董事會治理對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

王蘭珠

摘要：本文以2012年我國A股制造業(yè)上市公司為樣本，考察了董事會治理與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系。實證研究發(fā)現(xiàn)，在控制企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、行業(yè)、企業(yè)能力、市場化程度、實際控制人這些主要相關(guān)變量之后，董事長與總經(jīng)理兩職合一與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)，而董事會規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著負相關(guān)。

關(guān)鍵字：董事會治理；創(chuàng)新投入；中國上市公司；實證研究

一、引言

隨著市場競爭環(huán)境的變化，企業(yè)必須不斷提升自身可持續(xù)發(fā)展能力以謀求生存，而加強技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的最佳途徑。我國政府在2006年初頒布的《國家中長期科學和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要（2006-2020年）》中規(guī)定：“到2020年，全社會研究開發(fā)投入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重提高到2.5%以上?！盵1]但是中國許多企業(yè)的創(chuàng)新投入根本達不到國際認定的企業(yè)最低生存標準，如何有效提高我國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力這一問題已經(jīng)受到政府、企業(yè)與學術(shù)界的高度關(guān)注。

創(chuàng)新是一種投入較高，周期較長，不確定性較大的活動，影響創(chuàng)新投入的因素眾多。宏觀方面主要包括國家政策、外部法律、產(chǎn)業(yè)特征以及地區(qū)環(huán)境差異等因素,微觀方面主要包括公司治理、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)戰(zhàn)略等因素。其中公司治理是現(xiàn)代企業(yè)制度的核心，對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響。董事會作為公司治理結(jié)構(gòu)中最重要的部分，必須對公司的整體運作負責，是公司的最高控制系統(tǒng)，一個高效的董事會是企業(yè)開展創(chuàng)新活動不可或缺的條件。因此，本文重點研究董事會的治理結(jié)構(gòu)，考察董事會治理水平對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。

二、文獻綜述與假設(shè)提出

（一）董事會規(guī)模

Eisenhardt和Sehoonhoven[2]、徐偉等[3]研究發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模和R&D;投入強度顯著正相關(guān)，而Rao&Lee-Sing;[4]、Hitt等[5]、徐金發(fā)和劉翌[6]、張子峰[7]等學者卻認為董事會規(guī)模越大，公司的研發(fā)投入水平越低。Zahra[8]實證發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新存在顯著的倒“Ｕ”型關(guān)系。楊勇等[9]、趙旭峰和溫軍[10]、王永明和宋艷偉[11]等學者則認為二者不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

隨著董事會規(guī)模的擴大，成員之間的溝通和協(xié)調(diào)必將變得復雜，這就會導致問題不能被及時處理；在公司面臨重大決策時，個人理解不同往往會產(chǎn)生一些不必要的矛盾，從而錯失好的研發(fā)項目；同時，董事會人員過多也會使得董事之間相互推卸責任，怠于履行自己的職責。這些都有可能對企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)生不利影響，因此提出假設(shè)一：董事會規(guī)模與創(chuàng)新投入負相關(guān)。

（二）董事長和總經(jīng)理兩職分合狀況

張宗益和張湄[12]認為董事長和總經(jīng)理兩職兼任會促進企業(yè)的研發(fā)投資；陳隆等[13]、周杰和薛有志[14]、張子峰[7]的實證研究也都認為兩職合一有利于企業(yè)R&D;投入，能夠創(chuàng)造更高公司價值。Zahra[8]、徐金發(fā)和劉翌[6]、趙旭峰[10]的研究卻發(fā)現(xiàn)兩職分離更有利于企業(yè)創(chuàng)新。

董事長和總經(jīng)理兩職合一使得董事會具有更強的適應能力，擁有更多的途徑獲取資源；在高度不確定的環(huán)境中，身兼兩職的高管人員有更多的創(chuàng)新自主權(quán)，從而能夠作出更高效、更一致的決策來應對環(huán)境變化，有利于企業(yè)的創(chuàng)新活動；同時，兩職合一可以減少董事會和經(jīng)理層的矛盾沖突，增強目標的一致性，使政策得以更好地貫徹。由此提出假設(shè)二：董事長和總經(jīng)理兩職合一有利于創(chuàng)新投入。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取

2012年我國滬深兩市制造業(yè)上市公司共有1551家，其中披露研發(fā)支出數(shù)據(jù)的公司有1373家。剔除交易狀態(tài)異常、實際控制人數(shù)據(jù)缺失、治理數(shù)據(jù)含有缺失值以及營業(yè)利潤率為負的公司，本文最終選擇樣本公司1067家。

（二）變量說明

1、被解釋變量

創(chuàng)新投入：創(chuàng)新投入不僅由公司規(guī)模決定，而且受到當年經(jīng)營狀況的影響。因此，為了剔除以上因素的影響，本文選取研發(fā)支出/主營業(yè)務收入來定義創(chuàng)新投入。

2、解釋變量

本文選取董事會規(guī)模和董事長與總經(jīng)理兩職分合狀況作為解釋變量。其中董事會規(guī)模由董事會成員人數(shù)來衡量；董事長與總經(jīng)理兩職分合狀況設(shè)為虛擬變量，董事長兼任總經(jīng)理為1，否則為0。

3、控制變量

本文借鑒馮根福[15]和趙旭峰[10]的觀點，選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、行業(yè)、企業(yè)能力、市場化程度、實際控制人作為控制變量。其中，企業(yè)規(guī)模選用企業(yè)的營業(yè)收入以及營業(yè)收入的平方項來表示；企業(yè)年齡就是企業(yè)上市年限，具體計算方法是將企業(yè)上市日期距離數(shù)據(jù)統(tǒng)計截止日期的天數(shù)除以365并且四舍五入；行業(yè)選取制造業(yè)上市公司前兩位行業(yè)代碼，由于C2與C9類別公司數(shù)目較少，所以二者合并；企業(yè)能力選取考察企業(yè)盈利能力的營業(yè)利潤率和償債能力的資產(chǎn)負債率來表示；市場化程度以上市公司注冊所在地為標準，采用樊綱地區(qū)市場化指數(shù)；當企業(yè)的實際控制人為國家時，取值為0，其他為1。

表2：變量說明

（三）實證分析

1、模型設(shè)定

基于文中第二部分提出的假設(shè)，本文構(gòu)造出如下基本模型進行研究，模型中各變量符號上文已說明：

RD=n0+n1INCOME+n2INCOME_2+n3LISTDT_YEAR+n4INDCD+n5OPR+n6DAR+n7INDEX+n8CONTROL+n9DS_N+n10DSZ_JR+e

2、描述性統(tǒng)計分析

表3：描述性統(tǒng)計

由表3可以看出：上市公司創(chuàng)新投入的均值0.04，標準差為0.03，最大值為0.53，最小值為0，說明樣本公司在創(chuàng)新投入水平上存在較大的差異，而且平均水平偏低,與發(fā)達國家相比,差距相當明顯?？刂谱兞恐匈Y產(chǎn)負債率的均值和中值分別為0.35和0.32，營業(yè)利潤率的均值和中值分別為0.11和0.08，市場化程度的均值和中值分別為9.38和9.87；解釋變量中董事會規(guī)模的均值和中值分別為8.78和9。以上這些變量的均值和中值都相差不大，說明這些變量未呈現(xiàn)嚴重偏態(tài)，較好的服從正態(tài)分布，并且各自的標準差顯示變量具有較大的差異，表明樣本具有較好的代表性，不存在嚴重的選擇性偏差。

3、RD與其他變量之間相關(guān)關(guān)系分析

表4：RD與其他變量之間相關(guān)分析

表4中的皮爾遜相關(guān)系數(shù)顯示：董事長與總經(jīng)理兩職合一與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上正相關(guān)，董事會規(guī)模與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上負相關(guān)，這與本文的預期是一致的，下面通過回歸分析進行更精確的檢驗。

另外，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上負相關(guān)，結(jié)合企業(yè)規(guī)模的二次項，表明企業(yè)規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新并非是單調(diào)遞增或單調(diào)遞減關(guān)系,而是存在“U”型關(guān)系；同時，創(chuàng)新投入與企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債率在1%的顯著水平上負相關(guān)，與營業(yè)利潤率和市場化程度在1%的顯著水平上正相關(guān)。

4、回歸分析

本文進行了六次回歸處理，如表5。模型1、2、3是控制變量回歸的結(jié)果。模型1只是創(chuàng)新投入與企業(yè)規(guī)模、公司年齡、資產(chǎn)負債率、營業(yè)利潤率、市場化程度的回歸，模型2在此基礎(chǔ)上加入了行業(yè)虛擬變量，模型3又加入了公司實際控制人的二分變量。模型1的回歸結(jié)果顯示：企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上負相關(guān)，但是其平方項卻顯著正相關(guān)，表明了二者之間的“U”型關(guān)系，說明并不是公司的規(guī)模越大，創(chuàng)新投入就越多，而是存在一個臨界點。另外，企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債率與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上負相關(guān)，營業(yè)利潤率、市場化程度與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上正相關(guān)。模型2加入行業(yè)變量后，以上結(jié)論并未發(fā)生變化。模型3加入公司實際控制人，顯示出其與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上正相關(guān)，說明民營企業(yè)創(chuàng)新投入強度要高于國有企業(yè)。

模型4在模型1的基礎(chǔ)上加入解釋變量，結(jié)果顯示：董事會規(guī)模與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上負相關(guān)，說明董事會規(guī)模的縮小有助于提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，形成創(chuàng)新決策，本文的假設(shè)一得到驗證。董事長與總經(jīng)理兩職兼任情況與創(chuàng)新投入在1%的顯著水平上正相關(guān)，說明董事長與總經(jīng)理兩職合一更有利于企業(yè)的發(fā)展，也使得企業(yè)在創(chuàng)新方面的投入加大，驗證了本文的假設(shè)二。模型5加入行業(yè)變量后，結(jié)論沒有發(fā)生變化。模型6在此基礎(chǔ)上又加入了公司實際控制人，形成了本文提出的基本模型，模型的顯著性并沒有發(fā)生改變，說明模型具有一定的穩(wěn)定性。

表5：回歸分析[ 由于篇幅限制，行業(yè)虛擬變量的回歸結(jié)果未在表中顯示

四、研究結(jié)論與建議

本文以2012年我國A股制造業(yè)上市公司為樣本，構(gòu)建回歸模型進行研究，考察了董事會治理與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，在控制主要相關(guān)變量的基礎(chǔ)上，董事長與總經(jīng)理兩職合一與創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)；董事會規(guī)模與創(chuàng)新投入顯著負相關(guān)。

本文的發(fā)現(xiàn)和研究結(jié)論具有重要的政策含義。從董事會治理的角度看,上市公司實行規(guī)模較小、董事長與總經(jīng)理兩職合一的董事會治理安排，能夠更加有效地提高企業(yè)創(chuàng)新能力,促進企業(yè)的發(fā)展。

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