梁雯 劉淑蓮 李濟(jì)含

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

引言

目前，關(guān)于獨(dú)立董事治理作用的研究并未達(dá)成一致結(jié)論。一部分學(xué)者認(rèn)為獨(dú)立董事制度可以有效改善上市公司的公司治理現(xiàn)狀，有效遏制上市公司內(nèi)部人(管理層和控股股東)對外部人(股東和債權(quán)人)的利益掠奪(Chen and Jaggi，2000)[7]。但是，相當(dāng)一部分學(xué)者對上市公司的獨(dú)立董事提出諸多詬病，認(rèn)為獨(dú)立董事制度僅僅是證監(jiān)會在管理上市公司時規(guī)定的一項(xiàng)硬性要求，獨(dú)立董事最終淪為證明企業(yè)滿足證監(jiān)會監(jiān)管要求和公司治理基本結(jié)構(gòu)的“花瓶”(Jensen，1993)[15]。這可能是因?yàn)?，一方面，我國?001年才開始正式規(guī)范獨(dú)立董事制度，與國外相比實(shí)行時間并不長；另一方面，我國證監(jiān)會對上市公司管理制度的剛性制約，使得公司治理機(jī)制的某些屬性特征基本趨同，如獨(dú)立董事比例等，難以區(qū)分企業(yè)之間的獨(dú)立董事治理差距。究其根源，制約獨(dú)立董事發(fā)揮治理作用與“智囊”優(yōu)勢的重要因素之一是信息(Duchin et al.，2010)[8]，而信息的獲取依賴于企業(yè)存在的社會環(huán)境。鑲嵌理論(Granovetter，1985)[10]認(rèn)為，人與社會相互依賴，存在于社會環(huán)境中的個體經(jīng)濟(jì)行為既具有自主能動性也具備社會嵌入性，社會網(wǎng)絡(luò)對嵌入其中的行動者決策存在重要影響。企業(yè)作為重要的社會型經(jīng)濟(jì)組織，其重大的投資經(jīng)營決策無疑受到所嵌入社會網(wǎng)絡(luò)的感染，而企業(yè)所擁有的社會網(wǎng)絡(luò)既包含企業(yè)間的業(yè)務(wù)往來關(guān)系，也包括基于企業(yè)內(nèi)部，諸如董事、股東、高管和員工等，個體與個體之間的聯(lián)系。因此，現(xiàn)階段從社會網(wǎng)絡(luò)角度入手探究獨(dú)立董事治理行為的“花瓶”或“智囊”作用，具有一定的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

并購作為企業(yè)一項(xiàng)戰(zhàn)略性舉措(Andrade et al.，2001)[2]，是我國資本市場上最為重要的社會資源配置手段之一，也是企業(yè)重要的投資行為和方式(劉淑蓮，2010)[22]。因此，社會網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)并購行為的影響研究開始逐漸受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。一方面，諸多學(xué)者認(rèn)為社會網(wǎng)絡(luò)的存在對企業(yè)并購活動起到積極的作用。例如，Cai and Sevilir(2012)[6]的研究從減少信息不對稱的視角，認(rèn)為主并企業(yè)和目標(biāo)企業(yè)的跨公司社會關(guān)系能獲得更好的并購績效；并且，個人網(wǎng)絡(luò)是個體擁有的所有雙邊關(guān)系的融合，企業(yè)網(wǎng)絡(luò)中心度越高，更容易獲取有關(guān)潛在目標(biāo)企業(yè)有價(jià)值的信息，從而降低信息不對稱、執(zhí)行更有效的并購決策。李善民等(2015)[23]使用創(chuàng)業(yè)板上市公司的股東構(gòu)建網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)，研究過度自信的管理層是否利用社會網(wǎng)絡(luò)的信息優(yōu)勢作用。他們認(rèn)為信息優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為信息資源后，能夠降低并購過程中各階段的不確定性，對并購決策及并購績效產(chǎn)生積極影響；而過度自信的管理層卻忽視對這類信息優(yōu)勢的傾向性利用，給企業(yè)造成一定的隱性損失。另一方面，Ishii and Xuan(2014)[14]的研究卻認(rèn)為主并公司與目標(biāo)公司的社會關(guān)系導(dǎo)致決策失敗和價(jià)值毀損，因?yàn)樵陔p方交流比較頻繁時，關(guān)聯(lián)交易更有可能發(fā)生，并購很有可能由于績效不佳而終止；而主并公司的高管為獲得獎金和更高的薪酬堅(jiān)持執(zhí)行并購決策，對公司股東造成巨大的價(jià)值損失。

反觀國內(nèi)研究，鮮少有學(xué)者將獨(dú)立董事治理與企業(yè)并購行為置于網(wǎng)絡(luò)分析框架下。實(shí)際上，董事會是企業(yè)并購決策的制定者，在董事會成員中，具有“弱聯(lián)結(jié)”關(guān)系的獨(dú)立董事相較于“強(qiáng)聯(lián)結(jié)”關(guān)系的內(nèi)部董事，在并購信息傳遞的過程中起到舉足輕重的作用，而這些并購信息的傳遞恰恰是并購活動成功以及并購績效優(yōu)劣與否的關(guān)鍵所在。此外，由于兼任公司數(shù)目的差異，擁有信息的廣泛程度不同，每一位獨(dú)立董事在社會關(guān)系中所起的作用并不等同。那么，如何構(gòu)建龐大的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)，并對每一家公司的每一位獨(dú)立董事進(jìn)行定量描述？不同網(wǎng)絡(luò)位置上的獨(dú)立董事如何作用于企業(yè)并購決策？對并購的經(jīng)濟(jì)后果即并購績效又如何產(chǎn)生影響？為了找到以上問題的答案，本文引入社會學(xué)中的網(wǎng)絡(luò)分析方法，采用2004～2015年滬深A(yù)股上市公司為樣本，探究獨(dú)立董事在網(wǎng)絡(luò)框架下對企業(yè)并購行為的影響。研究結(jié)果表明：獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，公司并購活動愈加頻繁；其次，網(wǎng)絡(luò)中心度越高的獨(dú)立董事能夠在并購過程中為公司提供更多地咨詢建議與信息服務(wù)，因此，在并購活動之后能夠取得更好的并購績效。本文的研究結(jié)論豐富了社會網(wǎng)絡(luò)、獨(dú)立董事治理與企業(yè)并購的研究成果，為公司董事會構(gòu)建以及優(yōu)化并購行為提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文可能的貢獻(xiàn)如下：第一，本文通過構(gòu)建社會網(wǎng)絡(luò)、對上市公司獨(dú)立董事之間的關(guān)系進(jìn)行定量描述，將宏觀的社會學(xué)方法運(yùn)用于公司財(cái)務(wù)研究領(lǐng)域的微觀分析。第二，測算獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)的方法，突破以往針對獨(dú)立董事研究僅采用獨(dú)立董事比例這一剛性且趨同性指標(biāo)的做法，有效且合理地衡量獨(dú)立董事治理機(jī)制的異質(zhì)性。第三，網(wǎng)絡(luò)位置是獨(dú)立董事提供信息傳遞的重要渠道，對企業(yè)并購行為具有積極作用，研究結(jié)論為社會網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)價(jià)值方面的研究貢獻(xiàn)綿薄之力。

理論分析與研究假設(shè)

由于兩權(quán)分離引發(fā)代理問題，使得股東與管理者之間存在嚴(yán)重的信息不對稱，這一直是困擾企業(yè)并購決策的核心問題。因?yàn)槠髽I(yè)并購決策雖然由公司董事會最終制定，但目標(biāo)公司的選擇以及相關(guān)信息的采集一般始于管理層，且高管人員是并購決策的最終執(zhí)行者。因此，有理由相信高管基于一己私利發(fā)動企業(yè)并購(李善民等，2009)[24]，且在這一過程中受自身利益導(dǎo)向的影響而存在是否向董事會披露相關(guān)信息的權(quán)衡，即高管可能不愿意與具有雙重身份的董事(咨詢者與監(jiān)督者)共享擁有的相關(guān)信息(Adams and Ferrera，2007)[1]。而董事會成員中獨(dú)立董事的作用主要是為企業(yè)提供決策所需要的信息以及對高管進(jìn)行監(jiān)督(Masulis et al.，2012)[17]，尤其在我國獨(dú)立董事制度構(gòu)建較晚、考核指標(biāo)單一且不參與日常經(jīng)營活動等特殊背景之下，獨(dú)立董事發(fā)揮咨詢功能的作用顯現(xiàn)得尤為突出(劉春等，2015)[21]。信息是影響?yīng)毩⒍掳l(fā)揮咨詢功能的重要因素，獨(dú)立董事的信息來源渠道較多時則具有信息優(yōu)勢，可以更好為企業(yè)提供咨詢服務(wù)。

另一方面，獨(dú)立董事具有信息優(yōu)勢的關(guān)鍵是通過其任職于參與并購的企業(yè)或相關(guān)企業(yè)，且同時存在其他獨(dú)立董事與其至少在一個及以上的企業(yè)董事會中任職，由此形成直接或間接網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的集合。因此，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)具有兩個重要特征：第一，獨(dú)立董事作為獨(dú)立的個體本身；第二，獨(dú)立董事之間因至少在同一個董事會任職而帶來的相互間的聯(lián)結(jié)關(guān)系(謝德仁和陳運(yùn)森，2012)[26]。弱聯(lián)結(jié)優(yōu)勢理論(Granovetter，1973)[11]將聯(lián)結(jié)關(guān)系定義為嵌入社會中的行為者或社會組織之間互相交流和信息溝通的一種關(guān)系，根據(jù)雙方認(rèn)識時間長短、互相溝通的頻繁程度、互相建立的情感強(qiáng)度及雙方交換信息的程度這四項(xiàng)基本因素，可以將這種紐帶關(guān)系分成“弱聯(lián)結(jié)”關(guān)系和“強(qiáng)聯(lián)結(jié)”關(guān)系。存在“強(qiáng)聯(lián)結(jié)”關(guān)系的經(jīng)濟(jì)個體往往在各方面都很類似，通常處于同一個社會階層，擁有相同的職業(yè)、相似的教育經(jīng)歷和經(jīng)濟(jì)能力等，這個群體的集聚性非常高，獲得的信息不僅很趨同，并可能存在較高的冗余性和同質(zhì)性。反之，存在“弱聯(lián)結(jié)”關(guān)系的群體異質(zhì)性很高，個體的相似性很低，存在于不同的社會階層，個人的經(jīng)歷和所處的環(huán)境往往大不相同，人群分布范圍更寬廣，因此得到的信息分布范圍比較寬泛，特別是可以獲得跨越社會界限的信息，并且將信息傳遞給更廣泛的群體。在我國上市公司中，內(nèi)部董事通常是專職人員，在幾家公司兼任的情況較少，內(nèi)部人員之間的接觸比較多，互動頻繁，容易建立情感，因此屬于“強(qiáng)聯(lián)結(jié)”關(guān)系。與內(nèi)部董事相比，獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)特征更加明顯，獨(dú)立董事往往是某一個方面的專業(yè)人員，通常企業(yè)會聘任會計(jì)師、律師、政府官員和教育界老師等社會知名人士，職業(yè)的區(qū)分度很高，跨越各社會階層。雖然每個人掌握的信息量有限，但是，由于獨(dú)立董事的兼職行為而使其身處龐大的社會網(wǎng)絡(luò)之中，從而易于信息在不同群體之間的自由流通，獨(dú)立董事間的共享資源更加多元化與差異化。

此外，每一位獨(dú)立董事所處的社會網(wǎng)絡(luò)位置并不相同，社會關(guān)系中存在著一個等級秩序，進(jìn)而每家公司所擁有的網(wǎng)絡(luò)信息也是差異萬千。從理論上來說，如果在獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中處于較高的層級，那么意味著該獨(dú)立董事?lián)碛懈嗟纳鐣Y本，比如更多的信息傳播渠道、專業(yè)知識，甚至可以獲得重要的內(nèi)部消息等等，這些關(guān)鍵性的社會資源會影響到獨(dú)立董事治理作用的發(fā)揮。本文借鑒Freeman(1979)[9]的網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)來衡量獨(dú)立董事在整個上市公司董事網(wǎng)絡(luò)中的不同位置，網(wǎng)絡(luò)中心度是描述人在社會網(wǎng)絡(luò)中位置的一系列方法，它指的是獲取信息和影響經(jīng)濟(jì)決策的能力(Jackson，2010)[16]。獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，意味著與更多的人具有更多的聯(lián)系，連接其他任何個人時具有更短路徑，越容易獲取在網(wǎng)絡(luò)中流通的信息和專業(yè)知識，同時其傳遞能力就更強(qiáng)。也就是說與獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度較低的企業(yè)相比，這類企業(yè)在制定并購決策時擁有更多信息，受信息不對稱的影響更小，有利于企業(yè)迅速反應(yīng)并及時把握投資機(jī)會。因此，基于以上分析，我們提出假設(shè)1：

假設(shè)1：獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高則企業(yè)越傾向于進(jìn)行并購，即獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)并購決策正相關(guān)。

獨(dú)立董事是否能夠發(fā)揮咨詢功能，通過網(wǎng)絡(luò)傳遞關(guān)于企業(yè)需要的并購信息，以獲得更好的并購績效？首先，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)為企業(yè)提供其他公司并購成功經(jīng)驗(yàn)，吸取并購失敗的教訓(xùn)，為企業(yè)提供實(shí)踐性的參考(Beckman and Haunschild，2002)[3]。根據(jù)學(xué)習(xí)效應(yīng)，獨(dú)立董事往往會從同行中學(xué)習(xí)談判策略、并購前的準(zhǔn)備工作和并購后的整合工作等專業(yè)操作，與客戶、供應(yīng)商等建立重要業(yè)務(wù)聯(lián)系，同時獲得其他競爭企業(yè)的行為信息，并及時了解目前國家監(jiān)管制度變化及相關(guān)法律法規(guī)調(diào)整。其次，并購浪潮往往源于行業(yè)內(nèi)外部企業(yè)的相互沖擊(Harford，2005)[13]，而獨(dú)立董事通常是某一行業(yè)的專家，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)可以為企業(yè)提供當(dāng)前行業(yè)發(fā)展趨勢的即時信息，市場狀況及其他市場核心數(shù)據(jù)，行業(yè)內(nèi)最前沿的技術(shù)創(chuàng)新和近期并購事件等時效性較強(qiáng)的信息，使得企業(yè)在合并浪潮中做好防御及對自身的準(zhǔn)確定位。最后，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)可以為所在的主并公司提供豐富的目標(biāo)公司信息，快速識別與定位實(shí)際目標(biāo)公司，以便準(zhǔn)確評估其價(jià)值，降低風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，從而減少潛在的大量搜索成本(Bruner，2004)[5]。如果主并公司掌握潛在目標(biāo)公司的能力、現(xiàn)有的治理機(jī)制、以及對方管理層等關(guān)鍵人物關(guān)于并購意愿的信息，則更有利于主并公司預(yù)測并購協(xié)同效應(yīng)，通過并購活動為公司股東創(chuàng)造價(jià)值。因此，基于以上分析，我們提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2：社會網(wǎng)絡(luò)有助于獨(dú)立董事掌握更多優(yōu)質(zhì)信息，將咨詢建議能力轉(zhuǎn)化為企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造，在并購活動后獲得更好的并購績效，即獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)并購績效正相關(guān)。

研究設(shè)計(jì)

一、樣本選取與數(shù)據(jù)處理

由于2003年我國才開始基本建立完善的獨(dú)立董事制度，并且2004年開始我國上市公司并購交易的信息披露數(shù)據(jù)才相對完整，因此，本文選取2004～2015年滬、深兩市A股上市公司作為初始研究樣本，篩選樣本公司的具體方法如下：(1)如果同一家上市公司在同一年宣告兩筆或者兩筆以上針對同一家目標(biāo)公司的并購交易，則合并為一起并購事件；(2)剔除ST類和終止上市的公司；(3)剔除金融行業(yè)的上市公司；(4)選擇上市公司資產(chǎn)收購、股權(quán)轉(zhuǎn)讓和吸收合并等狹義類型的并購行為，剔除業(yè)務(wù)類型為資產(chǎn)剝離、債務(wù)重組、資產(chǎn)置換、股份回購等廣義形式的并購活動。經(jīng)過一系列的篩選，最終得到13680個樣本公司，包括7570個發(fā)生并購的樣本公司和6110個非并購樣本公司。為了消除離群值的影響，本文對主要連續(xù)變量進(jìn)行了1～99%水平的縮尾處理(Winsorize)。本文全部數(shù)據(jù)主要來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫和新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)站?！熬W(wǎng)絡(luò)中心度”指標(biāo)計(jì)算采用社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)分析軟件Pajek，統(tǒng)計(jì)分析軟件為Stata14.0。

獨(dú)立董事資料通過手工收集和整理獲得。1構(gòu)建研究樣本公司每一位獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)中心度，具體方法如下：首先，明確每一個獨(dú)立董事具有唯一的身份ID，如果某獨(dú)立董事i在某公司j中任職，則矩陣[i，j]對應(yīng)的值為1，否則為0，以此類推，由此構(gòu)建出完整的“獨(dú)立董事—公司”矩陣；其次，使用社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)分析軟件Pajek將該二維矩陣轉(zhuǎn)化為一維矩陣，本文模型使用公司層面的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)，即轉(zhuǎn)化后的矩陣為“公司—公司”，最后，計(jì)算出公司層面的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的具體變量數(shù)值。

二、模型設(shè)定與變量說明

為了檢驗(yàn)本文的理論假設(shè)預(yù)期是否成立，分別構(gòu)建logit模型(1)及多元回歸模型(2)，研究獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對企業(yè)并購決策及并購績效的影響。

1.被解釋變量

模型(1)的被解釋變量MA為企業(yè)并購，系二元虛擬變量，如果該年度內(nèi)樣本公司發(fā)生并購，則賦值為1，否則為0。模型(2)的被解釋變量Perf為并購績效，分別采用短期并購績效(CAR)與長期并購績效(BHAR)來表示。

表1 并購首次交易日公告前后10個交易日平均超額收益率

短期并購績效(CAR)通過事件研究法計(jì)算，為并購首次宣告日前后一段時間內(nèi)的股票價(jià)格的累計(jì)超額收益率。CAR的具體估計(jì)采用Brown and Warner(1985)[4]的市場模型法，公式為Rit=αi+βiRmt+ε。其中Rit為在第t期考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票i的日個股回報(bào)率，Rmt為t時期考慮現(xiàn)金紅利再投資的市場m的日回報(bào)率。本文采用國內(nèi)學(xué)者(李善民和朱滔，2006；陳仕華等，2013)[25][19]的普遍做法，選取并購首次宣告日[-150,30]窗口作為市場模型中的參數(shù)α和β的估計(jì)區(qū)間，然后計(jì)算出并購首次宣告日[-10,10]窗口的預(yù)測值，并將實(shí)際值與預(yù)測值之差作為這段時期的超額收益。表1為并購首次交易日公告前后10個交易日平均超額收益率。從表1可以看出，在并購首次公告日之前的第5個交易日到并購公告日之后的第3個交易日的平均超額收益率在1%的水平上顯著異于零，因此本文選擇[-5，3]窗口來計(jì)算并購事件的累計(jì)超額收益率(CAR)。

長期并購績效(BHAR)用購買并持有公司股票的超常收益來表示。BHAR衡量的是購買公司股票并一直持有到考察期結(jié)束，公司股票收益率超過市場組合或?qū)?yīng)組合收益率的大小。本文借鑒Gregory(1997)[12]、李善民和朱滔(2006)[25]、陳仕華等(2013)[19]的研究，計(jì)算主并公司i并購[0，T]月后的BHAR，具體計(jì)算公式如下：BHARiT=Π(1+Rit)-Π(1+Rpt)。其中，Rit為主并公司i在t月的月收益率，Rpt表示對應(yīng)組合的月收益率，T=0～24，t=0代表發(fā)生并購當(dāng)月，t=1表示并購后一個月，以此類推。計(jì)算對應(yīng)組合的月收益率Rpt借鑒李善民和朱滔(2006)[25]的交叉分組方法，根據(jù)公司在t年6月份的月流通市值規(guī)模和t-1年12月份的權(quán)益賬面/市值比先后從小到大排序后均分成5組，共計(jì)25組；對每年的25組公司，分別計(jì)算各組的等權(quán)月收益率Rpt。

2.解釋變量

解釋變量Centrality為獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)，分別為中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)。

(1)中介中心度(Betweenness)，是度量個體作為中介的能力，顯示個體對信息流的控制程度，位于兩個其他個體之間的個體可以中斷或促進(jìn)這兩個個體之間的信息傳遞。如果某個個體在網(wǎng)絡(luò)成員中最短路徑的頻繁程度越高，則說明他的中介性更高。計(jì)算公式如下：

gij是兩個董事之間必須經(jīng)過的最短路徑數(shù)，gij(k)是兩個董事之間最短路徑中具有的董事數(shù)量，N為整個網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模，即當(dāng)年所有上市公司獨(dú)立董事的總?cè)藬?shù)，分母用(N-1)(N-2)/2消除每年的規(guī)模差異。

(2)接近中心度(Closeness)，是個體從網(wǎng)絡(luò)中其他個人中獲取信息的能力，是個體和網(wǎng)絡(luò)中所有其他個體之間的(最短)距離之和的倒數(shù)。計(jì)算公式如下：

dij是獨(dú)立董事i與獨(dú)立董事j之間的最短距離(測地線)，∑i≠j∈Ndij為獨(dú)立董事與其他所有獨(dú)立董事之間的最短距離之和。

(3)程度中心度(Degree)，是個人與網(wǎng)絡(luò)中的其他個人具有直接關(guān)系的數(shù)量。個人擁有的連接越多，該個體在網(wǎng)絡(luò)中越靠近中心，在網(wǎng)絡(luò)中的地位越高，獲取的信息也更多。計(jì)算公式如下：

∑j≠ixij為網(wǎng)絡(luò)中某一獨(dú)立董事i與其他獨(dú)立董事有直接關(guān)系的數(shù)量之和。

3.控制變量

表2 變量定義表

借鑒Moeller et al.(2004)[18]的研究，本文選取的財(cái)務(wù)類控制變量包括：成長機(jī)會(Tobin's Q)、企業(yè)規(guī)模(Size)、流動能力(Liquidity)、盈利能力(ROA)、發(fā)展能力(Growth)與資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)。為避免同期性偏見，財(cái)務(wù)類控制變量取滯后一期數(shù)值。獨(dú)立董事的研究屬于公司治理范疇，可能會受到其他公司治理變量的影響，因此進(jìn)一步控制相關(guān)公司治理類變量：兩職兼任(Duality)、董事會規(guī)模(Board)、獨(dú)立董事比例(Indep)、管理層持股比例(ESH)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Property)與第一大股東持股比例(Top1)。此外，本文還設(shè)置了行業(yè)(Industry)和年度(Year)虛擬變量，用來控制不同行業(yè)和年度特殊性對研究結(jié)果的影響。全文主要變量定義及計(jì)算方法見表2。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。企業(yè)并購的平均值為0.553，說明在全樣本中每百家公司有55.3%的企業(yè)進(jìn)行了并購，我國上市公司的并購活動總體來說較為頻繁。短期并購績效(CAR)和長期并購績效(BHAR)的均值分別為0.019和-0.109，并且通過比較最大值與最小值發(fā)現(xiàn)公司之間長期并購績效的差距較大，而短期并購績效差距則相對較小。中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)平均值分別為0.001、0.050和2.749，說明各個企業(yè)之間的社會網(wǎng)絡(luò)中流通的信息存在差異性。成長機(jī)會的均值和中位數(shù)都大于1，說明大部分樣本公司具有良好的投資機(jī)會。發(fā)展能力的均值為18.8%，從總體上看樣本公司的發(fā)展勢頭強(qiáng)勁，具有良好的成長性。資產(chǎn)負(fù)債率均值為48.3%，表明樣本公司債務(wù)融資占總體融資的比例將近一半，說明負(fù)債是外部資金的主要組成部分。兩職兼任的均值為19.8%，說明將近五分之一的樣本公司的董事長和總經(jīng)理為同一人。董事會人數(shù)的平均值和中位數(shù)都為9人，最小值為5人。獨(dú)立董事比例均值為36.5%，最小值為27.3%，說明大部分企業(yè)都達(dá)到了上市公司關(guān)于董事會成員中至少應(yīng)該包括1/3的獨(dú)立董事的監(jiān)管要求。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)均值為49.6%，說明樣本公司將近一半為國有企業(yè)。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

二、組間均值T檢驗(yàn)與中值秩和檢驗(yàn)

表4 獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度基于并購決策的組間差異檢驗(yàn)

表4為獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度基于并購決策的組間差異檢驗(yàn)，將公司基于企業(yè)并購與否(MA)分為兩組，對主要變量進(jìn)行組間均值T檢驗(yàn)和中值秩和檢驗(yàn)，通過觀察組間的差異顯著性來檢驗(yàn)樣本是否符合理論假設(shè)預(yù)期。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，13680個樣本公司中，7570家企業(yè)為并購樣本，6110家企業(yè)為非并購樣本，與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致。T檢驗(yàn)結(jié)果顯示，并購企業(yè)的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度均值明顯更高，兩組公司的中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)的均值分別為0.002，0.048和2.791，而非并購樣本的對應(yīng)均值為0.001，0.034和2.310，兩者之間的差異均在1%水平上顯著。就財(cái)務(wù)類控制變量而言，并購樣本的成長機(jī)會、企業(yè)規(guī)模、盈利能力、發(fā)展能力和資產(chǎn)負(fù)債率顯著地高于非并購樣本，而流動能力則顯著地低于非并購企業(yè)，可能的原因是我國的現(xiàn)實(shí)情況是大部分企業(yè)都傾向于采用現(xiàn)金對價(jià)方式進(jìn)行并購，因此執(zhí)行并購決策的企業(yè)流動性欠佳。而在公司治理控制變量中，兩職兼任與獨(dú)立董事比例的差異顯著為正，說明總經(jīng)理與董事長為同一人，以及獨(dú)立董事比例較高時，企業(yè)進(jìn)行并購的機(jī)率比較大。董事會規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和第一大股東持股比例的差異在1%的水平顯著為負(fù)，管理層持股比例并沒有呈現(xiàn)出顯著的差異性。相類似的，中值秩和檢驗(yàn)也發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的確在并購樣本與非并購樣本之間呈現(xiàn)數(shù)據(jù)中值的顯著性差異，與T檢驗(yàn)結(jié)果相一致，其他控制變量的差異顯著性有細(xì)微變動。這也初步支持了假設(shè)1預(yù)期的獨(dú)立董事中心度越大的企業(yè)并購活動越頻繁。

表5 獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購決策

三、獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購決策

表5為獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購決策的邏輯回歸結(jié)果。從表5的實(shí)證結(jié)果中可以看到，中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)的所有系數(shù)均顯著為正，該結(jié)果充分認(rèn)證本文假設(shè)1的預(yù)期，即獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)中心度越高，則企業(yè)進(jìn)行并購的機(jī)率越大。就財(cái)務(wù)類的控制變量而言，列(1)、列(3)和列(5)的結(jié)果是一致的，成長機(jī)會、企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力、資產(chǎn)負(fù)債率與并購決策呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說明投資機(jī)會越多，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大，發(fā)展能力越好，負(fù)債率越高的企業(yè)更有可能成為并購交易中的主并方，而流動能力則與并購決策呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明執(zhí)行并購決策的企業(yè)由于付出更多的現(xiàn)金等流動性資產(chǎn)，因而流動性欠佳。此外，由于獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)屬于董事會治理范疇，很有可能受到其他董事會特征的影響，因此，本文進(jìn)一步控制相應(yīng)的公司治理類變量。研究結(jié)果表明，兩職兼任系數(shù)都在1%的水平顯著為正，說明總經(jīng)理和董事長由一人擔(dān)任時，企業(yè)處于高度集權(quán)狀態(tài)，更有利于并購決策的順利制定。企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與第一大股東持股比例與企業(yè)并購行為顯著負(fù)相關(guān)，說明國有企業(yè)相較于非國有企業(yè)而言駕馭厚重資本在并購市場中發(fā)揮資本優(yōu)勢的能力更強(qiáng)，而股權(quán)集中度越高的企業(yè)可能更加排斥由于并購帶來的重組與持股比例下降等不利因素。而其他公司治理變量，獨(dú)立董事比例、董事會規(guī)模和管理層持股比例并未顯著影響企業(yè)并購決策，這也說明證監(jiān)會對公司治理結(jié)構(gòu)制定的監(jiān)管要求缺乏彈性與實(shí)效性，而管理層持股作為高管長期激勵的一種手段，可能由于持股比例較低等原因，對公司投資決策尚未產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。

四、獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購績效

表6為獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購績效的多元線性回歸結(jié)果，其中，列(1)、列(2)和列(3)為短期并購績效(CAR)的回歸結(jié)果，而列(4)、列(5)和列(6)為長期并購績效(BHAR)的回歸結(jié)果。短期并購績效的回歸結(jié)果中，中介中心度(Betweenness)、接近中心度(Closeness)和程度中心度(Degree)的系數(shù)均顯著為正，該結(jié)果說明獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)中心度越高，則企業(yè)并購獲得的短期經(jīng)濟(jì)后果越好?？刂谱兞恐?，短期并購績效僅與企業(yè)規(guī)模在1%水平上顯著為負(fù)，說明規(guī)模越大企業(yè)實(shí)力越雄厚，但是同時面臨的風(fēng)險(xiǎn)因素也更多，對短期并購績效反而不利。董事會規(guī)模的回歸系數(shù)在10%水平顯著為正，說明董事會規(guī)模對短期績效具有正向促進(jìn)作用。并且，在長期并購績效的回歸結(jié)果中，所有表示獨(dú)立網(wǎng)絡(luò)中心變量的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明獨(dú)立董事在網(wǎng)絡(luò)位置中處于較高的層級，則具有更豐富的信息和更廣泛的來源，更利于企業(yè)實(shí)現(xiàn)價(jià)值創(chuàng)造、取得較好的并購績效。由此，結(jié)合短期并購績效的回歸結(jié)果，能夠充分支持本文假設(shè)2的理論預(yù)期，即主并公司的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購績效顯著正相關(guān)?？刂谱兞恐?，成長機(jī)會與企業(yè)規(guī)模的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，而流動能力、獨(dú)立董事比例和第一大股東持股比例則為顯著正向作用，這也說明現(xiàn)金流是企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值不可或缺的血液，獨(dú)立董事比例的回歸結(jié)果也在一定程度上突出獨(dú)立董事治理的作用，而第一大股東持股比例越高雖然比較排斥并購活動的發(fā)生、但卻在事后能夠取得較好的并購績效，表明股權(quán)集中度越高、第一大股東對公司投資經(jīng)營活動投入的關(guān)注度越高，投資決策更加謹(jǐn)慎、價(jià)值創(chuàng)造也更加豐碩。

表6 獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購績效

穩(wěn)健性檢驗(yàn)

一、排除規(guī)模替代效應(yīng)2

一般來說，獨(dú)立董事的聘任主要靠聲譽(yù)機(jī)制，聲譽(yù)越好的獨(dú)立董事能獲得更多有關(guān)于企業(yè)治理行為的信息和資源以及提高在董事會的決策影響力，同時在其他企業(yè)兼任的概率也更大。而相較于小型企業(yè)而言，大型公司更具備能力聘請這類獨(dú)立董事，也就是說聲譽(yù)較好的獨(dú)立董事一般供職于大型企業(yè)，可以形成更大的社會網(wǎng)絡(luò)，那么并購活動就更加頻繁。為了排除這種“獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購決策的正相關(guān)關(guān)系是由于企業(yè)規(guī)模導(dǎo)致”的可能性，我們根據(jù)樣本規(guī)模的中位數(shù)將樣本公司分為兩類，高于樣本規(guī)模中位數(shù)的為大規(guī)模公司，反之則為小規(guī)模企業(yè)，分別進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)結(jié)論依然穩(wěn)健，排除了以上可能的規(guī)模替代性解釋。

二、變換獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)3

為了排除因指標(biāo)計(jì)算方法不同而導(dǎo)致回歸結(jié)果的差異，我們將正文中公司層面的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)替換為董事層面的網(wǎng)絡(luò)中心度，采用模型(1)進(jìn)行實(shí)證回歸后發(fā)現(xiàn)，與表5的回歸結(jié)果基本保持一致，說明本文的研究結(jié)論具有一定程度的穩(wěn)健性。

三、內(nèi)生性問題處理

考慮到可能遺漏變量導(dǎo)致內(nèi)生性問題，本文進(jìn)行以下處理：首先，使用公司層面的固定效應(yīng)模型控制同時影響公司治理和并購的潛在因素，進(jìn)行固定效應(yīng)回歸后結(jié)果如表7所示。結(jié)果中，除了中介中心度(Betweenness)與短期并購績效(CAR)的關(guān)系并不顯著，其他兩個中心度的結(jié)果依然不變，且中心度指標(biāo)與長期并購績效的回歸結(jié)果仍然表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)上的顯著性水平，說明可能存在較低程度的內(nèi)生性問題，但是并不足以改變本文的研究結(jié)論。

表7 固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

其次，使用兩階段回歸模型。由于獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)中心度變量很難找到合適的工具變量，因此，本文借鑒陳運(yùn)森和謝德仁(2011)[20]的處理方法，運(yùn)用代理變量的兩階段最小二乘法，即不對現(xiàn)有的解釋變量處理，而是從原模型的殘差中擬合出有用信息再次進(jìn)行第二階段的回歸分析。具體做法如下：第一個階段用獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與影響網(wǎng)絡(luò)位置的公司層面變量即成長機(jī)會、企業(yè)規(guī)模、流動能力、盈利能力、發(fā)展能力和資產(chǎn)負(fù)債率，以及兩職兼任、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事比例、管理層持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和第一大股東持股比例等公司治理變量進(jìn)行回歸，擬合殘差值，并將其作為獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的代理變量放入第二階段的回歸分析中。兩階段回歸模型的實(shí)證結(jié)果如表8所示，發(fā)現(xiàn)僅在長期并購績效回歸中，程度中心度(Degree)的系數(shù)并不顯著，其他各列的系數(shù)都顯著為正，說明代理變量的兩階段回歸結(jié)果與表6基本一致，研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表8 兩階段最小二乘法回歸結(jié)果

結(jié)論

從鑲嵌理論與弱聯(lián)結(jié)優(yōu)勢理論出發(fā)，本文以2004～2015年滬深A(yù)股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)獨(dú)立董事在網(wǎng)絡(luò)框架下對企業(yè)并購決策及并購績效的影響。結(jié)果顯示，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)并購呈顯著正相關(guān)關(guān)系，社會網(wǎng)絡(luò)的中心位置意味著擁有最大程度獲取信息的能力，可以在并購時面對較低的信息不對稱，及時把握并購機(jī)會。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，如果在獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中處于較高的層級，那么意味著擁有更多的信息傳播渠道、專業(yè)知識，甚至可以獲得重要的內(nèi)部信息等，進(jìn)而加強(qiáng)獨(dú)立董事在并購過程中的咨詢建議功能，對并購績效起到正向的促進(jìn)作用。本文研究結(jié)果表明，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)是并購等相關(guān)戰(zhàn)略性信息的重要來源，是公司董事會及高管制定重大投資決策的可靠“智囊”，企業(yè)應(yīng)充分利用網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事在企業(yè)并購活動和價(jià)值創(chuàng)造中所發(fā)揮的作用，因此，上市公司按照市場監(jiān)督制度高薪厚祿聘請的獨(dú)立董事應(yīng)當(dāng)在公司經(jīng)營決策中扮演重要的信息提供者角色，本文的研究結(jié)論為上市公司聘用獨(dú)立董事提供一定程度的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

同時，本文也存在以下研究不足：第一，僅考慮獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對并購行為的影響，但是公司還存在著內(nèi)部董事網(wǎng)絡(luò)，股東網(wǎng)絡(luò)，高管網(wǎng)絡(luò)和員工網(wǎng)絡(luò)等，并且，網(wǎng)絡(luò)位置也會影響并購對價(jià)方式、并購溢價(jià)等其他并購要素，因此，這些問題都需要未來研究的進(jìn)一步拓展。第二，獨(dú)立董事間的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系是松散的和非正式的，而企業(yè)在資本市場中運(yùn)營則需要遵守證監(jiān)會的一系列正式法律法規(guī)和規(guī)章制度，如何將正式制度與非正式制度結(jié)合也是未來研究需要考慮的一個重點(diǎn)。

注釋

1.在搜集數(shù)據(jù)的過程中發(fā)現(xiàn)我國上市公司獨(dú)立董事的重名現(xiàn)象非常普遍，并且數(shù)據(jù)庫中的“董監(jiān)高個人資料”中的人員ID并非為識別的唯一指標(biāo)，必須通過個人簡歷進(jìn)行手工甄別，以免錯誤地計(jì)算獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)中心度。

2.受篇幅所限，排除規(guī)模替代效應(yīng)、變換獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)的回歸結(jié)果、以及兩階段回歸的第一階段結(jié)果并沒有列示，有需要請與作者聯(lián)系。

3.同注釋2。