連鎖董事具有實質獨立性嗎？
——基于投資者市場反應的視角

彭 凱，孫茂竹，胡 熠

(1.中國人民大學 商學院，北京 100872； 2. 中國人民大學 漢青經濟與金融高級研究院，北京 100872)

一、引言

通常，學者們將在兩家及以上公司董事會任職的董事稱為連鎖董事[1-3]。隨著中國A股市場20余年的發展，在上市公司董事群體中連鎖董事的比例迅速提高，呈現出快速網絡化的趨勢。擁有連鎖董事的公司占公司總數的比例從1999年的32.4%上升到2014年的94.1%，2015年的85.2%[1]。同樣，連鎖董事占董事總體人數的比例從1999年的5.2%上升到2014年的27.0%、2015年的18.5%。

為什么連鎖董事群體會快速形成呢？本文認為最重要的現實成因是獨立董事制度的實施。為了完善上市公司的治理規范，中國證監會于2001年8月16日頒布了《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，其中規定獨立董事原則上最多在5家上市公司兼任獨立董事，并且要求在2002年6月30日前，董事會成員中應當至少包括2名獨立董事，在2003年6月30日前，上市公司董事會成員中應當至少包括1/3獨立董事。根據本文的統計，在中國A股上市公司的連鎖董事群體的數量在2002年、2003年顯著上升，其中獨立董事的占比從2001年的15.45%迅速上升到2002年的53.42%，在2003年達到64.08%，此后一直維持在60%以上。這充分說明包括獨立董事在內的連鎖董事群體已成為一種普遍的、重要的公司治理現象。

傳統有關董事職能的研究通常強調董事的監督和咨詢功能，著眼于董事的個人背景特征層面，往往忽略了連鎖董事所能發揮的聯結功能。而社會網絡理論認為，經濟人在對成本和收益不明確的項目做出決策時，往往依賴于他所處社會網絡傳遞的信息。因此，連鎖董事在一家公司做出決策時也會受到其在已任職或曾任職公司所被傳遞的知識、信息和經驗的影響。更為重要的是，在社會網絡中獲取資源并非是個人層面所固有的能力，而是鑲嵌在與他人關系中的一種資產[4]。因此從這個角度看，著眼于董事個體特征層面的董事職能研究存在一定的局限性。

而社會學中的社會資本理論認為董事網絡能夠為連鎖董事和企業帶來包括聲譽、信息、知識和戰略資源在內的社會資本。具體地，連鎖董事的存在能夠改善業績[5-9]，提升并購價值[2,10-11]，提升投資效率[12]，緩解融資約束、顯著降低貸款利率[13-14]，對CEO報酬能形成有效抑制[15-16]，增加了成為并購標的的可能性[17]。

但相矛盾的是，大量研究也發現連鎖董事的存在不利于公司治理。具體地，連鎖董事導致公司治理較弱、業績較差[18-19]，增加盈余管理水平[20]，可能與CEO存在“合謀”[21]、CEO薪酬顯著較高[22]。在現實經濟中，2000-2002年美國頻繁發生治理丑聞，2008年金融危機后公司面臨困境而高管仍然獲得高薪引發的社會大眾廣泛不滿，導致美國總統奧巴馬于2009年2月4日宣布“今后接受政府救援的困難金融企業高管設立50萬美元的年薪上限”。在中國，董事會獨立性缺失的危害一直存在，這是上市公司治理改革的重要難題。盡管采取了諸多改善公司治理的舉措，如獨立董事制度，但中國A股上市公司仍然存在著“掏空”“三角代理人”“共謀”等問題[23-24]。尤其是，社會公眾普遍認為獨立董事僅扮演著“花瓶”“橡皮圖章”的角色，在獨立性上“不獨立”、在公司經營情況上“不懂事”、在上市公司重大事項上“不作為”。這些學術研究證據和現實經濟問題表明，借鑒社會資本的董事職能研究不能同時解釋兩方面的證據。

如何理解這兩方面不同甚至是矛盾的研究證據呢？本文認為董事能夠有效發揮職能的基礎，即董事的實質獨立性在董事網絡化的趨勢中受到了損害。應該從兩方面理解這種獨立性：①董事的獨立性不僅需要滿足法律形式上的獨立，而更應該具備個人能力的勝任與主觀意愿的獨立，即實質意義上的獨立。②董事的實質獨立，是對外部而言的，尤其是對投資者，投資者無法相信的獨立性則喪失了其“獨立”的意義。

那么，董事網絡化的趨勢對其實質獨立性帶來什么影響？本文選取2004-2015年中國A股上市公司數據，檢驗了投資者對連鎖董事任職的市場反應。實證分析結果顯示：連鎖董事在任職時，已任職公司的市場反應為負，且公司連鎖董事數量越多，負向市場反應越顯著；進一步研究發現，獨立董事相對于內部董事、同行業公司相對于非同行業、國有公司相對于非國有公司、非兩職合一公司相對于兩職合一(即董事長與總經理為同一人)公司，負向市場反應更為顯著。這些發現表明投資者認為連鎖董事在兼任時實質獨立性受到了損害，而這種實質獨立性的損害在獨立董事兼任、在同行業、在國有公司和在非兩職合一的公司兼任的情景中更為嚴重。本文的實證證據表明中國A股上市公司連鎖董事任職存在著社會資本和獨立性的沖突，而投資者對于連鎖董事的兼任持負面態度，這些證據為中國的公司治理改革實踐起到參考作用。

與現有研究相比，本文主要有以下三點創新：①本文探討了董事網絡化的趨勢對其職能發揮的正反兩方面的影響。以往有關董事職能領域的研究局限于董事個體特征和背景的視角，主要是從董事各方面的個體特征和行為，包括從性別、年齡、專業背景、從軍經歷等個人特質出發探究對其治理行為的影響。而本文則是選擇連鎖董事作為研究對象，置于社會網絡背景下探討其聯結社會資本與實質獨立性受損的沖突。②區別于國內外學者將社會網絡中心度的指標引入對連鎖董事的衡量，研究其與企業各方面財務活動與行為的關系[31-33]，本文采用事件研究法將連鎖董事任職作為事件進行研究。尤其值得注意的是，本文是從動態角度考察在兩家公司形成聯結關系時，投資者對某公司的董事兼任其他公司董事時的市場反應，從市場視角尋找連鎖董事任職造成實質獨立性受損的證據。③本文理論上的創新與貢獻在于提出實質獨立性是董事職能有效發揮的基礎，在董事網絡化趨勢下，連鎖董事的聯結社會資本功能與實質獨立性存在著沖突，正是這一沖突導致有關董事治理功能的研究存在矛盾，因而對中國上市公司治理的監管機構而言，應重視上市公司董事，尤其是獨立董事在社會關系上的獨立性。

本文剩余部分的內容安排如下：第二節對現有文獻進行綜述；第三節進行理論分析并提出研究假說；第四節為研究設計；第五節為實證結果；第六節為結論。

二、文獻綜述

本文與兩方面的文獻有關。一是關于連鎖董事職能的研究，包括連鎖董事的監督職能以及借鑒社會學理論的聯結社會資本職能兩條主線。二是有關董事獨立性的研究。

連鎖董事的監督職能主要體現在對高管薪酬和業績表現的監督兩個方面。在對高管薪酬的監督上，一方面學者們發現連鎖董事具有較高聲譽、具有充分的任職機會，敢于說“不”，能對高管薪酬進行有效監督[15-16]。另一方面也有學者對連鎖董事對CEO報酬的監督存在質疑，甚至發現存在連鎖董事的公司的CEO薪酬顯著較高[22]，或者發現董事網絡結構洞位置對個人薪酬激勵存在正相關的溢出效應[25]。

在對公司業績表現的治理作用上，有學者發現公司業績表現與其董事任職數量呈正相關，未發現連鎖董事減少其董事會職責、舞弊可能性增加的證據，從而不支持對董事任職數量的限制[5]，甚至還發現在欠缺監管的私有企業環境下，繁忙連鎖董事是改進公司業績表現的關鍵因素[26]。還有學者發現企業所在的網絡結構洞越豐富，投資效率越高[12,27]，盈余管理水平更低[28]。但也有證據顯示，外部董事任職過多時導致公司治理狀況較差并產生負向累計收益[18]，損害了董事會監督功能[29]，損害并購價值或分拆公司的績效[10,19]。因此，有學者提出應該從提高董事個體實質上的獨立性、規范董事個體的連鎖行為兩方面完善董事會職能[30]。

隨著社會學理論被引入公司治理的研究，越來越多的學者們開始關注連鎖董事的聯結社會資本的功能。根據社會學中的社會資本理論，社會資本主要體現在聲譽、信息、知識和戰略資源。歸結起來，連鎖董事的聯結職能主要體現在資源聯結和信息傳遞兩個方面。①連鎖董事起到聯結、協調資源從而改善業績的作用。Hochberg[6]發現社會組織關系更好的風險投資基金業績表現更好，投資后的IPO退出、轉讓成功率更高。Cohen[7]和Frazzini[8]發現與企業董事會高管的共同教育經歷有助于共同基金經理提升業績，校友關系有助于分析師的表現。Engelberg[13]發現與銀行的個人關系聯結有助于獲得更低的貸款利率。Cai 和Sevilir[2]發現并購方與被并購方存在連鎖董事時，有助于提升并購價值。Larcker, So 和 Wang[9]發現董事中心度較高的公司存在超額股票收益，并為股價提供了長期經濟利益。②連鎖董事也起到了傳遞公司治理相關知識和信息的作用。連鎖董事在不同公司任職有助于其現任公司成為并購標的、提升并購可能性[11,17]，會引起盈余管理行為的擴散[20]、信息披露政策的擴散[31]、會計師事務所選擇上的相似性[32]、期權激勵政策上的相似性[33]，這些證據表明通過連鎖董事的聯結功能確實能夠為企業帶來社會資本。

由此可見，有關連鎖董事職能的文獻，正反兩方面的證據同時存在，本文認為存在這一沖突的關鍵在于如何理解董事職能有效發揮的基礎，即董事的獨立性。遺憾的是直接與董事獨立性相關的研究較少。Adams和Ferreira[34]提出了一個友好董事會的理論，認為管理層面臨著充分披露信息和面臨嚴格監督的權衡，因此對管理層“友好”的董事會是最優的。Hwang 和 Kim[35]研究了獨立董事的社會聯結關系，認為現有董事的“獨立”標準僅限于與CEO或公司的財務、家庭聯結關系獨立。在加入“社會關系獨立”這一標準后，原有的87%獨立比例下降為62%。進一步發現滿足傳統獨立與社會關系獨立雙重獨立標準的公司，高管薪酬水平更低、報酬—業績表現敏感度更高、離職—業績敏感度更高。在國內，毛成林、任兵[36]從社會鑲嵌的角度研究連鎖董事網絡發揮的功能，認為連鎖董事對公司治理及企業績效的潛在作用機制有三個渠道：社會監督、網絡尋租和注重集體忽視個體。這些研究在探討董事職能、連鎖董事的治理作用時考慮到了獨立性的影響，但未能區分形式獨立與實質獨立，也未能與聯結社會資本的功能相結合。

綜上文獻可知，在董事網絡化的趨勢下探討連鎖董事的社會資本聯結與實質獨立性損害的研究有待展開，本文試圖對此進行初步研究。

三、研究假說

1.董事職能得以有效發揮的基礎是實質獨立

董事職能可以歸結為咨詢職能和監督職能，這兩種職能的有效履行是保證董事會能發揮良好治理作用的關鍵。然而為何眾多公司爆發治理丑聞、而學術證據又對董事職能的發揮存在分歧呢？本文認為，現有的關于董事職能的研究對董事職能發揮的基礎——獨立性有所忽視。Tirole[37]指出，董事很少在董事會提出質疑的首要原因是缺乏獨立性，并認為當一名董事不被公司所勞動雇傭、不為公司提供服務，或者在完成其監督職責過程中不存在更廣泛意義上的利益沖突時，才可以稱為“獨立”。本文認為目前學術界和實務界對董事獨立性的關注主要是形式獨立，而非包括社會關系在內的實質獨立。

在中國A股上市公司，由于管理層兼任董事的情形較為普遍，董事會的獨立性主要體現在獨立董事上。獨立董事應該兼具勝任能力與獨立意愿，更不僅是法律形式上的獨立。中國證監會對董事獨立性的規定主要包括獨立性要求和獨立董事數量要求。目前，獨立董事的獨立性主要有3個方面的標準：①不存在直系親屬關系和主要社會關系；②不存在持股關系，不直接或間接持有重大股份，或與重要股東存在聘用或直系親屬關系；3一年內不存在提供財務、法律、咨詢等服務關系。由此可見，該監管規范主要關注親屬關系、直接或間接持股關系以及服務雇傭3個方面的利益關聯，但值得注意的是，在中國證監會的規范中對于主要社會關系的限定主要是兄弟姐妹、岳父母、兒媳女婿、兄弟姐妹的配偶、配偶的兄弟姐妹等。而在人際網絡存在著多種多樣的社會關系，例如同事關系、校友關系。如前文所述，連鎖董事已成為一種重要的治理現象，本文嘗試將這一正式的社會關系納入對董事實質獨立性的衡量范圍。

除此之外，獨立董事數量也是衡量公司董事會獨立性的重要標準。中國上市公司董事會成員中獨立董事的比例至少為1/3，但這一政策規定使得很多公司獨立董事數量占董事會人數的比例趨同為1/3。因而，現有研究采用的獨立董事比例這一關鍵治理變量不能捕捉董事會獨立性的差異，是目前相關研究無法得出一致結果的重要原因[12]。因而，本文認為上述獨立性標準和數量要求僅是形式上的獨立，無法限定董事在履行職責中更廣范圍上的利益沖突，并強調包括社會聯結在內的實質獨立是董事職能有效發揮的基礎。

2.連鎖董事的社會資本聯結與實質獨立性損害

就董事職能而言，學者們研究較多的是監督職能，對于咨詢或建議功能，學者們通常定義為董事會參與企業戰略決策的制定，并且利用自身專業知識和經驗幫助管理層認識企業所處的戰略情境提供咨詢與幫助。隨著中國董事網絡的初步形成，這種董事網絡化趨勢為董事職能的發揮又帶來新的影響：連鎖董事的社會資本聯結功能和實質獨立性沖突。

根據前文所述，國內外學者們借鑒社會學理論，普遍發現連鎖董事能夠為企業帶來包括聲譽、信息、知識和戰略資源在內的社會資本，進而改善公司治理、提升公司績效和價值。值得強調的是，社會網絡理論認為，社會資本并非個人所固有的能力，而是鑲嵌在社會網絡中的一種資產。但遺憾的是學者們尚未對這種聯結的職能進行明確的界定，同時社會資本的支持者們較少考慮到連鎖董事自身實質獨立性受到的損害。

傳統的董事監督方面的研究并未很好的解釋這一沖突。長期以來基于西方委托代理理論在公司治理中的重要地位，學者們強調董事監督職能的發揮。Adams 和 Ferreira[34]構建了一個“友好董事會”的理論框架，他們認為由于董事會存在監督和咨詢的雙重職能，導致管理層在信息披露上存在權衡：充分披露信息可以獲得更好的建議，但同時會導致董事更為嚴格的監管。管理層通常不愿對嚴格獨立的董事會披露信息，因而對管理層友好的董事會可能是最優的。本文認為中國上市公司治理的現狀與美國存在巨大差異。這種差異主要表現在中國監管環境的不健全、對董事違規等問題的懲治較弱上，導致中國與美國董事會以獨立董事為主的結構相比存在巨大差異。所以中國董事會治理的問題是對管理層“過于友好”，獨立性缺失導致的監督不足，而非監督過度。

根據2001年8月16日證監會《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》的要求，獨立董事必須具有獨立性，并主要從親屬關系、股權關系及聘任關系三方面進行約束。2004年12月7日，中國證監會發布的《關于加強社會公眾股股東權益保護的若干規定》和2013年12月28日新《公司法》進一步肯定了獨立董事制度，但均未對獨立董事的獨立性標準有所變更。而在美國，根據Hwang 和 Kim[35]對獨立董事的社會聯結關系的研究，認為現有董事的“獨立”標準局限在與CEO、與公司的財務行為和家庭聯結關系上，在加入“社會關系獨立”這一標準后，原有87%獨立董事比例下降為62%，還進一步發現滿足社會關系獨立這一更嚴格獨立標準的公司，治理效果更好。

實質獨立性損害對公司治理的影響體現在對業績、投資、企業價值、高管薪酬監督等方面的長期治理作用上。而現有文獻忽視了社會公眾對董事獨立性的態度。既然在中國A股市場社會公司普遍存在對董事獨立性不足、監管缺失的認識，那么當一名董事兼任其他公司董事席位、在兩家公司形成直接聯結時，社會公眾的市場反應如何呢？根據以上論述，本文提出如下待檢驗的假設：

H1：公司連鎖董事數量越多，連鎖董事兼職時負向市場反應越顯著。

3.連鎖董事實質獨立性受損的作用機制

進一步，本文探討連鎖董事任職為什么造成實質獨立性損害？Van den Berghe[38]等提出董事會實質上的獨立，是指董事在思想或態度上的獨立，是指董事有能力和意愿做出獨立判斷。所謂能力，是指董事必須具備公司所需的專業知識和技能，通常公司及監管機構在選擇董事時通常會考慮其行業知識與經驗，但僅有能力缺乏意愿的董事仍然不能有效發揮職能。而影響董事專業能力和意愿的因素是多方面的。Tirole[37]提出董事會職能無法有效發揮的原因除了缺少獨立性之外，包括董事避免沖突的考慮，其原因是獨立董事可能與公司管理層及其他董事同處一個社交網絡；還包括董事兼任管理層職務，尤其是董事長由總經理兼任會強化管理層對董事會的控制。仲偉周[30]指出董事是否能形成個人客觀判斷并堅持己見受到所處環境的影響。由于董事會這一合議體而言相對于董事個體成員而言，其群體成員之間的信任與有效溝通在保持獨立性上起到更加重要的作用。尤其是在董事會這一集體中，董事長是制定公司戰略并責成其有效實施的關鍵，董事長能否獨立、客觀地思考和行動，對董事會的獨立性起著示范作用。此外，由于董事發揮職能自身基礎是具備其所屬公司的專用性經驗或技能，既往的近似經驗有助于其在新任職公司職能的發揮[39]。

綜合來看，影響董事獨立意愿和能力的渠道至少包括連鎖董事任職的類型、是否兼任同行業公司董事、產權制度、董事長與總經理是否由一人兼職等。第一，連鎖董事的任職類型可能影響其實質獨立。董事的類型對董事履行職能的意愿有著重要影響，內部董事由于通常由管理層和大股東擔任，在履行職能時代表自身利益；而社會公眾會對外部董事、獨立董事具有更高的獨立性期待。Fich[18]發現當公司的過半的外部董事擔任3個以上董事席位時，公司的治理狀況較弱，認為外部董事的繁忙程度對治理狀況產生負面影響，這一發現支持了本文的分析。獨立董事兼職數量越多、不僅導致其在一家公司履行職能的時間越少，更可能導致社會公眾對其獨立性的預期受損。事實上，中國證監會對獨立董事的勤勉義務的要求是“原則上最多在5家上市公司兼任獨立董事，并確保有足夠的時間和精力有效地履行獨立董事的職責”，該款規定自2001年實施以來一直未有調整。而根據本文的統計至2015年中國A股連鎖董事中獨立董事的比例已達77.43%。由此本文認為，獨立董事相對于內部董事兼任成為連鎖董事，所造成的實質獨立性損害更嚴重。第二，是否同行業兼任可能影響連鎖董事任職的實質獨立，其作用機理在于可能欠缺相關行業的經驗、專門知識和資源。直接研究董事在同行業公司兼任影響的研究較少。近似的研究有Dass等[39]研究了董事會中來自相關行業董事(DRI, directors from related industries)的職能，發現當行業信息不對稱或公司市場影響力較強時會選擇相關行業董事，相關行業董事能通過提供已有的行業經驗、協調資源提升公司價值、改善業績表現，更好地應對行業波動，縮短現金周期，并認為相關行業董事發揮作用的機制在于，通過既往經驗為當前公司提供專業知識、協調相關資源。Chiu等[20]對連鎖董事將已任職公司會計政策實施的擴散至新任職公司的實踐進行了研究，這種效應在同行業間更為顯著。Stuart等[17]發現連鎖董事任職的公司更可能成為并購標的。這些既有研究共同的作用機制在于強調董事過往的經驗、資歷和專門知識會影響其在新任職公司職能的發揮。因此，本文認為當連鎖董事兼任非同行業公司職務時，該名董事不具備相似行業經驗的，可能“不懂事”，從而導致投資者預期已任職公司從其新任職公司中可能獲得專業經驗或資源較少。第三，產權制度可能影響連鎖董事任職的實質獨立，其作用機理是產權環境從制度環境層面影響董事發揮職能的意愿。產權制度是對董事會履職意愿的制度環境，國有產權環境往往對個人職能的發揮形成抑制。眾多學者對連鎖董事的研究支持了這一點。陳運森等[12]發現國有上市公司獨立董事的網絡特征對高管激勵促進作用弱于非國有上市公司，緩解公司投資不足、抑制過度投資的作用也會減弱。與前人有關產權制度和董事職能的研究類似，本文認為由于國有產權公司終極控制人的國有屬性，投資者可能認為其由于受國有企業管理部門的委派而履職，這種履職可能導致對其個人發揮職能的意愿和動機有所抑制，因而投資者很可能預期該名董事的實質獨立性更弱。第四，董事長與總經理是否由同一人兼任可能影響連鎖董事任職的實質獨立，其作用機理在于影響了董事會履職意愿的組織環境。基于委托代理理論，兩職合一代表著董事會對管理層的監督受到削弱，內部人對董事會的控制被進一步強化。仲偉周等[30]認為董事是否能形成個人客觀判斷并堅持己見受到所處環境的影響，而董事長與總經理兩職合一意味著董事會集權程度的強化，從而在董事會的組織環境上導致其他董事獨立發表個人見解受到抑制。Tirole[37]也指出董事們避免沖突的一個原因是彼此同處于一相聯系的社會網絡，從而試圖避免直接的沖突，而在董事長和總經理兼任的情境下，董事會的組織環境更不利于直抒己見。因此，兩職合一情形下，投資者可能會認為與非兩職合一公司相比，連鎖董事在兩職合一的公司兼任獨立性受損更加嚴重。基于以上分析，本文提出待驗證的假設：

H2a：相對于內部董事，獨立董事兼任的負向市場反應更顯著。

H2b：相對于同行業公司，連鎖董事兼任非同行業公司董事的負向市場反應更顯著。

H2c：相對于非國有公司，連鎖董事兼任國有公司董事的負向市場反應更顯著。

H2d：相對于兩職合一公司，連鎖董事兼任非兩職合一公司的市場反應更顯著。

四、研究設計

1.“公司1-連鎖董事-公司2”聯結的形成

已有的借鑒社會學網絡分析方法的文獻通常將“董事-公司”網絡轉換為“董事-董事”矩陣, 即如果董事A與董事B至少在一個董事會共同任職則賦值為1，否則為0。然后將公司視為董事網絡上的節點，并計算公司所擁有的董事的各類社會網絡變量。

本文的方法與已有研究[3,6,12,16]的不同之處在于從動態角度考察公司間聯結關系的形成。具體而言，本文將復雜的“董事-公司”網絡(圖1)分解成按照連鎖董事任職時間的先后形成的多個最基本的“公司1-董事-公司2”聯結單元(圖2)。這種分解有助于本文考察已經在前一家公司1任職的董事在兼任后一家公司2董事時，投資者對兩家公司的市場反應。

2.研究模型和變量定義

(1)獨立性的衡量。由于政策原因，現有研究采用的獨立董事占董事會比例這一關鍵治理變量趨同于1/3，不能有效反映中國A股上市公司董事會獨立性的差異。獨立性應該能夠取信于外部投資者，投資者無法相信的獨立性則在很大程度上喪失了其價值。從這個角度，本文采用連鎖董事形成兼任時，投資者對前一家公司的市場反應來衡量其獨立性。盡管通常在連鎖董事任職兼任董事時，該董事新任職的后一家公司2會發出公告而前一家公司1往往不會。但有趣的是，本文將該名董事在后一家公司2的任職日作為事件日，并考察投資者對公司1的市場反應。

圖1 連鎖董事

圖2 公司-董事-公司

本文參照Bizjak[33]、田高良[10]，采用事件研究法計算累計超額收益率CAR衡量連鎖董事已任職公司的市場反應。首先，估計期選擇連鎖董事任職日前65個交易日到前5個交易日，記為(-65,-5)，分別選取連鎖董事任職前后兩天作為事件期，記為(-2,2)；然后根據市場模型計算每個任職事件期(-2,2)的累計超額收益率。當然，本文在計算前首先排除了財務報告預告日、公告日、并購重組事件日在事件日前后5日之內的樣本。

①在估計期按照一般市場模型回歸，估計參數αi和βi，見式(1)；②計算超額累計收益率，即事件期每日實際收益率與依照估計期參數所計算的估計市場收益率之差，見式(2)；③計算超額收益率的累計值，見式(3)。

Rit=αi+βiRmt+εit， t = (-65,-5)

(1)

ARit=Rit-αi-βiRmt，t = (-2,2)

(2)

CARit=∑ARit，t=(-2,2)

(3)

其中，Rit是公司i在 t 時期的實際收益率；Rmt是公司所在分市場在 t 時期的收益率，本文使用國泰安分市場交易數據庫中不考慮現金紅利再投資的分市場日回報率 (等權平均法)作為市場收益；εit為隨機擾動項。具體計算如下：對式(1)進行OLS回歸，運用估計期回歸系數αi、βi，對事件窗口期的市場收益進行估計，再用事件期的實際收益率減去估計收益則可以得到超額收益率ARit。累計超額收益率CAR為超額收益率ARit在事件期的加總。在計算了超額市場收益率以衡量投資者市場反應之后，本文參照已有文獻[10,18,39]，采用以下模型檢驗研究假說：

CAR=α0+α1Dirlock_numt-1+α2ROAt-1+α3SIZEt-1+α4LEVt-1+α5BOARDt-1+α6OUTt-1+α7FIRSTt-1+α8DUALt-1+α9MANAGEt-1+∑IND+∑Year+εi

在上述模型中，本文檢驗連鎖董事數量對投資者市場反應的影響，其中市場反應用超額累計收益率CAR衡量。

(2)關鍵解釋變量。參照Bizjak[33]、Dass[39]、田高良等[10]，本文采用連鎖董事數量Dirlock_num作為關鍵解釋變量，并采用連鎖董事占董事總人數的比例dirlock_ratio作為替代變量。

(3)其他變量。本文對財務層面和治理層面的變量進行控制，為了避免被解釋變量與解釋變量間的同期偏見，對解釋變量作滯后一期處理，并進行分年度和分行業回歸以消除行業和年度的影響。具體變量定義如表1所示。

3.樣本和數據

本文選取了2004-2015年中國A股上市公司為樣本，剔除金融行業公司、ST或PT公司、當年上市公司、董事任職日期缺失，以及其他財務和公司治理數據缺失的樣本，并剔除財務報告日、財務預告日、并購重組事件公告日落在事件期之內的樣本，共獲得2004-2015年(解釋變量區間為2003-2015年)共10364個連鎖董事任職樣本。董事資料數據為手工搜集，其余數據來源為于國泰安數據庫。本文對主要連續變量上下1%進行了winsorize處理，并進行公司層面的聚類調整。統計分析采用SAS和STATA軟件。

表1 變量定義

五、實證檢驗

1.描述性統計

①表2報告了分年度的公司數量、擁有連鎖董事公司數量及比例。擁有連鎖公司的比例從1999年的32.44%逐漸增長到2014年94.07%，2015年有所下降至85.19%。②報告了分年度董事總數、連鎖董事數量及比例。連鎖董事占董事總人數的比例從1999年的5.18%逐漸增長到26.98%，2015年有所下降至18.52%。③報告了分年度連鎖董事中獨立董事和內部董事的占比。其中內部董事的比例從1999年的98.71%逐年下降到2015年的22.57%，外部獨立董事的比例從1999年的1.29%上升到2015年的77.43%。④報告了分年度連鎖董事任職數量的頻數分布。其中任職2家公司連鎖董事的比例從1999年的86.70%逐步下降到2014年的49.72%，2015年有所上升至57.97%；任職3家及以上公司連鎖董事的比例從1999年的13.30%上升至2014年的50.28%，2015年下降至34.24%。從連鎖董事在以上各個層面的變化趨勢來看，在中國A股上市公司間已經形成了基于連鎖董事的、正式的、直接的董事網絡。

表3是變量描述性統計。累計超額收益CAR前后兩天累計超額收益率均值為0.5%、中位數為-0.2%。在連鎖董事的衡量上，本文參照Fich(2006)、Dass(2014)、田高良等(2013)的做法，結合本文的假說，采用連鎖董事的數量作為對獨立性損害的衡量。連鎖董事數量(Dirlock_num)的均值為2.9706，中位數3；比例(Dirlock_ratio)的均值為0.3207，中位數為0.2857。其中，獨立董事占比(OUT)的均值為0.3643，中位數為0.3333，符合中國上市公司董事會成員中有關獨立董事比例的規定。連鎖董事占比與獨立董事占比較為接近，這表明連鎖董事的網絡主要是外部董事網絡，這符合中國上市公司的實踐。

2.回歸分析

首先本文檢驗H1，被解釋變量為投資者對公司1董事任職另一家公司2董事時的市場反應，即超額累計收益率CAR，以此衡量公司1董事的獨立性。結果如表5所示，第一列為公司1上年度連鎖董事數量Dirlock_num對投資者市場反應CAR的影響，在未控制董事特征等治理層面變量時(模型1)，Dirlock_num與CAR在10%水平下顯著負相關。如前文所述，由于連鎖董事在職能發揮中可能受到公司董事會治理層面特征的影響，因此本文在模型2中進一步控制董事會人數、獨立董事比例和兩職合一等變量，第二列結果在5%水平顯著負相關，這表明董事獨立性受到了治理變量的影響。以上結果說明，投資者對公司1董事任職其他公司董事持負面態度，且連鎖董事數量與已任職公司市場反應負相關，連鎖董事兼任對其已任職公司造成了實質獨立性害，H1得到驗證。而控制變量中，獨立董事比例這一變量不能很好的衡量不同公司董事會獨立性之間的差異。

表2 描述性統計

表3 描述性統計

表4 回歸結果：連鎖董事兼任時已任職公司的市場反應

注：括號中報告的是t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統計水平下顯著。

進一步地，本文檢驗連鎖董事造成實質獨立性損害的作用機制。

(1)H2a的檢驗。本文首先對連鎖董事的任職類型進行區分，以檢驗是否不同任職類型的連鎖董事兼任時實質獨立性受損也不同。通常在前一家公司該名董事可能為非獨立董事或獨立董事，其兼任下一家公司時也可能有同樣的兩類，則連鎖董事的任職類型有非獨立-非獨立、非獨立-獨立、獨立-非獨立、獨立-獨立等4種類型。根據前文的描述性統計，連鎖董事主要是由獨立董事兼任形成的，從其構成以及樣本量來考慮，本文將在前后兩家公司均擔任獨立董事的連鎖董事分為獨立董事組，其余3種類型分為非獨立董事組。

假設H2a的檢驗結果如表5所示，第一列為獨立董事組的連鎖董事兼任時，公司1上年度連鎖董事數量Dirlock_num對被解釋變量投資者市場反應CAR的影響，在5%水平顯著負相關；而第二列中非獨立董事組市場反應不顯著，但其系數仍然為負向。本文據此推斷，其可能的原因是，投資者對獨立董事維持自身獨立性的預期高于內部董事(通常在中國上市公司中內部董事往往由管理層兼任)，因而獨立董事組相對于非獨立董事組，連鎖董事兼任其實質獨立性受到損害更為嚴重，由此假設H2a得到驗證。后文中，將進一步對獨立董事這一主要的連鎖董事構成群體進行討論。

(2)H2b的檢驗。其次，本文對連鎖董事的前后任職公司是否為同行業進行區分，以檢驗是否會影響其獨立性。假設H2b的檢驗結果如表6所示，第一列為非同行業組的連鎖董事兼任時，公司1上年度連鎖董事數量Dirlock_num對被解釋變量CAR的影響，在5%水平顯著負相關；而第二列中同行業組市場反應不顯著，但其系數也為負向。這表明非同行業組相對于同行業組，連鎖董事兼任的實質獨立性受損更為嚴重。本文認為可能的原因是，投資者認為獨立董事在非同行業兼任，欠缺領域內的特有經驗、專門知識和行業資源，這種勝任能力正是本文所提出的實質獨立的構成部分。這一結果與Dass等[39]認為相關行業董事發揮職能的機制在于提供專業知識、協調相關資源是一致的。由此假設H2a得到驗證。

表5 區分是否獨立董事的回歸結果

注：*表示在10%水平下顯著；**表示在5%水平下顯著；***表示在1%水平下顯著。

(3)H2c的檢驗。然后，本文對產權性質對連鎖董事實質獨立性的影響進行檢驗。假設H2c的檢驗結果如表7所示，第一列為非國有組的連鎖董事兼任時，公司1上年度連鎖董事數量Dirlock_num對被解釋變量CAR的影響，其系數為負；而在第二列中在10%水平顯著負相關。這表明國有組相對于非國有組，連鎖董事兼任的實質獨立性受損更為嚴重。本文認為可能的原因是，產權環境往往是個人職能的發揮的環境基礎，國有產權可能對獨立董事的履職意愿有所抑制，這種意愿也是本文所提出的實質獨立的構成部分。這一結果與陳運森等[12]有關國有上市公司獨立董事網絡對高管薪酬激勵的促進弱于非國有公司。由此假設H2a得到驗證。

表6 區分是否同行業的回歸結果

注：*表示在10%水平下顯著；**表示在5%水平下顯著；***表示在1%水平下顯著。

(4)H2d的檢驗。最后，本文檢驗董事長是否與總經理為同一人對連鎖董事實質獨立性的影響。假設H2d的檢驗結果如表8所示，第一列為非兩職合一組連鎖董事兼任時，公司1上年度連鎖董事數量Dirlock_num對被解釋變量CAR的影響，在5%水平顯著負相關；在第二列中系數為負。這表明非兩職合一組相對于兩職合一組，連鎖董事兼任的實質獨立性受損更為嚴重。本文認為可能的原因是，兩職合一代表著董事會對管理層的監督受到削弱，內部人對董事會的控制被強化。這一結果與Tirole[37]對兩職合一影響董事職能發揮的研究、仲偉周等[30]對董事長影響董事會獨立性環境的觀點是一致的。由此假設H2a得到驗證。

表7 區分是否國有的回歸結果

注：*表示在10%水平下顯著；**表示在5%水平下顯著；***表示在1%水平下顯著。

3.穩健性檢驗

本文對回歸分析進行了多種穩健性檢驗，如下。

(1)對因變量的替代檢驗。首先，本文采用另一種方法，計算事件窗口期的“購入-持有超額收益率”BHAR(Buy and holding abnormal return)來衡量市場反應。其計算公式如下：

表8 區分是否兩職合一的回歸結果

注：*表示在10%水平下顯著；**表示在5%水平下顯著；***表示在1%水平下顯著。

其中，BHARi表示在事件窗口期買入并持有第i家公司股票所獲得的超額收益；Rit代表第i家公司在事件窗口期的實際收益率，E(Ri)代表第i家公司的股票期望收益率，即按照一般市場模型預測的期望收益率。市場模型和估計期與CAR的計算保持一致，不再贅述。結果見表9前兩列，關鍵解釋變量都與BHAR顯著負相關。同時，還采用連鎖董事占董事會的比例dirlock_ratio替代連鎖董事數量Dirlock_num進行檢驗，結果見表9后兩列。在控制財務層面變量下，解釋變量dirlock_ratio與被解釋變量BHAR在5%水平下顯著負相關，進一步控制治理層面變量時，解釋變量仍然在5%水平顯著負相關。

表9 BHAR回歸結果：已任職和新任職公司市場反應

注：括號中報告的是t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統計水平下顯著。

其次，本文還對事件窗口期也選擇前后3天進行檢驗。無論是采用連鎖董事數量Dirlcok_num還是連鎖董事比例Dirlock_ratio，都與被解釋變量CAR在10%水平下顯著負相關(除了在未控制治理變量時，Dirlock_num系數為-1.64，接近顯著之外)依然穩健，如表7所示。總體來看，采用事件窗口期前后3天的超額累計收益率作為被解釋變量時，顯著性水平下降為10%，這說明隨著事件窗口期的延長，超額累計收益受其它影響因素越多，但也表明本文結果是穩健的。

表10 事件期前后3天市場反應的回歸結果

注：括號中報告的是t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統計水平下顯著。

(2)對關鍵解釋變量的替代檢驗。本文采用連鎖董事比例Dirlock_ratio替代連鎖董事數量Dirlock_num進行檢驗。結果發現在未控制治理層面變量時，Dirlock_ratio與CAR在5%水平負相關，進一步控制治理變量時，顯著水平仍為5%。總體來看，本文的結果是較為穩健的。

對文中的分組回歸，本文對也同樣采用BHAR替換被解釋變量，或者將事件窗口期擴展到前后3天。回歸后顯著性水平依然穩健。由于篇幅所限，分組回歸的穩健性結果不再列示。其次，對其他可能解釋的考慮。不論采用超額累計收益率CAR，還是購入-持有超額收益率，導致超額收益的原因可能有很多其他因素。本文將落入并購的首次公告日、完成并購公告日、財務報告預告日、財務報告公告日前后5日內的事件日期剔除，盡管無法將所有其他異常因素剔除，但依然在支持了本文選取投資者對連鎖董事兼任的市場反應以衡量其實質獨立性的積極意義，本文的結果總體是穩健的。

表11 替換關鍵解釋變量的回歸結果

注：括號中報告的是t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統計水平下顯著。

六、進一步研究

上文主要驗證了連鎖董事兼任對其獨立性存在損害及其作用機制。而在上述討論中獨立董事兼職形成連鎖在2015年的比重已達到77.43%(表2)，且在分組檢驗中發現連鎖董事中獨立董事兼任造成的獨立性損害與內部董事相比更為嚴重(表5)。這說明獨立董事制度這項重要的上市公司治理措施，增加董事會獨立性、加強董事會監督的初衷并不十分理想。本文進一步探討中國獨立董事的獨立性與其功能發揮之間的關系。

2013年10 月19 日中共中央組織部(簡稱中組部)下發了《關于進一步規范黨政領導干部在企業兼職(任職)問題的意見》(簡稱“18 號文”)，對黨政領導干部以及參照公務員法管理的人民團體、群眾團體、事業單位領導干部在企業兼職、任職的行為進行了嚴格限制，并要求不符合規定的獨立董事在3個月內辭職。眾多學者以此自然實驗，對官員型獨立董事辭職進行研究，得出了基本一致的結論，認為官員型獨立董事的主要價值在于資源獲取和尋租，而非監督和咨詢功能。官員型獨立董事因18號文辭職使得公司政治關聯喪失，從而導致公告日前后股價下跌[24,40-41]，這種負向效應可能與“框架效應”有關[42]，且其行政級別越高對制度壓力的感知越強[43]。但值得思考的是，鄧曉飛等[40]還發現在總樣本、國有和非國有子樣本中，官員獨董被強制辭職均未產生顯著正向的市場反應，由此可見投資者并未將官員型獨立董事的辭職視為上市公司治理得到了改善。

本文同樣將這一政策作為自然實驗，并采用雙重差分法對該政策前后獨立董事兼職形成連鎖董事所帶來市場反應進行研究。已有文獻主要是將18號文作為自然實驗，利用其造成官員型獨立董事辭職的市場反應來探究獨立董事的尋租功能或資源獲取功能。而在筆者閱讀所及的范圍內，本文首次采用雙重差分法對18號文實施后，仍有獨立董事兼職形成連鎖董事的市場反應進行研究。該方法要求作為對照組的樣本不能受政策影響，滿足SUTVA(Stable unit treatment value assumption)條件，即個體的潛在結果不受其他個體是否接受處理而不同。因而本文將獨立董事兼任其他公司董事形成的連鎖董事作為處理組、非獨立董事(內部董事)類型的連鎖董事作為對照組，一個重要的理由是，18號文中主要的監管對象是具有官員身份或事業單位行政領導身份的獨立董事，而非獨立董事通常同時為管理層，不屬于18號文監管范圍。本文進一步構建模型如下：

CAR=α0+β1Treated*Policy+β2Treated+β3Policy+α1Dirlock_numt-1+α2ROAt-1+α3SIZEt-1+α4LEVt-1+α5BOARDt-1+α6OUTt-1+α7FIRSTt-1+α8DUALt-1+α9MANAGEt-1+∑IND+∑Year+εi

其中，被解釋變量仍然為一名董事兼任其他公司董事時原公司的市場反應。Treated代表了對處理組和對照組的區分，獨立董事兼任形成連鎖董事時取值為1，非獨立董事兼任形成連鎖董事取0；Policy表示為兼任事件日期是否在18號文發表日期2013年10月19日之后，即在政策實施期之后取值為1，否則為0。其他變量與前文主回歸中一致，不再贅述。

在上述雙重差分模型(DID)中，Treated的系數β2代表處理組和對照組的平均差異。Policy的系數β3代表政策實施前后對照組的平均差異。本文關注的是交乘項Treated*Policy的系數β1，表示處理組因為政策實施的變化。表13中可見，在模型1中僅加入Treated,Polciy和它們的交乘項Treated*Policy三個變量，發現交互項系數顯著β1為正，這說明與對照組相比，處理組的市場反應在18號文政策后更可能增加，這意味著在該政策后獨立董事兼任形成連鎖董事造成的損害可能有所削弱，而同時獨立董事組與非獨立董事組的差異β2顯著為負，這也說明連鎖董事聯結功能損害獨立性這一效應依然存在。在模型2中加入財務層面和治理層面變量后，本文最為關注交互項系數仍然顯著為正。

本文認為可能的解釋是，在18號文這一政策沖擊下，在獨立董事群體中，具有官員身份(包括事業單位)的獨立董事被迫大量辭職，而原本這一類連鎖董事同時也是最具備政治關聯的群體。這一政策導致非國有企業政治關聯喪失[40]、政府官員和高校領導與企業之間的利益輸送機制被切斷[41]，在此背景下連鎖董事兼任的負向效應有所削弱(交乘項系數β1顯著為正)，但連鎖董事兼任的實質獨立性損害依然存在。

表12 雙重差分法的回歸結果

注：括號中報告的是t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統計水平下顯著。

通過雙重差分法對獨立董事在18號文前后兼任形成連鎖董事時市場反應的研究，可以削弱可能存在的內生性問題。同時，上述結果的意義表現在兩方面：①與眾多學者借助這一政策研究其辭職的效應不同，在筆者所檢索的范圍內，本文首次從反向的視角，對18號文實施后獨立董事兼任的市場反應進行檢驗，結果支持了前人的有關證據。②這一結果還揭示了社會網絡、社會資本理論與政治關聯對董事職能作用機制的異同，本文認為政治關聯嚴格意義上也是一種社會關系，是直接的、1度的社會關聯。盡量兩類關系都有助于企業獲得資源或包括信息傳遞、專業知識與經驗在內的社會資本，但本文的結果表明它們都對董事的實質獨立性造成了損害。從更廣泛的意義而言，本文所強調的實質獨立性這一理論解釋，可能為政治關聯、社會網絡、董事個體背景特征對董事職能發揮的影響提供了一個統一的解釋框架。

七、結論與啟示

董事網絡化已經成為一種普遍且重要的公司治理現象，著眼于董事個體層面的研究往往忽視了連鎖董事的聯結社會資本功能，而且，學者們普遍發現獨立董事的治理功能未得到有效發揮。近年來，不少學者開始借鑒社會學理論，發現了連鎖董事能夠聯結社會資本、改善公司治理的大量證據。為什么這兩方面對立的證據都同時存在？本文認根源在于董事的實質獨立性。董事網絡化一方面使得連鎖董事能夠發揮其聯結社會資本的作用，但另一方面也使得其實質獨立性造成損害，進而影響其監督功能的發揮。本文選取2004-2015年中國A股上市公司數據，采用事件研究法檢驗投資者對連鎖董事任職的市場反應。本文發現，一名董事在兼任其他上市公司董事時，已任職公司的市場反應為負，且已任職公司連鎖董事數量越多，負向反應越顯著。獨立董事相對于內部董事、同行業公司相對于非同行業、國有公司相對于非國有公司、非兩職合一公司相對于兩職合一公司，負向市場反應更為顯著。這些發現表明投資者認為連鎖董事在兼任時實質獨立性受到了損害，而這種損害在獨立董事兼任、在同行業、在國有公司和在非兩職合一的公司兼任的情景中更為嚴重。進一步地，本文還采用雙重差分法對18號文實施前后獨立董事兼任造成的實質獨立性損害進行檢驗，發現該政策實施后由于官員背景的獨立董事被迫辭職，這種損害效應有所削弱，但依然存在。

本文的研究表明投資者對于連鎖董事的兼任持負面態度，并為中國的公司治理改革尤其是為獨立董事制度的實踐起到了參考作用。①監管機構更應該強調董事的實質獨立，這體現在專業勝任能力和意愿兩方面，而本文從投資者的視角證實了董事兼任造成實質獨立性受到了損害；②獨立董事是連鎖董事中的主要群體，其政治關聯、社會關系同時存在，而當前對獨立董事有關獨立性標準的限定似乎仍不足以約束其實質獨立。

本文通過投資者市場反應這一外部視角來考察董事的獨立性具有一定的創新性，然而也存在不足。第一，盡管我們排除了財務報告公告、并購等重要事件，但采用投資者市場反應來度量董事的獨立性仍可能會受到市場整體情緒等不可觀測因素的影響。第二，本文所采取的計算方法是短窗口期的累計超額收益，這導致我們未能識別連鎖董事任職的長期效應，即在更長期間內董事網絡化如何影響其職能發揮。本文的研究也與政治、金融等領域有一定的聯系，具有政治關聯、金融關聯背景的管理者和董事能夠為企業聯結相應的資源，從更寬泛的意義來講，這也是一種社會網絡功能。因而我們認為，隨著中國資本市場的發展，網絡化趨勢愈加明顯，在該領域值得進一步研究的一個方向是社會網絡在公司財務活動的眾多領域如何發揮作用，并具有怎樣的異質性。