董事會獨立性、資源配置決策與公司成長
——以戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)上市公司為樣本

謝永珍 吳龍吟 李彩霞

(山東大學 管理學院，山東 濟南 250100)

一、引言

2010年以來，由于經(jīng)濟全球化的加速推進和科學技術的快速進步，創(chuàng)新驅動的新興產(chǎn)業(yè)逐漸成為推動全球經(jīng)濟復蘇和增長的主要動力，引發(fā)了國際分工和國際貿易格局的重構，全球創(chuàng)新經(jīng)濟發(fā)展進入新時代?！皯?zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)代表新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革的方向，是培育發(fā)展新動能、獲取未來競爭新優(yōu)勢的關鍵領域”。*國務院：《“十三五”國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》，國發(fā)〔2016〕67號，2016年11月29日。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，即“以重大技術突破和重大發(fā)展需求為基礎，對經(jīng)濟社會全局和長遠發(fā)展具有重大引領帶動作用，知識技術密集、物質資源消耗少、成長潛力大、綜合效益好的產(chǎn)業(yè)……主要包括節(jié)能環(huán)保、新一代信息技術、生物、高端裝備制造、新能源、新材料、新能源汽車等產(chǎn)業(yè)”。*國務院：《關于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》，國發(fā)〔2010〕32號，2010年10月10日。雖然自“十二五”規(guī)劃以來，我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)飛速發(fā)展，2015年其占國內生產(chǎn)總值比重達到8%左右，但在許多領域由于缺乏核心技術，在整體發(fā)展上仍受制于人。因此，增強自主創(chuàng)新能力既是培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的關鍵環(huán)節(jié)，也是我國實現(xiàn)新舊動能轉換和產(chǎn)業(yè)結構升級的重要抓手。

董事會作為公司治理系統(tǒng)的核心，負有公司決策制定、選聘和監(jiān)督管理層、維護股東利益、確保合法合規(guī)、改善有效性以及提升組織的可持續(xù)競爭力等重要職能，在公司管理層和股東之間起著不可替代的中介作用。*Nueno P. The 2020 Board: The Future of Company Boards. London: LID Publishing Ltd, 2016.近年來，以信息技術為代表的高新技術迅猛發(fā)展和全球經(jīng)濟復蘇乏力，企業(yè)外部環(huán)境的不確定性持續(xù)加劇，從而對董事會的決策質量、速度和監(jiān)督能力也提出了新要求。較之以往，董事會職能需進一步被清晰、明確化。董事會核心職能由傳統(tǒng)監(jiān)督管理層逐漸轉向戰(zhàn)略決策的相關內容，如多元化戰(zhàn)略、R&D投資決策、戰(zhàn)略變革、戰(zhàn)略決策參與等等。與國際董事職能趨勢變化相呼應，2017年4月國務院辦公廳先后印發(fā)了《關于進一步完善國有企業(yè)法人治理結構的指導意見》和《關于開展落實中央企業(yè)董事會職權試點工作的意見》，根據(jù)意見安排，國資委將中長期發(fā)展決策權、經(jīng)理層成員選聘權、經(jīng)理層成員業(yè)績考核權、經(jīng)理層成員薪酬管理權、職工工資分配管理權、重大財務事項管理權等6項戰(zhàn)略決策權授予企業(yè)董事會。相關的理論研究也表明，平庸、低效的董事會會造成人才流失和削弱企業(yè)的創(chuàng)新能力。

鑒于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)以技術研發(fā)為驅動的創(chuàng)新導向，對我國經(jīng)濟社會長遠發(fā)展的引領帶動，結合董事會在公司戰(zhàn)略決策與成長方面的重要作用，本研究以董事會的戰(zhàn)略職能為視角，將董事會獨立性作為解釋變量，上市公司成長作為被解釋變量，研發(fā)投入作為中介變量，營銷投入作為調節(jié)變量，探究董事會獨立性通過資源配置決策對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司成長的影響機理，并驗證其作用效應。由此，本文構建“董事會獨立性-研發(fā)投資-企業(yè)成長”邏輯框架，從營銷投入的視角探尋研發(fā)投入對價值創(chuàng)造的作用邊界，以便該理論模型更加符合實踐邏輯。

二、理論分析與研究假設

(一)董事會獨立性與研發(fā)投入

1.領導權結構與研發(fā)投入。依據(jù)委托代理理論，一旦董事會和管理層的委托代理關系形成，由于效用函數(shù)不一致和信息不對稱的原因，代理問題便自然產(chǎn)生。此時，董事長和總經(jīng)理是否兩職合一反映了董事會履行監(jiān)督和決策職能時的獨立性。

既有的總經(jīng)理/CEO二元性相關研究中，大多數(shù)學者聚焦于總經(jīng)理二元性與企業(yè)績效之間的關系，存在兩種相互矛盾的觀點。Pi et al(1993)、Brickley et al(1997)等研究支持董事長和總經(jīng)理兩職分設，認為兩職分設可以有效抑制經(jīng)理人機會主義行為，提高董事會履職能力，從而提高企業(yè)績效。Griffith et al(2002)等學者則認為，兩職合一可以提高管理層的工作效率，進而提高企業(yè)績效。

造成上述不一致結論的原因可能是，將董事會和企業(yè)績效直接聯(lián)立而忽略了二者之間最重要的中介機制即管理過程。因為，管理效果的優(yōu)劣對企業(yè)績效的影響至關重要，即使一個次優(yōu)的戰(zhàn)略決策憑借優(yōu)良的管理依然可能提高企業(yè)的績效。此外，理論的應用需結合具體的情境，在一些特殊的情境下，具有普適性的理論也可能是無效的。

本研究以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)為對象。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)以重大技術突破和重大發(fā)展需求為基礎，并堅持走創(chuàng)新驅動發(fā)展道路。因此，技術創(chuàng)新是戰(zhàn)略性新興企業(yè)獲取核心競爭優(yōu)勢的關鍵，同時戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)具有全局性和長遠性的特征，故其創(chuàng)新又立足于長期發(fā)展，具探索性。O’Reilly et al(2008)指出，探索式創(chuàng)新以高投入、高風險、不確定為特征，根據(jù)經(jīng)濟人假設，處于該情境下的經(jīng)理人可能為維護自身的現(xiàn)有利益、地位和名譽，對技術創(chuàng)新決策持排斥心態(tài)，而基于委托代理理論，當董事長和總經(jīng)理兩職合一時，由于董事長一職位于董事會正式等級的塔尖位置，總經(jīng)理的決策權力較兩職分離時有顯著提高，因此其有充足的機會從事機會主義行為，擠占并排斥探索式創(chuàng)新?，F(xiàn)有部分研究也提供了部分佐證，如徐金發(fā)等(2002)全面分析公司治理結構對技術創(chuàng)新的影響后發(fā)現(xiàn)，董事長與總經(jīng)理兩職分離的領導權結構有助于提高企業(yè)技術創(chuàng)新水平，劉偉等(2007)以信息技術類上市公司為樣本，實證表明董事長和總經(jīng)理的兩職兼任降低了管理層對信息技術的投入力度。另外，兩職分設的領導權結構提高了董事會的獨立性，為董事會對管理層的有效監(jiān)督、抑制來自管理層的機會主義行為創(chuàng)造了條件。進一步地，由于戰(zhàn)略性新興企業(yè)的董事會獨立性得到提高，其響應政策號召、著眼于股東長遠利益，制定創(chuàng)新決策的力度也會隨之提高。據(jù)此，本研究提出假設1a：

假設1a：假定其他條件不變，CEO非二元性與研發(fā)投入強度正相關。

2.獨立董事比例與研發(fā)投入?！蛾P于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》明確指出，上市公司獨立董事是指“不在公司擔任除董事外的其他職務，并與其所受聘的上市公司及其主要股東不存在可能妨礙其進行獨立客觀判斷關系的董事”，且其主要職能是在獨立判斷的前提下，“維護公司整體利益，尤其要關注中小股東的合法權益不受損害”。*中國證監(jiān)會：《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，證監(jiān)發(fā)[2001]102號，中國證監(jiān)會網(wǎng)站2001-08-16.可見，獨立董事比例是體現(xiàn)董事會獨立性的重要條件。當獨立董事嚴格按照《指導意見》的要求履行職責，且公司對其履行職責予以配合時，董事會則可以有效地抑制來自管理層的機會主義行為，降低違規(guī)成本，使董事會和管理層將更多的精力和資源聚焦于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新問題，進而提高企業(yè)的研發(fā)投入。

此外，除了獨立董事具備良好的社會聲譽外，通常他們還是法律、經(jīng)濟或財會等領域的專業(yè)人士，而且可能了解更多的外部信息。根據(jù)Grant(1996)的知識基礎觀理論，當董事會中的獨立董事比例較高時，戰(zhàn)略性高新技術企業(yè)的董事會可在更廣的范圍中為管理層提供更專業(yè)的咨詢和建議，幫助管理層矯正執(zhí)行戰(zhàn)略中存在的偏誤并扭轉其可能存在的創(chuàng)新決策排斥心態(tài)，*Judge W Q, Witt M A, Zattoni A, et al. Corporate Governance and IPO Underpricing in A Cross-national Sample: A Multilevel Knowledge-based View. Strategic Management Journal, 2015, 36(8):1174-1185.發(fā)現(xiàn)更多的技術創(chuàng)新機會。Cohen et al(1990)也指出，具備知識廣度和深度的董事會擁有更強的創(chuàng)新潛能，從而更有利于作出科學的創(chuàng)新決策。據(jù)此，本研究提出假設1b：

假設1b：假定其他條件不變，獨立董事比例與研發(fā)投入強度正相關。

(二)研發(fā)投入與公司成長

理論和實踐均表明，研發(fā)活動是實現(xiàn)產(chǎn)品差異化的重要途徑，對保證企業(yè)技術優(yōu)勢，提高品牌價值至關重要。企業(yè)的研發(fā)活動可以分為技術開發(fā)(基礎研究)和成果轉化(應用研究)兩個階段：基礎研究活動能夠增加企業(yè)隱性知識存量，最終形成企業(yè)的無形資產(chǎn)；應用研究則可以將企業(yè)的隱性知識轉化為有形產(chǎn)品，最終形成企業(yè)的有形資產(chǎn)，企業(yè)的這種研發(fā)活動能夠塑造企業(yè)的核心競爭力，有利于企業(yè)的長遠發(fā)展。

差異化和成本領先是企業(yè)的兩種基本競爭戰(zhàn)略。企業(yè)通過研發(fā)創(chuàng)新活動塑造競爭對手難以模仿的競爭優(yōu)勢，有利于產(chǎn)品差異化戰(zhàn)略的實施，能夠為企業(yè)塑造核心競爭優(yōu)勢，有利于企業(yè)成長能力的提高。Ehie et al(2010)以美國制造業(yè)和服務業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對市場價值有顯著的正向影響?；诖?，本文在總結和借鑒以往研究的基礎上，控制公司規(guī)模和公司性質等變量的條件下，提出假設2：

假設2：研發(fā)投入強度與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司成長呈正相關關系。

(三)研發(fā)投入的中介作用

學者們一直以來都希望通過對董事會治理結構與公司績效相關性的探討，尋求一種“最優(yōu)結構的董事會”，但多數(shù)研究表明，單純的制度安排且“被動合規(guī)”的董事會結構未必有利于公司成長。因此，有必要進一步探究由董事會結構到公司績效的傳導機制，以便打開董事會這個并非孤立的“黑箱”?；诮Y構—行為—績效研究范式，行為(董事會決策等)是結構(董事會結構)與績效(公司成長)之間的重要中介變量?，F(xiàn)有文獻已經(jīng)驗證了董事會治理和研發(fā)投入之間存在相關關系，戰(zhàn)略管理理論也認為，公司的戰(zhàn)略決策(如研發(fā)投入決策)會直接影響公司績效。基于此，本文認為由于董事會治理與上市公司成長之間的因果解釋鏈較長，而研發(fā)投入決策過程能夠建立起董事會治理與上市公司成長能力之間的橋梁?；诖?，本文提出假設3a、假設3b：

假設3a：研發(fā)投入強度在董事會領導權結構與公司成長的關系中起中介作用。

假設3b：研發(fā)投入強度在獨立董事比例與公司成長的關系中起中介作用。

(四)營銷投入強度的調節(jié)

營銷投入不僅直接影響公司成長，還能夠調節(jié)研發(fā)投入對公司成長的影響作用。當公司將研發(fā)投入轉化為產(chǎn)品以后，還要能夠將產(chǎn)品轉化為商品，這就需要營銷活動將研發(fā)投入產(chǎn)出成果傳遞到市場中的消費者，從而促進研發(fā)投入成果更快的轉化為公司績效。任海云(2014)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，在高技術行業(yè)，廣告支出與研發(fā)支出具有較強的互補性。*任海云：《廣告支出與研發(fā)支出的價值相關性研究》、《科研管理》2014年第8期。馬艷艷等(2015)在對三類制造業(yè)進行對比研究中也發(fā)現(xiàn)，醫(yī)藥制造業(yè)與通信設備制造業(yè)中，研發(fā)支出與廣告支出的交互項有利于提高企業(yè)績效。*馬艷艷等：《研發(fā)支出、廣告支出與企業(yè)經(jīng)濟績效——基于中國不同制造業(yè)子行業(yè)的實證研究》，《大連理工大學學報(社科版)》2015年第4期。由于研發(fā)活動由理論研究、實驗研究到生產(chǎn)、銷售直至為公司創(chuàng)造價值，需要一個投入轉化過程，因此本文采用滯后期的營銷支出強度對基期研發(fā)支出強度與公司成長關系進行調節(jié)?；诖?，本文提出假設4：

假設4：滯后期營銷投入對基期研發(fā)投入與公司成長之間的關系具有顯著的正向調節(jié)作用

根據(jù)以上分析，本研究構建如下作用機理模型：

圖1 董事會獨立性、資源配置決策對上市公司成長的影響機理

三、研究變量與模型

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究依據(jù)證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》和中國資本證券網(wǎng)《國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)概念股一覽》、《2014年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)標準綜合體指導目錄》等確定戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的名稱及證券代碼；選取2009-2015年間滬深A股市場的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司，并剔除ST、*ST類公司以及董事會結構數(shù)據(jù)缺失、財務數(shù)據(jù)缺失的上市公司，最后得到144家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司，作為本文的研究樣本。

本研究所采用的上市公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其中部分缺失值由作者通過搜集上市公司信息披露年報中“管理費用”的“研究與開發(fā)費用”獲得；董事會治理相關數(shù)據(jù)，如董事會獨立性、董事會領導權結構、董事會規(guī)模和銷售投入、營業(yè)收入等數(shù)據(jù)也來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)研究變量

1.解釋變量。結合既有相關文獻，本研究將總經(jīng)理二元性、獨立董事比例和董事會規(guī)模作為解釋變量。總經(jīng)理二元性即董事長和總經(jīng)理兩職合一，取值為0，若兩職分離則取值為1。獨立董事比例即獨立董事人數(shù)與董事會人數(shù)的比值。董事會規(guī)模則為年末樣本公司董事會總人數(shù)。

2.被解釋變量。本文被解釋變量為公司成長，借鑒既有研究對上市公司成長的衡量方法，*Sundaramurthy C, Pukthuanthong K, Kor Y. Positive and Negative Synergies Between the CEO's and the Corporate Board's Human and Social Capital: A Study of Biotechnology Firms. Strategic Management Journal, 2014, 35(6):845-868.本研究將營業(yè)收入增長率作為上市公司成長的衡量指標：營業(yè)收入增長率 =(本年營業(yè)收入-上年營業(yè)收入)/本年營業(yè)收入。

3.中介變量。研發(fā)活動是企業(yè)獲取和維持競爭優(yōu)勢的基本途徑，對提高公司成長能力至關重要。在已有研究中，學者們給出了不同的研發(fā)投入指標測度方法，如選取研發(fā)投入強度(研發(fā)投入/營業(yè)收入)或采用研發(fā)投入水平(研發(fā)支出的自然對數(shù))進行測度。*趙心剛等：《我國上市公司研發(fā)投入對公司績效影響的滯后效應研究——基于雙向固定效應模型的實證分析》，《現(xiàn)代管理科學》2012年第8期?？灯G玲等：《高管特征對研發(fā)投入的影響——基于高技術產(chǎn)業(yè)的實證分析》，《科技進步與對策》2011年第8期。本文認為，以研發(fā)投入的對數(shù)來衡量研發(fā)投入沒有考慮到企業(yè)規(guī)模對研發(fā)投入的影響。因此，本文選取研發(fā)投入強度作為衡量研發(fā)投入的衡量指標。

測量公式為：研發(fā)投入強度 = 研發(fā)支出/營業(yè)收入。

4.調節(jié)變量。國內外文獻對于營銷投入強度的衡量指標比較豐富，如：Chenhall et al(2007)選用了廣告密度(廣告費用的絕對值/產(chǎn)品銷售收入)來衡量營銷投入強度，而孫曉華等(2010)以銷售費用/產(chǎn)品銷售收入來計算廣告強度。任海云采用廣告支出與營業(yè)收入之比來衡量廣告投入強度。*任海云：《廣告支出與研發(fā)支出的價值相關性研究》，《科研管理》2014年第8期。本文認為，銷售費用包含廣告支出，能更全面的概括公司的營銷活動。因此，本文選取營銷投入強度作為衡量公司營銷投入強度的衡量指標。營銷投入強度 = 銷售費用/營業(yè)收入。

5. 控制變量。本研究將可能對上述變量關系產(chǎn)生影響的變量進行控制，包括公司規(guī)模(Size)、公司性質(Nature)、公司年齡(Age)、資產(chǎn)負債率(DAsset)、上一年度公司績效(ROA-1)和股權集中度(CR5)。其中，公司規(guī)模以公司員工總人數(shù)加以衡量；公司性質方面，當?shù)谝淮蠊蓶|為國有股時，變量取值為1，否則為0；公司年齡用研究年份與公司成立年份的差來衡量；以負債/總資產(chǎn)衡量資產(chǎn)負債率，資產(chǎn)負債率表明公司的資本結構(較高的資產(chǎn)負債率往往帶來較高的風險，進而公司凈資產(chǎn)收益率等指標會受到顯著影響，故需要控制財務杠桿對上市公司獲利能力的影響)；股權結構對上市公司成長存在一定的影響，尤其是我國上市公司普遍存在“一股獨大”現(xiàn)象，所以本文以上市公司前五大股東持股比例之和(CR5)代表公司的股權集中度。

(三)模型設定

本研究通過以下模型驗證上述假設：

模型1：Me=α0+αiXi+controls(i=1,2)

模型2：G=α0+βMe+controls

模型3：G=α0+αiXi+controls(i=1,2)

模型4：G=α0+βMe+αiXi+controls(i=1,2)

模型5：G=α0+βMe+γMO+controls

模型6：G=α0+βXi+αiXi+εMeMO+controls(i=1,2)

其中，Me代表研發(fā)投入強度，Xi代表董事會獨立性變量(X1為總經(jīng)理二元性，X2為獨立董事比例)，G表示公司成長，MO代表營銷投入強度，εMeMO代表滯后期營銷投入強度與基期研發(fā)投入強度的交互項，controls代表控制變量對上市公司成長的影響。各模型分別對應：

模型1用來檢驗假設1a和假設1b，指代總經(jīng)理二元性、董事會獨立性與研發(fā)投入強度的線性關系；

模型2用來檢驗假設2，指代研發(fā)投入與上市公司成長的線性關系；

模型3是驗證假設3a、假設3b的先決條件，用來檢驗總經(jīng)理二元性和獨立董事比例分別與上市公司成長的相關性；

模型4對應假設3a、假設3b，用于檢驗研發(fā)投入強度在董事會治理各維度與公司成長之間的中介作用；

假設4依次由模型5和模型6分兩步驗證，模型5指代營銷投入強度和研發(fā)投入強度與上市公司成長的線性關系，模型6用于檢驗加入交互項“營銷投入強度i+1*研發(fā)投入強度i”后，營銷投入對研發(fā)投入與公司成長關系的調節(jié)作用。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

各變量間的相關系數(shù)及顯著性檢驗結果如表1所示。表1顯示，董事會領導權結構(β=0.05，p>0.05)、董事會規(guī)模(β=0.05，p>0.05)與營業(yè)收入增長率相關系數(shù)不顯著，獨立董事比例與公司成長顯著負相關(β=-0.07，p<0.05)。董事會領導權結構與研發(fā)投入強度顯著負相關(β=-0.01，p>0.05)，獨立董事比例(β=0.02，p>0.05)、董事會規(guī)模(β=-0.04，p>0.05)與研發(fā)投入強度相關性并不顯著。研發(fā)投入強度與營業(yè)收入增長率不相關(β=-0.02，p>0.05)。但是表中各個變量之間的相關系數(shù)大都比較小，說明這些變量之間線性相關程度比較低，不會對多元回歸分析產(chǎn)生較大影響。

表1 描述性統(tǒng)計分析

注：**p<0.01，*p<0.05

(二)中介以及調節(jié)效應的回歸結果

表2列示了假設1a、假設1b、假設2、假設3a和假設3b的實證結果，表3列示了假設4的實證結果。

在表2中，由模型1的運行結果可知，CEO非二元性與研發(fā)投入強度存在顯著的正相關關系(β= 0.026，p<0.1)，獨立董事比例與研發(fā)投入強度呈不相關關系(β=0.0151，p>0.1)。假設1a通過實證檢驗，假設1b沒有得到實證支持。模型2的運行結果顯示，研發(fā)投入強度與公司成長存在顯著的正相關關系(β=0.7018，p<0.1)，假設2通過實證檢驗。模型3的運行結果顯示，CEO非二元性與上市公司成長顯著正相關(β=0.0320，p<0.1)，董事會獨立性與上市公司成長顯著負相關(β=-0.6286，p<0.05)，而模型4顯示，在加入中介變量后，CEO非二元性與公司成長的相關性由顯著變?yōu)椴伙@著(β=0.0286，p>0.1)，董事會獨立性與公司成長為顯著的負相關關系(β=-0.6265，p<0.05)。根據(jù)Baron et al(1986)提出的中介效應成立準則：(1)解釋變量與被解釋變量顯著相關；(2)解釋變量應和中介變量相關；(3)當加入中介變量后，解釋變量和被解釋變量的顯著性程度應降低。因此，假設3a成立，即研發(fā)投入在CEO非二元性與公司成長之間起完全中介作用，而在獨立董事比例與公司成長之間起部分中介作用。

表2 回歸模型(直接效應與中介效應)

注：***p<0.01，**p<0.05, *p<0.1

表3 回歸模型(續(xù)，調節(jié)效應)

注：***p<0.01，**p<0.05, *p<0.1

在調節(jié)效應的驗證上，本研究借鑒吳隆增等(2010)處理調節(jié)效應交互項的方式。表3中模型5的運行結果顯示，基期的研發(fā)投入與滯后期為1年的銷售收入增長率顯著正相關(β=1.4174，p=0.001< 0.01)，而營銷投入強度對公司成長的影響并不顯著(β=0.1055，p>0.1)。模型6的運行結果顯示，在對研發(fā)投入與營銷投入標準化并將乘積項“營銷投入強度i+1*研發(fā)投入強度i”納入回歸分析模型后，研發(fā)投入和公司成長依然顯著正相關(β=1.8659，p<0.01)，“營銷投入強度i+1*研發(fā)投入強度i”與上市公司成長顯著正相關(β=8.0724，p<0.1)。全模型檢驗的結果如模型7所示，“營銷投入強度i+1*研發(fā)投入強度i”與上市公司成長顯著正相關(β=9.6350，p<0.1)。由此，假設4得到數(shù)據(jù)支持。

五、研究結論與展望

(1)結果討論

本研究整合了委托代理理論、資源依賴理論和企業(yè)成長理論，結合戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)鮮明的技術創(chuàng)新導向，試圖通過一個相對完善的邏輯鏈條解讀董事會獨立性對企業(yè)成長的影響機制。本研究的貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：

一是發(fā)展了“結構-行為-績效”(SCP)研究范式?，F(xiàn)有關于董事會的研究多數(shù)將其與績效之間聯(lián)立，因此不能較為清晰地刻畫董事會是通過何種機制來影響企業(yè)績效的。近年來“結構-行為-績效”(SCP)范式逐漸得到學者們的關注、認可和倡導。*Hayes A F. Introduction to Mediation, Moderation, and Conditional Process Analysis. New York: The Guilford Press, 2013.作為董事會獨立性的主要標志，同時也作為董事會結構的重要組成部分，CEO非二元性和獨立董事比例在公司治理研究中受到廣泛關注?，F(xiàn)有研究局限于將CEO二元性或獨立董事比例與研發(fā)、創(chuàng)新或績效等直接聯(lián)立，本研究采用SCP范式，將體現(xiàn)董事會決策結果的研發(fā)投入作為中介變量納入研究模型，探索董事會獨立性對企業(yè)成長的作用，由此豐富和發(fā)展了該范式。

與本研究的假設一致，實證結果表明CEO非二元性正向影響企業(yè)的研發(fā)投入，進而對公司成長產(chǎn)生積極影響。值得注意的是，本研究未能證明獨立董事比例對研發(fā)投入強度具有正向影響。

在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)樣本中，獨立董事與研發(fā)投入不相關的原因或許可以從三個方面進行解讀：其一，從制度上講，獨立董事從提名到選舉均直接或間接存在大股東的參與，這里存在獨立董事受到大股東或控股股東的影響或控制的可能，從而使其獨立性受到影響，以致不能較好地履行職能。其二，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)“以重大技術突破和重大發(fā)展需求為基礎，對經(jīng)濟社會全局和長遠發(fā)展具有重大引領帶動作用”，從組織雙元的視角來看，其研發(fā)投入更偏向于探索，屬戰(zhàn)略性，而獨立董事多為法律、財會等專業(yè)人士，慣于從職業(yè)領域出發(fā)來思考董事會決策。根據(jù)董事會非正式等級和地位特征理論，*He J Y, Huang Z. Board Informal Hierarchy and Firm Financial Performance: Exploring a Tacit Structure Guiding Boardroom Interactions. Academy of Management Journal, 2011, 54(6):1119-1139.技術人士和具戰(zhàn)略才能的董事將主導研發(fā)投入的話語權，這可能會削弱獨立董事的實際參與度。其三，本研究樣本中國有企業(yè)占比高達69%，雖然有充足的證據(jù)表明，在新興經(jīng)濟體中，相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)或含國有資本的企業(yè)在獲取研發(fā)資源方面具有明顯的優(yōu)勢，*Zhou K Z, Gao G Y, Zhao H. State Ownership and Firm Innovation in China: An Integrated View of Institutional and Efficiency Logics. Administrative Science Quarterly, 2017, 62(2):375-404.但由于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在“政府的規(guī)劃引導，政策激勵和組織協(xié)調”之下，為獲得政府的支持如貸款、科技基礎設施投資和補貼等，不排除企業(yè)存在過度投資的可能。此時，為維護企業(yè)的整體利益，特別是中小股東的利益，獨立董事有可能做出干預上市公司非理性投資的決策。

二是證實了營銷活動在企業(yè)創(chuàng)新成果市場化進程中的重要作用。實證結果與本研究假設一致，營銷投入可放大研發(fā)投入對公司成長的促進作用。結合激勵-保健理論，從創(chuàng)新產(chǎn)出的價值實現(xiàn)，即商品經(jīng)營的角度來看，營銷比研發(fā)更重要。其中，研發(fā)是保健因素，若降低或取消研發(fā)投入，則可實現(xiàn)的創(chuàng)新價值就會降低甚至不存在。相比之下，營銷是激勵因素，企業(yè)只有通過開展營銷活動，才能使創(chuàng)新產(chǎn)出的使用價值被潛在消費者所了解、認可和交換，進而實現(xiàn)其價值，否則再高的研發(fā)投入、再多的創(chuàng)新產(chǎn)出也是徒勞。因此，一旦企業(yè)的研發(fā)投入實現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出，此時的營銷活動便成為創(chuàng)新成果市場化的必要條件。由于戰(zhàn)略性新興企業(yè)以技術創(chuàng)新為特征，故營銷活動對其格外重要。

(二)對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)管理實踐的管理意義

1.基于以技術創(chuàng)新為先導的產(chǎn)業(yè)特殊性及為適應國家產(chǎn)業(yè)政策的要求，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司需特別注意董事會獨立性對技術創(chuàng)新的影響，雖然實證表明獨立董事比例和研發(fā)投入負相關，但相關企業(yè)在未來依然要注意維護一定比例的獨立董事。這不但是實現(xiàn)企業(yè)成長的要求，也是公司治理致力于合法合規(guī)目標的要求。例如，新近出臺的行政法規(guī)明確指出“到2020年國有獨資、全資公司全面建立外部董事占多數(shù)的董事會等目標任務”，“董事會是公司的決策機構”，“國有獨資、全資公司的董事長、總經(jīng)理原則上分設”等。

2.良好的營銷活動是企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出實現(xiàn)價值的必要條件，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司在關注創(chuàng)新的基礎上，還需要關注營銷投資的整合作用。

(三)研究展望

1.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)具有創(chuàng)新驅動的獨特性，且由于其新興特征，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新又偏向探索性創(chuàng)新。研發(fā)投入轉化為創(chuàng)新產(chǎn)出的方式因企業(yè)、行業(yè)而異，但轉化過程的順利進行卻無一不需要制度上的保障，由于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)受國家政策影響較深，進一步的研究可以加入產(chǎn)業(yè)政策，并將其作為調節(jié)變量，驗證其對董事會獨立性與創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇的調節(jié)效應。另外，市場競爭也是企業(yè)創(chuàng)新的重要驅動力，未來的研究應將重要的外部環(huán)境要素納入理論模型中，以探索其作用的邊界效應。

2.將研發(fā)投入作為創(chuàng)新的測量指標，原因在于研發(fā)投入相較于創(chuàng)新產(chǎn)出更能體現(xiàn)董事會層面的決策結果。雖然從經(jīng)驗上來看，較高的研發(fā)投入通常會帶來較多的創(chuàng)新產(chǎn)出，實證結果也表明企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效正相關。但從邏輯上講，創(chuàng)新產(chǎn)出和企業(yè)成長更為接近。創(chuàng)新產(chǎn)出通常體現(xiàn)為企業(yè)的新產(chǎn)品、新服務和專利數(shù)量等，而創(chuàng)新產(chǎn)出?？勺鳛槠髽I(yè)創(chuàng)新績效的替代性指標。由于數(shù)據(jù)獲取的便利性，本文選取創(chuàng)新投入作為代理變量。未來研究可通過“結構-行為-績效”范式，將創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)分別作為中介，采用多階段中介效應檢驗方法，探索董事會治理通過創(chuàng)新以及對組織績效的影響機制及其作用效應。