（ 三 ）变量定义 （1）被解释变量。为了考察独立董事兼职对公司产生的影响，本文采用公司绩效变量来衡量经济后果。托宾Q是衡量公司绩效的有效指标（刘星等，2007；刘银国等，2011）。托宾Q定义为公司资产的市场价值与资产重置成本之比，是衡量由于公司治理结构改善所带来的公司价值的增加的良好替代变量。（2）解释变量。本文主要考察独立董事的兼职情况对公司绩效的影响，在研究独立董事的多重董事身份时，魏刚等（2007）将其定义为样本公司董事会中拥有独立董事身份的最高值，王跃堂等（2006）采用平均每名独立董事任职公司数来衡量。本文认为，采用平均每名独立董事任职公司数能更好地反映公司独立董事的兼职的整体情况。（3）控制变量。尽可能控制了其它已被证明能够影响公司绩效的因素， 以使兼职和独立董事特征的检验系数反映了独立董事兼职情况和公司绩效的关系， 否则， 检验出的关系可能是由独立董事以外的其它因素所引起的。控制变量主要从独立董事其他特征、公司特质以及董事会特性三个方面进行控制，详见表（2）。

　　（ 四 ）模型建立 综合考虑独立董事特质、董事会以及股权特征等对公司绩效的影响，设立如下模型：

　　四、实证检验分析

　　（ 一 ）描述性统计 表（3）为变量的描述性统计结果。可以看出，独立董事的平均兼职公司数目（兼任独董）为1.67家，相当于在一个具有3名独立董事的公司中，有两名独立董事会在其他公司兼职。独立董事兼职席位的最大值为5.67家，已经违反了证监会关于上市公司独立董事兼职的相关规定。独立董事的平均年龄接近53岁，说明独立董事具有一定的阅历和经验；2011年平均每名独立董事一年参加会议8次以上，最高会议次数为36次。表3还显示董事会的平均规模为9人，独立董事占董事会比例达36.94%，符合证监会对于独立董事比例的要求。

　　（ 二 ）分组T-检验 本文将按照总体样本的数量分布将独立董事兼职的整体情况分为三个区间，即独立董事仅在一家公司担任独董，区间范围[1，1]；在1到3家公司担任独立董事，区间范围（1，3]，在3家以上公司担任独立董事，区间范围（3，6）。各区间的平均兼职情况及公司绩效如表（4）所示。为了对比分析独立董事兼职数量的差异，进一步做了T-检验。如表（5）和表（6）所示。表（5）的T-检验结果显示，独立董事兼职与否，其公司绩效存在显著差异。具有兼职独立董事的公司绩效显著低于不拥有兼职独立董事的公司。由表（6）可以看出，独立董事兼职与非兼职的公司绩效之间存在显著差异，但两组兼职区间则不存在明显差异。

　　（ 三 ）回归结果分析 表（7）列示了本文回归结果。在研究样本中，有986家公司独立董事兼职数量处于（1，3]的区间内，占总样本的88.75%。从回归结果看，独立董事的兼职数量与公司绩效在0.1的水平上显著负相关，这在一定程度上支持了繁忙假说。随着独立董事兼职席位的增加，独立董事由于时间和精力的限制不能很好的履行监督以及资源提供职能，不利于公司绩效的提升。在研究样本中，有125家公司独立董事兼职处于（3，6）的区间内，占总样本的11.25%。对于这部分样本数据来说，公司绩效与独立董事兼职数量在0.05的水平上显著正相关。为什么当独立董事兼职数量超过一定范围之后，声誉假说和资源提供假说凸显呢？本文进一步对这部分独立董事兼职数量多的公司进行了分析。按照独立董事兼职席位高低的分布，我们选取了公司独立董事个人兼职席位高于5家（包括5家）且平均独立董事兼职席位高于3.5家（Multi>3.5）的公司作为研究对象，共计49家。通过对独立董事背景的逐一分析，发现49名兼职较多的独立董事中有31名属于国内知名高校教授，占总体的63.27%，他们具有较高的专业素养，重视个人声誉。在多家公司担任独立董事，使得他们具有更加完善的董事网络系统。另有14人为公司高管，占总数的28.57%，他们拥有丰富的管理经验并在多家公司兼任独立董事，同样可以提供丰富的信息以及资源，提升公司的治理水平。还有4名独立董事来自律师事务所及相关行业协会，自身的知名度和丰富的董事网络为他们更好地服务公司奠定了基础。因此，可以推论，声誉和独立董事的兼职数量存在棘轮效应，只有声誉较高的独立董事才会获得更多的兼职机会，兼职越多的独立董事声誉越好，越有动力为维护个人声誉而积极参与公司治理，同时随着独立董事兼职公司数目的不断增加，独立董事的董事网络会越来越完善，可以从更多的渠道及时获取有用信息以及各种资源，为公司治理做出贡献。

　　五、结论

　　本文以上市公司连锁独立董事为研究对象，考察了证券市场上独立董事的兼职数量与公司绩效的关系，得出以下结论：总体上独立董事兼职公司的绩效显著低于独立董事不兼职的公司，但连锁独立董事的兼职数量与公司绩效却呈现出U型关系。独立董事平均兼职公司数在1到3家公司之间时，随着独立董事兼职席位的增加，公司绩效有明显的下降趋势。而当独立董事平均兼职公司数在3到6之间时，随着独立董事兼职席位的增加，公司绩效逐步上升。结合繁忙假说和资源提供理论本文分析认为，随着独立董事兼职公司数量的增加，独立董事的时间和精力受到一定程度的分散，不能全身心的关注公司发展，可能导致监管缺位从而影响公司绩效；但当独立董事兼职的公司数量增加到一定范围之后，独立董事在董事网络中的位置在不断提升，社会资本效应开始凸显，兼职能够为公司发展提供更多有利的信息等资源，独立董事的声誉激励以及资源提供的积极效果可以在一定程度上抵消由于时间精力限制造成的不利影响，进而提升公司绩效。从另外一个角度分析，独立董事兼职并非是一厢情愿的事情，只有那些享有较高社会声望或能力突出的独立董事才可能有机会在多家公司兼职。所以，按照社会资本理论，兼职数量多的独立董事，其社会资本就越高，对公司绩效影响的正面效应就越突出。如果把独立董事兼职的繁忙假说带来的不利影响界定为社会资本成本，只有当独立董事的社会资本正效应超过了社会资本成本，独立董事兼职才能对公司治理起到正向的促进作用。据此，我们认为，对于独立兼职应客观评价和分析，对于一般的独立董事，应尽量避免过多兼职；但对于少数具有较高声誉的独立董事，较多的兼职数量反而是利好消息。

　　*本文系国家社会科学基金青年项目“上市公司大股东关系、董事会履职与盈余质量研究”（项目编号：11CGL026）及教育部人文社会科学规划基金项目“后股权分置时代股东关系、控制权配置与公司价值研究”（项目编号：10YJA630185）的阶段性成果

　　参考文献：

　　[1]彭正银、廖天野：《连锁董事治理效应的实证分析——基于内在机理视角的探讨》，《南开管理评论》2008年第11期。

　　[2]王跃堂、赵子夜、魏晓雁：《董事会的独立性是否影响公司绩效？》，《经济研究》2006年第5期。

　　[3]戴志民：《独立董事社会资本与审计质量关系研究——基于深圳交易所中小板企业的实证研究》，《中国会计学会高等工科院校分会2010年学术年会论文集》（2010）。

　　[4]王兵：《独立董事监督了吗——基于中国上市公司盈余质量的视角》，《金融研究》2007年第1期。

　　[5]魏刚、肖泽忠、TRAVLOS N、邹宏：《独立董事背景与公司经营绩效》，《经济研究》2007年第3期。

　　[6]罗斐、罗婉婉、刘原：《独立董事对国有上市公司信息披露质量影响的实证研究》，《中国会计学会高等工科院校分会第十八届学术年会》（2011）。

　　[7]陈艳：《我国上市公司独立董事声誉机制研究》，经济管理出版社2009年版。

　　[8]谢德仁、陈运森：《董事网络：定义、特征和计量》，《会计研究》2012年第3期。

　　[9]刘星、刘伟：《监督，抑或共谋？——我国上市公司股权结构与公司价值的关系研究》，《会计研究》2007年第6期。

　　[10]刘银国、朱龙：《公司治理与企业价值的实证研究》，《管理评论》2011年第23期。

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