胡海峰 郭松林 竇 斌 王愛萍

內(nèi)容提要：上市公司違規(guī)一直是困擾中國資本市場發(fā)展的頑疾，與當(dāng)前高質(zhì)量發(fā)展要求相違背。本文以2006—2017年滬深A(yù)股非金融類上市公司為研究樣本，借鑒社會網(wǎng)絡(luò)研究方法，構(gòu)建上市公司的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)，采用雙變量概率單位估計方法，分別探究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與公司違規(guī)發(fā)生和稽查兩過程的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)公司的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)與公司違規(guī)后被稽查的概率顯著負(fù)相關(guān)，與公司實施違規(guī)的傾向不存在顯著關(guān)系。本文進行多種拓展性分析，考慮公司間的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建的差異以及公司個體的財務(wù)特征，所得結(jié)論與基準(zhǔn)回歸一致。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)作為公司間自發(fā)形成的一種組織形式，在預(yù)防和打擊上市公司違規(guī)方面帶來了負(fù)的外部性，本文間接地為上市公司和監(jiān)管機構(gòu)提供了治理和防范公司違規(guī)的線索。

一、問題提出

后疫情時代，伴隨著百年未有之大變局加速演化，不確定、不穩(wěn)定因素日益突出，邁向新發(fā)展階段的中國經(jīng)濟正經(jīng)歷著前所未有的風(fēng)險挑戰(zhàn)。在此情形下，黨中央高度重視資本市場的健康發(fā)展，賦予資本市場新時代的定位和使命，正通過逐步打造一個規(guī)范、透明、開放、有活力、有韌性的資本市場來為中國經(jīng)濟助推發(fā)力。

規(guī)范是前提、是基礎(chǔ)。資本市場的規(guī)范化、法制化一方面有利于營造企業(yè)間合理、公平的競爭環(huán)境，塑造百舸爭流的繁榮局面；另一方面有助于提升對投資者的保護力度，加速社會閑散資金向社會資本的轉(zhuǎn)化。在監(jiān)管機構(gòu)對資本市場違法違規(guī)“強監(jiān)管”“零容忍”的同時，作為資本市場重要參與者的上市公司違規(guī)現(xiàn)象卻屢禁不止，比如2018年的長生生物虛假信息披露、2019年的撫順特鋼財務(wù)造假、2020年的康美藥業(yè)財務(wù)造假。上市公司違規(guī)問題接連不斷，嚴(yán)重打擊投資者信心，破壞資本市場合理配置資源的功能，這引起了監(jiān)管機構(gòu)和國內(nèi)外學(xué)者的高度關(guān)注。

上市公司違規(guī)追根溯源屬于公司治理的范疇。公司內(nèi)外部治理依賴于諸多方面，如公司的內(nèi)部控制完善度、董事會的能力水平以及外部監(jiān)管部門監(jiān)管強度和精準(zhǔn)度等。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)系是由公司董事會成員通過在多家不同的公司任職而建立的直接或間接的聯(lián)結(jié)關(guān)系，是上市公司社會關(guān)系的重要表現(xiàn)。在正式制度薄弱、社會關(guān)系復(fù)雜的中國資本市場上，以社會關(guān)系為主的非正式制度安排發(fā)揮著至關(guān)重要的作用[1]。

在中國，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)系幾乎覆蓋了整個資本市場。2016年的滬深兩市A股市場上，約有94.19%(1)2016年，樣本中A股市場共有3 118家公司，其中2 937家存在連鎖董事現(xiàn)象。以上數(shù)據(jù)皆來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。的上市公司董事會至少擁有一名連鎖董事。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)作為市場經(jīng)濟改革過程中自發(fā)形成的一種公司組織形式，對公司治理產(chǎn)生了重要影響?；谝延械奈墨I研究，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)有助于公司間內(nèi)外部信息的雙向傳遞，減少代理問題發(fā)生，內(nèi)部董事對公司管理層的監(jiān)管效率也會得到較大提升。然而現(xiàn)實情況表明，盡管連鎖董事網(wǎng)絡(luò)在資本市場發(fā)展得如火如荼，隨之相伴的卻是近些年上市公司違規(guī)事件數(shù)量的急速飆升，從2010年117件到2020年的1 486件，幾乎翻了十倍之多。雖然造成上市公司違規(guī)問題的原因極其復(fù)雜，但從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上來看，以連鎖董事網(wǎng)絡(luò)為代表的社會關(guān)系對公司的內(nèi)部治理水平以及日常經(jīng)營發(fā)展產(chǎn)生的影響效果并不明確，沒有抑制違規(guī)行為的發(fā)生。這不僅與現(xiàn)有連鎖董事理論相背離，也與諸多研究連鎖董事的文獻結(jié)論不符。本文正是在這樣的背景下，希望通過探究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與公司違規(guī)之間的關(guān)系，揭示連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對公司治理水平的真實影響。

本文選取2006—2017年剔除金融類的滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，借鑒社會網(wǎng)絡(luò)分析方法，構(gòu)建上市公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)。由于公司違規(guī)研究面臨著嚴(yán)重部分可觀測(partial observability)難題，即只能觀測到部分被稽查出的違規(guī)事件，仍有很多違規(guī)問題未被稽查出來。為了解決這一難題，本文將公司違規(guī)分為違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查兩個潛在過程，采用雙變量概率單位(bivariate probit)估計方法，探究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對公司違規(guī)的影響。本文不僅按照董事類別構(gòu)建不同結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)，包括全體董事網(wǎng)絡(luò)和更為細(xì)分的獨立董事網(wǎng)絡(luò)，還考慮公司間高級管理人員的兼任情況，構(gòu)建涵蓋公司高級管理人員關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)。更進一步，本文通過探究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)的質(zhì)量、種類等特征，衡量關(guān)聯(lián)公司間的財務(wù)指標(biāo)差異，從而擴展連鎖董事網(wǎng)絡(luò)領(lǐng)域的研究深度和廣度，希望對上市公司的治理機制具有一定的學(xué)術(shù)和實踐指導(dǎo)意義。

相較已有文獻，本文貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：

從理論價值角度來看，本文豐富了連鎖董事在公司治理領(lǐng)域內(nèi)的研究。盡管目前關(guān)于連鎖董事的文獻眾多，但關(guān)于連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對公司內(nèi)部治理及經(jīng)營管理的作用效果存在分歧，并未形成一致結(jié)論。本文實證發(fā)現(xiàn)公司所處連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中的位置特征對上市公司違規(guī)行為存在影響。本文揭示連鎖董事網(wǎng)絡(luò)具有不可忽視的負(fù)外部性，解釋了諸多關(guān)于連鎖董事的文獻研究結(jié)論迥異甚至矛盾的背后原因。此外，當(dāng)前諸多文獻聚焦從公司內(nèi)部治理、薪酬設(shè)計等正式制度安排視角出發(fā)，探究公司違規(guī)的成因及后果，本文以非正式制度安排的社會關(guān)系為切入點，證實以連鎖董事網(wǎng)絡(luò)為代表的公司外部社會關(guān)系影響公司經(jīng)濟行為決策，打開了研究公司違規(guī)問題的新視角。

從研究方法及維度來看，首先，本文借鑒社會網(wǎng)絡(luò)分析方法，構(gòu)建公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)。相較以往有關(guān)連鎖董事的實證文獻，本文并未簡單地以啞變量定義連鎖董事關(guān)系，而是構(gòu)建連鎖董事網(wǎng)絡(luò)，從公司所處網(wǎng)絡(luò)位置特征維度出發(fā)，探究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對公司經(jīng)營管理的影響。這一維度更客觀，具有較深的社會學(xué)意義。此外，本文不僅僅關(guān)注網(wǎng)絡(luò)位置特征，對于網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)質(zhì)量、關(guān)聯(lián)范圍、關(guān)聯(lián)強弱、關(guān)聯(lián)對象的特征等諸多要素都進行深入探究，使連鎖董事網(wǎng)絡(luò)變得更加具體。其次，本文采用雙變量 probit估計方法有效地緩解了公司違規(guī)研究所面臨的部分可觀測難題。相較于傳統(tǒng)的probit或邏輯回歸(logit)估計方法，雙變量probit估計方法同時探究公司違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查兩個潛在過程，從而提高實證結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性。

本文實證結(jié)果表明，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對公司違規(guī)造成的負(fù)外部性并非同質(zhì)化、平均化，而是依據(jù)違規(guī)類別、公司特征等因素存在差異。本文通過對公司違規(guī)類型、公司資產(chǎn)規(guī)模，甚至關(guān)聯(lián)公司的財務(wù)特征進行分組檢驗，為監(jiān)管機構(gòu)合理分配有限的監(jiān)管資源提供指引，有助于推進上市公司分類監(jiān)管、精準(zhǔn)監(jiān)管、全程監(jiān)管。

本文的基本構(gòu)架安排如下：第二部分是文獻回顧與研究假設(shè)；第三部分是模型設(shè)計和數(shù)據(jù)說明；第四部分是實證結(jié)果與分析；第五部分是穩(wěn)健性檢驗；第六部分是拓展性分析；第七部分是研究結(jié)論和政策建議。

二、文獻綜述及研究假設(shè)

(一)文獻回顧

長期以來，上市公司違規(guī)問題備受國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注?，F(xiàn)有關(guān)于上市公司違規(guī)的文獻將影響違規(guī)行為的因素劃分為兩個方面。一方面關(guān)注于公司內(nèi)部經(jīng)濟環(huán)境，如公司董事會監(jiān)管、薪酬激勵設(shè)計等；另一方面著眼于公司的外部經(jīng)濟環(huán)境，如市場競爭、商業(yè)周期等因素。內(nèi)部視角， 戈德曼和斯萊扎克(Goldman & Slezak，2006)[2]、彭和勒爾(Peng & R?ell，2014)[3]基于現(xiàn)代薪酬理論，將經(jīng)理人違規(guī)行為內(nèi)生化，證實與股價相掛鉤的績效薪酬契約是一把“雙刃劍”，一方面提高了經(jīng)理人的工作積極性和努力程度，另一方面又不可避免地成為孕育公司業(yè)績操控等違規(guī)行為的溫床。董事會作為公司治理的核心內(nèi)容，代表著投資者利益訴求，一直被視為監(jiān)督公司內(nèi)部經(jīng)理人的有效機構(gòu)。董事會的特征，如董事的獨立性、董事會的規(guī)模等，會深刻影響公司違規(guī)傾向[4-5]。阿格拉沃爾和查達(dá)(Agrawal & Chadha，2005)發(fā)現(xiàn)擁有財務(wù)背景的獨立董事或?qū)徲嬑瘑T會成員提高公司的內(nèi)部治理水平，降低公司違規(guī)發(fā)生的可能性[6]。外部視角，上市公司作為經(jīng)濟活動的重要參與者，無法擺脫經(jīng)濟周期困擾。波韋爾等(Povel et al.,2007)基于理論模型對不同經(jīng)濟狀況下公司違規(guī)的動機開展研究，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟狀態(tài)不好不壞時，公司違規(guī)動機最高；這種倒U型關(guān)系同樣適用于行業(yè)周期中[7]。王等人(Wang et al.,2010)以首次公開募股(IPO)公司為研究樣本，探討行業(yè)景氣度對公司違規(guī)傾向的影響，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)行業(yè)景氣度上升時，公司違規(guī)傾向增強，但當(dāng)行業(yè)景氣度極高時，公司違規(guī)傾向減弱[8]。由此可見，上市公司違規(guī)行為受到內(nèi)外部環(huán)境諸多因素的影響。

以往文獻大多基于正式制度安排(formal institutional arrangement)探究薪酬合約、董事會組織架構(gòu)等標(biāo)準(zhǔn)合約與公司違規(guī)的關(guān)系，認(rèn)為無論是個人還是公司的經(jīng)濟行為，都事前存在一個有意制定好的合理規(guī)則，如公司與經(jīng)理人的雇傭合約、公司間的貿(mào)易合同等。對于經(jīng)濟主體而言，正式制度安排是對經(jīng)濟行為的規(guī)定和限制，明確各經(jīng)濟主體的責(zé)任和義務(wù)，有助于行為目標(biāo)的順利達(dá)成。如公司間簽訂的交易合同，合同雙方就產(chǎn)品的數(shù)量和質(zhì)量、交易的時間和地點、支付方式等諸多方面達(dá)成一致協(xié)議，并且該合同受到相關(guān)法律的保護。如果一方違反合同約定，違反方會受到法律懲罰，受損失方得到應(yīng)有的補償。由此來看，正式制度安排確保市場的健康有序發(fā)展。相較于正式制度安排，非正式制度安排(informal institutional arrangement)仍在目前經(jīng)濟社會中發(fā)揮著舉足輕重的作用。格拉諾維特(Granovetter，1985)明確指出，經(jīng)濟行為深度嵌入社會結(jié)構(gòu)中，而社會結(jié)構(gòu)的核心是人們社會生活中的社會網(wǎng)絡(luò)，即非正式制度安排[9]。非正式制度安排是指人們無意識接受的行為規(guī)范，社會人際關(guān)系作為其主要表現(xiàn)形式深刻影響著人們?nèi)粘５慕?jīng)濟行為。著名心理學(xué)家阿德勒曾用“一切生活都來自社會人際關(guān)系”來強調(diào)社會人際關(guān)系對日常生活的重要性。事實上，人類一切的經(jīng)濟活動皆是建立在社會人際關(guān)系上，只是一部分被標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)范化和制度化，成為以契約為代表的正式制度安排，而絕大多數(shù)經(jīng)濟活動仍深受非正式制度安排的影響。

公司違規(guī)行為作為一種經(jīng)濟活動，不僅是法律法規(guī)限制、規(guī)避以及懲罰的對象，其自身更是受到社會關(guān)系這類非正式制度安排的影響。有學(xué)者基于1998—2004年美國上市公司政治游說支出數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)公司的游說支出顯著影響了公司欺詐稽查工作：一方面，相較于不存在政治游說的公司，存在游說行為的公司欺詐發(fā)生后被監(jiān)管機構(gòu)稽查出來耗時更長，平均多出117天；另一方面，相較于合法經(jīng)營的公司，存在欺詐行為的公司進行政治游說傾向更強，政治游說支出平均多出77%[10]?？导{等(Khanna et al.,2015)借助美國1996—2006年的上市公司數(shù)據(jù)進行實證分析后發(fā)現(xiàn)，對于公司的非首席執(zhí)行官(CEO)經(jīng)理人和董事，如果至少有一位的任職時間在現(xiàn)任CEO 的任期內(nèi)，即當(dāng)現(xiàn)任CEO和經(jīng)理人及董事存在短期雇傭關(guān)系時，公司違規(guī)的概率更高[11]。此外，基于CEO任命產(chǎn)生的內(nèi)部關(guān)系延長了稽查違規(guī)所需時間，降低了CEO離職的概率。中國作為一個高度重視人情關(guān)系的國家，公司內(nèi)部高管間的裙帶關(guān)系廣泛存在于資本市場。陸瑤和李茶(2016)發(fā)現(xiàn)CEO對董事成員選擇和董事會監(jiān)管職能發(fā)揮具有顯著影響，即當(dāng)公司新增獨立董事(與CEO存在短期任命關(guān)系)比例增加時，公司違規(guī)傾向顯著提升[12]。此外，CEO的影響力會顯著延長違規(guī)稽查耗時，降低違規(guī)被稽查的風(fēng)險。陸瑤和胡江燕(2016)從CEO與董事“老鄉(xiāng)”關(guān)系視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)CEO與董事間的“老鄉(xiāng)”關(guān)系會顯著提高公司違規(guī)傾向，并且降低違規(guī)發(fā)生后被稽查的概率[13]。綜上，上市公司的社會關(guān)系不僅作用于公司違規(guī)的動機，而且影響著違規(guī)發(fā)生后監(jiān)管機構(gòu)的稽查效率。對上市公司擁有的社會關(guān)系的研究，已經(jīng)成為國內(nèi)外學(xué)者和監(jiān)管機構(gòu)關(guān)注的重要話題。

目前已有學(xué)者從公司內(nèi)部關(guān)系視角出發(fā)，研究公司CEO、董事等公司高級管理人員之間的內(nèi)部社會關(guān)系對公司治理的影響。諸多文獻發(fā)現(xiàn)，公司CEO與董事之間的社會關(guān)系會削弱公司成員的獨立性[14]，降低財務(wù)報告的質(zhì)量[15]，弱化董事會的監(jiān)督職能[16-17]，提高公司違規(guī)的概率[11-13]。相較于公司內(nèi)部高級管理人員裙帶關(guān)系帶來的消極效應(yīng)，以連鎖董事網(wǎng)絡(luò)為代表的公司外部社會關(guān)系往往具有正反兩面性。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)是由董事多地任職而形成的公司間關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)，多家公司由于“共享”一名或多名董事而建立穩(wěn)定關(guān)聯(lián)。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)存在于公司組織間，但建立在董事個體上[18]，嵌入在網(wǎng)絡(luò)中的社會資本影響著公司的經(jīng)濟行為以及業(yè)績表現(xiàn)。

一方面，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)能夠?qū)緝?nèi)部治理及經(jīng)營活動產(chǎn)生諸多積極影響，如改善公司治理水平[19-20]，有助于外部資源獲取[21-22]，促進信息傳遞[23-25]，提升業(yè)績表現(xiàn)[20]。蔡和塞維利爾(Cai & Sevilir，2012)發(fā)現(xiàn)當(dāng)并購雙方存在連鎖董事關(guān)聯(lián)時，并購交易溢價較低，并證實并購雙方通過連鎖董事網(wǎng)絡(luò)傳遞私有信息，降低交易成本[24]。公司在連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中的嵌入程度會影響公司獲取潛在社會資本的能力?？茽柕?Core et al.,1990)發(fā)現(xiàn)較高的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)密度能提升公司的經(jīng)營業(yè)績，此效應(yīng)在市場環(huán)境惡化的情境更為顯著[26]。對于公司內(nèi)部治理，達(dá)欽等(Duchin et al.,2010)認(rèn)為公司內(nèi)部董事掌握的信息越多，往往能夠及時發(fā)現(xiàn)和解決公司問題，公司內(nèi)部治理效能較高[20]。連鎖董事較強的信息獲取能力能夠?qū)具`規(guī)傾向起到震懾作用[27]。連鎖董事由于多地任職的緣故，豐富的社會關(guān)系使其具有較強的信息獲取能力，能夠?qū)緦嵤┘皶r且高效的監(jiān)管，將違規(guī)問題防患于未然[28]。王營和張光利(2018)基于民營上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)能夠顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新水平，通過機制分析證實這主要通過引資作用和引智作用來實現(xiàn)[21]。倪娟等(2019)從連鎖董事“社會人”視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)連鎖董事的聲譽擔(dān)保機制能顯著提高企業(yè)獲取信貸資源的能力，降低企業(yè)的融資成本[22]。李小青等(2020)從組織合法性和聲譽視角出發(fā)，證實處于中心位置的連鎖董事加強對公司的監(jiān)管力度，促進公司更好地履行社會責(zé)任[29]。

另一方面，部分文獻認(rèn)為董事的多處任職不可避免會降低對公司的監(jiān)管力度，產(chǎn)生較高的代理成本，進而損害公司績效和降低公司價值。菲希和希瓦達(dá)薩尼(Fich & Shivdasani，2006)將同時在三家及以上公司任職的董事認(rèn)定為“忙碌董事”(busy boards)，選取1989—1995年美國工業(yè)企業(yè)的公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)公司擁有“忙碌”董事越多，公司賬面市值比率越低，盈利能力越差，CEO職位變動對業(yè)績的敏感度越低[30]。科爾等(1999)發(fā)現(xiàn)董事越“忙碌”，公司對CEO的支付薪酬越高[26]?？锖屠?Kuang & Lee，2017)通過研究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與公司欺詐之間關(guān)系發(fā)現(xiàn)，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)顯著降低了公司欺詐后被稽查的概率[31]。當(dāng)關(guān)聯(lián)同伴公司存在欺詐行為時，公司發(fā)生欺詐的概率顯著提升。但以上文獻僅從董事的監(jiān)督職能出發(fā)，并未涉及對董事建議職能的探討。菲爾德等(Field et al.,2013)[32]認(rèn)為菲希和希瓦達(dá)薩尼(2006)[30]存在樣本選擇偏差，并未對公司類型進行分類考慮。菲爾德等(2013)發(fā)現(xiàn)，盡管連鎖董事的確會存在由于時間約束導(dǎo)致的監(jiān)管質(zhì)量下滑問題，但多地任職帶來的豐富經(jīng)驗以及社會聲譽會讓其更好地行使董事的建議職能。對于剛上市的公司，連鎖董事建議職能帶來的收益要高于監(jiān)督缺失導(dǎo)致的成本，而成熟公司則更關(guān)注連鎖董事監(jiān)督職能的行使[32]。

通過文獻梳理，可以發(fā)現(xiàn)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對公司日常經(jīng)營活動以及內(nèi)部治理安排等存在積極或消極影響，甚至針對同一研究問題，學(xué)者們的結(jié)論也不盡一致。本文認(rèn)為，這主要是因為多數(shù)文獻只聚焦于關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的表象，而未深入探究關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的內(nèi)部機理。一些文獻僅選用關(guān)系啞變量或連鎖董事數(shù)量作為公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的代理變量，忽視對公司在連鎖董事網(wǎng)絡(luò)位置的衡量。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中的社會資本并非在網(wǎng)絡(luò)中均勻分布，而是處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的公司掌控著更多社會資本。社會網(wǎng)絡(luò)流派認(rèn)為，網(wǎng)絡(luò)中的位置特征體現(xiàn)著公司對資源的控制力，這種控制力在社會學(xué)科中被稱為“權(quán)力”(power)[33]。在社會網(wǎng)絡(luò)學(xué)者看來，一個孤立的社會行動者是沒有權(quán)力的。一個社會行動者之所以擁有權(quán)力，是因為他與網(wǎng)絡(luò)中的其他人建立聯(lián)系，可以通過自身行為決策影響他人?；蛘哒f，一個人的權(quán)力就是網(wǎng)絡(luò)中其他人對此人的依賴性[34]。由此來看，越趨于網(wǎng)絡(luò)中心位置的個體所擁有的權(quán)力越大，獲得的潛在資源越豐富。

聚焦連鎖董事網(wǎng)絡(luò)形式，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)可分為董事個人網(wǎng)絡(luò)和公司組織網(wǎng)絡(luò)，兩者互為表里、相互依存。董事網(wǎng)絡(luò)以董事個體為網(wǎng)絡(luò)節(jié)點，公司董事會為連通橋梁。董事個體通過在多家公司董事會任職，與董事會中全體成員產(chǎn)生關(guān)聯(lián)，從而獲取信息、聲譽等優(yōu)勢。而公司網(wǎng)絡(luò)以公司為網(wǎng)絡(luò)節(jié)點，連鎖董事為連通橋梁。公司通過擁有多地任職的董事而與其他公司建立關(guān)聯(lián)，從而獲取信貸、信息等豐富資源。當(dāng)公司擁有任職地點多、聲譽名望高的董事時，公司越趨于以公司為節(jié)點的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心。而任職地點多、聲譽高的董事自然也在董事個人網(wǎng)絡(luò)的中心。因此，從網(wǎng)絡(luò)位置上來看，董事網(wǎng)絡(luò)和公司網(wǎng)絡(luò)更像鏡子的兩面，相互映襯。由于公司違規(guī)終究是公司層面的問題，以公司為節(jié)點，連鎖董事為連通橋梁的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)更適合研究邏輯的展開，為此，本文將從結(jié)構(gòu)性嵌入的視角，以連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)為主要解釋變量，構(gòu)建公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與違規(guī)行為的關(guān)系模型。

(二)研究假設(shè)

1.連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與公司違規(guī)發(fā)生

連鎖董事的治理動機主要受自身在董事網(wǎng)絡(luò)中的聲譽的影響，連鎖董事通過對公司實施有效的監(jiān)督，進而在人力資本市場上獲取一定的聲譽價值。由于瀆職行為會損害連鎖董事的聲譽，影響其未來的職業(yè)發(fā)展，所以出于聲譽方面的考慮會自發(fā)地減少經(jīng)營活動中不當(dāng)行為，盡職履行對公司的監(jiān)管義務(wù)。王營和張光利(2018)研究發(fā)現(xiàn)，連鎖董事的監(jiān)督動機很大程度上來自于聲譽積累。社會網(wǎng)絡(luò)理論認(rèn)為連鎖董事所處的網(wǎng)絡(luò)特征會直接影響自身的聲譽獲取，處于中心位置的連鎖董事聲譽價值較高[21]。連鎖董事在董事網(wǎng)絡(luò)中的位置越趨于中心，獲取資源信息的能力越強，能夠?qū)咎峁┘皶r有效的指導(dǎo)和監(jiān)管，越能贏得董事精英團體內(nèi)較高的聲譽度[34]。另外，聲譽機制的存在能夠增強連鎖董事履職時的獨立性，降低因與大股東和經(jīng)營管理者沖突而失去董事席位的顧慮，提高監(jiān)管客觀性和主動性?？ㄊ猜?Cashman et al.,2012)發(fā)現(xiàn)連鎖董事所在的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中心度越高，未來獲得額外的董事席位的可能性越大[35]。因此，如果連鎖董事位于董事網(wǎng)絡(luò)的中心位置，較強的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系能使其獲得豐富的社會資本，其中包括潛在的其他公司的董事席位，連鎖董事則不必?fù)?dān)心因得罪大股東或經(jīng)營者而對目前職位產(chǎn)生威脅，從而能夠有效地履行監(jiān)督職能。

連鎖董事的治理能力受其獲取信息便利度和準(zhǔn)確度的影響。已有研究發(fā)現(xiàn)，擁有的信息質(zhì)量高低是影響董事治理功能發(fā)揮的重要因素，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)可以幫助經(jīng)營者和投資者從內(nèi)部或外部同時獲取信息，降低利益相關(guān)者與公司間信息不對稱的程度[20,25]。達(dá)欽等(2010)認(rèn)為公司董事掌握的信息越多，往往能夠及時解決公司出現(xiàn)的問題，公司內(nèi)部治理效果較好[20]。而連鎖董事對公司信息的及時掌握能夠直接減少違規(guī)行為發(fā)生的概率。連鎖董事由于關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的存在，具有較強的信息獲取能力，能夠?qū)緦嵤┘皶r且高效的監(jiān)管，將違規(guī)問題防患于未然[28]。由此可見，公司所在連鎖董事網(wǎng)絡(luò)位置越趨于中心，由連鎖董事網(wǎng)絡(luò)帶來的信息優(yōu)勢能夠及時遏制違規(guī)的發(fā)生。

基于“連鎖董事聲譽假說”，公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，連鎖董事對公司的監(jiān)管能力越強，公司內(nèi)部治理的提升能夠有效抑制公司實施違規(guī)的傾向。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1a：公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，則公司違規(guī)行為發(fā)生的可能性越低。

但是，基于忙碌董事假說，連鎖董事同時在多家公司任職，這必然導(dǎo)致其精力分散，在單一公司中投入的時間較少，降低對公司的監(jiān)管力度。科爾等(Core et al.,2014)發(fā)現(xiàn)繁忙的外部董事通常給予CEO過高的薪酬，進而導(dǎo)致較差的公司業(yè)績[36]。基于這一觀點，美國董事會協(xié)會和投資者協(xié)會發(fā)布規(guī)定，限制每名董事兼任上市公司的個數(shù)。費里斯等(Ferris et al.,2003)等提出“忙碌董事假說”，認(rèn)為如果公司內(nèi)部董事會成員同時兼任多家公司的董事，精力的分散將會削弱董事對單個公司的監(jiān)管力度，滋生薄弱的公司內(nèi)部治理環(huán)境[37]。菲希和希瓦達(dá)薩尼(2006)秉承這一理論，選取1989—1995年508家美國上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)忙碌的連鎖董事與較弱的公司治理相關(guān)，即當(dāng)連鎖董事在3家以上的公司同時任職時，公司往往表現(xiàn)出較低的市值賬面比和較差的營業(yè)利潤；并且，公司表現(xiàn)不理想時，忙碌董事所在公司的CEO離職率明顯低于非忙碌董事所在公司[30]。比斯利(Beasley,1996)發(fā)現(xiàn)公司連鎖董事平均兼任公司數(shù)量越多，公司的違規(guī)事件發(fā)生次數(shù)越多[27]。安德烈斯(Andres et al.,2013)選取2003—2006年德國133家公司為研究樣本，對董事在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的位置特征與公司治理之間的關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)可以從多個維度來為董事的“忙碌”做出解釋，除了兼任公司的數(shù)量外，也與連鎖董事在整個董事網(wǎng)絡(luò)中的位置特征有關(guān)[38]。處于董事網(wǎng)絡(luò)中心的董事要花費較多的時間和經(jīng)歷來維持網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系，對公司監(jiān)管效率大打折扣。法列耶(Faleye，2007)則認(rèn)為，董事通常是從個人利益出發(fā)，通過兼任數(shù)職來提高自己的職業(yè)價值或謀取財富，并未帶來董事會效率的提升[39]；安等人(Ahn et al.,2010)深入研究指出，如果連鎖董事人數(shù)在公司的董事會中占比較大，董事會的效率將會大幅降低，公司的股票價格會受到負(fù)面的影響[40]。此外，如果公司擁有的董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)系越豐富，公司內(nèi)部管理層的薪酬水平顯著提高，公司的托賓Q較低，從而說明，連鎖董事關(guān)系會對公司治理效果有較大的影響?？锖屠?2017)對公司違規(guī)的兩個潛在過程進行研究，實證分析發(fā)現(xiàn)連鎖董事關(guān)系降低了公司違規(guī)被稽查的概率，并降低了處罰金額[31]。

基于“忙碌董事假說”，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)越趨于中心位置，繁忙程度的提升會導(dǎo)致連鎖董事精力的分散，減弱對各公司的監(jiān)督力度。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1b：公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，公司違規(guī)行為發(fā)生的可能性越高。

H1c：公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與違規(guī)行為發(fā)生之間不存在顯著關(guān)系。

2.連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與公司違規(guī)稽查

連鎖董事減少了交易雙方的信息不對稱程度，降低了公司間的交易成本和不確定性，促使公司間的交易關(guān)系變得穩(wěn)定。更為關(guān)鍵的是，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)一旦建立，彼此之間會持續(xù)進行交易行為，遏制了公司尋找外部合作者的意愿，從而變成了一個封閉網(wǎng)絡(luò)。閉合的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致市場上信息的透明度降低?？导{和托馬斯(Khanna & Thomas,2009)對智利2006年上市公司間股價波動進行分析發(fā)現(xiàn)，相較家族控制和其他類型的聯(lián)系，連鎖董事關(guān)系對股價同步波動的解釋力度最強[41]。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)在增強公司間的資源分配能力的同時，弱化了公司間交易的透明度，導(dǎo)致信息在單個網(wǎng)絡(luò)中“閉環(huán)傳遞”。雖然處于連鎖董事的核心位置會帶來諸多優(yōu)勢，但關(guān)系的過度嵌入還會形成一種“嵌入惰性”?！扒度攵栊浴敝饕憩F(xiàn)為不同公司之間由于網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的優(yōu)勢而享有優(yōu)先合作的權(quán)限和一定的排他性特征。在消除網(wǎng)絡(luò)內(nèi)信息傳遞障礙的同時，提高了網(wǎng)絡(luò)外部信息不對稱的程度，使隔離在網(wǎng)絡(luò)范圍外的機構(gòu)或個人獲取信息能力降低，獲取信息成本提高。這“一升一降”使網(wǎng)絡(luò)關(guān)系內(nèi)公司進行的違規(guī)現(xiàn)象難以被外界察覺，違規(guī)被稽查出來的概率較低。這也從側(cè)面支持了“違規(guī)傳染”觀點，即公司違規(guī)會通過連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的渠道傳播。

此外，連鎖董事的聲譽假說與職業(yè)發(fā)展理論相關(guān)聯(lián)。董事個人通過在公司實施更好的監(jiān)督，逐漸建立自己的聲譽，并在之后為了維護聲譽和獲取更好的職業(yè)發(fā)展(可以在外部兼任更多的公司)恪盡職守，提升公司治理水平。但是，任何事物都具有兩面性，當(dāng)董事?lián)碛懈嗟纳鐣P(guān)系時，自身在關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)中的位置相對安全，更意愿提供“軟”的監(jiān)督。亞當(dāng)斯和費雷里亞(Adams & Ferreira，2007)通過構(gòu)建CEO與董事之間關(guān)系模型，基于對董事的建議和監(jiān)督職能的權(quán)衡，當(dāng)董事與CEO之間關(guān)系是“友善的”的時候，股東價值最高[42]。宋和撒克(Song & Thakor，2006)進一步研究發(fā)現(xiàn)，CEO與董事都會出于職業(yè)生涯的考慮，做出不利于公司治理的決策。CEO會降低提供給董事信息的準(zhǔn)確性；在基于公司價值最大化的前提下，董事往往也會順著CEO的想法，并且CEO更樂意去選用能力不強的董事[43]。因此，“軟”監(jiān)督、“一團和氣”的董事成為CEO隱匿違規(guī)行為的幫兇，阻礙外部監(jiān)管機構(gòu)稽查工作。

另外，當(dāng)公司已經(jīng)發(fā)生違規(guī)行為后，公司違規(guī)事件的暴露會對董事聲譽產(chǎn)生嚴(yán)重?fù)p害，不僅會導(dǎo)致董事有較高的幾率被革職[44]。同時，革職后的董事在隨后的職業(yè)生涯中具有較高的離職率[31]。這證實上市公司董事作為一個商業(yè)精英群體，會自發(fā)采取外部集體性懲罰措施，提高沾有 “污點”的董事再任職難度。盡管懲罰的出發(fā)點是好的，促使公司董事更好地履行監(jiān)督職能。但當(dāng)公司已陷入違規(guī)漩渦后，面對違規(guī)被稽查后潛在的龐大懲罰成本，公司董事會更樂意迎合經(jīng)理人來隱匿違規(guī)行為，從違規(guī)的監(jiān)督者迅速轉(zhuǎn)變?yōu)檫`規(guī)的參與者，從而降低違規(guī)被稽查出來的概率。

綜上，公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，在違規(guī)行為已經(jīng)存在的情況下，違規(guī)被監(jiān)管部門稽查出來的可能性越低?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H2：公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，公司違規(guī)發(fā)生后被稽查的可能性越低。

三、模型設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

(一)雙變量probit模型的構(gòu)建

盡管國內(nèi)外學(xué)者對公司違規(guī)進行了大量研究，但存在著研究結(jié)果迥異甚至對立、相互矛盾的現(xiàn)象。究其原因，在于公司違規(guī)問題實證研究面臨嚴(yán)重的部分可觀測難題。現(xiàn)實中無法獲取全部的違規(guī)樣本，即只能將違規(guī)發(fā)生后并被稽查出來的違規(guī)事件作為研究對象。事實上，仍有很多違規(guī)行為未被稽查出來。部分可觀測問題的存在，會導(dǎo)致采用logit模型和probit模型估計結(jié)果存在偏差，目前國外文獻普遍采用雙變量probit模型進行實證研究，將公司違規(guī)細(xì)分為違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查兩個過程[11,31]。本文采用雙變量probit模型，研究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查兩個過程的影響。

(1a)

(1b)

在上述模型中，XF,it涵蓋的是與公司實施違規(guī)傾向相關(guān)的解釋變量，XD,it涵蓋的是在公司實施違規(guī)之后，與公司違規(guī)稽查相關(guān)的解釋變量。μit和νit,都是各自估計方程的殘差，服從均值為0的二維標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。如果兩個過程互相影響，則相關(guān)系數(shù)ρ≠0。

在違規(guī)發(fā)生過程中，如果公司進行違規(guī)行為，F(xiàn)raudit=1，否則Fraudit=0。對于違規(guī)稽查過程(公司已發(fā)生違規(guī)行為)，如果違規(guī)被稽查出來，Detectit=1，否則Detectit=0。但由于無法直接觀測到Fraudit和Detectit，實際可觀測數(shù)據(jù)為Detectit與Fraudit的概率乘積Zi,t:

Pr(Zi,t)=Pr(Detectit×Fraudit)

(2)

Zi,t=1表示公司i在t年度有違規(guī)行為且被稽查；Zi,t=0表示公司i在t年度沒有違規(guī)行為或有違規(guī)行為沒有被稽查。定義Φ為標(biāo)準(zhǔn)化的二維正態(tài)分布的累積分布函數(shù)，則兩種情況各自發(fā)生概率的表達(dá)式為：

Pr(Zi,t=1)=Pr(Detectit=1&Fraudit=1)=φ(βDxD,it,βFXF,it,ρ)

(3a)

Pr(Zi,t=0)=Pr(Detectit=0orFraudit=0)

=Pr(Detectit=0|Fraudit=1)Pr(Fraudit=1)+Pr(Fraudit=0)

=1-φ(βDXD,it，βFXF,it,ρ)

(3b)

整個估計過程的對數(shù)似然函數(shù)為：

L(δ,η,ρ)=∑{Zitln[φ(δXD,it,ηXF,it,ρ)]+(1-zit)ln[1-φ(δXD,it,ηXF,it,ρ)]}

(4)

由于本文對違規(guī)稽查和違規(guī)發(fā)生(傾向)兩個過程所控制的XD,it和XF,it并不相同，因此基于雙變量probit模型與傳統(tǒng)的probit模型估計結(jié)果存在差異，雙變量probit能夠緩解公司違規(guī)問題中面臨的部分可觀測問題，對公司違規(guī)稽查和違規(guī)發(fā)生兩個條件同時進行研究。

基于以上分析，本文引入兩個潛在過程——違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查，探究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對兩個違規(guī)過程的影響，構(gòu)建具體的回歸方程：

P(Fraudi,t)=βF0+βF1Connecti,t-1+βF2Reporti,t-1+βF3Indshi,t-1

+βF4Boardsizei,t-1+βF5Dualityi,t-1+βF6Toploi,t-1

(5a)

P(Detecti,t/Fraudi,t)=βD0+βD1Connecti,t-1+βD2Reporti,t-1+βD3Indshi,t-1

βD4Volatilityi,t-1+βD5Declinei,t-1+βturnoverratei,t-1

(5b)

上述模型中的控制變量選取借鑒了已有的相關(guān)文獻。下文將對變量含義做具體說明。

(二)被解釋變量

本文選取2006—2017年剔除金融類的滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，剔除缺失變量后，共得到11 824個有效樣本數(shù)據(jù)。公司違規(guī)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。本文以上市公司違規(guī)行為數(shù)據(jù)庫為基礎(chǔ)，構(gòu)建了一個由1 161個違規(guī)事件構(gòu)成的研究樣本。本文對于被解釋變量有如下設(shè)定，如果上市公司i在t年被監(jiān)管部門發(fā)現(xiàn)存在違規(guī)行為，并公布處理文件，那么記作Zi,t=1；如果未發(fā)現(xiàn)違規(guī)行為，Zi,t=0。

(三)解釋變量

1.網(wǎng)絡(luò)關(guān)系變量的理論背景

在現(xiàn)實的經(jīng)濟社會中，微觀經(jīng)濟個體的行為除了基于個人理性的決策外，還受到社會中其他個體經(jīng)濟行為的影響和約束。在經(jīng)濟個體做出決策之前，需要考慮其他與之存在聯(lián)系的個體或者群體的反應(yīng)。微觀經(jīng)濟個體之間的聯(lián)系、影響和約束進一步構(gòu)成了社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。在這一關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，微觀個體的最優(yōu)行為決策很大程度上取決于在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中所處的位置特征。微觀個體網(wǎng)絡(luò)位置直接代表著資源和信息獲取能力。在社會網(wǎng)絡(luò)分析里，通常用中心度指標(biāo)來反映個體在整體網(wǎng)絡(luò)中的位置特征。社會網(wǎng)絡(luò)理論認(rèn)為，如果微觀個體處于網(wǎng)絡(luò)中的核心位置，如與之直接相連接的個體數(shù)目多，或者是處于其他個體連接的關(guān)鍵位置，那么該微觀個體不僅能夠獲取大量的資源和信息，而且能夠?qū)@些資源和信息具有一定的控制力。在社會網(wǎng)絡(luò)分析中，對中心度的度量指標(biāo)有程度中心度(degree centrality)、接近中心度(closeness centrality)、中介中心度(betweenness centrality)和特征向量中心性(eigenvector centrality)。本文參考劉軍(2019)[33]對社會個體網(wǎng)絡(luò)位置的研究方法，對四個中心度指標(biāo)計算方法進行說明。

程度中心度(Degree)描述的是個體在網(wǎng)絡(luò)中與之直接相連的個體數(shù)量，即與一家公司直接相聯(lián)系的其他公司的總數(shù)。計算公式為：

(6a)

其中，i為某個董事，j為當(dāng)年除了i之外的其他董事；Xji為一個網(wǎng)絡(luò)連接。g是企業(yè)當(dāng)年董事網(wǎng)絡(luò)中的人數(shù)，由于不同年份的董事數(shù)目不同，用g-1來消除規(guī)模差異。

接近中心度(Closeness)描述的是個體在網(wǎng)絡(luò)中與其他個體接近的程度。在整體網(wǎng)絡(luò)中，每兩個點之間存在著多條路徑，但一定存在一條或多條最短路徑。一個點到網(wǎng)絡(luò)中其余點最短路徑的總和的大小標(biāo)志著該點在網(wǎng)絡(luò)中的重要程度和聯(lián)結(jié)程度。因此，如果最短路徑的距離和越小，則該點的接近中心度越高。為了與其他指標(biāo)口徑統(tǒng)一，對距離之和取倒數(shù)。計算公式為：

(6b)

其中，d(i,j)為董事i到董事j的距離。乘以g-1來進行標(biāo)準(zhǔn)化。

中介中心度(Betweenness)主要衡量個體在網(wǎng)絡(luò)中的控制力的強弱。其理論依據(jù)是：如果一個個體處于兩個個體聯(lián)通的最短路徑上，那么它就對個體間的信息傳遞具有一定的控制力。所以中介中心度計算某個體在網(wǎng)絡(luò)中與其他所有個體之間的最短連接的次數(shù)。計算公式為：

(6c)

其中，gjk是董事j與董事k相聯(lián)結(jié)必須經(jīng)過的最短路徑總數(shù)，gjk(ni)是董事j與董事k的最短路徑中有董事i的數(shù)量。用(g-1)(g-2)消除不同年份企業(yè)董事網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模差異。

特征向量中心度(Eigenvector)通常作為社會網(wǎng)絡(luò)分析中個體在網(wǎng)絡(luò)中聯(lián)結(jié)質(zhì)量的衡量指標(biāo)。在整體網(wǎng)絡(luò)中，個體在網(wǎng)絡(luò)中的重要性不僅取決于自身的網(wǎng)絡(luò)位置特征，還與其所連接的其余網(wǎng)絡(luò)個體的位置特征直接相關(guān)。計算公式為：

(6d)

其中，M(i)是連接董事i的節(jié)點集合，xj為與董事i相連接的董事j的權(quán)重值，n是網(wǎng)絡(luò)中的連鎖董事總數(shù)，λ是常數(shù)項，Ai,j為連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的鄰接矩陣。類似于特征向量根值的處理方法，對特征向量中心度進行標(biāo)準(zhǔn)化。

具體數(shù)據(jù)處理過程：本文從國泰安數(shù)據(jù)庫中獲取上市公司董事會中董事人員的兼任信息，對于缺失信息進行手工搜集，最終確定董事人員所屬關(guān)系，即“公司-董事”2模矩陣。借鑒社會網(wǎng)絡(luò)分析中“二?！鞭D(zhuǎn)換的方法，運用社會網(wǎng)絡(luò)分析軟件(UCINET)，將2模矩陣轉(zhuǎn)換為“公司-公司”的1模矩陣。因此，在本文構(gòu)造的上市公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中，公司作為網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)的每個節(jié)點，多地任職的董事人員(連鎖董事)作為連接線。之后繼續(xù)運用該軟件，計算出公司的網(wǎng)絡(luò)四種中心度指標(biāo)(Degree、Closeness、Betweenness和Eigenvector)。

2.連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)構(gòu)建

圖1 格力電器上市公司1階可達(dá)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)

圖2 格力電器上市公司2階可達(dá)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)

圖3 格力電器上市公司2016年2階可達(dá)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)

由于本文樣本公司數(shù)量較多，網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)交錯疊加，無法在一張圖中完整清晰展示。因此本文選擇格力電器(000651)這家上市公司作為代表，展示其公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)分別在2006年、2010年和2016年的規(guī)模形狀。為了提升公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對整體網(wǎng)絡(luò)的代表性和解釋度，本文將連鎖董事網(wǎng)絡(luò)圖分為1階可達(dá)和2階可達(dá)。1階可達(dá)表示格力電器上市公司與其余上市公司直接相連，即格力電器上市公司的董事會成員在其余上市公司的董事會任職。2階可達(dá)是對1階可達(dá)的延伸，考慮部分上市公司通過與1階可達(dá)的上市公司直接相連而與格力電器建立間接聯(lián)系。圖1中，編號1、編號2和編號3分別為2006年、2010年和2016年格力電器1階可達(dá)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)圖。圖2中，編號1和編號2分別為2006年和2010年格力電器2階可達(dá)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)圖，圖3為2016年格力電器2階可達(dá)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)圖。從圖中可以明顯看出，隨著時間的推移以及階數(shù)的上升，格力電器連鎖董事網(wǎng)絡(luò)愈發(fā)復(fù)雜，網(wǎng)絡(luò)關(guān)系交錯重疊。

在傳統(tǒng)社會網(wǎng)絡(luò)分析中，網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)之間存在緊密聯(lián)系。本文首先對已求出的四種中心度指標(biāo)進行皮爾森/斯皮爾曼(Pearson/Spearman)檢測，結(jié)果見表1。

表1顯示，四種中心度指標(biāo)之間存在較強的線性關(guān)系，檢測結(jié)果顯著性強。接著對其進行主成分分析，并根據(jù)碎石圖檢驗，提取主要變量，結(jié)果見表2。

表1 皮爾森/斯皮爾曼檢驗

表2 主成分分析結(jié)果

主成分分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第一主成分對各個解釋變量解釋得都很充分，其特征值為3.203，占總方差的80.07%。結(jié)合碎石圖特征值，本文提取第一主成分將其作為公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)。

(四)控制變量

本文采用雙變量probit模型估計方法，將上市公司違規(guī)分為違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查兩個潛在過程，且兩過程彼此之間存在條件概率關(guān)系。在選擇控制變量時，為了確保模型能夠準(zhǔn)確識別，要求兩個過程中的控制變量不能完全一致。因此，本文將xF,i和xD,i中包含的影響因素分為三類：(1)單獨影響公司違規(guī)發(fā)生的因素，且與違規(guī)稽查過程無關(guān)。將這一類型的變量只放入對P(F)的估計方程中。(2)單獨影響公司違規(guī)發(fā)生后稽查過程的因素，由于此類因素對于公司違規(guī)發(fā)生并無影響，將這一類型的變量只放入P(D/F)的估計方程中。(3)還存在一些因素，不僅影響公司違規(guī)發(fā)生過程，同時還影響違規(guī)稽查過程。參考國內(nèi)外文獻，本文的控制變量選擇涵蓋了以上三種類型。在數(shù)據(jù)來源方面，除了股票的換手率、波動率和機構(gòu)持股比例這些數(shù)據(jù)來源于萬得數(shù)據(jù)庫(Wind)，其余變量均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

單獨影響公司違規(guī)發(fā)生的因素包括：(1)公司的杠桿比率，戴克等(Dyck et al.,2010)發(fā)現(xiàn)高杠桿率的公司違規(guī)發(fā)生的可能性較高[47]。(2)公司的盈利能力，諸多研究認(rèn)同盈利較好的公司違規(guī)傾向越低。(3)公司的資產(chǎn)規(guī)模，作為公司層面的首要控制變量，直接影響著公司違規(guī)傾向。但是學(xué)者們并未對其達(dá)成一致結(jié)論，有些學(xué)者認(rèn)為資產(chǎn)規(guī)模大的公司由于內(nèi)部監(jiān)管效率低下，往往更容易發(fā)生違規(guī)[10,31]。另一部分學(xué)者則認(rèn)為公司資產(chǎn)規(guī)模越大，公司內(nèi)部治理越完善，違規(guī)發(fā)生傾向越低[48]。(4)股權(quán)集中度，較高股權(quán)集中度的公司違規(guī)傾向較低[49]，即使會存在大股東利用控股優(yōu)勢侵害小股東的利益，但是往往并不會采取違規(guī)手段。(5)多位學(xué)者研究表明公司托賓q值越高，公司違規(guī)發(fā)生的傾向越低[7,11,46]。(6)是否兩職合一，已有文獻研究認(rèn)為當(dāng)CEO與董事長為同一個人時，降低了公司治理的有效性，公司更容易違規(guī)[48]。

單獨影響公司違規(guī)被稽查的因素。該類因素與公司實施違規(guī)傾向無關(guān)，換句話說，該類因素?zé)o法完全由公司所控制，公司在實施違規(guī)時并未將其納入預(yù)期。參考已有文獻，選取以下三個指標(biāo)：(1)股票價格的異常波動率。上市公司內(nèi)外部信息集中作用于股價，異常的股價波動通常預(yù)示著公司經(jīng)營存在突發(fā)情況。股票價格的大幅波動會給投資者造成投資損失，提高公司的訴訟風(fēng)險。(2)股票換手率。較高的股票換手率通常預(yù)示著投資者對公司未來經(jīng)營發(fā)展產(chǎn)生分歧，從而暗示公司經(jīng)營戰(zhàn)略、內(nèi)部管理等發(fā)生變化。王(2013)認(rèn)為較高的公司股票換手率預(yù)示著大量的投資者遭受到公司股票價格變動影響，投資者提出訴訟的可能性增加[46]。(3)股價暴跌事件，公司股價出現(xiàn)暴跌時，表明公司股票遭受投資者一致拋售，而拋售行為本身通常預(yù)示著公司存在與預(yù)期相悖的行為舉措，容易引起市場監(jiān)管部門的關(guān)注。

同時影響兩個過程的因素：(1)機構(gòu)持股比例。陸瑤等(2012)發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者的專業(yè)技能能夠提升公司內(nèi)部治理水平，降低公司違規(guī)傾向[48]。相較于普通投資者，機構(gòu)投資者較強的信息獲取能力和分析能力提高了公司違規(guī)后被稽查的概率。(2)分析師關(guān)注程度。王(2013)發(fā)現(xiàn)，跟隨公司的分析師數(shù)量越多，公司違規(guī)傾向越弱，同時公司違規(guī)被稽查的概率越高，并證實分析師能夠提高市場中信息的傳播速率和準(zhǔn)確度[46]。

本文基準(zhǔn)回歸方程中具體的變量說明見表3。

表3 變量定義

表3(續(xù))

四、實證結(jié)果與分析

(一)樣本描述性統(tǒng)計

對本文所使用的變量進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表4。在機構(gòu)持股比例方面，其均值為37.26%，最大值為172.16%。本文所使用的機構(gòu)持股比例數(shù)據(jù)統(tǒng)計考慮非流通股的情況，所以導(dǎo)致最大持股比例出現(xiàn)大于100%的情況。在股權(quán)集中度方面，十大股東總體持股占比的均值為59.81%，占比最大值達(dá)到98.17%。綜合來看，上市公司股權(quán)集中度較高。

表4 變量的描述性統(tǒng)計

表4(續(xù))

本文按照是否存在違規(guī)行為對全部公司樣本進行分組后，對變量均值進行t檢驗，結(jié)果見表5。檢驗結(jié)果表明，相較于不存在違規(guī)行為的公司，存在違規(guī)行為的公司中機構(gòu)持股比例、分析師關(guān)注度、控股股東持股比例和公司資產(chǎn)總額均值較低，兩職合一、資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率和股票換手率均值較高。以上結(jié)論符合已有文獻觀點。如當(dāng)機構(gòu)持股比例高時，對公司監(jiān)管會更加嚴(yán)格，降低公司違規(guī)傾向；資產(chǎn)規(guī)模大的公司通常內(nèi)部治理更完善，違規(guī)發(fā)生的可能性較低；當(dāng)CEO與董事長同為一人時，“兩職合一”弱化了董事會監(jiān)督職能，造成公司治理環(huán)境薄弱，違規(guī)發(fā)生概率較高。

表5 變量均值的t檢驗

(二)基準(zhǔn)回歸

公司違規(guī)行為一般具有1年的窗口期，即公司違規(guī)行為通常要耗時1年才能被監(jiān)管機構(gòu)稽查出來。因此，本文對連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度進行滯后一期處理。由于股票換手率、股價暴跌事件、股票波動率單獨影響當(dāng)期違規(guī)稽查過程，遂選擇當(dāng)期變量作為控制變量，其余的控制變量均滯后一期。本文對全部變量按照前后1%的水平進行縮尾處理，剔除異常值。

表6中模型1、模型2和模型3同時檢驗了連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對公司違規(guī)的影響。模型1采用傳統(tǒng)的probit估計方法。實證結(jié)果顯示，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。這表明連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，即公司所處連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中的位置越趨于中心，公司違規(guī)概率越低。從回歸結(jié)果來看，上市公司的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)系提升了內(nèi)部治理水平，有效降低了公司違規(guī)概率。在控制變量方面，兩職合一(Duality)與公司違規(guī)呈顯著正相關(guān)關(guān)系，表明當(dāng)公司CEO和董事長同為一人時，職權(quán)的過度集中損害了董事會的監(jiān)督職能，提高公司違規(guī)可能性。公司資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)規(guī)模與公司違規(guī)顯著負(fù)相關(guān)，表明盈利能力較強或資產(chǎn)規(guī)模較大的公司，違規(guī)發(fā)生概率較低。整體而言，控制變量的回歸結(jié)果與王(2011)[46]、匡和李(2017)[31]的研究結(jié)果一致。

表6 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表6(續(xù))

模型2采用了雙變量probit模型估計方法，P(F)表示違規(guī)發(fā)生過程，P(D/F)表示違規(guī)稽查過程，其實證結(jié)果與假設(shè)H1c和H2一致：連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)發(fā)生之間不存在顯著關(guān)系；連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)發(fā)生后被稽查的可能性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平顯著。也就是說，當(dāng)公司趨于連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的中心位置時，公司違規(guī)發(fā)生后被稽察出來的可能性較低，其結(jié)論與匡和李(2017)[31]相一致。公司的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對違規(guī)兩個潛在過程影響的差異性，使傳統(tǒng)的probit模型回歸結(jié)果存在嚴(yán)重偏差。模型1中的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)之間的負(fù)向關(guān)系并非是由公司內(nèi)部治理改善導(dǎo)致，而是連鎖董事網(wǎng)絡(luò)降低了公司違規(guī)被稽查出的概率。除此之外，本文還發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股比例與違規(guī)發(fā)生概率顯著負(fù)相關(guān)，與違規(guī)稽查概率顯著正相關(guān)，其結(jié)果與陸遙等(2012)[48]和王(2013)[46]的研究結(jié)論一致。當(dāng)機構(gòu)持股比例較高時，機構(gòu)投資者出于自身利益考慮，通過進駐公司董事會或撰寫研究報告獲取公司更多的內(nèi)部信息。這不僅能夠遏制公司實施違規(guī)的傾向，而且能夠幫助機構(gòu)投資者及時發(fā)現(xiàn)違規(guī)問題。當(dāng)機構(gòu)投資者捕獲公司違規(guī)的信息后，會采取一些相應(yīng)的舉措，比如拋售所持有的公司股票，這間接為外部監(jiān)管機構(gòu)提供違規(guī)稽查線索。

借鑒陸遙等(2012)[48]采用的穩(wěn)健性檢驗方法，在模型3中，將公司治理類的控制變量(兩職合一、前十大股東持股比例、獨立董事比例)放入公司違規(guī)稽查回歸方程中。結(jié)果顯示，回歸結(jié)果與模型2一致。

基于表6的回歸結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)受公司違規(guī)問題部分可觀測的影響，傳統(tǒng)probit模型估計結(jié)果存在偏差，難以真實反映連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對公司違規(guī)的影響。本文采用雙變量probit模型估計方法來緩解公司違規(guī)部分可觀測問題，揭示連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查兩過程的影響。檢驗發(fā)現(xiàn)，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)行為發(fā)生之間不存在顯著關(guān)系；連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)后被稽查的概率顯著負(fù)相關(guān)，即公司的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，公司違規(guī)后被稽查的可能性越低。

五、穩(wěn)健性檢驗

本文為了消除模型中內(nèi)生性問題，采取多種處理方法，進行多種形式的穩(wěn)健性檢驗。

(一)對網(wǎng)絡(luò)中心性指標(biāo)回歸檢驗

在基準(zhǔn)回歸模型中，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)是經(jīng)過主成分分析處理得到的。但從上文變量描述來看，參與主成分分析的四個中心度變量(Degree、Closeness、Betweenness、Eigenvector)各自具有一定的社會學(xué)含義。本文借鑒田高良等(2011)[19]在研究連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對公司價值影響時所選取的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)，選取程度中心度(Degree)和中介中心度(Betweenness)作為連鎖網(wǎng)絡(luò)數(shù)量的度量變量，選取特征向量中心度(Eigenvector)作為連鎖網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量的度量變量。

程度中心度衡量的是與目標(biāo)公司直接相關(guān)聯(lián)公司的數(shù)量(1階可達(dá))，程度中心度越大，直接相連的公司數(shù)量越多；中介中心度主要衡量的是公司在連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中所處的位置重要程度。根據(jù)弗里和墨菲(Free & Murphy，2015)[50]的研究，如果一個公司處于多個交叉的網(wǎng)絡(luò)路徑上，那么它充當(dāng)著“結(jié)構(gòu)洞”的作用，對網(wǎng)絡(luò)中信息、資源的傳遞具有較強的控制力，甚至能夠通過曲解信息的傳遞對關(guān)聯(lián)公司經(jīng)營活動產(chǎn)生影響。可以參照圖3，格力電器(黑色方塊)就處于“結(jié)構(gòu)洞”位置，直接決定著整個關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的可達(dá)性和完整性。如果將格力電器從圖中抹除，網(wǎng)絡(luò)整體將分崩為兩個獨立網(wǎng)絡(luò)，兩個獨立網(wǎng)絡(luò)間的個體無法取得關(guān)聯(lián)。相比于前兩個中心度指標(biāo)，特征向量中心度指標(biāo)的主要特點是不僅考慮了自身的網(wǎng)絡(luò)位置特征，同時還考慮了與之相連接的公司的網(wǎng)絡(luò)位置，相當(dāng)于同時考慮了關(guān)系的數(shù)量和重要程度。同樣以圖3為例，作為與格力電器直接相連的四家上市公司，其各自的網(wǎng)絡(luò)位置特征同樣會對格力電器產(chǎn)生影響。如果四家公司分別為四個孤立的網(wǎng)絡(luò)個體，那么格力電器的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)將變得異常簡單。所以，通常用特征向量指標(biāo)代表網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)的質(zhì)量。

表7中模型1、模型2和模型3分別檢驗了程度中心度、中介中心度和特征向量中心度對公司違規(guī)兩個潛在過程的影響。回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中介中心度和特征向量中心度與公司違規(guī)稽查呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，與公司違規(guī)發(fā)生關(guān)系不顯著。這與基準(zhǔn)回歸中連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸結(jié)果一致。

表7 中心性指標(biāo)回歸檢驗

針對程度中心度指標(biāo)與公司違規(guī)兩過程關(guān)系不顯著的問題，本文認(rèn)為是由于在中國上市公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中，公司之間直接相連的公司數(shù)量較少。換言之，董事同時任職的公司數(shù)量有限，且差異不大。由于程度中心度指標(biāo)是一個絕對值變量，遂對公司違規(guī)的解釋力度有限。反觀中介中心度和特征向量中心度，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中位置和質(zhì)量特征標(biāo)志著公司對關(guān)鍵資源的控制力和影響力。當(dāng)公司處于多個交叉網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)點時，預(yù)示著公司深刻決定著關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)。公司間的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)擴大了公司的現(xiàn)實邊界，之前正常的市場交易模式更可能轉(zhuǎn)換為關(guān)聯(lián)方內(nèi)部交易模式，易于滋生違規(guī)違法問題。此外，部分文獻證實公司違規(guī)具有一定的傳染性。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)使多家公司緊密關(guān)聯(lián)，使違規(guī)行為在網(wǎng)絡(luò)間傳染。這為公司違規(guī)稽查工作增加了難度，之前常用的稽查手段，如函證、對賬等方式效率降低，違規(guī)稽查過程將耗費更多的社會資源。

(二)尋找連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度的工具變量

本文采用工具變量(IV)的估計方法，解決研究過程中解釋變量和被解釋變量互為因果的內(nèi)生性問題。借鑒蕭維嘉等(2009)[51]、陳運森和謝德仁(2011)[52]的處理方法，本文將上市公司違規(guī)作為解釋變量，對連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度進行預(yù)測。與基準(zhǔn)回歸一樣，對變量做滯后一期的處理。

Connecti,t-1=α0+α1Fraud+α2Controlsi,t-1+εi,t-1

(7)

利用模型(7)，可以得到公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度的殘差。該殘差項與公司違規(guī)以及其他控制變量不相關(guān)，與連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度高度相關(guān)。因此，本文選用該殘差作為公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)度的工具變量，然后回歸檢驗。

表8 工具變量方法回歸檢驗結(jié)果

表8顯示，在控制連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)相互作用的內(nèi)生性后，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)稽查高度負(fù)相關(guān)(1%的置信水平)，與公司違規(guī)發(fā)生不存在顯著關(guān)系，其回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)論一致。

(三)消除連鎖董事關(guān)聯(lián)質(zhì)量帶來的內(nèi)生性

常言道，“與強者為伴，與智者同行”。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中的網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)并非是同質(zhì)的，公司個體特征的差異會直接影響網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)的重要程度及效用發(fā)揮。如果一家公司與綜合實力較強的公司建立連鎖董事關(guān)系，這種“強”關(guān)聯(lián)發(fā)揮的作用要高于與一般公司建立的“弱”關(guān)聯(lián)。通常，綜合實力較強的公司資產(chǎn)規(guī)模較大，所以本文將連鎖公司的資產(chǎn)規(guī)模作為衡量連鎖關(guān)系強弱的代理變量。如果一個公司的外部連鎖公司的平均資產(chǎn)規(guī)模較高，即連鎖公司的平均資產(chǎn)規(guī)模高于當(dāng)年市場上的上市公司平均資產(chǎn)規(guī)模，那么將這種連鎖關(guān)系定義為“強”關(guān)聯(lián)，反之則為“弱”關(guān)聯(lián)。本文首先計算出連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中與每個公司直接相連的公司的平均資產(chǎn)規(guī)模，然后將其與當(dāng)年網(wǎng)絡(luò)中全體公司平均資產(chǎn)規(guī)模相比較。如果與一個公司直接相連的公司的平均資產(chǎn)規(guī)模較網(wǎng)絡(luò)整體平均資產(chǎn)規(guī)模高，那么定義連鎖董事關(guān)系為“強”關(guān)聯(lián)，反之則為“弱”關(guān)聯(lián)。經(jīng)過實證結(jié)果得知，相較于“弱”關(guān)聯(lián)，“強”關(guān)聯(lián)的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對違規(guī)的影響較大。

(四)消除由樣本偏差帶來的內(nèi)生性

樣本偏差包含自選擇偏差(self-selection)和樣本選擇性偏差(selection-bias)。結(jié)合本文的研究，自選擇偏差主要指樣本選擇的非隨機性導(dǎo)致的樣本偏差，而樣本選擇偏差主要是指實驗組(存在違規(guī)的公司)和對照組(不存在違規(guī)的公司)之間的初始條件的不完全相同是否會對公司的違規(guī)行為產(chǎn)生影響。

本文為了解決樣本自選擇偏差，借鑒因廷多利等(Intintoli et al.,2018)的研究方法[53]，將連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中公司資產(chǎn)總額低于當(dāng)年全樣本公司資產(chǎn)總額的四分位點的公司定義為“小”公司，控制變量保持不變，對小公司樣本按照基準(zhǔn)回歸模型進行回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)分樣本后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。接著本文采用傾向匹配評分法(propensity score matching，PSM)來降低選擇偏差。首先，對公司的連鎖董事中心度變量重新定義，當(dāng)公司的連鎖董事中心度高于當(dāng)年全樣本公司中心度的均值，即為“強”關(guān)聯(lián)，變量值計為1，低于均值時計為0。采用logit模型，用傾向匹配評分法按照臨近匹配(neighbor)原則，將卡尺(caliper)設(shè)為0.001，對樣本進行匹配。 對匹配后的樣本按照基準(zhǔn)回歸模型再次進行回歸檢驗。發(fā)現(xiàn)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與違規(guī)稽查顯著負(fù)相關(guān)，與違規(guī)發(fā)生不存在顯著關(guān)系，其結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致(因篇幅所限，具體回歸結(jié)果略)。

(五)控制行業(yè)和年份的固定效應(yīng)

公司所在行業(yè)的特征差異會對公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生一定影響，甚至不同行業(yè)內(nèi)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)效用發(fā)揮也不盡相同。對于新興互聯(lián)網(wǎng)、科技行業(yè)，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)更側(cè)重于技術(shù)信息的傳遞，發(fā)揮公司間協(xié)同作用，促進科技創(chuàng)新。對于傳統(tǒng)地產(chǎn)、基建等行業(yè)，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)更多地發(fā)揮的是融資作用，借助連鎖董事聲譽的擔(dān)保，降低公司融資成本。這種情況下，公司的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度可能與所處的行業(yè)具有一定相關(guān)性。為消除模型中的行業(yè)內(nèi)生性，本文對年份和行業(yè)進行控制。本文按照萬得數(shù)據(jù)庫中的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)過匹配，將樣本中上市公司行業(yè)共分為14類。采用基準(zhǔn)回歸方程，保持相同的控制變量，同時控制行業(yè)和年份的固定效應(yīng)，實證結(jié)果依然穩(wěn)健。

六、拓展性分析

(一)考慮公司間高管和監(jiān)事的關(guān)聯(lián)

除了董事的多地任職，公司內(nèi)部的高級管理人員同樣會存在多處兼職現(xiàn)象。A公司高管或監(jiān)事會成員在B公司兼任董事的現(xiàn)象并不罕見。因此，公司間外部社會關(guān)系不僅只有連鎖董事這一渠道，高管之間的關(guān)聯(lián)同樣發(fā)揮著重要作用。本文將“連鎖”關(guān)系擴大，“連鎖”網(wǎng)絡(luò)延伸，考慮上述公司高管兼任董事的現(xiàn)象，構(gòu)建公司間由高管及董事會成員相互任職產(chǎn)生的網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)，探究公司所處的網(wǎng)絡(luò)位置對公司違規(guī)的影響。表9是考慮高管和監(jiān)事關(guān)聯(lián)的回歸結(jié)果。模型1選用傳統(tǒng)probit模型，模型2選用雙變量probit模型，其回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表9 考慮高管和監(jiān)事后的回歸結(jié)果

(二)考慮獨立董事關(guān)聯(lián)

2001年中國證券監(jiān)督管理委員會發(fā)布《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》，對公司內(nèi)部獨立董事制度的建立提出明確要求。公司的董事會作為公司治理的核心，對公司的日常經(jīng)營活動產(chǎn)生直接影響，而獨立董事得益于其較高的獨立性和專業(yè)性，通常被認(rèn)為能夠有效提升公司的治理水平、業(yè)績表現(xiàn)和投資效率[52,54]。但是，也有學(xué)者對獨立董事的“獨立性”有質(zhì)疑。如簡新華和石華魏(2006)發(fā)現(xiàn)，受限于公司獨立董事制度的不完善，獨立董事對公司的監(jiān)管能力未能得到有效的發(fā)揮[55]。祝繼高等(2015)發(fā)現(xiàn)獨立董事的監(jiān)督行為表現(xiàn)出很強的風(fēng)險規(guī)避傾向，監(jiān)督能力弱于非控股股東[56]。本文縮小公司連鎖董事范圍，只考慮公司間獨立董事的關(guān)聯(lián)情況。由于公司的獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)未通過抽樣適合性(KMO)檢驗，即主成分分析后的變量解釋力度較弱。所以本文對三個中心度指標(biāo)變量分別進行回歸分析，回歸結(jié)果見表10。由表10可以看出，在獨立董事連鎖網(wǎng)絡(luò)中，上市公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的中介中心度和特征向量中心度兩個指標(biāo)與公司違規(guī)被稽查呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，與公司違規(guī)發(fā)生傾向之間關(guān)系不顯著。這與穩(wěn)健性檢驗中分指標(biāo)回歸結(jié)果一致。由此可見，上市公司獨立董事的連鎖關(guān)系并未有效緩解上市公司違規(guī)問題。

表10 獨立董事連鎖關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)回歸

(三)考慮公司違規(guī)類型

本文借鑒陸瑤等(2012)[48]關(guān)于上市公司違規(guī)樣本的分類標(biāo)準(zhǔn)，將違規(guī)樣本分為信息披露違規(guī)、經(jīng)營違規(guī)以及領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)三個門類?？紤]到國泰安數(shù)據(jù)庫中并未明確給出“其他”違規(guī)的具體類型，鑒于經(jīng)營違規(guī)所占樣本過少，不符合實際，所以在數(shù)據(jù)處理時，將其歸入經(jīng)營違規(guī)門類。

圖4為2006—2017年樣本公司的違規(guī)處理情況。如果上市公司在當(dāng)年被監(jiān)管機構(gòu)發(fā)布處理文件，違規(guī)次數(shù)就為1。本文發(fā)現(xiàn)存在一家公司在一年內(nèi)，在同一違規(guī)類型下多次違規(guī)的情形。

圖4 2006—2017年樣本公司違規(guī)情況

表11將一家公司當(dāng)年同一類型的違規(guī)次數(shù)合計為1。由圖3和表11可以看出，上市公司違規(guī)次數(shù)在逐年攀升，在2011年增速最快，盡管在2014年有小幅下降，但是之后再創(chuàng)新高。在表11中，領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)類型數(shù)量最多，并且存在公司一年內(nèi)多次違規(guī)的現(xiàn)象。

表11 違規(guī)類型的數(shù)據(jù)統(tǒng)計

表12主要探究公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對不同類型公司違規(guī)的影響，保持控制變量與基準(zhǔn)回歸一致。在模型1中，將信息披露違規(guī)作為被解釋變量，回歸結(jié)果與假設(shè)H1c和H2一致：連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與違規(guī)發(fā)生關(guān)系不顯著，與公司稽查在10%的顯著水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。在模型2中，回歸結(jié)果顯示，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與經(jīng)營違規(guī)的違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查關(guān)系都不顯著。由此可見，中國上市公司連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對信息披露違規(guī)和經(jīng)營違規(guī)影響較小。模型3、模型4均以領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)作為被解釋變量。本文按照公司資產(chǎn)規(guī)模進行分組后，分別進行組內(nèi)回歸。如果公司資產(chǎn)規(guī)模低于當(dāng)年全樣本公司資產(chǎn)規(guī)模的中位數(shù)，則定義為“小”公司。如果公司資產(chǎn)規(guī)模高于當(dāng)年全樣本資產(chǎn)規(guī)模的中位數(shù)，則定義為“大”公司。在表12中，模型3為小公司樣本組，模型4為大公司樣本組?；貧w結(jié)果顯示，公司的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對兩組違規(guī)發(fā)生過程都不存在顯著關(guān)系，但在違規(guī)稽查過程卻存在顯著差異。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與“大”公司的違規(guī)稽查過程關(guān)系不顯著，與小公司的違規(guī)稽查過程顯著負(fù)相關(guān)。這表明小公司由于資產(chǎn)規(guī)模較小，監(jiān)管層對其關(guān)注度較低，投入的監(jiān)管力度較弱，使得小公司借助連鎖董事網(wǎng)絡(luò)進行的內(nèi)部交易等領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)行為很難被稽查出來。

表12 連鎖董事網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系對不同類型違規(guī)的影響

(四)考慮連鎖公司具體財務(wù)指標(biāo)

根據(jù)連鎖董事的資源依賴?yán)碚?，上市公司通過連鎖董事網(wǎng)絡(luò)進行資源的傳遞，從而降低公司經(jīng)營風(fēng)險，克服外部環(huán)境的不確定性。王營和曹廷求(2017)發(fā)現(xiàn)資源約束是中國上市公司面臨的重要問題，而連鎖董事網(wǎng)絡(luò)能夠有效緩解公司的資源約束[57]。佐娜等(Zona et al.,2018)從連鎖董事網(wǎng)絡(luò)形成的動機出發(fā)，對資源豐富型公司為什么愿意與資源約束型公司建立關(guān)聯(lián)的背后機制進行探討，發(fā)現(xiàn)關(guān)聯(lián)公司之間的資源差異會造成公司之間交易地位上的不平等，導(dǎo)致管理層機會主義的盛行[58]。公司管理層會利用連鎖董事網(wǎng)絡(luò)進行資源輸送，謀取自身利益。基于此，本文借用佐娜等(2018)構(gòu)造的關(guān)聯(lián)公司間資源差異指標(biāo)，探究關(guān)聯(lián)公司間的資源差異對上市公司違規(guī)的影響。由于資源差異指標(biāo)并不影響公司違規(guī)稽查過程，所以，本文主要研究公司間資源差異對公司違規(guī)發(fā)生過程的影響。

鑒于公司的自有資金在公司日常經(jīng)營中尤為關(guān)鍵，且易于傳遞，本文選取關(guān)聯(lián)公司之間日常經(jīng)營現(xiàn)金流(CFO)的差異作為主要解釋變量。變量具體構(gòu)造如下：(1)找到與主公司存在直接關(guān)聯(lián)的公司，并逐一進行匹配。(2)查找到各公司每年的CFO。(3)為消除公司之間的規(guī)模差異，進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，將當(dāng)年的CFO比上各自當(dāng)年營業(yè)收入。(4)將主公司標(biāo)準(zhǔn)化后的CFO與直接關(guān)聯(lián)公司標(biāo)準(zhǔn)化后的CFO的平均值做差。(5)對差值去絕對值，構(gòu)造主解釋變量Obcfo。在原有控制變量基礎(chǔ)上，加入Num_cop(與公司直接連鎖的公司數(shù)目)、Growth(公司營業(yè)收入增長率)、Audit(是否四大會計師事務(wù)所審計)。與公司存在直接關(guān)聯(lián)的公司數(shù)量越多，公司獲取潛在資源的能力越強；營業(yè)收入增長率越高，表明公司正處于快速發(fā)展階段，對資金的需求量越大；市場普遍認(rèn)為四大會計師事務(wù)所的審計能力較強，有助于抑制公司違規(guī)發(fā)生傾向。

由于只研究公司違規(guī)發(fā)生單過程，本文選用logit回歸模型，公司間資源差異的絕對值為主要解釋變量，加入全部控制變量，同時控制時間及行業(yè)變量?；貧w方程如下：

Logit(Fraudit)=βF0+βF1Obcfoi,t-1+βFfNumcopi,t-1+βF3lnasseti,t-1

+βF4lnboardi,t-1+βF5Top10i,t-1+βF6Roai,t-1+βF7Growthi,t-1

+βF8Leveragei,t-1+βF9Dualityi,t-1+βF10Auditi,t-1

(8)

表13為考慮連鎖公司間CFO的差異對上市公司違規(guī)的影響回歸結(jié)果。首先基于全樣本進行回歸檢驗，回歸結(jié)果見列(1)。結(jié)果顯示，關(guān)聯(lián)公司間CFO的差異與違規(guī)發(fā)生呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即關(guān)聯(lián)公司間資源差異越大，公司發(fā)生違規(guī)的可能性越高。關(guān)聯(lián)公司的數(shù)量系數(shù)不顯著，這與上文程度中心度指標(biāo)回歸結(jié)果一致。

表13中模型2和模型3首先按照公司間資源差異指標(biāo)，將樣本中公司分為資源富裕型和資源稀缺性公司，然后分別按照資產(chǎn)規(guī)模進行分組檢驗。當(dāng)主公司的標(biāo)準(zhǔn)化后的CFO大于關(guān)聯(lián)公司CFO的平均值時，即表明主公司為資源富裕型公司，反之則為資源稀缺型。模型2的樣本公司為資源富裕型公司，列(2)為樣本公司(資源富裕型)回歸結(jié)果，列(3)、列(4)為按照公司資產(chǎn)規(guī)模分類后的回歸結(jié)果，列(3)為資源富裕型公司中資產(chǎn)規(guī)模大于樣本均值的公司，列(4)為資源富裕型公司中資產(chǎn)規(guī)模小于樣本均值的公司。回歸結(jié)果顯示，資源差異變量(Obcfo)系數(shù)為正，即表明資源富裕型公司與關(guān)聯(lián)公司之間的差異與公司違規(guī)存在正相關(guān)關(guān)系，但是并不顯著。模型3的樣本公司為資源稀缺型公司，與模型2回歸方式類似，其中列(5)為樣本公司(資源稀缺型)回歸結(jié)果，列(6)為資源稀缺型公司中資產(chǎn)規(guī)模大于樣本均值的公司，列(7)為資源稀缺型公司中資產(chǎn)規(guī)模小于樣本均值的公司?；貧w結(jié)果顯示，資源稀缺性公司與關(guān)聯(lián)公司之間的資源差異與公司違規(guī)之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。并且，對于資產(chǎn)規(guī)模較小的資源稀缺性公司，公司間資源差異對公司違規(guī)影響更為顯著，即表明資產(chǎn)規(guī)模較小的資源稀缺型公司與關(guān)聯(lián)公司之間的資源差異越大，公司違規(guī)行為發(fā)生的可能性越高。上市公司通過連鎖董事網(wǎng)絡(luò)進行資源傳遞時，資源稀缺型公司往往處于被動地位，容易受到關(guān)聯(lián)公司管理層的影響，導(dǎo)致公司違規(guī)行為的發(fā)生。

表13 連鎖公司具體財務(wù)指標(biāo)回歸檢驗

表13(續(xù))

七、研究結(jié)論和政策建議

(一)研究結(jié)論

由于公司違規(guī)面臨嚴(yán)重部分可觀測難題，基于傳統(tǒng)的probit和logit估計方法所得出的結(jié)果存在偏差。本文通過將公司違規(guī)細(xì)分為違規(guī)發(fā)生和違規(guī)稽查兩個潛在過程，采用雙變量probit估計方法，實證回歸結(jié)果顯示，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司違規(guī)發(fā)生過程無顯著關(guān)系，與違規(guī)稽查存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即連鎖董事網(wǎng)絡(luò)并未通過改善公司治理水平而降低公司實施違規(guī)的可能，卻通過隱匿、包庇、串通等策略降低公司違規(guī)被稽查的可能。對公司違規(guī)類型進行分類后發(fā)現(xiàn)，相較于信息披露違規(guī)和經(jīng)營違規(guī)，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對小公司的領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)類型的稽查過程影響更為顯著；對連鎖董事網(wǎng)絡(luò)進行縮小和擴展，無論是只考慮獨立董事之間的連鎖關(guān)系，還是同時考慮高管、監(jiān)事等高級管理人員之間的連鎖關(guān)系，結(jié)果均與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。深入考察連鎖董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)質(zhì)量，相較于“弱”的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)，較“強”的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)對公司違規(guī)的影響更大。最后，在連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中，本文發(fā)現(xiàn)關(guān)聯(lián)公司間的資源差異會影響公司違規(guī)傾向，資源稀缺型公司與關(guān)聯(lián)公司之間的資源差異與公司違規(guī)之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

(二)政策建議

在社會關(guān)系為主導(dǎo)的經(jīng)濟背景下，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)作為一種非正式制度安排，是公司自發(fā)形成的管理組織形式之一，能夠幫助公司提升收益能力，促使資源合理配置，這種積極效應(yīng)在諸多文獻中已被證實。但連鎖董事網(wǎng)絡(luò)帶來的負(fù)外部性卻往往遭到忽視，應(yīng)采用辯證的視角來看待連鎖董事網(wǎng)絡(luò)，揚長避短。基于連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對上市公司違規(guī)的影響，結(jié)合社會網(wǎng)絡(luò)分析，本文認(rèn)為上市公司和監(jiān)管機構(gòu)可從以下方面來改善連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的負(fù)外部性：

(1)內(nèi)部監(jiān)管層面。結(jié)合實證分析結(jié)果，上市公司應(yīng)該加強對領(lǐng)導(dǎo)人類型違規(guī)監(jiān)管力度。本文發(fā)現(xiàn)相較于信息披露違規(guī)和經(jīng)營違規(guī)，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)能夠顯著降低公司違規(guī)后被稽查出來的概率，尤其是對資產(chǎn)規(guī)模較小的公司更為明顯。因此，從對上市公司的監(jiān)管看，應(yīng)加強對兼任多家董事的人員監(jiān)管，提高對其涉及的業(yè)務(wù)模塊審核力度，有效減少內(nèi)幕交易、操縱股價等違規(guī)事項的發(fā)生。

(2)外部監(jiān)管層面。首先，監(jiān)管部門應(yīng)合理分配有限的監(jiān)管資源，提高監(jiān)管的精準(zhǔn)性和及時性。尤其關(guān)注與連鎖董事有關(guān)的領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī)事項，加強對處于核心網(wǎng)絡(luò)位置的公司的監(jiān)管，降低連鎖董事網(wǎng)絡(luò)帶來的負(fù)外部性。其次，本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)，在連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中，資源稀缺的小公司更有可能發(fā)生違規(guī)行為。監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)重點關(guān)注關(guān)聯(lián)公司間的資源差異，對核心業(yè)務(wù)模塊重點排查。最后，監(jiān)管部門應(yīng)提高對涉及違規(guī)事件的董事個人處罰力度?；诼曌u價值對多地任職董事的重要性，監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)加強違規(guī)處罰的信息披露，提高董事個人違規(guī)成本。