2015/03 总第455期商业研究COMMERCIAL RESEARCH 文章编号1001-148X (2015) 03 -0138 -09 E血阻连翻董事哭察团结回噩噩~i证Jim噩噩E一一以上海、广东两地上市公司为样本段海艳(河南科技大学管理学院，河南洛阳471000 ) 摘要:连锁董事作为一种非制度化约束，是企业获取资源的重要手段。本文在绘制和比较上海、广东两地企业间连锁董事关系网络拓扑结构图的基础上，对企业间连锁董事关系网络的演变特征及功能定位进行实证检验，结果发现:连锁董事数量随时间推移呈下降趋势，但不具显著性;上海地区企业拥有的连锁董事数量显著高于广东地区企业，国有企业拥有的连锁董事数量显著高于非国有企业;连锁董事关系网络中60%以上企业问联结关系是因个人同时在多家企业兼职独立董事而引起，这意味着个人同时在多家企业兼职独立董事是连锁董事的主要成因之一。关键词:连锁董事;社会网络分析;绝对度中心性;关系网络中图分类号:四70文献标识码B作为企业社会资本的重要表现和最主要的一演变受到企业所处环境的影响。那么，外部环境市种企业间网络关系，连锁董事已成为全球范围内场化程度的变化如何影响企业对连锁董事的需求企业经济活动中的普遍现象(任兵等，2001;段以及连锁董事发挥作用的空间?连锁董事关系网海艳等，2008)，并逐渐引起管理、社会等领域学络的演进特征如何?借助于社会网络分析方法，本者们的广泛关注。近年来，国内外学者们围绕连锁文对连锁董事的演变特征及功能定位进行尝试性董事成因(Fich, 2005; Rafael et al, 2007)、连锁探讨，期望为发展与完善连锁董事相关理论、规范董事效果(Mol，2001; Schmidt, 2008; Wincent et 企业连锁董事行为提供借鉴。al, 2010;田高良等，2011)等展开了广泛探讨并一、理论分析与研究假设得出了有意义结论，进而为全面、深刻认识连锁董事成因、效果提供了理论依据和实证支持。但是连依据资源依赖理论，企业获取外部资源的能锁董事作为一种非正式制度安排，如何随着市场力决定了其能否在激烈的市场竞争中取得相对优化程度的提高而演变，相关方面的研究较为匮乏。势(Aldrich& Pfeffer, 1976; Aldrich, 1979) 0制中国当前正处于经济转型时期，两种分配方约企业发展的关键因素之一就是资源。企业为了式的交迭还将持续很长时期，但经过近30年的市避免资源局限与资源获取的不确定性，倾向于与场化改革，中国市场化程度有了极大提高并带动潜在的资源持有者建立并保持连锁董事关系O因了经济的快速增长(董晓宇和郝灵艳，2010)。作此，连锁董事是企业获取外部资源的重要渠道为一种非正式的制度化约束，连锁董事的形成与( Burt, 1983) 0借助于连锁董事关系网络，企业之收稿日期:2015 -01 -14 作者简介:段海艳(1972-)，女，山西临汾人，河南科技大学管理学院副教授，经济学博士，研究方向:公司治理、企业财务。基金项目:国家自然科学基金项目，项目编号U1204704/G0202;河南省高校科技创新人才支持计划项目资助;河南省高等学校哲学社会科学优秀学者资助项目，项目编号2014一YXXZ-17;河南省科技发展计划(软科学研究)项目，项目编号1424004103820
总第455期段海艳:企业问连锁董事关系网络的演变特征及功能定位139 . 间得以相互利用资源、协调彼此间关系并获得战与非国有企业均面临着制度环境不健全的局限。略经营等相关信息，因而有利于企业战略决策效作为一种企业间网络关系，连锁董事是应对制度率的提高以及经营绩效的改善。然而，企业是否与化约束不健全的一种非正式制度化安排，是企业其它企业建立连锁董事关系以及关系数量多少受有效获取资惊、保证契约执行的手段。与非国有企制于其所处的外部环境。外部环境的市场化程度业相比，国有企业的行政化色彩更浓厚一些。在社越低，机会主义产生的可能性以及防范机会主义会各种资源的再分配体制中，国家通过行政干预的戚本也就越高。企业间关系网络中蕴含着大量控制并垄断了很大一部分稀缺资源。国有企业特的资金流、声誉流和信息流，持续、稳定获取网络有的产权性质，决定了其具有获取资金、信息等各中稀缺资源的预期会对个体行动者产生约束，同种稀缺资源的相对优势(石军伟等，2007)。这时基于信任而建立的关系网络中，声望与互惠的样，与非国有企业相比，国有企业会拥有较多的连规范会诱使行动者重复性行为的发生。因此，企业锁董事。由此提出假设30间关系网络可在有效防范机会主义、减少防范戚H3:与非固有企业相比，国有企业拥有较多本的同时，补充市场治理的局限(周小虎，的连锁董事。2005)。总之，企业所处外部环境的市场化程度越连锁董事是因董事个人同时在两家或两家以低，相应的经营风险以及不确定性程度越高，其交上企业董事会任职而引起。根据构成不同，董事可易活动过程中对企业间连锁董事关系这类的非制以分为内部董事和外部董事(主要指独立董事), 度安排的需求会越大，彼此间依赖性和协调性要其中内部董事除了任职董事外，很多还在企业担求会越高，企业间关系存在的价值也就越大。随着当总经理、副总经理、财务总监等高级管理职务，市场化程度的提高，企业间连锁董事关系这种非时间与精力的限制使得他们很少在其它企业兼职制度安排所能发挥作用的空间也会逐渐减小。自董事，因此连锁董事很大程度上是由独立董事在1980年以来，中国的市场化程度一直呈现出稳步多家企业交叉任职而引发。中国子2∞1年正式推提高的趋势①，因此企业间连锁董事数量会下降。出独立董事制度，为提高企业声誉，各大上市公司故提出假设1。在按中国证监会要求的数量与任职条件等设立独Hl :企业间连锁董事数量随时间推移呈F降立董事的同时，纷纷邀请知名的专家、学者、业界趋势。精英等担任独立董事。在社会名流供给有限的情经过近30年的市场化改革，中国市场化程度况下，必然会导致个体成员同时在多家企业董事稳步提高且经济实力显著增强，但各地市场化进会任职的现象。Phillipet al (2003)使用最小二乘展程度很不均衡。任兵等(2004)对上海、广东回归方法就董事人力资本恃征对连锁董事的影响两地上市公司因连锁董事的企业间联系而构成的进行了检验，结果发现独立董事比例正向影响企区域企业网络形态进行描述性分析后发现，区域业的连锁董事数量。因此可推断，因个人同时在多企业关系网络的形成与发展具有路径依赖的特征。家企业董事会兼职独立董事而引起的企业间联结考虑到本研究的目的是使用社会网络分析方法对中是连锁董事的主要成因。故提出假设4。国企业连锁董事关系网络的演变特征和功能定位进H4:因个人同时在多家企业兼职独立董事而行探索，为了保证研究数据的延续性和研究结果的引起的企业间联结关系是连锁董事的主要成因。可比性，选取上海、广东两地进行比较分析。其中二、研究设计与实证分析广东市场化相对程度位居第一，上海排名第四②。结合上文的分析可推断，与广东地区相比，上海地区(一)样本选取与处理企业拥有较多的连锁董事。故提出假设2。研究选取2006年、2009年两个年度上海、广H2:与广东地区相比，上海地区企业拥有较东两地上市公司为样本，收集整理不同年度、不同多的连锁董事。区域上市公司董事会构成，并对近万名董事个人中国正由计划经济向市场经济转型，这种背在不同企业董事会交叉任职情况进行社会网络分景下国有企业与非国有企业并存且各自发挥作用析。需要说明的是，之所以选取2006年、2009年的空间不同。随着中国经济的快速发展，国有企业两个年度，是由于数据处理工作量非常庞大，出于
140 商业研究2015103 时间、精力所限，我们没有能力也没有必要对每个图。由图1可知，在2006年上海、广东西地全部年度进行连锁董事分析。任兵等(2ω4)对2001董事构成的连锁董事关系网络中，有1个以上直接年上海、广东两地上市公司连锁董事进行了探讨，联系的企业为230个，约占样本总数的%; 本文目的是对2006年和2∞9年上海、广东两地企对应孤立点的个数为84，说明这些企业没有与网业连锁董事关系网络进行分析并将之与2001年部络中其它任何企业建立有直接关系，占样本总数分研究结果进行比较，以得出连锁董事关系网络的%。由图z可知，2009年上海、广东两地演变特征和功能定位的概览。全部董事构成的连锁董事关系网络中，有1个以上(二)网络拓扑结构图直接联系的企业为267个，约占样本总数的本部分主要借助于网络拓扑结构图直观展示% ;对应左侧孤立点的个数为116，占样本总企业间连~JJi董事关系网络的演变特征和功能定位。数的%。可见，与2006年相比，2009年企业为了分析2ω6年、2009年连锁董事关系网络的演间连锁董事关系网络的数量有所下降。变情况，分别绘佑1/2(脱年和2∞9年上海、广东两地全部董事构成的连锁董事关系网络拓扑结构图(如罔1和图2所示);为了研究上海、广东两地连锁董事关系网络的差异，分别绘制2∞6年和2∞9年上海地区、广东地区全部董事构成的连锁董事关系网络拓扑结构图(如图3、图4、图5和图6所示);为了研究独立董事在连锁董事关系网络中所起的作用，剔除那些在多家企业同时只担任独立董事的关系联结后形成新的连锁董事关系网络拓扑结构图(如图7和图8所示)并与全部董事构成的连锁董事关系网络拓扑结构图(图I、图引进行对比研究。最后，为了对比分析固有与图22ω9年上海、广东两地全部董事构成的连锁非有国企业在连锁董事关系网络中的属性特征，董事网络拓扑结构阁将关系网络中的节点按企业性质不同分为两类:圆形节点为国有企业，三角形节点为非固有企业。其次，对比分析上海、广东两地企业间连锁一事。与2006年广东地区全部董事构成的连锁董事关系网络相比较，2006年上海地区全部董事构成的连锁董事关系网络中，网络成员通过直接与间接连锁关系形成了一个规模较大、且联系紧密的网络格局，而广东地区企业间连锁董事关系网络则趋于松散(见图3和阁的。2009年上海地区、广东地区全部董事构成的连锁董事关系网络呈现出同样的特征(见图5和图的。这一结果与任兵等(2004)的发现保持一致.说明2001年以来，经过近10年的发展上海企业连锁董事网的形成很大程度上镶嵌于广泛而紧暗的社会、经济关系之中;广东企业间离散的、小型的连锁格局很大图I2∞6年上海、广东两地全部董事构成的连锁程度上与其依据于市场的经济运作模式相关"这董事网络拓扑结构图一格局并未改变。首先，对比分析2006年和2∞9年两个不同年第三，对比分析罔有企业与非固有企业在连度全部董事构成的企业间连锁董事网络拓扑结构锁董事关系网络中的角色与功能定位。在2006年
总第455期段海丰色:企业间连锁董事关系网络的演变特征及功能定位141 上海、广东全部董事构成的连锁董事关系网络中事构成的连锁董事关系网络中(图1) ，与其它企(图1).84个孤立点中非国有企业为81个，所占业建立有1个以上直接关系的为230个，占样本总比例为%，而在2∞6年314家总体样本构成数的%;剔除独董后的连锁董事关系网络中中，非国有企业为116个，所占比例是%, (图7)，与其它企业建立有l个以上直接关系的为相比之下孤立点中非国有企业比例显著较高;在122个，占样本总数的% 0 2009年全部董事2009年上海、广东两地全部董事构成的连锁重事构成的连锁董事关系网络中(图2).与其它企业关系网络中(图2)，116个孤立点中非国有企业为建立有1个以上直接关系的为267个，占样本总数67个，所占比例为%，而在总体样本构成中，的%;剔除独董后的连锁董事关系网络中非固有企业为174个，所占比倒是%，相比(固的，与其它企业有l个以上直接关系的为153之下孤立点中非国有企业比例依然偏高。个，占样本总数的%。这说明连锁董事关系网络中近50%的关系联结是因独立董事同时在多家企业董事会任职而引起。?t37 / /"皿‘且'"L" F G /f 图32∞6年上海地区全部董事构成的连锁董事网络拓扑结构图图52∞9年上海地区全部董事构成的连锁董事‘军"网络拓扑结构图1ω 回俨bmvJ飞Stu呻\图42006年广东地区全部董事构成的连锁董事网络拓扑结构图图62∞9年广东地区全部董事构成的连锁董事最后，将上海、广东两地剔除那些因在两家或网络拓扑结构图两家以上公司同时只担任独立董事而引起的企业间关系网络，即上海、广东两地剔除独董后的连锁(三)实证检验董事关系网络拓扑结构图，与全部董事构成的连1.描述性统计分析锁董事关系网络拓扑结构相比较。2∞6年全部董个体成员在连锁董事关系网络中所处的位置，
142 商业研究2015/03 决定了其所面临的局限和l机会。在关系网络中所处位置越有利，个体成员所面临的局限越少且机会越多。那么如何界定"有利位置"?社会网络分析使用"中心性"提供f有效的解决方法与量化工具。研究视角不同，所选用的中心性指标也不同，其中比较常用的指标包括度中心性、居中中心'性和接近中心'除(士IJ军，2004)。度中心'性使用与气节点直接相连的其它节点的个数测量网络阁中某行动者与其它行动者发生交往关系的能力;居rl'\中心性和接近中心性从"控制他人"与"不受他人控制"两个侧面刻画了一个行动者控制网络用咋l其它行动者之间交往的能力，它们依赖于行因72006年上海、广东两地剔除独董后的连锁董事动者与网络中的所有行动者之间的关系，而不仅网络拓扑结构图仅是与邻点之间的直接关系。这三类指标从三个不同视角测度了网络图中某节点的中心性。其中绝对度中心性③最简单、直观地反映了企业间连锁，..丁F关系的数盐，所以选用绝对度中心性刻画2ω6年、2009年上海、广东两地企业问连锁董事犬系网络巾各~YJ点的属性。相应的描述性统计结果见表10←-fJF‘叫在农2006年、2阳9年上海、广东两地关系网络的绝对度中心性比较2006年2009年←;二~:飞王绝对度全部董事剔除独董全部董事剔除独董"lUL户频数频数频数频数中心性(比例比例)(比例比例)图82009年上海、广东两地剔除独董后的连锁董事O 84 192 116 230 网络拓扑结构图(26(30..8) (61. 1) 3) () 72 67 92 84 芮先，在上海、广东两地全部董事构成的连锁() () () () 董事关系网络中，2006年与其它企业有连锁董事2 50 30 69 29 关系的企业有230个，占总样本的%，其中() () () () 拥有1个连锁董事关系的有72个，占总样本的3 28 7 29 21 % ;拥有2个连锁董事关系的有50个，占总() () () () 4 27 12 21 6 样本的%; 拥有3个以上连锁董事关系的有() (3. 8) () (1. 6) 108个，占总样本的%。连锁董事关系最多为5 -8 45 6 49 13 15个。从企业性质来看，2006年企业间建立连锁() () (() l. 9) 董事关系的数量合计为704个，其中罔有企业的关9 -14 7 7 () 系数量为539个，所占比例为%，略高于样( ) 15 本构成中国有企业占%这一数值。2(阴年与() 其它企业有连锁董事关系的有267个，占总样本的合计314 314 383 383 % ，其中拥有l个连锁董事关系的有92个，占() () () () 总样本的%;拥有2个连锁董事关系的有69个，占总样本的%;拥有3个以上连锁董事关
总第455期段海艳:企业问连锁董事关系网络的演变特征及功能定位143 . 系的有106个，占总样本的%。连锁董事关系独立董事而引起的企业间关系在所有企业间关系最多为12个。从企业性质来看，2脚年企业间建立中均占60%以上，因此独立董事是影响企业间建连锁董事关系的数量共762个，其中国有企业的关立连锁董事关系的重要因素之-。第三，从企业性系数量为587个，占总体比例的%，远远高于质来看，2ω6年无论是全部董事构成还是剔除独样本构成中国有企业所占比例%这一数值。董后的连锁董事关系网络，所有连锁董事关系联其次，在上海、广东两地剔除独董后的连锁董结中国有企业关系数量占760毛左右，略高于总体事关系网络中，2006年与其它企业有连锁董事关样本构成中国有企业所占比重%;类似地，系的有122个，占样本的%，其中拥有1个连2009年所有连锁董事关系联结中国有企业关系数锁董事关系的有67个，占总样本的% ;拥有量占%，远远高于样本构成中国有企业所占2个连锁董事关系的有30个，占总样本的%。比重%，说明国有企业在连锁董事关系网络拥有3个以上连锁董事关系的有25个，占总样本中占据重要地位，且影响力有上升趋势。的8%。连锁董事关系最多为8个。从企业性质来为了对上海地区、广东地区的企业间连锁董看，2006年剔除独董后企业间建立连锁董事关系事关系网络进行对比分析，分别对2ω6年和2009数量共为234个，其中国有企业的关系数量为178年上海地区、广东地区各自的全部董事构成及剔个，所占比例为%，略高于样本构成中国有除独董后的连锁董事关系网络中各节点的绝对度企业比重为%这一数值。2009年与其它企业中心性进行描述性统计分析，结果如表2所示。有连锁董事关系的有153个，占样本的%, 由表2可知，2006年全部董事构成的连锁董其中拥有1个连锁董事关系的有84个，占总样本事关系网络中，上海地区企业有1个及以上连锁董的% ;拥有2个连锁董事关系的有29个，占事关系的占样本构成的%，连锁董事数量最总样本的%;拥有3个以上连锁董事关系的有多为15个;相应的，广东地区有1个及以上连锁40个，占总样本的%。连锁董事关系最多为7董事关系的占样本构成的%，连锁董事数量个。从企业性质来看，2;∞9年剔除独董后企业间建最多为8个。2006年剔除独董后，上海地区企业立连锁董事关系数量共为302个，其中国有企业的有1个及以上连锁董事关系的占样本构成的关系数量为235个，所占比例为%，远远高于% ，连锁董事数量最多为8个;相应的，广东样本构成中国有企业所占比例%这一数值。地区有1个及以上连锁董事关系的占样本构成的总结归纳以上描述性分析结果后可发现:第% ，连锁董事数量最多为3个。2009年呈现一2009年与2006年相比，全部董事构成的连锁出同样的特征，即无论从有连锁董事关系的占比董事关系网络中，与其它企业建立有连锁董事关看，还是从连锁董事关系的数量看，上海地区都要系的节点数占样本比例由2006年的%下降到高于广东地区。2009年的%，并且有连锁董事关系的节点中，2.均值差异性检验连锁董事的数量也普遍下降。剔除独董后的连锁本部分主要借助于SPSS均值差异性检验工具，董事关系网络中，与其它企业建立有连锁董事关以2006年、2009年上海、广东两地的连锁董事关系的节点数占样本比例基本持平，并且有连锁重系网络为样本，对文中提出的四个假设进行实证事关系的节点中，连锁董事的数量基本保持不变;检验。对前三个假设主要用方差(ANOVA)检验第二，将上海、广东两地全部董事构成的连锁董事法，对第四个假设使用配对样本T检验法。检验关系网络与剔除独董后的连锁董事关系网络相比结果如表3、表4所示。较，前者网络图中有连锁董事关系的节点数以及分时间来讲，全部董事构成的连锁董事关系所有节点中的最大度数均远远高于后者2006年网络中，2006年上海、广东两地314个网络节点全部董事构成的704个连锁董事关系联结中，剔除的绝对度中心性均值为，而2009年383个网那些因在两家或两家以上公司同时只担任独立董络节点的绝对度中心性均值为，前者略高于事而引起的关系联结后仅余234个，而对2009年后者，但二者之间没有显著性差异;剔除那些因在全部董事构成的762个连锁董事关系联结中进行同两家或两家以上公司同时只担任独立董事而引起样剔除后仅余302个，说明因个人在多家企业兼职的连锁关系，即剔除独董后的关系网络中，2006
144 商业研究2015/03 年上海、广东两地314个网络节点的绝对度中心性有显著性差异。综上，与2006年相比，2∞9年企均值为，而2∞9年383个网络节点的绝对度业间连锁董事数量有所下降，但不具显著性，因此中心性均值为，两者基本持平，且均值间没拒绝假设Hl。和有肘子2006年和2009年上海、广东两地各自网络绝对度中心性比较2006年上海地区网络2∞9年上海地区网络2006年广东地区网络2009年广东地区网络全部董事剔除独董全部董事剔除独董全部董事剔除独董全部董事剔除独董频数(比例)频数(比例)频数(比例)频数(比例)频数(比例)频数(比例)频数(比例)频数(比例)3851203118q4L"5·150J2546句，5J3·21句jF47L28 4lit-39473nEu8)M21mk1"31M1510f1•21021541 1215 86 61 122 臼别的J句A幻))内/内(2(-1I(f(--(2))))， .()、-)1’j 刃) ((( ) ) 3悖ti';::(((( 1;iJ;l;()( 1!( () () () 3匀n，u"l，m、·tJ-A40 53 34 ::))) F-) () (31. 7) () 2 12 24 9 '40山川，且‘() () ( ) J呼吁3 8 15 2 1jtJ4ZJ·A'M-iA·-F() () (1. 2) 、Jf4 5 8 飞/飞/(( 。() () () 5 -8 10 6 εJ山() () 9 -14 ，1 1·() 15 () 合计147 147 161 161 167 167 222 222 () () () () () (1∞.0) () () 扫2006年、2009年不同属性变量问绝对度中心性的ANOVA检验-f2222hFnρE-n-u6n9un6u9nυ6A U F-00000 变量属性N Mean Std. Deviation F Sig. (2 -tailed) 不同构成全部董事构成314 O. 151 383 1. 99 剔除独董后314 O. 75 O. 191 383 O. 79 1. 316 上海广东国企问抢上海广东国企抢地区147 3. 15 167 性质197 」寸寸斗117 1. 41 2009 地区161 222 1. 56 nv nun un u 性质209 H444174 1. 25 分地区来讲，2006年全部董事构成的连锁董值为，后者所有节点对应指标均值为, 事关系网络314个节点中，上海地区为147个，广前者显著高于后者2009年全部董事构成的连锁东地区为167个，前者所有节点的绝对度中心性均董事关系网络383个节点中，上海地区为161个，
总第455期段海艳:企业问连锁董事关系网络的演变特征及功能定位 145 -广东地区为222个，前者所有节点的绝对度中心性事关系网络314个节点中，固有企业197个，非国均值为，后者所有节点对应指标的均值为有企业117个，前者所有节点的绝对度中心性均值1. 56，前者显著高于后者。由于2001甲2009年问为，后者所有节点对应指标均值为，前我国各地市场化水平虽有了不同程度的提高，但者显著高于后者2009年全部董事构成的连锁董各地的经济发展有路径依赖性，2001年(任兵等，事关系网络383个节点中，固有企业209个，非为2004)、2006年、2009年主个不同时点的分析数据有企业174个，前者所有节点的绝对度中心性均值表明，上海地区连锁董事数量均显著高于广东地为，后者所有节点对应指标的均值为, 区，因此接受假设H20前者显著高于后者。可见，国有企业拥有的连锁董分性质来讲，2006年全部董事构成的连锁董事数量显著高于非国有企业，所以接受假设田。表42∞6年、2009年不同网络构成问绝对度中心性的配对样本T检验年度变量属性N Mean Std. Deviation Sig. (2 -tailed) 2006 连锁董事数量全部董事314 剔除独董314 全部董事一剔除独董 1. 860 2009 连锁董事数量全部董事383 1. 99 剔除独董383 1. 316 全部董事一剔除独董1. 201 由表4可知，2006年全部董事构成的连锁董2004) ，说明不管是从时间上，还是从空间上，随事关系网络314个节点的绝对度中心性均值为着市场化程度的提高，正式的制度安排趋于完善，剔除独董后对应所有节点的绝对度中心性均和健全。基于正式制度安排与非正式制度安排之值为，二者之间有显著性差异2009年全部间的互补性，连锁董事作为一种非正式的制度安董事构成的连锁董事关系网络中383个节点的绝对排，其发挥作用的空间会逐渐渐少，具体表现为企度中心性均值为，剔除独董后对应所有节点业间连锁董事数量减少。的绝对度中心性均值为，二者之间有显著性其次，国有企业拥有的连锁董事数量显著高差异。综上，在全部董事构成的连锁董事关系网络于非国有企业，而连锁董事数量是决定个体成员中，剔除那些因在两家或两家以上公司同时只担在关系网络中的地位和影响力的重要因素，因此任独立董事而引起的连锁关系后，连锁董事关系国有企业在连锁董事关系网络中处于较中心的位数量显著下降。可见，因个人同时在多家企业兼职置，且对其它企业具有较强的控制力和影响力O之独立董事而引起的企业间联结关系是连锁董事的所以出现这种现象，主要是由于国有企业特有的主要成因，故接受假设H4。产权性质，决定了其在关系网络中具有获取稀缺资源的相对优势。其它企业为了提高对网络中所三、结果讨论蕴含资源的获取能力，都会积极与国有企业建立首先，从时间上来看，与2006年相比，2009 连锁董事关系。总之，连锁董事作为企业获取资源年上海、广东两地企业间连锁董事数量普遍下降，的一种手段，内嵌于所处的环境。外部环境的市场但不具显著性;从空间上来看，上海地区企业间连化程度越高，连锁董事发挥作用的空间越小;外部锁董事关系数量显著高于广东地区，这一研究结环境的市场化程度越低，通过正常渠道获取生产果与任兵等(2∞4)对2001年上海和广东两地上经营所需的各种稀缺资源不仅需要负担较高的成市公司的考察所得出的结论基本一致④。2006-本，而且缺乏成功的保障。在这种情境下，连锁董2009年间我国市场化程度不断提高(董晓宇、郝事确实能为企业带来可观的关系租金和竞争优势灵艳，2010)，而广东地区的市场化程度高于上海(Dyer, 1996)。国有企业获取资源的相对优势及其地区(中国经济改革研究基金会国民经济研究所，在连锁董事关系网络中的中心地位也进一步证实
. 146 . 商业研究2015/03 了连锁董事的资源获取功能。[5J 任兵，区玉辉，彭维刚.连锁董事、区域企业问连锁董事网与区域经济发展一一对上海和广东两地区最后，连锁董事关系网络中60%以上的企业2001年上市公司的实证考察[JJ.管理世界，2004间联结关系是因个人同时在多家企业兼职独立董(3):112-123. 事而引起，即个人同时在多家企业兼职独立董事[6J 石军伟，胡立君，付海艳.企业社会资本的功效结构:是连锁董事的主要成因之一。因制度而产生的独基于中国上市公司的实证研究[1].中国工业经济，立董事与因治理内在需求而产生独立董事，其在2∞7(2) :84由93.履责时的动机与效果显著不同。由于中国上市公[7J 田高良，李留闯，齐保垒.连锁董事、财务绩效和公司司的独立董事很少因治理需要而产生，更多是应价值[JJ.管理科学，2011(6):13 -24. 证监会设立上市公司董事会的制度要求而设立的，[8J 周小虎，陈传明.企业网络资源与社会负债[JJ.经济独立董事没有能力，也没有意愿进行独立、客观、管理，2005(8):12-18. 有效的监督。那么，因个人同时在多家企业兼职独[9 J Aldrich. Howard, Jeffrey Pfeffer. Environment of organ›立董事而形成的企业间联结关系，与因个人同时izations[ J]. Annual Review of Sociology. 1976 (2) : 79 在多家企业兼职执行董事而形成的企业间联结关-105. 系相比，两者如何影响企业资源获取功能的发挥?[ 10 J Aldrich Howard. Organizations and Environments [ M J . 作用产生的路径和条件是否相同?这些将是本课Englewood Cliffs . NJ: Prentice -Hall, 1979: 5 -9. 题需要进一步探讨的、非常有趣的现实问题。[ 11 J Burt R S. Corporate profits and cooptation [ M J. New Yo rk, Academic Press, 1983 : 29 -33. 注释:[ 12 J Dyer J H. Specialized supplier networks as source of ① 资料来源: advantage: Evidence from auto industry whtml. [ J J. Strategy Management J ournal, 1996 ( 17) : 187 -② 资源来源于 200412/con29378. shtml. [13] Eliezer M Fich. Are some outside directors better than ③ 绝对度中心性是指与某行动者直接相连的其它行动others? Evidence from Director Appointments by For›者的个数，或者说以某节点的度来衡量其在社会网络tune 1000 firms [J J. Journal of Business, 2005,7 (5) : 中的中心性。67 -99. ④ 任兵等(2∞4)研究结果表明，上海地区企业连锁董事[ 14 J J oakim Wincent, Sergey Anokhin, Daniel ?叫VlSt.网络的形成很大程度上镶嵌于广泛而紧密的社会、经Does network board capital matter? A study of innova›济关系之中，而广东地区企业问离散的、小型的连锁tive performance in Strategic SME networks [ J J. Jour›格局很大程度上与其依据于市场的经济运作模式相nal of Business Research, 2010 ( 63 ) : 265 -275. 关O由于广东的企业更多地依赖市场实现企业的相[ 15] Mol M. Creating wealth through working with others: 关战略，企业间的非经济关系诸如企业间的连锁董事interorganizational relationsl叩s[ J J. The Academy of 网相对简单和缺省。Management Executive, 2001,15 (1) : 150 -159. [口1叫6J阳Phi训lli牛pHP盹han参考文献:performance impact of interlocking directorates : The [ 1 J 董晓字，郝灵艳.中国市场化进程的定量研究:改革case of Singapore [ J J. Journal of Managerial Issues, 开放30年市场化指数的测度[1].当代经济管理，2003,15(3) :338 -352. 2010(6):8 -13 [ 17 J Rafael Liza Santos, Alexandre Di Miceli da Silveira. [2J 段海艳，仲伟周.网络视角下中国企业连锁董事成因Board interlocking in Brazil: Directors’ participation in 分析[JJ.会计研究，2008(11):69 -75. multiple companies and its effect on firm value [ EBI [3J 刘军.社会网络分析导论[MJ.北京:社会科学出版OLJ. [2007 -10 -03 J. http:/帆仰.ssrn. com. 丰土，2004.(责任编辑:张曦)[4J 任兵，区玉辉，林自强.企业连锁董事在中国[J J .管理世界，2001(6) : 132 -141.
