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1、连锁独立董事对公司绩效影响的实证研究9000字 摘要：在独立董事与公司治理的研究范围内，关于独立董事兼职的经济后果研究尚未得出一致结论。本文在对我国2011年A股上市公司独立董事兼职现状分析基础上，实证检验了连锁独立董事对公司绩效的影响。研究发现，独立董事兼职数量与公司绩效具有U型关系，当独立董事兼职席位不超过3家时，二者呈显著的负相关关系；当独立董事兼职席位超过3家后，随着独立董事兼职席位的增加，公司绩效逐渐上升。 关键词：独立董事 兼职席位 公司绩效一、引言独立董事作为改进公司治理的重要举措，其主要职能在于维护公司的整体利益，在重大决策中发表意见，提高董事会的运作效率，降低代理成本。我国在
2、2001年对上市公司独立董事的任职等做出了制度性规定，此后独立董事就成为中国上市公司治理中重要的一环，对于现实问题的关注是独立董事问题研究的源动力之一。2012年2月旭飞投资（000526）欲聘请高能资本有限公司董事长王晓滨女士为公司独立董事，受到深交所的密切关注，主要原因是王晓滨任职单位多达16家，深交所对其是否有足够的时间和精力履行独立董事职责并勤勉尽责表示关注，并要求旭飞投资在股东大会召开前披露深交所关注意见并披露公司说明。此后不久，2012年5月某高校教授因违反关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见（以下简称指导意见）同时在6家公司担任独立董事，受到媒体的广泛关注，并被冠以“最牛独董
3、”称号。截至2011年底，沪深两市2363家上市公司共设有8559个独立董事席位，独立董事总人数6072人，平均每名独立董事在1.40家公司兼职。尽管在实践中，监管部门认为应该限制独立董事的兼职数量，如美国全国公司董事协会（NACD，1996）、机构投资者服务委员会（ISS，2009）以及中国证监会都对独立董事兼职提出了一系列限制性建议。但在理论研究中有关独董兼职的经济后果并未得出一致结论。在独立董事兼职与公司绩效的研究范围内，声誉假说、资源依赖理论和繁忙假说产生了分歧。声誉假说和资源依赖理论认为独立董事兼职有利于公司治理，声誉假说认为独立董事为了维护自身的声誉会积极参与公司治理，而资源依赖理
4、论认为独立董事兼职席位较多，能够获取更多有利于公司发展的资源，进而提高公司绩效。繁忙假说则持相反的观点，认为独立董事的时间和精力是有限的，当独立董事在较多公司兼职时，他没有足够的时间和精力更好的参与公司治理，不利于公司绩效的提升。本文以A股市场2011年上市公司为样本，手工收集了连锁独立董事的部分数据，实证检验了独立董事兼职数量与公司绩效的关系。二、文献回顾在公司董事兼职与公司治理的研究范围内，连锁董事作为关系到多家（两家或两家以上）公司董事会构成、关系与活动的经济现象而受到学术界的关注（彭正银等，2008），而具有兼职席位的独立董事在连锁董事中占据主要地位，连锁独立董事的治理效应也相应受到学
5、者的关注。连锁独立董事对公司治理的积极作用在不同国家的研究中都得到证实。Cotter等（1997）研究了并购过程中，要约收购目标公司独立董事的作用。研究发现公司董事会中连锁独立董事的比例越高，公司股东收到来自收购方的溢价也会越高；Miwa 等（2000）对日本纺织业公司的研究发现，连锁独立董事比例与公司经营业绩显著正相关；Chin等（2003）研究新加坡上市公司时发现连锁董事可有效减少环境的不确定性，增强企业间关系从而改善公司业绩；Bedard等（2004）以美国公司为研究对象，发现当公司的独立董事同时在其他公司担任独立董事时，盈余管理程度会降低；王跃堂等（2006）利用中国资本市场数据研究了
6、独立董事背景对公司绩效的影响，他们认为独立董事兼职公司数量可以用来衡量独立董事的声誉，而独立董事的声誉可以显著促进公司绩效，支持了独立董事兼职的积极治理效应；彭正银等（2008）对2002年至2004年我国上市公司的连锁董事样本进行实证检验，发现连锁董事所担任的董事数量与公司绩效具有正相关关系；戴志民（2010）研究证实独立董事的兼职数量与审计质量存在显著的正相关关系；Carlos等（2011）的研究同样支持了连锁董事比例越高，公司绩效越好。 与此同时，也有研究发现独立董事的多重董事身份对公司治理具有消极作用。Core 等（1999）以美国上市公司为例，研究发现有多重董事身份的独立董事比例越高
7、，公司 CEO 的报酬也越高，公司代理成本越高，公司绩效越差；Fich等（2006）以美国工业公司为例，研究发现独立董事兼职较多会降低公司治理效率，拥有较多兼职席位的独立董事会因此分散他们的精力，从而不能很好的监督管理层；王兵（2007）以中国284家上市公司连续八年的面板数据为研究对象，研究表明独立董事兼职数量越多，越可能对公司盈余质量造成负面影响；魏刚等（2007）选取了1999年至2002我国291家上市公司数据，通过实证研究发现独立董事的多重董事身份对公司的业绩具有显著的负面影响；Jiraporn等（2008）以美国公司为例，研究发现董事会成员兼任过多外部董事不仅会降低公司价值而且会增
8、加代理成本；罗斐等（2011）以2008-2010我国A股上市的154家国有公司为研究对象，分析发现独立董事过多的兼职对信息披露起到了负面影响；Lee等（2012）以韩国125家大型贸易公司为例研究公司独立董事的社会资本与公司价值关系时发现，当公司聘请声誉较高、兼职席位较多的独立董事时，公司治理水平呈下降趋势。从以上文献不难看出，目前有关独立董事兼职经济后效的实证研究尚未得出一致结论。支持独立董事兼职具有正向治理效应的研究支撑了声誉以及资源提供假说。Fama等（1983）认为由董事执业市场激发的声誉机制能够促进独立董事的监督能力，出于对自身声誉的维护，独立董事会积极参与公司治理，更好地发挥其监
9、督职能，保护中小股东的利益。独立董事往往是某一领域的专家，是具有一定社会地位和声望的“名人”（陈艳，2009），因此他们很注重个人声誉，因为良好的声誉可以使独立董事更好地实现自我价值并获得丰厚报酬。所以，兼职公司数量越多，反映出独立董事的社会声誉就越高，为了维护自身声誉独立董事会积极参与公司治理，从而有利于提升公司绩效。资源依赖理论认为资源具有稀缺性，为避免获取资源过程中的不确定性，企业倾向于与其他相关企业建立关系，而连锁董事是联结企业内外，实现资源互通的重要渠道。通过连锁董事联结，企业可以互相利用外部资源从而提高公司绩效。谢德仁等（2012）运用结构洞理论强调了独立董事在董事网络中的作用，他
10、们认为如果把每个公司董事会的董事都看成一个小团体，每个公司的非兼任董事与其它公司的董事之间就没有直接的联系，只能通过连锁董事间接交流，这样连锁董事通过在不同公司董事会任职而在董事信息传递网络中间形成了信息优势和控制优势。在我国A股上市公司中，连锁董事比例极高，而在扮演结构洞的“桥”作用的连锁董事中，独立董事占据主要位置，在董事网络中具有信息优势和控制地位。因此，兼职席位较多的独立董事更容易获取异质信息，有利于公司绩效的提升。Kim（2005）的研究也支持了上述观点，他的研究发现韩国公司雇佣独立董事更看重他们的社会声誉而不是专业特长，因为社会声誉高的独立董事往往在多个公司或组织任职，拥有较多的社
11、会资源。出于对独立董事的时间和精力考虑，反对独立董事过多兼职的学者认为独立董事拥有较多的董事身份时，不可能同时有效地服务多家公司，这会使他们效率低下。当独立董事兼职较多时，就会像“小蜜蜂”一样， 疲于奔命，不能有效完成使命， 从而导致较高的代理成本（Shivdasani等，1999）。 三、研究设计（ 一 ）研究假设 目前对于连锁独立董事不同的研究结论是否隐含着一种可能，即声誉和资源提供假说、繁忙假说在连锁独立董事的治理过程中存在着此消彼长的关系？基于此，本文提出的研究假设：假设1：连锁独立董事的兼职数量与公司绩效之间存在非线性关系（ 二 ）样本选取与数据来源 本文选取2011年我国A股上市公
12、司为研究对象，在剔除金融类公司和部分公司董事资料缺失的样本后，共获得2031家公司的观测值。统计发现1111家公司的独立董事存在兼职情况，占总体的54.70%，兼职情况分布见表（1）。其中，有45家公司的47名独立董事人超过指导意见的相关规定，在5家以上公司担任独立董事。中海油服（601808）的独立董事徐耀华在香港、上海及纳斯达克上市的11家公司担任独立董事，是目前兼职席位最多的独立董事。可以看出，公司平均每名独立董事的兼职席位多数处于1到3家的范围内，占总体的88.75%。独立董事兼职席位过多的公司处于少数，仅占总体的1.71%。进一步的调查发现，有兼职席位的独立董事平均年龄在53岁左右，
13、平均学历水平为硕士研究生水平，由此可以看出，多数兼职的独立董事具备一定的阅历和经验并且受过良好的高等教育，有能力履行其相关职能。从兼职独立董事的职业构成分析，兼职独立董事中以高校学者、政界人员和商界高管居多。由于高校学者具有较高的素质和知名度，政界人员和高管具有一定的资源和人脉，聘请这三类人群担任独立董事可以更好的发挥独立董事监督咨询职能。（ 三 ）变量定义 （1）被解释变量。为了考察独立董事兼职对公司产生的影响，本文采用公司绩效变量来衡量经济后果。托宾Q是衡量公司绩效的有效指标（刘星等，2007；刘银国等，2011）。托宾Q定义为公司资产的市场价值与资产重置成本之比，是衡量由于公司治理结构改
14、善所带来的公司价值的增加的良好替代变量。（2）解释变量。本文主要考察独立董事的兼职情况对公司绩效的影响，在研究独立董事的多重董事身份时，魏刚等（2007）将其定义为样本公司董事会中拥有独立董事身份的最高值，王跃堂等（2006）采用平均每名独立董事任职公司数来衡量。本文认为，采用平均每名独立董事任职公司数能更好地反映公司独立董事的兼职的整体情况。（3）控制变量。尽可能控制了其它已被证明能够影响公司绩效的因素， 以使兼职和独立董事特征的检验系数反映了独立董事兼职情况和公司绩效的关系， 否则， 检验出的关系可能是由独立董事以外的其它因素所引起的。控制变量主要从独立董事其他特征、公司特质以及董事会特性
15、三个方面进行控制，详见表（2）。（ 四 ）模型建立 综合考虑独立董事特质、董事会以及股权特征等对公司绩效的影响，设立如下模型：四、实证检验分析（ 一 ）描述性统计 表（3）为变量的描述性统计结果。可以看出，独立董事的平均兼职公司数目（兼任独董）为1.67家，相当于在一个具有3名独立董事的公司中，有两名独立董事会在其他公司兼职。独立董事兼职席位的最大值为5.67家，已经违反了证监会关于上市公司独立董事兼职的相关规定。独立董事的平均年龄接近53岁，说明独立董事具有一定的阅历和经验；2011年平均每名独立董事一年参加会议8次以上，最高会议次数为36次。表3还显示董事会的平均规模为9人，独立董事占董事
16、会比例达36.94%，符合证监会对于独立董事比例的要求。（ 二 ）分组T-检验 本文将按照总体样本的数量分布将独立董事兼职的整体情况分为三个区间，即独立董事仅在一家公司担任独董，区间范围1，1；在1到3家公司担任独立董事，区间范围（1，3，在3家以上公司担任独立董事，区间范围（3，6）。各区间的平均兼职情况及公司绩效如表（4）所示。为了对比分析独立董事兼职数量的差异，进一步做了T-检验。如表（5）和表（6）所示。表（5）的T-检验结果显示，独立董事兼职与否，其公司绩效存在显著差异。具有兼职独立董事的公司绩效显著低于不拥有兼职独立董事的公司。由表（6）可以看出，独立董事兼职与非兼职的公司绩效之间存在显著差异，但两组兼职区间则不存在明显差异。（ 三 ）回归结果分析 表（7）列示了本文回归结果。在研究样本中，有986家公司独立董事兼职数量处于（1，3的区间内，占总样本的88.75%。从回归结果看，独立董
