董事會獨立性對企業(yè)創(chuàng)新的促進效應分析

摘 要：本文基于1024家滬深兩市A股上市公司2012年-2014年的面板數據，加入個體效應和時間效應，運用雙向固定效應模型探究獨立董事所占比例對企業(yè)創(chuàng)新投入和產出的影響。同時，在企業(yè)所有權性質“促進說”和“抑制說”的基礎上，運用相同的模型對國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本進行了實證分析發(fā)現：第一，董事會的獨立性即獨立董事所占比例與企業(yè)創(chuàng)新投入與產出呈正向關系;第二，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)董事會獨立性能夠更加促進研發(fā)投入，但對于企業(yè)創(chuàng)新能力即創(chuàng)新產出沒有明顯的正向作用。最后，針對研究結果提出了一些政策建議供企業(yè)參考。

關鍵詞：董事會獨立性;企業(yè)創(chuàng)新;企業(yè)所有制

一、引言

在第四次科技革命到來之際，黨的十九大明確提出創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，并把“加快建設創(chuàng)新型國家”作為建設社會主義現代化經濟體系的重要組成部分。在這樣一個“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的時代背景下①，新思路、新產品已然成為企業(yè)的核心競爭力。熊彼特創(chuàng)新理論認為企業(yè)的創(chuàng)新行為是生產要素的重新組合，是經濟增長的發(fā)動機，對企業(yè)的持續(xù)成長起到決定性作用。因此，怎樣促進創(chuàng)新成為社會各界尤其是企業(yè)關注的重點話題②。

目前，關于企業(yè)創(chuàng)新的研究主要是分析互聯網（沈國兵、袁征宇，2020）、政策制度（任躍文，2019），如“一帶一路”倡議給企業(yè)創(chuàng)新帶來的影響（李秋梅、林靈、曾海艦，2019）等外部條件以及高管（張復生、馬勝男，2016）、企業(yè)規(guī)模（蔡紹洪、彭長生、俞立平，2019）等內部條件對企業(yè)創(chuàng)新程度的影響。就人才這一至關重要的因素來說，對高管的研究相對較多，而對于具有獨立性又能夠對公司事務進行監(jiān)督的獨立董事卻少有研究。獨立董事具有專業(yè)的知識背景和過硬的技術水平，能夠使企業(yè)與外部環(huán)境很好地結合并幫助企業(yè)拓寬經濟視野。許榮、李從剛（2019）發(fā)現獨立董事任期越長對企業(yè)創(chuàng)新越有促進作用。還有學者從獨立董事制度（沈烈，2012）等方面研究對企業(yè)創(chuàng)新的影響?？傮w來說，目前從獨立董事角度分析企業(yè)創(chuàng)新的研究較少。因此，本文采用1024家公司的2012年-2014年三年的面板數據，將研發(fā)投入和授權專利數作為衡量指標，分析了董事會獨立性即獨立董事占比對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并研究了其對于國企與非國企的不同效果。

二、理論假設

1.董事會獨立性與企業(yè)創(chuàng)新

代理理論強調董事會的職能是代表股東利益對經營者的決策管理進行控制。獨立董事獨立于公司股東且不在公司內部任職并與公司或公司經營管理者沒有重要業(yè)務聯系和專業(yè)聯系，可以對公司事務做出獨立判斷③。獨立董事減輕了職業(yè)經理人與股東之間風險不一致的代理問題，以自身的專業(yè)知識與卓越才能開拓企業(yè)經濟視野，做出高質量戰(zhàn)略決策，促進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

此外，根據“資源支持”理論，獨立董事擁有較內部管理者更為豐富的外部資源，能夠利用其外部關系網絡很大程度上處理企業(yè)面臨的種種不確定性并做出長遠的戰(zhàn)略決策，促使企業(yè)將更多資源配置到企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)當中去。

基于以上理論分析，本文提出假設1：企業(yè)董事會的獨立性即獨立董事的占比越大企業(yè)創(chuàng)新投入越多。

2.企業(yè)產權性質與董事會獨立性影響效力

我國上市公司的企業(yè)性質可能會對董事會的治理水平產生影響，從而在技術創(chuàng)新方面表現出一定的差異。根據不同學者的研究形成了“抑制說”和“促進說”兩種結論。

“抑制說”認為，中央或地方政府作為國有企業(yè)的大股東，企業(yè)管理人員大都由政府委派，易使董事會成員任免行政化，董事會制度形式化，獨立董事影響無效化，限制了企業(yè)的創(chuàng)新能力（高明華等，2014）④。國有企業(yè)面臨競爭較少，其目的不僅是盈利，更肩負著社會責任，因此很少會進行重大的戰(zhàn)略調整以及風險投資，抑制了創(chuàng)新意識和能力。因此，國有企業(yè)對技術研發(fā)等創(chuàng)新戰(zhàn)略及投資敬而遠之，董事會在官僚主義的重重阻力下致力于依托穩(wěn)健途徑提升企業(yè)業(yè)績，導致國有企業(yè)難以獲得創(chuàng)新突破。

“促進說”則從“資源依賴”角度闡述了國有企業(yè)對創(chuàng)新的促進作用。企業(yè)創(chuàng)新投資具有很大的不確定性，大都屬于長期投資，而大多企業(yè)無力承擔此風險。而國有企業(yè)由于有政府支撐，能夠保證企業(yè)創(chuàng)新資金的持續(xù)投入。

因此，對于國有企業(yè)獨立董事而言，大多由政府委派，獨立董事自身所擁有的資源加上政府支持使創(chuàng)新研發(fā)的資金投入獲得保障。但獨立董事必然要做出符合政府要求的決策以獲得其支持，政府謀求穩(wěn)健而創(chuàng)新發(fā)展卻具有很大的風險，這顯然使獨立董事無法做出重大創(chuàng)新戰(zhàn)略，從而阻礙了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

基于此，本文提出假設2：相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)董事會獨立性能夠更加促進研發(fā)投入，但對于企業(yè)創(chuàng)新能力即創(chuàng)新產出沒有明顯的正向作用。

三、實證分析

1.數據來源與變量測度

（1）數據來源與樣本篩選

本文選取2012年-2014年滬深兩市A股上市公司數據作為初始樣本。本文研究所需要的數據包括企業(yè)創(chuàng)新數據、獨立董事數據以及上市公司財務數據主要來源于國泰安數據庫及手動計算，并對樣本進行如下篩選：（1）剔除樣本期間ST、PT公司;（2）剔除金融公司;（3）剔除關鍵數據缺失的公司。經過上述篩選最后得到1024個公司的年度樣本數據進行回歸分析⑤。

（2）變量測度

各變量的名稱、測度及來源見表1。

2.實證模型設定

關于獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響問題，本文采用如下多元回歸模型：

其中，被解釋變量——企業(yè)創(chuàng)新（Innovation）：創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出兩個角度衡量。創(chuàng)新投入借鑒前人做法，用研發(fā)支出與營業(yè)收入作比和研發(fā)投入金額來衡量。創(chuàng)新產出選擇用公司年度專利授權總數來測度，包括公司年度發(fā)明專利授權數、實用新型專利授權數和外觀設計專利授權數。其中，發(fā)明專利授權數測度實質性創(chuàng)新產出，后兩者之和測度策略性創(chuàng)新產出。實用新型專利是指對產品的形狀、構造或者其結合所提出的新實用技術方案。專利法中對實用新型專利的創(chuàng)造性和技術水平要求較發(fā)明專利低，但實用性大⑥。

解釋變量——獨立董事比例（indep）：本文選取獨立董事人數與董事會總人數比例來衡量董事會的獨立性，比例越大說明董事會的獨立性越強，反之則越弱⑦。

控制變量（Controls）：結合已有文獻，本文選取4個變量作為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模（csize）、盈利能力（roa）、財務杠桿（leverage）及企業(yè)壽命（life）。

3.基本統計分析

從表2全樣本主要解釋變量描述性統計來看，在我們選取的樣本企業(yè)中專利的平均授權數約為5.18件，最大授權數僅為10.51件;研發(fā)投入平均值為1.86億元;研發(fā)投入在營業(yè)收入中所占比例平均為1.93%。由此可以看出，我國企業(yè)整體專利產出和研發(fā)投入不足、創(chuàng)新能力薄弱、創(chuàng)新重視程度不高且企業(yè)間差距較大，發(fā)展不平衡。獨立董事占比平均為39.6%，大多數公司符合證監(jiān)會提出的關于獨立董事的要求。

根據企業(yè)產權性質，本文將企業(yè)樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類。根據表3，國有企業(yè)研發(fā)投入平均值為2.30億元大于非國有企業(yè)均值0.99億元;投入占營收的比例，國有和非國有企業(yè)均值分別為1.5%和2.2%。由此，直觀來看國有企業(yè)研發(fā)投入相對較多，而非國有企業(yè)創(chuàng)新能力更強。

4.回歸結果及分析

（1）董事會獨立性對企業(yè)創(chuàng)新的影響

將樣本進行Hausman檢驗，結果P值為0.0000，強烈拒絕原假設，由此可知使用固定效應模型效果更好。本文采用雙向固定效應模型進行研究，表4報告了模型（1）的回歸結果⑧。表4表明，獨立董事比例對所有衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標都存在正向影響，可以得出董事會獨立性促進企業(yè)創(chuàng)新。由第（1）列可知，董事會獨立性與企業(yè)研發(fā)投入在5%的水平上存在正的相關性，表明獨立董事占比越大越有利于企業(yè)做出創(chuàng)新戰(zhàn)略并投入實施;第（2）-（4）列對比表明，相比策略性創(chuàng)新產出獨立董事對于實質性創(chuàng)新產出的正向效應更顯著，顯著水平為1%，表明董事會獨立性越強，企業(yè)創(chuàng)新能力越強。因為，獨立董事大都是知識與能力集一身的專家或管理者，他們的能力及資源網絡能夠很大程度提高企業(yè)技術能力及創(chuàng)新性，而一些技術水平較低的策略性發(fā)明依靠普通管理者的才干也可以推進，因此獨立董事比例對于實質性創(chuàng)新效果更顯著。根據第（5）列可明顯看出正向回歸結果并不顯著，結合第（1）列結果可知獨立董事的比例對于企業(yè)研發(fā)投入占營業(yè)收入比例大小無顯著關系?？傮w來說，表4回歸結果表明企業(yè)獨立董事的比例越大越有助于促進企業(yè)創(chuàng)新投入、提高企業(yè)創(chuàng)新能力，假設1成立。

（2）國有和非國有企業(yè)董事會獨立性對企業(yè)創(chuàng)新的影響

根據目前“抑制說”與“促進說”兩方研究結果，本文也對1024家公司做出分類，分為國企和非國企兩個子樣本。這一部分，本文只用研發(fā)投入來衡量企業(yè)創(chuàng)新投入，使用模型（1）及雙向固定效應模型分別對兩個子樣本進行實證研究。觀察表5，由第（1）、（2）列可知相對于非國有企業(yè)，在顯著性水平都為10%的情況下，國有企業(yè)的系數是其4倍左右且都為正，表明國有企業(yè)獨立董事比例對研發(fā)投入的促進作用大于非國有企業(yè);第（3）-（6）回歸結果中，非國有企業(yè)顯著水平都高于國有企業(yè)，并且第（8）列系數大于第（7）列，由此可知，國有企業(yè)中獨立董事的比例對于企業(yè)創(chuàng)新能力的正向效果顯著小于非國有企業(yè)，假設2得以驗證。

5.穩(wěn)健性檢驗

由表1可知，本文在衡量企業(yè)創(chuàng)新時選取了研發(fā)投入及授權專利數等多個指標，且結果都為正向促進作用，這些指標實則已經互為彼此的穩(wěn)健性檢驗。結果都已表明董事會的獨立性對于企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。由此，本文只在此基礎上再做如下簡單的檢驗以驗證結論：（1）在控制變量中加入大股東持股比例。大股東持股比例越高，對企業(yè)的控制權越大，其在董事會的人選上就有重大決定權。由此，董事會的獨立性便會受到影響，從而影響董事會獨立性與企業(yè)創(chuàng)新的關系，最終結果表明本文結論穩(wěn)健11。（2）將獨立董事人數作為解釋變量，研發(fā)投入作為被解釋變量，回歸結果系數為0.052，在1%的水平上顯著。驗證了假設1，即董事會的獨立性促進企業(yè)創(chuàng)新投入。綜上，本文實證分析結果穩(wěn)健。

四、政策建議

基于本文研究提出如下建議：

第一，完善公司治理機制及董事會結構，提高獨立董事比例。本文研究了董事會中獨立董事的比例對企業(yè)創(chuàng)新起到正向的影響。所以，上市公司應當以遵守法律為前提，進一步提升董事會中獨立董事的比例，提升企業(yè)創(chuàng)新意識和能力。

第二，構建獨立的董事培育與供給機制。獨立董事要明確其職能，充分起到指導與監(jiān)督的作用，促進企業(yè)團隊中不同董事間的溝通互動，從而做出高質量的創(chuàng)新決策，避免出現職責缺失的“花瓶效應”。

第三，國有企業(yè)要釋放權力，盡可能保持獨立董事的獨立性。政府同時要多支持非國有企業(yè)發(fā)展，為其打造良好的營商環(huán)境，以減少企業(yè)實施重大創(chuàng)新戰(zhàn)略的風險。

五、結論

創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的決定性動力，在促進企業(yè)創(chuàng)新的眾多因素中對于董事會獨立性的實證分析非常有限。本文采用1024家上市公司2012年-2014年間的面板數據，研究了獨立董事的比例對企業(yè)創(chuàng)新投入及創(chuàng)新能力的影響。并將樣本按照企業(yè)所有權性質分為國企和非國企兩個子樣本進行了獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新的關系研究。最終發(fā)現：第一，企業(yè)董事會的獨立性越強越有助于促進企業(yè)創(chuàng)新投入，提高企業(yè)創(chuàng)新能力。第二，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)董事會獨立性對研發(fā)投入促進作用較大，而對于企業(yè)創(chuàng)新能力促進作用較小。由此，董事會的獨立性也成為了企業(yè)創(chuàng)新中不可忽視的因素。

注釋：

①卞志村，王宇琨，笪哲.加快構建支持創(chuàng)新型國家建設的現代金融體系[J].東北財經大學學報，2018（05）：74-80。

②徐向藝，尹映集.家族控股公司獨立董事比例與企業(yè)成長關系研究——創(chuàng)新行為的中介效應[J].經濟與管理研究，2014（05）：33-39。

③徐向藝，尹映集.家族控股公司獨立董事比例與企業(yè)成長關系研究——創(chuàng)新行為的中介效應[J].經濟與管理研究，2014（05）：33-39。

④高明華，譚玥寧.董事會治理、產權性質與代理成本——基于中國上市公司的實證研究[J].經濟與管理研究，2014（02）：5-13。

⑤楊繼偉，張云云.金融發(fā)展、債權治理與投資效率[J].會計之友，2019（04）：25-31。

⑥袁瀚坤.企業(yè)異質性視角下我國政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究[D].華中科技大學，2019。

⑦胡萍茜.旅游上市公司治理結構對其成長性影響的實證研究[D].重慶理工大學，2014。

⑧王詩雨.資本結構與資產流動性的相關性研究[D].暨南大學，2014。

⑨方明月.中國地區(qū)制度質量對企業(yè)資產結構的影響[J].經濟社會體制比較，2018（04）：156-165。

⑩方明月.中國地區(qū)制度質量對企業(yè)資產結構的影響[J].經濟社會體制比較，2018（04）：156-165。

11何玉玲.獨立董事的獨立性影響企業(yè)創(chuàng)新的實證研究[J].行政事業(yè)資產與財務，2019（22）：1-3+62。

參考文獻：

[1]張復生，馬勝男.高管背景特征與信息披露質量的相關性研究述評[J].財會月刊，2016（27）：109-113.

[2]沈國兵，袁征宇.企業(yè)互聯網化對中國企業(yè)創(chuàng)新及出口的影響[J/OL].經濟研究：1-16[2020-01-21].https：//kns-cnki-net.w.cuc.edu.cn/kcms/detail/11.1081.F.20200115.1619.026.html.

[3]任躍文.政府補貼有利于企業(yè)創(chuàng)新效率提升嗎——基于門檻模型的實證檢驗[J].科技進步與對策，2019，36（24）：18-26.

[4]蔡紹洪，彭長生，俞立平.企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新政策績效的影響研究——以高技術產業(yè)為例[J].中國軟科學，2019（09）：37-50.

[5]李秋梅，林靈，曾海艦.“一帶一路”倡議是否有利于促進企業(yè)創(chuàng)新能力提升[J].科技進步與對策，2019，36（17）：47-56.

[6]章永奎，賴少娟，杜興強.學者型獨立董事、產品市場競爭與公司創(chuàng)新投入[J].經濟管理，2019，41（10）：123-142.

[7]許榮，李從剛.院士（候選人）獨董能促進企業(yè)創(chuàng)新嗎——來自中國上市公司的經驗證據[J].經濟理論與經濟管理，2019（07）：29-48.

[8]沈烈.企業(yè)獨立董事制度：現狀解析與創(chuàng)新思考——基于滬深上市公司相關數據的分析[J].經濟管理，2012，34（05）：56-66.

[9]宋建波，文雯.董事的海外背景能促進企業(yè)創(chuàng)新嗎？[J].中國軟科學，2016（11）：109-120.

[10]高明華，蘇然，方芳.中國上市公司董事會治理評價及有效性檢驗[J].經濟學動態(tài)，2014（2）：24-35.

[11]姜付秀，伊志宏，蘇飛，黃磊.管理者背景特征與企業(yè)過度投資行為[J].管理世界，2009（01）：130-139.

作者簡介：鄭國華（1997.11- ），女，漢族，山西太原人，中國傳媒大學經濟與管理學院，碩士研究生在讀