董事會特征、研發投入與企業績效

童 梓

董事會特征、研發投入與企業績效

童 梓

(湖南財政經濟學院,湖南長沙 410006)

以滬深主板和創業板2012—2015連續四年披露研發費用信息的企業為研究對象,主要采用理論和實證分析相結合的方法,發現研發投入對滯后兩年左右的企業績效有促進作用,這種作用在高技術企業更為明顯.引入董事會特征后發現,高技術企業獨立董事比例對研發投入與企業績效關系有負向影響,而這種影響在非高技術企業中并不存在.

研發投入;企業績效;董事會獨立性;調節作用

1 研究背景

1.1 研發投入與企業績效

對于研發投入與企業績效的關系,國內外學者已展開了一定的研究,研究結果基本表明兩者具有正相關關系.在1977年,Hershey和Weygand發現企業研發強度和市場績效顯著正相關,并且其影響可以持續5~10年[1]326-350.Hu,A．-和Jefferson (2003)的研究再次印證了Hershey和Weygand的觀點,而且證明這種正相關關系具有行業差異性[2]51-55.Hiseh等(2003)以1975—1996年間美國醫藥業和化學行業的數據為樣本,也得出相同的結論[3]35-37.王蕾(2013)[4]98-101、何強(2012)[5]87-95、金穎(2008)[6]14-25和楊帆(2014)[7]238的研究都得出了相同的結論.

另一方面,許多學者研究指出研發投入對于企業績效的促進作用不具有同時性.辛云峰(2009)的研究表明企業在前期投入的研發支出能夠提高當期的績效水平[8]70-73,張儉等(2014)的研究發現研發支出與績效水平之間的時滯大概一到兩年[9]51-53.

1.2 董事會特征、研發投入與企業績效

一些學者研究發現內外部經營環境可能對研發投入與企業績效的關系產生較大影響,并嘗試分析董事會特征對其影響.Chung,Wright和Kedia(2003)發現董事會結構對兩者關系具有調節作用[10]238,Wright和Kroll(2002)發現獨立的外部董事影響研發投入與企業績效關系的強度[11]599-608.

2 研究假設提出

研發投入形成的科研成果帶來技術創新,具有壟斷性和排他性的技術能使企業具有持續性的競爭優勢,研發支出的增加將使得企業績效提升.然而研發活動本身又往往受理論和技術發展的約束,成功具有很大偶然性;另外研發活動的效率還受多種因素的影響,所以研發投入為企業帶來的效益往往具有滯后性.綜合以上敘述,提出本文第一條假設:

H1:加大研發投入的指出能夠提高企業績效,但績效的提高具有滯后性.

獨立董事的設立緩解了股東和管理層內部控制而損害企業整體利益的問題.企業獨立董事越多,董事會就越能公正客觀履行監督職能,更有助于企業在研發投資上作出符合股東利益的決策.另一方面,獨立董事一般是某些技術領域的專家,擁有專業知識能力和社會外部資源.故公司擁有的獨立董事越多,就越能做出合理的戰略決策.本文提出第二條假設:

H2:企業的獨立董事比例越高,研發投入與企業績效的正相關關系越強.

3 研究設計

3.1 變量選取

3.1.1 被解釋變量

回顧國內外已有的研究,結合我國的實際情況,本文選取總資產收益率(ROA)來衡量企業績效.ROA等于凈利潤除以平均總資產,表示企業全部資產的獲利能力,總資產ROA越高,獲利能力越強,企業績效也隨之提升.

3.1.2 解釋變量

①研發投入

參考以前學者文獻的基礎上,本文選取研發投入與總資產比值作為研發投入衡量指標,記為研發投入強度.因為本文的研究假設1需要驗證研發投入對企業績效的影響是否有滯后效應,所以本文增加了研發投入強度的滯后項:2015年當年的研發投入強度記為RD_00,滯后一期、滯后兩期和滯后三期的研發投入強度分別記為RD_01、RD_02和RD_03.

②董事會特征

承接前人的研究,選取獨立董事與董事會總人數衡量董事會獨立性,標記為B_INDEPENDENT.

3.1.3 控制變量

在參考以前學者研究的成果的基礎上,本文選取企業規模、資本結構和行業三個變量作為控制變量.以總資產來衡量企業規模,標記為ASSET;以資產負債率來衡量資本結構,標記為LEV;以虛擬變量來反應行業狀況,并按照中國數據統計庫對高技術行業的劃分(當企業屬于高技術行業,虛擬變量值為1,否則,變量值為0),該變量標記為INDUSTRY.

3.2 樣本數據來源

本文選取2015年滬深兩市主板和創業板披露了研發投入信息的企業作為研究樣本,并做了以下處理:剔除ST以及?ST上市公司、金融行業,以及數據缺失的企業.篩選之后最終得到691家樣本企業,最終本文樣本數據為691家企業2015年的截面數據.

本文研發投入企業資本化和費用化研發費用總和,資本化研發投入為“開發支出”本期發生額,費用化研發投入在管理費用明細列示.研發費用和其他數據都來源于國泰安數據庫,經過分析、計算整理后獲得,缺失的研發投入和部分其他數據手工翻閱企業年度財務報告.

本文數據處理采用Excel,數據分析采用計量經濟軟件Eviews9．0及Stata14．0.

3.3 統計描述

表1 變量統計描述

從表1可以看出,四年的研發強度最大值為0.399404,最小值為0,不同企業間研發活動投入差異較大;隨著時間推移,研發投入強度標準差在縮小,隨著經營的成熟和認識的提高,企業之間對研發投入的差距在縮小.四年的研發強度與企業績效ROA均成正相關,并且滯后兩期的研發強度與ROA相關關系最強,這一定程度上反映了二者之間的時滯性.

董事會特征方面,董事會人數在4~18之間,中位數和均值在9附近,說明我國上市企業董事會人數大多數在9人左右.獨立董事比例中位數0.363636,均值0.376773,接近但略高于我國公司法規定的三分之一.

3.4 模型構建

根據本文研究假設和目的,本文構建如下三個回歸模型:

模型1:

ROA＝α＋β1In(ASSET)＋β2LEV＋β3INDUSTRY＋β4RD_0i＋εi

模型2:

ROA＝α＋β1In(ASSET)＋β2LEV＋β3INDUSTRY＋β4RD_0i＋β5B_Features＋εi

模型3:

ROA＝α＋β1In(ASSET)＋β2LEV＋β3INDUSTRY＋β4RD_0i＋β5B_Features＋β6RD0i?B_Features＋εi

模型中β為解釋變量回歸系數,B_Features表示董事會特征,RD_0i?B_Featrues表示董事會特征與研發投入的交叉項.模型1用來檢驗假設1,即檢驗研發投入對企業績效的促進作用和這種作用的滯后性;模型2和模型3分別引入董事會特征和董事會特征與研發投入的交叉項,用來檢驗假設2,檢驗董事會特征是否為研發投入與企業績效關系的調節變量.

本文的實證分為以下幾步:

第一步:將RD_00、RD_01、RD_02、RD

_03分別代入模型1,觀察的系數是否顯著且符合經濟意義;

對每個單獨的董事會特征變量,需經過以下實證分析:

第二步:將四個董事會特征變量分別帶入模型2,若顯著,表示該董事會特征對企業績效有直接影響;

第三步:將董事會特征與研發投入交叉項帶入模型3,若交叉項系數顯著,表明該董事會特征對研發投入與企業績效的相關關系具有調節作用,董事會特征是兩者關系的純調節變量.

第四步:若某董事會特征變量第二步與第三步都不顯著,則將該董事會特征進行分組后分別回歸,檢驗兩次回歸的回歸系數是否有顯著差異,若存在顯著差異,表明該董事會特征是研發投入與企業績效的同質調節變量.

第五步:為了檢驗高技術企業與非高技術企業中,董事會特征對研發投入與企業績效關系的調節作用是否有差異,把樣本數據按照高技術企業與非高技術企業進行分組,通過分組回歸驗證是否具有差異性.

純調劑變量影響預測變量與因變量之間關系的形態或方向,改變斜率;同質調節變量影響因果關系的強度,不同組之間因果關系強度不同.

4 實證結果與分析

4.1 研發投入與企業績效的相關關系

根據之前構建的模型1,分別將研發投入強度及其滯后項分別帶入模型,形成無滯后、滯后一期、滯后兩期和滯后三期的模型.為使結果更可信,最后將四期的研發投入強度帶入模型1,觀察四期研發投入強度系數差異.結果如下:

資產規模越大,企業績效傾向于越好,而資產負債率對企業績效有負向影響,說明企業負債越多,越會對企業績效產生不利影響,這可能是因為負債增加了企業的資金成本.

研發投入對滯后一期、兩期和三期的企業績效都有正向影響,但對滯后兩期的企業績效影響最大.從而假設1得到證實,且確定最優的滯后期為2年.

另外,按照INDUSTRY＝1(高技術企業)和INDUSTRY＝0(非高技術企業)將數據分為兩組,分別做模型1-3的回歸,結果如下:

表2 研發投入與企業績效分組回歸結果

從表2可以看出,高技術企業和非高技術企業回歸模型擬合優度都比較好,研發投入強度的系數顯著為正數,而且在高技術企業中更加明顯.

4.2 董事比例、研發投入與企業績效

將獨立董事比例B_INDEPENDENT分別引入模型2和模型3,結果如下.

表3 獨立董事比例、研發投入與企業績效回歸結果

從表3可以看出,模型2-2中,研發投入RD_ 02的回歸系數顯著為正,但獨立董事比例并沒有通過顯著性檢驗,所以獨立董事比例對企業績效沒有直接影響;模型3-2中,獨立董事比例與研發投入強度的交叉項系數為正,并且在0.10的顯著水平上通過顯著性檢驗,但是引入獨立董事比例與研發投入的交叉項后,研發投入RD_00的回歸系數由正變成了負,可見,獨立董事比例是研發投入與企業績效關系的純調節變量,但調節方向是負向的.

5 研究結論及政策建議

5.1 研究結論

本文在研究研發投入與企業績效關系的基礎上引入董事會特征,得出以下結論.

加大研發投入有利于提高企業績效,但績效的提高具有2年左右滯后性;對于高技術企業,研發投入的增加更能促進企業績效的提升.研發活動投入形成的創新結果對企業的長遠發展和進步起了重要作用,其具有一定的滯后性.高技術企業很大程度上依賴于技術創新,故二者的正相關關系會更顯著.

獨立董事比例對企業績效無直接影響,為研發投入與企業績效關系的純調節變量,且為負方向調節的.這一結論與理論上是相反的,表明獨立董事對于研發活動的投入并未發揮應有作用.

5.2 政策建議

企業的競爭力越來越依賴于技術創新,企業決策層必須意識到研發活動投資的重要性,做出正確的研發投資決策.目前我國的研發活動投入相比于其他國家還比較低,企業缺少資金來源.國家對研發投入較高的企業,要加大扶持力度,為企業研發活動提供更多的支持.

[1]Hirschey,Weygandt．Amortization Policy for Advertising and Research andDevelopment Expenditures[J]．Journal of Accounting Research．1985,23(1)．

[2]袁江麗．我國上市公司研發投入與企業價值的相關性研究[D]．西安:西安電子科技大學,2010．

[3]韋魯已．高新技術企業研發投入與企業業績相關性的實證研究[D]．天津:天津理工大學,2010．

[4]王蕾．研發支出與企業價值的相關性研究[D]．大連:東北財經大學,2013．

[5]何強,陳松．董事會運作,研發投入與公司績效—基于中國制造業上市公司的經驗分析[J]．山西財經大學學報,2012(5)．

[6]金穎．關于高新技術上市公司R&D投入與績效的文獻綜述[J]．無錫商業職業技術學院學報,2008(6)．

[7]楊帆．研發支出與企業績效的文獻綜述[J]．時代金融,2014(2)．

[8]辛云峰．研發支出、企業績效與市場反應—基于中國中小企業板和創業板上市公司的實證研究[D]．北京:財政部財政科學研究所,2013．

[9]朱朝暉．董事會結構特征對R&D投資與上市公司財務績效關系的調節作用研究[D]．杭州:浙江工商大學,2013．

[10]Kee H．Chung,Peter Wright,Ben Kedia．Corporate governance and market valuation of capital and R&D investments[J]．Review of Financial Economics．2013(2)．

[11]Wright P,Kroll M,Elenkov D．Acquisition returns, increase in firm size,and chief executive officer compensation:The moderating role of monitoring[J]．The Academic of Management Journal,2002(3)．

(編校 左葛生)

F272.7

A

1673-0313(2017)04-0114-04

2017-05-14

2014年湖南省教育廳科學研究項目“金融服務功能視角下區域金融深化與經濟發展的空間耦合關系研究”(項目編號:14B031)研究成果.

童梓(1987—),女,湖北黃岡人,助教,碩士,從事企業金融研究.