內(nèi)部董事海外背景與獨(dú)立董事捆綁聘任

彭 斐，蘇子豪，段 云

1 北京工商大學(xué) 商學(xué)院，北京 100048 2 哈爾濱工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，哈爾濱 150001

引言

中國是典型的關(guān)系型社會(huì)，關(guān)系影響公司治理實(shí)踐。已有研究為公司之間關(guān)系[1]、管理層的政治關(guān)聯(lián)[2]、不同公司的管理層關(guān)系[3]、員工與領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系[4]等諸多類型關(guān)系的產(chǎn)生和后果提供了豐富的實(shí)證證據(jù)。

本研究注意到中國上市公司存在獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象，即兩名獨(dú)董會(huì)捆綁地出現(xiàn)在兩家不同上市公司的董事會(huì)中。例如，A和B先后任甲公司獨(dú)董，A和B先后從甲公司離職后，又先后在乙公司擔(dān)任獨(dú)董。獨(dú)董輪換制度并不禁止獨(dú)董捆綁聘任，但可能影響?yīng)毝穆毜莫?dú)立性。如果A與B有其他社會(huì)關(guān)系，那么A和B的獨(dú)董捆綁聘任可能對后任獨(dú)董獨(dú)立履職產(chǎn)生更大影響。

作為公司治理的核心和最高決策機(jī)構(gòu)，董事會(huì)對公司制定發(fā)展戰(zhàn)略和經(jīng)營決策有決定性影響。根據(jù)證監(jiān)會(huì)《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》，中國上市公司通過董事會(huì)先提名、股東大會(huì)再表決的程序聘任獨(dú)董。董事會(huì)在獨(dú)董聘任中扮演著非常重要的角色，董事會(huì)成員，尤其是內(nèi)部董事的個(gè)人特征對獨(dú)董聘任決策有重要作用[5]。

海外背景董事將外域公司治理經(jīng)驗(yàn)和特征帶入任職公司，從而影響公司治理實(shí)踐，即董事海外背景存在知識(shí)轉(zhuǎn)移效應(yīng)[6]。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國上市公司聘任海外背景董事后，公司治理成效明顯提高，如投資效率更高[7]、創(chuàng)新意愿[8]和創(chuàng)新能力更強(qiáng)[9]等。與本土董事相比，有海外背景的內(nèi)部董事對獨(dú)董制度和文化的理解更深，更傾向于維護(hù)獨(dú)董的獨(dú)立性，并將獨(dú)立性視為獨(dú)董的靈魂。同時(shí)，與本土背景內(nèi)部董事相比，海外背景內(nèi)部董事在履行職務(wù)時(shí)較少受本地關(guān)系掣肘[10]，他們對切斷關(guān)系聘任的擔(dān)憂可能更小。因此，本研究聚焦內(nèi)部董事的海外背景特征，實(shí)證檢驗(yàn)其對獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象產(chǎn)生的影響。

1 相關(guān)研究評述

1.1 董事海外背景的經(jīng)濟(jì)后果

GIANNETTI et al.[10]系統(tǒng)總結(jié)了海外背景董事的3點(diǎn)優(yōu)勢，為研究者開展后續(xù)研究打下良好基礎(chǔ)。①具有海外背景的董事能夠?qū)獾墓局卫斫?jīng)驗(yàn)和知識(shí)帶入任職公司。ILIEV et al.[6]發(fā)現(xiàn)聘任海外背景董事之后公司的治理實(shí)踐會(huì)發(fā)生改變，證明在國內(nèi)與國外公司之間存在知識(shí)傳遞效應(yīng)，而海外背景董事即是公司治理知識(shí)傳播的媒介。類似的，DAI et al.[7]認(rèn)為海外背景在公司治理上存在國際知識(shí)溢出效應(yīng)，董事海外背景提高了公司的投資效率。②具有海外背景的董事能夠幫助公司更有效地開展跨國并購等國際業(yè)務(wù)。與公司聘任異地獨(dú)董[11]、法律獨(dú)董[12]、特定行業(yè)背景獨(dú)董[13]的邏輯一致，海外背景獨(dú)董可能通過業(yè)務(wù)知識(shí)和人脈等資源[14]支持公司海外活動(dòng)。③具有海外背景的董事能夠避開其他目標(biāo)的干擾，致力于提高公司治理質(zhì)量。GIANNETTI et al.[10]認(rèn)為最主要的干擾是社會(huì)關(guān)系，海外背景與本地關(guān)系的聯(lián)系較弱，海外背景董事更少顧及影響治理效率的關(guān)系。簡言之，海外背景董事在公司治理知識(shí)、國際業(yè)務(wù)、履職專心度三方面具有優(yōu)勢。

已有研究通常應(yīng)用高階梯隊(duì)理論[15]闡釋董事海外背景產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)后果的機(jī)理，并提供了豐富的實(shí)證證據(jù)。該理論認(rèn)為，高階梯隊(duì)主導(dǎo)了組織的發(fā)展走向，組織行為是高階梯隊(duì)意識(shí)的反映[16]。研究者一般認(rèn)為具有海外背景的董事有更低的集體主義傾向、更強(qiáng)的創(chuàng)新精神、更強(qiáng)的投資者保護(hù)意識(shí)和更強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任觀念等特點(diǎn)。對應(yīng)地，研究者發(fā)現(xiàn)董事的海外背景引起更低的避稅激進(jìn)度[17]、更高的公司內(nèi)部薪酬差距[18]、更低的盈余管理水平[19]和股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[20]、更多的研發(fā)投入[9]，以及更高的社會(huì)責(zé)任履行程度[21]等經(jīng)濟(jì)后果。

盡管掌握高階梯隊(duì)理論這一有力解釋工具，但董事海外背景研究仍然面臨兩個(gè)難題。①高階梯隊(duì)既包括董事會(huì)成員也包括CEO等高管，兩類高階梯隊(duì)的作用很難分清。柳光強(qiáng)等[18]基于相同的邏輯，討論董事長和CEO的海外背景對公司內(nèi)部薪酬差距的影響。若考慮董事長和CEO在公司治理中的角色差異，他們的論證則有待深入。②即使缺少直觀的情景和明確的路徑，高階梯隊(duì)理論也可以為間接和薄弱的關(guān)系提供解釋。如海外背景的知識(shí)、文化、理念差異影響公司盈余管理水平[19]、分析師預(yù)測偏差[22]的機(jī)制仍然是一個(gè)黑箱。換言之，高階梯隊(duì)理論有時(shí)會(huì)搭建過長的橋梁。因此，高階梯隊(duì)的“明確化”和作用機(jī)制的“顯性化”是深化董事海外背景研究的重要方向。

以獨(dú)董聘任決策為視角的董事海外背景研究還有待深入，而獨(dú)董聘任決策卻能為檢驗(yàn)董事海外背景的公司治理效應(yīng)提供絕佳場景。其一，獨(dú)董聘任決策中的高階梯隊(duì)是明確的。證監(jiān)會(huì)在《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》中規(guī)定，“上市公司董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、單獨(dú)或者合并持有上市公司已發(fā)行股份1%以上的股東可以提出獨(dú)立董事候選人，并經(jīng)股東大會(huì)選舉決定”，即董事在獨(dú)董聘任決策中有提案權(quán)，而原則上CEO不干預(yù)獨(dú)董聘任。其二，獨(dú)董聘任是董事會(huì)參與的重要決策，是海外背景董事產(chǎn)生治理作用的直接體現(xiàn)。以明確海外背景的治理效果為目標(biāo)，對董事海外背景與獨(dú)董聘任關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，能較大程度地避免長邏輯鏈條伴生的內(nèi)生性干擾。

1.2 獨(dú)立董事關(guān)系

已有研究主要從兼任[23]以及校友[24]、同事[25]、職業(yè)協(xié)會(huì)[26]等社會(huì)關(guān)系[27]兩個(gè)角度構(gòu)建獨(dú)董關(guān)系。兩類關(guān)系的研究均主要以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為理論根基，關(guān)注信息和資源在關(guān)系網(wǎng)內(nèi)的傳播。陳運(yùn)森[28]利用兼任關(guān)系構(gòu)建獨(dú)董關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，并考察兼任形成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對公司投資的影響；張敏等[29]將行業(yè)協(xié)會(huì)、金融部門任職、參加MBA或EMBA項(xiàng)目等6種社會(huì)關(guān)系啞變量加和，衡量社會(huì)資本，進(jìn)而研究其對公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。

已有研究構(gòu)建的獨(dú)董關(guān)系具有可視為社會(huì)資本的代理指標(biāo)和很難被視為公司治理的結(jié)果兩個(gè)顯著特征。①可視為社會(huì)資本的代理指標(biāo)。不論是兼任關(guān)系獨(dú)董還是社會(huì)關(guān)系獨(dú)董，上市公司聘任關(guān)系獨(dú)董的動(dòng)機(jī)主要在于他們能為公司帶來的信息[30]和資源[31]，即聘任關(guān)系獨(dú)董是公司的一種社會(huì)資本投資。②很難被視為公司治理的結(jié)果。社會(huì)關(guān)系引起的獨(dú)董關(guān)系源自獨(dú)董個(gè)人的非上市公司任職經(jīng)歷，而兼任獨(dú)董為上市公司A帶來的信息和資源來自他所在的兼任公司B，并非來自于上市公司A。

從關(guān)系角度考慮獨(dú)董聘任的研究，即將聘任關(guān)系獨(dú)董作為因變量的實(shí)證研究十分稀有。孫亮等[11]研究上市公司聘任異地獨(dú)董的動(dòng)因，認(rèn)為異地獨(dú)董有當(dāng)?shù)厣鐣?huì)關(guān)系，能夠幫助上市公司順利開展異地并購活動(dòng)。遺憾的是，他們并未真正解決異地獨(dú)董的社會(huì)關(guān)系為何、如何影響聘任決策的問題。因此，本研究試圖找到影響?yīng)毝?dú)立性的關(guān)系，構(gòu)建獨(dú)董捆綁聘任變量，并從這一獨(dú)特關(guān)系特征入手，探究內(nèi)部董事海外背景在獨(dú)董聘任決策中產(chǎn)生的作用。

2 理論分析和研究假設(shè)

2.1 內(nèi)部董事海外背景與獨(dú)立董事捆綁聘任

2.1.1 獨(dú)立董事捆綁聘任現(xiàn)象

中國上市公司存在獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象，具體表現(xiàn)為兩家不同的上市公司聘任過至少兩名相同的獨(dú)董。例如，A在甲公司擔(dān)任T甲屆獨(dú)董，A從甲公司離任后在乙公司擔(dān)任T乙屆獨(dú)董；B在甲公司擔(dān)任T甲+1屆獨(dú)董，B從甲公司離任后，擔(dān)任乙公司T乙+1屆獨(dú)董。即獨(dú)董A和B在甲、乙公司捆綁聘任，捆綁聘任關(guān)系在B擔(dān)任乙公司獨(dú)董后被識(shí)別，對于乙公司，獨(dú)董B是捆綁聘任獨(dú)董。如果A與B還有校友關(guān)系或擔(dān)任獨(dú)董的上市公司以外的同事關(guān)系等社會(huì)關(guān)系，A和B能在甲、乙公司先后成為前任、繼任董事很可能與A與B的社會(huì)關(guān)系有關(guān)。本研究統(tǒng)計(jì)，在2008年至2019年，將社會(huì)關(guān)系限定在校友或除在擔(dān)任獨(dú)董的上市公司以外的同事關(guān)系，有13%的上市公司存在關(guān)系獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象。獨(dú)董捆綁聘任很可能影響?yīng)毝穆毜莫?dú)立性，是獨(dú)董的輪換制度需要關(guān)注的一個(gè)缺口。

2.1.2 內(nèi)部董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任影響的理論分析

董事會(huì)是公司治理的核心和最高決策機(jī)構(gòu)，對制定公司發(fā)展戰(zhàn)略和經(jīng)營決策有決定性影響[32]。證監(jiān)會(huì)在《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》中規(guī)定了董事會(huì)對獨(dú)立董事聘任的提名權(quán)。董事會(huì)成員有權(quán)參與獨(dú)董的提名、面試、連任和薪酬制定，這導(dǎo)致中國上市公司獨(dú)董的聘任時(shí)?！叭稳宋ㄓH”[33]。換言之，董事會(huì)并非基于聲譽(yù)和質(zhì)量而是基于關(guān)系做出獨(dú)董的提名決策。獨(dú)董捆綁聘任很可能損害獨(dú)董的獨(dú)立性，是關(guān)系聘任的現(xiàn)實(shí)表現(xiàn)，本研究則關(guān)注影響?yīng)毝壠溉蔚亩聲?huì)成員特征。由于本研究以獨(dú)董之間的關(guān)系識(shí)別獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象，即獨(dú)董捆綁聘任很可能通過獨(dú)董的互相推薦等途徑產(chǎn)生，因此考慮內(nèi)部董事特征與獨(dú)董捆綁聘任的聯(lián)系。除特別指出，后文的“董事”為內(nèi)部董事。

借鑒GIANNETTI et al.[10]的分析框架，本研究從公司治理和履職專心度角度，論證董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用。從公司治理上看，海外背景董事可能更理解、重視獨(dú)董的作用，避免獨(dú)董的獨(dú)立性被侵害。獨(dú)董制度起源于美國，在70年代美國證監(jiān)會(huì)就要求所有上市公司必須設(shè)立獨(dú)董，西方國家緊隨其后，紛紛設(shè)立獨(dú)董制度。2001年，獨(dú)董制度在中國開始強(qiáng)制執(zhí)行，素有學(xué)者針對中國獨(dú)董提出“花瓶董事”“橡皮圖章”的質(zhì)疑[34]。在西方國家獨(dú)董制度發(fā)展相對成熟的背景下，海外背景董事長時(shí)間受到獨(dú)董制度文化影響，感受到獨(dú)董在公司治理中的重要作用，可能更理解獨(dú)董制度設(shè)立的初衷和意義，有更強(qiáng)的維護(hù)獨(dú)董制度的意識(shí)。獨(dú)立性是獨(dú)董的靈魂，而關(guān)系獨(dú)董捆綁聘任使本應(yīng)與任職公司切斷聯(lián)系的離任獨(dú)董，通過繼任獨(dú)董維系其與原任職公司的聯(lián)系。獨(dú)董輪換制度卻并未禁止獨(dú)董捆綁聘任，因此，具有海外背景的董事可能行使其在獨(dú)董聘任中的提案權(quán)，反對捆綁聘任，從而維護(hù)獨(dú)董的獨(dú)立性。

從履職專心度看，捆綁聘任的獨(dú)董之間的關(guān)系更難對海外背景董事的決策過程產(chǎn)生影響。關(guān)系獨(dú)董任職之所以值得關(guān)注，是因?yàn)槠涮魬?zhàn)了獨(dú)董人才市場的運(yùn)行規(guī)則。捆綁聘任獨(dú)董是獨(dú)董選聘過程中介入社會(huì)關(guān)系的產(chǎn)物，關(guān)系能否在獨(dú)董選聘過程中行得通則成為捆綁聘任能否成功的關(guān)鍵。與本土董事相比，海外背景董事面臨更低的人際關(guān)系方面的壓力，單純的社會(huì)關(guān)系使海外背景董事的工作“單中心化”，即將公司治理效率放在首要位置。因此，即使通過關(guān)系任職能夠縮減獨(dú)董的尋找成本，但在治理制度規(guī)范性的約束下，海外背景董事可能更傾向于聘任更為獨(dú)立的非捆綁聘任獨(dú)董。因此，本研究提出假設(shè)。

H1其他條件相同情況下，董事海外背景抑制獨(dú)董捆綁聘任。

2.2 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

董事海外背景的治理效應(yīng)受產(chǎn)權(quán)性質(zhì)影響[35]。代昀昊等[36]以投資效率衡量董事海外背景的治理效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)在國有企業(yè)中，董事海外背景對投資效率的促進(jìn)作用更強(qiáng)。原因在于，國企具有資源優(yōu)勢，能夠幫助董事海外背景更好地發(fā)揮治理效應(yīng)。類似地，在獨(dú)董聘任情景下，國有企業(yè)在獨(dú)董人力資源市場爭奪資源的能力也更強(qiáng)，國有企業(yè)有更多的獨(dú)董備選人，為董事海外背景在聘任決策中產(chǎn)生影響提供更好的條件。同時(shí)，從關(guān)系的角度看，與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)中獨(dú)董捆綁聘任的現(xiàn)象可能更嚴(yán)重，更需要代替治理機(jī)制緩解捆綁聘任。基于此，本研究預(yù)期國企中董事海外背景與獨(dú)董捆綁聘任的負(fù)向關(guān)系更強(qiáng)。因此，本研究提出假設(shè)。

H2其他條件相同情況下，與民營企業(yè)相比，董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用在國有企業(yè)中更強(qiáng)。

2.3 市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

市場化程度可能影響董事海外背景的治理作用，可能增強(qiáng)董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用。原因有兩個(gè)：①市場化程度保障了管理者的管理自主權(quán)。杜勇等[19]發(fā)現(xiàn)市場化程度越高，CEO海外背景的公司治理效應(yīng)越強(qiáng)。他們將這一結(jié)果解釋為管理者的海外背景“烙印”只有在有管理自主權(quán)的情況下才能產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)后果。②市場化程度與獨(dú)董人力資源市場發(fā)展相聯(lián)系。在市場化程度較低的地區(qū)，即使具有海外背景的董事反對獨(dú)董捆綁聘任，但其意見可能因?yàn)楠?dú)董人力供給不足而難以產(chǎn)生實(shí)際作用。而在市場化程度較高的地區(qū)，海外背景董事有更多備選的其他獨(dú)董，通過提名非捆綁聘任董事，降低獨(dú)董捆綁聘任。因此，本研究提出假設(shè)。

H3其他條件相同情況下，地區(qū)市場化程度越高，董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用越強(qiáng)。

值得注意的是，市場化程度也可能對董事海外背景有一定替代作用。理由是，市場化程度較好地區(qū)的捆綁聘任現(xiàn)象可能本身就較少，即市場化程度本身就能緩解捆綁聘任問題，而董事海外背景作為治理機(jī)制的作用被削弱。H3成立則說明，即使市場化程度對董事海外背景有替代作用，替代作用也弱于市場化程度對董事海外背景產(chǎn)生治理效應(yīng)的增強(qiáng)作用。如果H2和H3同時(shí)成立，則可印證獨(dú)董人力資源市場發(fā)展在緩解關(guān)系聘任中的重要性，即獨(dú)董人力資源市場越能拓寬獨(dú)董選聘渠道，就越能減少關(guān)系聘任。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究樣本和數(shù)據(jù)來源

本研究選取2008年至2019年中國滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本。本研究對原始數(shù)據(jù)做出如下處理：①由于金融行業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的特殊性，為保證數(shù)據(jù)可比性，剔除金融行業(yè)的公司；②剔除數(shù)據(jù)不全的公司。經(jīng)篩選后，采用市場化程度指標(biāo)的回歸中有22 792個(gè)公司-年度樣本，其他回歸模型中有23 490個(gè)公司-年度樣本。此外，本研究對有效樣本中的連續(xù)型財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行1%和99%分位數(shù)的Winsorize處理。本研究的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來源于國泰安金融數(shù)據(jù)庫，獨(dú)董過往經(jīng)歷根據(jù)國泰安金融數(shù)據(jù)庫中上市公司獨(dú)董簡歷的文本進(jìn)行分析得到。

3.2 變量定義和模型設(shè)定

3.2.1 董事海外背景與獨(dú)董捆綁聘任

為檢驗(yàn)H1，即董事海外背景抑制獨(dú)董捆綁聘任，構(gòu)建模型為

Crei,t=α0+α1Tosi,t+∑αjCon+∑Yea+∑Ind+εi,t

(1)

其中，i為公司；t為年度；j為控制變量回歸系數(shù)的序號(hào)；Cre為獨(dú)董捆綁聘任；Tos為董事海外背景；Con為控制變量；Yea為年度啞變量；Ind為行業(yè)啞變量；α0為截距項(xiàng)；α1和αj為回歸系數(shù)，j=2,3,…,9；ε為誤差項(xiàng)。根據(jù)H1，本研究預(yù)期α1顯著為負(fù)，即當(dāng)董事會(huì)中具有海外背景的董事比例越高時(shí)，上市公司獨(dú)董捆綁程度越低。

本研究的解釋變量為董事海外背景。已有研究通常以公司具有海外背景的董事占比測量董事海外背景[21]。由于本研究關(guān)注獨(dú)董選聘決策，因此在計(jì)算海外背景董事占比時(shí)，在分子和分母中剔除獨(dú)董人數(shù)。本研究還將(1)式中的自變量替換為獨(dú)董海外背景后，結(jié)果表明獨(dú)董海外背景對獨(dú)董捆綁聘任并無顯著影響。

本研究的被解釋變量為獨(dú)董捆綁聘任，是本研究構(gòu)建的獨(dú)特指標(biāo)，構(gòu)建過程如下：①Cre初始為0。②對任意獨(dú)董，將其任職公司含當(dāng)期的歷屆所有除該名獨(dú)董以外的獨(dú)董納入該名獨(dú)董在該公司的同任關(guān)系庫。如果獨(dú)董曾經(jīng)在某公司任職且從該公司離職，其在該公司的同任關(guān)系庫保留且保持不變。定義公司當(dāng)期同任關(guān)系庫為公司當(dāng)期所有獨(dú)董的同任關(guān)系庫的并集。③對任意被觀測獨(dú)董，該獨(dú)董在所有公司的同任關(guān)系庫兩兩取交集，如果存在非空交集，定義該獨(dú)董為捆綁聘任獨(dú)董，交集中的獨(dú)董為交集獨(dú)董。④公司當(dāng)期的獨(dú)董中，每有一個(gè)捆綁聘任獨(dú)董，Cre增加1。⑤對2008年至2019年A股上市公司任職獨(dú)董的簡歷進(jìn)行文本分析，提取獨(dú)董的工作經(jīng)歷和畢業(yè)院校，基于挖掘的同事和校友關(guān)系建立社會(huì)關(guān)系庫，其中工作經(jīng)歷不包括在擔(dān)任獨(dú)董的上市公司的工作經(jīng)歷。⑥觀察交集獨(dú)董與捆綁聘任獨(dú)董社會(huì)關(guān)系庫的交集，如果存在非空交集，則認(rèn)為捆綁聘任獨(dú)董為社會(huì)關(guān)系-捆綁聘任獨(dú)董，人數(shù)記為n，Cre再增加n。換言之，董事會(huì)沒有捆綁聘任現(xiàn)象，Cre值為0；董事會(huì)每有1名無社會(huì)關(guān)系的捆綁聘任獨(dú)董，Cre增加1；每有1名社會(huì)關(guān)系的捆綁聘任獨(dú)董，Cre增加2。

舉例說明獨(dú)董捆綁聘任指標(biāo)的構(gòu)建過程，見圖1。在時(shí)點(diǎn)1～時(shí)點(diǎn)4甲、乙公司的獨(dú)立董事構(gòu)成情況如圖1，在時(shí)點(diǎn)1和時(shí)點(diǎn)2，甲、乙公司沒有獨(dú)董捆綁聘任，Cre甲=0，Cre乙=0。在時(shí)點(diǎn)3，D在乙公司的同任關(guān)系庫為AJKLHM，在甲公司的同任關(guān)系庫為ABCEG，有交集獨(dú)董A，D為捆綁聘任獨(dú)董。甲公司當(dāng)期沒有捆綁聘任獨(dú)董，Cre甲=0；乙公司有捆綁聘任獨(dú)董D，Cre乙=1。在時(shí)點(diǎn)4，H在甲公司的同任關(guān)系庫為ABCDEFGP，在乙公司的同任關(guān)系庫為ADGJKLMN，有交集獨(dú)董A、D，H為捆綁聘任獨(dú)董，捆綁聘任獨(dú)董H與交集獨(dú)董A、D均無社會(huì)關(guān)系。G在甲公司的同任關(guān)系庫為ABCDE，在乙公司的同任關(guān)系庫為ADHJKLMN，有交集獨(dú)董A、D，G為捆綁聘任獨(dú)董，A與G有社會(huì)關(guān)系庫的交集，G為社會(huì)關(guān)系-捆綁聘任獨(dú)董。時(shí)點(diǎn)4，甲公司有無社會(huì)關(guān)系的捆綁聘任獨(dú)董H，Cre甲=1，乙公司有社會(huì)關(guān)系的捆綁聘任獨(dú)董G和無社會(huì)關(guān)系的捆綁聘任獨(dú)董H，Cre乙=3。

注：A與G有校友關(guān)系，其他人員除同任關(guān)系外無關(guān)；英文字母為獨(dú)董，數(shù)字為時(shí)點(diǎn)；粗體字母為獨(dú)董捆綁聘任。

參考孫亮等[11]的研究，本研究在模型中加入控制變量。公司層面的控制變量包括公司規(guī)模、風(fēng)險(xiǎn)、成長性、盈利能力、公司年齡和股權(quán)集中度，董事會(huì)層面的控制變量包括獨(dú)董年齡和女性獨(dú)董比例。此外，控制年度和行業(yè)啞變量。

3.2.2 董事海外背景、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與獨(dú)董捆綁聘任

為檢驗(yàn)H2，在(1)式的基礎(chǔ)上加入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與董事海外背景的交互項(xiàng)，構(gòu)建模型為

Crei,t=β0+β1Tosi,t+β2Soei,t+β3Tosi,t·Soei,t+

∑βjCon+∑Yea+∑Ind+ωi,t

(2)

其中，β0為截距項(xiàng)，β1～β3、βj為回歸系數(shù)，j=4,5,…,11，ω為誤差項(xiàng)。如果β3顯著為負(fù)，則H2得到驗(yàn)證，即與非國有企業(yè)相比，董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用在國有企業(yè)中更強(qiáng)。

3.2.3 董事海外背景、市場化程度與獨(dú)董捆綁聘任

為檢驗(yàn)H3，在(1)式的基礎(chǔ)上加入市場化程度以及市場化程度與董事海外背景的交互項(xiàng)，構(gòu)建模型為

Crei,t=γ0+γ1Tosi,t+γ2Mkti,t+γ3Tosi,t·Mkti,t+

∑γjCon+∑Yea+∑Ind+ξi,t

(3)

其中，γ0為截距項(xiàng)，γ1～γ3、γj為回歸系數(shù)，j=4,5,…,11，ξ為誤差項(xiàng)。如果γ3顯著為負(fù)，則H3得到驗(yàn)證，即市場化進(jìn)程越高，董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用更強(qiáng)。

主要變量的定義見表1。

表1 變量定義

4 實(shí)證結(jié)果

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2，董事海外背景的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.081和 0.141，表明樣本期間內(nèi)，上市公司內(nèi)部董事中具有海外背景的人數(shù)約占總量的8%，董事海外背景的離散狀況比較明顯，說明本土董事在上市公司管理層中仍占據(jù)絕大部分席位，上市公司聘任海外背景董事在不同公司之間具有較強(qiáng)的異質(zhì)性。獨(dú)董捆綁聘任的最大值為5，即剔除異常值后，樣本期內(nèi)有上市公司獨(dú)董成員中為捆綁聘任獨(dú)董的人數(shù)至少為3人，說明獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象在實(shí)踐中具有重要意義。獨(dú)董團(tuán)隊(duì)平均年齡為53.437歲，大部分公司的獨(dú)董團(tuán)隊(duì)中不包括女性，說明上市公司的獨(dú)董年齡普遍較高，女性獨(dú)董較少。獨(dú)董年齡普遍偏大和性別上的同質(zhì)性可能也與獨(dú)董之間建立的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有關(guān)。其他控制變量基本符合預(yù)期，離散明顯。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4.2 回歸結(jié)果

董事海外背景與獨(dú)董捆綁聘任的回歸結(jié)果見表3的(1)列和(2)列，(1)列給出單變量回歸結(jié)果，(2)列在(1)列基礎(chǔ)上加入控制變量。結(jié)果表明，董事海外背景與獨(dú)董捆綁聘任分別在0.050和0.100水平上顯著負(fù)相關(guān)，具有海外背景的董事對獨(dú)董聘任決策產(chǎn)生影響，董事團(tuán)隊(duì)中有越多具有海外背景的董事，越能避免獨(dú)董捆綁聘任，H1得到驗(yàn)證。

表3的(3)列和(4)列給出產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對董事海外背景與獨(dú)董捆綁聘任關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)分別在0.050和0.010水平上顯著為負(fù)，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)中董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用更加明顯，H2得到驗(yàn)證。

表3 實(shí)證結(jié)果

表3的(5)列和(6)列給出市場化程度對董事海外背景與獨(dú)董捆綁聘任關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均在0.010水平上顯著為負(fù)，即與所在地市場化程度較低的上市公司相比，所在地市場化程度較高的上市公司中，董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任程度的抑制作用更強(qiáng)，H3得到驗(yàn)證。上述結(jié)果表明，市場化程度優(yōu)化了海外背景董事發(fā)揮治理作用的場景。綜合H2和H3的檢驗(yàn)結(jié)果，本研究認(rèn)為海外背景董事利用海外背景的優(yōu)勢需要更好的資源和環(huán)境配合。

5 穩(wěn)健性分析

5.1 固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)

為避免個(gè)體和時(shí)間效應(yīng)對結(jié)果的干擾，本研究采用固定效應(yīng)模型對(1)式～(3)式的回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并進(jìn)行公司和年度層面的聚類調(diào)整。表4給出固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。表4的(2)列、(4)列和(6)列的回歸結(jié)果與主檢驗(yàn)基本一致，(2)列中董事海外背景的回歸系數(shù)在0.050水平上顯著為負(fù)；(4)列中董事海外背景與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在0.010水平上顯著為負(fù)，(6)列中董事海外背景與市場化程度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，可能與本研究假設(shè)推演過程中提出的市場化程度對董事海外背景治理的替代作用有關(guān)。為控制篇幅，控制變量的回歸結(jié)果在表4及后面的表中省略。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果:固定效應(yīng)模型

5.2 差分模型檢驗(yàn)

本研究參考KRISHNAN et al.[38]的研究，采用差分模型檢驗(yàn)董事海外背景與獨(dú)董捆綁聘任的關(guān)系，以降低潛在內(nèi)生性問題的干擾。構(gòu)建回歸模型為

ΔCrei,t=θ0+θ1ΔTosi,t+∑θjΔCon+∑Yea+

∑Ind+σi,t

(4)

其中，ΔCre為t與(t-1)年獨(dú)董捆綁聘任程度的差值，ΔTos為t與(t-1)年董事海外背景的差值，θ0為截距項(xiàng)，θ1和θj為回歸系數(shù)，j=2,3,…,9，σ為誤差項(xiàng)。差分模型的回歸結(jié)果見表5，由于差分模型回歸檢驗(yàn)將損失一部分樣本，因此觀測值少于主回歸。由表5可知，ΔTos的回歸系數(shù)均在0.050水平上顯著為負(fù)，與主檢驗(yàn)的回歸結(jié)果一致，說明董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任程度的影響穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果:差分模型

5.3 改變海外背景的測量方法

參考宋建波等[9]和王德宏等[20]的研究，本研究將(1)式中的自變量分別用海外背景董事人數(shù)(T_n)和其占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例(T_p)替換，表6給出檢驗(yàn)結(jié)果。由表6可知，董事海外背景與獨(dú)董捆綁聘任程度均在0.050水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明董事團(tuán)隊(duì)中有越多具有海外背景的董事，越能避免獨(dú)董捆綁聘任。董事海外背景負(fù)向影響?yīng)毝壠溉蔚膶?shí)證結(jié)果在替換代理變量后仍然保持穩(wěn)定。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果:改變海外背景的測量方法

6 拓展分析

6.1 董事海外背景、獨(dú)董捆綁聘任與資產(chǎn)報(bào)酬率

本研究發(fā)現(xiàn)董事的海外背景會(huì)抑制獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象，但仍然有兩個(gè)問題需要探討。①獨(dú)董捆綁聘任是否是壞事。杜興強(qiáng)等[39]發(fā)現(xiàn)獨(dú)董返聘降低了公司的違規(guī)行為。雖然返聘獨(dú)董的獨(dú)立性降低，但基于對任職公司的了解和熟悉，返聘獨(dú)董對公司治理有積極作用，即產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)[39]。陳冬華等[40]也基于獨(dú)董履職的學(xué)習(xí)效應(yīng)提出適當(dāng)放寬上市公司獨(dú)董任期限制的觀點(diǎn)。捆綁聘任的獨(dú)董也可能從關(guān)系獨(dú)董處獲得與當(dāng)前任職公司有關(guān)的知識(shí)，因此獨(dú)董捆綁聘任也產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)，有助于其更好履職。②獨(dú)董聘任決策是否是董事海外背景產(chǎn)生公司治理效應(yīng)的渠道。已有研究多以高階梯隊(duì)理論解釋董事海外背景的經(jīng)濟(jì)后果，然而其作用機(jī)制仍然值得進(jìn)一步探究。因此，本研究延長邏輯鏈條，進(jìn)一步檢驗(yàn)獨(dú)董聘任決策在董事海外背景產(chǎn)生治理效應(yīng)中的作用。借鑒BARON et al.[41]和溫忠麟等[42]的研究，構(gòu)建內(nèi)部董事-獨(dú)董捆綁聘任-資產(chǎn)報(bào)酬率的中介效應(yīng)回歸模型，即

Roai,t=λ0+λ1Tosi,t+∑λjCon+μi,t

(5)

Crei,t=κ0+κ1Tosi,t+∑κjCon+ζi,t

(6)

(7)

表7給出獨(dú)董捆綁聘任對董事海外背景與資產(chǎn)報(bào)酬率之間關(guān)系的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。(1)列為(5)式的回歸結(jié)果，董事海外背景的回歸系數(shù)在0.010水平上顯著為正，表明董事海外背景與上市公司資產(chǎn)報(bào)酬率有顯著正向關(guān)系，與已有研究展示的董事海外背景的積極公司治理效應(yīng)一致。與主檢驗(yàn)結(jié)果一致，(2)列為(6)式的回歸結(jié)果，獨(dú)董捆綁聘任的回歸系數(shù)在0.100水平上顯著為負(fù)。(3)列為(7)式的回歸結(jié)果，獨(dú)董捆綁聘任的回歸系數(shù)在0.010水平上顯著為負(fù)，表明獨(dú)董捆綁聘任對資產(chǎn)報(bào)酬率有負(fù)面影響，即綜合考慮獨(dú)立性和學(xué)習(xí)效應(yīng)，獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象對資產(chǎn)報(bào)酬率的影響是負(fù)面的；董事海外背景的回歸系數(shù)在0.010水平上顯著為正，表明獨(dú)董捆綁聘任在董事海外背景與資產(chǎn)報(bào)酬率的關(guān)系中起不完全中介作用，即董事海外背景能通過影響?yīng)毝溉螞Q策提升公司業(yè)績。

表7 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

6.2 董事會(huì)內(nèi)部制衡的影響

董事會(huì)組織成員的權(quán)力地位差異顯著影響決策效率[43]。因此，不同的董事會(huì)成員的海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用既可能存在差異，也可能相互影響?；诖?，本研究進(jìn)一步將董事區(qū)分為董事長和普通董事，以探討董事會(huì)內(nèi)部權(quán)力制衡的影響。

6.2.1 董事長和普通董事海外背景的治理效應(yīng)

董事長處于董事會(huì)的中心位置，有更強(qiáng)維系關(guān)系的動(dòng)機(jī)，對破壞關(guān)系的擔(dān)憂更強(qiáng)[43]，海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用被削弱。普通董事對獨(dú)董是否具有關(guān)系特征不如董事長敏感，對破壞關(guān)系的擔(dān)憂更低[33]，海外背景更能產(chǎn)生對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用。

為分別檢驗(yàn)董事長和普通董事對捆綁聘任的影響，將(1)式中的解釋變量分別替換為董事長海外背景(Cos)和普通董事海外背景(Dos)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果表明，董事長海外背景的回歸系數(shù)不顯著，普通董事海外背景的回歸系數(shù)在0.050水平上顯著為負(fù)，即海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用主要通過普通董事實(shí)現(xiàn)。

6.2.2 董事長海外背景對普通董事海外背景治理效應(yīng)的影響

董事長海外背景對獨(dú)董捆綁聘任不具有顯著影響，既可能是董事長的海外背景對獨(dú)董聘任決策沒有影響，也可能是董事長獨(dú)特的關(guān)系特征中和了這一影響。如果前者成立，則普通董事海外背景產(chǎn)生的治理效應(yīng)將與董事長是否有海外背景無關(guān)；如果后者成立，則在董事長獨(dú)特的關(guān)系特征作用下，本土背景董事長比海外背景董事長有更強(qiáng)的獨(dú)董捆綁聘任傾向，此時(shí)普通董事海外背景的治理效應(yīng)將受董事長是否有海外背景影響。

按董事長是否具有海外背景將樣本分為兩組，分別檢驗(yàn)獨(dú)董捆綁聘任與普通董事海外背景的關(guān)系，回歸結(jié)果表明，董事長不具有海外背景時(shí)，普通董事海外背景的回歸系數(shù)在0.010水平上顯著為負(fù)，而董事長具有海外背景時(shí)，普通董事海外背景的回歸系數(shù)不顯著。以上結(jié)果說明，普通董事的治理效應(yīng)受董事長海外背景的影響，即董事長的海外背景對獨(dú)董捆綁聘任決策具有影響，且是通過影響普通董事決策結(jié)果產(chǎn)生的。董事長不具有海外背景時(shí)，普通董事的海外背景對獨(dú)董聘任決策有顯著影響；董事長具有海外背景時(shí)，普通董事的海外背景沒有顯著治理作用，說明有海外背景的董事長主導(dǎo)獨(dú)董聘任決策?；谒撇幌嚓P(guān)模型對董事長具有和不具有海外背景時(shí)普通董事海外背景的系數(shù)進(jìn)行差異檢驗(yàn)，p值為0.048，組間差異系數(shù)在0.050水平上顯著，即董事長海外背景對普通董事海外背景的治理作用的影響具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。

6.2.3 董事長權(quán)力與普通董事海外背景的治理作用

具有海外背景的董事長主導(dǎo)獨(dú)董聘任決策，而董事長不具有海外背景時(shí)，普通董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任有明顯的抑制作用，體現(xiàn)了獨(dú)董聘任決策中董事長與普通董事的制衡。董事會(huì)內(nèi)部制衡既可能是遇強(qiáng)則強(qiáng)，即當(dāng)董事長越利用自身權(quán)力影響?yīng)毝溉?，具有海外背景的普通董事可能越?huì)與董事長對抗；也可能是恃強(qiáng)凌弱，即董事長權(quán)力越大，普通董事的話語權(quán)越小，普通董事海外背景在決策中發(fā)揮的作用則可能越小。

本研究以董事長持股比例(Csh)測量董事長權(quán)力，在(1)式的基礎(chǔ)上加入董事長海外背景、董事長持股比例、董事長海外背景與普通董事海外背景的交互項(xiàng)、董事長海外背景與董事長持股比例的交互項(xiàng)、普通董事海外背景與董事長持股比例的交互項(xiàng)，以及董事長海外背景和普通董事海外背景與董事長持股比例三次交互項(xiàng)。具體模型為

Crei,t=τ0+τ1Cosi,t+τ2Dosi,t+τ3Cshi,t+τ4Cosi,t·Dosi,t+

τ5Cosi,t·Cshi,t+τ6Dosi,t·Cshi,t+τ7Cosi,t·Cshi,t·

Dosi,t+∑τjCon+∑Yea+∑Ind+ηi,t

(8)

其中，τ0為截距項(xiàng)，τ1～τ7和τj為回歸系數(shù)，j=8,9,…,15，η為誤差項(xiàng)。本研究通過觀察τ7判斷海外背景如何受董事會(huì)內(nèi)部制衡(董事長權(quán)力)的影響。

回歸結(jié)果表明，三次交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在0.010水平上顯著為正，即董事長有海外背景時(shí)，董事長持股比例越高，普通董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用越弱；董事長不具有海外背景時(shí)，董事長持股比例越高，普通董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用越強(qiáng)。換言之，在獨(dú)董聘任決策中，董事會(huì)的內(nèi)部制衡呈現(xiàn)遇強(qiáng)則強(qiáng)特點(diǎn)。

綜合來看，董事海外背景對獨(dú)董聘任決策有明顯影響。普通董事的海外背景抑制獨(dú)董捆綁聘任，當(dāng)董事長不具有海外背景時(shí)，具有海外背景的普通董事對董事長權(quán)力有明顯的制衡作用；董事長的海外背景并不直接影響?yīng)毝壠溉?，該影響可能被董事長獨(dú)特的關(guān)系特征中和，但具有海外背景的董事長主導(dǎo)獨(dú)董聘任決策，不具有海外背景的董事長會(huì)接受具有海外背景董事對獨(dú)董捆綁聘任的反對。本研究的發(fā)現(xiàn)證實(shí)了董事海外背景在獨(dú)董聘任決策中的作用，擴(kuò)充了海外背景的經(jīng)濟(jì)后果研究。

7 結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn)中國關(guān)系型社會(huì)中獨(dú)董捆綁聘任的現(xiàn)象，構(gòu)建獨(dú)特的獨(dú)董捆綁聘任指標(biāo)，實(shí)證檢驗(yàn)董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的影響。利用2008年至2019年中國A股上市公司樣本，研究結(jié)果表明，董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任具有抑制作用，國有企業(yè)和市場化程度增強(qiáng)了董事海外背景對獨(dú)董捆綁聘任的抑制作用；海外背景董事在獨(dú)董聘任決策中能發(fā)揮其公司治理知識(shí)和履職專心度的優(yōu)勢，避免捆綁聘任現(xiàn)象以維護(hù)獨(dú)董的獨(dú)立性；獨(dú)董人力資源的豐富和人力資源市場的擴(kuò)張建設(shè)是董事海外背景能對獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象產(chǎn)生抑制作用的重要條件。

拓展分析中，本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)獨(dú)董捆綁聘任負(fù)向影響資產(chǎn)報(bào)酬率，說明捆綁聘任獨(dú)董即使可能產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)，但綜合考慮獨(dú)立性減損后，獨(dú)董捆綁聘任不利于公司業(yè)績提高。獨(dú)董捆綁聘任在董事海外背景提高資產(chǎn)報(bào)酬率中起部分中介作用，說明獨(dú)董聘任決策是董事海外背景產(chǎn)生公司治理作用的重要渠道。本研究討論董事會(huì)內(nèi)部制衡的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)普通董事的海外背景抑制獨(dú)董捆綁聘任，海外背景普通董事對本土董事長權(quán)力有明顯的制衡作用。具有海外背景的董事長主導(dǎo)獨(dú)董聘任決策，但董事長海外背景并不會(huì)明顯抑制獨(dú)董捆綁聘任，原因可能是董事長在董事會(huì)中的角色定位使其更擔(dān)憂關(guān)系被破壞，董事長的海外背景的履職專心度優(yōu)勢被中和。

本研究具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)價(jià)值。①本研究聚焦獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象，刻畫了關(guān)系在公司治理中新的表現(xiàn)形式，對未來的研究和實(shí)踐產(chǎn)生一定啟示作用。②中外獨(dú)董制度起步、實(shí)踐和文化背景具有明顯不同，董事海外背景對獨(dú)董聘任決策的影響很好地體現(xiàn)了海外背景的知識(shí)轉(zhuǎn)移效應(yīng)和履職專心度。本研究將獨(dú)董聘任決策這一關(guān)系特征納入研究框架，豐富了董事海外背景領(lǐng)域的研究場景。③剖析公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場化環(huán)境、董事會(huì)內(nèi)部制衡特征對董事海外背景產(chǎn)生治理效應(yīng)的影響，為上市公司如何利用好董事海外背景的特征優(yōu)勢提供參考，論證了深入建設(shè)獨(dú)董人力資源市場的必要性。

基于本研究的幾點(diǎn)局限，提出研究展望以供參考。①本研究的重心放在以獨(dú)董捆綁聘任為視角，考察董事海外背景對關(guān)系聘任的影響，僅以資產(chǎn)報(bào)酬率粗略測量獨(dú)董捆綁聘任的經(jīng)濟(jì)后果，獨(dú)董捆綁聘任對公司績效的作用路徑、機(jī)制和原理有待深入探討。②董事的海外背景有待深挖。董事的某些海外背景可能與捆綁聘任有關(guān)，而有些可能與捆綁聘任無關(guān)，限于數(shù)據(jù)可得性，本研究僅考察了海外背景的平均效應(yīng)，期待在保障隱私的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步優(yōu)化董事海外背景信息披露，上市公司能有規(guī)劃地利用好董事海外背景這一人力資源特征。③獨(dú)董捆綁聘任現(xiàn)象的成因有待繼續(xù)深挖。本研究尚未對捆綁聘任關(guān)系做進(jìn)一步劃分，如果能區(qū)分出捆綁聘任關(guān)系是董事長建立的，還是捆綁聘任關(guān)系中獨(dú)董自發(fā)建立的，對董事會(huì)內(nèi)部權(quán)力制衡部分的探究將更為深入，也有利于為上市公司獨(dú)董聘任質(zhì)量提供更有針對性的證據(jù)和建議。