獨立董事網絡中心度與企業并購行為研究

梁雯 劉淑蓮 李濟含

(東北財經大學會計學院，遼寧 大連 116025)

引言

目前，關于獨立董事治理作用的研究并未達成一致結論。一部分學者認為獨立董事制度可以有效改善上市公司的公司治理現狀，有效遏制上市公司內部人(管理層和控股股東)對外部人(股東和債權人)的利益掠奪(Chen and Jaggi，2000)[7]。但是，相當一部分學者對上市公司的獨立董事提出諸多詬病，認為獨立董事制度僅僅是證監會在管理上市公司時規定的一項硬性要求，獨立董事最終淪為證明企業滿足證監會監管要求和公司治理基本結構的“花瓶”(Jensen，1993)[15]。這可能是因為，一方面，我國從2001年才開始正式規范獨立董事制度，與國外相比實行時間并不長；另一方面，我國證監會對上市公司管理制度的剛性制約，使得公司治理機制的某些屬性特征基本趨同，如獨立董事比例等，難以區分企業之間的獨立董事治理差距。究其根源，制約獨立董事發揮治理作用與“智囊”優勢的重要因素之一是信息(Duchin et al.，2010)[8]，而信息的獲取依賴于企業存在的社會環境。鑲嵌理論(Granovetter，1985)[10]認為，人與社會相互依賴，存在于社會環境中的個體經濟行為既具有自主能動性也具備社會嵌入性，社會網絡對嵌入其中的行動者決策存在重要影響。企業作為重要的社會型經濟組織，其重大的投資經營決策無疑受到所嵌入社會網絡的感染，而企業所擁有的社會網絡既包含企業間的業務往來關系，也包括基于企業內部，諸如董事、股東、高管和員工等，個體與個體之間的聯系。因此，現階段從社會網絡角度入手探究獨立董事治理行為的“花瓶”或“智囊”作用，具有一定的理論與現實意義。

并購作為企業一項戰略性舉措(Andrade et al.，2001)[2]，是我國資本市場上最為重要的社會資源配置手段之一，也是企業重要的投資行為和方式(劉淑蓮，2010)[22]。因此，社會網絡對企業并購行為的影響研究開始逐漸受到國內外學者的廣泛關注。一方面，諸多學者認為社會網絡的存在對企業并購活動起到積極的作用。例如，Cai and Sevilir(2012)[6]的研究從減少信息不對稱的視角，認為主并企業和目標企業的跨公司社會關系能獲得更好的并購績效；并且，個人網絡是個體擁有的所有雙邊關系的融合，企業網絡中心度越高，更容易獲取有關潛在目標企業有價值的信息，從而降低信息不對稱、執行更有效的并購決策。李善民等(2015)[23]使用創業板上市公司的股東構建網絡數據，研究過度自信的管理層是否利用社會網絡的信息優勢作用。他們認為信息優勢轉化為信息資源后，能夠降低并購過程中各階段的不確定性，對并購決策及并購績效產生積極影響；而過度自信的管理層卻忽視對這類信息優勢的傾向性利用，給企業造成一定的隱性損失。另一方面，Ishii and Xuan(2014)[14]的研究卻認為主并公司與目標公司的社會關系導致決策失敗和價值毀損，因為在雙方交流比較頻繁時，關聯交易更有可能發生，并購很有可能由于績效不佳而終止；而主并公司的高管為獲得獎金和更高的薪酬堅持執行并購決策，對公司股東造成巨大的價值損失。

反觀國內研究，鮮少有學者將獨立董事治理與企業并購行為置于網絡分析框架下。實際上，董事會是企業并購決策的制定者，在董事會成員中，具有“弱聯結”關系的獨立董事相較于“強聯結”關系的內部董事，在并購信息傳遞的過程中起到舉足輕重的作用，而這些并購信息的傳遞恰恰是并購活動成功以及并購績效優劣與否的關鍵所在。此外，由于兼任公司數目的差異，擁有信息的廣泛程度不同，每一位獨立董事在社會關系中所起的作用并不等同。那么，如何構建龐大的獨立董事網絡，并對每一家公司的每一位獨立董事進行定量描述？不同網絡位置上的獨立董事如何作用于企業并購決策？對并購的經濟后果即并購績效又如何產生影響？為了找到以上問題的答案，本文引入社會學中的網絡分析方法，采用2004～2015年滬深A股上市公司為樣本，探究獨立董事在網絡框架下對企業并購行為的影響。研究結果表明：獨立董事網絡中心度越高，公司并購活動愈加頻繁；其次，網絡中心度越高的獨立董事能夠在并購過程中為公司提供更多地咨詢建議與信息服務，因此，在并購活動之后能夠取得更好的并購績效。本文的研究結論豐富了社會網絡、獨立董事治理與企業并購的研究成果，為公司董事會構建以及優化并購行為提供經驗證據。

本文可能的貢獻如下：第一，本文通過構建社會網絡、對上市公司獨立董事之間的關系進行定量描述，將宏觀的社會學方法運用于公司財務研究領域的微觀分析。第二，測算獨立董事網絡中心度指標的方法，突破以往針對獨立董事研究僅采用獨立董事比例這一剛性且趨同性指標的做法，有效且合理地衡量獨立董事治理機制的異質性。第三，網絡位置是獨立董事提供信息傳遞的重要渠道，對企業并購行為具有積極作用，研究結論為社會網絡創造經濟價值方面的研究貢獻綿薄之力。

理論分析與研究假設

由于兩權分離引發代理問題，使得股東與管理者之間存在嚴重的信息不對稱，這一直是困擾企業并購決策的核心問題。因為企業并購決策雖然由公司董事會最終制定，但目標公司的選擇以及相關信息的采集一般始于管理層，且高管人員是并購決策的最終執行者。因此，有理由相信高管基于一己私利發動企業并購(李善民等，2009)[24]，且在這一過程中受自身利益導向的影響而存在是否向董事會披露相關信息的權衡，即高管可能不愿意與具有雙重身份的董事(咨詢者與監督者)共享擁有的相關信息(Adams and Ferrera，2007)[1]。而董事會成員中獨立董事的作用主要是為企業提供決策所需要的信息以及對高管進行監督(Masulis et al.，2012)[17]，尤其在我國獨立董事制度構建較晚、考核指標單一且不參與日常經營活動等特殊背景之下，獨立董事發揮咨詢功能的作用顯現得尤為突出(劉春等，2015)[21]。信息是影響獨立董事發揮咨詢功能的重要因素，獨立董事的信息來源渠道較多時則具有信息優勢，可以更好為企業提供咨詢服務。

另一方面，獨立董事具有信息優勢的關鍵是通過其任職于參與并購的企業或相關企業，且同時存在其他獨立董事與其至少在一個及以上的企業董事會中任職，由此形成直接或間接網絡關系的集合。因此，獨立董事網絡具有兩個重要特征：第一，獨立董事作為獨立的個體本身；第二，獨立董事之間因至少在同一個董事會任職而帶來的相互間的聯結關系(謝德仁和陳運森，2012)[26]。弱聯結優勢理論(Granovetter，1973)[11]將聯結關系定義為嵌入社會中的行為者或社會組織之間互相交流和信息溝通的一種關系，根據雙方認識時間長短、互相溝通的頻繁程度、互相建立的情感強度及雙方交換信息的程度這四項基本因素，可以將這種紐帶關系分成“弱聯結”關系和“強聯結”關系。存在“強聯結”關系的經濟個體往往在各方面都很類似，通常處于同一個社會階層，擁有相同的職業、相似的教育經歷和經濟能力等，這個群體的集聚性非常高，獲得的信息不僅很趨同，并可能存在較高的冗余性和同質性。反之，存在“弱聯結”關系的群體異質性很高，個體的相似性很低，存在于不同的社會階層，個人的經歷和所處的環境往往大不相同，人群分布范圍更寬廣，因此得到的信息分布范圍比較寬泛，特別是可以獲得跨越社會界限的信息，并且將信息傳遞給更廣泛的群體。在我國上市公司中，內部董事通常是專職人員，在幾家公司兼任的情況較少，內部人員之間的接觸比較多，互動頻繁，容易建立情感，因此屬于“強聯結”關系。與內部董事相比，獨立董事的網絡特征更加明顯，獨立董事往往是某一個方面的專業人員，通常企業會聘任會計師、律師、政府官員和教育界老師等社會知名人士，職業的區分度很高，跨越各社會階層。雖然每個人掌握的信息量有限，但是，由于獨立董事的兼職行為而使其身處龐大的社會網絡之中，從而易于信息在不同群體之間的自由流通，獨立董事間的共享資源更加多元化與差異化。

此外，每一位獨立董事所處的社會網絡位置并不相同，社會關系中存在著一個等級秩序，進而每家公司所擁有的網絡信息也是差異萬千。從理論上來說，如果在獨立董事網絡中處于較高的層級，那么意味著該獨立董事擁有更多的社會資本，比如更多的信息傳播渠道、專業知識，甚至可以獲得重要的內部消息等等，這些關鍵性的社會資源會影響到獨立董事治理作用的發揮。本文借鑒Freeman(1979)[9]的網絡中心度指標來衡量獨立董事在整個上市公司董事網絡中的不同位置，網絡中心度是描述人在社會網絡中位置的一系列方法，它指的是獲取信息和影響經濟決策的能力(Jackson，2010)[16]。獨立董事網絡中心度越高，意味著與更多的人具有更多的聯系，連接其他任何個人時具有更短路徑，越容易獲取在網絡中流通的信息和專業知識，同時其傳遞能力就更強。也就是說與獨立董事網絡中心度較低的企業相比，這類企業在制定并購決策時擁有更多信息，受信息不對稱的影響更小，有利于企業迅速反應并及時把握投資機會。因此，基于以上分析，我們提出假設1：

假設1：獨立董事網絡中心度越高則企業越傾向于進行并購，即獨立董事網絡中心度與企業并購決策正相關。

獨立董事是否能夠發揮咨詢功能，通過網絡傳遞關于企業需要的并購信息，以獲得更好的并購績效？首先，獨立董事網絡為企業提供其他公司并購成功經驗，吸取并購失敗的教訓，為企業提供實踐性的參考(Beckman and Haunschild，2002)[3]。根據學習效應，獨立董事往往會從同行中學習談判策略、并購前的準備工作和并購后的整合工作等專業操作，與客戶、供應商等建立重要業務聯系，同時獲得其他競爭企業的行為信息，并及時了解目前國家監管制度變化及相關法律法規調整。其次，并購浪潮往往源于行業內外部企業的相互沖擊(Harford，2005)[13]，而獨立董事通常是某一行業的專家，獨立董事網絡可以為企業提供當前行業發展趨勢的即時信息，市場狀況及其他市場核心數據，行業內最前沿的技術創新和近期并購事件等時效性較強的信息，使得企業在合并浪潮中做好防御及對自身的準確定位。最后，獨立董事網絡可以為所在的主并公司提供豐富的目標公司信息，快速識別與定位實際目標公司，以便準確評估其價值，降低風險和不確定性，從而減少潛在的大量搜索成本(Bruner，2004)[5]。如果主并公司掌握潛在目標公司的能力、現有的治理機制、以及對方管理層等關鍵人物關于并購意愿的信息，則更有利于主并公司預測并購協同效應，通過并購活動為公司股東創造價值。因此，基于以上分析，我們提出研究假設2：

假設2：社會網絡有助于獨立董事掌握更多優質信息，將咨詢建議能力轉化為企業價值創造，在并購活動后獲得更好的并購績效，即獨立董事網絡中心度與企業并購績效正相關。

研究設計

一、樣本選取與數據處理

由于2003年我國才開始基本建立完善的獨立董事制度，并且2004年開始我國上市公司并購交易的信息披露數據才相對完整，因此，本文選取2004～2015年滬、深兩市A股上市公司作為初始研究樣本，篩選樣本公司的具體方法如下：(1)如果同一家上市公司在同一年宣告兩筆或者兩筆以上針對同一家目標公司的并購交易，則合并為一起并購事件；(2)剔除ST類和終止上市的公司；(3)剔除金融行業的上市公司；(4)選擇上市公司資產收購、股權轉讓和吸收合并等狹義類型的并購行為，剔除業務類型為資產剝離、債務重組、資產置換、股份回購等廣義形式的并購活動。經過一系列的篩選，最終得到13680個樣本公司，包括7570個發生并購的樣本公司和6110個非并購樣本公司。為了消除離群值的影響，本文對主要連續變量進行了1～99%水平的縮尾處理(Winsorize)。本文全部數據主要來源于國泰安(CSMAR)數據庫和新浪財經網站。“網絡中心度”指標計算采用社會網絡數據分析軟件Pajek，統計分析軟件為Stata14.0。

獨立董事資料通過手工收集和整理獲得。1構建研究樣本公司每一位獨立董事的網絡中心度，具體方法如下：首先，明確每一個獨立董事具有唯一的身份ID，如果某獨立董事i在某公司j中任職，則矩陣[i，j]對應的值為1，否則為0，以此類推，由此構建出完整的“獨立董事—公司”矩陣；其次，使用社會網絡數據分析軟件Pajek將該二維矩陣轉化為一維矩陣，本文模型使用公司層面的獨立董事網絡中心度指標，即轉化后的矩陣為“公司—公司”，最后，計算出公司層面的獨立董事網絡中心度的具體變量數值。

二、模型設定與變量說明

為了檢驗本文的理論假設預期是否成立，分別構建logit模型(1)及多元回歸模型(2)，研究獨立董事網絡中心度對企業并購決策及并購績效的影響。

1.被解釋變量

模型(1)的被解釋變量MA為企業并購，系二元虛擬變量，如果該年度內樣本公司發生并購，則賦值為1，否則為0。模型(2)的被解釋變量Perf為并購績效，分別采用短期并購績效(CAR)與長期并購績效(BHAR)來表示。

表1 并購首次交易日公告前后10個交易日平均超額收益率

短期并購績效(CAR)通過事件研究法計算，為并購首次宣告日前后一段時間內的股票價格的累計超額收益率。CAR的具體估計采用Brown and Warner(1985)[4]的市場模型法，公式為Rit=αi+βiRmt+ε。其中Rit為在第t期考慮現金紅利再投資的股票i的日個股回報率，Rmt為t時期考慮現金紅利再投資的市場m的日回報率。本文采用國內學者(李善民和朱滔，2006；陳仕華等，2013)[25][19]的普遍做法，選取并購首次宣告日[-150,30]窗口作為市場模型中的參數α和β的估計區間，然后計算出并購首次宣告日[-10,10]窗口的預測值，并將實際值與預測值之差作為這段時期的超額收益。表1為并購首次交易日公告前后10個交易日平均超額收益率。從表1可以看出，在并購首次公告日之前的第5個交易日到并購公告日之后的第3個交易日的平均超額收益率在1%的水平上顯著異于零，因此本文選擇[-5，3]窗口來計算并購事件的累計超額收益率(CAR)。

長期并購績效(BHAR)用購買并持有公司股票的超常收益來表示。BHAR衡量的是購買公司股票并一直持有到考察期結束，公司股票收益率超過市場組合或對應組合收益率的大小。本文借鑒Gregory(1997)[12]、李善民和朱滔(2006)[25]、陳仕華等(2013)[19]的研究，計算主并公司i并購[0，T]月后的BHAR，具體計算公式如下：BHARiT=Π(1+Rit)-Π(1+Rpt)。其中，Rit為主并公司i在t月的月收益率，Rpt表示對應組合的月收益率，T=0～24，t=0代表發生并購當月，t=1表示并購后一個月，以此類推。計算對應組合的月收益率Rpt借鑒李善民和朱滔(2006)[25]的交叉分組方法，根據公司在t年6月份的月流通市值規模和t-1年12月份的權益賬面/市值比先后從小到大排序后均分成5組，共計25組；對每年的25組公司，分別計算各組的等權月收益率Rpt。

2.解釋變量

解釋變量Centrality為獨立董事的網絡中心度指標，分別為中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)。

(1)中介中心度(Betweenness)，是度量個體作為中介的能力，顯示個體對信息流的控制程度，位于兩個其他個體之間的個體可以中斷或促進這兩個個體之間的信息傳遞。如果某個個體在網絡成員中最短路徑的頻繁程度越高，則說明他的中介性更高。計算公式如下：

gij是兩個董事之間必須經過的最短路徑數，gij(k)是兩個董事之間最短路徑中具有的董事數量，N為整個網絡的規模，即當年所有上市公司獨立董事的總人數，分母用(N-1)(N-2)/2消除每年的規模差異。

(2)接近中心度(Closeness)，是個體從網絡中其他個人中獲取信息的能力，是個體和網絡中所有其他個體之間的(最短)距離之和的倒數。計算公式如下：

dij是獨立董事i與獨立董事j之間的最短距離(測地線)，∑i≠j∈Ndij為獨立董事與其他所有獨立董事之間的最短距離之和。

(3)程度中心度(Degree)，是個人與網絡中的其他個人具有直接關系的數量。個人擁有的連接越多，該個體在網絡中越靠近中心，在網絡中的地位越高，獲取的信息也更多。計算公式如下：

∑j≠ixij為網絡中某一獨立董事i與其他獨立董事有直接關系的數量之和。

3.控制變量

表2 變量定義表

借鑒Moeller et al.(2004)[18]的研究，本文選取的財務類控制變量包括：成長機會(Tobin's Q)、企業規模(Size)、流動能力(Liquidity)、盈利能力(ROA)、發展能力(Growth)與資產負債率(Lev)。為避免同期性偏見，財務類控制變量取滯后一期數值。獨立董事的研究屬于公司治理范疇，可能會受到其他公司治理變量的影響，因此進一步控制相關公司治理類變量：兩職兼任(Duality)、董事會規模(Board)、獨立董事比例(Indep)、管理層持股比例(ESH)、產權性質(Property)與第一大股東持股比例(Top1)。此外，本文還設置了行業(Industry)和年度(Year)虛擬變量，用來控制不同行業和年度特殊性對研究結果的影響。全文主要變量定義及計算方法見表2。

實證結果與分析

一、描述性統計分析

主要變量的描述性統計如表3所示。企業并購的平均值為0.553，說明在全樣本中每百家公司有55.3%的企業進行了并購，我國上市公司的并購活動總體來說較為頻繁。短期并購績效(CAR)和長期并購績效(BHAR)的均值分別為0.019和-0.109，并且通過比較最大值與最小值發現公司之間長期并購績效的差距較大，而短期并購績效差距則相對較小。中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)平均值分別為0.001、0.050和2.749，說明各個企業之間的社會網絡中流通的信息存在差異性。成長機會的均值和中位數都大于1，說明大部分樣本公司具有良好的投資機會。發展能力的均值為18.8%，從總體上看樣本公司的發展勢頭強勁，具有良好的成長性。資產負債率均值為48.3%，表明樣本公司債務融資占總體融資的比例將近一半，說明負債是外部資金的主要組成部分。兩職兼任的均值為19.8%，說明將近五分之一的樣本公司的董事長和總經理為同一人。董事會人數的平均值和中位數都為9人，最小值為5人。獨立董事比例均值為36.5%，最小值為27.3%，說明大部分企業都達到了上市公司關于董事會成員中至少應該包括1/3的獨立董事的監管要求。產權性質均值為49.6%，說明樣本公司將近一半為國有企業。

表3 主要變量的描述性統計

二、組間均值T檢驗與中值秩和檢驗

表4 獨立董事網絡中心度基于并購決策的組間差異檢驗

表4為獨立董事網絡中心度基于并購決策的組間差異檢驗，將公司基于企業并購與否(MA)分為兩組，對主要變量進行組間均值T檢驗和中值秩和檢驗，通過觀察組間的差異顯著性來檢驗樣本是否符合理論假設預期。結果發現，13680個樣本公司中，7570家企業為并購樣本，6110家企業為非并購樣本，與描述性統計結果一致。T檢驗結果顯示，并購企業的獨立董事網絡中心度均值明顯更高，兩組公司的中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)的均值分別為0.002，0.048和2.791，而非并購樣本的對應均值為0.001，0.034和2.310，兩者之間的差異均在1%水平上顯著。就財務類控制變量而言，并購樣本的成長機會、企業規模、盈利能力、發展能力和資產負債率顯著地高于非并購樣本，而流動能力則顯著地低于非并購企業，可能的原因是我國的現實情況是大部分企業都傾向于采用現金對價方式進行并購，因此執行并購決策的企業流動性欠佳。而在公司治理控制變量中，兩職兼任與獨立董事比例的差異顯著為正，說明總經理與董事長為同一人，以及獨立董事比例較高時，企業進行并購的機率比較大。董事會規模、產權性質和第一大股東持股比例的差異在1%的水平顯著為負，管理層持股比例并沒有呈現出顯著的差異性。相類似的，中值秩和檢驗也發現獨立董事網絡中心度的確在并購樣本與非并購樣本之間呈現數據中值的顯著性差異，與T檢驗結果相一致，其他控制變量的差異顯著性有細微變動。這也初步支持了假設1預期的獨立董事中心度越大的企業并購活動越頻繁。

表5 獨立董事網絡中心度與并購決策

三、獨立董事網絡中心度與并購決策

表5為獨立董事網絡中心度與并購決策的邏輯回歸結果。從表5的實證結果中可以看到，中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)的所有系數均顯著為正，該結果充分認證本文假設1的預期，即獨立董事的網絡中心度越高，則企業進行并購的機率越大。就財務類的控制變量而言，列(1)、列(3)和列(5)的結果是一致的，成長機會、企業規模、發展能力、資產負債率與并購決策呈顯著正相關關系，說明投資機會越多，企業資產規模越大，發展能力越好，負債率越高的企業更有可能成為并購交易中的主并方，而流動能力則與并購決策呈顯著負相關關系，說明執行并購決策的企業由于付出更多的現金等流動性資產，因而流動性欠佳。此外，由于獨立董事網絡屬于董事會治理范疇，很有可能受到其他董事會特征的影響，因此，本文進一步控制相應的公司治理類變量。研究結果表明，兩職兼任系數都在1%的水平顯著為正，說明總經理和董事長由一人擔任時，企業處于高度集權狀態，更有利于并購決策的順利制定。企業的產權性質與第一大股東持股比例與企業并購行為顯著負相關，說明國有企業相較于非國有企業而言駕馭厚重資本在并購市場中發揮資本優勢的能力更強，而股權集中度越高的企業可能更加排斥由于并購帶來的重組與持股比例下降等不利因素。而其他公司治理變量，獨立董事比例、董事會規模和管理層持股比例并未顯著影響企業并購決策，這也說明證監會對公司治理結構制定的監管要求缺乏彈性與實效性，而管理層持股作為高管長期激勵的一種手段，可能由于持股比例較低等原因，對公司投資決策尚未產生實質性影響。

四、獨立董事網絡中心度與并購績效

表6為獨立董事網絡中心度與并購績效的多元線性回歸結果，其中，列(1)、列(2)和列(3)為短期并購績效(CAR)的回歸結果，而列(4)、列(5)和列(6)為長期并購績效(BHAR)的回歸結果。短期并購績效的回歸結果中，中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)的系數均顯著為正，該結果說明獨立董事的網絡中心度越高，則企業并購獲得的短期經濟后果越好?？刂谱兞恐?，短期并購績效僅與企業規模在1%水平上顯著為負，說明規模越大企業實力越雄厚，但是同時面臨的風險因素也更多，對短期并購績效反而不利。董事會規模的回歸系數在10%水平顯著為正，說明董事會規模對短期績效具有正向促進作用。并且，在長期并購績效的回歸結果中，所有表示獨立網絡中心變量的回歸系數均顯著為正，這說明獨立董事在網絡位置中處于較高的層級，則具有更豐富的信息和更廣泛的來源，更利于企業實現價值創造、取得較好的并購績效。由此，結合短期并購績效的回歸結果，能夠充分支持本文假設2的理論預期，即主并公司的獨立董事網絡中心度與并購績效顯著正相關?？刂谱兞恐校砷L機會與企業規模的回歸系數均顯著為負，而流動能力、獨立董事比例和第一大股東持股比例則為顯著正向作用，這也說明現金流是企業創造價值不可或缺的血液，獨立董事比例的回歸結果也在一定程度上突出獨立董事治理的作用，而第一大股東持股比例越高雖然比較排斥并購活動的發生、但卻在事后能夠取得較好的并購績效，表明股權集中度越高、第一大股東對公司投資經營活動投入的關注度越高，投資決策更加謹慎、價值創造也更加豐碩。

表6 獨立董事網絡中心度與并購績效

穩健性檢驗

一、排除規模替代效應2

一般來說，獨立董事的聘任主要靠聲譽機制，聲譽越好的獨立董事能獲得更多有關于企業治理行為的信息和資源以及提高在董事會的決策影響力，同時在其他企業兼任的概率也更大。而相較于小型企業而言，大型公司更具備能力聘請這類獨立董事，也就是說聲譽較好的獨立董事一般供職于大型企業，可以形成更大的社會網絡，那么并購活動就更加頻繁。為了排除這種“獨立董事網絡中心度與并購決策的正相關關系是由于企業規模導致”的可能性，我們根據樣本規模的中位數將樣本公司分為兩類，高于樣本規模中位數的為大規模公司，反之則為小規模企業，分別進行檢驗后發現結論依然穩健，排除了以上可能的規模替代性解釋。

二、變換獨立董事網絡中心度指標3

為了排除因指標計算方法不同而導致回歸結果的差異，我們將正文中公司層面的獨立董事網絡中心度指標替換為董事層面的網絡中心度，采用模型(1)進行實證回歸后發現，與表5的回歸結果基本保持一致，說明本文的研究結論具有一定程度的穩健性。

三、內生性問題處理

考慮到可能遺漏變量導致內生性問題，本文進行以下處理：首先，使用公司層面的固定效應模型控制同時影響公司治理和并購的潛在因素，進行固定效應回歸后結果如表7所示。結果中，除了中介中心度(Betweenness)與短期并購績效(CAR)的關系并不顯著，其他兩個中心度的結果依然不變，且中心度指標與長期并購績效的回歸結果仍然表現出統計上的顯著性水平，說明可能存在較低程度的內生性問題，但是并不足以改變本文的研究結論。

表7 固定效應模型回歸結果

其次，使用兩階段回歸模型。由于獨立董事的網絡中心度變量很難找到合適的工具變量，因此，本文借鑒陳運森和謝德仁(2011)[20]的處理方法，運用代理變量的兩階段最小二乘法，即不對現有的解釋變量處理，而是從原模型的殘差中擬合出有用信息再次進行第二階段的回歸分析。具體做法如下：第一個階段用獨立董事網絡中心度與影響網絡位置的公司層面變量即成長機會、企業規模、流動能力、盈利能力、發展能力和資產負債率，以及兩職兼任、董事會規模、獨立董事比例、管理層持股比例、產權性質和第一大股東持股比例等公司治理變量進行回歸，擬合殘差值，并將其作為獨立董事網絡中心度的代理變量放入第二階段的回歸分析中。兩階段回歸模型的實證結果如表8所示，發現僅在長期并購績效回歸中，程度中心度(Degree)的系數并不顯著，其他各列的系數都顯著為正，說明代理變量的兩階段回歸結果與表6基本一致，研究結論具有穩健性。

表8 兩階段最小二乘法回歸結果

結論

從鑲嵌理論與弱聯結優勢理論出發，本文以2004～2015年滬深A股上市公司為樣本，實證檢驗獨立董事在網絡框架下對企業并購決策及并購績效的影響。結果顯示，獨立董事網絡中心度與企業并購呈顯著正相關關系，社會網絡的中心位置意味著擁有最大程度獲取信息的能力，可以在并購時面對較低的信息不對稱，及時把握并購機會。進一步發現，如果在獨立董事網絡中處于較高的層級，那么意味著擁有更多的信息傳播渠道、專業知識，甚至可以獲得重要的內部信息等，進而加強獨立董事在并購過程中的咨詢建議功能，對并購績效起到正向的促進作用。本文研究結果表明，獨立董事網絡是并購等相關戰略性信息的重要來源，是公司董事會及高管制定重大投資決策的可靠“智囊”，企業應充分利用網絡中心度較高的獨立董事在企業并購活動和價值創造中所發揮的作用，因此，上市公司按照市場監督制度高薪厚祿聘請的獨立董事應當在公司經營決策中扮演重要的信息提供者角色，本文的研究結論為上市公司聘用獨立董事提供一定程度的經驗證據。

同時，本文也存在以下研究不足：第一，僅考慮獨立董事網絡關系對并購行為的影響，但是公司還存在著內部董事網絡，股東網絡，高管網絡和員工網絡等，并且，網絡位置也會影響并購對價方式、并購溢價等其他并購要素，因此，這些問題都需要未來研究的進一步拓展。第二，獨立董事間的網絡關系是松散的和非正式的，而企業在資本市場中運營則需要遵守證監會的一系列正式法律法規和規章制度，如何將正式制度與非正式制度結合也是未來研究需要考慮的一個重點。

注釋

1.在搜集數據的過程中發現我國上市公司獨立董事的重名現象非常普遍，并且數據庫中的“董監高個人資料”中的人員ID并非為識別的唯一指標，必須通過個人簡歷進行手工甄別，以免錯誤地計算獨立董事的網絡中心度。

2.受篇幅所限，排除規模替代效應、變換獨立董事網絡中心度指標的回歸結果、以及兩階段回歸的第一階段結果并沒有列示，有需要請與作者聯系。

3.同注釋2。