異地獨董與公司創(chuàng)新投入
——基于董事會文化多樣性視角的考察

林 雁，謝抒桑，劉寶華

1 云南財經(jīng)大學 會計學院，昆明 650221 2 四川大學 商學院，成都 610065

引言

創(chuàng)新是創(chuàng)造性的破壞過程，是經(jīng)濟發(fā)展的源動力[1]?！笆濉币?guī)劃綱要將創(chuàng)新放在了舉足輕重的地位，提出“創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，必須把創(chuàng)新擺在國家發(fā)展全局的核心位置”。公司作為基本的經(jīng)濟單元，其創(chuàng)新行為是宏觀層面經(jīng)濟創(chuàng)新發(fā)展的微觀基礎。公司中，董事會是公司治理的核心機制。在中國上市公司中，普遍存在聘任來自外省、外市的人士擔任獨立董事的現(xiàn)象，這些人士即為異地獨立董事(后文簡稱為異地獨董)，聘任異地獨董的上市公司占當年所有上市公司的比例超過了60%[2]，表明異地獨董是中國上市公司存在的普遍現(xiàn)象，值得探討。有研究表明，由于異地獨董具有所在地信息優(yōu)勢，能夠為異地并購提供相關信息[3-4]，因而具有較好的咨詢功能；但也有研究表明，異地獨董出席董事會狀況較差，未能較好地履行監(jiān)督職能[5]；還有研究認為公司聘任異地獨董是出于構建政治關聯(lián)的需求[2]。

異地獨董加入本地公司的董事會勢必因為地域文化差異增加董事會的文化多樣性，為董事會帶來新觀點、新見解[6]，但沖突理論認為，多元的團體成員也可能帶來團體沖突[7]。而異地獨董的加入對公司重要的發(fā)展決策——創(chuàng)新投入的作用如何，這一問題尚未受到學者的關注。

基于以上背景，本研究探討異地獨董對于上市公司創(chuàng)新投入的影響。異地獨董來自不同的方言區(qū)和文化圈，作為文化的重要表征符號，多元化的方言增加了董事會的文化多樣性，因此本研究繼而探討文化多樣性是否是異地獨董影響公司創(chuàng)新的重要途徑。

1 相關研究評述

1.1 異地獨董及其治理效應

獨立董事是解決股東與管理層之間代理問題的重要機制[8]，近年來，學者們逐漸開始關注異地獨董的治理作用。MASULIS et al.[5]發(fā)現(xiàn)國外獨董擁有所在國資本市場的一手信息和關系網(wǎng)絡，因此能較好地履行咨詢職能，但是由于與任職公司總部地理位置較遠，不能很好地履行監(jiān)督職能；ALAM et al.[9]研究發(fā)現(xiàn)，異地獨董與總部的距離較遠，阻礙其獲取關于高管的相關軟性信息，因此異地獨董不能很好地履行監(jiān)督職能，特別是在CEO解聘和CEO薪酬制定方面表現(xiàn)不佳；曹春方等[10]認為，異地獨董對公司整體投資的作用表現(xiàn)為“監(jiān)督無效”，由此導致公司過度投資情況惡化。

雖然異地獨董由于地域限制和信息缺失導致監(jiān)督失效，由于異地獨董具有其所在地的信息優(yōu)勢，從而能夠使其任職公司更好地在異地經(jīng)營[4]，也有利于其公司突破地方保護主義壁壘，發(fā)揮咨詢功能[3]。全怡等[11]研究發(fā)現(xiàn)，距離北京較遠地區(qū)的公司更傾向于聘任北京異地獨董，因為這些獨董能為公司帶來更多的政治資源。但本地獨董的履職效力更好，在國企高管薪酬、公司違規(guī)傾向、盈余管理等方面都可以起正向影響。羅進輝等[12]研究表明本地獨董對國企高管超額薪酬的監(jiān)督力更強；周澤將等[13]研究發(fā)現(xiàn)，本地任職的獨立董事對公司違規(guī)的傾向和程度均有抑制作用；還發(fā)現(xiàn)本地任職的獨董對盈余管理具有顯著的治理作用[14]。這些研究集中于探討異地獨董履職與本地獨董履職的效應差異，強調異地獨董的咨詢功能及構建政治關聯(lián)的作用。

1.2 獨立董事與公司創(chuàng)新

獨立董事會對公司創(chuàng)新產(chǎn)生影響，JAFFE et al.[15]從資金角度分析認為，獨立董事能夠幫助企業(yè)獲得更多的資金，故而有助于企業(yè)創(chuàng)新；胡元木等[16]研究表明，技術執(zhí)行董事和技術獨董對公司R&D產(chǎn)出效率具有顯著提升作用。但截至目前尚未有學者直接探討異地獨董對公司創(chuàng)新投入的影響，由于中國異地獨董在上市公司中普遍存在，而公司創(chuàng)新投入是關乎公司長遠發(fā)展的重要決策，因此本研究從異地獨董視角出發(fā)，考察其對公司創(chuàng)新投入的影響。

1.3 董事會文化多樣性

直接考察董事會文化多樣性及其效果的研究較少，多數(shù)研究基于高層梯隊理論探討董事會成員表層特征的多樣性，如人口學特征性(包括性別、任期、年齡等)[17]、教育背景、專業(yè)背景等[18]對公司行為的影響，而對文化背景多樣性的探討非常缺乏。由于文化對個體行為決策具有重要影響，董事會作為公司治理的核心機制，其成員的文化背景會影響其進行溝通決策，最終影響董事會整體的決策和治理效應。因此，本研究從董事會中獨董來源地的文化特征出發(fā)，探討異地獨董對公司創(chuàng)新投入的影響。

中國上市公司中普遍存在異地獨董，但異地獨董的治理功能尚未得到充分探討，對異地獨董作用的認識也尚存分歧，而關于異地獨董對公司創(chuàng)新這一問題尚無研究關注，這些問題的存在為本研究提供了較好的探索空間。

2 理論分析和研究假設

2.1 異地獨董與公司創(chuàng)新投入

在宏觀層面，創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的源動力，而國家社會資本存量[19]、知識產(chǎn)權保護強度[20]、金融發(fā)展水平、行業(yè)競爭或市場勢力、地方保護主義等因素都會影響公司創(chuàng)新[21]；在微觀層面，創(chuàng)新投入是公司投資的重要方面，創(chuàng)新投入能夠改善公司財務績效從而提升公司價值[22]。公司作為創(chuàng)新主體，管理層薪酬激勵[23]、管理層持股[24]和機構投資者持股[25]都會對公司創(chuàng)新產(chǎn)生影響。獨立董事的比例、技術背景[16]、社會資本[26]等因素都會影響獨董對創(chuàng)新的作用。獨立董事作為董事會中的重要群體，不僅發(fā)揮監(jiān)督和咨詢的重要作用[27]，而且對公司創(chuàng)新也有重要影響。

在監(jiān)督方面，異地獨董與任職公司存在的地域距離使其缺乏本地獨立董事?lián)碛械谋镜匦畔ⅲ虼伺c本地獨董的監(jiān)督作用相比，異地獨董的監(jiān)督作用更弱[5]。作為公司經(jīng)營的重要決策，管理層對公司創(chuàng)新投入的決策具有重要作用，而財務績效是考核管理層業(yè)績的重要指標，因此管理層通常會為了達到財務績效而降低成本，公司創(chuàng)新投入本身具有不確定性大且風險高等特點，故極易成為管理層為調低成本而進行控制的對象[28]，這種做法顯然與股東意愿背道而馳。在這個過程中，異地獨董雖然比本地獨董更不可能與管理層勾結而損害股東利益，但是由于地域原因不能經(jīng)常親臨公司，不像本地獨董那樣能夠通過融入當?shù)亍叭ψ印鲍@取中介機構或熟人給予的輔助信息[13]，而“軟性信息”和非正式渠道獲取的信息對獨董履職具有重要作用[29]。因此，信息獲取難度較大和信息獲取成本的增加使異地獨董難以及時了解管理層動態(tài)，對高管挪用研發(fā)投入而進行短期自利性項目投資的行為無法進行及時有效的監(jiān)督，緩解高管與股東之間的代理成本效果不佳，而代理成本較大不利于公司進行創(chuàng)新[30]，造成公司創(chuàng)新投入不足。

在咨詢方面，獨董發(fā)揮有效咨詢作用的基礎也是信息。異地獨董在其常駐地具有相應的“圈子”和社會資本，因此對任職公司去其常住地經(jīng)營和并購能夠發(fā)揮有效的咨詢作用[4]。但是，公司對技術創(chuàng)新的投入一般由管理層決策，在制訂創(chuàng)新投入計劃時，異地董事遠在“千里之外”，通過電話會議和視頻會議的方式無法掌握公司經(jīng)營狀況全貌，在需要臨時討論或咨詢時，由于時間和距離的問題，異地獨董往往難以出席，因此也無法在創(chuàng)新投入方面提供有效咨詢。

異地獨董進入公司董事會帶來了董事會文化多樣性，雖然有助于增加異質性元素，但是也造成董事會內部形成群體斷裂帶，從而降低董事會決策效率。HAMBRICK et al.[6]提出的高管團隊理論認為，不同的生活背景和個人經(jīng)歷是個人決策的重要依據(jù)。而異地獨董與本地獨董和董事會成員之間存在著明顯的異質性。一方面，由于單個高管的認知和履職具有局限性，因此不同背景和不同經(jīng)歷的高管組成的異質性團隊能夠克服個體成員的有限認知，提升團隊決策效率，進而提升組織整體績效[6]。另一方面，有研究發(fā)現(xiàn)隨著群體異質性的增加，群體內部會產(chǎn)生群體斷裂帶，即基于群體成員一個或多個屬性特征，形成不同的小群體[31]。根據(jù)TUGGLE et al.[32]和LAU et al.[31]的研究，群體斷裂帶抑制群體成員的溝通、合作、信任和粘性等，從而對創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響。認知異質性也會導致情緒沖突，從而對團體決策產(chǎn)生負面影響[33]。PETEGHEM et al.[34]將斷層線理論引入董事會結構的研究中，發(fā)現(xiàn)董事會多樣性結構導致了董事會內部產(chǎn)生多條斷層線，內部成員沿著斷層線形成多個子團體，而子團體之間的沖突降低了董事會整體效率，從而導致更差的績效、更低的高管薪酬業(yè)績敏感性等后果。

因此，基于異地獨董監(jiān)督和咨詢的失職，以及由于異地獨董加入而造成的董事會群體斷裂帶、斷層線等問題，本研究提出假設。

H1異地獨董對公司創(chuàng)新投入存在阻礙作用。

2.2 異地獨董、董事會文化多樣性與公司創(chuàng)新投入

異地獨董來自不同地區(qū)，不同地區(qū)的文化使不同地區(qū)的人在價值觀上有明顯差異，進而影響個人的行為決策，如在消費選擇上，不同文化帶來不同的消費選擇[35]，這種差異在公司治理過程中表現(xiàn)為對于投資決策和現(xiàn)金流使用的偏好。以上差異源于各地區(qū)地理條件、歷史進程、人口因素、宗教信仰、語言特點等因素[36]，異地獨董與公司本地獨董、本地董事會成員和高管具有不同的文化背景，他們進入本地公司董事會增加了董事會整體的文化多樣性。而文化是一個復合的概念，需要有一個具體的符號對其進行表征，語言就是一種重要的符號和表征，是最重要的文化現(xiàn)象，也是文化的載體。中國南北地區(qū)之間，同一區(qū)域不同省份之間，甚至同一省份之內，由于民族習慣等方面的差異都存在不同程度的文化差異。中國的語言中方言是一大語言特色，是多元文化的最自然表達，也是文化的主要特征[37]。

中國的工作場景中，說方言是普遍現(xiàn)象，因此可以從方言多樣性角度分析中國的公司治理問題[38]。方言是文化差異的主要代表[39]。方言通常是一個人接觸的第一種語言，個人對其存在著天然的親切感，有助于信任的建立和有效溝通。有研究發(fā)現(xiàn)，同一方言的群體有更高的內部協(xié)調性和融洽性[40]，不同的方言會在一定程度上影響交流各方自身的認知，影響團體的融合程度，進而影響團體決策。有研究表明，方言是一種身份認證的方式[41]。語言差異的存在會增加溝通成本，董事長與總經(jīng)理方言一致可降低代理成本，而方言多樣性對經(jīng)濟增長有負面影響[42-44]。因此，組織中個體所說方言不同會對組織經(jīng)營決策帶來負面影響。

延續(xù)H1的邏輯，來自不同方言區(qū)的異地獨董進入董事會，增加了董事會內部的斷層線，從而增加董事會內部各個子團體之間、個體之間的沖突。管理學的主流研究將組織內部沖突劃分為關系沖突和任務沖突，關系沖突主要基于個人價值觀、行為范式等不同而產(chǎn)生，而任務沖突是由于團隊成員對某項任務的具體觀點不同而產(chǎn)生。關系沖突導致團隊成員構建小團體等行為，從而降低效率，而適度的任務沖突則有一定的積極效應。異地獨董的進入會增加董事會團隊成員的關系沖突，也會增加任務沖突，但前者可能更為明顯。來自不同方言區(qū)的異地獨董在與本地董事和高管交流溝通過程中，由于文化背景和價值觀不同，導致對同一事物或者項目的認知和選擇不同，從而增加了董事會內部的關系沖突。劉學[45]的研究表明，“空降”的外來管理人員與公司原團隊成員之間產(chǎn)生的關系沖突大于任務沖突。這可能是由于中國人際交往過程中存在親疏分明特征，形成費孝通先生所言的差序格局[46]，這就意味著，來自不同方言區(qū)的異地獨董要取得本地董事和高管信任難度更大。由于異地獨董無法經(jīng)常親臨現(xiàn)場參加董事會，了解公司經(jīng)營狀況，使其與董事會成員中本地董事之間的溝通成本大大增加，以致影響董事會對重要項目的決策。在公司進行創(chuàng)新投入決策時，由于董事會內部的分歧，使董事會對高管的監(jiān)督無法凝聚為一股較強的力量，造成高管更容易“獨攬大權”，對創(chuàng)新投入進行自利性決策。因此，本研究提出假設。

H2董事會文化多樣性越高，即與公司注冊地隸屬不同方言區(qū)的異地獨董越多，公司創(chuàng)新投入越少。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

2001年中國正式建立獨董制度，因此本研究選取2001年至2017年全部A股上市公司為樣本，并進行以下處理：①結合CSMAR中的高管簡歷，手工收集并識別各樣本公司獨董最長生活和工作地點、專業(yè)背景；②運用Wind數(shù)據(jù)庫中IPO地點數(shù)據(jù)，結合手工收集的獨董常駐地數(shù)據(jù)，逐一識別樣本公司各獨董是否為異地獨董；③財務數(shù)據(jù)和公司治理相關數(shù)據(jù)來自CSMAR和Wind；④刪去關鍵變量缺失的樣本。最終得到55 627個公司-個人-年度觀測值。為消除極端值影響，對數(shù)據(jù)中連續(xù)變量上下1%的極端值樣本采用Winsorize處理。

3.2 變量定義和模型設定

因變量為公司創(chuàng)新投入，借鑒胡元木等[16]和李春濤等[24]的研究中運用研發(fā)投入測量公司創(chuàng)新投入的做法，本研究選取公司年度研發(fā)投入作為公司創(chuàng)新投入的代理變量，以研發(fā)資金投入1和研發(fā)資金投入2兩個指標進行測量。借鑒趙子夜等[47]的研究，將企業(yè)年度研發(fā)投入前置1期。具體定義見表1。

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

自變量為異地獨董。檢驗H1時，自變量為異地獨董比例，本研究同時采用省級和市級兩個指標，當獨董最長時間生活地與任職公司注冊地不在同一省或市時，將其定義為異地獨董。檢驗H2時，自變量為方言區(qū)異地獨董比例和方言大類異地獨董比例兩個指標，借鑒周振鶴等[48]的研究對方言區(qū)和方言大類進行分類處理，采用官話區(qū)、漢語方言區(qū)、少數(shù)民族方言區(qū)劃分方言區(qū)。

控制變量包括公司層面變量和個人層面變量，公司層面變量包括公司規(guī)模、負債比率、公司業(yè)績、公司資本性支出、公司價值、董事會規(guī)模、獨立董事比例、第一大股東持股比例、兩職合一、公司總杠桿系數(shù)、公司現(xiàn)金持有量和公司股權性質；個人層面變量包括獨董性別、是否具備財務會計背景、是否具備法律背景、是否具備學術背景等。對行業(yè)和年度固定效應進行控制。

本研究構建模型檢驗H1和H2，即

RDi,t+1=α0+α1Difi,t+α2Sizi,t+α3Levi,t+α4Roei,t+

α5Capi,t+α6Tbqi,t+α7Boai,t+α8Outi,t+

α9Topi,t+α10Duai,t+α11DTLi,t+α12Casi,t+

α13Soei,t+α14Geni,t+α15Acci,t+α16Lawi,t+

α17Acai,t+∑Ind+∑Yea+ζi,t

(1)

RDi,t+1=β0+β1Diai,t+β2Sizi,t+β3Levi,t+β4Roei,t+

β5Capi,t++β6Tbqi,t+β7Boai,t+β8Outi,t+

β9Topi,t+β10Duai,t+β11DTLi,t+β12Casi,t+

β13Soei,t+β14Geni,t+β15Acci,t+β16Lawi,t+

β17Acai,t+∑Ind+∑Yea+υi,t

(2)

其中，i為公司，t為年，α0和β0為常數(shù)項，α1～α17和β1～β17為回歸系數(shù)，ζi,t和υi,t為殘差項。

3.3 描述性統(tǒng)計

表2給出變量的描述性統(tǒng)計結果。由表2可知，上市公司中有半數(shù)以上的公司沒有研發(fā)投入，即RD的中位數(shù)為0；省級層面有46.400%的獨董為異地獨董，市級層面有54.400%的獨董為異地獨董，說明上市公司聘請異地獨董的現(xiàn)象較為普遍。

表3給出主要變量的Pearson相關系數(shù)。由表3可知，RD1和RD2與Dif1、Dif2、Dia1和Dia2的相關系數(shù)都顯著為負，且大多數(shù)變量的相關系數(shù)均在0.500以下，表明不存在嚴重的共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計結果Table 2 Results for Descriptive Statistics

注：樣本量為55 627。

表3 主要變理Pearson相關系數(shù)Table 3 Pearson Correlation Coefficients of Main Variables

注：***為p<0.010，*為p<0.100，下同。

4 實證結果

4.1 H1的實證檢驗結果

為使研究結果穩(wěn)健，本研究同時采用OLS和Tobit模型對(1)式進行回歸，檢驗H1，表4給出單變量回歸結果，表5給出多元回歸結果。由表4可知，Dif1和Dif2與RD1t+1、RD2t+1的回歸系數(shù)均顯著為負，p<0.010，表明異地獨董比例每提升1%，研發(fā)投入的比例將會降低萬分之一到萬分之二(萬分之三到千分之一)，由于公司總資金一般是萬元、千萬元甚至過億元，故雖然以上數(shù)據(jù)看似很小，其絕對值也不可小覷。表5中，第2列～第5列采用OLS模型，第6列和第7列采用Tobit模型。在進行Tobit回歸時，當公司有研發(fā)支出時，是否進行創(chuàng)新投入虛擬變量RDdum取值為1，否則取值為0。表5的第2列～第5列的結果與表4類似。由表5的第6列和第7列可知，Dif1與RDdumt+1和RDdum的回歸系數(shù)均顯著為負，p<0.050。以上結果表明異地獨董對公司創(chuàng)新投入有顯著的負向影響，H1得到驗證?？刂谱兞糠矫?，表5中OLS模型回歸結果表明，公司規(guī)模、公司價值、獨立董事比例、公司現(xiàn)金持有量與下1期研發(fā)投入顯著正相關；公司業(yè)績與下1期研發(fā)投入顯著負相關；董事會規(guī)模對研發(fā)投入有微弱影響；第一大股東持股比例對研發(fā)投入有負面影響，第一大股東對公司控制程度越強烈，公司對研發(fā)的投入越少；國企研發(fā)投入力度大于非國企；兩職合一對公司研發(fā)投入有正面作用。個人層面，具備財務會計背景獨董對公司研發(fā)投入具有負面影響，具備學術背景獨董對研發(fā)投入具有促進作用。Tobit模型中除公司業(yè)績和獨董性別外，其他結果與OLS回歸結果類似。

表4 異地獨董與公司創(chuàng)新投入單變量回歸結果Table 4 Univariate Regression Results for Non-local Independent Directors and Corporate R&D Investment

注：括號內的數(shù)據(jù)為t值，經(jīng)White異方差調整，下同。

4.2 H2的實證檢驗結果

運用(1)式檢驗H2。表6給出單變量回歸結果，表7給出多元回歸結果。由表6可知，Dia1和Dia2與RD1t+1、RD2t+1的回歸系數(shù)均顯著為負，p<0.010。表7中，第2列～第5列為OLS模型的回歸結果，第6列和第7列為Tobit模型的回歸結果。回歸結果表明，來自不同方言區(qū)的異地獨董與公司下1期研發(fā)投入的回歸系數(shù)均顯著為負，p<0.010，表明來自不同方言區(qū)的異地獨董增加了董事會文化多樣性，但不能促進研發(fā)投入?？刂谱兞壳闆r與表5類似。

5 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗前文實證結果的可靠性，本研究進行穩(wěn)健性檢驗，為節(jié)省篇幅，穩(wěn)健性檢驗結果未列示。

5.1 變量估計偏差的穩(wěn)健性檢驗

由于獨董的出生地與工作地之間存在差異，為避免這種差異帶來的解釋變量偏差而造成的主要回歸結果可能的估計偏差，本研究改變異地獨董的界定方式，改用獨董出生地與公司注冊地位置是否同一省(市)界定該獨董是異地獨董還是本地獨董，重新用(1)式進行回歸。改變測量方式后，主要回歸結果仍然成立，說明測量方式對本研究主要結果影響不顯著。

5.2 內生性問題處理

由于公司選聘異地獨董和異地獨董選擇加入公司存在自選擇問題，本研究構建(3)式進行PSM傾向得分匹配，再次對樣本進行回歸，即

Dif3i,j,t+1/Dif4i,j,t+1/Dia3i,j,t+1/Dia4i,j,t+1

=γ0+γ1Sizi,j,t+γ2Levi,j,t+γ3Roei,j,t+γ4Capi,j,t+

γ5Tbqi,j,t+γ6Boai,j,t+γ7Outi,j,t+γ8Topi,j,t+

γ9Duai,j,t+γ10Soei,j,t+γ11Casi,j,t+γ12Geni,j,t+

γ13Acci,j,t+γ14Lawi,j,t+γ15Acai,j,t+ξi,j,t

(3)

其中，j為獨董，被解釋變量為分別以跨省、跨市、跨方言區(qū)、跨方言大類為標準的4個標準測量是否聘有異地獨董的虛擬變量，當該公司存在異地獨董時取值為1，否則取值為0；Cas為公司現(xiàn)金持有量，取其自然對數(shù)的均值作為控制變量進行匹配；γ0為常數(shù)項，γ1～γ15為回歸系數(shù)，ξi,j,t為殘差項。其他控制變量與前文定義一致，同時也對行業(yè)和年度進行控制。根據(jù)傾向得分，本研究找出傾向得分最接近的、沒有異地獨董的3家公司作為配對樣本進行最近鄰匹配。PSM匹配后，大多數(shù)變量的標準化偏差小于5%，且p值顯示匹配后大多數(shù)變量的t檢驗結果都不拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)性差異的原假設，表明匹配效果良好。運用(3)式對PSM配對樣本重新回歸，結果較為穩(wěn)健，表明自選擇問題對本研究主要結果沒有顯著影響。

5.3 改變變量測量區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗

本研究改變(1)式中被解釋變量和解釋變量的測量區(qū)間，將研發(fā)投入指標用當期值，而解釋變量及所有控制變量滯后1期，重新用(1)式進行回歸。結果表明改變測量區(qū)間并不影響本研究的主要結果。

表5 異地獨董與公司創(chuàng)新投入多元回歸結果Table 5 Multivariate Regression Results for Non-local Independent Directors and Corporate R&D Investment

注：**為p<0.050，下同。

表6 異地獨董、文化多樣性與公司創(chuàng)新投入 單變量回歸檢驗結果Table 6 Univariate Regression Results for Non-local Independent Directors, Cultural Diversity and Corporate R&D Investment

6 進一步分析

6.1 文化圈、異地獨董與公司創(chuàng)新投入

上文中，本研究證明了異地獨董對創(chuàng)新投入的負面影響，而異地獨董和文化多樣性會惡化上述效應。為探索以上效應的動因，本研究引入文化圈的概念。根據(jù)費孝通的論述，中國是一個關系型社會，圈子文化在中國盛行。許多由于地域差異產(chǎn)生的分歧是源于傳統(tǒng)習慣和風俗的不同，因此本研究進一步采用文化圈代理董事會文化多樣性。參考趙向陽等[36]使用的標準劃分文化圈，將全國劃分為7個文化圈板塊，分別為國際化、大都市文化圈，東南沿海文化圈，農(nóng)耕游牧文化圈，黃河中下游文化圈，長江中下游文化圈，西南山地文化圈，雪域高原文化圈。趙向陽等[36]認為，不同文化圈在價值觀和行為習慣等方面都有明顯的地域差異。

據(jù)此，將與公司注冊地來源于不同文化圈的獨董比例作為解釋變量，用(1)式重新進行回歸，結果見表8，表8中Difw為與公司所在地為不同文化圈的獨董所占比例。表8的第2列和第3列表明，Difw的回歸系數(shù)均顯著為負，p<0.010，表明來自與公司注冊地不同文化圈的異地獨董對公司創(chuàng)新投入產(chǎn)生負面影響，說明不同文化圈會加重獨董與公司之間的群體斷裂帶，從而影響公司的創(chuàng)新投入。

6.2 異地獨董來源地種類與公司創(chuàng)新投入

本研究進一步考慮異地獨董可能來自相同地區(qū)，在控制異地獨董數(shù)量的同時，增加或減少異地獨董中的屬地差異是否會影響公司創(chuàng)新。為檢驗這一問題，本研究建立新的解釋變量Diar1和Diar2，Diar1為來自不同方言區(qū)異地獨董的方言區(qū)種類數(shù)與當年獨董總數(shù)的比例，Diar2為來自不同方言大類異地獨董的方言大類種類數(shù)與當年獨董總數(shù)的比例，將兩個變量代入(2)式進行回歸，結果見表8的第5列～第8列。結果表明，回歸系數(shù)均顯著為負，p<0.010。

本研究還根據(jù)來自不同省區(qū)和市級的異地獨董構建變量Difp和Difc，分別表示異地獨董中所屬省份數(shù)量與獨董總數(shù)的比例和異地獨董中所屬城市數(shù)量與獨董總數(shù)的比例，將以上變量代入(1)式對創(chuàng)新投入進行回歸，結果見表9。結果表明，獨董群體來源地越多元，其屬地差異性越大，從而增加了董事會文化多樣性，導致董事會產(chǎn)生一致意見的難度上升，對創(chuàng)新投入產(chǎn)生負面影響。以上結果是對本研究主要回歸結果的佐證和深化。

表7 異地獨董、文化多樣性與公司創(chuàng)新投入多元回歸檢驗結果Table 7 Multivariate Regression Results for Non-local Independent Directors, Cultural Diversity and Corporate R&D Investment

表8 不同文化圈異地獨董與公司創(chuàng)新投入的回歸結果Table 8 Regression Results for Non-local Independent Directors Coming from Different Culture Circle and Corporate R&D Investment

表9 不同屬地異地獨董與公司創(chuàng)新投入的回歸結果Table 9 Regression Results for Non-local Independent Directors Coming from Different Provinces and Cities and Corporate R&D Investment

6.3 異地獨董技術研發(fā)背景與公司創(chuàng)新投入

已有研究表明獨董財務背景[47]、政治背景[49]、兼職席位[50-51]等特征對公司經(jīng)營具有重要影響。在各類行業(yè)背景中，具備技術研發(fā)相關職業(yè)背景的獨董能夠促進公司進行技術創(chuàng)新[16]。因此，本研究預期具備技術研發(fā)背景會對異地獨董由于文化多樣性而導致公司創(chuàng)新投入不足的問題有所緩解。本研究構建模型檢驗此預期，即

RDi,j,t+1=φ0+φ1Difi,j,t+φ2Difi,j,t·Teci,j,t+φ3Sizi,j,t+

φ4Levi,j,t+φ5Roei,j,t+φ6Capi,j,t+φ7Tbqi,j,t+

φ8Boai,j,t+φ9Outi,j,t+φ10Topi,j,t+φ11Duai,j,t+

φ12DTLi,j,t+φ13Casi,j,t+φ14Soei,j,t+φ15Geni,j,t+

φ16Acci,j,t+φ17Lawi,j,t+φ18Acai,j,t+∑Ind+

∑Yea+εi,j,t

(4)

RDi,j,t+1=φ0+φ1Diai,j,t+φ2Diai,j,t·Teci,j,t+φ3Sizi,j,t+

φ4Levi,j,t+φ5Roei,j,t+φ6Capi,j,t+φ7Tbqi,j,t+

φ8Boai,j,t+φ9Outi,j,t+φ10Topi,j,t+φ11Duai,j,t+

φ12DTLi,j,t+φ13Casi,j,t+φ14Soei,j,t+φ15Geni,j,t+

φ16Acci,j,t+φ17Lawi,j,t+φ18Acai,j,t+∑Ind+

∑Yea+i,j,t

(5)

其中，Tec為虛擬變量，當j獨董具備技術研發(fā)相關背景時取值為1，否則取值為0；φ0和φ0為常數(shù)項，φ1～φ18和φ1～φ18為回歸系數(shù)，εi,j,t和i,j,t為殘差項。(4)式考察異地獨董對公司創(chuàng)新投入的影響，Dif分別用省和市兩個層面表示，表示j獨董是否為異地獨董，省級變量設為Dif5，市級變量設為Dif6。(5)式考察跨方言區(qū)異地獨董對公司創(chuàng)新投入的影響，設置Dia5和Dia6兩個子變量，當j獨董為跨方言區(qū)的異地獨董時Dia5取值為1，否則取值為0；當j獨董為跨方言大類的異地獨董時Dia6取值為1，否則取值為0?；貧w結果見表10。結果表明，異地獨董對公司創(chuàng)新存在負面影響，而具備研發(fā)背景的異地獨董能夠在一定程度上緩解這種影響。由于獨董技術背景數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，有一些數(shù)據(jù)缺失，導致本部分觀測值減少。

表10 加入技術研發(fā)背景的回歸結果Table 10 Regression Results for Considering Technical Backgroud

6.4 技術型行業(yè)子樣本數(shù)據(jù)的進一步檢驗

由于不同類型的行業(yè)對創(chuàng)新的需求存在較大差異，技術類行業(yè)相對于其他行業(yè)需要進行更多的創(chuàng)新活動，創(chuàng)新投入也更多。因此，本研究選取計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)以及醫(yī)藥制造業(yè)作為高創(chuàng)新投入行業(yè)的代表，重新用(1)式進行回歸，結果見表11的A欄和B欄。

表11 技術型行業(yè)子樣本公司回歸結果Table 11 Regression Results for Subsample Firms of Technology

為避免由于行業(yè)分類不準確而影響實證結果，本研究重新選取年度研發(fā)支出高于行業(yè)年度研發(fā)支出均值的公司作為子樣本，用(1)式進行回歸，結果見表11的C欄。表11的結果表明，在對創(chuàng)新需求較大的技術類行業(yè)，異地獨董的增加仍然抑制公司下1期的新投入，為本研究主要結果提供了進一步佐證。由于本部分僅選取相關行業(yè)樣本，故觀測值都相應減少。

7 結論

7.1 研究結果和理論意義

本研究手工收集2001年至2017年中國A股上市公司中在任獨董的常駐地信息，從省和市兩方面手工匹配獨董工作地與任職公司注冊地信息，識別異地獨董；同時，根據(jù)方言區(qū)和方言大類數(shù)據(jù)，手工匹配獨董工作地所屬的方言區(qū)或所屬方言大類，識別異地獨董。構建多重指標探討異地獨董對公司創(chuàng)新投入的影響，研究結果表明，①異地獨董對公司創(chuàng)新投入具有抑制作用，表現(xiàn)為公司異地獨董比例越高，下期創(chuàng)新投入越少；②異地獨董進入本地公司董事會帶來了董事會文化多樣性，文化多樣性越強，異地獨董對創(chuàng)新投入的抑制作用越強，表現(xiàn)為來自不同方言區(qū)或方言大類的異地獨董比例越高，公司創(chuàng)新投入越少。以上結果在運用PSM等方法控制內生性問題后仍然成立。進一步分析結果表明，①本研究引入“文化圈”概念，發(fā)現(xiàn)來自不同文化圈的異地獨董比例越高，越抑制公司創(chuàng)新投入；②區(qū)分異地獨董來自的異地省(市)個數(shù)，發(fā)現(xiàn)來自的省(市)地區(qū)越多，對公司創(chuàng)新投入的抑制作用越強；③引入獨董是否具備技術研發(fā)背景后發(fā)現(xiàn)，技術研發(fā)專長對異地獨董抑制公司創(chuàng)新投入的效應具有調節(jié)作用；④運用技術類行業(yè)公司數(shù)據(jù)(計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)以及醫(yī)藥制造業(yè))進行回歸的結果與主要結果一致。

本研究的結論表明，異地獨董帶來的文化多樣性未能對創(chuàng)新投入產(chǎn)生促進作用，文化多樣性不可避免地帶來了“關系沖突”，這種沖突阻礙了異地獨董發(fā)揮監(jiān)督和咨詢作用，使高管著眼于眼前利益的短視行為造成創(chuàng)新投入不足。

本研究將以方言為表征的文化多樣性概念納入異地獨董與公司治理的框架，豐富了獨董的人文概念研究，對于目前關于獨董治理問題的相關研究也有進一步拓展。同時，本研究從公司創(chuàng)新這一較為綜合的公司治理決策和后果角度探討異地獨董聘任對于上市公司的影響，對已有關于異地獨董及董事會斷層線相關研究有所回應，對異地獨董、地理位置與經(jīng)營決策的相關研究有所豐富和拓展。

7.2 研究啟示

本研究證實異地獨董對公司創(chuàng)新投入并無促進作用，印證了已有研究關于公司選聘董事存在熟悉效應的結論[52]和基于中國關系型社會中任人唯親聘任獨董的現(xiàn)象，表明異地獨董進入董事會很大程度是公司為了滿足獨董比例硬性監(jiān)管要求的折中做法。因此，中國關于獨董選聘和任職的相關要求應有所調整，建議一方面應重點把控獨董獨立性的基本原則，限制熟人聘任的現(xiàn)象；另一方面，對獨董異地任職應出臺相應措施，更好地優(yōu)化獨董異地任職的機制，將不同獨董的監(jiān)督與咨詢功能結合，以發(fā)揮董事會整體的最佳治理效果。

7.3 研究局限

本研究也有一定的局限和不足。①中國獨董選聘的現(xiàn)實存在熟悉效應，即公司選擇獨董更多會找熟悉的人，選聘的異地獨董可能是董事長和高管在外省工作的好朋友，深入挖掘這個問題會是一個有趣的話題，但遺憾的是，本研究由于數(shù)據(jù)方面的限制，無法深入考察。②管理學沖突理論認為，任務沖突對創(chuàng)新是有好處的，但關系沖突對創(chuàng)新沒有益處。由于數(shù)據(jù)限制，本研究僅從邏輯上論證了異地獨董帶來的文化多樣性表現(xiàn)為關系沖突，未能進行此方面的實證分析。未來研究可以從以上不足入手，進一步考察異地獨董的治理作用。