董事會特征對科技型企業研發投入的影響研究

陳 健，胡 美，賈 雋

（西安工業大學，陜西西安 710021）

1 研究背景

科技創新是一個國家經濟增長的重要驅動力，研發投入是企業科技創新和保持持續競爭力的基礎。2019 年我國研發投入為22 143.6 億元，比上年增長12.5%，增速較上年加快0.7%，連續4 年實現兩位數增長，再創歷史新高。作為科技創新的載體，研發活動決定著一個企業甚至一個行業的可持續發展能力，進而影響經濟發展的質量。近年來我國高度重視科技創新，凝聚和培養了一大批創新能力強及具備國際競爭力的高科技企業。

通過保持研發投入的強度，搶占科技制高點，保持企業競爭力，是科技型企業重要的發展戰略和風險決策，華為、恒瑞醫藥等公司的強勁發展就是典型的例證。科技型企業研發投入規模受到多種因素的影響，其中內部因素包括高管個人或團隊特征、高管薪酬激勵、股權集中度等；外部因素包括分析師關注、金融市場發展以及銀行等。研發投入往往在科技型企業決策中占有重要的位置，從而受到董事會、大股東的高度關注和影響。

研發投入是科技型企業重要的戰略和風險決策，決定了其持續的競爭力。但不同科技型企業董事會的特征不同，其教育背景、知識結構、對技術前沿的把握、冒險精神、風險承受能力、權力的配置結構等不同，董事會對于研發投入前景和風險的認識不同，在決定研發投入金額時會有很大的差異。而前人在董事會特征和研發投入方面的研究相對較少，缺乏對于技術董事、女性董事等與研發投入關系的研究。

因此，本文基于前人的研究、現實分析和理論推演，構建了董事會特征和研發投入關系的理論模型；并在滬深交易所科技型上市公司數據的基礎上，對董事會的年齡、性別、技術背景、受教育程度等特征變量與研發投入的關系進行了實證研究。本文的研究填補了董事會特征與研發投入關系方面的研究空白，豐富了該領域的研究文獻；在現實中對如何通過公司董事會結構的變化，來推進公司研發投入和科技創新提供了參考。

2 文獻回顧

2.1 獨立董事比例與企業研發投入的關系

已有文獻大致分為兩類觀點，一種觀點認為其對企業研發投入表現出正相關關系；另一種觀點認為其對企業研發投入無明顯的影響關系或者表現為負向相關關系。Chouaibi 等［1］、張宗益等［2］、溫軍等［3］、王思薇等［4］從代理理論角度出發，認為獨立董事在監督經理層行為方面起重要作用。中國上市公司治理結構不完善，內控現象嚴重，外部董事不參加企業日常管理與經營，獨立董事可站在客觀公正的立場上及時識別和限制不當行為的發生。同時資源依賴理論認為獨立董事大多為專家、高校學者，憑借自身不同的知識背景與技能經驗,為企業提供法律、財務及相關方面的專業性知識，有效處理外界的不確定性,合理配置可利用資源在研發創新活動中。實證研究發現董事會中獨董占比大的企業研發投入顯著高于獨董占比低的企業。

相反，現代管家理論認為過高比例的獨立董事可能適得其反，其監督效應受邊際收益遞減規律的約束。獨立董事可能因為時間有限、業務繁忙未對企業研發信息進行透徹了解，在決策過程中易出現“搭便車”現象。David［5］研究發現獨立董事與企業研發創新無相關性。黃蕾［6］研究發現獨立董事比例處于高、低競爭度行業中與企業研發創新水平相關性均沒有通過檢驗。孫早等［7］研究發現董事會中獨立董事占比增加不能明顯改善企業的研發投資決策，現階段出現一些“獨董不獨”“官員獨董”等不合理現象，一些公司設置獨董職位只是為了滿足監管要求，未發揮應有作用。

2.2 高管年齡結構特征與企業研發投入的關系

從心理學角度出發，年紀大的高管思想更守舊，易奉行低增長戰略與規避創新風險［8］。Norburn［9］以英國354 家最大公司的董事為樣本，研究發現董事越年輕，越易接受新鮮的事物，提供的政策意見具有創新性，更易觀察企業所處內外部環境的變化，嘗試一些研發創新行為。劉運國等［8］研究發現不同年齡階層的高管,在職期間對研發支出的影響存在不同程度的顯著差異。基于學習理論,年紀大的高管由于身體條件有限，對新思想或新行為的接受程度表現出很大的困難，不愿接受組織變革帶來的機遇與挑戰，研發動機大幅度減弱，同時又因為研發支出會相應減少企業的當期收益，且投資回報的周期時間長，使得馬上退休的他們不能立刻享受到短期報酬與紅利；與之相反，年紀比較小的企業高管沒有這個顧慮，針對職業和財務安全會想得比較長遠，在職期間更愿意增加研發支出。

2.3 董事會成員人力資本特征與企業研發投入的關系

人力資本理論提出勞動力因質量不同，其勞動生產率亦不同,對生產的貢獻程度也就不同,因此提升國民經濟的一個關鍵點在于提高相關勞動人員的質量水平。Datta 等［10］研究認為一個人的受教育程度水平與其知識架構、技能水平、迅速分析信息并做出反應處理的能力之間存在正相關關系。接受教育的層次不同側面決定了研究對象的個性特征、認知風格以及價值觀的不同。

（1）董事會成員教育水平與企業研發投入的關系。高階梯隊理論認為，管理層的受教育程度可能影響其知識面、關系資源、市場感知能力以及監督有效性等因素的寬度與深度，進而影響企業的研發投資決策。

吳洋［11］采用問卷調研的形式，對重慶市內70家企業進行小樣本調查研究后，發現在企業構成中技術董事的職業素養和工作經歷都有助于提升企業的研發創新能力。周建等［12］研究發現兩者呈正相關關系，受教育程度高的董事具備較強的分析與獲取信息能力、高的社會關系網絡層次，可選擇多種渠道獲得關于企業研發決策的相關信息，促進了企業的研發創新活動。Dalziel 等［13］、Bantel 等［14］實證研究發現更高教育背景的董事愿意通過增加企業的研發投入促進企業進一步發展，一個高學歷的管理團隊會更偏好于難度大、高復雜度的研發戰略活動。

（2）技術董事與企業研發投入的關系。技術董事是指具備某一方面專業知識與過硬的技術本領，并可以充分運用其專業技術優勢熟悉企業的發展方向，以及在日常經營快速準確做出判斷并產生相應影響程度的董事。其本身特有的隱性知識才能，不只為個人的專有資源，更是企業舉足輕重的無形資產財富，提高了企業研發能力。高階梯隊理論認為，具備專業理論與技能的高級管理人員，能夠在企業日常管理過程中樹立較高的威信和形成較強的學習創新能力，提高企業科技研發投入的決策水平［15］。

Suzuki［16］研究發現技術董事努力獲取技術信息以及社會環境的相關信息，根據其知識架構考慮是否進行研發活動。技術董事是支持企業研發的關鍵人物，可提高企業的研發投入活動的產出效率。Hartley［17］研究發現首席技術董事的作用在促進研發創新和財務改善方面均有效。大型公司的技術董事比小型公司的技術董事可提供的資源更多，產生更大的影響力。技術董事可以幫助公司內部其他高級管理人員了解技術問題，并有效地進行溝通和謀略，對于沒有技術背景或相應培訓的高管組織是極大的受益，為企業中技術董事職位的設立與延續提供了文獻支持。龔紅等［18］認為技術獨立董事更關注企業的長遠發展，能夠整合企業內外部資源，為創新決策提供專業性的咨詢和建議，可以發揮專家效應，促進企業創新績效的提升。

胡元木［19］經過研究發現在上市公司中董事會成員存在技術董事的企業，研發創新產出效率會更高。如果企業董事會成員中既有技術獨立董事，還有技術執行董事，那么企業的研發創新產出效率會得到極大的提升。王光榮等［20］經過研究發現在董事會中設置技術連鎖董事會提升企業的研發創新投入以及企業的科技創新能力，對企業的長遠發展起到了正向引導和影響作用。國有控股公司技術連鎖董事的研發創新效應更強。高琛［21］、劉中燕等［22-23］研究發現技術董事的存在會促進企業在研發創新方面的投入。王思薇等［4］研究發現擁有技術背景的董事占比對中國流通業上市公司的技術創新具有顯著的正向促進作用。

2.4 女性董事與企業研發投入的關系

對于女性董事的研究，無論從人力資本差異論角度還是自我性別感知論角度出發，均認為女性董事的人力資本儲備較少，不適宜進入董事會，增加了女性行使董事權利的難度。大多文獻是研究女性董事對企業業績等方面的影響，而對關于企業研發投入方面的文獻很少。學者們在性別比例的研究方向上也多以女性高管作為研究樣本對象，而且研究結論都比較一致，即在企業的研發創新投入上，女性高管表現出明顯的負向影響作用。

Powell 等［24］研究不同性別差異在企業戰略決策中的表現，認為女性對風險的厭惡程度與規避程度更高，在金融決策的環境中男女因為性別差異采取的策略大相徑庭。Blake 等［25］研究發現女性董事對于研發創新活動未表現出明顯的積極性。Rowley［26］研究認為，企業決策過程中，女性董事大多偏好風險規避，傾向于減少企業的創新投入，導致企業的創新成果相對減少。

謝霏等［27］、張盟盟［28］從不同的視角出發，其一側重于研究女性高管對企業研發投入和創新產出發揮了什么樣的作用，其二側重于研究高管團隊相應特征對企業研發投入強度發揮怎樣的影響機制作用，兩者均發現女性高管顯著抑制了企業創新程度的發揮，得出女性高管在企業進行研發投入活動發揮了負面作用。程菓［29］將女性董事進行分類，研究發現家族女性董事對企業研發創新投入呈現出負向效應，非家族女性董事對企業研發創新投入呈現正向影響。吳贏等［30］研究發現女性董事顯著地減少了企業的研發投入。

2.5 董事會激勵特征與企業研發投入的關系

（1）董事持股比例與企業研發投入的關系。根據Ansoff［31］提出的協同效應，企業中董事會成員所持股票比例情況與企業研發投入呈比較明顯的正向相關關系。董事持股比例是企業內部激勵董事的一種表現方式，董事持股有利于其與股東達成長期的利益戰略聯盟，督促董事積極參加到公司的各種戰略決策中去。隨著身份的轉變，董事會選擇主動監督戰略決策的執行情況。適度的董事持股比例，一方面可使董事積極履行工作內在化，另一方面可避免“隧道行為”及“內控現象”的發生。李永壯等［32］、郭蘇敬［33］、計小雪［34］研究表明董事持股促進了公司的研發創新活動，董事會持股比例數值越大，企業研發創新強度越大。Baysinger 等［35］研究發現通過董事持有企業股票可提高董事會相對于總經理的獨立性，有動機密切監視高層管理人員的決策，更愿意投資于風險較大的研發項目。Balkin［36］發現對于董事采取股權激勵可提高企業研發活動的積極影響。

（2）董事薪酬水平與企業研發投入的關系。從董事會成員出發，在企業中領取現金報酬，一方面彌補了其進行研發投入決策時所面臨的巨大的風險和辛勤勞動付出，另一方面增強了其與企業的利益關聯，作為一種監管經理層的重要激勵手段。從激勵理論與期望理論出發，如果企業的薪酬激勵機制有失公平與合理性，董事努力工作卻不能換取相應報酬，則其工作的積極性就會大打折扣，甚至會出現不作為現象，相應會影響企業的研發投資活動。

唐清泉等［37］研究發現目前我國上市公司董事仍處于聚集自身財富階段，短期薪酬更符合其偏好，有強烈的吸引力。Murphy［38］研究發現一種明顯降低內部代理成本的措施即為規劃薪酬合約，薪酬水平的提高有利于管理層提升代理效率。Nakahara等［39］研究發現對經營者進行相應薪酬激勵是促進企業技術創新多個變量因素中最重要的一個變量。Lin 等［40］研究發現高管薪酬激勵對民營制造業的研發支出起顯著的正向促進作用。計小雪［31］的研究發現董事會薪酬水平越高，研發投資密度越大。胡元木等［41］研究發現上市公司中技術獨立董事的深厚專業技術背景與獨立身份可以有效監控大股東發生的一系列利益侵占行為，并且薪酬極大地促進監督作用的發揮。

2.6 文獻評述

現有文獻主要從董事會結構特征、行為與激勵特征方向來展開研究，通過影響董事會內部成員監督、咨詢等職能的發揮，繼而對公司創新和研發投入產生影響；大多學者僅從某一要素角度出發探究董事會特征對公司績效或者研發投入之間的關系，且因為選取研究樣本和采用的統計回歸方法的差異性導致某個董事會特征對研發投入的影響方向不一致。本文基于前人研究基礎對董事會特征的概念進行重新整合與分類，添加了技術董事相關特征、女性領導權結構特征、年齡結構特征、人力資本特征，創造性結合以往文獻中董事會激勵性特征與技術董事特征變量來研究董事會中技術董事的激勵特征對企業研發投入產生何種影響。在女性特征方面，大多已有文獻從女性高管的角度出發研究其對企業研發投入的影響，本文單獨將女性董事占比作為董事會中女性領導權結構特征的象征變量。

已有文獻在年齡結構特征上多從董事會董事的平均年齡展開，本文創造性地根據聯合國世界衛生組織（WHO）對年齡段的劃分標準，劃分為三階段即青年董事、中年董事、老年董事，研究董事會中青年董事對企業的研發投入是如何影響的，同時對技術董事的平均年齡也做了相應研究。人力資本特征采用三變量來衡量，已有文獻大多從董事會平均受教育程度出發，本文在受教育程度的基礎上，提出董事會中碩士以上學歷董事占比與技術董事占比兩個變量對其人力資本特征進行豐富與完善。

3 研究設計

3.1 研究假設

Hambrick［42］研究發現高管的不同特質及其經歷影響著企業的經營管理和戰略決策，女性相對男性而言更加厭惡風險。對于研發等風險較大的戰略決策，女性董事會盡量避免，降低研發投入。Waston等［43］研究發現，女性因為厭惡風險，投資更少。女性對風險的感知注意事前監督，起到風險預防作用。從生理特征來說，女性體內影響風險決策的單胺氧化酶水平更高，使得女性更傾向于風險規避。所以本文提出假設1，女性董事占比負向影響企業研發投入。

假設H1：董事會中女性董事人數占比越高，企業研發支出占營業收入的比例就越低。

從心理學角度看，年長的高管思想上偏于保守，更傾向于奉行低增長戰略和規避創新風險，年輕董事更喜歡冒險，愿意變革創新，更可能進行研發投入。Hambrick［42］研究發現年長的CEO 在做研發決策時，屬于風險厭惡型投資者，接受能力較差，對R&D 投資活動通常持消極態度。Barker 等［44］研究發現平均年齡較大的團隊，傾向于選擇回避風險，接受新事物的程度低，更關注自身經濟利益和職業穩定性，選擇風險小的戰略決策。平均年齡較小的團隊具有更強的適應能力和創新力，積極進取，敢于承擔風險，愿意冒險進入新市場、新行業以獲取超額收益。本文提出假設2，董事會成員中青年董事占比正向影響企業研發投入。

假設H2：董事會中青年董事人數占比越高，企業研發支出占營業收入的比例就越高。

技術董事年齡的不斷增長，其技術研發知識與經驗也處于不斷積累過程中，研發能力與日俱增，與時俱進識別市場機會，降低技術研發創新失敗概率，為企業贏得發展先機、實現快速成長。但是，伴隨年齡的增長，其個人的風險偏好、對事物的看法態度以及對研發戰略的選擇也在發生改變。年齡的增長一方面會帶來個人知識與經驗的積累，另一方面會造成學習力的下降，不能及時更新其儲備的知識結構，變通能力減弱。更傾向于保持目前現狀，對于將來的一切改變機會產生抵觸心理，采取風險規避的態度。研發活動過程中其收益巨大的不確定性會使得年長的技術董事更易退縮與顧慮，進行決策時處于保守狀態，易出現短視行為；而年紀小的技術董事有初生牛犢不怕虎的沖勁與強烈的事業心，樂于接受挑戰，更愿意承擔研發投資的風險，參與研發設計工作的執行、督促和指導，帶領企業向技術前沿方向發展。因此提出假設3，技術董事平均年齡負向影響企業研發投入。

假設H3：董事會技術董事平均年齡越大，企業研發支出占營業收入的比例就越低。

高素質的董事團隊利用每個成員的知識儲備結合專業技能，及時做出判斷，迅速調整戰略，更加重視創新能力。周建等［12］研究發現企業決策者的受教育程度越高，越能掌握該行業先進的技術，越能有效處理與專業相關的技術問題，他們能更好地面對高度不確定性的投資戰略，在快速競爭中更迅速把握和識別創新機會，促進企業的創新活動。文芳等［46］以中國上市公司 1999—2006 年的 R&D 投資數據為樣本，研究發現高管所受教育水平對公司R&D 投資強度有顯著的正向影響。因此提出假設4，董事會成員的受教育程度正向影響企業研發投入。

假設H4：董事會成員受教育程度越高，企業研發支出占營業收入的比例就越高

細分為以下兩個假設進行研究；

假設H4a：董事會成員的平均受教育程度越高，企業研發支出占營業收入的比例就越高；

假設H4b：董事會成員中碩士以上受教育程度占比越高，企業研發支出占營業收入的比例就越高。

技術董事的專業知識和豐富的工作經驗能夠為公司提供更多的技術資源，可快速甄別出好的研發活動，提高董事會研發活動投資決策的質量。技術董事對于企業未來的技術發展方向和規劃存在較明確的認識，一方面降低研發項目中的不確定性和風險，另一方面深刻認識到資金對企業研發的重要性，更愿意進行產品或技術創新投資［46］。何強等［47］研究提出技術董事通過提高董事會的創新偏好，增強了企業研發投入動力。Hillman 等［48］研究認為技術董事同時擁有實施創新戰略的權力，能夠合理配置企業資源，避免無效和低效創新浪費寶貴的研發投入，進而提高企業研發成功率和研發效率。例如：一些工程技術專業的專家適合作為特定行業的董事。如某電動車公司聘請一位研究電動車或電池的專家作為董事，會對該公司的技術模式和商業模式的創新產生巨大作用。因此，本文提出假設5，技術董事占比正向影響企業研發投入。

假設H5：董事會技術董事占比越高，企業研發支出占營業收入的比例就越高。

根據理性經濟人假設，企業運用一定的激勵手段可增強技術董事認真履行其職責的動力，在我國目前市場的背景下，薪酬激勵組織形式上，大多數企業多以現金方式付給董事相關薪酬。結合以往的文獻研究高管薪酬與研發投入之間的關系，多位學者如田元飛等［49］、皮永華等［50］、徐宗宇等［51］提出高管激勵和研發投入之間是正相關關系，高管薪酬水平的增加可以促進研發投入強度的加大。由此本文提出假設6，技術董事薪酬激勵正向影響企業研發投入。

假設H6：技術董事薪酬激勵越高，企業研發支出占營業收入的比例就越高。

股權激勵的內在約束性體現在其給董事帶來巨大的失敗成本，通過長期的股權激勵計劃誘惑董事對其特質性人力資本進行投資，在科技型企業依賴于其人力資本提高生產率的同時，加大了技術董事離開科技型上市公司的失敗成本。持股比例的增加將技術董事的切身利益與企業的發展聯系起來，與股東形成利益共同體，降低代理成本。董事會技術董事股權激勵能夠增董事會加與股東利益一致性的協同效應。丁文寧等［52］研究發現高管持股比例的增加有利于研發投入的增加。因此，本文提出假設7，驗證技術董事持股比例與研發投入的關系。

假設H7：董事會技術董事持股比例越高，企業研發支出占營業收入的比例就越高。

高質量的獨立董事參與公司決策過程，有利于公司獲取資本，帶來有價值的外部視野。一方面從代理理論角度出發，獨立董事獨立于上市公司經理層,帶來客觀的觀點，沒有生意或者某種關系能夠影響其獨立地對企業進行政策建議和監督管理。另一方面從資源依賴理論出發，獨立董事提高了董事會技術創新的決策質量［3］，為決策制定程序增加價值。

假設H8：獨立董事占比越高，企業研發支出占營業收入的比例就越高。

3.2 數據來源和樣本選擇

本文的研究使用的數據包括董事會、監事會高管個人特征數據和企業研發投入數據。數據主要來自 CSMAR 數據庫，也有部分是通過上市公司的年報、新浪財經整理獲得。根據OECD 的規定，計算機相關行業、信息技術行業、通信行業、電子行業、生物制藥行業是高科技行業。本文收集三類行業企業研發投入數據，分別是計算機通信和其他電子設備制造業、軟件和信息技術服務業、醫藥制造業共388 家上市公司2014—2019 年6 年數據，共計2 328組觀測值。其中計算機通信和其他電子設備制造業158 家，軟件和信息技術服務業112 家，醫藥制造業118 家。為減少樣本異常值對模型估計結果的影響，對所有連續變量在最高和最低1%的水平上進行縮尾處理。

3.3 實證模型和變量說明

為了檢驗董事會特征對科技型企業研發投入的影響效應，本文構建如下基本計量模型：

式（1）中：β0是截距項，βi是各變量的回歸系數，ε為隨機變量。研發投入RD 為被解釋變量，采用滯后一期研發投入數據。Female、Age、TbAveage、Tb、Edu、DS、DSR、Indep 作為解釋變量，控制變量為Size、First、lev、ROE、Growth、CF。控制時間、行業效應，建立多元線性回歸方程。涉及變量如下:

研發投入（RD）。借鑒Olivier 等［54］、周艷等［55］的做法，選取年報當中披露的研發支出與當年的營業收入的比值表示，能夠較好地顯示出企業愿意從營業額中取出多少資金用于研發，體現了企業進行創新的主動性。本文穩健性檢驗借鑒劉運國等［8］的做法，采取RD1 即（研發支出/總資產）來作為企業研發投入的代理變量。

女性董事占比(Female)。用女性董事成員占董事會成員總數的比例來衡量。

中青年董事人數占比(Age)。根據聯合國世界衛生組織劃分標準，44 歲以前為青年，45～59 歲階段為中年，60 歲以上階段為老年，計算董事會中處于中青年年齡階段的董事占比。

技術董事平均年齡 (TbAveage)。借鑒高琛［21］做法計算技術董事成員的年齡均值。

技術董事占比(Tb)。根據董事的簡歷按照技術董事的標準逐個進行篩選，用篩選出的技術董事人數加總占董事會人數的比例衡量。本文借鑒胡元木［19］、高琛［21］等文獻梳理基礎上總結出的對技術背景董事判定標準如下，主要包括以下幾個方面：一是具有教授級工程師、高級工程師、工程師、助理工程師等技術類相關職稱。二是具有研發職業背景或者高校任教、科研機構任職以及協會從事研究等學術背景。三是董事簡歷中顯示該董事從事過技術研究工作或技術管理工作，或者參與過相關研發項目。四是相關研究成果，如擁有發明專利或相關發明獎勵。如果上市公司董事會成員有以上其中任何一項，判斷為技術董事。

平均受教育程度(Edu)。主要借鑒朱焱等［56］、蔣艷輝等［57］測量方法，按照學歷劃分為5 個等級，中專及中專以下學歷取值為1、大專學歷取值為2、本科學歷取值為3、碩士研究生學歷取值為4、博士研究生學歷取值為5。將董事會成員的學歷水平取值相加并除以相應人數，算出董事會平均受教育程度。

受教育程度為碩士及以上學歷占比（Master）。將董事會成員的學歷水平按照學歷劃分為五個等級，借鑒學者張慧等［58］的指標設計中以董事會中學士學歷以上（包括學士學歷）董事的人數占董事會總人數的比例衡量董事會學歷分布指標，本文借鑒選取董事會中受教育程度為碩士及以上學歷占比來作為董事會教育水平的替代變量。

技術董事薪酬(DS)。采用“董事會技術董事薪酬總額”取對數這一指標。

技術董事持股比例(DSR)。采用“董事會中技術董事持股數量/公司總股數”這一比值。

獨立董事占比（Indep）。董事會中獨立董事人數所占全部董事會成員數量之比。

控制變量包括：企業規模（Size），本文采用總資產這種形式來衡量公司規模，數值選擇公司年末資產總額的自然對數。股權集中度(First)，采用第一大股東持股比例表示股權集中度。資本結構(lev)，選擇資產負債率作為其代理變量。成長能力（Growth）采用營業收入增長率來考量成長能力。盈利能力，采用凈資產收益率（ROE）來衡量企業的盈利能力。控制行業因素（Industry）的影響。本文科技型企業公司行業分為三類：軟件和信息技術服務業，醫藥制造業，計算機、通信和其他電子設備制造業。年度（year）為控制研發投入與解釋變量無關的時間變動趨勢，本文通過設置年度虛擬變量來控制對實證結果的影響。當處于該年度時賦值為1，否則為 0。共選取2014 至2019 年6 年的變量數據。現金流量（CF）使用期末現金及現金等價物余額數據占企業總資產比率來衡量。各變量定義如表1 所示。

表1 本研究變量的描述及定義

表1 （續）

4 實證分析

4.1 描述性統計

本文主要研究變量的描述性統計如表2 所示。

表2 本研究變量的描述性統計

從表2 可以看出：

（1）研發投入RD 均值為8%，標準差為0.065，不同公司的研發強度差別較大；研發投入/總資產（RD1）的均值為0.037，科技型企業的研發投資強度不高，約占總資產的 3.7%。總體科技型企業 R&D現狀不容樂觀，能夠維持基本的生存，在市場中沒有其核心競爭優勢，標準差為0.027，體現不同公司研發投入差距較大的現實。

（2）董事會女性董事占比的均值為0.152，最大值為 0.455，科技型樣本內公司的女性董事占比程度不高。

（3）董事會中青年董事占比的均值為0.845，最小值為 0.444，說明科技型樣本內公司的中青年董事占比程度較高，標準差為0.129，科技型公司董事會中84%的董事都是中青年，且差異不大。技術董事平均年齡均值為53.54，表明樣本科技型企業技術董事主要是中年人，研發經驗更為豐富。科技型公司技術董事年齡范圍處于42～71 歲年齡區間段。

（4）董事會成員平均受教育程度均值為 3.76，可看出科技型樣本內公司的董事會成員平均學歷水平在本科以上，董事會成員平均學歷最低在大專以上，最大為博士，總體來看科技型公司董事會成員的素質水平比較高。董事會中有技術背景的成員占比范圍從 9.1%～77.8%，標準差為0.163，均值為0.392，意味著10 個董事中就有近3～4 個人具有技術背景，可能是工程師或研究員等，總體來說樣本區間科技型公司中董事會具有研發背景的董事占比為中等偏低的程度。樣本科技型企業中碩士學歷以上占比的均值為59.4%，說明在10 個董事會成員中約有5 個人員的學歷都是碩士以上，說明董事會中高層次學歷的人才越來越多，董事會的質量也在逐步提高。

（5）從技術董事持股比例來看，持股比例在 0與 57.6%之間，說明持股比例浮動很大，有的公司十分傾向于股權激勵，而有的公司則沒有使用股權激勵這種方式。平均持股比例為 0.103。從董事薪酬來看，董事會技術董事薪酬總額范圍在5 萬元～11.18 萬元，各公司的薪酬激勵差距也十分懸殊。

（6）董事會獨立董事占比的均值為0.381，標準差為0.054，基本符合我國證監會對上市公司董事會成員中至少應當包括三分之一獨立董事的要求。

控制變量方面，公司總資產的自然對數的均值為3.583，標準差為1.001，公司間的規模差距不大；第一大股東持股比例均值為29.7%，標準差為0.127。企業的資產負債率（負債總額/資產總額）的均值為33.5 %，標準差為0.175。科技型企業的償債能力均比較強，企業運營較好。公司的凈資產收益率的均值為0.069，標準差為0.108，證明不同公司的盈利能力差別較大；企業成長性，營業收入增長率的均值為18.1%，標準差為 0.298，最小值為-0.428，最大值為1.474，說明科技型企業的成長能力存在差異，部分企業發展勢頭較好，少數企業呈現出衰退的現象，企業間的成長性差距十分明顯。現金資產比率平均約為18.5%，標準差為 0.124。

4.2 相關性分析

本文采用皮爾遜相關性檢驗對變量間進行相關性分析，詳見表3 和表4 所示。

表3 本研究變量的皮爾遜相關性分析（1）

表4 本研究變量的皮爾遜相關性分析（2）

通過相關性分析結果得出，變量之間的相關性值均小于0.8，說明變量之間無明顯的多重共線性關系。為進一步檢驗，將所有變量進行回歸，回歸后方差膨脹因子VIF 如表5 所示，其值均小于2，遠低于關鍵閾值VIF=10，容忍度均大于0.6。

表5 本研究變量的方差膨脹因子(VIF)分析

表5 （續）

4.3 單因素分析

按照分年度分行業研發投入水平的中位數分別將全樣本分為低研發投入和高研發投入兩組，表6列示了不同組別樣本的董事會特征單變量的平均數和中位數差異。

由表6 中可以看出，低研發投入組的技術董事平均年齡顯著高于高研發投入組，均值檢驗的t值為1.898，中位數檢驗的z值為1.806，在10%水平上顯著，說明技術董事平均年齡與企業研發投入負相關，初步驗證了假設三。低研發投入組的技術董事占比、平均受教育程度和碩士及其以上學歷占比、薪酬激勵、股權激勵、獨立董事占比在均值檢驗和中位數檢驗中，均顯著低于高研發投入組，其顯著性水平均為5%以上，說明這些變量的提高有利于企業研發投入的提升，以上結果初步證實了假設四至假設七。然而，女性董事占比、中青年董事占比未能通過均值檢驗和中位數檢驗，需在后續實證分析中作進一步驗證。

表6 研發投入低組和高組的均值、中位數差異

4.4 回歸結果與分析

本次研究選用最小二乘估計方法來進行基準模型回歸。控制行業效應與年份效應，為了解決董事會特征可能會對企業研發投入影響存在滯后情況及內生性問題，本文選取滯后一期的研發投入數據進行回歸檢驗。回歸系數估計均使用異方差穩健性標準誤以解決可能存在的異方差問題導致的系數估計值存在偏差。回歸估計結果如表7 和表8 所示。

表7 董事會特征對企業研發投入的多元回歸估計結果（1）

表8 董事會特征對企業研發投入的多元回歸估計結果（2）

表8 （續）

模型1～模型9 分別將每個特征變量與企業研發投入單獨進行了回歸，其結果是對模型10 的補充和深化，以清晰反映董事會各特征變量與研發投入的關系。

表7 模型1 中女性董事占比回歸系數為-0.033，在1%水平上顯著，這表明，女性董事占比對企業研發投入強度存在顯著的負向關系，當期女性董事占比使得企業下一年研發投入平均降低約3.3 個百分點。模型 2 中青年董事占比的回歸系數約為0.014，不顯著，未產生預期的激勵效應。模型3 中 技術董事平均年齡回歸系數為-0.001，且在 1%水平上顯著，這表明技術董事平均年齡越大，企業研發投入越少。模型4 中平均受教育程度的回歸系數約為0.019，且在 1%水平上顯著。模型5 中董事會碩士以上學歷占比的回歸系數約為0.020，且在1%水平上顯著。模型6 中技術董事占比的回歸系數為0.026，且在 1%水平上顯著，這表明，技術董事占比與企業研發投入之間存在顯著的正相關關系，使得下一年企業研發投入平均提高約2.6 個百分點。

模型7 和模型8 所示分別為董事會技術董事薪酬與技術董事持股對企業研發投入的回歸估計結果，回歸系數分別為0.007、0.038，且在 1%水平上顯著，即董事會技術董事薪酬激勵越高，技術董事持股比例越高，研發投入越高。模型9 中獨立董事占比的回歸系數約為0.109，且在1%水平上顯著。模型10為所有董事會特征對企業研發投入的多元回歸估計結果，可知，女性董事占比、技術董事平均年齡、平均受教育程度、薪酬激勵、股權激勵、獨立董事占比、回歸系數均在10%及其以上水平顯著，中青年董事占比、技術董事占比未通過顯著性水平檢驗。整體回歸中，技術董事占比表現出不顯著，可能的原因在于科技型上市公司近年來技術董事人員的總體比例相對較低，且處于下降狀態。

控制變量中，現金流量的系數顯著為正，說明現金較充裕的科技型企業更愿意進行研發投資，具備足夠的資金實力進行外部并購實現企業的技術發展。股權集中度、資產負債率、成長性對企業研發投入影響均顯著為負，意味著股權集中度高、杠桿率越高，研發投入反而越低。資產負債率為負，意味著科技型公司寬松的財務空間、雄厚的自有資金和穩定的財務狀況解除了公司實施研發戰略的后顧之憂。

由于研發投資活動受到宏觀政策和經濟、市場等因素的影響還是比較大的，本文研究僅從董事會治理結構方面進行研究，故方程的擬合優度還是比較不錯的。

4.5 穩健性檢驗

為了驗證本文研究結論的穩定性，采用替換因變量的方法進行穩健性檢驗，本文選擇用RD1，即研發投入支出÷總資產來代替研發投入（RD）去度量科技型公司的研發創新投入。回歸結果得到的結論與前文結論基本吻合。有差異的是股權激勵的回歸系數分別為-0.001，不顯著（由于篇幅所限，表格在此未列出）。

異方差檢驗：本次研究以1/e 作為權重，通過加權最小二乘法來避免回歸中可能存在的異方差現象，進一步對模型進行回歸檢驗。驗證結果顯示，董事會特征各變量對研發投入的檢驗結果無明顯的差異變化。

5 主要研究結論與啟示

本文研究了董事會特征與科技型企業研發投入的關系。本文的研究填補了技術董事與研發投入之間關系的研究空白，研究發現董事會中技術董事平均年齡與企業研發投入存在顯著負向關系，即董事會中技術董事平均年齡越大，科技型企業研發投入越少。技術董事占比與研發投入呈顯著正向關系，即技術董事在董事會中人數越多，研發投入越多。技術董事薪酬激勵與研發投入呈顯著正向關系，即技術董事薪酬激勵越大，研發投入越多。但董事會中技術董事持股比例與研發投入的關系并不顯著。董事會中女性董事占比與企業研發投入顯著負相關，即董事會中女性董事占比越大，科技型企業研發投入越小。本文提出中青年董事占比這一變量，但研究發現中青年董事占比與企業研發投入（RD）不存在顯著關系，假設未得到證實。

與之前學者尚洪濤等［58］的研究結論一致的是，董事會的受教育程度對企業研發投入顯著正相關；董事會中獨立董事占比與研發投入呈顯著正向關系；董事會中技術董事占比與企業研發投入顯著正相關，董事會中技術董事占比越大，研發投入越大。

從影響程度來看，綜合比較各特征變量對應的回歸系數，董事會女性領導權結構特征對科技型企業研發投入的負向影響程度最大。從正向影響程度來看，董事會內部獨立特征的回歸系數對科技型企業研發投入的影響程度最大，其次為董事會人力資本特征、技術董事激勵特征。

通過上述研究,本文就如何通過調整董事會人員結構，以促進科技型企業研發投入，提出以下啟示和建議：

（1）合理建構和優化董事團隊結構。由董事會中青年董事占比對科技型企業研發投入影響不明顯，得知不應過分關注董事會中年輕董事的占比。但由于技術董事平均年齡對科技型企業研發投入負向影響。應盡量選拔那些相對年輕、有研發經驗與經歷的技術董事進入董事團隊。聘任董事應注重董事的受教育程度和技術背景，提高董事會中具備科學工程背景以及研發工作背景的董事所占比重。

（2）女性董事對研發投入更為謹慎和保守，更傾向于風險厭惡。在科技型企業中應增強缺乏技術背景的女性董事的研發創新意識，鼓勵女性董事與技術人員的溝通交流，把握與本企業相關研發的特點和技術發展趨勢，在增加研發投入的同時，也能夠控制研發的風險。

（3）建立與企業研發投入戰略收益相匹配的透明激勵機制。技術董事薪酬激勵越大，企業的研發投入越大。實際物質報酬對技術董事更具有吸引力，同時可能易引發短期行為、損害股東權益等行為，應有效避免技術董事因過高的薪酬而增加在職消費只注重短期效益，為自身謀取私利所產生的一些機會主義行為。可選擇在利用公司業績績效增加董事報酬的同時仔細分析所增加報酬的邊際價值，會不會沒有發揮積極的激勵作用，建立與企業研發投入戰略收益相匹配的短期與長期相結合的薪酬機制。

（4）股權激勵是基于股東價值的董事薪酬，是一種改進的公司治理方法。對于科技型上市企業的股權激勵如何操作應明確其步驟方法。第一，明確科技型上市公司戰略和激勵目標。股權激勵的目標應是提高公司對核心科研人才的吸引力，鼓勵技術人才在企業內專注進行技術創新及研發活動。第二，選擇激勵機制相對應的工具和實施范圍。第三，對公司和股權的價值評估，對于科技型上市公司采用市場價值法。第四，決定授予對象的授予額度。由其公司價值和股權價值，按照公司戰略決定的各個崗位授予原則決定。對于科技類知識型企業，核心競爭力為技術董事，因此技術董事要給予一定的股權激勵，激發其研發熱情，但持股比例要有度，否則難以處置由于壕溝效應形成的剝奪型公司治理行為。

（5）健全獨立董事制度，確保擁有足夠數量獨立董事。提高獨立董事的獨立性和專業性，讓獨立董事真正發揮專家董事的職能。足夠數量的獨立董事可以有效地提高董事會的獨立性及治理效率，更加客觀地判斷評估高層管理人員，探索更新企業的研發創新戰略決策以及糾正一些操作違規行為。適度的獨立董事人數占比有利于保障其話語權，并將監督及決策參與的作用發揮到極致。