獨立董事多重兼任能提高企業創新水平嗎?

○王雅麗

（石河子大學經濟與管理學院，新疆 石河子 832000）

一、引言

經濟全球化已成為當今世界經濟發展不可逆轉的趨勢，在激烈的全球市場競爭大潮中創新能力已然成為一個企業的靈魂所在。在2018年發布的《世界創新競爭力發展報告》中提出創新能力是國家經濟社會發展的驅動力，更是實現中華民族偉大復興中國夢的關鍵途徑。在過去的幾十年中我國在基礎研究領域已經取得了一定的成就，但是和發達國家相比我國仍然在關鍵領域面臨著“卡脖子”的技術難題。在2021年全球創新指數排行榜中①數據來源：https://m.gmw.cn/baijia/2021-09/23/35183712.html.，作為世界第二大經濟體的中國在創新能力排名中位列第12 位，這一排名不僅與我國經濟地位不相匹配，在創新投入、產出質量指標排名上也遠遠落后國際先進水平。因此，探尋企業創新水平的影響因素不僅具有一定的學術價值，對于提升企業創新水平、提高社會生產力、增強綜合國力也有一定的現實意義。

2003年6月，獨立董事以強制性法律條款的方式出現在中國市場。近20年里獨立董事制度在上市企業中一直發揮著完善企業治理、保護投資者合法權益等至關重要的作用。在我國，獨立董事多重兼任的情況普遍存在[1]，多席位董事、獨立董事兼任等話題也逐漸成為學術界討論的熱點問題。從獨立董事的職能出發，GRANOVETTER[2]認為獨立董事能夠在股東、管理層以及大小股東之前形成制衡關系，依賴其個人專業背景發揮治理效應，監督企業內部人可能發生的自利行為，通過戰略投資委員會參與企業決策并提供實質性的咨詢[3]；另一方面獨立董事在董事網絡中扮演著關鍵結點和“橋梁”的作用[4]，接觸的知識與信息將更加多元化，能夠獲取更多的外部信息資源，依賴其技術專長及個人社會網絡資源形成資源效應，提高企業創新水平。FAMA 和JENSEN[5]則從聲譽理論和信息傳遞理論出發，認為獨立董事兼任的數量能體現個人聲譽資本，成為企業質量和潛力的背書，向外界傳遞企業影響力[6]。HELMERS 等[7]的研究還證明了獨立董事的信息優勢可以分別通過創新角度和決策角度影響企業的研發投入和專利申請，并最終提升企業經營效益。

以上分析可知，獨立董事兼任行為與企業創新水平的關系是一個實證問題。本文就從兩者關系出發，以2007—2019 年中國滬深A 股上市企業的數據為研究對象，檢驗獨立董事兼任能否促進企業創新能力的提升。研究結果證明，與單一任職的獨立董事相比，平均兼任數量較多的獨立董事所在的企業具有更高的創新水平，即獨立董事多重兼任促進了企業創新水平的提高。為了消除可能存在的內生性問題，本文分別采用了替換變量、滯后t+2期、Heckman 兩階段模型等方法驗證結論的穩健性，結果顯示本文結論在控制了內生性問題之后仍然成立。

本文的差異化貢獻主要體現在：首先，有助于從獨立董事多重兼任這一全新視角豐富和拓展企業創新領域的相關研究，有助于打開兼任獨董是否能夠提升創新水平的黑匣。其次，探討了獨立董事的兼任數量與企業創新之間是否存在非線性關系這一觀點具有一定的理論價值。最后，本文的研究結論對企業而言在進行獨立董事聘請時具有一定的現實參考意義。結論深化了獨立董事多重兼任的研究框架，對現實中企業合理聘用多重兼任的獨立董事來改善企業治理、提高創新能力，推動企業經濟健康發展有一定的現實意義。

二、文獻回顧與研究假設

近幾年來伴隨著獨立董事制度的不斷完善，獨立董事制度已逐漸成為企業治理機制中的重要組成部分。從目前研究成果來看，關于獨立董事與企業創新之間的研究結果較為豐富，大量研究從企業治理、社會網絡、專業背景等方面證實了獨立董事對于企業創新水平的促進作用，如：胡永平[8]、BALSMEIER 等[9]研究發現高校技術獨董可以通過監督、決策、咨詢的途徑促進研發投資強度的提高，增強創新能力；吳迪等[10]研究發現獨立董事制度作用的發揮可以分別從企業的創新產出和創新質量產生正向影響；胡元木[11]研究則提出技術型獨立董事可以通過引入專業知識、技術及資源，擴大董事會決策視野，適時捕捉前景良好、適合投資的創新機會發揮其治理作用。

立足我國獨立董事兼任市場情況，在中組發〔2013〕18 號文件后，我國獨立董事出現一次規模較大的離職潮，而最近轟轟烈烈的康美藥業財務造假案之后，獨立董事群體又上演了“集體大逃亡”，再一次引發了社會公眾對獨立董事群體的關注。《關于在上市企業建立獨立董事制度的指導意見》中也規定，獨立董事兼任數量原則上不超過5 家，但在我國上市企業獨立董事卻普遍存在兼任行為，與之相關的社會新聞也頻頻受到大眾關注。

關于獨立董事多重兼任經濟后果的相關研究主要關注于企業盈余質量、企業治理水平、企業社會責任、會計信息質量等因素。尚未有文獻直接研究獨立董事兼任與企業創新水平之間的關系。目前與之相關的研究主要從獨立董事的引智作用和引資作用來進行闡述[12]。就引智作用而言，依托于企業治理的作用機制。獨立董事作為知識傳播的載體和企業治理的重要監管手段，能夠發揮其職能作用，監督管理層的自利行為、參與企業決策并為企業戰略發展出謀劃策，為企業提供異質性支持，提升企業創新的產量和質量，本文將其歸納為治理效應；就引資作用而言，依托于社會資本的傳遞。獨立董事作為資源流動的載體能夠發揮資源獲取、信息獲取的作用，為企業提供支持并拓寬研發投入的資金來源、研發技術的信息來源等，本文將其歸納為資源效應。

獨立董事的治理效應主要體現在他是企業重要的監督者、咨詢者和決策者，具有對企業重大事項發表意見的權利。從監督作用來看，獨立董事可利用自身專業知識對企業的決策可行性進行事前判斷，對企業的合法性、合理性問題進行有效監督，為企業經營的合法合規性以及財務報告質量保駕護航；從咨詢作用來看，根據DEMB[13]的研究結果，獨立董事在其擅長的財務、行業管理、技術等領域，可以對企業的宏觀戰略制定和微觀企業運營進行協助；孫亮和劉春[14]在2014 年以中國企業為背景的研究中也發現，企業越來越傾向于聘請有專業背景的獨立董事，說明獨立董事制度確實發揮了咨詢作用；獨立董事還能發揮重大投資的決策作用，有相關行業經驗的獨立董事能夠從專業的角度對企業的戰略和經營決策發表意見；劉浩等[15]、陳運森等[16]、胡元木[11]分別聚焦于獨立董事在融資、投資、R&D產出等重大決策方面，認為獨立董事都為企業提供了切實的決策幫助。這些研究說明獨立董事可以通過積極參與企業治理對企業的戰略產生影響，即肯定了獨立董事在企業治理過程中的治理效應。

獨立董事的資源效應主要體現在信息、資源的傳遞性上。在我國獨立董事交叉任職的情況下，上市企業之間已形成獨立董事交叉任職網絡，這一網絡不僅是企業間獨立董事任職的簡單交叉情況，還是企業重要的資源與信息傳遞渠道。相比起交叉持股所形成的非獨立董事兼任，獨立董事的交叉任職所形成的網絡屬于弱聯結性質，更有利于為董事自身與企業提供信息和資源，影響企業決策。同時根據信息瀑布理論，當企業面臨不確定性時，其戰略決策易表現出“羊群效應”，即對同類企業進行模仿，因此如果獨立董事的中心度較高，接觸到了更多企業的信息，其有可能并非獨立提出投資決策，而是對網絡中其他企業的決策進行模仿。因此，本文稱之為獨立董事多重兼任帶來資源效應。

眾多學者還對獨立董事的兼任數量進行了研究。FAMA 和JENSEN[5]以“能力假說”為基礎提出獨立董事兼任數量成為其聲譽資本的天然“背書人”，且在某種程度上獨立董事兼任數量成為個人能力的代名詞，與其職業能力成正比。GRANOVETTER[2]提出獨立董事兼任形成的社會資本作為一種極具價值的隱性資產，增強了企業識別和獲取有價值信息的能力，從而能夠繞過限制壁壘獲取機密的技術創新信息最終提升創新績效。

獨立董事自身擁有的社會資本及關系網絡成為提高企業創新能力的重要傳導機制。陳運森和鄭登津[17]、王營和張光利[12]均發現，董事不同兼任行為形成的關系網絡能夠成為信息傳遞、資源共享的媒介，在不同兼任企業之間進行傳遞。關系網絡越豐富的CEO，其對新知識的識別、評估以及研究能力越高[18]，從而提高了其任職企業的創新投入和創新產出。HELMERS[19]通過印度企業的獨立董事兼任數據也證實擁有兼任網絡越多的上市企業會進行更多的研發投入，且研發成功率顯著提高。

基于此，本文提出研究假設H1：獨立董事的多重兼任行為能促進上市企業創新水平的提升。

產權性質是企業自身的固有特質，是學術界公認的影響企業創新水平的內部治理因素[20]。企業創新項目常常具有投資金額大、周期長、難度大、風險高等特點[21]，因自身產權性質的不同，其創新失敗容忍度也會有不同的表現。在生存及競爭的壓力下，非國有企業的創新需求及創新動力與國有企業相比更為強烈。同時從創新資源獲取角度來看，國有企業擁有較多的資金、人才的獲取渠道，而非國有企業缺少資源渠道，為有效開展創新活動，非國有企業更加依賴外部市場提供的信息資源。

基于此，本文提出研究假設H2：非國有企業獨立董事多重兼任對企業創新水平的促進作用比國有企業更強。

制度環境是企業所處地區發展程度的綜合考量，是影響企業創新水平的外部治理因素。在中國的市場化發展進程中，因不同省份所處的地理位置、發展歷史等因素，市場化水平存在顯著的地區差異性[20]。市場化的不同進程不僅代表了所在地區的經濟發展水平，還在資本自由流動速度和制度約束等方面對企業進行限制。在市場化水平較高的地區市場因較高的資源獲得性及市場配置率扮演著決定性作用，創新決策可依賴外部的市場制度環境進行調節[22]。相反地，在市場化水平較低的地區，制度環境無法進行資源配置的覆蓋，因此獨立董事多重兼任這一非正式制度帶來的信息優勢就會在“制度失靈”的過程中發揮作用。本文參考虞義華等[22]的做法，選取市場化水平來衡量制度環境。

基于此，本文提出研究假設H3：制度環境越好，獨立董事多重兼任對企業創新水平的促進作用越弱。

獨立董事年齡也是影響企業創新水平提升的重要內部治理因素之一。一個人的風險偏好和決策偏好可能會因為處于不同年齡階層人員的教育背景、生活環境等因素而存在差異。朱晉偉等[21]研究成果顯示，成員年齡普遍較大的高管團隊會在薪酬的激勵下增加創新投入。雷懷英和喬睿蕾[23]認為平均年齡偏大的高管團隊創新決策不易受企業效益的影響。郭韜等[24]也指出高年齡段的高管團隊由于其工作經驗豐富，對企業創新的方向、企業創新投入量的把握更加準確。

基于此，本文提出研究假設H4：獨立董事年齡越大，獨立董事多重兼任對企業創新水平的促進作用越強。

三、研究設計

（一）數據來源及樣本選擇

本文的研究對象是2007—2019 年滬深A 股上市企業，數據包括獨立董事兼任情況、企業專利申請以及上市企業的財務指標等，其中作者手工整理了獨立董事兼任數據，其他數據均來自CSMAR 數據庫。在本文的數據篩選過程中，先后剔除金融保險業、ST企業、缺失值樣本等。最終得到2449家上市企業共計14 585個企業—年度的觀測值，經過比較最后確定的數據樣本和樣本總體之間沒有明顯的區別，數據處理使用stata16.0。

（二）變量定義

1.被解釋變量

參考袁建國等[25]的研究，用企業專利申請總數來衡量企業創新水平。為進一步區分創新水平的高低，借鑒我國專利法中的相關定義，把直接推動技術進步的創新項目稱之為實質性創新；把微小改變的創新稱之為策略性創新。參考已有研究文獻[26-27]，用發明專利的申請數量來衡量實質性創新，用實用新型和外觀設計專利申請的總數來衡量策略性創新。

2.解釋變量

就企業層面而言，解釋變量是企業聘請的獨立董事同時兼任其他上市企業獨立董事的平均數量，參考FERRIS 等[28]與TARKOVSKA[29]的定義，按照企業所聘請的獨立董事當年在不同上市企業兼任獨立董事職位數量的總和與該企業獨立董事總數的比值來衡量。具體而言采用兩種方式來進行替代解釋：一是用獨立董事平均兼任家數的中位數來替代，這樣可以減小數據極端值的影響。二是用平均兼任數的最大值來替代，這樣可以衡量兼任可能存在的極端情況。

3.控制變量

對于企業而言，企業規模、企業成長性、財務杠桿、上市年限是評價企業發展潛力的重要參考指標，因此，本文控制了企業規模、上市年限、企業成長性。獨立董事的任職還受到董事會的影響，因此控制了董事會獨立性及異地獨董。為了控制其他治理機制對企業創新水平的影響，本文還選取了現金持有、資產有形性、稅收優惠、資產報酬率、托賓Q值等指標。另外還對年份、行業及省份進行了控制。具體指標定義詳見表1。

表1 變量定義

（三）模型設計

參考學者李志輝[1]的研究，根據本文的理論分析與變量定義，考慮到專利申請數量在時間上表現出一定的滯后性，本文將專利申請數量做了滯后一期的處理，將滯后一期的專利數據與其他數據進行匹配，除了控制變量以外，還分別從年份、行業、省份等三個維度對樣本進行了控制，最終構建出回歸模型如下：

（四）描述性統計

由表2的描述性統計中可以看到，在企業創新水平方面，研究期間企業專利申請數最大值為7.004，最小值為0，中位數為3.045，這說明我國企業在行業、競爭、環境等綜合因素影響下創新水平存在較大的差距；其次在獨立董事兼任方面，上市企業獨立董事的平均兼職數量為2.049 家，平均兼職中位數為2家，可見我國普遍存在獨立董事兼任的現象，其中平均兼職數量最小值為1 家，說明有一部分上市企業的獨董沒有兼任其他企業的獨立董事職位的情況，這類企業占全部樣本的比重為10.65%（1 553/14 585），從另一方面也說明在上市企業中將近90%的企業都存在不同程度獨立董事多重兼任的情況；平均兼職數量的最大值達到4.2家，標準差為0.745，由此可知，在不同上市企業之間，獨董平均兼職數量存在較大的差異。這些數據為本文繼續研究獨董兼任數量的不同差異對上市企業創新水平的影響提供了支持。通過對比，其他變量的結果與已有研究基本保持一致。

表2 描述性統計

接著本文考察了變量之間的相關系數，根據表3結果顯示Pearson相關系數最大值為0.52；方差膨脹因子（VIF）VIF 值最大值為2.57，明顯小于10 的判斷標準。因此推斷本文的研究模型基本不存在多重共線性問題。

表3 相關系數表

（五）中位數差異檢驗

由于不同上市企業之間獨董平均兼職數量存在著比較明顯的差異，本文選擇使用平均兼任數量的中位數進行分組，初步分析獨立董事多重兼任數量差異可能帶來的效應②由表4可以看到，獨董平均兼職數量低的分組的樣本數（7 069）高于獨董平均兼職數量高的樣本（7 516）是因為在逐年按樣本中值分組時，將兼職數量等于樣本中值的樣本劃分在獨董平均兼職數量低分組中。。從表4 可知，在平均兼任數量小于2的分組中，專利總申請量的中位數為2.944，在平均兼任大于2 的分組中，專利總申請量的中位數為3.178，二者形成差異為-0.234，且在1%的水平上顯著。與此同時實質性創新與策略性創新的中位數差異檢驗也均在1%的水平上顯著，無論形成的專利申請質量高低，多重兼任的獨立董事都能促進企業創新水平的正向提升。即：中位數差異檢驗的分析結果初步支持了獨立董事多重兼任能夠促進企業創新水平提高的論斷。

表4 中位數差異檢驗

四、實證分析

（一）主回歸檢驗

實證結果如表5所示。在表5列（1）中，放入了申請專利總和（Lnapply）變量，列（2）放入了實質性創新（Lhighapply）變量，列（3）放入了策略性創新（Llowapply）變量（下同）。在3 個檢驗中，MD_level變量的回歸系數分別為0.058、0064、0.040，且始終在1%的水平上顯著為正，其中列（2）的回歸系數最大，這表明如果保持其他變量不發生改變，獨立董事多重兼任的企業會比單一兼任企業的發明專利申請率高出6.4%。主回歸數據初步驗證了獨立董事多重兼任對企業創新水平的促進作用，該結果支撐了假設H1。其他控制變量與已有文獻的研究結果基本保持一致。

表5 主回歸檢驗

（二）異質性檢驗

為探尋結論在不同企業類型中的適用性，本文從宏觀、中觀、微觀這三個角度分別選取了產權性質、制度環境與獨立董事年齡等指標作為異質性檢驗的分組依據進行回歸，在之后的每組回歸中本文均對年份、所處行業以及省份等變量的固定效應進行了控制，回歸結果如表6所示：

為了考察獨立董事多重兼任對企業創新水平的影響在不同產權性質的企業之間是否存在顯著差異，本文將樣本劃分為非國有企業和國有企業兩個分組分別進行考察，實證結果如表6 所示。從產權性質的回歸結果來看，第1～3 列國有企業回歸系數分別為0.025、0.017、0.024 三者均并不顯著，而非國有企業的3 個檢驗回歸系數均在1%水平上顯著為正，這說明獨立董事多重兼任行為帶來的信息效應對于非國有企業創新的促進作用更加顯著，該結果支撐了假設H2。和非國有企業相比，國有企業往往擁有更高的融資水平、更廣的技術渠道及更豐富的人才資源，相比之下并不需要其他非正式制度對其進行補充，但是在沒有政策支持、缺乏資源稟賦的非國有企業中，多重兼任的獨立董事便能發揮非正式制度的作用，補充非國有企業缺失的資源及信息，更有可能促進企業表現出較高的創新水平。

表6 產權性質—異質性檢驗

為了考察獨立董事多重兼任對企業創新水平的影響在不同制度環境中是否存在顯著差異，本文將全部樣本劃分為高市場化與低市場化兩個分組分別進行考察，實證結果表7所示。從制度環境分組回歸結果來看，第1～3 列高市場化水平下，總專利申請、實質性申請均在1%水平上顯著為正，策略性申請則不顯著；而在市場化水平較低時，結果均顯著為正，系數分別為0.072、0.082、0.044，這表明企業中多重兼任的獨立董事在一定程度上彌補了制度環境上的不足，該結果支撐了假設H3。即在制度環境相對較差的地區，多重兼任的獨立董事對企業創新水平的促進作用表現得更加顯著。

表7 制度環境—異質性檢驗

為了考察獨立董事多重兼任對企業創新水平的影響在獨立董事不同平均年齡中是否存在顯著差異，本文將全部樣本劃分為高于平均年齡與低于平均年齡兩個分組分別進行考察，實證結果表8所示。從獨立董事年齡分組回歸結果來看，第1～3列結果均在1%水平上顯著為正，回歸系數分別為0.091、0.079、0.081，相比較而言，年齡相對較大的獨立董事對企業創新的促進效果更加顯著，該結果支撐了假設H4。即：年齡相對較大的多重兼任獨立董事因其工作經驗更加豐富，他們通過提供更加優質的專業咨詢和更豐富的社會資本，更好地參與企業創新決策，促進企業創新水平的提升。

表8 獨董年齡—異質性檢驗

（三）穩健性檢驗

1.替換因變量衡量方式

專利授權是由官方認證具有很高的權威性，不僅能夠代表企業的專利產生效率，更能反映創新產出的質量。本文用該變量對專利申請量這一指標進行了替換，使用專利授權數量替換專利申請量進行變量回歸，結果顯示：三個創新指標均在1%水平上顯著為正，這表明聘請多重兼任的獨立董事能夠有效促進專利申請量的提高，除此之外，還能顯著轉化為專利授權量，特別是實質性專利授權量的提升，顯著提升企業創新水平，因此主假設結果依然成立。

專利被引用水平反映了專利的影響力和認可度，是衡量企業創新水平的常用替代變量，是客觀衡量專利質量的國際通用指標。利用專利被引用次數替換專利申請量進行變量回歸，結果仍在1%水平上顯著為正，驗證了結論的穩健性，結果見表9。

表9 替換因變量—穩健性檢驗

2.替換自變量衡量方式

接著本文對自變量進行了替換，分別使用獨立董事兼任中位數以及最大值替換兼任平均值。使用中位數的原因是可以減少少量極端值對結果的影響，使用最大值的原因是在于探討是否存在一個特殊的效應，即：兼任越多企業創新水平越好，或是兩個變量之前存在非線性關系。結果顯示，系數均在1%水平上顯著為正，且用中位數進行衡量時，無論是總申請量還是實質性創新申請量的回歸系數均顯著高于基于最大值的回歸系數，首先驗證了檢驗的穩健性，即多重兼任的獨立董事能顯著提高企業創新水平，結果見表10。

表10 替換自變量—穩健性檢驗

除此之外，該結果還引發了對“獨立董事兼任數量是否越多越好”的問題思考，本文的樣本為該問題提供了數據支撐。通過數據可以看到，獨董兼任平均數與中位數對于企業創新專利數量申請數的正向影響系數顯著大于兼任最大值對其的影響系數，因此，可以得出獨立董事兼任數量并非越多越好的結論，也驗證了《意見》中規定兼任數原則上不得超過5 家的制度依據。由此結果進行以下猜想：兩變量之間可能存在非線性的倒“U”型關系，即存在一個最優兼任數量的轉折點——最優兼任理論閥值。

3.滯后兩期

由于市場、技術不確定性較高，企業的創新結果見效需要長時間的投入和實踐。主回歸中采用了滯后一期的處理方式，鑒于創新活動的長期性和滯后性，本文繼續采用滯后2期的方式再次進行回歸，回歸結果中系數仍在1%水平上顯著為正，且實質性創新申請數的回歸系數大于總專利申請數，這說明在滯后兩期后，相對于策略性創新，多重兼任獨立董事對于實質性創新專利的促進作用尤為顯著，檢驗支撐了本文結論的穩健性，結果見表11。

表11 滯后2期—穩健性檢驗

4.Heckman 兩階段回歸

本文的主要擔心在于計量模型是否存在內生性問題。具體而言，多重兼任的獨立董事一定程度上是企業高聲譽的代理變量，受到人才市場的高度青睞，優質企業更樂于去聘請多重兼任的獨立董事，而獨立董事個人也會傾向于選擇企業績效更優、創新質量更好的企業進行任職，以保護自身在人才市場的聲譽。參考鄭志剛等[30]構建工具變量的思路，本文選擇同年同行業其他上市企業獨董平均兼職數量的均值（MDIV）為第一階段中選取的工具變量。另外參考已有文獻，本文使用企業規模、ROA、托賓Q、成長機會、獨立性、企業上市年齡等（距離企業IPO 年份數的對數值）作為其他控制變量。回歸系數均顯著為正且通過了檢驗，說明在克服內生性問題后本文的結論仍是可靠的，并不受到自選擇造成的內生性問題的影響，結果見表12。

表12 Heckman兩階段回歸—內生性檢驗

五、進一步研究

由以上檢驗可以看出，獨立董事多重兼任可以促進企業創新水平的提升。在現有文獻梳理的基礎上，本文分別從治理效應、資源效應、綜合效應這三種可能的作用機制上進行檢驗。

（一）獨董兼任的資源效應——融資約束——企業創新水平

獨立董事兼任是企業之間可靠的、低成本的關系網絡形式之一，可在兼任企業中共享其社會資本，而社會資本因具備攜載資源和信息的雙重功能，是新資源、新知識以及新技術等的重要傳播渠道。劉浩[15]的研究結果發現，在金融市場不發達的地區和銀根緊縮的時期企業聘用了銀行背景的獨立董事更能明顯地發揮其功能，所在的上市企業獲得了更多的信貸，即存在“獨立董事兼任→資源獲取”的理論邏輯。同時已有大量研究分析了企業運用何種融資渠道進行研發投入，例如鞠曉生[31]以及李匯東等[32]研究了銀行信貸、商業信用以及政府補助等能夠成為企業研發投入的有效融資渠道等，即存在“資源獲取→企業創新”的理論邏輯。

遵循上述邏輯，本文提出“獨立董事兼任→資源效應→企業創新”的研究路徑。資源依賴理論認為正是關鍵資源的獲取、仿制、替代能力決定了企業間競爭能力和贏利能力的差異。而企業創新作為一項資源消耗性活動，不僅需要企業制定出傾向于創新的戰略方向，還需要大額資金的持續性投入。因此本文選取“融資約束”這一代表性指標對資源效應進行解釋。

面臨著政治、技術、經濟等外部環境的不確定性，僅依靠企業內源資金很難完成創新項目的持續性投資，組織只有與外部環境交互的前提下才能存活下來，因此外部融資就成為企業創新投入的重要來源。當企業面臨融資約束時，必然會抑制其創新活動[33-34]。當企業融資能力較強，創新活動可以獲得持續平穩的投資時，便解決了企業開展創新項目的后顧之憂。借鑒孫雪嬌等[35]的研究，選取SA 指數對企業融資約束程度進行度量。結果如表13所示，兩個指數均在1%水平上顯著為負，中介變量通過了bootstrap中介效應檢驗，具體體現為遮掩效應。即：融資約束是獨立董事多重兼任與企業創新水平之間的作用機制。

表13 融資約束—機制檢驗

（二）獨董兼任的治理效應——管理層短視——企業創新水平

現代企業制度變革后出現了兩權分離問題，經理人與所有者的利益產生沖突。經理人因短視行為有意規避創新項目，規避經營風險以保持個人在經理人市場的聲譽穩定性。而獨立董事制度則以一種有效的治理機制出現在公司治理中，HELMERS[19]提出獨立董事并不是“簽字工具”，強有力的企業監督能夠增強企業創新；在CAI[36]、陳仕華等人[37]的研究中也指出獨立董事通過參與企業治理使其兼任的企業擁有相似的并購行為和投資決策，且在聯結企業之間存在專利互相引用、技術創新模仿等現象，獨立董事通過創新效應促進了研發投入的增加，通過決策效應促進了專利產出[19]。

遵循上述邏輯，本文提出“獨立董事兼任→公司治理→企業創新”的研究路徑。選取“管理層短視”這一治理對資源效應進行解釋。參考已有文獻的做法，本文選取指標為短期投資比例以及長期負債衡量管理層短視。表14結果顯示，在兩階段回歸檢驗中，短期投資比例結果并不顯著，長期負債結果顯著為負，在接下來的bootstrap檢驗中兩指標均顯著通過檢驗，遮掩效應成立，即：管理層短視是獨立董事多重兼任與企業創新水平之間的作用機制。

表14 管理層短視—機制檢驗

（三）獨董兼任的綜合效應——多元化經歷——企業創新水平

在近幾年的獨立董事治理研究中，大多數學者開始認為具有不同背景特征的獨立董事所發揮的作用是不同的：魏剛等人[38]認為聘用政府背景的獨立董事能夠提升企業的經營業績；胡元木[39]研究發現，企業研發的產出效率能夠在聘請技術背景的獨立董事后得到顯著提升；羅思平和于永達[40]的研究則認為，有海外教育背景的高管往往更愿意強化企業專利保護，對企業創新產生顯著的積極影響等。隨著中國市場化進程的加快，獨立董事形形色色的兼任背景，在企業治理中所發揮的綜合效應愈發明顯。遵循上述邏輯，本文提出“獨立董事兼任→企業治理→企業創新”的研究路徑。

在當前上市企業中，有很多的管理者存在跨部門、跨區域、跨企業、跨行業的多樣化職業經歷，多樣化的職業經歷不僅能使高管擁有更高的眼界，影響企業戰略制定中的投融資決策，也能拓寬企業豐富的社會網絡關系，為企業創新提供不同類別的可配置資源。因此選取“多元化經歷”這一指標對綜合效應進行解釋。

本文構建了復合型職業經歷的衡量方式，參考現有做法[41-42]，從個人學歷、學術、海外、職業、金融背景以及年齡等6個方面衡量獨立董事個人經歷的豐富程度（NNW）。在指標的計算過程中具體包括6個變量：（1）學歷：博士學歷、碩士學歷、本科及以下學歷分別賦值為3、2、1。（2）職業背景、金融背景、學術背景、海外背景：存在相關經歷取值為1，否則為0。（3）年齡：根據前文年齡分組回歸結果，如果獨立董事年齡超過樣本中位數取值為1，否則為0。

以上6個變量通過相加得總的值即為NNW指標的數值，NNW 越大說明獨立董事的個人經歷及社會網絡越豐富。接著采用中介效應模型進行檢驗[43]，模型中的中介變量為NNW。結果如表15 所示，在兩階段回歸中解釋變量和中介變量均顯著為正，且通過了bootstrap檢驗，表現為中介效應，解釋效應為11.02%，即：多元化經歷是獨立董事多重兼任與企業創新水平之間的作用機制。

表15 多元化經歷—機制檢驗

六、結論與建議

（一）主要結論

為探討獨立董事多重兼任行為對企業創新水平的影響，本文對獨立董事多重兼任的不同情況進行了整合和討論，提出企業可以通過優先聘請多重兼任的獨立董事在企業任職，激發企業的創新水平的提升。除此之外，在非國有企業、制度環境較差的地區、獨立董事平均年齡較大的樣本中獨立董事兼任這一非正式制度可以對提升企業創新水平進行有效的補充。接著本文分別從獨立董事多重兼任行為帶來的資源效應、治理效應及綜合效應進行了機制檢驗，進一步研究發現，獨立董事兼任可以通過緩解企業融資約束情況、緩解管理層短視行為以及多元化經歷構建社會網絡的等途徑發生作用。

（二）對策建議

本文的研究結果支持了我國獨立董事兼任的相關制度規定，也為上市企業選聘多重兼任的獨立董事提供了經驗數據。基于研究結果本文提出以下建議：

上市企業聘請獨立董事時可格外注重社會資本較為豐富的獨立董事。有意愿提升企業創新水平的企業特別是非國有企業應在聘請時采取相應的激勵措施，聘請社會資本較豐富、企業治理能力較強的獨立董事，積極引導獨立董事通過社會資本、企業治理等途徑提升資源效應、治理效應和綜合效應，強化內部治理機制、獲取外部網絡信息資源。

總體而言，獨立董事多重兼任對我國上市企業創新水平有一定的促進作用，但是在過多兼任的情況下這種促進作用會大幅減弱，也可能會有潛在的負面效應。因此，相關的監管機構應進一步嚴格對獨立董事兼任數量不超過5 家進行政策限制。結合上市企業的實際情況，相關部門應修改和完善制度，從法律層面上對獨立董事制度進行規范，提高對獨立董事群體的約束力。鑒于近日發生的“康美案”所產生的示范效應，應抓住這一契機推進獨董制度改革，進一步完善獨立董事職能閉環，強化職業精神及企業治理能力，改善獨董制度生態環境，更好發揮獨董制度優勢。