连锁董事(Mizruchi, 1996)是指某人同时在两家或两家以上公司出任董事职务。本文在对我国上海地区上市公司进行调研时发现，连锁董事现象很普遍。从企业层面看，截至2003年12月31日，在131家上市公司中存在连锁董事关系的企业为111家，占样本总数的84.73％；从个人层面看，同一董事成员同时兼任多家公司董事职位的现象也不罕见。面对连锁董事日渐流行的现象，现存的理论作何解释，其解释能力如何？本文将通过理论梳理和经验研究来回答这两个问题，以期为我国连锁董事制度设计及扬弃提供经验数据方面的支持。

　　一、理论梳理和相关假设

　　本文在对国外文献梳理的基础上，归纳出四种比较典型的连锁董事理论：

　　1. 互惠理论

　　该理论的主要观点(Dooley, 1969; Allen, 1974; Koenig et al. , 1979)是：两家或两家以上的公司通过连锁董事连接起来会给双方或多方带来利益，而是否会从连锁董事中获益，以及获益多少，是关联公司① 理性决策的结果。支持“互惠理论”的学者们把连锁董事作为关联公司之间互惠交易的制度安排。这种情况在美国比较普遍。美国公司500强中有60％的企业专门设有“商业关系协调人(Trade Relations Men)”，其主要职责就是安排有利于双方的交易(Koenig et al. , 1979)。这种安排可以排挤双方企业的竞争者，为行业限定合理的甚至是垄断的价格，可以增强彼此的互信程度，削弱供应商的谈判力，从而为关联企业谋取利益。当然，连锁董事并不是实现双方或多方互惠交易的惟一方式，如果将企业间的纯市场交易关系或市场合约以某种正式的制度安排固定下来，如互派董事到对方企业中任职，则彼此信息的透明度就会增强，“谈判—执行—再谈判”的成本就会降低，对双方都有利的合作解就能够长期、稳定地保持下去(卢昌崇，1999)。

　　该理论的核心是强调连锁董事的建立是公司理性决策的结果。一方面，公司认为建立连锁董事会有利于改善公司业绩；另一方面，在选择与哪家公司建立连锁董事关系时，也要通过理性决策来选择目标公司，而公司业绩则是其选择建立连锁董事关系的重要依据，因为没有哪家公司愿意和业绩差的企业建立连锁董事关系。据此，我们提出如下假设：

　　假设1(H1)：连锁董事数量与其业绩呈正相关关系。

　　2. 资源依赖理论

　　资源依赖理论(Hendricks, Mintz & Schwartz, 1975; Eisenbeis & McCall, 1978; Mariolis, 1975)的主要观点是：资源② 是约束企业生存与发展的重要因素，某些稀缺资源甚至决定了企业有无核心竞争能力(Penrose, 1993；任兵等，2004)。公司为了避免获得资源的不确定性和限制才与其他公司结成连锁董事关系，即把连锁董事视为联系环境与外部资源的重要渠道(Burt, 1980)。通过连锁董事，企业之间可以互相利用资源、协调关系。资源富裕的企业在企业网络或关联关系中控制其他企业的能力较强；而资源匮乏的企业为改变被动控制的态势，则主动与资源富裕的企业建立关联关系以使该企业的资源内部化(任兵等，2001)。该理论认为以下两个变量对连锁董事的数量具有重要影响：

　　(1)公司规模。一方面，大公司(由于其拥有更多的资源)可能给其他公司，尤其是那些对他依赖程度较大的中小公司，创造更多的不确定性，因此，他更有可能成为其他公司实施连锁董事战略的目标企业(Pfeffer & Salancik, 1978)；另一方面，作为大公司的董事成员，拥有更丰富的知识和经验，也容易成为中小公司建立连锁董事的最佳人选。因此，本文做如下假设：

　　假设2(H2)：连锁董事数量与其规模呈正相关关系。

　　(2)公司所涉及行业的多样性。一方面，把所涉及行业的多样性作为减少环境不确定性和规避“把鸡蛋放入一个篮子里”的风险战略，会减弱公司搜集相关信息活动的动力，因此，可能会降低公司连锁董事的需求。因为与企业决策相关的信息也是企业健康生存和发展所需要的一种关键资源，而这种资源也可以通过连锁董事来获取。另一方面，公司所涉猎的行业越多，则所应对的环境就越复杂，公司对管理信息活动的需求量就越大，因此，又有增加连锁董事的动力。如此，则行业多样性对连锁董事的需求强度就难以确定(Pfeffer & Salancik, 1978)，所以，本文不拟进一步探讨这个问题。

　　3. 金融控制理论

　　金融控制理论(Hendricks, Mintz & Schwartz, 1975; Eisenbeis & McCall, 1978)是从企业和金融机构这两个层面来加以解释的。从企业层面看，货币资金通用性强，可以较容易地转化为任何形态的物质资本或生产要素，因此，当资金成本低于投资收益率时，企业乐于通过银行或其他金融机构获得长期贷款。但企业与金融机构之间的借贷信息是不对称的，为校正这种信息失衡的格局，经常向银行融资的企业则欢迎银行或其他金融机构向本单位派驻董事。对企业而言，接受银行派驻的董事其实是一种信号显示机制——只有让金融机构洞悉企业真实的投资及生产经营状况，获得贷款才能变得相对容易。成长型企业由于经常处于资金短缺状态，久而久之，对银行和金融机构产生了较强的依赖。从银行和金融机构层面看，向企业派驻董事也符合自身的利益。一是投资权利的行使与表现。例如，德国和日本银行持有大量企业股票，作为大股东，向持股企业派驻董事是天经地义的。二是可以了解企业的生产经营活动，监控资金的用途和使用方向，保证本息的到期偿付和资金安全，以及在董事会决策过程中发挥积极作用，以促成有利于金融机构的财务政策。三是在金融市场呆滞的条件下，有利于选择贷款对象，促使企业大数额举债。四是降低谈判费用，促进有利于双方的合作解能够长期稳定地保持下去(卢昌崇，1999)。银企之间的每一次借贷行为都是一次次合约的谈判与执行过程，重复发生的谈判、监督和执行成本比较高；由银行向企业派驻董事则意味着，将一次次偶发的谈判转化为正式的和制度化的组织协商形式，由一个长期合约或制度化的安排取代了无数个重复发生的短期合约。这会降低交易费用，有利银企之间的长期合作。五是同一董事在多家企业任职，既有利于董事专业化和职业化的训练，同时也使多家企业形成了关联关系，银行借助企业关联关系和自身强大的融资能力可为客户企业安排双边或多边互惠协议，实现对客户企业的金融控制。

　　依据金融控制理论内在逻辑关系，本文做如下两点假设：银企之间的长期借贷关系越稳定、借贷行为越频繁，银行或金融机构就越乐于向企业派驻董事，企业接受银行派驻董事的意愿也会变得越来越强烈。规范地说，就是：

　　假设3a(H3a)：连锁董事数量与企业长期负债的高低呈正相关关系。

　　日常经营活动陷入财务危机，经常面临短期偿债压力，出于融通短期资金的考虑，企业会乐于接受银行或金融机构派驻的董事，以数量对应关系来表述，即：

　　假设3b(H3b)：连锁董事数量与企业短期偿债能力的高低呈负相关关系。

　　4. 管理控制理论

　　该理论主要有三种观点：

　　(1)所有权和经营权相分离，且在董事会介入管理团队的经营决策程度小的情况下，该理论又可以细分为两种观点：①虽然董事会作为一个整体可以制定公司的发展战略，但其影响和决断力要比企业管理团队弱得多，因此，连锁董事的影响是可以忽略不计的(Koening et al. , 1979)。②尽管董事成员拥有决策权，但由于股东极为分散，个体股东的实际影响力非常弱小，致使企业高管人员可以左右董事成员的投票，甚至可以随意地指定和更换董事成员。因此，认为连锁董事是缺乏职权和管理经验，并对任何企业生产经营问题都不过问的管理人员的附属品(Koening et al. , 1979)。在赞成该种观点的学者看来，公司的连锁董事并不会发挥应有的作用，他的存在是偶发或意外的。本文对这种观点不做相关假设。因为该观点认为连锁董事不起作用，与论文其他假设相矛盾，如果其他假设被证伪，那么该观点就被证实，反之亦然。

　　(2)在所有权和经营权相分离的情况下，如果董事会介入管理团队的决策活动程度较高时，结论就会发生变化。聘任、解雇首席执行官和企业高管人员是董事会的一项重要职责，直接涉及CEO和高管人员“政权”的稳定性。连锁董事多为兼职的独立董事，容易使监督流于形式，也容易看CEO的风向而转舵(卢昌崇，1999)，因此，CEO和高管人员双双对连锁董事的加盟持欢迎态度。当独立董事或外部董事在董事会中达到一定比例时，则CEO和企业高管人员连选连任就几成定局。

　　(3)在所有权与经营权合一的情况下，则结论又会有所不同。在企业生产经营过程中，所有者最关注的是股东收益最大化，因为这是他个人财富积累的主要源泉，而职业经理人却最在意企业的规模扩张，因为职业经理人的工资收入往往与企业规模挂钩。因此，同为企业的CEO或高管人员，后者往往更倾向于聘用连锁董事或独立董事③。另外，由于集所有权和经营权于一身，“政权”基础稳定，不怕“江山易主”或被敌意接管(Palmer, 1995)。所以，与职业经理人“执政”的企业相比，由股东出任CEO或高管人员的企业将倾向于委任较少的连锁董事。因此，我们假定：

　　假设4(H4)：与两权合一的企业比，两权分离的公司会聘用较多的连锁董事。

　　二、数据来源及变量设定

　　1. 数据来源

　　本文选用2003年度上海地区上市公司数据。数据来源于中国上市公司资讯网和巨潮网。具体来说，从中国上市公司资讯网获得上海地区截至2003年12月31日在深沪两市共计140家上司公司的资料，而具体到每家上市公司的数据则来源于巨潮网公布的上市公司年报。本文把公司作为独立的研究单位，对公司是否拥有子公司，或者该公司是否为其他公司的子公司则不予考虑。此外，在选取样本时剔除了19家上市公司。一是因为有2家公司共用一家董事成员的现象。中国纺机与ST中纺B、大众交通与大众B股、氯碱化工与氯碱B股、ST永久与ST永久B的董事成员完全相同。本文仅选择其中之一作为研究样本。二是有5家公司因数据缺失而没有被采用，如ST兴业、PT水仙、ST国嘉、ST中西和外高桥。三是将其中的10家ST、PT公司剔除，是为了消除异常值对计量模型的影响。在所得到的121家上市公司2003年度报表中，主要获取以下几方面数据：①董事会成员名单；②总资产、股东权益和销售收入；③资产负债率和速动比率；④税前利润。

　　2. 变量设定

　　(1)被解释变量。本文被解释变量为连锁董事数量(Director-to-Company Interlock, 简称DCI)。计算连锁董事数量的方法：一是公司层面的连锁董事数量，指由连锁董事形成的公司间连锁关系数量。A公司有2个连锁董事与多家公司形成连锁关系，其中董事甲同时兼任B、C、D和E公司的董事，而董事乙同时兼任B、C和F公司董事。采用这种计量方式，A公司拥有的连锁董事数量为5(即B、C、D、E、F)。二是按董事个人层面计算的连锁董事数量，由公司董事会中的连锁董事成员担任的董事职位数量来确定。同样用上面的例子，采用这种计量方式则连锁董事数量为7(即甲担任董事职位数量4+乙担任董事职位数量3)。

　　本文采用董事个人的层面来计算连锁董事数量。在搜集和整理资料时我们发现，一家公司的几个董事同时在另一家公司兼任董事。例如，周德孚和胡逢祥同时担任ST中西和上海医药两家上市公司的董事成员，俞银贵和叶富才同时担任上海电气和上柴股份两家上市公司的董事成员，陈国良和徐森康同时担任飞乐音响和飞乐股份两家上市公司的董事成员，等等，这时，以公司为单位来计算连锁董事就会不准确。

　　(2)解释变量。①公司业绩。本文选用净资产收益率(Return On Equity, 简称ROE)④、销售利税率(Return On Sale, 简称ROS)以及税前利润作为公司业绩的计量指标。其中，ROE=税前利润/股东权益；ROS=税前利润/销售额。以税前利润作为反映企业业绩的指标，主要是因为每个公司税收策略不同，政府给予每个公司的税收激励强度也不一样。因此，用税前利润更能准确反映出公司业绩信息。②公司规模：用公司资产(Asset, 简称AS)作为公司规模的计量指标。③公司长期负债：资产负债率(Debt Ratio, 简称DR)=(总资产-股东权益)/总资产。④短期偿债能力由速动比率来反映。速动比率(Solvency Ratio, 简称SR)=(流动资产-存货)/流动负债。⑤所有权和经营权的离合关系。两权合一(CD1)：董事长兼总经理⑤(近似地把他看成所有权和经营权两权合一)计为1，其他计为0；两权分离(CD2)：担任总经理而不担任董事长和董事(所有权和经营权分离)计为1，其他计为0。

　　(3)其他变量。董事会规模(Scale, 简称SC)，用董事会中成员数量表示。

　　三、实证结果及分析

　　1. 模型整体评价

　　表1给出了模型中各变量间的相关系数。由表1可以看出，各变量间相关程度很低，比如，相关系数最高的SR和DR变量，其值也仅为-0.463，远远低于门槛系数0.7，因此，这在很大程度上避免了多重共线性问题。本文使用逐步回归法，采用非嵌套假设检验各个模型，根据包容性和简约性的原则得到如下模型：

　　表1  解释变量及其他变量相关系数

变量     AS        CD1        CD2      SR         DR      ROS    SC

 AS      1

CD1     0.169     1

CD2    -0.051    -0.184      1

 SR     0.003    -0.194      0.076     1

 DR     0.254     0.079      0.004    -0.463     1

ROS     0.089     0.195     -0.049    -0.083     0.006    1

 SC     0.314    -0.165      0.066    -0.067     0.158   -0.103   1

　　DCI=(2.39e-11)AS+0.216SC-1.105SR-0.027DR-0.088ROS-2.159CD1-1.944CD2+3.612
　　(5.054) (2.076) (-2.805) (-1.741) (-6.266) (-3.195) (-2.195) (1.319)⑥ 
　　0.0000  0.0402   0.0059   0.0844   0.0000   0.0018   0.0302   0.1896
　　式中第二行，即小括号内的数字是T统计量，第三行数字是相应的P值，原假设是系数为零。
　　R-squared=0.218，Adjusted R-squared=0.170；
　　F-statistic=4.513，Prob(F-statistic)=0.000182。

　　总体来看，整体系数显著性检验的F统计值为4.513，相应的P值为0.000182，说明系数整体上不为零。换言之，当各个变量等量地持续变化时，他们的作用不会相互抵消。拟合优度R-squared为0.218，似乎不太理想，但考虑到被解释变量是受限的整数，这个数值已经显示了较高的拟合水平。

　　2. 变量经济释义

　　ROS变量的系数为负值，且关系显著(P=0.0000)，与互惠理论中提出假设(H1)相反——连锁董事数量和其业绩呈负相关关系。但必须对这一结论持审慎的态度。原因是，我们曾利用手头资料对各相关变量之间的关系做过一些补充性的验证，发现销售额、税前利润与DCI均具有正相关关系，其中，销售额与DCI正相关关系较为显著，而税前利润与DCI的正相关关系较弱。这个结论从另一个角度支持资源依赖理论假设(H2)；对互惠理论支持力度较弱，但与之(H1)并不相悖。ROS与DCI负相关的主要原因，是销售收入对税前利润的弹性小于1(弹性系数为0.475⑦)，或者说，是税前利润的增加幅度低于销售收入的增加幅度，致使ROS指标整体下降。这也从另一个角度说明，我国企业的盈利能力并没有随着企业规模的扩大而提高⑧。

　　AS变量的系数为正值，且关系显著。该结果证实了资源依赖理论的假设(H2)，即连锁董事数量与其规模呈正相关关系。企业通过建立连锁董事有助于进行组织间的协调，可以避免受到从其所依赖公司那里获得资源而带来不确定性和限制的问题。该结论与Pfeffer & Salanick(1978)以及Pennings(1980)的论述相一致。

　　DR变量的系数为负值，且关系显著。该结果与金融控制理论中的假设H3a相反——连锁董事数量与企业长期负债呈负相关关系。也就是说，当公司长期负债增加时，银行和金融机构或大公司(拥有子公司)与企业或子公司建立的连锁董事关系数量反而下降。而国外Dooley(1969), Davison, Bruce, Stening & Wan(1984)的研究都表明两者之间应呈现正相关关系。本文认为，该结果表明我国银行和金融机构对其客户或子公司监管力度可能不够，或者是由我国的金融体制和投资制度的特殊性所致⑨，也可能是与国外企业相比，中国企业长期负债结构不合理，长期贷款所占比重低。从另一方面看，也说明中国金融机构向企业发放的长期贷款数量过少。

　　SR变量的系数值为-1.105，且统计量显著异于零，其结果支持金融控制理论中的假设H3b，即连锁董事数量与企业短期偿债能力的高低呈负相关关系。也就是说，当短期偿债能力低、陷入财务困境时企业会主动与银行和金融机构或其他公司建立连锁董事联系，以获得融通短期资金的便利。

　　CD1和CD2变量的系数均为负值。CD1相关系数为负值表明，总经理兼董事长要比总经理兼董事的连锁董事数量少，即当两权合一时，其合一程度越高，则连锁董事关系数量越少。该结果支持管理控制理论的假设4(H4)。CD2相关系数为负值表明，仅担任总经理比担任总经理兼董事长或董事的连锁董事数量少，即两权分离比两权合一的连锁董事数量少。该结果与管理控制理论的假设H4相矛盾，从而使两权离合关系与连锁董事的数量之间呈现倒U字型，即两权完全分离与两权高度合一(总经理兼董事长)时连锁董事数量都比较少，介于两者之间(总经理兼董事成员)时连锁董事数量更少。实证结果不支持H4的原因，一可能是企业总经理过于强势，而董事会功能疲弱，致使经营者阶层谋求连任时不必求助于连锁董事；二可能是“非不为，实不能也”，假如总经理不具有董事提名权，则连锁董事就成为海市蜃楼。其真实的原因还有待进一步探询。

　　SC变量与DCI变量呈现显著的正相关关系，说明董事会规模越大，连锁董事数量越多。这与常识判断吻合，与资源依赖理论也是一脉相承的。

　　四、结语

　　本研究并不完全支持互惠理论假设，即连锁董事数量和其业绩或呈较弱的正相关关系，或呈负相关关系；支持资源依赖理论，即企业通过连锁董事可以获得其依赖的重要资源；部分支持金融控制理论，一是与H3a相悖——公司的长期负债与连锁董事数量呈负相关关系，二是企业短期偿债能力的高低与连锁董事数量呈负相关关系；部分支持管理控制理论，即当两权合一时，总经理兼董事长要比总经理兼董事的连锁董事数量少，而两权分离却比两权合一时的连锁董事数量更少(即担任总经理比担任总经理兼董事长或董事的连锁董事数量少)。

　　有些假设被证实了，说明这些理论在中国是适用的。也可以说，我国的企业制度与发达国家有相合之处，在价值判断取向上对连锁董事应给予肯定、在政策设计上应给予支持。有些假设未被证实，但也不能简单或彻底地否定。它既可能是中国特殊的政治、经济和文化渊源使然，其内涵及成因有待我们进一步观察、挖掘，也可能是我们的企业制度和市场环境与发达国家比还有差距，有待进一步改革与完善。

　　注释：

　　①如果A公司与B公司通过连锁董事甲连接在一起，则称A与B关联公司或关联组织。

　　②该理论所称的资源既包括管理资源也包括资金，而金融控制理论则仅强调资金，这是二者的区别之一。区别之二是，资源依赖理论仅从企业的角度来分析，而金融控制理论则既着眼于企业也着眼于银行。

　　③如假设2所言：“公司连锁董事数量与其规模呈正相关关系”。

　　④一般来说，把ROE和ROS作为衡量企业业绩的指标，不过在本文中，由于ROE变量在构建的计量模型中是不显著的，因此，在后面的模型中我们没有给出这一变量，而是采用统计上显著的ROS变量。

　　⑤既代表所有者也代表经营者，是所有权和经营权的化身，尽管与典型的两权合一企业有区别，但可以把他近似地看成两权合一企业。

　　⑥由于模型使用的是截面数据，因此，模型给出的T统计量是由怀特异方差校正的标准误差计算出来的。

　　⑦销售收入对税前利润的弹性小于1，即(△PROFIT/PROFIT)/(△SALE/SALE)＜1。这一推论能够得到本文数据的支撑。为了测度弹性，本文引入双对数模型：LOGSALE=C1+C2×LOGPROFIT。式中斜率系数C2代表SALE对PROFIT的弹性。利用本文数据(数据中有5家公司的税前利润为负值，在取对数时将其剔除)，可以得出如下回归结果：

　　LOGSALE=0.475×LOGPROFIT+12.367
　　T=(7.049)        (10.02)
　　P值=(0.0000)    (0.0000)
　　R[2]=0.304，F[，1，125]=49.689，F统计量的P值=0.000000。
　　可见，测度弹性的系数C2显著不为零，即可以认为C2大于0。
　　下面，我们检验C2小于1。虚拟假设-H0：C2≥1；对立假设-H1：C2＜1
　　T=(0.475-1)/0.0674=-7.789，df=116，T统计量(df=120)在0.01显著水平下的值为2.358(当df=60时为3.390)。
　　因为T=-7.789＜-2.358(或-3.390)，所以，我们可以在0.01的显著水平下拒绝虚拟假设H0，接受对立假设H1，即C2＜1。

　　⑧此处以销售额作为衡量企业规模的一个指标，与国际上流行的企业排名指标(资产与销售额)是一致的。
　　⑨如在我国，目前还不允许银行向有业务关系的企业派驻董事；本文所述的上市公司与银行间的连锁董事，多指企业向金融机构单向派驻董事。这与金融控制理论所述的双向派驻模式有区别，但企业向金融机构派驻董事以融通资金的目的并没有发生变化，因此，与金融控制理论仍有相合之处。不过与双向派驻模式相比，其连锁董事数量及银企借贷规模会有所减低，从而影响结论的可靠性。

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