董事會治理對企業創新投入的影響

王蘭珠

摘要：本文以2012年我國A股制造業上市公司為樣本，考察了董事會治理與企業創新投入之間的關系。實證研究發現，在控制企業規模、企業年齡、行業、企業能力、市場化程度、實際控制人這些主要相關變量之后，董事長與總經理兩職合一與企業創新投入顯著正相關，而董事會規模與企業創新投入顯著負相關。

關鍵字：董事會治理；創新投入；中國上市公司；實證研究

一、引言

隨著市場競爭環境的變化，企業必須不斷提升自身可持續發展能力以謀求生存，而加強技術創新是企業發展的最佳途徑。我國政府在2006年初頒布的《國家中長期科學和技術發展規劃綱要（2006-2020年）》中規定：“到2020年，全社會研究開發投入占國內生產總值的比重提高到2.5%以上。”[1]但是中國許多企業的創新投入根本達不到國際認定的企業最低生存標準，如何有效提高我國企業的技術創新能力這一問題已經受到政府、企業與學術界的高度關注。

創新是一種投入較高，周期較長，不確定性較大的活動，影響創新投入的因素眾多。宏觀方面主要包括國家政策、外部法律、產業特征以及地區環境差異等因素,微觀方面主要包括公司治理、企業規模、企業戰略等因素。其中公司治理是現代企業制度的核心，對企業技術創新產生重要影響。董事會作為公司治理結構中最重要的部分，必須對公司的整體運作負責，是公司的最高控制系統，一個高效的董事會是企業開展創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構，考察董事會治理水平對企業創新投入的影響。

二、文獻綜述與假設提出

（一）董事會規模

Eisenhardt和Sehoonhoven[2]、徐偉等[3]研究發現董事會規模和R&D;投入強度顯著正相關，而Rao&Lee-Sing;[4]、Hitt等[5]、徐金發和劉翌[6]、張子峰[7]等學者卻認為董事會規模越大，公司的研發投入水平越低。Zahra[8]實證發現董事會規模與企業創新存在顯著的倒“Ｕ”型關系。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關系。

隨著董事會規模的擴大，成員之間的溝通和協調必將變得復雜，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生一些不必要的矛盾，從而錯失好的研發項目；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的創新投入產生不利影響，因此提出假設一：董事會規模與創新投入負相關。

（二）董事長和總經理兩職分合狀況

張宗益和張湄[12]認為董事長和總經理兩職兼任會促進企業的研發投資；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R&D;投入，能夠創造更高公司價值。Zahra[8]、徐金發和劉翌[6]、趙旭峰[10]的研究卻發現兩職分離更有利于企業創新。

董事長和總經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；在高度不確定的環境中，身兼兩職的高管人員有更多的創新自主權，從而能夠作出更高效、更一致的決策來應對環境變化，有利于企業的創新活動；同時，兩職合一可以減少董事會和經理層的矛盾沖突，增強目標的一致性，使政策得以更好地貫徹。由此提出假設二：董事長和總經理兩職合一有利于創新投入。

三、研究設計

（一）樣本選取

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

（二）變量說明

1、被解釋變量

創新投入：創新投入不僅由公司規模決定，而且受到當年經營狀況的影響。因此，為了剔除以上因素的影響，本文選取研發支出/主營業務收入來定義創新投入。

2、解釋變量

本文選取董事會規模和董事長與總經理兩職分合狀況作為解釋變量。其中董事會規模由董事會成員人數來衡量；董事長與總經理兩職分合狀況設為虛擬變量，董事長兼任總經理為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，選取企業規模、企業年齡、行業、企業能力、市場化程度、實際控制人作為控制變量。其中，企業規模選用企業的營業收入以及營業收入的平方項來表示；企業年齡就是企業上市年限，具體計算方法是將企業上市日期距離數據統計截止日期的天數除以365并且四舍五入；行業選取制造業上市公司前兩位行業代碼，由于C2與C9類別公司數目較少，所以二者合并；企業能力選取考察企業盈利能力的營業利潤率和償債能力的資產負債率來表示；市場化程度以上市公司注冊所在地為標準，采用樊綱地區市場化指數；當企業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、模型設定

基于文中第二部分提出的假設，本文構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、描述性統計分析

表3：描述性統計

由表3可以看出：上市公司創新投入的均值0.04，標準差為0.03，最大值為0.53，最小值為0，說明樣本公司在創新投入水平上存在較大的差異，而且平均水平偏低,與發達國家相比,差距相當明顯。控制變量中資產負債率的均值和中值分別為0.35和0.32，營業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嚴重偏態，較好的服從正態分布，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關系分析

表4：RD與其他變量之間相關分析

表4中的皮爾遜相關系數顯示：董事長與總經理兩職合一與創新投入在1%的顯著水平上正相關，董事會規模與創新投入在1%的顯著水平上負相關，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，企業規模與創新投入在1%的顯著水平上負相關，結合企業規模的二次項，表明企業規模與企業創新并非是單調遞增或單調遞減關系,而是存在“U”型關系；同時，創新投入與企業年齡、資產負債率在1%的顯著水平上負相關，與營業利潤率和市場化程度在1%的顯著水平上正相關。

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果。模型1只是創新投入與企業規模、公司年齡、資產負債率、營業利潤率、市場化程度的回歸，模型2在此基礎上加入了行業虛擬變量，模型3又加入了公司實際控制人的二分變量。模型1的回歸結果顯示：企業規模與創新投入在1%的顯著水平上負相關，但是其平方項卻顯著正相關，表明了二者之間的“U”型關系，說明并不是公司的規模越大，創新投入就越多，而是存在一個臨界點。另外，企業年齡、資產負債率與創新投入在1%的顯著水平上負相關，營業利潤率、市場化程度與創新投入在1%的顯著水平上正相關。模型2加入行業變量后，以上結論并未發生變化。模型3加入公司實際控制人，顯示出其與創新投入在1%的顯著水平上正相關，說明民營企業創新投入強度要高于國有企業。

模型4在模型1的基礎上加入解釋變量，結果顯示：董事會規模與創新投入在1%的顯著水平上負相關，說明董事會規模的縮小有助于提高企業技術創新水平，形成創新決策，本文的假設一得到驗證。董事長與總經理兩職兼任情況與創新投入在1%的顯著水平上正相關，說明董事長與總經理兩職合一更有利于企業的發展，也使得企業在創新方面的投入加大，驗證了本文的假設二。模型5加入行業變量后，結論沒有發生變化。模型6在此基礎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生改變，說明模型具有一定的穩定性。

表5：回歸分析[ 由于篇幅限制，行業虛擬變量的回歸結果未在表中顯示

四、研究結論與建議

本文以2012年我國A股制造業上市公司為樣本，構建回歸模型進行研究，考察了董事會治理與企業創新投入之間的關系。研究發現，在控制主要相關變量的基礎上，董事長與總經理兩職合一與創新投入顯著正相關；董事會規模與創新投入顯著負相關。

本文的發現和研究結論具有重要的政策含義。從董事會治理的角度看,上市公司實行規模較小、董事長與總經理兩職合一的董事會治理安排，能夠更加有效地提高企業創新能力,促進企業的發展。

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