董事会治理对企业创新投入的影响

王兰珠

摘要：本文以2012年我国A股制造业上市公司为样本，考察了董事会治理与企业创新投入之间的关系。实证研究发现，在控制企业规模、企业年龄、行业、企业能力、市场化程度、实际控制人这些主要相关变量之后，董事长与总经理两职合一与企业创新投入显著正相关，而董事会规模与企业创新投入显著负相关。

关键字：董事会治理；创新投入；中国上市公司；实证研究

一、引言

随着市场竞争环境的变化，企业必须不断提升自身可持续发展能力以谋求生存，而加强技术创新是企业发展的最佳途径。我国政府在2006年初颁布的《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006-2020年）》中规定：“到2020年，全社会研究开发投入占国内生产总值的比重提高到2.5%以上。”[1]但是中国许多企业的创新投入根本达不到国际认定的企业最低生存标准，如何有效提高我国企业的技术创新能力这一问题已经受到政府、企业与学术界的高度关注。

创新是一种投入较高，周期较长，不确定性较大的活动，影响创新投入的因素众多。宏观方面主要包括国家政策、外部法律、产业特征以及地区环境差异等因素,微观方面主要包括公司治理、企业规模、企业战略等因素。其中公司治理是现代企业制度的核心，对企业技术创新产生重要影响。董事会作为公司治理结构中最重要的部分，必须对公司的整体运作负责，是公司的最高控制系统，一个高效的董事会是企业开展创新活动不可或缺的条件。因此，本文重点研究董事会的治理结构，考察董事会治理水平对企业创新投入的影响。

二、文献综述与假设提出

（一）董事会规模

Eisenhardt和Sehoonhoven[2]、徐伟等[3]研究发现董事会规模和R&D;投入强度显著正相关，而Rao&Lee-Sing;[4]、Hitt等[5]、徐金发和刘翌[6]、张子峰[7]等学者却认为董事会规模越大，公司的研发投入水平越低。Zahra[8]实证发现董事会规模与企业创新存在显著的倒“Ｕ”型关系。杨勇等[9]、赵旭峰和温军[10]、王永明和宋艳伟[11]等学者则认为二者不存在显著的相关关系。

随着董事会规模的扩大，成员之间的沟通和协调必将变得复杂，这就会导致问题不能被及时处理；在公司面临重大决策时，个人理解不同往往会产生一些不必要的矛盾，从而错失好的研发项目；同时，董事会人员过多也会使得董事之间相互推卸责任，怠于履行自己的职责。这些都有可能对企业的创新投入产生不利影响，因此提出假设一：董事会规模与创新投入负相关。

（二）董事长和总经理两职分合状况

张宗益和张湄[12]认为董事长和总经理两职兼任会促进企业的研发投资；陈隆等[13]、周杰和薛有志[14]、张子峰[7]的实证研究也都认为两职合一有利于企业R&D;投入，能够创造更高公司价值。Zahra[8]、徐金发和刘翌[6]、赵旭峰[10]的研究却发现两职分离更有利于企业创新。

董事长和总经理两职合一使得董事会具有更强的适应能力，拥有更多的途径获取资源；在高度不确定的环境中，身兼两职的高管人员有更多的创新自主权，从而能够作出更高效、更一致的决策来应对环境变化，有利于企业的创新活动；同时，两职合一可以减少董事会和经理层的矛盾冲突，增强目标的一致性，使政策得以更好地贯彻。由此提出假设二：董事长和总经理两职合一有利于创新投入。

三、研究设计

（一）样本选取

2012年我国沪深两市制造业上市公司共有1551家，其中披露研发支出数据的公司有1373家。剔除交易状态异常、实际控制人数据缺失、治理数据含有缺失值以及营业利润率为负的公司，本文最终选择样本公司1067家。

（二）变量说明

1、被解释变量

创新投入：创新投入不仅由公司规模决定，而且受到当年经营状况的影响。因此，为了剔除以上因素的影响，本文选取研发支出/主营业务收入来定义创新投入。

2、解释变量

本文选取董事会规模和董事长与总经理两职分合状况作为解释变量。其中董事会规模由董事会成员人数来衡量；董事长与总经理两职分合状况设为虚拟变量，董事长兼任总经理为1，否则为0。

3、控制变量

本文借鉴冯根福[15]和赵旭峰[10]的观点，选取企业规模、企业年龄、行业、企业能力、市场化程度、实际控制人作为控制变量。其中，企业规模选用企业的营业收入以及营业收入的平方项来表示；企业年龄就是企业上市年限，具体计算方法是将企业上市日期距离数据统计截止日期的天数除以365并且四舍五入；行业选取制造业上市公司前两位行业代码，由于C2与C9类别公司数目较少，所以二者合并；企业能力选取考察企业盈利能力的营业利润率和偿债能力的资产负债率来表示；市场化程度以上市公司注册所在地为标准，采用樊纲地区市场化指数；当企业的实际控制人为国家时，取值为0，其他为1。

表2：变量说明

（三）实证分析

1、模型设定

基于文中第二部分提出的假设，本文构造出如下基本模型进行研究，模型中各变量符号上文已说明：

RD=n0+n1INCOME+n2INCOME_2+n3LISTDT_YEAR+n4INDCD+n5OPR+n6DAR+n7INDEX+n8CONTROL+n9DS_N+n10DSZ_JR+e

2、描述性统计分析

表3：描述性统计

由表3可以看出：上市公司创新投入的均值0.04，标准差为0.03，最大值为0.53，最小值为0，说明样本公司在创新投入水平上存在较大的差异，而且平均水平偏低,与发达国家相比,差距相当明显。控制变量中资产负债率的均值和中值分别为0.35和0.32，营业利润率的均值和中值分别为0.11和0.08，市场化程度的均值和中值分别为9.38和9.87；解释变量中董事会规模的均值和中值分别为8.78和9。以上这些变量的均值和中值都相差不大，说明这些变量未呈现严重偏态，较好的服从正态分布，并且各自的标准差显示变量具有较大的差异，表明样本具有较好的代表性，不存在严重的选择性偏差。

3、RD与其他变量之间相关关系分析

表4：RD与其他变量之间相关分析

表4中的皮尔逊相关系数显示：董事长与总经理两职合一与创新投入在1%的显著水平上正相关，董事会规模与创新投入在1%的显著水平上负相关，这与本文的预期是一致的，下面通过回归分析进行更精确的检验。

另外，企业规模与创新投入在1%的显著水平上负相关，结合企业规模的二次项，表明企业规模与企业创新并非是单调递增或单调递减关系,而是存在“U”型关系；同时，创新投入与企业年龄、资产负债率在1%的显著水平上负相关，与营业利润率和市场化程度在1%的显著水平上正相关。

4、回归分析

本文进行了六次回归处理，如表5。模型1、2、3是控制变量回归的结果。模型1只是创新投入与企业规模、公司年龄、资产负债率、营业利润率、市场化程度的回归，模型2在此基础上加入了行业虚拟变量，模型3又加入了公司实际控制人的二分变量。模型1的回归结果显示：企业规模与创新投入在1%的显著水平上负相关，但是其平方项却显著正相关，表明了二者之间的“U”型关系，说明并不是公司的规模越大，创新投入就越多，而是存在一个临界点。另外，企业年龄、资产负债率与创新投入在1%的显著水平上负相关，营业利润率、市场化程度与创新投入在1%的显著水平上正相关。模型2加入行业变量后，以上结论并未发生变化。模型3加入公司实际控制人，显示出其与创新投入在1%的显著水平上正相关，说明民营企业创新投入强度要高于国有企业。

模型4在模型1的基础上加入解释变量，结果显示：董事会规模与创新投入在1%的显著水平上负相关，说明董事会规模的缩小有助于提高企业技术创新水平，形成创新决策，本文的假设一得到验证。董事长与总经理两职兼任情况与创新投入在1%的显著水平上正相关，说明董事长与总经理两职合一更有利于企业的发展，也使得企业在创新方面的投入加大，验证了本文的假设二。模型5加入行业变量后，结论没有发生变化。模型6在此基础上又加入了公司实际控制人，形成了本文提出的基本模型，模型的显著性并没有发生改变，说明模型具有一定的稳定性。

表5：回归分析[ 由于篇幅限制，行业虚拟变量的回归结果未在表中显示

四、研究结论与建议

本文以2012年我国A股制造业上市公司为样本，构建回归模型进行研究，考察了董事会治理与企业创新投入之间的关系。研究发现，在控制主要相关变量的基础上，董事长与总经理两职合一与创新投入显著正相关；董事会规模与创新投入显著负相关。

本文的发现和研究结论具有重要的政策含义。从董事会治理的角度看,上市公司实行规模较小、董事长与总经理两职合一的董事会治理安排，能够更加有效地提高企业创新能力,促进企业的发展。

参考文献：

[1]刘军. 国内R&D;问题研究综述[J]. 科技管理研究，2005（12）：277-280

[2]Eisenhardt, Sehoonhove. Organization growth:linking founding team,strategy,environment,and growth among U.S.semiconductor ventures，1978一1988[J]. Administrative Science Quarterly，1990，35（3）：4-529

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[13]陈隆, 张宗益, 杨雪松. 上市企业公司治理结构对技术创新的影响[J]. 科技管理研究，2005（09）：141-145

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[15]冯根福, 温军. 中国上市公司治理与企业技术创新关系的实证分析[J]. 中国工业经济，2008（07）：91-101