事制度的有效性。

四、结论

本文根据上市公司违规事件发生的真实年份手工整理统计了违规相关数据，然后研究了独立董事制度本身及独立董事特征对公司是否违规、违规次数的影响；还按照违规事件的披露年份，研究了独立董事特征对公司违规严重程度的影响。

本文的研究结果表明，独立董事制度能够降低公司的违规概率、减少公司的违规次数，独立董事制度实施以来对公司违规行为起到了抑制作用，独立董事制度是有效的。而独立董事的特征对公司违规行为的影响是比较复杂的。独立董事的学术、政治、金融、海外四类背景特征对公司违规行为并没有什么影响。独立董事的平均年龄、女性比例对公司是否违规以及违规次数都没有影响。独立董事委托他人出席会议对公司违规行为没有显著影响，而独立董事缺席会议将增加公司违规的概率以及违规次数，这主要是因为独立董事缺席会议其真实意愿没有得到表达，不能对公司起到有效监督。无论是独立董事的背景特征还是平均年龄、女性比例均不会对公司违规的严重程度产生影响。

独立董事制度在减少公司违规行为层面是有效的，其发挥作用主要是通过独立董事参加会议实现的，与独立董事的背景特征、年龄、性别没有较大关系。因此独立董事制度在后续实施中应较多关注独立董事参加会议的情况，引导独立董事积极参加公司会议，履行监督职能。