獨立董事多重兼任能提高企業(yè)創(chuàng)新水平嗎?

○王雅麗

（石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832000）

一、引言

經(jīng)濟(jì)全球化已成為當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可逆轉(zhuǎn)的趨勢，在激烈的全球市場競爭大潮中創(chuàng)新能力已然成為一個企業(yè)的靈魂所在。在2018年發(fā)布的《世界創(chuàng)新競爭力發(fā)展報告》中提出創(chuàng)新能力是國家經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的驅(qū)動力，更是實現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興中國夢的關(guān)鍵途徑。在過去的幾十年中我國在基礎(chǔ)研究領(lǐng)域已經(jīng)取得了一定的成就，但是和發(fā)達(dá)國家相比我國仍然在關(guān)鍵領(lǐng)域面臨著“卡脖子”的技術(shù)難題。在2021年全球創(chuàng)新指數(shù)排行榜中①數(shù)據(jù)來源：https://m.gmw.cn/baijia/2021-09/23/35183712.html.，作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體的中國在創(chuàng)新能力排名中位列第12 位，這一排名不僅與我國經(jīng)濟(jì)地位不相匹配，在創(chuàng)新投入、產(chǎn)出質(zhì)量指標(biāo)排名上也遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后國際先進(jìn)水平。因此，探尋企業(yè)創(chuàng)新水平的影響因素不僅具有一定的學(xué)術(shù)價值，對于提升企業(yè)創(chuàng)新水平、提高社會生產(chǎn)力、增強(qiáng)綜合國力也有一定的現(xiàn)實意義。

2003年6月，獨立董事以強(qiáng)制性法律條款的方式出現(xiàn)在中國市場。近20年里獨立董事制度在上市企業(yè)中一直發(fā)揮著完善企業(yè)治理、保護(hù)投資者合法權(quán)益等至關(guān)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(xué)術(shù)界討論的熱點問題。從獨立董事的職能出發(fā)，GRANOVETTER[2]認(rèn)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(guān)系，依賴其個人專業(yè)背景發(fā)揮治理效應(yīng)，監(jiān)督企業(yè)內(nèi)部人可能發(fā)生的自利行為，通過戰(zhàn)略投資委員會參與企業(yè)決策并提供實質(zhì)性的咨詢[3]；另一方面獨立董事在董事網(wǎng)絡(luò)中扮演著關(guān)鍵結(jié)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(shù)專長及個人社會網(wǎng)絡(luò)資源形成資源效應(yīng)，提高企業(yè)創(chuàng)新水平。FAMA 和JENSEN[5]則從聲譽(yù)理論和信息傳遞理論出發(fā)，認(rèn)為獨立董事兼任的數(shù)量能體現(xiàn)個人聲譽(yù)資本，成為企業(yè)質(zhì)量和潛力的背書，向外界傳遞企業(yè)影響力[6]。HELMERS 等[7]的研究還證明了獨立董事的信息優(yōu)勢可以分別通過創(chuàng)新角度和決策角度影響企業(yè)的研發(fā)投入和專利申請，并最終提升企業(yè)經(jīng)營效益。

以上分析可知，獨立董事兼任行為與企業(yè)創(chuàng)新水平的關(guān)系是一個實證問題。本文就從兩者關(guān)系出發(fā)，以2007—2019 年中國滬深A(yù) 股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)為研究對象，檢驗獨立董事兼任能否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升。研究結(jié)果證明，與單一任職的獨立董事相比，平均兼任數(shù)量較多的獨立董事所在的企業(yè)具有更高的創(chuàng)新水平，即獨立董事多重兼任促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新水平的提高。為了消除可能存在的內(nèi)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(jié)論的穩(wěn)健性，結(jié)果顯示本文結(jié)論在控制了內(nèi)生性問題之后仍然成立。

本文的差異化貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)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(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域的相關(guān)研究，有助于打開兼任獨董是否能夠提升創(chuàng)新水平的黑匣。其次，探討了獨立董事的兼任數(shù)量與企業(yè)創(chuàng)新之間是否存在非線性關(guān)系這一觀點具有一定的理論價值。最后，本文的研究結(jié)論對企業(yè)而言在進(jìn)行獨立董事聘請時具有一定的現(xiàn)實參考意義。結(jié)論深化了獨立董事多重兼任的研究框架，對現(xiàn)實中企業(yè)合理聘用多重兼任的獨立董事來改善企業(yè)治理、提高創(chuàng)新能力，推動企業(yè)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展有一定的現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

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(yè)治理機(jī)制中的重要組成部分。從目前研究成果來看，關(guān)于獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新之間的研究結(jié)果較為豐富，大量研究從企業(yè)治理、社會網(wǎng)絡(luò)、專業(yè)背景等方面證實了獨立董事對于企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用，如：胡永平[8]、BALSMEIER 等[9]研究發(fā)現(xiàn)高校技術(shù)獨董可以通過監(jiān)督、決策、咨詢的途徑促進(jìn)研發(fā)投資強(qiáng)度的提高，增強(qiáng)創(chuàng)新能力；吳迪等[10]研究發(fā)現(xiàn)獨立董事制度作用的發(fā)揮可以分別從企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生正向影響；胡元木[11]研究則提出技術(shù)型獨立董事可以通過引入專業(yè)知識、技術(shù)及資源，擴(kuò)大董事會決策視野，適時捕捉前景良好、適合投資的創(chuàng)新機(jī)會發(fā)揮其治理作用。

立足我國獨立董事兼任市場情況，在中組發(fā)〔2013〕18 號文件后，我國獨立董事出現(xiàn)一次規(guī)模較大的離職潮，而最近轟轟烈烈的康美藥業(yè)財務(wù)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(fā)了社會公眾對獨立董事群體的關(guān)注?！蛾P(guān)于在上市企業(yè)建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》中也規(guī)定，獨立董事兼任數(shù)量原則上不超過5 家，但在我國上市企業(yè)獨立董事卻普遍存在兼任行為，與之相關(guān)的社會新聞也頻頻受到大眾關(guān)注。

關(guān)于獨立董事多重兼任經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究主要關(guān)注于企業(yè)盈余質(zhì)量、企業(yè)治理水平、企業(yè)社會責(zé)任、會計信息質(zhì)量等因素。尚未有文獻(xiàn)直接研究獨立董事兼任與企業(yè)創(chuàng)新水平之間的關(guān)系。目前與之相關(guān)的研究主要從獨立董事的引智作用和引資作用來進(jìn)行闡述[12]。就引智作用而言，依托于企業(yè)治理的作用機(jī)制。獨立董事作為知識傳播的載體和企業(yè)治理的重要監(jiān)管手段，能夠發(fā)揮其職能作用，監(jiān)督管理層的自利行為、參與企業(yè)決策并為企業(yè)戰(zhàn)略發(fā)展出謀劃策，為企業(yè)提供異質(zhì)性支持，提升企業(yè)創(chuàng)新的產(chǎn)量和質(zhì)量，本文將其歸納為治理效應(yīng)；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(fā)揮資源獲取、信息獲取的作用，為企業(yè)提供支持并拓寬研發(fā)投入的資金來源、研發(fā)技術(shù)的信息來源等，本文將其歸納為資源效應(yīng)。

獨立董事的治理效應(yīng)主要體現(xiàn)在他是企業(yè)重要的監(jiān)督者、咨詢者和決策者，具有對企業(yè)重大事項發(fā)表意見的權(quán)利。從監(jiān)督作用來看，獨立董事可利用自身專業(yè)知識對企業(yè)的決策可行性進(jìn)行事前判斷，對企業(yè)的合法性、合理性問題進(jìn)行有效監(jiān)督，為企業(yè)經(jīng)營的合法合規(guī)性以及財務(wù)報告質(zhì)量保駕護(hù)航；從咨詢作用來看，根據(jù)DEMB[13]的研究結(jié)果，獨立董事在其擅長的財務(wù)、行業(yè)管理、技術(shù)等領(lǐng)域，可以對企業(yè)的宏觀戰(zhàn)略制定和微觀企業(yè)運營進(jìn)行協(xié)助；孫亮和劉春[14]在2014 年以中國企業(yè)為背景的研究中也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)越來越傾向于聘請有專業(yè)背景的獨立董事，說明獨立董事制度確實發(fā)揮了咨詢作用；獨立董事還能發(fā)揮重大投資的決策作用，有相關(guān)行業(yè)經(jīng)驗的獨立董事能夠從專業(yè)的角度對企業(yè)的戰(zhàn)略和經(jīng)營決策發(fā)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(chǎn)出等重大決策方面，認(rèn)為獨立董事都為企業(yè)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(yè)治理對企業(yè)的戰(zhàn)略產(chǎn)生影響，即肯定了獨立董事在企業(yè)治理過程中的治理效應(yīng)。

獨立董事的資源效應(yīng)主要體現(xiàn)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(yè)之間已形成獨立董事交叉任職網(wǎng)絡(luò)，這一網(wǎng)絡(luò)不僅是企業(yè)間獨立董事任職的簡單交叉情況，還是企業(yè)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(wǎng)絡(luò)屬于弱聯(lián)結(jié)性質(zhì)，更有利于為董事自身與企業(yè)提供信息和資源，影響企業(yè)決策。同時根據(jù)信息瀑布理論，當(dāng)企業(yè)面臨不確定性時，其戰(zhàn)略決策易表現(xiàn)出“羊群效應(yīng)”，即對同類企業(yè)進(jìn)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(yè)的信息，其有可能并非獨立提出投資決策，而是對網(wǎng)絡(luò)中其他企業(yè)的決策進(jìn)行模仿。因此，本文稱之為獨立董事多重兼任帶來資源效應(yīng)。

眾多學(xué)者還對獨立董事的兼任數(shù)量進(jìn)行了研究。FAMA 和JENSEN[5]以“能力假說”為基礎(chǔ)提出獨立董事兼任數(shù)量成為其聲譽(yù)資本的天然“背書人”，且在某種程度上獨立董事兼任數(shù)量成為個人能力的代名詞，與其職業(yè)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(chǎn)，增強(qiáng)了企業(yè)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(jī)密的技術(shù)創(chuàng)新信息最終提升創(chuàng)新績效。

獨立董事自身擁有的社會資本及關(guān)系網(wǎng)絡(luò)成為提高企業(yè)創(chuàng)新能力的重要傳導(dǎo)機(jī)制。陳運森和鄭登津[17]、王營和張光利[12]均發(fā)現(xiàn)，董事不同兼任行為形成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠成為信息傳遞、資源共享的媒介，在不同兼任企業(yè)之間進(jìn)行傳遞。關(guān)系網(wǎng)絡(luò)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(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。HELMERS[19]通過印度企業(yè)的獨立董事兼任數(shù)據(jù)也證實擁有兼任網(wǎng)絡(luò)越多的上市企業(yè)會進(jìn)行更多的研發(fā)投入，且研發(fā)成功率顯著提高。

基于此，本文提出研究假設(shè)H1：獨立董事的多重兼任行為能促進(jìn)上市企業(yè)創(chuàng)新水平的提升。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是企業(yè)自身的固有特質(zhì)，是學(xué)術(shù)界公認(rèn)的影響企業(yè)創(chuàng)新水平的內(nèi)部治理因素[20]。企業(yè)創(chuàng)新項目常常具有投資金額大、周期長、難度大、風(fēng)險高等特點[21]，因自身產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，其創(chuàng)新失敗容忍度也會有不同的表現(xiàn)。在生存及競爭的壓力下，非國有企業(yè)的創(chuàng)新需求及創(chuàng)新動力與國有企業(yè)相比更為強(qiáng)烈。同時從創(chuàng)新資源獲取角度來看，國有企業(yè)擁有較多的資金、人才的獲取渠道，而非國有企業(yè)缺少資源渠道，為有效開展創(chuàng)新活動，非國有企業(yè)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(shè)H2：非國有企業(yè)獨立董事多重兼任對企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用比國有企業(yè)更強(qiáng)。

制度環(huán)境是企業(yè)所處地區(qū)發(fā)展程度的綜合考量，是影響企業(yè)創(chuàng)新水平的外部治理因素。在中國的市場化發(fā)展進(jìn)程中，因不同省份所處的地理位置、發(fā)展歷史等因素，市場化水平存在顯著的地區(qū)差異性[20]。市場化的不同進(jìn)程不僅代表了所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，還在資本自由流動速度和制度約束等方面對企業(yè)進(jìn)行限制。在市場化水平較高的地區(qū)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(chuàng)新決策可依賴外部的市場制度環(huán)境進(jìn)行調(diào)節(jié)[22]。相反地，在市場化水平較低的地區(qū)，制度環(huán)境無法進(jìn)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(yōu)勢就會在“制度失靈”的過程中發(fā)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(huán)境。

基于此，本文提出研究假設(shè)H3：制度環(huán)境越好，獨立董事多重兼任對企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用越弱。

獨立董事年齡也是影響企業(yè)創(chuàng)新水平提升的重要內(nèi)部治理因素之一。一個人的風(fēng)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(huán)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(tuán)隊會在薪酬的激勵下增加創(chuàng)新投入。雷懷英和喬睿蕾[23]認(rèn)為平均年齡偏大的高管團(tuán)隊創(chuàng)新決策不易受企業(yè)效益的影響。郭韜等[24]也指出高年齡段的高管團(tuán)隊由于其工作經(jīng)驗豐富，對企業(yè)創(chuàng)新的方向、企業(yè)創(chuàng)新投入量的把握更加準(zhǔn)確。

基于此，本文提出研究假設(shè)H4：獨立董事年齡越大，獨立董事多重兼任對企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文的研究對象是2007—2019 年滬深A(yù) 股上市企業(yè)，數(shù)據(jù)包括獨立董事兼任情況、企業(yè)專利申請以及上市企業(yè)的財務(wù)指標(biāo)等，其中作者手工整理了獨立董事兼任數(shù)據(jù)，其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。在本文的數(shù)據(jù)篩選過程中，先后剔除金融保險業(yè)、ST企業(yè)、缺失值樣本等。最終得到2449家上市企業(yè)共計14 585個企業(yè)—年度的觀測值，經(jīng)過比較最后確定的數(shù)據(jù)樣本和樣本總體之間沒有明顯的區(qū)別，數(shù)據(jù)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(yè)專利申請總數(shù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。為進(jìn)一步區(qū)分創(chuàng)新水平的高低，借鑒我國專利法中的相關(guān)定義，把直接推動技術(shù)進(jìn)步的創(chuàng)新項目稱之為實質(zhì)性創(chuàng)新；把微小改變的創(chuàng)新稱之為策略性創(chuàng)新。參考已有研究文獻(xiàn)[26-27]，用發(fā)明專利的申請數(shù)量來衡量實質(zhì)性創(chuàng)新，用實用新型和外觀設(shè)計專利申請的總數(shù)來衡量策略性創(chuàng)新。

2.解釋變量

就企業(yè)層面而言，解釋變量是企業(yè)聘請的獨立董事同時兼任其他上市企業(yè)獨立董事的平均數(shù)量，參考FERRIS 等[28]與TARKOVSKA[29]的定義，按照企業(yè)所聘請的獨立董事當(dāng)年在不同上市企業(yè)兼任獨立董事職位數(shù)量的總和與該企業(yè)獨立董事總數(shù)的比值來衡量。具體而言采用兩種方式來進(jìn)行替代解釋：一是用獨立董事平均兼任家數(shù)的中位數(shù)來替代，這樣可以減小數(shù)據(jù)極端值的影響。二是用平均兼任數(shù)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(yè)而言，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性、財務(wù)杠桿、上市年限是評價企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ闹匾獏⒖贾笜?biāo)，因此，本文控制了企業(yè)規(guī)模、上市年限、企業(yè)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(jī)制對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，本文還選取了現(xiàn)金持有、資產(chǎn)有形性、稅收優(yōu)惠、資產(chǎn)報酬率、托賓Q值等指標(biāo)。另外還對年份、行業(yè)及省份進(jìn)行了控制。具體指標(biāo)定義詳見表1。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)計

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

（四）描述性統(tǒng)計

由表2的描述性統(tǒng)計中可以看到，在企業(yè)創(chuàng)新水平方面，研究期間企業(yè)專利申請數(shù)最大值為7.004，最小值為0，中位數(shù)為3.045，這說明我國企業(yè)在行業(yè)、競爭、環(huán)境等綜合因素影響下創(chuàng)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(yè)獨立董事的平均兼職數(shù)量為2.049 家，平均兼職中位數(shù)為2家，可見我國普遍存在獨立董事兼任的現(xiàn)象，其中平均兼職數(shù)量最小值為1 家，說明有一部分上市企業(yè)的獨董沒有兼任其他企業(yè)的獨立董事職位的情況，這類企業(yè)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(yè)中將近90%的企業(yè)都存在不同程度獨立董事多重兼任的情況；平均兼職數(shù)量的最大值達(dá)到4.2家，標(biāo)準(zhǔn)差為0.745，由此可知，在不同上市企業(yè)之間，獨董平均兼職數(shù)量存在較大的差異。這些數(shù)據(jù)為本文繼續(xù)研究獨董兼任數(shù)量的不同差異對上市企業(yè)創(chuàng)新水平的影響提供了支持。通過對比，其他變量的結(jié)果與已有研究基本保持一致。

表2 描述性統(tǒng)計

接著本文考察了變量之間的相關(guān)系數(shù)，根據(jù)表3結(jié)果顯示Pearson相關(guān)系數(shù)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(biāo)準(zhǔn)。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(guān)系數(shù)表

（五）中位數(shù)差異檢驗

由于不同上市企業(yè)之間獨董平均兼職數(shù)量存在著比較明顯的差異，本文選擇使用平均兼任數(shù)量的中位數(shù)進(jìn)行分組，初步分析獨立董事多重兼任數(shù)量差異可能帶來的效應(yīng)②由表4可以看到，獨董平均兼職數(shù)量低的分組的樣本數(shù)（7 069）高于獨董平均兼職數(shù)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(shù)量等于樣本中值的樣本劃分在獨董平均兼職數(shù)量低分組中。。從表4 可知，在平均兼任數(shù)量小于2的分組中，專利總申請量的中位數(shù)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(shù)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(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新的中位數(shù)差異檢驗也均在1%的水平上顯著，無論形成的專利申請質(zhì)量高低，多重兼任的獨立董事都能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平的正向提升。即：中位數(shù)差異檢驗的分析結(jié)果初步支持了獨立董事多重兼任能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平提高的論斷。

表4 中位數(shù)差異檢驗

四、實證分析

（一）主回歸檢驗

實證結(jié)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(zhì)性創(chuàng)新（Lhighapply）變量，列（3）放入了策略性創(chuàng)新（Llowapply）變量（下同）。在3 個檢驗中，MD_level變量的回歸系數(shù)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(shù)最大，這表明如果保持其他變量不發(fā)生改變，獨立董事多重兼任的企業(yè)會比單一兼任企業(yè)的發(fā)明專利申請率高出6.4%。主回歸數(shù)據(jù)初步驗證了獨立董事多重兼任對企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用，該結(jié)果支撐了假設(shè)H1。其他控制變量與已有文獻(xiàn)的研究結(jié)果基本保持一致。

表5 主回歸檢驗

（二）異質(zhì)性檢驗

為探尋結(jié)論在不同企業(yè)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(chǎn)權(quán)性質(zhì)、制度環(huán)境與獨立董事年齡等指標(biāo)作為異質(zhì)性檢驗的分組依據(jù)進(jìn)行回歸，在之后的每組回歸中本文均對年份、所處行業(yè)以及省份等變量的固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，回歸結(jié)果如表6所示：

為了考察獨立董事多重兼任對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)之間是否存在顯著差異，本文將樣本劃分為非國有企業(yè)和國有企業(yè)兩個分組分別進(jìn)行考察，實證結(jié)果如表6 所示。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸結(jié)果來看，第1～3 列國有企業(yè)回歸系數(shù)分別為0.025、0.017、0.024 三者均并不顯著，而非國有企業(yè)的3 個檢驗回歸系數(shù)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(yīng)對于非國有企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加顯著，該結(jié)果支撐了假設(shè)H2。和非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)往往擁有更高的融資水平、更廣的技術(shù)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(jìn)行補(bǔ)充，但是在沒有政策支持、缺乏資源稟賦的非國有企業(yè)中，多重兼任的獨立董事便能發(fā)揮非正式制度的作用，補(bǔ)充非國有企業(yè)缺失的資源及信息，更有可能促進(jìn)企業(yè)表現(xiàn)出較高的創(chuàng)新水平。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)—異質(zhì)性檢驗

為了考察獨立董事多重兼任對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響在不同制度環(huán)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(jìn)行考察，實證結(jié)果表7所示。從制度環(huán)境分組回歸結(jié)果來看，第1～3 列高市場化水平下，總專利申請、實質(zhì)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(jié)果均顯著為正，系數(shù)分別為0.072、0.082、0.044，這表明企業(yè)中多重兼任的獨立董事在一定程度上彌補(bǔ)了制度環(huán)境上的不足，該結(jié)果支撐了假設(shè)H3。即在制度環(huán)境相對較差的地區(qū)，多重兼任的獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用表現(xiàn)得更加顯著。

表7 制度環(huán)境—異質(zhì)性檢驗

為了考察獨立董事多重兼任對企業(yè)創(chuàng)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(jìn)行考察，實證結(jié)果表8所示。從獨立董事年齡分組回歸結(jié)果來看，第1～3列結(jié)果均在1%水平上顯著為正，回歸系數(shù)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(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更加顯著，該結(jié)果支撐了假設(shè)H4。即：年齡相對較大的多重兼任獨立董事因其工作經(jīng)驗更加豐富，他們通過提供更加優(yōu)質(zhì)的專業(yè)咨詢和更豐富的社會資本，更好地參與企業(yè)創(chuàng)新決策，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平的提升。

表8 獨董年齡—異質(zhì)性檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.替換因變量衡量方式

專利授權(quán)是由官方認(rèn)證具有很高的權(quán)威性，不僅能夠代表企業(yè)的專利產(chǎn)生效率，更能反映創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量。本文用該變量對專利申請量這一指標(biāo)進(jìn)行了替換，使用專利授權(quán)數(shù)量替換專利申請量進(jìn)行變量回歸，結(jié)果顯示：三個創(chuàng)新指標(biāo)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(jìn)專利申請量的提高，除此之外，還能顯著轉(zhuǎn)化為專利授權(quán)量，特別是實質(zhì)性專利授權(quán)量的提升，顯著提升企業(yè)創(chuàng)新水平，因此主假設(shè)結(jié)果依然成立。

專利被引用水平反映了專利的影響力和認(rèn)可度，是衡量企業(yè)創(chuàng)新水平的常用替代變量，是客觀衡量專利質(zhì)量的國際通用指標(biāo)。利用專利被引用次數(shù)替換專利申請量進(jìn)行變量回歸，結(jié)果仍在1%水平上顯著為正，驗證了結(jié)論的穩(wěn)健性，結(jié)果見表9。

表9 替換因變量—穩(wěn)健性檢驗

2.替換自變量衡量方式

接著本文對自變量進(jìn)行了替換，分別使用獨立董事兼任中位數(shù)以及最大值替換兼任平均值。使用中位數(shù)的原因是可以減少少量極端值對結(jié)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(yīng)，即：兼任越多企業(yè)創(chuàng)新水平越好，或是兩個變量之前存在非線性關(guān)系。結(jié)果顯示，系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且用中位數(shù)進(jìn)行衡量時，無論是總申請量還是實質(zhì)性創(chuàng)新申請量的回歸系數(shù)均顯著高于基于最大值的回歸系數(shù)，首先驗證了檢驗的穩(wěn)健性，即多重兼任的獨立董事能顯著提高企業(yè)創(chuàng)新水平，結(jié)果見表10。

表10 替換自變量—穩(wěn)健性檢驗

除此之外，該結(jié)果還引發(fā)了對“獨立董事兼任數(shù)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(shù)據(jù)支撐。通過數(shù)據(jù)可以看到，獨董兼任平均數(shù)與中位數(shù)對于企業(yè)創(chuàng)新專利數(shù)量申請數(shù)的正向影響系數(shù)顯著大于兼任最大值對其的影響系數(shù)，因此，可以得出獨立董事兼任數(shù)量并非越多越好的結(jié)論，也驗證了《意見》中規(guī)定兼任數(shù)原則上不得超過5 家的制度依據(jù)。由此結(jié)果進(jìn)行以下猜想：兩變量之間可能存在非線性的倒“U”型關(guān)系，即存在一個最優(yōu)兼任數(shù)量的轉(zhuǎn)折點——最優(yōu)兼任理論閥值。

3.滯后兩期

由于市場、技術(shù)不確定性較高，企業(yè)的創(chuàng)新結(jié)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(chuàng)新活動的長期性和滯后性，本文繼續(xù)采用滯后2期的方式再次進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果中系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，且實質(zhì)性創(chuàng)新申請數(shù)的回歸系數(shù)大于總專利申請數(shù)，這說明在滯后兩期后，相對于策略性創(chuàng)新，多重兼任獨立董事對于實質(zhì)性創(chuàng)新專利的促進(jìn)作用尤為顯著，檢驗支撐了本文結(jié)論的穩(wěn)健性，結(jié)果見表11。

表11 滯后2期—穩(wěn)健性檢驗

4.Heckman 兩階段回歸

本文的主要擔(dān)心在于計量模型是否存在內(nèi)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(yè)高聲譽(yù)的代理變量，受到人才市場的高度青睞，優(yōu)質(zhì)企業(yè)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(yè)績效更優(yōu)、創(chuàng)新質(zhì)量更好的企業(yè)進(jìn)行任職，以保護(hù)自身在人才市場的聲譽(yù)。參考鄭志剛等[30]構(gòu)建工具變量的思路，本文選擇同年同行業(yè)其他上市企業(yè)獨董平均兼職數(shù)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(xiàn)，本文使用企業(yè)規(guī)模、ROA、托賓Q、成長機(jī)會、獨立性、企業(yè)上市年齡等（距離企業(yè)IPO 年份數(shù)的對數(shù)值）作為其他控制變量?；貧w系數(shù)均顯著為正且通過了檢驗，說明在克服內(nèi)生性問題后本文的結(jié)論仍是可靠的，并不受到自選擇造成的內(nèi)生性問題的影響，結(jié)果見表12。

表12 Heckman兩階段回歸—內(nèi)生性檢驗

五、進(jìn)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(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平的提升。在現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理的基礎(chǔ)上，本文分別從治理效應(yīng)、資源效應(yīng)、綜合效應(yīng)這三種可能的作用機(jī)制上進(jìn)行檢驗。

（一）獨董兼任的資源效應(yīng)——融資約束——企業(yè)創(chuàng)新水平

獨立董事兼任是企業(yè)之間可靠的、低成本的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)形式之一，可在兼任企業(yè)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(shù)等的重要傳播渠道。劉浩[15]的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在金融市場不發(fā)達(dá)的地區(qū)和銀根緊縮的時期企業(yè)聘用了銀行背景的獨立董事更能明顯地發(fā)揮其功能，所在的上市企業(yè)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(yè)運用何種融資渠道進(jìn)行研發(fā)投入，例如鞠曉生[31]以及李匯東等[32]研究了銀行信貸、商業(yè)信用以及政府補(bǔ)助等能夠成為企業(yè)研發(fā)投入的有效融資渠道等，即存在“資源獲取→企業(yè)創(chuàng)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(yīng)→企業(yè)創(chuàng)新”的研究路徑。資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為正是關(guān)鍵資源的獲取、仿制、替代能力決定了企業(yè)間競爭能力和贏利能力的差異。而企業(yè)創(chuàng)新作為一項資源消耗性活動，不僅需要企業(yè)制定出傾向于創(chuàng)新的戰(zhàn)略方向，還需要大額資金的持續(xù)性投入。因此本文選取“融資約束”這一代表性指標(biāo)對資源效應(yīng)進(jìn)行解釋。

面臨著政治、技術(shù)、經(jīng)濟(jì)等外部環(huán)境的不確定性，僅依靠企業(yè)內(nèi)源資金很難完成創(chuàng)新項目的持續(xù)性投資，組織只有與外部環(huán)境交互的前提下才能存活下來，因此外部融資就成為企業(yè)創(chuàng)新投入的重要來源。當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時，必然會抑制其創(chuàng)新活動[33-34]。當(dāng)企業(yè)融資能力較強(qiáng)，創(chuàng)新活動可以獲得持續(xù)平穩(wěn)的投資時，便解決了企業(yè)開展創(chuàng)新項目的后顧之憂。借鑒孫雪嬌等[35]的研究，選取SA 指數(shù)對企業(yè)融資約束程度進(jìn)行度量。結(jié)果如表13所示，兩個指數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，中介變量通過了bootstrap中介效應(yīng)檢驗，具體體現(xiàn)為遮掩效應(yīng)。即：融資約束是獨立董事多重兼任與企業(yè)創(chuàng)新水平之間的作用機(jī)制。

表13 融資約束—機(jī)制檢驗

（二）獨董兼任的治理效應(yīng)——管理層短視——企業(yè)創(chuàng)新水平

現(xiàn)代企業(yè)制度變革后出現(xiàn)了兩權(quán)分離問題，經(jīng)理人與所有者的利益產(chǎn)生沖突。經(jīng)理人因短視行為有意規(guī)避創(chuàng)新項目，規(guī)避經(jīng)營風(fēng)險以保持個人在經(jīng)理人市場的聲譽(yù)穩(wěn)定性。而獨立董事制度則以一種有效的治理機(jī)制出現(xiàn)在公司治理中，HELMERS[19]提出獨立董事并不是“簽字工具”，強(qiáng)有力的企業(yè)監(jiān)督能夠增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)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(yè)治理使其兼任的企業(yè)擁有相似的并購行為和投資決策，且在聯(lián)結(jié)企業(yè)之間存在專利互相引用、技術(shù)創(chuàng)新模仿等現(xiàn)象，獨立董事通過創(chuàng)新效應(yīng)促進(jìn)了研發(fā)投入的增加，通過決策效應(yīng)促進(jìn)了專利產(chǎn)出[19]。

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

表14 管理層短視—機(jī)制檢驗

（三）獨董兼任的綜合效應(yīng)——多元化經(jīng)歷——企業(yè)創(chuàng)新水平

在近幾年的獨立董事治理研究中，大多數(shù)學(xué)者開始認(rèn)為具有不同背景特征的獨立董事所發(fā)揮的作用是不同的：魏剛等人[38]認(rèn)為聘用政府背景的獨立董事能夠提升企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績；胡元木[39]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)研發(fā)的產(chǎn)出效率能夠在聘請技術(shù)背景的獨立董事后得到顯著提升；羅思平和于永達(dá)[40]的研究則認(rèn)為，有海外教育背景的高管往往更愿意強(qiáng)化企業(yè)專利保護(hù)，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的積極影響等。隨著中國市場化進(jìn)程的加快，獨立董事形形色色的兼任背景，在企業(yè)治理中所發(fā)揮的綜合效應(yīng)愈發(fā)明顯。遵循上述邏輯，本文提出“獨立董事兼任→企業(yè)治理→企業(yè)創(chuàng)新”的研究路徑。

在當(dāng)前上市企業(yè)中，有很多的管理者存在跨部門、跨區(qū)域、跨企業(yè)、跨行業(yè)的多樣化職業(yè)經(jīng)歷，多樣化的職業(yè)經(jīng)歷不僅能使高管擁有更高的眼界，影響企業(yè)戰(zhàn)略制定中的投融資決策，也能拓寬企業(yè)豐富的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，為企業(yè)創(chuàng)新提供不同類別的可配置資源。因此選取“多元化經(jīng)歷”這一指標(biāo)對綜合效應(yīng)進(jìn)行解釋。

本文構(gòu)建了復(fù)合型職業(yè)經(jīng)歷的衡量方式，參考現(xiàn)有做法[41-42]，從個人學(xué)歷、學(xué)術(shù)、海外、職業(yè)、金融背景以及年齡等6個方面衡量獨立董事個人經(jīng)歷的豐富程度（NNW）。在指標(biāo)的計算過程中具體包括6個變量：（1）學(xué)歷：博士學(xué)歷、碩士學(xué)歷、本科及以下學(xué)歷分別賦值為3、2、1。（2）職業(yè)背景、金融背景、學(xué)術(shù)背景、海外背景：存在相關(guān)經(jīng)歷取值為1，否則為0。（3）年齡：根據(jù)前文年齡分組回歸結(jié)果，如果獨立董事年齡超過樣本中位數(shù)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(biāo)的數(shù)值，NNW 越大說明獨立董事的個人經(jīng)歷及社會網(wǎng)絡(luò)越豐富。接著采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗[43]，模型中的中介變量為NNW。結(jié)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(xiàn)為中介效應(yīng)，解釋效應(yīng)為11.02%，即：多元化經(jīng)歷是獨立董事多重兼任與企業(yè)創(chuàng)新水平之間的作用機(jī)制。

表15 多元化經(jīng)歷—機(jī)制檢驗

六、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

為探討?yīng)毩⒍露嘀丶嫒涡袨閷ζ髽I(yè)創(chuàng)新水平的影響，本文對獨立董事多重兼任的不同情況進(jìn)行了整合和討論，提出企業(yè)可以通過優(yōu)先聘請多重兼任的獨立董事在企業(yè)任職，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新水平的提升。除此之外，在非國有企業(yè)、制度環(huán)境較差的地區(qū)、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(yè)創(chuàng)新水平進(jìn)行有效的補(bǔ)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(yīng)、治理效應(yīng)及綜合效應(yīng)進(jìn)行了機(jī)制檢驗，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事兼任可以通過緩解企業(yè)融資約束情況、緩解管理層短視行為以及多元化經(jīng)歷構(gòu)建社會網(wǎng)絡(luò)的等途徑發(fā)生作用。

（二）對策建議

本文的研究結(jié)果支持了我國獨立董事兼任的相關(guān)制度規(guī)定，也為上市企業(yè)選聘多重兼任的獨立董事提供了經(jīng)驗數(shù)據(jù)?；谘芯拷Y(jié)果本文提出以下建議：

上市企業(yè)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(yè)創(chuàng)新水平的企業(yè)特別是非國有企業(yè)應(yīng)在聘請時采取相應(yīng)的激勵措施，聘請社會資本較豐富、企業(yè)治理能力較強(qiáng)的獨立董事，積極引導(dǎo)獨立董事通過社會資本、企業(yè)治理等途徑提升資源效應(yīng)、治理效應(yīng)和綜合效應(yīng)，強(qiáng)化內(nèi)部治理機(jī)制、獲取外部網(wǎng)絡(luò)信息資源。

總體而言，獨立董事多重兼任對我國上市企業(yè)創(chuàng)新水平有一定的促進(jìn)作用，但是在過多兼任的情況下這種促進(jìn)作用會大幅減弱，也可能會有潛在的負(fù)面效應(yīng)。因此，相關(guān)的監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)進(jìn)一步嚴(yán)格對獨立董事兼任數(shù)量不超過5 家進(jìn)行政策限制。結(jié)合上市企業(yè)的實際情況，相關(guān)部門應(yīng)修改和完善制度，從法律層面上對獨立董事制度進(jìn)行規(guī)范，提高對獨立董事群體的約束力。鑒于近日發(fā)生的“康美案”所產(chǎn)生的示范效應(yīng)，應(yīng)抓住這一契機(jī)推進(jìn)獨董制度改革，進(jìn)一步完善獨立董事職能閉環(huán)，強(qiáng)化職業(yè)精神及企業(yè)治理能力，改善獨董制度生態(tài)環(huán)境，更好發(fā)揮獨董制度優(yōu)勢。