彭 凯，孙茂竹，胡 熠

(1.中国人民大学 商学院，北京 100872； 2. 中国人民大学 汉青经济与金融高级研究院，北京 100872)

一、引言

通常，学者们将在两家及以上公司董事会任职的董事称为连锁董事[1-3]。随着中国A股市场20余年的发展，在上市公司董事群体中连锁董事的比例迅速提高，呈现出快速网络化的趋势。拥有连锁董事的公司占公司总数的比例从1999年的32.4%上升到2014年的94.1%，2015年的85.2%[1]。同样，连锁董事占董事总体人数的比例从1999年的5.2%上升到2014年的27.0%、2015年的18.5%。

为什么连锁董事群体会快速形成呢？本文认为最重要的现实成因是独立董事制度的实施。为了完善上市公司的治理规范，中国证监会于2001年8月16日颁布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，其中规定独立董事原则上最多在5家上市公司兼任独立董事，并且要求在2002年6月30日前，董事会成员中应当至少包括2名独立董事，在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中应当至少包括1/3独立董事。根据本文的统计，在中国A股上市公司的连锁董事群体的数量在2002年、2003年显著上升，其中独立董事的占比从2001年的15.45%迅速上升到2002年的53.42%，在2003年达到64.08%，此后一直维持在60%以上。这充分说明包括独立董事在内的连锁董事群体已成为一种普遍的、重要的公司治理现象。

传统有关董事职能的研究通常强调董事的监督和咨询功能，着眼于董事的个人背景特征层面，往往忽略了连锁董事所能发挥的联结功能。而社会网络理论认为，经济人在对成本和收益不明确的项目做出决策时，往往依赖于他所处社会网络传递的信息。因此，连锁董事在一家公司做出决策时也会受到其在已任职或曾任职公司所被传递的知识、信息和经验的影响。更为重要的是，在社会网络中获取资源并非是个人层面所固有的能力，而是镶嵌在与他人关系中的一种资产[4]。因此从这个角度看，着眼于董事个体特征层面的董事职能研究存在一定的局限性。

而社会学中的社会资本理论认为董事网络能够为连锁董事和企业带来包括声誉、信息、知识和战略资源在内的社会资本。具体地，连锁董事的存在能够改善业绩[5-9]，提升并购价值[2,10-11]，提升投资效率[12]，缓解融资约束、显著降低贷款利率[13-14]，对CEO报酬能形成有效抑制[15-16]，增加了成为并购标的的可能性[17]。

但相矛盾的是，大量研究也发现连锁董事的存在不利于公司治理。具体地，连锁董事导致公司治理较弱、业绩较差[18-19]，增加盈余管理水平[20]，可能与CEO存在“合谋”[21]、CEO薪酬显著较高[22]。在现实经济中，2000-2002年美国频繁发生治理丑闻，2008年金融危机后公司面临困境而高管仍然获得高薪引发的社会大众广泛不满，导致美国总统奥巴马于2009年2月4日宣布“今后接受政府救援的困难金融企业高管设立50万美元的年薪上限”。在中国，董事会独立性缺失的危害一直存在，这是上市公司治理改革的重要难题。尽管采取了诸多改善公司治理的举措，如独立董事制度，但中国A股上市公司仍然存在着“掏空”“三角代理人”“共谋”等问题[23-24]。尤其是，社会公众普遍认为独立董事仅扮演着“花瓶”“橡皮图章”的角色，在独立性上“不独立”、在公司经营情况上“不懂事”、在上市公司重大事项上“不作为”。这些学术研究证据和现实经济问题表明，借鉴社会资本的董事职能研究不能同时解释两方面的证据。

如何理解这两方面不同甚至是矛盾的研究证据呢？本文认为董事能够有效发挥职能的基础，即董事的实质独立性在董事网络化的趋势中受到了损害。应该从两方面理解这种独立性：①董事的独立性不仅需要满足法律形式上的独立，而更应该具备个人能力的胜任与主观意愿的独立，即实质意义上的独立。②董事的实质独立，是对外部而言的，尤其是对投资者，投资者无法相信的独立性则丧失了其“独立”的意义。

那么，董事网络化的趋势对其实质独立性带来什么影响？本文选取2004-2015年中国A股上市公司数据，检验了投资者对连锁董事任职的市场反应。实证分析结果显示：连锁董事在任职时，已任职公司的市场反应为负，且公司连锁董事数量越多，负向市场反应越显著；进一步研究发现，独立董事相对于内部董事、同行业公司相对于非同行业、国有公司相对于非国有公司、非两职合一公司相对于两职合一(即董事长与总经理为同一人)公司，负向市场反应更为显著。这些发现表明投资者认为连锁董事在兼任时实质独立性受到了损害，而这种实质独立性的损害在独立董事兼任、在同行业、在国有公司和在非两职合一的公司兼任的情景中更为严重。本文的实证证据表明中国A股上市公司连锁董事任职存在着社会资本和独立性的冲突，而投资者对于连锁董事的兼任持负面态度，这些证据为中国的公司治理改革实践起到参考作用。

与现有研究相比，本文主要有以下三点创新：①本文探讨了董事网络化的趋势对其职能发挥的正反两方面的影响。以往有关董事职能领域的研究局限于董事个体特征和背景的视角，主要是从董事各方面的个体特征和行为，包括从性别、年龄、专业背景、从军经历等个人特质出发探究对其治理行为的影响。而本文则是选择连锁董事作为研究对象，置于社会网络背景下探讨其联结社会资本与实质独立性受损的冲突。②区别于国内外学者将社会网络中心度的指标引入对连锁董事的衡量，研究其与企业各方面财务活动与行为的关系[31-33]，本文采用事件研究法将连锁董事任职作为事件进行研究。尤其值得注意的是，本文是从动态角度考察在两家公司形成联结关系时，投资者对某公司的董事兼任其他公司董事时的市场反应，从市场视角寻找连锁董事任职造成实质独立性受损的证据。③本文理论上的创新与贡献在于提出实质独立性是董事职能有效发挥的基础，在董事网络化趋势下，连锁董事的联结社会资本功能与实质独立性存在着冲突，正是这一冲突导致有关董事治理功能的研究存在矛盾，因而对中国上市公司治理的监管机构而言，应重视上市公司董事，尤其是独立董事在社会关系上的独立性。

本文剩余部分的内容安排如下：第二节对现有文献进行综述；第三节进行理论分析并提出研究假说；第四节为研究设计；第五节为实证结果；第六节为结论。

二、文献综述

本文与两方面的文献有关。一是关于连锁董事职能的研究，包括连锁董事的监督职能以及借鉴社会学理论的联结社会资本职能两条主线。二是有关董事独立性的研究。

连锁董事的监督职能主要体现在对高管薪酬和业绩表现的监督两个方面。在对高管薪酬的监督上，一方面学者们发现连锁董事具有较高声誉、具有充分的任职机会，敢于说“不”，能对高管薪酬进行有效监督[15-16]。另一方面也有学者对连锁董事对CEO报酬的监督存在质疑，甚至发现存在连锁董事的公司的CEO薪酬显著较高[22]，或者发现董事网络结构洞位置对个人薪酬激励存在正相关的溢出效应[25]。

在对公司业绩表现的治理作用上，有学者发现公司业绩表现与其董事任职数量呈正相关，未发现连锁董事减少其董事会职责、舞弊可能性增加的证据，从而不支持对董事任职数量的限制[5]，甚至还发现在欠缺监管的私有企业环境下，繁忙连锁董事是改进公司业绩表现的关键因素[26]。还有学者发现企业所在的网络结构洞越丰富，投资效率越高[12,27]，盈余管理水平更低[28]。但也有证据显示，外部董事任职过多时导致公司治理状况较差并产生负向累计收益[18]，损害了董事会监督功能[29]，损害并购价值或分拆公司的绩效[10,19]。因此，有学者提出应该从提高董事个体实质上的独立性、规范董事个体的连锁行为两方面完善董事会职能[30]。

随着社会学理论被引入公司治理的研究，越来越多的学者们开始关注连锁董事的联结社会资本的功能。根据社会学中的社会资本理论，社会资本主要体现在声誉、信息、知识和战略资源。归结起来，连锁董事的联结职能主要体现在资源联结和信息传递两个方面。①连锁董事起到联结、协调资源从而改善业绩的作用。Hochberg[6]发现社会组织关系更好的风险投资基金业绩表现更好，投资后的IPO退出、转让成功率更高。Cohen[7]和Frazzini[8]发现与企业董事会高管的共同教育经历有助于共同基金经理提升业绩，校友关系有助于分析师的表现。Engelberg[13]发现与银行的个人关系联结有助于获得更低的贷款利率。Cai 和Sevilir[2]发现并购方与被并购方存在连锁董事时，有助于提升并购价值。Larcker, So 和 Wang[9]发现董事中心度较高的公司存在超额股票收益，并为股价提供了长期经济利益。②连锁董事也起到了传递公司治理相关知识和信息的作用。连锁董事在不同公司任职有助于其现任公司成为并购标的、提升并购可能性[11,17]，会引起盈余管理行为的扩散[20]、信息披露政策的扩散[31]、会计师事务所选择上的相似性[32]、期权激励政策上的相似性[33]，这些证据表明通过连锁董事的联结功能确实能够为企业带来社会资本。

由此可见，有关连锁董事职能的文献，正反两方面的证据同时存在，本文认为存在这一冲突的关键在于如何理解董事职能有效发挥的基础，即董事的独立性。遗憾的是直接与董事独立性相关的研究较少。Adams和Ferreira[34]提出了一个友好董事会的理论，认为管理层面临着充分披露信息和面临严格监督的权衡，因此对管理层“友好”的董事会是最优的。Hwang 和 Kim[35]研究了独立董事的社会联结关系，认为现有董事的“独立”标准仅限于与CEO或公司的财务、家庭联结关系独立。在加入“社会关系独立”这一标准后，原有的87%独立比例下降为62%。进一步发现满足传统独立与社会关系独立双重独立标准的公司，高管薪酬水平更低、报酬—业绩表现敏感度更高、离职—业绩敏感度更高。在国内，毛成林、任兵[36]从社会镶嵌的角度研究连锁董事网络发挥的功能，认为连锁董事对公司治理及企业绩效的潜在作用机制有三个渠道：社会监督、网络寻租和注重集体忽视个体。这些研究在探讨董事职能、连锁董事的治理作用时考虑到了独立性的影响，但未能区分形式独立与实质独立，也未能与联结社会资本的功能相结合。

综上文献可知，在董事网络化的趋势下探讨连锁董事的社会资本联结与实质独立性损害的研究有待展开，本文试图对此进行初步研究。

三、研究假说

1.董事职能得以有效发挥的基础是实质独立

董事职能可以归结为咨询职能和监督职能，这两种职能的有效履行是保证董事会能发挥良好治理作用的关键。然而为何众多公司爆发治理丑闻、而学术证据又对董事职能的发挥存在分歧呢？本文认为，现有的关于董事职能的研究对董事职能发挥的基础——独立性有所忽视。Tirole[37]指出，董事很少在董事会提出质疑的首要原因是缺乏独立性，并认为当一名董事不被公司所劳动雇佣、不为公司提供服务，或者在完成其监督职责过程中不存在更广泛意义上的利益冲突时，才可以称为“独立”。本文认为目前学术界和实务界对董事独立性的关注主要是形式独立，而非包括社会关系在内的实质独立。

在中国A股上市公司，由于管理层兼任董事的情形较为普遍，董事会的独立性主要体现在独立董事上。独立董事应该兼具胜任能力与独立意愿，更不仅是法律形式上的独立。中国证监会对董事独立性的规定主要包括独立性要求和独立董事数量要求。目前，独立董事的独立性主要有3个方面的标准：①不存在直系亲属关系和主要社会关系；②不存在持股关系，不直接或间接持有重大股份，或与重要股东存在聘用或直系亲属关系；3一年内不存在提供财务、法律、咨询等服务关系。由此可见，该监管规范主要关注亲属关系、直接或间接持股关系以及服务雇佣3个方面的利益关联，但值得注意的是，在中国证监会的规范中对于主要社会关系的限定主要是兄弟姐妹、岳父母、儿媳女婿、兄弟姐妹的配偶、配偶的兄弟姐妹等。而在人际网络存在着多种多样的社会关系，例如同事关系、校友关系。如前文所述，连锁董事已成为一种重要的治理现象，本文尝试将这一正式的社会关系纳入对董事实质独立性的衡量范围。

除此之外，独立董事数量也是衡量公司董事会独立性的重要标准。中国上市公司董事会成员中独立董事的比例至少为1/3，但这一政策规定使得很多公司独立董事数量占董事会人数的比例趋同为1/3。因而，现有研究采用的独立董事比例这一关键治理变量不能捕捉董事会独立性的差异，是目前相关研究无法得出一致结果的重要原因[12]。因而，本文认为上述独立性标准和数量要求仅是形式上的独立，无法限定董事在履行职责中更广范围上的利益冲突，并强调包括社会联结在内的实质独立是董事职能有效发挥的基础。

2.连锁董事的社会资本联结与实质独立性损害

就董事职能而言，学者们研究较多的是监督职能，对于咨询或建议功能，学者们通常定义为董事会参与企业战略决策的制定，并且利用自身专业知识和经验帮助管理层认识企业所处的战略情境提供咨询与帮助。随着中国董事网络的初步形成，这种董事网络化趋势为董事职能的发挥又带来新的影响：连锁董事的社会资本联结功能和实质独立性冲突。

根据前文所述，国内外学者们借鉴社会学理论，普遍发现连锁董事能够为企业带来包括声誉、信息、知识和战略资源在内的社会资本，进而改善公司治理、提升公司绩效和价值。值得强调的是，社会网络理论认为，社会资本并非个人所固有的能力，而是镶嵌在社会网络中的一种资产。但遗憾的是学者们尚未对这种联结的职能进行明确的界定，同时社会资本的支持者们较少考虑到连锁董事自身实质独立性受到的损害。

传统的董事监督方面的研究并未很好的解释这一冲突。长期以来基于西方委托代理理论在公司治理中的重要地位，学者们强调董事监督职能的发挥。Adams 和 Ferreira[34]构建了一个“友好董事会”的理论框架，他们认为由于董事会存在监督和咨询的双重职能，导致管理层在信息披露上存在权衡：充分披露信息可以获得更好的建议，但同时会导致董事更为严格的监管。管理层通常不愿对严格独立的董事会披露信息，因而对管理层友好的董事会可能是最优的。本文认为中国上市公司治理的现状与美国存在巨大差异。这种差异主要表现在中国监管环境的不健全、对董事违规等问题的惩治较弱上，导致中国与美国董事会以独立董事为主的结构相比存在巨大差异。所以中国董事会治理的问题是对管理层“过于友好”，独立性缺失导致的监督不足，而非监督过度。

根据2001年8月16日证监会《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》的要求，独立董事必须具有独立性，并主要从亲属关系、股权关系及聘任关系三方面进行约束。2004年12月7日，中国证监会发布的《关于加强社会公众股股东权益保护的若干规定》和2013年12月28日新《公司法》进一步肯定了独立董事制度，但均未对独立董事的独立性标准有所变更。而在美国，根据Hwang 和 Kim[35]对独立董事的社会联结关系的研究，认为现有董事的“独立”标准局限在与CEO、与公司的财务行为和家庭联结关系上，在加入“社会关系独立”这一标准后，原有87%独立董事比例下降为62%，还进一步发现满足社会关系独立这一更严格独立标准的公司，治理效果更好。

实质独立性损害对公司治理的影响体现在对业绩、投资、企业价值、高管薪酬监督等方面的长期治理作用上。而现有文献忽视了社会公众对董事独立性的态度。既然在中国A股市场社会公司普遍存在对董事独立性不足、监管缺失的认识，那么当一名董事兼任其他公司董事席位、在两家公司形成直接联结时，社会公众的市场反应如何呢？根据以上论述，本文提出如下待检验的假设：

H1：公司连锁董事数量越多，连锁董事兼职时负向市场反应越显著。

3.连锁董事实质独立性受损的作用机制

进一步，本文探讨连锁董事任职为什么造成实质独立性损害？Van den Berghe[38]等提出董事会实质上的独立，是指董事在思想或态度上的独立，是指董事有能力和意愿做出独立判断。所谓能力，是指董事必须具备公司所需的专业知识和技能，通常公司及监管机构在选择董事时通常会考虑其行业知识与经验，但仅有能力缺乏意愿的董事仍然不能有效发挥职能。而影响董事专业能力和意愿的因素是多方面的。Tirole[37]提出董事会职能无法有效发挥的原因除了缺少独立性之外，包括董事避免冲突的考虑，其原因是独立董事可能与公司管理层及其他董事同处一个社交网络；还包括董事兼任管理层职务，尤其是董事长由总经理兼任会强化管理层对董事会的控制。仲伟周[30]指出董事是否能形成个人客观判断并坚持己见受到所处环境的影响。由于董事会这一合议体而言相对于董事个体成员而言，其群体成员之间的信任与有效沟通在保持独立性上起到更加重要的作用。尤其是在董事会这一集体中，董事长是制定公司战略并责成其有效实施的关键，董事长能否独立、客观地思考和行动，对董事会的独立性起着示范作用。此外，由于董事发挥职能自身基础是具备其所属公司的专用性经验或技能，既往的近似经验有助于其在新任职公司职能的发挥[39]。

综合来看，影响董事独立意愿和能力的渠道至少包括连锁董事任职的类型、是否兼任同行业公司董事、产权制度、董事长与总经理是否由一人兼职等。第一，连锁董事的任职类型可能影响其实质独立。董事的类型对董事履行职能的意愿有着重要影响，内部董事由于通常由管理层和大股东担任，在履行职能时代表自身利益；而社会公众会对外部董事、独立董事具有更高的独立性期待。Fich[18]发现当公司的过半的外部董事担任3个以上董事席位时，公司的治理状况较弱，认为外部董事的繁忙程度对治理状况产生负面影响，这一发现支持了本文的分析。独立董事兼职数量越多、不仅导致其在一家公司履行职能的时间越少，更可能导致社会公众对其独立性的预期受损。事实上，中国证监会对独立董事的勤勉义务的要求是“原则上最多在5家上市公司兼任独立董事，并确保有足够的时间和精力有效地履行独立董事的职责”，该款规定自2001年实施以来一直未有调整。而根据本文的统计至2015年中国A股连锁董事中独立董事的比例已达77.43%。由此本文认为，独立董事相对于内部董事兼任成为连锁董事，所造成的实质独立性损害更严重。第二，是否同行业兼任可能影响连锁董事任职的实质独立，其作用机理在于可能欠缺相关行业的经验、专门知识和资源。直接研究董事在同行业公司兼任影响的研究较少。近似的研究有Dass等[39]研究了董事会中来自相关行业董事(DRI, directors from related industries)的职能，发现当行业信息不对称或公司市场影响力较强时会选择相关行业董事，相关行业董事能通过提供已有的行业经验、协调资源提升公司价值、改善业绩表现，更好地应对行业波动，缩短现金周期，并认为相关行业董事发挥作用的机制在于，通过既往经验为当前公司提供专业知识、协调相关资源。Chiu等[20]对连锁董事将已任职公司会计政策实施的扩散至新任职公司的实践进行了研究，这种效应在同行业间更为显著。Stuart等[17]发现连锁董事任职的公司更可能成为并购标的。这些既有研究共同的作用机制在于强调董事过往的经验、资历和专门知识会影响其在新任职公司职能的发挥。因此，本文认为当连锁董事兼任非同行业公司职务时，该名董事不具备相似行业经验的，可能“不懂事”，从而导致投资者预期已任职公司从其新任职公司中可能获得专业经验或资源较少。第三，产权制度可能影响连锁董事任职的实质独立，其作用机理是产权环境从制度环境层面影响董事发挥职能的意愿。产权制度是对董事会履职意愿的制度环境，国有产权环境往往对个人职能的发挥形成抑制。众多学者对连锁董事的研究支持了这一点。陈运森等[12]发现国有上市公司独立董事的网络特征对高管激励促进作用弱于非国有上市公司，缓解公司投资不足、抑制过度投资的作用也会减弱。与前人有关产权制度和董事职能的研究类似，本文认为由于国有产权公司终极控制人的国有属性，投资者可能认为其由于受国有企业管理部门的委派而履职，这种履职可能导致对其个人发挥职能的意愿和动机有所抑制，因而投资者很可能预期该名董事的实质独立性更弱。第四，董事长与总经理是否由同一人兼任可能影响连锁董事任职的实质独立，其作用机理在于影响了董事会履职意愿的组织环境。基于委托代理理论，两职合一代表着董事会对管理层的监督受到削弱，内部人对董事会的控制被进一步强化。仲伟周等[30]认为董事是否能形成个人客观判断并坚持己见受到所处环境的影响，而董事长与总经理两职合一意味着董事会集权程度的强化，从而在董事会的组织环境上导致其他董事独立发表个人见解受到抑制。Tirole[37]也指出董事们避免冲突的一个原因是彼此同处于一相联系的社会网络，从而试图避免直接的冲突，而在董事长和总经理兼任的情境下，董事会的组织环境更不利于直抒己见。因此，两职合一情形下，投资者可能会认为与非两职合一公司相比，连锁董事在两职合一的公司兼任独立性受损更加严重。基于以上分析，本文提出待验证的假设：

H2a：相对于内部董事，独立董事兼任的负向市场反应更显著。

H2b：相对于同行业公司，连锁董事兼任非同行业公司董事的负向市场反应更显著。

H2c：相对于非国有公司，连锁董事兼任国有公司董事的负向市场反应更显著。

H2d：相对于两职合一公司，连锁董事兼任非两职合一公司的市场反应更显著。

四、研究设计

1.“公司1-连锁董事-公司2”联结的形成

已有的借鉴社会学网络分析方法的文献通常将“董事-公司”网络转换为“董事-董事”矩阵, 即如果董事A与董事B至少在一个董事会共同任职则赋值为1，否则为0。然后将公司视为董事网络上的节点，并计算公司所拥有的董事的各类社会网络变量。

本文的方法与已有研究[3,6,12,16]的不同之处在于从动态角度考察公司间联结关系的形成。具体而言，本文将复杂的“董事-公司”网络(图1)分解成按照连锁董事任职时间的先后形成的多个最基本的“公司1-董事-公司2”联结单元(图2)。这种分解有助于本文考察已经在前一家公司1任职的董事在兼任后一家公司2董事时，投资者对两家公司的市场反应。

2.研究模型和变量定义

(1)独立性的衡量。由于政策原因，现有研究采用的独立董事占董事会比例这一关键治理变量趋同于1/3，不能有效反映中国A股上市公司董事会独立性的差异。独立性应该能够取信于外部投资者，投资者无法相信的独立性则在很大程度上丧失了其价值。从这个角度，本文采用连锁董事形成兼任时，投资者对前一家公司的市场反应来衡量其独立性。尽管通常在连锁董事任职兼任董事时，该董事新任职的后一家公司2会发出公告而前一家公司1往往不会。但有趣的是，本文将该名董事在后一家公司2的任职日作为事件日，并考察投资者对公司1的市场反应。

图1 连锁董事

图2 公司-董事-公司

本文参照Bizjak[33]、田高良[10]，采用事件研究法计算累计超额收益率CAR衡量连锁董事已任职公司的市场反应。首先，估计期选择连锁董事任职日前65个交易日到前5个交易日，记为(-65,-5)，分别选取连锁董事任职前后两天作为事件期，记为(-2,2)；然后根据市场模型计算每个任职事件期(-2,2)的累计超额收益率。当然，本文在计算前首先排除了财务报告预告日、公告日、并购重组事件日在事件日前后5日之内的样本。

①在估计期按照一般市场模型回归，估计参数αi和βi，见式(1)；②计算超额累计收益率，即事件期每日实际收益率与依照估计期参数所计算的估计市场收益率之差，见式(2)；③计算超额收益率的累计值，见式(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 时期的实际收益率；Rmt是公司所在分市场在 t 时期的收益率，本文使用国泰安分市场交易数据库中不考虑现金红利再投资的分市场日回报率 (等权平均法)作为市场收益；εit为随机扰动项。具体计算如下：对式(1)进行OLS回归，运用估计期回归系数αi、βi，对事件窗口期的市场收益进行估计，再用事件期的实际收益率减去估计收益则可以得到超额收益率ARit。累计超额收益率CAR为超额收益率ARit在事件期的加总。在计算了超额市场收益率以衡量投资者市场反应之后，本文参照已有文献[10,18,39]，采用以下模型检验研究假说：

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，本文检验连锁董事数量对投资者市场反应的影响，其中市场反应用超额累计收益率CAR衡量。

(2)关键解释变量。参照Bizjak[33]、Dass[39]、田高良等[10]，本文采用连锁董事数量Dirlock_num作为关键解释变量，并采用连锁董事占董事总人数的比例dirlock_ratio作为替代变量。

(3)其他变量。本文对财务层面和治理层面的变量进行控制，为了避免被解释变量与解释变量间的同期偏见，对解释变量作滞后一期处理，并进行分年度和分行业回归以消除行业和年度的影响。具体变量定义如表1所示。

3.样本和数据

本文选取了2004-2015年中国A股上市公司为样本，剔除金融行业公司、ST或PT公司、当年上市公司、董事任职日期缺失，以及其他财务和公司治理数据缺失的样本，并剔除财务报告日、财务预告日、并购重组事件公告日落在事件期之内的样本，共获得2004-2015年(解释变量区间为2003-2015年)共10364个连锁董事任职样本。董事资料数据为手工搜集，其余数据来源为于国泰安数据库。本文对主要连续变量上下1%进行了winsorize处理，并进行公司层面的聚类调整。统计分析采用SAS和STATA软件。

表1 变量定义

五、实证检验

1.描述性统计

①表2报告了分年度的公司数量、拥有连锁董事公司数量及比例。拥有连锁公司的比例从1999年的32.44%逐渐增长到2014年94.07%，2015年有所下降至85.19%。②报告了分年度董事总数、连锁董事数量及比例。连锁董事占董事总人数的比例从1999年的5.18%逐渐增长到26.98%，2015年有所下降至18.52%。③报告了分年度连锁董事中独立董事和内部董事的占比。其中内部董事的比例从1999年的98.71%逐年下降到2015年的22.57%，外部独立董事的比例从1999年的1.29%上升到2015年的77.43%。④报告了分年度连锁董事任职数量的频数分布。其中任职2家公司连锁董事的比例从1999年的86.70%逐步下降到2014年的49.72%，2015年有所上升至57.97%；任职3家及以上公司连锁董事的比例从1999年的13.30%上升至2014年的50.28%，2015年下降至34.24%。从连锁董事在以上各个层面的变化趋势来看，在中国A股上市公司间已经形成了基于连锁董事的、正式的、直接的董事网络。

表3是变量描述性统计。累计超额收益CAR前后两天累计超额收益率均值为0.5%、中位数为-0.2%。在连锁董事的衡量上，本文参照Fich(2006)、Dass(2014)、田高良等(2013)的做法，结合本文的假说，采用连锁董事的数量作为对独立性损害的衡量。连锁董事数量(Dirlock_num)的均值为2.9706，中位数3；比例(Dirlock_ratio)的均值为0.3207，中位数为0.2857。其中，独立董事占比(OUT)的均值为0.3643，中位数为0.3333，符合中国上市公司董事会成员中有关独立董事比例的规定。连锁董事占比与独立董事占比较为接近，这表明连锁董事的网络主要是外部董事网络，这符合中国上市公司的实践。

2.回归分析

首先本文检验H1，被解释变量为投资者对公司1董事任职另一家公司2董事时的市场反应，即超额累计收益率CAR，以此衡量公司1董事的独立性。结果如表5所示，第一列为公司1上年度连锁董事数量Dirlock_num对投资者市场反应CAR的影响，在未控制董事特征等治理层面变量时(模型1)，Dirlock_num与CAR在10%水平下显著负相关。如前文所述，由于连锁董事在职能发挥中可能受到公司董事会治理层面特征的影响，因此本文在模型2中进一步控制董事会人数、独立董事比例和两职合一等变量，第二列结果在5%水平显著负相关，这表明董事独立性受到了治理变量的影响。以上结果说明，投资者对公司1董事任职其他公司董事持负面态度，且连锁董事数量与已任职公司市场反应负相关，连锁董事兼任对其已任职公司造成了实质独立性害，H1得到验证。而控制变量中，独立董事比例这一变量不能很好的衡量不同公司董事会独立性之间的差异。

表2 描述性统计

表3 描述性统计

表4 回归结果：连锁董事兼任时已任职公司的市场反应

注：括号中报告的是t值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的统计水平下显著。

进一步地，本文检验连锁董事造成实质独立性损害的作用机制。

(1)H2a的检验。本文首先对连锁董事的任职类型进行区分，以检验是否不同任职类型的连锁董事兼任时实质独立性受损也不同。通常在前一家公司该名董事可能为非独立董事或独立董事，其兼任下一家公司时也可能有同样的两类，则连锁董事的任职类型有非独立-非独立、非独立-独立、独立-非独立、独立-独立等4种类型。根据前文的描述性统计，连锁董事主要是由独立董事兼任形成的，从其构成以及样本量来考虑，本文将在前后两家公司均担任独立董事的连锁董事分为独立董事组，其余3种类型分为非独立董事组。

假设H2a的检验结果如表5所示，第一列为独立董事组的连锁董事兼任时，公司1上年度连锁董事数量Dirlock_num对被解释变量投资者市场反应CAR的影响，在5%水平显著负相关；而第二列中非独立董事组市场反应不显著，但其系数仍然为负向。本文据此推断，其可能的原因是，投资者对独立董事维持自身独立性的预期高于内部董事(通常在中国上市公司中内部董事往往由管理层兼任)，因而独立董事组相对于非独立董事组，连锁董事兼任其实质独立性受到损害更为严重，由此假设H2a得到验证。后文中，将进一步对独立董事这一主要的连锁董事构成群体进行讨论。

(2)H2b的检验。其次，本文对连锁董事的前后任职公司是否为同行业进行区分，以检验是否会影响其独立性。假设H2b的检验结果如表6所示，第一列为非同行业组的连锁董事兼任时，公司1上年度连锁董事数量Dirlock_num对被解释变量CAR的影响，在5%水平显著负相关；而第二列中同行业组市场反应不显著，但其系数也为负向。这表明非同行业组相对于同行业组，连锁董事兼任的实质独立性受损更为严重。本文认为可能的原因是，投资者认为独立董事在非同行业兼任，欠缺领域内的特有经验、专门知识和行业资源，这种胜任能力正是本文所提出的实质独立的构成部分。这一结果与Dass等[39]认为相关行业董事发挥职能的机制在于提供专业知识、协调相关资源是一致的。由此假设H2a得到验证。

表5 区分是否独立董事的回归结果

注：*表示在10%水平下显著；**表示在5%水平下显著；***表示在1%水平下显著。

(3)H2c的检验。然后，本文对产权性质对连锁董事实质独立性的影响进行检验。假设H2c的检验结果如表7所示，第一列为非国有组的连锁董事兼任时，公司1上年度连锁董事数量Dirlock_num对被解释变量CAR的影响，其系数为负；而在第二列中在10%水平显著负相关。这表明国有组相对于非国有组，连锁董事兼任的实质独立性受损更为严重。本文认为可能的原因是，产权环境往往是个人职能的发挥的环境基础，国有产权可能对独立董事的履职意愿有所抑制，这种意愿也是本文所提出的实质独立的构成部分。这一结果与陈运森等[12]有关国有上市公司独立董事网络对高管薪酬激励的促进弱于非国有公司。由此假设H2a得到验证。

表6 区分是否同行业的回归结果

注：*表示在10%水平下显著；**表示在5%水平下显著；***表示在1%水平下显著。

(4)H2d的检验。最后，本文检验董事长是否与总经理为同一人对连锁董事实质独立性的影响。假设H2d的检验结果如表8所示，第一列为非两职合一组连锁董事兼任时，公司1上年度连锁董事数量Dirlock_num对被解释变量CAR的影响，在5%水平显著负相关；在第二列中系数为负。这表明非两职合一组相对于两职合一组，连锁董事兼任的实质独立性受损更为严重。本文认为可能的原因是，两职合一代表着董事会对管理层的监督受到削弱，内部人对董事会的控制被强化。这一结果与Tirole[37]对两职合一影响董事职能发挥的研究、仲伟周等[30]对董事长影响董事会独立性环境的观点是一致的。由此假设H2a得到验证。

表7 区分是否国有的回归结果

注：*表示在10%水平下显著；**表示在5%水平下显著；***表示在1%水平下显著。

3.稳健性检验

本文对回归分析进行了多种稳健性检验，如下。

(1)对因变量的替代检验。首先，本文采用另一种方法，计算事件窗口期的“购入-持有超额收益率”BHAR(Buy and holding abnormal return)来衡量市场反应。其计算公式如下：

表8 区分是否两职合一的回归结果

注：*表示在10%水平下显著；**表示在5%水平下显著；***表示在1%水平下显著。

其中，BHARi表示在事件窗口期买入并持有第i家公司股票所获得的超额收益；Rit代表第i家公司在事件窗口期的实际收益率，E(Ri)代表第i家公司的股票期望收益率，即按照一般市场模型预测的期望收益率。市场模型和估计期与CAR的计算保持一致，不再赘述。结果见表9前两列，关键解释变量都与BHAR显著负相关。同时，还采用连锁董事占董事会的比例dirlock_ratio替代连锁董事数量Dirlock_num进行检验，结果见表9后两列。在控制财务层面变量下，解释变量dirlock_ratio与被解释变量BHAR在5%水平下显著负相关，进一步控制治理层面变量时，解释变量仍然在5%水平显著负相关。

表9 BHAR回归结果：已任职和新任职公司市场反应

注：括号中报告的是t值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的统计水平下显著。

其次，本文还对事件窗口期也选择前后3天进行检验。无论是采用连锁董事数量Dirlcok_num还是连锁董事比例Dirlock_ratio，都与被解释变量CAR在10%水平下显著负相关(除了在未控制治理变量时，Dirlock_num系数为-1.64，接近显著之外)依然稳健，如表7所示。总体来看，采用事件窗口期前后3天的超额累计收益率作为被解释变量时，显著性水平下降为10%，这说明随着事件窗口期的延长，超额累计收益受其它影响因素越多，但也表明本文结果是稳健的。

表10 事件期前后3天市场反应的回归结果

注：括号中报告的是t值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的统计水平下显著。

(2)对关键解释变量的替代检验。本文采用连锁董事比例Dirlock_ratio替代连锁董事数量Dirlock_num进行检验。结果发现在未控制治理层面变量时，Dirlock_ratio与CAR在5%水平负相关，进一步控制治理变量时，显著水平仍为5%。总体来看，本文的结果是较为稳健的。

对文中的分组回归，本文对也同样采用BHAR替换被解释变量，或者将事件窗口期扩展到前后3天。回归后显著性水平依然稳健。由于篇幅所限，分组回归的稳健性结果不再列示。其次，对其他可能解释的考虑。不论采用超额累计收益率CAR，还是购入-持有超额收益率，导致超额收益的原因可能有很多其他因素。本文将落入并购的首次公告日、完成并购公告日、财务报告预告日、财务报告公告日前后5日内的事件日期剔除，尽管无法将所有其他异常因素剔除，但依然在支持了本文选取投资者对连锁董事兼任的市场反应以衡量其实质独立性的积极意义，本文的结果总体是稳健的。

表11 替换关键解释变量的回归结果

注：括号中报告的是t值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的统计水平下显著。

六、进一步研究

上文主要验证了连锁董事兼任对其独立性存在损害及其作用机制。而在上述讨论中独立董事兼职形成连锁在2015年的比重已达到77.43%(表2)，且在分组检验中发现连锁董事中独立董事兼任造成的独立性损害与内部董事相比更为严重(表5)。这说明独立董事制度这项重要的上市公司治理措施，增加董事会独立性、加强董事会监督的初衷并不十分理想。本文进一步探讨中国独立董事的独立性与其功能发挥之间的关系。

2013年10 月19 日中共中央组织部(简称中组部)下发了《关于进一步规范党政领导干部在企业兼职(任职)问题的意见》(简称“18 号文”)，对党政领导干部以及参照公务员法管理的人民团体、群众团体、事业单位领导干部在企业兼职、任职的行为进行了严格限制，并要求不符合规定的独立董事在3个月内辞职。众多学者以此自然实验，对官员型独立董事辞职进行研究，得出了基本一致的结论，认为官员型独立董事的主要价值在于资源获取和寻租，而非监督和咨询功能。官员型独立董事因18号文辞职使得公司政治关联丧失，从而导致公告日前后股价下跌[24,40-41]，这种负向效应可能与“框架效应”有关[42]，且其行政级别越高对制度压力的感知越强[43]。但值得思考的是，邓晓飞等[40]还发现在总样本、国有和非国有子样本中，官员独董被强制辞职均未产生显著正向的市场反应，由此可见投资者并未将官员型独立董事的辞职视为上市公司治理得到了改善。

本文同样将这一政策作为自然实验，并采用双重差分法对该政策前后独立董事兼职形成连锁董事所带来市场反应进行研究。已有文献主要是将18号文作为自然实验，利用其造成官员型独立董事辞职的市场反应来探究独立董事的寻租功能或资源获取功能。而在笔者阅读所及的范围内，本文首次采用双重差分法对18号文实施后，仍有独立董事兼职形成连锁董事的市场反应进行研究。该方法要求作为对照组的样本不能受政策影响，满足SUTVA(Stable unit treatment value assumption)条件，即个体的潜在结果不受其他个体是否接受处理而不同。因而本文将独立董事兼任其他公司董事形成的连锁董事作为处理组、非独立董事(内部董事)类型的连锁董事作为对照组，一个重要的理由是，18号文中主要的监管对象是具有官员身份或事业单位行政领导身份的独立董事，而非独立董事通常同时为管理层，不属于18号文监管范围。本文进一步构建模型如下：

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，被解释变量仍然为一名董事兼任其他公司董事时原公司的市场反应。Treated代表了对处理组和对照组的区分，独立董事兼任形成连锁董事时取值为1，非独立董事兼任形成连锁董事取0；Policy表示为兼任事件日期是否在18号文发表日期2013年10月19日之后，即在政策实施期之后取值为1，否则为0。其他变量与前文主回归中一致，不再赘述。

在上述双重差分模型(DID)中，Treated的系数β2代表处理组和对照组的平均差异。Policy的系数β3代表政策实施前后对照组的平均差异。本文关注的是交乘项Treated*Policy的系数β1，表示处理组因为政策实施的变化。表13中可见，在模型1中仅加入Treated,Polciy和它们的交乘项Treated*Policy三个变量，发现交互项系数显著β1为正，这说明与对照组相比，处理组的市场反应在18号文政策后更可能增加，这意味着在该政策后独立董事兼任形成连锁董事造成的损害可能有所削弱，而同时独立董事组与非独立董事组的差异β2显著为负，这也说明连锁董事联结功能损害独立性这一效应依然存在。在模型2中加入财务层面和治理层面变量后，本文最为关注交互项系数仍然显著为正。

本文认为可能的解释是，在18号文这一政策冲击下，在独立董事群体中，具有官员身份(包括事业单位)的独立董事被迫大量辞职，而原本这一类连锁董事同时也是最具备政治关联的群体。这一政策导致非国有企业政治关联丧失[40]、政府官员和高校领导与企业之间的利益输送机制被切断[41]，在此背景下连锁董事兼任的负向效应有所削弱(交乘项系数β1显著为正)，但连锁董事兼任的实质独立性损害依然存在。

表12 双重差分法的回归结果

注：括号中报告的是t值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的统计水平下显著。

通过双重差分法对独立董事在18号文前后兼任形成连锁董事时市场反应的研究，可以削弱可能存在的内生性问题。同时，上述结果的意义表现在两方面：①与众多学者借助这一政策研究其辞职的效应不同，在笔者所检索的范围内，本文首次从反向的视角，对18号文实施后独立董事兼任的市场反应进行检验，结果支持了前人的有关证据。②这一结果还揭示了社会网络、社会资本理论与政治关联对董事职能作用机制的异同，本文认为政治关联严格意义上也是一种社会关系，是直接的、1度的社会关联。尽量两类关系都有助于企业获得资源或包括信息传递、专业知识与经验在内的社会资本，但本文的结果表明它们都对董事的实质独立性造成了损害。从更广泛的意义而言，本文所强调的实质独立性这一理论解释，可能为政治关联、社会网络、董事个体背景特征对董事职能发挥的影响提供了一个统一的解释框架。

七、结论与启示

董事网络化已经成为一种普遍且重要的公司治理现象，着眼于董事个体层面的研究往往忽视了连锁董事的联结社会资本功能，而且，学者们普遍发现独立董事的治理功能未得到有效发挥。近年来，不少学者开始借鉴社会学理论，发现了连锁董事能够联结社会资本、改善公司治理的大量证据。为什么这两方面对立的证据都同时存在？本文认根源在于董事的实质独立性。董事网络化一方面使得连锁董事能够发挥其联结社会资本的作用，但另一方面也使得其实质独立性造成损害，进而影响其监督功能的发挥。本文选取2004-2015年中国A股上市公司数据，采用事件研究法检验投资者对连锁董事任职的市场反应。本文发现，一名董事在兼任其他上市公司董事时，已任职公司的市场反应为负，且已任职公司连锁董事数量越多，负向反应越显著。独立董事相对于内部董事、同行业公司相对于非同行业、国有公司相对于非国有公司、非两职合一公司相对于两职合一公司，负向市场反应更为显著。这些发现表明投资者认为连锁董事在兼任时实质独立性受到了损害，而这种损害在独立董事兼任、在同行业、在国有公司和在非两职合一的公司兼任的情景中更为严重。进一步地，本文还采用双重差分法对18号文实施前后独立董事兼任造成的实质独立性损害进行检验，发现该政策实施后由于官员背景的独立董事被迫辞职，这种损害效应有所削弱，但依然存在。

本文的研究表明投资者对于连锁董事的兼任持负面态度，并为中国的公司治理改革尤其是为独立董事制度的实践起到了参考作用。①监管机构更应该强调董事的实质独立，这体现在专业胜任能力和意愿两方面，而本文从投资者的视角证实了董事兼任造成实质独立性受到了损害；②独立董事是连锁董事中的主要群体，其政治关联、社会关系同时存在，而当前对独立董事有关独立性标准的限定似乎仍不足以约束其实质独立。

本文通过投资者市场反应这一外部视角来考察董事的独立性具有一定的创新性，然而也存在不足。第一，尽管我们排除了财务报告公告、并购等重要事件，但采用投资者市场反应来度量董事的独立性仍可能会受到市场整体情绪等不可观测因素的影响。第二，本文所采取的计算方法是短窗口期的累计超额收益，这导致我们未能识别连锁董事任职的长期效应，即在更长期间内董事网络化如何影响其职能发挥。本文的研究也与政治、金融等领域有一定的联系，具有政治关联、金融关联背景的管理者和董事能够为企业联结相应的资源，从更宽泛的意义来讲，这也是一种社会网络功能。因而我们认为，随着中国资本市场的发展，网络化趋势愈加明显，在该领域值得进一步研究的一个方向是社会网络在公司财务活动的众多领域如何发挥作用，并具有怎样的异质性。