董事會異質(zhì)性、冗余資源與企業(yè)創(chuàng)新

范寶學(xué)，劉川鋒

（遼寧工程技術(shù)大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 葫蘆島 125105）

0 引言

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。企業(yè)通過創(chuàng)新提升自身的競爭力，從而獲得競爭優(yōu)勢。企業(yè)決策影響企業(yè)創(chuàng)新的效率和結(jié)果，董事會成員作為企業(yè)的決策者，在企業(yè)進(jìn)行決策時，董事會成員異質(zhì)性可以對決策產(chǎn)生影響[1]。

冗余資源在閑置時可能被視為成本，在重新配置和利用后可以發(fā)揮其功效。已有文獻(xiàn)研究董事會異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系，而忽視冗余資源的調(diào)節(jié)作用。因此，嘗試引入冗余資源作為調(diào)節(jié)變量，分析董事會異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，豐富冗余資源與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的研究，提醒公司管理者在做決策時充分考慮冗余資源的配置。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)回顧

董事會異質(zhì)性是董事會內(nèi)部根據(jù)可觀察到的成員特征層面與認(rèn)知層面標(biāo)準(zhǔn)的分化而產(chǎn)生的不同，可能存在學(xué)歷、年齡、性別等不同方面的差異。李維安等[2]借鑒 HAMBRICK等[3]的做法，從職業(yè)異質(zhì)性和社會異質(zhì)性入手，將職業(yè)異質(zhì)性從董事會成員有無海外受教育背景、任期長短與受教育程度3個方面細(xì)化，社會異質(zhì)性從董事會成員的性別、年齡和民族3個方面考量，深入研究董事會異質(zhì)性與企業(yè)跨國并購的關(guān)系。

在對董事會成員的認(rèn)知層面的研究中，李小青等[4]通過對連續(xù)4年滬深300個成分股上市企業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，董事會斷裂帶強度越高戰(zhàn)略績效越低，董事長職能背景負(fù)向影響兩者的關(guān)系。TUGGLE等[5]的研究揭示了董事任期異質(zhì)性有助于提升企業(yè)價值。劉兵等[6]認(rèn)為由于董事會成員教育水平的不同造成看待同一問題產(chǎn)生分歧，從而降低了團(tuán)隊凝聚力。周曉惠等[7]認(rèn)為教育水平異質(zhì)性與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)。

在對可觀察的成員特征層面的研究中，李維安等[8]研究發(fā)現(xiàn)董事會年齡異質(zhì)性能夠顯著正向影響銀行風(fēng)險承擔(dān)。鄭國洪等[9]研究得出董事會年齡異質(zhì)性能夠顯著提升公司的會計信息質(zhì)量。在性別異質(zhì)性的研究中，曾萍等[10]認(rèn)為團(tuán)隊中女性所占比例較高時，更能理解女性消費者的心態(tài)與購物消費習(xí)慣，制定對應(yīng)的營銷策略，應(yīng)充分發(fā)揮女性在團(tuán)隊中的作用。李井林等[11]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)董事會與高管團(tuán)隊的女性比例提升對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生重要作用，性別的多元化程度也對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生重大影響。

在董事會異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的其他因素研究中，李玲等[12]研究發(fā)現(xiàn)組織冗余作為調(diào)節(jié)變量，可促進(jìn)董事會異質(zhì)性對創(chuàng)新戰(zhàn)略的影響。許長新等[13]站在異質(zhì)性角度上進(jìn)一步研究得出，機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新的影響是顯著的。此外，張根明等[14]通過實證發(fā)現(xiàn)加入冗余資源這個調(diào)節(jié)變量，可增強董事會海外背景異質(zhì)性對研發(fā)投入的正向影響，削弱學(xué)術(shù)背景異質(zhì)性對研發(fā)投入正向影響。

已有文獻(xiàn)主要集中在董事會異質(zhì)性對上市公司企業(yè)價值、企業(yè)績效和企業(yè)戰(zhàn)略的影響，在董事會異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的影響和冗余資源的調(diào)節(jié)作用等方面的研究較少，并且董事會異質(zhì)性研究主要在可觀察的成員特征層面。

1.2 研究假設(shè)

（1）董事會異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新

社會認(rèn)同理論認(rèn)為，單個人會主動融入集體，有利于把個人對團(tuán)體的作用擺在核心位置。而多個董事會成員的個體差異可以從多個角度思考問題，利于減少決策失誤，穩(wěn)扎穩(wěn)打進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新。因此，差異化的個體對于董事會非常重要，很可能為集體提出關(guān)鍵對策，從而推動創(chuàng)新。

教育水平異質(zhì)性反映了董事會成員間知識儲備的不同，造成不同的董事會成員對企業(yè)信息的判斷和分析上的差異。通常高學(xué)歷的成員由于多年專業(yè)知識的學(xué)習(xí)，更能從專業(yè)的角度思考問題，而低學(xué)歷的成員因更早步入社會，積累了更多的實踐經(jīng)驗，更能站在實踐的角度思考問題。董事會成員受教育程度差異過大時，往往高學(xué)歷成員和低學(xué)歷成員會根據(jù)自身受教育程度形成相對應(yīng)的社會認(rèn)同，組成不同的群體。不同的群體成員在面對企業(yè)創(chuàng)新的方向和程度等問題上存在分歧，增加了公司進(jìn)行創(chuàng)新活動時的風(fēng)險。若董事會成員間教育水平異質(zhì)性較高，則不利于溝通與交流，無法形成良好的合作氛圍，從而影響企業(yè)創(chuàng)新。據(jù)此，提出假設(shè)H1a。

假設(shè) H1a：董事會教育水平異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新具有負(fù)向影響。

LIN等[15]指出，性別異質(zhì)性是董事會的重要特征之一，性別異質(zhì)性意在說明男性和女性在自身性格、交流方式等方面存在區(qū)別。就個性而言，男性更為理智，女性敏感與細(xì)膩更注重細(xì)節(jié)，但也容易感情用事。就交流方式而言，女性在集體討論時偏向于民主型和參與型，有很強的親和力，但是威懾力較小。通常，由于女性董事提出的建議時常被董事會駁回，迫使其隱藏個人觀點并向男性董事觀點妥協(xié)，所以不能在創(chuàng)新決策制定過程中起關(guān)鍵作用。實際中，董事會成員中男性過多造成高性別異質(zhì)性，使得內(nèi)部沖突升級、合作效率降低，從而阻礙企業(yè)創(chuàng)新。據(jù)此，提出假設(shè)H1b。

假設(shè) H1b：董事會性別異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新具有負(fù)向影響。

部分學(xué)者認(rèn)為適當(dāng)提高女性董事占比能夠提高企業(yè)創(chuàng)新，一方面女性董事的認(rèn)知視角更加獨特，使得董事會成員能發(fā)現(xiàn)新的問題，進(jìn)一步提高企業(yè)創(chuàng)新能力；另一方面女性董事傾向于穩(wěn)健的投資決策，減少盲目進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新帶來的過高風(fēng)險。但是，相對男性董事而言，女性董事過多的保守行為就會造成企業(yè)創(chuàng)新的滯后，使企業(yè)可能喪失搶占市場的先機。女性董事過多時可能導(dǎo)致團(tuán)體內(nèi)部形成小團(tuán)體，從而造成團(tuán)隊的內(nèi)部矛盾，降低企業(yè)創(chuàng)新的效率。女性董事占比達(dá)到一定程度反而會對企業(yè)創(chuàng)新帶來負(fù)面影響。據(jù)此，提出假設(shè)H2。

假設(shè)H2：女性董事占比和企業(yè)創(chuàng)新呈倒“U”型，女性董事會占比達(dá)到一定程度時會降低企業(yè)創(chuàng)新。

（2）冗余資源、董事會異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新

冗余資源是企業(yè)正常生產(chǎn)經(jīng)營活動后內(nèi)部還結(jié)余的資源，可以用來應(yīng)對政策或者市場突如其來的變化。高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入高，新產(chǎn)品的創(chuàng)新是一個漫長的過程，期間存在很大的不確定性。當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新受到外部環(huán)境影響時，冗余資源可以發(fā)揮關(guān)鍵作用，幫助企業(yè)補短板，穩(wěn)經(jīng)營，促成企業(yè)的成功創(chuàng)新[16]。當(dāng)冗余資源充足時，能夠增加企業(yè)在戰(zhàn)略決策過程中的資金，使得董事會對創(chuàng)新投入更加有信心，提高創(chuàng)新積極性。由此，綜合假設(shè)H1a、假設(shè)H1b和假設(shè)H2，提出假設(shè)H3a、假設(shè)H3b。

假設(shè) H3a：冗余資源正向調(diào)節(jié)董事會教育水平異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，即冗余資源程度越高，董事會教育水平異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向影響越強。

假設(shè) H3b：冗余資源正向調(diào)節(jié)董事會性別水平異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，即冗余資源程度越高，董事會性別水平異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向影響越強。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取2015-2019年中國滬深全部A股高新技術(shù)上市企業(yè)進(jìn)行分析。為避免驗證過程出現(xiàn)誤差，樣本篩選剔除了在 2015-2019年財務(wù)數(shù)據(jù)披露不完整的上市企業(yè)，剔除 ST和*ST企業(yè)。剔除極端值對研究的影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理。最終篩選出150家高新技術(shù)上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，得到了750個觀測值。樣本中企業(yè)董事成員個人資料的相關(guān)數(shù)據(jù)主要通過手工整理，原始資料主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫、CSMAR數(shù)據(jù)庫等。

2.2 變量定義

（1）被解釋變量。企業(yè)創(chuàng)新lnRd，用研發(fā)支出與主營業(yè)務(wù)收入的比值表示。故采用對研發(fā)支出取自然對數(shù)來計量。

（2）解釋變量。董事會異質(zhì)性，借鑒TUGGLE 等[5]、李玲等[12]、程銳等[17]的研究，運用Blau系數(shù)衡量教育水平異質(zhì)性Edh和性別異質(zhì)性Xbx，即 Blau=1-∑Pi2。式中，i代表所屬樣本的類型，Pi代表第i類型的董事會成員占總?cè)藬?shù)的比例。Blau系數(shù)是0～1之間的值，該值越小，說明異質(zhì)性程度越低，反之則越高。Nx即為截至期末，董事會有女性董事為1，否則為0。Gender為女性董事比例，用女性董事數(shù)/總董事會成員數(shù)來表示。

（3）調(diào)節(jié)變量。冗余資源Slack，參照陳守明等[18]的做法，用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值計量。

（4）控制變量。結(jié)合現(xiàn)有研究，控制變量包括資產(chǎn)負(fù)債率Lev、董事會獨立性Indr、股權(quán)集中度Top3、企業(yè)成長性Growth、企業(yè)績效Roa、年度Year。所有變量及說明見表1。

表1 變量定義Tab.1 variable definition

2.3 模型設(shè)計

根據(jù)假設(shè) H1，并結(jié)合以上變量，構(gòu)建OLS回歸模型（1），來驗證董事會教育水平異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的影響和性別異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

為驗證假設(shè)H2，檢驗女性董事比例與企業(yè)創(chuàng)新之間是否呈倒“U”型，構(gòu)建模型（2），并借鑒HANSEN等[19]研究的門檻模型，以女性董事比例為門檻變量，通過模型（3）計算門檻值分析女性董事比例是否影響企業(yè)創(chuàng)新，并估計置信區(qū)間。

式中，下標(biāo)i、t分別為公司和時間；I（·）為示性函數(shù)，滿足條件為1，否則為0；β、γ為系數(shù)；μit為殘差項。為了驗證冗余資源是否有調(diào)節(jié)作用，在模型（1）中加入交互項EdhSlack、XbxSlack，構(gòu)建模型（4）。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可知，創(chuàng)新投入水平的均值是18，最大值為21，董事會教育異質(zhì)性均值為 0.550，最大值為0.750，中位數(shù)為 0.570，表明處于碩士水平層次的人員較集中。性別異質(zhì)性均值為0.210，這表明性別異質(zhì)性程度偏低。由女性董事比例的均值為14%，表明女性董事數(shù)量少。冗余資源的平均數(shù)是 0.042，標(biāo)準(zhǔn)差是0.075，說明樣本企業(yè)中冗余資源并不均勻。

表2 描述性統(tǒng)計Tab.2 descriptive statistics

3.2 Pearson相性分析

變量相關(guān)性分析見表3。由表3可知，董事會教育水平異質(zhì)性、性別異質(zhì)性都存在1%水平的顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，冗余資源與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，部分變量間的相關(guān)系數(shù)低于臨界值0.6，Pearson 相關(guān)系數(shù)均符合要求，各變量之間沒有嚴(yán)重的共線性問題，所建模型具有一定的解釋能力。

表3 Person相關(guān)性分析Tab.3 person correlation analysis

3.3 回歸結(jié)果分析

各個變量主效應(yīng)分析見表4，列（1）為教育水平異質(zhì)性對創(chuàng)新的結(jié)果，列（2）為性別異質(zhì)性對創(chuàng)新的結(jié)果，列（3）得到了董事會2個維度的異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)果。

表4 樣本主效應(yīng)回歸分析Tab.4 sample main effect regression analysis

續(xù)表4

由表4可知，教育水平異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新呈顯著負(fù)向相關(guān)，假設(shè)H1a得到支持；性別異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新呈顯著負(fù)向相關(guān)，假設(shè)H1b得到支持；從列（3）可以得出，解釋變量的回歸系數(shù)均有所提高，但顯著性未改變。假設(shè)H1a、假設(shè)H1b均得到驗證。

對變量進(jìn)行倒“U”檢驗見表5，由表5可知，女性董事占比平方的系數(shù)和女性董事占比的系數(shù)分別為-2.439和0.007，且均在5%的水平上顯著，女性董事占比的平方與企業(yè)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)，驗證了假設(shè)H2。

表5 樣本的檢驗結(jié)果Tab.5 test results of samples

續(xù)表5

借鑒WANG[20]的研究，對女性董事比例與企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)行門檻回歸分析見表6。

表6 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.6 test results of threshold effect

由表6可知，結(jié)果在1%水平上顯著。門檻值估計見表7，結(jié)果表明，存在門檻值為33.33%。門檻回歸結(jié)果見表8，由表8可知，以門檻值33.33%為臨界點，在女性董事占比小于門檻值時，女性董事占比與企業(yè)創(chuàng)新為正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)創(chuàng)新將隨著女性董事占比的上升而上升；當(dāng)女性董事占比突破33.33%時，企業(yè)創(chuàng)新將隨著女性董事占比的上升而下降，表明女性董事占比過高會抑制高新技術(shù)上市公司創(chuàng)新。

表7 門檻值估計Tab.7 threshold estimation

表8 門檻回歸結(jié)果Tab.8 threshold regression results

為了進(jìn)一步研究冗余資源作為調(diào)節(jié)變量時的作用，加入了冗余資源和董事會異質(zhì)性的交互項后，通過模型（4）對有效樣本分層次進(jìn)行回歸，檢測結(jié)果見表9。

表9 樣本調(diào)節(jié)效果的檢測結(jié)果Tab.9 test results of sample adjustment effect

續(xù)表9

列（1）檢驗了加入調(diào)節(jié)變量冗余資源后，教育水平異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新作用的顯著性增強；列（2）的擬合度在引入兩者交互項后有所上升，交叉系數(shù)顯著為負(fù)，證明冗余資源正向影響二者關(guān)系?？梢姼咝录夹g(shù)上市公司在冗余資源充足時，董事會教育水平異質(zhì)性更會抑制企業(yè)創(chuàng)新，說明在董事會教育程度異質(zhì)性較小的情況下，企業(yè)能更好地利用冗余資源推動企業(yè)創(chuàng)新。假設(shè)H3a得到驗證。

表9的列（3）檢驗了加入調(diào)節(jié)變量冗余資源后，性別異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，加入兩者交互項后，增加了列（4）的擬合度，交叉系數(shù)顯著為正，反映了冗余資源對二者關(guān)系有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。這說明在冗余資源富余的情況下，中國高新技術(shù)上市公司中的董事會性別異質(zhì)性會增強企業(yè)創(chuàng)新，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新效率。假設(shè)H3b沒有得到驗證，拒絕原假設(shè)。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

從兩個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

（1）用兩階段最小二乘法處理內(nèi)生性問題，變量選取滯后一期的董事會異質(zhì)性和性別異質(zhì)性，再代入回歸模型（1）進(jìn)行回歸，分析董事會異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，驗證結(jié)果與假設(shè)H1a、假設(shè)H1b相同。

（2）重新選擇其他表示企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)，用專利申請數(shù)目加1后的值取對數(shù)計量，代入所有模型回歸后得到的結(jié)果與假設(shè)H1a、假設(shè)H1b、假設(shè)H2、假設(shè)H3a相同，驗證了冗余資源作為調(diào)節(jié)變量，負(fù)向調(diào)節(jié)了董事會性別異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。限于篇幅，檢驗結(jié)果暫不列示。

4 結(jié)論與啟示

通過OLS模型和門檻模型研究了董事會異質(zhì)性、冗余資源對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究表明：董事會教育水平異質(zhì)性、性別異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新均有負(fù)向影響；冗余資源作為調(diào)節(jié)變量，冗余資源程度越高，董事會教育水平異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向影響越強；冗余資源程度越高，董事會性別水平異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向影響越強；女性董事比例與企業(yè)創(chuàng)新呈倒“U”型，門檻值為33.33%，當(dāng)女性董事占比超過33.33%時，就會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。

（1）選拔董事會成員時應(yīng)將教育水平作為衡量標(biāo)準(zhǔn)之一，擁有較高層次受教育水平的成員可以為創(chuàng)新提供專業(yè)的信息分析和思考角度，同一學(xué)歷水平的成員更容易對創(chuàng)新決策達(dá)成共識；董事會成員性別協(xié)調(diào)性也至關(guān)重要，女性董事占比小于33.33%時，適當(dāng)增加女性董事占比有助于提高董事會人力資本和董事會創(chuàng)新決策的有效性。尤其對于處于發(fā)展上升階段的高新技術(shù)企業(yè)，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)的核心競爭力，而董事會成員的內(nèi)部知識和資源廣度對于企業(yè)創(chuàng)新顯得更為重要。

（2）冗余資源的作用不容小覷，為企業(yè)創(chuàng)新提供保障。冗余資源可以在面臨政策或市場變化時發(fā)揮保護(hù)企業(yè)的作用，但也可能對高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新過程造成不利影響。面對復(fù)雜的外部環(huán)境，應(yīng)控制冗余資源的規(guī)模，合理配置冗余資源。