独立董事多重兼任能提高企业创新水平吗?

○王雅丽

（石河子大学经济与管理学院，新疆 石河子 832000）

一、引言

经济全球化已成为当今世界经济发展不可逆转的趋势，在激烈的全球市场竞争大潮中创新能力已然成为一个企业的灵魂所在。在2018年发布的《世界创新竞争力发展报告》中提出创新能力是国家经济社会发展的驱动力，更是实现中华民族伟大复兴中国梦的关键途径。在过去的几十年中我国在基础研究领域已经取得了一定的成就，但是和发达国家相比我国仍然在关键领域面临着“卡脖子”的技术难题。在2021年全球创新指数排行榜中①数据来源：https://m.gmw.cn/baijia/2021-09/23/35183712.html.，作为世界第二大经济体的中国在创新能力排名中位列第12 位，这一排名不仅与我国经济地位不相匹配，在创新投入、产出质量指标排名上也远远落后国际先进水平。因此，探寻企业创新水平的影响因素不仅具有一定的学术价值，对于提升企业创新水平、提高社会生产力、增强综合国力也有一定的现实意义。

2003年6月，独立董事以强制性法律条款的方式出现在中国市场。近20年里独立董事制度在上市企业中一直发挥着完善企业治理、保护投资者合法权益等至关重要的作用。在我国，独立董事多重兼任的情况普遍存在[1]，多席位董事、独立董事兼任等话题也逐渐成为学术界讨论的热点问题。从独立董事的职能出发，GRANOVETTER[2]认为独立董事能够在股东、管理层以及大小股东之前形成制衡关系，依赖其个人专业背景发挥治理效应，监督企业内部人可能发生的自利行为，通过战略投资委员会参与企业决策并提供实质性的咨询[3]；另一方面独立董事在董事网络中扮演着关键结点和“桥梁”的作用[4]，接触的知识与信息将更加多元化，能够获取更多的外部信息资源，依赖其技术专长及个人社会网络资源形成资源效应，提高企业创新水平。FAMA 和JENSEN[5]则从声誉理论和信息传递理论出发，认为独立董事兼任的数量能体现个人声誉资本，成为企业质量和潜力的背书，向外界传递企业影响力[6]。HELMERS 等[7]的研究还证明了独立董事的信息优势可以分别通过创新角度和决策角度影响企业的研发投入和专利申请，并最终提升企业经营效益。

以上分析可知，独立董事兼任行为与企业创新水平的关系是一个实证问题。本文就从两者关系出发，以2007—2019 年中国沪深A 股上市企业的数据为研究对象，检验独立董事兼任能否促进企业创新能力的提升。研究结果证明，与单一任职的独立董事相比，平均兼任数量较多的独立董事所在的企业具有更高的创新水平，即独立董事多重兼任促进了企业创新水平的提高。为了消除可能存在的内生性问题，本文分别采用了替换变量、滞后t+2期、Heckman 两阶段模型等方法验证结论的稳健性，结果显示本文结论在控制了内生性问题之后仍然成立。

本文的差异化贡献主要体现在：首先，有助于从独立董事多重兼任这一全新视角丰富和拓展企业创新领域的相关研究，有助于打开兼任独董是否能够提升创新水平的黑匣。其次，探讨了独立董事的兼任数量与企业创新之间是否存在非线性关系这一观点具有一定的理论价值。最后，本文的研究结论对企业而言在进行独立董事聘请时具有一定的现实参考意义。结论深化了独立董事多重兼任的研究框架，对现实中企业合理聘用多重兼任的独立董事来改善企业治理、提高创新能力，推动企业经济健康发展有一定的现实意义。

二、文献回顾与研究假设

近几年来伴随着独立董事制度的不断完善，独立董事制度已逐渐成为企业治理机制中的重要组成部分。从目前研究成果来看，关于独立董事与企业创新之间的研究结果较为丰富，大量研究从企业治理、社会网络、专业背景等方面证实了独立董事对于企业创新水平的促进作用，如：胡永平[8]、BALSMEIER 等[9]研究发现高校技术独董可以通过监督、决策、咨询的途径促进研发投资强度的提高，增强创新能力；吴迪等[10]研究发现独立董事制度作用的发挥可以分别从企业的创新产出和创新质量产生正向影响；胡元木[11]研究则提出技术型独立董事可以通过引入专业知识、技术及资源，扩大董事会决策视野，适时捕捉前景良好、适合投资的创新机会发挥其治理作用。

立足我国独立董事兼任市场情况，在中组发〔2013〕18 号文件后，我国独立董事出现一次规模较大的离职潮，而最近轰轰烈烈的康美药业财务造假案之后，独立董事群体又上演了“集体大逃亡”，再一次引发了社会公众对独立董事群体的关注。《关于在上市企业建立独立董事制度的指导意见》中也规定，独立董事兼任数量原则上不超过5 家，但在我国上市企业独立董事却普遍存在兼任行为，与之相关的社会新闻也频频受到大众关注。

关于独立董事多重兼任经济后果的相关研究主要关注于企业盈余质量、企业治理水平、企业社会责任、会计信息质量等因素。尚未有文献直接研究独立董事兼任与企业创新水平之间的关系。目前与之相关的研究主要从独立董事的引智作用和引资作用来进行阐述[12]。就引智作用而言，依托于企业治理的作用机制。独立董事作为知识传播的载体和企业治理的重要监管手段，能够发挥其职能作用，监督管理层的自利行为、参与企业决策并为企业战略发展出谋划策，为企业提供异质性支持，提升企业创新的产量和质量，本文将其归纳为治理效应；就引资作用而言，依托于社会资本的传递。独立董事作为资源流动的载体能够发挥资源获取、信息获取的作用，为企业提供支持并拓宽研发投入的资金来源、研发技术的信息来源等，本文将其归纳为资源效应。

独立董事的治理效应主要体现在他是企业重要的监督者、咨询者和决策者，具有对企业重大事项发表意见的权利。从监督作用来看，独立董事可利用自身专业知识对企业的决策可行性进行事前判断，对企业的合法性、合理性问题进行有效监督，为企业经营的合法合规性以及财务报告质量保驾护航；从咨询作用来看，根据DEMB[13]的研究结果，独立董事在其擅长的财务、行业管理、技术等领域，可以对企业的宏观战略制定和微观企业运营进行协助；孙亮和刘春[14]在2014 年以中国企业为背景的研究中也发现，企业越来越倾向于聘请有专业背景的独立董事，说明独立董事制度确实发挥了咨询作用；独立董事还能发挥重大投资的决策作用，有相关行业经验的独立董事能够从专业的角度对企业的战略和经营决策发表意见；刘浩等[15]、陈运森等[16]、胡元木[11]分别聚焦于独立董事在融资、投资、R&D产出等重大决策方面，认为独立董事都为企业提供了切实的决策帮助。这些研究说明独立董事可以通过积极参与企业治理对企业的战略产生影响，即肯定了独立董事在企业治理过程中的治理效应。

独立董事的资源效应主要体现在信息、资源的传递性上。在我国独立董事交叉任职的情况下，上市企业之间已形成独立董事交叉任职网络，这一网络不仅是企业间独立董事任职的简单交叉情况，还是企业重要的资源与信息传递渠道。相比起交叉持股所形成的非独立董事兼任，独立董事的交叉任职所形成的网络属于弱联结性质，更有利于为董事自身与企业提供信息和资源，影响企业决策。同时根据信息瀑布理论，当企业面临不确定性时，其战略决策易表现出“羊群效应”，即对同类企业进行模仿，因此如果独立董事的中心度较高，接触到了更多企业的信息，其有可能并非独立提出投资决策，而是对网络中其他企业的决策进行模仿。因此，本文称之为独立董事多重兼任带来资源效应。

众多学者还对独立董事的兼任数量进行了研究。FAMA 和JENSEN[5]以“能力假说”为基础提出独立董事兼任数量成为其声誉资本的天然“背书人”，且在某种程度上独立董事兼任数量成为个人能力的代名词，与其职业能力成正比。GRANOVETTER[2]提出独立董事兼任形成的社会资本作为一种极具价值的隐性资产，增强了企业识别和获取有价值信息的能力，从而能够绕过限制壁垒获取机密的技术创新信息最终提升创新绩效。

独立董事自身拥有的社会资本及关系网络成为提高企业创新能力的重要传导机制。陈运森和郑登津[17]、王营和张光利[12]均发现，董事不同兼任行为形成的关系网络能够成为信息传递、资源共享的媒介，在不同兼任企业之间进行传递。关系网络越丰富的CEO，其对新知识的识别、评估以及研究能力越高[18]，从而提高了其任职企业的创新投入和创新产出。HELMERS[19]通过印度企业的独立董事兼任数据也证实拥有兼任网络越多的上市企业会进行更多的研发投入，且研发成功率显著提高。

基于此，本文提出研究假设H1：独立董事的多重兼任行为能促进上市企业创新水平的提升。

产权性质是企业自身的固有特质，是学术界公认的影响企业创新水平的内部治理因素[20]。企业创新项目常常具有投资金额大、周期长、难度大、风险高等特点[21]，因自身产权性质的不同，其创新失败容忍度也会有不同的表现。在生存及竞争的压力下，非国有企业的创新需求及创新动力与国有企业相比更为强烈。同时从创新资源获取角度来看，国有企业拥有较多的资金、人才的获取渠道，而非国有企业缺少资源渠道，为有效开展创新活动，非国有企业更加依赖外部市场提供的信息资源。

基于此，本文提出研究假设H2：非国有企业独立董事多重兼任对企业创新水平的促进作用比国有企业更强。

制度环境是企业所处地区发展程度的综合考量，是影响企业创新水平的外部治理因素。在中国的市场化发展进程中，因不同省份所处的地理位置、发展历史等因素，市场化水平存在显著的地区差异性[20]。市场化的不同进程不仅代表了所在地区的经济发展水平，还在资本自由流动速度和制度约束等方面对企业进行限制。在市场化水平较高的地区市场因较高的资源获得性及市场配置率扮演着决定性作用，创新决策可依赖外部的市场制度环境进行调节[22]。相反地，在市场化水平较低的地区，制度环境无法进行资源配置的覆盖，因此独立董事多重兼任这一非正式制度带来的信息优势就会在“制度失灵”的过程中发挥作用。本文参考虞义华等[22]的做法，选取市场化水平来衡量制度环境。

基于此，本文提出研究假设H3：制度环境越好，独立董事多重兼任对企业创新水平的促进作用越弱。

独立董事年龄也是影响企业创新水平提升的重要内部治理因素之一。一个人的风险偏好和决策偏好可能会因为处于不同年龄阶层人员的教育背景、生活环境等因素而存在差异。朱晋伟等[21]研究成果显示，成员年龄普遍较大的高管团队会在薪酬的激励下增加创新投入。雷怀英和乔睿蕾[23]认为平均年龄偏大的高管团队创新决策不易受企业效益的影响。郭韬等[24]也指出高年龄段的高管团队由于其工作经验丰富，对企业创新的方向、企业创新投入量的把握更加准确。

基于此，本文提出研究假设H4：独立董事年龄越大，独立董事多重兼任对企业创新水平的促进作用越强。

三、研究设计

（一）数据来源及样本选择

本文的研究对象是2007—2019 年沪深A 股上市企业，数据包括独立董事兼任情况、企业专利申请以及上市企业的财务指标等，其中作者手工整理了独立董事兼任数据，其他数据均来自CSMAR 数据库。在本文的数据筛选过程中，先后剔除金融保险业、ST企业、缺失值样本等。最终得到2449家上市企业共计14 585个企业—年度的观测值，经过比较最后确定的数据样本和样本总体之间没有明显的区别，数据处理使用stata16.0。

（二）变量定义

1.被解释变量

参考袁建国等[25]的研究，用企业专利申请总数来衡量企业创新水平。为进一步区分创新水平的高低，借鉴我国专利法中的相关定义，把直接推动技术进步的创新项目称之为实质性创新；把微小改变的创新称之为策略性创新。参考已有研究文献[26-27]，用发明专利的申请数量来衡量实质性创新，用实用新型和外观设计专利申请的总数来衡量策略性创新。

2.解释变量

就企业层面而言，解释变量是企业聘请的独立董事同时兼任其他上市企业独立董事的平均数量，参考FERRIS 等[28]与TARKOVSKA[29]的定义，按照企业所聘请的独立董事当年在不同上市企业兼任独立董事职位数量的总和与该企业独立董事总数的比值来衡量。具体而言采用两种方式来进行替代解释：一是用独立董事平均兼任家数的中位数来替代，这样可以减小数据极端值的影响。二是用平均兼任数的最大值来替代，这样可以衡量兼任可能存在的极端情况。

3.控制变量

对于企业而言，企业规模、企业成长性、财务杠杆、上市年限是评价企业发展潜力的重要参考指标，因此，本文控制了企业规模、上市年限、企业成长性。独立董事的任职还受到董事会的影响，因此控制了董事会独立性及异地独董。为了控制其他治理机制对企业创新水平的影响，本文还选取了现金持有、资产有形性、税收优惠、资产报酬率、托宾Q值等指标。另外还对年份、行业及省份进行了控制。具体指标定义详见表1。

表1 变量定义

（三）模型设计

参考学者李志辉[1]的研究，根据本文的理论分析与变量定义，考虑到专利申请数量在时间上表现出一定的滞后性，本文将专利申请数量做了滞后一期的处理，将滞后一期的专利数据与其他数据进行匹配，除了控制变量以外，还分别从年份、行业、省份等三个维度对样本进行了控制，最终构建出回归模型如下：

（四）描述性统计

由表2的描述性统计中可以看到，在企业创新水平方面，研究期间企业专利申请数最大值为7.004，最小值为0，中位数为3.045，这说明我国企业在行业、竞争、环境等综合因素影响下创新水平存在较大的差距；其次在独立董事兼任方面，上市企业独立董事的平均兼职数量为2.049 家，平均兼职中位数为2家，可见我国普遍存在独立董事兼任的现象，其中平均兼职数量最小值为1 家，说明有一部分上市企业的独董没有兼任其他企业的独立董事职位的情况，这类企业占全部样本的比重为10.65%（1 553/14 585），从另一方面也说明在上市企业中将近90%的企业都存在不同程度独立董事多重兼任的情况；平均兼职数量的最大值达到4.2家，标准差为0.745，由此可知，在不同上市企业之间，独董平均兼职数量存在较大的差异。这些数据为本文继续研究独董兼任数量的不同差异对上市企业创新水平的影响提供了支持。通过对比，其他变量的结果与已有研究基本保持一致。

表2 描述性统计

接着本文考察了变量之间的相关系数，根据表3结果显示Pearson相关系数最大值为0.52；方差膨胀因子（VIF）VIF 值最大值为2.57，明显小于10 的判断标准。因此推断本文的研究模型基本不存在多重共线性问题。

表3 相关系数表

（五）中位数差异检验

由于不同上市企业之间独董平均兼职数量存在着比较明显的差异，本文选择使用平均兼任数量的中位数进行分组，初步分析独立董事多重兼任数量差异可能带来的效应②由表4可以看到，独董平均兼职数量低的分组的样本数（7 069）高于独董平均兼职数量高的样本（7 516）是因为在逐年按样本中值分组时，将兼职数量等于样本中值的样本划分在独董平均兼职数量低分组中。。从表4 可知，在平均兼任数量小于2的分组中，专利总申请量的中位数为2.944，在平均兼任大于2 的分组中，专利总申请量的中位数为3.178，二者形成差异为-0.234，且在1%的水平上显著。与此同时实质性创新与策略性创新的中位数差异检验也均在1%的水平上显著，无论形成的专利申请质量高低，多重兼任的独立董事都能促进企业创新水平的正向提升。即：中位数差异检验的分析结果初步支持了独立董事多重兼任能够促进企业创新水平提高的论断。

表4 中位数差异检验

四、实证分析

（一）主回归检验

实证结果如表5所示。在表5列（1）中，放入了申请专利总和（Lnapply）变量，列（2）放入了实质性创新（Lhighapply）变量，列（3）放入了策略性创新（Llowapply）变量（下同）。在3 个检验中，MD_level变量的回归系数分别为0.058、0064、0.040，且始终在1%的水平上显著为正，其中列（2）的回归系数最大，这表明如果保持其他变量不发生改变，独立董事多重兼任的企业会比单一兼任企业的发明专利申请率高出6.4%。主回归数据初步验证了独立董事多重兼任对企业创新水平的促进作用，该结果支撑了假设H1。其他控制变量与已有文献的研究结果基本保持一致。

表5 主回归检验

（二）异质性检验

为探寻结论在不同企业类型中的适用性，本文从宏观、中观、微观这三个角度分别选取了产权性质、制度环境与独立董事年龄等指标作为异质性检验的分组依据进行回归，在之后的每组回归中本文均对年份、所处行业以及省份等变量的固定效应进行了控制，回归结果如表6所示：

为了考察独立董事多重兼任对企业创新水平的影响在不同产权性质的企业之间是否存在显著差异，本文将样本划分为非国有企业和国有企业两个分组分别进行考察，实证结果如表6 所示。从产权性质的回归结果来看，第1～3 列国有企业回归系数分别为0.025、0.017、0.024 三者均并不显著，而非国有企业的3 个检验回归系数均在1%水平上显著为正，这说明独立董事多重兼任行为带来的信息效应对于非国有企业创新的促进作用更加显著，该结果支撑了假设H2。和非国有企业相比，国有企业往往拥有更高的融资水平、更广的技术渠道及更丰富的人才资源，相比之下并不需要其他非正式制度对其进行补充，但是在没有政策支持、缺乏资源禀赋的非国有企业中，多重兼任的独立董事便能发挥非正式制度的作用，补充非国有企业缺失的资源及信息，更有可能促进企业表现出较高的创新水平。

表6 产权性质—异质性检验

为了考察独立董事多重兼任对企业创新水平的影响在不同制度环境中是否存在显著差异，本文将全部样本划分为高市场化与低市场化两个分组分别进行考察，实证结果表7所示。从制度环境分组回归结果来看，第1～3 列高市场化水平下，总专利申请、实质性申请均在1%水平上显著为正，策略性申请则不显著；而在市场化水平较低时，结果均显著为正，系数分别为0.072、0.082、0.044，这表明企业中多重兼任的独立董事在一定程度上弥补了制度环境上的不足，该结果支撑了假设H3。即在制度环境相对较差的地区，多重兼任的独立董事对企业创新水平的促进作用表现得更加显著。

表7 制度环境—异质性检验

为了考察独立董事多重兼任对企业创新水平的影响在独立董事不同平均年龄中是否存在显著差异，本文将全部样本划分为高于平均年龄与低于平均年龄两个分组分别进行考察，实证结果表8所示。从独立董事年龄分组回归结果来看，第1～3列结果均在1%水平上显著为正，回归系数分别为0.091、0.079、0.081，相比较而言，年龄相对较大的独立董事对企业创新的促进效果更加显著，该结果支撑了假设H4。即：年龄相对较大的多重兼任独立董事因其工作经验更加丰富，他们通过提供更加优质的专业咨询和更丰富的社会资本，更好地参与企业创新决策，促进企业创新水平的提升。

表8 独董年龄—异质性检验

（三）稳健性检验

1.替换因变量衡量方式

专利授权是由官方认证具有很高的权威性，不仅能够代表企业的专利产生效率，更能反映创新产出的质量。本文用该变量对专利申请量这一指标进行了替换，使用专利授权数量替换专利申请量进行变量回归，结果显示：三个创新指标均在1%水平上显著为正，这表明聘请多重兼任的独立董事能够有效促进专利申请量的提高，除此之外，还能显著转化为专利授权量，特别是实质性专利授权量的提升，显著提升企业创新水平，因此主假设结果依然成立。

专利被引用水平反映了专利的影响力和认可度，是衡量企业创新水平的常用替代变量，是客观衡量专利质量的国际通用指标。利用专利被引用次数替换专利申请量进行变量回归，结果仍在1%水平上显著为正，验证了结论的稳健性，结果见表9。

表9 替换因变量—稳健性检验

2.替换自变量衡量方式

接着本文对自变量进行了替换，分别使用独立董事兼任中位数以及最大值替换兼任平均值。使用中位数的原因是可以减少少量极端值对结果的影响，使用最大值的原因是在于探讨是否存在一个特殊的效应，即：兼任越多企业创新水平越好，或是两个变量之前存在非线性关系。结果显示，系数均在1%水平上显著为正，且用中位数进行衡量时，无论是总申请量还是实质性创新申请量的回归系数均显著高于基于最大值的回归系数，首先验证了检验的稳健性，即多重兼任的独立董事能显著提高企业创新水平，结果见表10。

表10 替换自变量—稳健性检验

除此之外，该结果还引发了对“独立董事兼任数量是否越多越好”的问题思考，本文的样本为该问题提供了数据支撑。通过数据可以看到，独董兼任平均数与中位数对于企业创新专利数量申请数的正向影响系数显著大于兼任最大值对其的影响系数，因此，可以得出独立董事兼任数量并非越多越好的结论，也验证了《意见》中规定兼任数原则上不得超过5 家的制度依据。由此结果进行以下猜想：两变量之间可能存在非线性的倒“U”型关系，即存在一个最优兼任数量的转折点——最优兼任理论阀值。

3.滞后两期

由于市场、技术不确定性较高，企业的创新结果见效需要长时间的投入和实践。主回归中采用了滞后一期的处理方式，鉴于创新活动的长期性和滞后性，本文继续采用滞后2期的方式再次进行回归，回归结果中系数仍在1%水平上显著为正，且实质性创新申请数的回归系数大于总专利申请数，这说明在滞后两期后，相对于策略性创新，多重兼任独立董事对于实质性创新专利的促进作用尤为显著，检验支撑了本文结论的稳健性，结果见表11。

表11 滞后2期—稳健性检验

4.Heckman 两阶段回归

本文的主要担心在于计量模型是否存在内生性问题。具体而言，多重兼任的独立董事一定程度上是企业高声誉的代理变量，受到人才市场的高度青睐，优质企业更乐于去聘请多重兼任的独立董事，而独立董事个人也会倾向于选择企业绩效更优、创新质量更好的企业进行任职，以保护自身在人才市场的声誉。参考郑志刚等[30]构建工具变量的思路，本文选择同年同行业其他上市企业独董平均兼职数量的均值（MDIV）为第一阶段中选取的工具变量。另外参考已有文献，本文使用企业规模、ROA、托宾Q、成长机会、独立性、企业上市年龄等（距离企业IPO 年份数的对数值）作为其他控制变量。回归系数均显著为正且通过了检验，说明在克服内生性问题后本文的结论仍是可靠的，并不受到自选择造成的内生性问题的影响，结果见表12。

表12 Heckman两阶段回归—内生性检验

五、进一步研究

由以上检验可以看出，独立董事多重兼任可以促进企业创新水平的提升。在现有文献梳理的基础上，本文分别从治理效应、资源效应、综合效应这三种可能的作用机制上进行检验。

（一）独董兼任的资源效应——融资约束——企业创新水平

独立董事兼任是企业之间可靠的、低成本的关系网络形式之一，可在兼任企业中共享其社会资本，而社会资本因具备携载资源和信息的双重功能，是新资源、新知识以及新技术等的重要传播渠道。刘浩[15]的研究结果发现，在金融市场不发达的地区和银根紧缩的时期企业聘用了银行背景的独立董事更能明显地发挥其功能，所在的上市企业获得了更多的信贷，即存在“独立董事兼任→资源获取”的理论逻辑。同时已有大量研究分析了企业运用何种融资渠道进行研发投入，例如鞠晓生[31]以及李汇东等[32]研究了银行信贷、商业信用以及政府补助等能够成为企业研发投入的有效融资渠道等，即存在“资源获取→企业创新”的理论逻辑。

遵循上述逻辑，本文提出“独立董事兼任→资源效应→企业创新”的研究路径。资源依赖理论认为正是关键资源的获取、仿制、替代能力决定了企业间竞争能力和赢利能力的差异。而企业创新作为一项资源消耗性活动，不仅需要企业制定出倾向于创新的战略方向，还需要大额资金的持续性投入。因此本文选取“融资约束”这一代表性指标对资源效应进行解释。

面临着政治、技术、经济等外部环境的不确定性，仅依靠企业内源资金很难完成创新项目的持续性投资，组织只有与外部环境交互的前提下才能存活下来，因此外部融资就成为企业创新投入的重要来源。当企业面临融资约束时，必然会抑制其创新活动[33-34]。当企业融资能力较强，创新活动可以获得持续平稳的投资时，便解决了企业开展创新项目的后顾之忧。借鉴孙雪娇等[35]的研究，选取SA 指数对企业融资约束程度进行度量。结果如表13所示，两个指数均在1%水平上显著为负，中介变量通过了bootstrap中介效应检验，具体体现为遮掩效应。即：融资约束是独立董事多重兼任与企业创新水平之间的作用机制。

表13 融资约束—机制检验

（二）独董兼任的治理效应——管理层短视——企业创新水平

现代企业制度变革后出现了两权分离问题，经理人与所有者的利益产生冲突。经理人因短视行为有意规避创新项目，规避经营风险以保持个人在经理人市场的声誉稳定性。而独立董事制度则以一种有效的治理机制出现在公司治理中，HELMERS[19]提出独立董事并不是“签字工具”，强有力的企业监督能够增强企业创新；在CAI[36]、陈仕华等人[37]的研究中也指出独立董事通过参与企业治理使其兼任的企业拥有相似的并购行为和投资决策，且在联结企业之间存在专利互相引用、技术创新模仿等现象，独立董事通过创新效应促进了研发投入的增加，通过决策效应促进了专利产出[19]。

遵循上述逻辑，本文提出“独立董事兼任→公司治理→企业创新”的研究路径。选取“管理层短视”这一治理对资源效应进行解释。参考已有文献的做法，本文选取指标为短期投资比例以及长期负债衡量管理层短视。表14结果显示，在两阶段回归检验中，短期投资比例结果并不显著，长期负债结果显著为负，在接下来的bootstrap检验中两指标均显著通过检验，遮掩效应成立，即：管理层短视是独立董事多重兼任与企业创新水平之间的作用机制。

表14 管理层短视—机制检验

（三）独董兼任的综合效应——多元化经历——企业创新水平

在近几年的独立董事治理研究中，大多数学者开始认为具有不同背景特征的独立董事所发挥的作用是不同的：魏刚等人[38]认为聘用政府背景的独立董事能够提升企业的经营业绩；胡元木[39]研究发现，企业研发的产出效率能够在聘请技术背景的独立董事后得到显著提升；罗思平和于永达[40]的研究则认为，有海外教育背景的高管往往更愿意强化企业专利保护，对企业创新产生显著的积极影响等。随着中国市场化进程的加快，独立董事形形色色的兼任背景，在企业治理中所发挥的综合效应愈发明显。遵循上述逻辑，本文提出“独立董事兼任→企业治理→企业创新”的研究路径。

在当前上市企业中，有很多的管理者存在跨部门、跨区域、跨企业、跨行业的多样化职业经历，多样化的职业经历不仅能使高管拥有更高的眼界，影响企业战略制定中的投融资决策，也能拓宽企业丰富的社会网络关系，为企业创新提供不同类别的可配置资源。因此选取“多元化经历”这一指标对综合效应进行解释。

本文构建了复合型职业经历的衡量方式，参考现有做法[41-42]，从个人学历、学术、海外、职业、金融背景以及年龄等6个方面衡量独立董事个人经历的丰富程度（NNW）。在指标的计算过程中具体包括6个变量：（1）学历：博士学历、硕士学历、本科及以下学历分别赋值为3、2、1。（2）职业背景、金融背景、学术背景、海外背景：存在相关经历取值为1，否则为0。（3）年龄：根据前文年龄分组回归结果，如果独立董事年龄超过样本中位数取值为1，否则为0。

以上6个变量通过相加得总的值即为NNW指标的数值，NNW 越大说明独立董事的个人经历及社会网络越丰富。接着采用中介效应模型进行检验[43]，模型中的中介变量为NNW。结果如表15 所示，在两阶段回归中解释变量和中介变量均显著为正，且通过了bootstrap检验，表现为中介效应，解释效应为11.02%，即：多元化经历是独立董事多重兼任与企业创新水平之间的作用机制。

表15 多元化经历—机制检验

六、结论与建议

（一）主要结论

为探讨独立董事多重兼任行为对企业创新水平的影响，本文对独立董事多重兼任的不同情况进行了整合和讨论，提出企业可以通过优先聘请多重兼任的独立董事在企业任职，激发企业的创新水平的提升。除此之外，在非国有企业、制度环境较差的地区、独立董事平均年龄较大的样本中独立董事兼任这一非正式制度可以对提升企业创新水平进行有效的补充。接着本文分别从独立董事多重兼任行为带来的资源效应、治理效应及综合效应进行了机制检验，进一步研究发现，独立董事兼任可以通过缓解企业融资约束情况、缓解管理层短视行为以及多元化经历构建社会网络的等途径发生作用。

（二）对策建议

本文的研究结果支持了我国独立董事兼任的相关制度规定，也为上市企业选聘多重兼任的独立董事提供了经验数据。基于研究结果本文提出以下建议：

上市企业聘请独立董事时可格外注重社会资本较为丰富的独立董事。有意愿提升企业创新水平的企业特别是非国有企业应在聘请时采取相应的激励措施，聘请社会资本较丰富、企业治理能力较强的独立董事，积极引导独立董事通过社会资本、企业治理等途径提升资源效应、治理效应和综合效应，强化内部治理机制、获取外部网络信息资源。

总体而言，独立董事多重兼任对我国上市企业创新水平有一定的促进作用，但是在过多兼任的情况下这种促进作用会大幅减弱，也可能会有潜在的负面效应。因此，相关的监管机构应进一步严格对独立董事兼任数量不超过5 家进行政策限制。结合上市企业的实际情况，相关部门应修改和完善制度，从法律层面上对独立董事制度进行规范，提高对独立董事群体的约束力。鉴于近日发生的“康美案”所产生的示范效应，应抓住这一契机推进独董制度改革，进一步完善独立董事职能闭环，强化职业精神及企业治理能力，改善独董制度生态环境，更好发挥独董制度优势。