社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角下獨(dú)立董事與企業(yè)創(chuàng)新績效

周　軍

(山東大學(xué)(威海)商學(xué)院，山東　威?！?64209)

一、引　言

創(chuàng)新是企業(yè)獲取未來競爭力的重要手段，是未來價(jià)值增長的源泉，企業(yè)創(chuàng)新投入逐年加大，創(chuàng)新產(chǎn)出也逐年增加[1]。學(xué)術(shù)界對企業(yè)創(chuàng)新績效的研究目前主要集中于外部客觀環(huán)境的影響[2][3]，很少關(guān)注“人”的直接作用。創(chuàng)新是復(fù)雜、不確定程度非常高的企業(yè)活動(dòng)，最不能缺少的就是高素質(zhì)人才的參與[4]，從人的視角研究如何提高企業(yè)創(chuàng)新績效具有重要意義。企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)具有高度的復(fù)雜性和專業(yè)性，優(yōu)秀的專業(yè)技術(shù)人員可以使研發(fā)投入產(chǎn)出效率提升，創(chuàng)新績效最大化。而另一方面，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的不確定性與復(fù)雜性，不可避免地加劇了企業(yè)內(nèi)部人與外部投資人的信息不對稱，為企業(yè)內(nèi)部人謀取私利提供了便利條件，從而可能對企業(yè)創(chuàng)新績效帶來不利影響。

獨(dú)立董事作為擁有較高專業(yè)化背景的社會(huì)精英，一方面能發(fā)揮其專業(yè)特長，監(jiān)督企業(yè)內(nèi)部人利用創(chuàng)新活動(dòng)可能發(fā)生的自利行為；另一方面也能利用其技術(shù)專長，為企業(yè)創(chuàng)新的決策活動(dòng)提供高質(zhì)量的咨詢。獨(dú)立董事獲取信息的能力是能否履職盡責(zé)的重要決定因素，作為經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的一份子，獨(dú)立董事信息獲取的多少與質(zhì)量，受到所處社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響。那么，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)是否影響企業(yè)創(chuàng)新績效？而獨(dú)立董事是否擁有技術(shù)背景會(huì)不會(huì)對上述影響產(chǎn)生差異？本文使用2007～2015年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，一方面，實(shí)證分析獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系；另一方面，將樣本組分為有技術(shù)背景獨(dú)立董事的公司和無技術(shù)背景獨(dú)立董事的公司，比較兩組樣本回歸結(jié)果的顯著性，從而探究不同專業(yè)背景下獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響差異。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：其一，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究企業(yè)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)對創(chuàng)新績效的影響，尚未涉足獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)與創(chuàng)新績效的相關(guān)關(guān)系，本文研究為創(chuàng)新績效研究提供新的視角；其二，本文深入探討了獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)發(fā)揮創(chuàng)新作用的機(jī)制，區(qū)分獨(dú)立董事的專業(yè)背景，為企業(yè)進(jìn)一步利用獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)提升創(chuàng)新績效作用提供理論依據(jù)與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)發(fā)展

董事網(wǎng)絡(luò)是指董事同時(shí)在一個(gè)以上的董事會(huì)任職，由此而建立的直接和間接的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，網(wǎng)絡(luò)中的個(gè)體被稱為連鎖董事[5]。連鎖董事?lián)碛匈Y源獲取優(yōu)勢，Mizruchi(1996)認(rèn)為富有資源的企業(yè)能夠在網(wǎng)絡(luò)中占據(jù)有利地位而控制其他企業(yè)，處于資源劣勢的企業(yè)往往也希望通過連鎖董事獲取信息[6]。因此，董事網(wǎng)絡(luò)為企業(yè)提供了獲取信息的平臺(tái)。通過連鎖董事，企業(yè)可以以較低的交易成本及時(shí)獲取外部資源、共享信息、降低風(fēng)險(xiǎn)。網(wǎng)絡(luò)中的個(gè)體都占據(jù)這不同的網(wǎng)絡(luò)位置，Putnam(1993)認(rèn)為處于不同網(wǎng)絡(luò)位置的連鎖董事所獲取的信息的深度與廣度有差異[7]。中心度越高的企業(yè)可以獲取越多的信息與資源，可以接觸到更多的新知識(shí)(Deutsch，2011)[8]。董事網(wǎng)絡(luò)中心度是衡量個(gè)體在網(wǎng)絡(luò)中占據(jù)核心位置的程度，測度與每一董事直接聯(lián)系的其他董事的數(shù)量，表明了個(gè)體在董事網(wǎng)絡(luò)中的活躍程度；中心度越高的董事對新信息的獲取能力越強(qiáng)。

獨(dú)立董事一般是具有會(huì)計(jì)、法律、技術(shù)等專業(yè)背景的社會(huì)精英。獨(dú)立董事在多個(gè)董事會(huì)任職的情況較多，彼此之間的交流一般是通過董事會(huì)議和專門委員會(huì)會(huì)議；獨(dú)立董事通過董事網(wǎng)絡(luò)建立的是一種弱聯(lián)結(jié)關(guān)系。而內(nèi)部董事在外兼職的情況較少，彼此之間能夠面對面交流的機(jī)會(huì)較多，建立的是一種強(qiáng)聯(lián)結(jié)關(guān)系。Gulati(1995)認(rèn)為弱聯(lián)結(jié)關(guān)系能夠?yàn)槠髽I(yè)獲取異質(zhì)性、互補(bǔ)性的知識(shí)[9]；弱聯(lián)結(jié)是企業(yè)創(chuàng)新的一項(xiàng)無形資產(chǎn)。強(qiáng)聯(lián)結(jié)關(guān)系提供的信息冗余程度高，屬于同質(zhì)性信息。Tiwana(2008)認(rèn)為雖然強(qiáng)聯(lián)結(jié)與弱聯(lián)結(jié)能夠?qū)ζ髽I(yè)的創(chuàng)新績效發(fā)揮互補(bǔ)作用[10]，但是，異質(zhì)性信息是提高企業(yè)的創(chuàng)新績效的關(guān)鍵。因此，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)新績效發(fā)揮舉足輕重的作用。

創(chuàng)新首先需要企業(yè)從外部獲取大量的創(chuàng)新知識(shí)；獲取新穎與多樣化的知識(shí)會(huì)極大提高企業(yè)的創(chuàng)新績效，Ibarra(1993)認(rèn)為新信息有助于企業(yè)解決創(chuàng)新過程中的設(shè)計(jì)和生產(chǎn)問題[11]。董事網(wǎng)絡(luò)作為信息獲取與傳遞的平臺(tái)，能夠?yàn)槠髽I(yè)提供大量信息，并且程度中心度越高的企業(yè)能夠獲取更多的新知識(shí)?；谶@種信息獲取優(yōu)勢，企業(yè)獲取的大量信息中包括創(chuàng)新信息，可以根據(jù)創(chuàng)新信息識(shí)別創(chuàng)新產(chǎn)品的需求，完成知識(shí)搜索；進(jìn)而可以通過董事網(wǎng)絡(luò)及時(shí)傳遞信息，完成知識(shí)的轉(zhuǎn)移。這種創(chuàng)新知識(shí)的獲取(知識(shí)搜索)與及時(shí)的傳遞(知識(shí)轉(zhuǎn)移)會(huì)有助于企業(yè)產(chǎn)品的創(chuàng)新[12][13]。企業(yè)創(chuàng)新往往需要大量的資金投入，創(chuàng)新周期長，過程復(fù)雜、不確定性高，給會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量和披露帶來了很大的困難，形成了一種另類的信息不對稱，從而為管理者追求私有收益操縱研發(fā)活動(dòng)提供了便利條件。好的網(wǎng)絡(luò)位置能夠幫助獨(dú)立董事減少與內(nèi)部管理層的信息不對稱程度，更有能力實(shí)施對內(nèi)部管理人員的監(jiān)督，減少代理成本[14]?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)程度中心度對企業(yè)的創(chuàng)新績效有顯著的正向影響。

已有研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事的職業(yè)背景會(huì)影響其對公司治理作用的發(fā)揮：具有投行背景的獨(dú)立董事會(huì)促進(jìn)企業(yè)的外部融資；具有法律背景的獨(dú)立董事能夠降低公司的訴訟風(fēng)險(xiǎn)；具有學(xué)術(shù)背景的獨(dú)立董事能夠提高企業(yè)的專業(yè)產(chǎn)出水平[14][15]。創(chuàng)新是一系列知識(shí)整合、管理的過程，創(chuàng)新周期長，具有諸多不確定性因素，企業(yè)的創(chuàng)新投入往往都會(huì)以失敗告終，創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出并不一定成正比。企業(yè)首先需要制定創(chuàng)新戰(zhàn)略；其次，企業(yè)從外部獲取的新知識(shí)需要進(jìn)行一系列的整合；最后，在新產(chǎn)品、新技術(shù)的開發(fā)過程中會(huì)存在較多的風(fēng)險(xiǎn)與不確定性，需要進(jìn)行嚴(yán)密的監(jiān)管及時(shí)發(fā)現(xiàn)問題。Cohen & Levinthal(1990)認(rèn)為企業(yè)從外部獲取的信息往往與企業(yè)內(nèi)部的行為模式與已經(jīng)積累的知識(shí)難以很好的融合[16]，任勝鋼(2010)認(rèn)為信息的嵌入性和粘滯性會(huì)阻礙企業(yè)對其的有效利用[17]。這就需要企業(yè)對新信息有較強(qiáng)的篩選、整合能力，從而轉(zhuǎn)化為企業(yè)內(nèi)部的創(chuàng)新資源。

相對于無技術(shù)背景的獨(dú)立董事，有技術(shù)背景的獨(dú)立董事?lián)碛泄W(xué)或理學(xué)的學(xué)術(shù)背景，具有技術(shù)知識(shí)與研發(fā)經(jīng)驗(yàn)，更有能力利用好網(wǎng)絡(luò)位置所帶來的信息優(yōu)勢。具體而言，有技術(shù)背景的獨(dú)立董事已經(jīng)積累了關(guān)于創(chuàng)新的相關(guān)理論、見解與思考，能夠識(shí)別有價(jià)值的創(chuàng)新信息，相對于無技術(shù)背景的獨(dú)立董事，較好的網(wǎng)絡(luò)位置更有助于有技術(shù)背景的獨(dú)立董事將創(chuàng)新信息內(nèi)化為創(chuàng)新資源，更有助于有技術(shù)背景的獨(dú)立董事利用信息優(yōu)勢發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新過程的問題，防止管理層利用研發(fā)活動(dòng)謀取私人利益，從而更為顯著地提高企業(yè)的創(chuàng)新投入效率與創(chuàng)新產(chǎn)出績效。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H2：相對于無技術(shù)背景獨(dú)立董事的公司，在有技術(shù)背景獨(dú)立董事的公司，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對創(chuàng)新績效的正向影響更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2007～2015年間的滬深A(yù)股上市公司為初始樣本，為消除異常值的影響進(jìn)行了以下篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除被ST、PT過的公司樣本；(3)剔除存在變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得有效樣本的6974個(gè)觀測值。文中發(fā)明專利數(shù)與專利總數(shù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫以及手工整理；獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)均由手工整理，并使用大型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)分析軟件PAJEK計(jì)算獲得；控制變量來自國泰安數(shù)據(jù)庫，其中的市場化指數(shù)來自樊綱等編著的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報(bào)告》。

(二)變量定義

1.解釋變量。本文選用年末在任的董事形成的董事網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)特征進(jìn)行檢驗(yàn)，具體使用PAJEK軟件計(jì)算的中介中心度來測度獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)?！爸行亩取笔蔷W(wǎng)絡(luò)分析中的一個(gè)關(guān)鍵的結(jié)構(gòu)指標(biāo)，主要包括程度中心度、接近中心度和中介中心度?？紤]到網(wǎng)絡(luò)必須為網(wǎng)狀結(jié)構(gòu)才能計(jì)算出程度中心度這一指標(biāo)，而網(wǎng)絡(luò)要形成弱連接才能計(jì)算接近中心度，因此本研究選取中介中心度作為董事網(wǎng)絡(luò)的衡量指標(biāo)。

中介中心度：

(1)

其中，gjk是董事j與董事k相連結(jié)必須經(jīng)過的捷徑數(shù)，gjk(ni)是董事j與董事k的捷徑路徑中有董事i的數(shù)量，∑i

本文使用獨(dú)立董事中介中心度的平均值和最大值作為主要的研究指標(biāo)。首先，平均值計(jì)算的公司獨(dú)立董事中介中心度可以衡量公司層面的獨(dú)立董事中介中心度的平均水平；其次，選取中介中心度的最大值是因?yàn)榭紤]到在董事會(huì)中，某一個(gè)網(wǎng)絡(luò)程度很高的獨(dú)立董事會(huì)極大影響公司具體決策的制定[18]。本文將職業(yè)背景是生產(chǎn)、研發(fā)、設(shè)計(jì)的獨(dú)立董事定義為有技術(shù)背景的獨(dú)立董事(Tech in.dir)。獨(dú)立董事數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫及公司年報(bào)，并通過手工整理。公司有技術(shù)背景的獨(dú)立董事為1，無技術(shù)背景的獨(dú)立董事為0。

2.被解釋變量。本文對企業(yè)創(chuàng)新績效的測度為創(chuàng)新產(chǎn)出。即：企業(yè)當(dāng)年獲得的專利數(shù)(Total Patent)，包括實(shí)用新型與發(fā)明專利(Patent，不含外觀設(shè)計(jì)專利)。

3.控制變量*篇幅所限，控制變量計(jì)算過程略，作者備索。。參考已有研究，本文的控制變量(CONTROL)包括：公司上市月數(shù)(Month)、董事長與總經(jīng)理兼任(Dual)、獨(dú)董比例(OUT)、機(jī)構(gòu)持股者比例(Institution)、利潤(Profit)、企業(yè)總資產(chǎn)(Size)、公司聘用的會(huì)計(jì)師事務(wù)所是否為四大(AK)、托賓Q值(Tobinq)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、總資產(chǎn)增長率(Asset)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、固定資產(chǎn)比率(FIX)、營業(yè)收入現(xiàn)金含量(cash)、營業(yè)收入增長率(Revenue)、董事年齡(AGE)、高管持股比例(Manager)、董事薪酬(wage)、女董事人數(shù)(Women)、董事是否具有政治背景(Political)、市場化指數(shù)(Market)和年度(Year)、行業(yè)(Industry)虛擬變量。

(三)模型設(shè)計(jì)

本文基礎(chǔ)回歸方程為：

1.獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)與發(fā)明專利數(shù)

Patent=β+β1Betweenness+∑βjCONTROL+εi，t

(2)

2.獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)與專利總數(shù)

TotalPatent=β0+β1Betweenness+∑βjCONTROL+εi，t

(3)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1是文中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。如表中數(shù)據(jù)所示，公司層面獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中介中心度均值乘以1000的中位數(shù)、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.62、1.64和1.72，公司層面獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中介中心度最大值乘以1000的中位數(shù)、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.81、1.99和2.19，說明獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)在公司間的差別較大。企業(yè)創(chuàng)新績效指標(biāo)Patent的平均值為16.0985，中位數(shù)是2，標(biāo)準(zhǔn)差為141.427，企業(yè)創(chuàng)新績效指標(biāo)Total Patent的平均值為30.2073，中位數(shù)是6，標(biāo)準(zhǔn)差為188.529，說明發(fā)明專利數(shù)和總專利數(shù)在不同公司間差異明顯。其他相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)特征與其他文獻(xiàn)中得出的結(jié)果基本一致。

表1　主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)(N=6974)

(二)相關(guān)性分析

表2列出了本文主要研究變量的相關(guān)系數(shù)。專利總數(shù)、發(fā)明專利數(shù)與獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中介中心度都顯著正相關(guān)，假設(shè)1得到初步印證。其次，各變量的相關(guān)系數(shù)基本都在0.5以下，說明變量之間并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

注：*** 、** 和*表示變量或檢驗(yàn)值分別在1% 、5%和10%的顯著水平上顯著。下同。

(三)回歸結(jié)果與分析*篇幅所限，部分控制變量的回歸結(jié)果從略。作者備索。

表3中全樣本組模型1和模型2的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示獨(dú)立董事中介中心度的平均值和獨(dú)立董事中介中心度的最大值對發(fā)明專利數(shù)的影響系數(shù)分別為2.388和1.032，都在5%的水平上顯著正相關(guān)，這表明公司層面獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與發(fā)明專利數(shù)之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

表3　獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與發(fā)明專利數(shù)回歸表

表4　獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與專利總數(shù)回歸表

表4中全樣本組模型7和模型8的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事中介中心度的平均值和獨(dú)立董事中介中心度的最大值對專利總數(shù)的影響系數(shù)分別為3.937和1.858，都在1%的水平上顯著正相關(guān)，表明公司層面獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與專利總數(shù)之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。因此，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中介中心度與企業(yè)的創(chuàng)新績效正相關(guān)，較好的網(wǎng)絡(luò)位置能提升企業(yè)的創(chuàng)新績效，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

區(qū)分技術(shù)背景組和無技術(shù)背景組的研究發(fā)現(xiàn)，表3中模型3有技術(shù)背景組獨(dú)立董事中介中心度的平均值與發(fā)明專利數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，而模型5無技術(shù)背景組獨(dú)立董事中介中心度的平均值與發(fā)明專利數(shù)的正相關(guān)關(guān)系不顯著。模型4有技術(shù)背景組獨(dú)立董事中介中心度的最大值與發(fā)明專利數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，而模型6無技術(shù)背景組獨(dú)立董事中介中心度的最大值與發(fā)明專利數(shù)的正相關(guān)關(guān)系不顯著。

表4中模型9有技術(shù)背景組獨(dú)立董事中介中心度的平均值與專利總數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，而模型11無技術(shù)背景組獨(dú)立董事中介中心度的平均值與專利總數(shù)的正相關(guān)關(guān)系不顯著。模型10有技術(shù)背景組獨(dú)立董事中介中心度的最大值與專利總數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，而模型12無技術(shù)背景組獨(dú)立董事中介中心度的最大值與專利總數(shù)的正相關(guān)關(guān)系不顯著。以上實(shí)證結(jié)果均表明：在有技術(shù)背景的獨(dú)立董事組獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與創(chuàng)新績效的正相關(guān)關(guān)系在1%的水平上顯著，而無技術(shù)背景的獨(dú)立董事組該關(guān)系不明顯。假設(shè)2得到驗(yàn)證，即區(qū)分有技術(shù)背景的獨(dú)立董事和無技術(shù)背景的獨(dú)立董事后，有技術(shù)背景的獨(dú)立董事能利用網(wǎng)絡(luò)位置所帶來的信息優(yōu)勢發(fā)揮治理作用，提升企業(yè)創(chuàng)新績效。

(四)被解釋變量的進(jìn)一步測試

有研究表明，專利從申請到授權(quán)存在時(shí)間上的滯后性[19]。此外，由于專利權(quán)只有有限的法律保護(hù)期，過期將得不到保護(hù)，因此企業(yè)可能不愿意申請專利，因此本文將被解釋變量滯后一期，進(jìn)一步進(jìn)行測試，驗(yàn)證上述分析，具體結(jié)果見表6。

表6　被解釋變量滯后一期回歸表

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健，本文做了如下測試：(1)使用在任6個(gè)月的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度。由于獨(dú)立董事在會(huì)計(jì)年度內(nèi)的人員流動(dòng)情況(新任、離任)，本文認(rèn)為獨(dú)立董事當(dāng)年在某上市公司任職時(shí)間超過6個(gè)月，即能對該上市公司經(jīng)營決策施加影響，因此，本文以在一個(gè)會(huì)計(jì)年度內(nèi)任職超過6個(gè)月的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)指標(biāo)作為主要回歸指標(biāo)，檢驗(yàn)結(jié)果仍支持前文結(jié)論。(2)企業(yè)固定效應(yīng)回歸以緩解內(nèi)生性問題。公司選擇處于董事網(wǎng)絡(luò)何種位置的獨(dú)立董事可能不是隨機(jī)的，即某些公司特征會(huì)影響公司對獨(dú)立董事的選擇，而且這些特定因素也會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新績效，從而可能導(dǎo)致遺漏變量或內(nèi)生性問題。為了解決該問題，參照董紅曄等(2016)[20]采用的公司固定效應(yīng)回歸方法進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果仍支持本文假設(shè)。(3)VIF值和D-W值檢驗(yàn)。本文考察了各模型中變量的VIF 值，發(fā)現(xiàn)所有所有變量的VIF值都小于10 ，表明不存在嚴(yán)重的共線性問題。有關(guān)自相關(guān)的檢驗(yàn)——D-W統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明，各回歸樣本組的統(tǒng)計(jì)值均接近2，不存在明顯自相關(guān)現(xiàn)象，本文結(jié)論穩(wěn)健。*篇幅所限，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果從略。作者備索。

五、研究結(jié)論與啟示

董事網(wǎng)絡(luò)作為一種重要的非正式制度安排，其治理作用備受學(xué)界關(guān)注。本文以企業(yè)創(chuàng)新績效為切入點(diǎn)，選取2007～2015年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，以上市公司獨(dú)立董事為研究對象，利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析方法，實(shí)證檢驗(yàn)了我國上市公司獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)位置與公司創(chuàng)新績效之間的內(nèi)在聯(lián)系。研究發(fā)現(xiàn)，公司獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高越能提升公司的創(chuàng)新績效；在有技術(shù)背景獨(dú)立董事的公司中，董事網(wǎng)絡(luò)這種非制度安排能對創(chuàng)新績效有更大的影響，因而獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司創(chuàng)新績效的正相關(guān)關(guān)系，在有技術(shù)背景獨(dú)立董事組顯著，而在沒有技術(shù)背景獨(dú)立董事的公司上述關(guān)系不明顯。這拓展了獨(dú)立董事治理作用的研究視野，豐富了公司創(chuàng)新績效的影響因素研究，通過深入揭示獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)對公司創(chuàng)新績效的影響機(jī)理，有助于更加準(zhǔn)確地了解獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)對不同專業(yè)背景獨(dú)立董事履職的影響差異。本文研究啟示在于，在研究獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)的治理作用時(shí)應(yīng)綜合考慮獨(dú)立董事的專業(yè)背景等因素，以更全面細(xì)致地探究獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)對獨(dú)立董事治理行為作用機(jī)理的邏輯，從而有助于從非正式制度視角提高公司治理水平，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。

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