潘立生，吳 珂

（合肥工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，合肥 230009）

培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)已成為我國(guó)搶占新一輪經(jīng)濟(jì)和科技發(fā)展制高點(diǎn)的重大戰(zhàn)略部署之一。新一代信息技術(shù)作為七大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)之一［1］，具有技術(shù)與資金密集、研發(fā)周期長(zhǎng)且風(fēng)險(xiǎn)大、管理團(tuán)隊(duì)素質(zhì)高、政府政策資金支持等特點(diǎn)。它并非單一產(chǎn)業(yè)，而是包括多個(gè)產(chǎn)業(yè)及核心技術(shù)在內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集群，這意味著只要其中某項(xiàng)核心科技取得突破，都將牽一發(fā)而動(dòng)全身，引起整個(gè)產(chǎn)業(yè)的革新，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的帶動(dòng)作用將遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出本行業(yè)的范疇。因此，技術(shù)創(chuàng)新成為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)獲取行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要法寶，而研究與開(kāi)發(fā)（Research ＆Development，以下簡(jiǎn)稱(chēng)為“研發(fā)”或“R＆D”）的投入則是技術(shù)創(chuàng)新的源泉。在國(guó)家宏觀政策的引導(dǎo)和政府優(yōu)惠政策的鼓勵(lì)下，作為技術(shù)創(chuàng)新主體的新一代信息技術(shù)企業(yè)已紛紛加大R＆D 投入。但隨著R＆D 投入的增大，企業(yè)的委托代理問(wèn)題也日漸突出，這直接影響企業(yè)的R＆D 執(zhí)行效果，最終影響企業(yè)的成長(zhǎng)。董事會(huì)作為企業(yè)內(nèi)部治理的核心，其治理有效性對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和R＆D 投資等重大戰(zhàn)略決策有著直接影響，而董事會(huì)特征則在很大程度上決定了董事會(huì)職能的發(fā)揮。因此，我們有必要關(guān)注新一代信息技術(shù)企業(yè)的“頂層設(shè)計(jì)”，對(duì)董事會(huì)特征在企業(yè)發(fā)展中的作用展開(kāi)分析。

以往學(xué)者對(duì)董事會(huì)治理、R＆D 投入及企業(yè)績(jī)效方面的研究主要集中于其兩兩之間關(guān)系的分析［2－4］，而關(guān)于董事會(huì)治理對(duì)研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系調(diào)節(jié)作用的文獻(xiàn)相對(duì)較少。從目前學(xué)者研究結(jié)論來(lái)看，董事會(huì)獨(dú)立性、董事會(huì)規(guī)模和董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度等因素對(duì)研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)［5－8］?；谝陨涎芯勘尘埃疚倪x取新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)為研究樣本，對(duì)基于董事會(huì)特征的R＆D 與績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行分析，以對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行補(bǔ)充，進(jìn)而從董事會(huì)治理角度指出切實(shí)提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的措施，并為培養(yǎng)和發(fā)展新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供理論支撐。

一、研究假設(shè)

董事會(huì)作為企業(yè)最高權(quán)力機(jī)構(gòu)，是股東控制管理當(dāng)局的主要渠道，且能對(duì)經(jīng)理層的經(jīng)營(yíng)管理提供指導(dǎo)建議，它是聯(lián)系股東與經(jīng)理層的重要紐帶。董事會(huì)特征指的是董事會(huì)的特點(diǎn)、征象及標(biāo)志，反映了其內(nèi)在性質(zhì)，在一定程度上決定著董事會(huì)職能發(fā)揮，會(huì)對(duì)R＆D 投入水平和執(zhí)行效果產(chǎn)生重要影響。本文中董事會(huì)特征主要包括：董事持股比例、關(guān)鍵董事年齡及董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度。

本文采用調(diào)節(jié)變量分層回歸和分組分析方法研究董事會(huì)特征對(duì)R＆D 投入與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。Sharma等人（1981）根據(jù)調(diào)節(jié)變量是否與自變量有交互作用，將調(diào)節(jié)變量分為兩種基本類(lèi)型。第一類(lèi)調(diào)節(jié)變量與自變量沒(méi)有交互作用，但影響模型中自變量與因變量之間關(guān)系的強(qiáng)度，屬于同質(zhì)調(diào)節(jié)變量；第二類(lèi)調(diào)節(jié)變量與自變量有交互作用，它影響自變量與因變量之間關(guān)系的形態(tài)或方向。根據(jù)調(diào)節(jié)變量與因變量和／或自變量的相關(guān)關(guān)系，第二類(lèi)調(diào)節(jié)變量又分為純調(diào)節(jié)變量和半調(diào)節(jié)變量［9］。借鑒Sharma等的研究，董事會(huì)特征對(duì)R＆D 與公司績(jī)效關(guān)系調(diào)節(jié)作用的識(shí)別過(guò)程如圖1所示。

圖1 董事會(huì)特征對(duì)R＆D與公司績(jī)效關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)

1.R＆D 投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響

R＆D 投入對(duì)新一代信息技術(shù)企業(yè)在增強(qiáng)企業(yè)的技術(shù)水平、改良產(chǎn)品、提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效和爭(zhēng)取競(jìng)爭(zhēng)力方面有著十分重要的作用。成功的研發(fā)活動(dòng)一般還具有高回報(bào)性，其可能會(huì)促使企業(yè)形成核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，預(yù)示著企業(yè)較好的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與發(fā)展前景。因此，本文提出第一個(gè)假設(shè)：

H1：新一代信息技術(shù)企業(yè)的R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)。

2.董事持股比例對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)R＆D 活動(dòng)嚴(yán)重的信息不對(duì)稱(chēng)性和專(zhuān)屬性給外部投資者對(duì)R＆D 活動(dòng)的監(jiān)督和評(píng)估帶來(lái)一定的困難和很高的成本。依據(jù)委托代理理論，緩解代理問(wèn)題最根本方法是使管理者與股東利益趨于一致。董事會(huì)成員持股則是這樣一種制度安排，讓董事由受托者身份變?yōu)樗腥?，隨之也承擔(dān)了股東的部分風(fēng)險(xiǎn)，從而使董事與股東的利益能保持一致，更有效地發(fā)揮董事會(huì)決策職能，提高決策科學(xué)性，從股東利益出發(fā)，成為更好的戰(zhàn)略監(jiān)控者。由此提出以下假設(shè)：

H2：董事會(huì)持股對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系起到正向的調(diào)節(jié)作用。

3.關(guān)鍵董事年齡對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

R＆D 活動(dòng)固有的產(chǎn)出不確定性和受益跨期性使得年輕董事與年長(zhǎng)董事在面對(duì)公司R＆D 決策時(shí)的態(tài)度是有所差異的。

年輕董事通常更喜歡冒險(xiǎn)并對(duì)自己職業(yè)前景有更長(zhǎng)的預(yù)期，因此他們期望通過(guò)增加R＆D 投資提升自己的業(yè)績(jī)；而年長(zhǎng)董事由于體力和精力的局限，考慮到R＆D 投資的高風(fēng)險(xiǎn)性、回報(bào)的滯后性等問(wèn)題，通常不愿做出組織變革。因此，年長(zhǎng)董事相對(duì)年輕董事較少關(guān)注R＆D 投資活動(dòng)。董事會(huì)是公司的權(quán)力機(jī)構(gòu)，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理則是公司最為重要的管理負(fù)責(zé)人，他們對(duì)于公司決策的制定起到最關(guān)鍵作用。因此，本文選取董事長(zhǎng)和總經(jīng)理的年齡作為調(diào)節(jié)變量，提出如下假設(shè)：

H3：關(guān)鍵董事年齡對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系起到反向的調(diào)節(jié)作用。

4.董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度是指一年內(nèi)通過(guò)各種形式召開(kāi)的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)，它是衡量董事會(huì)是否有效參與公司治理的重要指標(biāo)。董事會(huì)會(huì)議頻率越高，說(shuō)明董事會(huì)越積極參與公司治理，越能更加有效、及時(shí)地解決R＆D 投資的相關(guān)問(wèn)題，從而保證R＆D 投資項(xiàng)目順利進(jìn)行。由此提出下面假設(shè)：

H4：董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系起到正向的調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計(jì)

1.樣本選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十二個(gè)五年規(guī)劃綱要》指出“新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)具體包括物聯(lián)網(wǎng)、下一代通信網(wǎng)絡(luò)、三網(wǎng)融合、新型平板顯示、高性能集成電路和以云計(jì)算為代表的高端軟件六個(gè)子行業(yè)”［10］。本文樣本是根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類(lèi)（2012）》（試行）［11］及戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)相關(guān)個(gè)股一覽表對(duì)七個(gè)產(chǎn)業(yè)的細(xì)分標(biāo)準(zhǔn)［12］，參考巨潮咨詢(xún)網(wǎng)站及新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)站等財(cái)經(jīng)板塊信息，選取中國(guó)滬深A(yù) 股新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為研究樣本。鑒于研發(fā)收益的滯后性，文章采用的績(jī)效指標(biāo)滯后于R＆D 指標(biāo)一年，即選取新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)2009年至2012年數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。

為保證研究結(jié)論有效性，本文還進(jìn)行了以下篩選：（1）剔除了被ST 和＊ST 的上市公司；（2）剔除研發(fā)支出、相關(guān)財(cái)務(wù)和董事會(huì)特征等數(shù)據(jù)無(wú)法獲取的上市公司；（3）剔除變量數(shù)據(jù)異常的上市公司，如ROE為負(fù)值等。通過(guò)以上篩選后最終獲得137家347個(gè)樣本。本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和巨靈數(shù)據(jù)庫(kù)，部分缺失的數(shù)據(jù)通過(guò)翻閱年報(bào)手工整理獲取。

2.變量設(shè)定

本文選取凈資產(chǎn)收益率ROE作為企業(yè)績(jī)效替代變量，由于R＆D 收益的滯后性，選取的績(jī)效指標(biāo)ROE滯后R＆D 指標(biāo)一年；將企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度作為解釋變量，定義為變量RDI，并將董事會(huì)特征變量作為調(diào)節(jié)變量。為控制其他因素影響，借鑒前人研究，選擇資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模作為控制變量。變量具體定義如表1所示。

表1 變量定義

3.模型設(shè)計(jì)

本文采用分層回歸與分組分析相結(jié)合的方法，選用以下模型：

（1）董事會(huì)特征對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸模型：

ROE＝α1＋λ1RDI＋λ2SIZE＋λ3LEV＋ε1

ROE＝α2＋μ1RDI＋μ2BD＋μ3SIZE＋μ4LEV＋ε2

ROE＝α3＋θ1RDI＋θ2BD＋θ3RDI×BD＋θ4SIZE＋θ5LEV＋ε3

（2）分組分析模型：

ROE＝α1＋λ1RDI＋λ2SIZE＋λ3LEV＋ε1

回歸方程中的BD 代表董事持股比例（BH）、關(guān)鍵董事年齡（BAGE）、董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度（BMN），αi為常數(shù)項(xiàng)，λi、μi、θi表示相關(guān)系數(shù)，εi為殘差。

三、實(shí)證分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2提供了所涉及樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以看出新一代信息技術(shù)企業(yè)的RDI平均為6.09%，最大值30.99%，最小值為0.13%，中位數(shù)4.82%說(shuō)明了新一代信息技術(shù)企業(yè)間的RDI差距比較大，但從均值及中位數(shù)情況與以往文獻(xiàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，新一代信息技術(shù)企業(yè)的R＆D 活動(dòng)投入水平有了一定的提高。董事持股比例（BH）的最大值為74.84%，最小值是0.00%，平均值為25.00%，中位數(shù)18.80%，由此看出董事持股比例的樣本中存在較大差異，總體上來(lái)說(shuō)，企業(yè)對(duì)董事的股權(quán)激勵(lì)是有一定力度的。關(guān)鍵董事年齡跨度較大，由34歲到72歲不等，平均值為48。董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度的平均值為9，最大值為22，最小值為3。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

2.回歸分析

（1）董事持股比例對(duì)R＆D 與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用 采用分層回歸法檢驗(yàn)董事持股比例對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的影響。第一步先加入控制變量對(duì)RDI與企業(yè)績(jī)效做回歸分析，第二步加入調(diào)節(jié)變量董事持股比例BH，第三步加入RDI與BH 的乘積項(xiàng)（RDI×BH）。在做回歸分析前模型中的方差膨脹因子VIF最大值為4.317，遠(yuǎn)小于10，因此不考慮變量間的多重共線性問(wèn)題。

表3的回歸結(jié)果顯示Model1中RDI系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明新一代信息技術(shù)企業(yè)的R＆D投入對(duì)于企業(yè)績(jī)效的提高有著積極促進(jìn)作用；但從表3回歸結(jié)果可以看到Model3中BH 和RDI的交互項(xiàng)不顯著，而且Model2中BH 系數(shù)也不顯著，說(shuō)明董事持股比例與企業(yè)績(jī)效不存在相關(guān)性，為驗(yàn)證其是否為同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，按董事持股比例的均值將樣本分組進(jìn)行回歸分析。

表3 董事持股比例對(duì)R＆D與績(jī)效關(guān)系調(diào)節(jié)作用回歸分析

從表4分組檢驗(yàn)結(jié)果顯示董事持股比例高組的RDI系數(shù)在5%的水平上顯著，而董事持股比例低組的RDI系數(shù)不顯著，由此判斷董事持股比例是一種同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，Model3中BH×RDI系數(shù)為正值，說(shuō)明董事持股比例越高對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的影響越強(qiáng)，越有利于R＆D 活動(dòng)開(kāi)展。

表4 董事持股比例對(duì)R＆D投入與績(jī)效關(guān)系調(diào)節(jié)作用分組回歸分析

（2）關(guān)鍵董事年齡對(duì)R＆D 與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用 采用分層回歸法檢驗(yàn)關(guān)鍵董事年齡對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的影響。第一步先加入控制變量對(duì)RDI與企業(yè)績(jī)效做回歸分析，第二步加入調(diào)節(jié)變量關(guān)鍵董事年齡BAGE，第三步加入RDI與BAGE 的乘積項(xiàng)（RDI×BAGE）。在做回歸分析前模型中的方差膨脹因子VIF最大值為16.092，遠(yuǎn)大于10，說(shuō)明變量間存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。于是按照關(guān)鍵董事年齡均值將樣本進(jìn)行分組，然后分別對(duì)各組樣本進(jìn)行回歸分析。

從表5分組檢驗(yàn)結(jié)果看到關(guān)鍵董事年齡低組RDI系數(shù)在1%水平上顯著，而關(guān)鍵董事年齡高組的RDI系數(shù)不顯著，由此判斷關(guān)鍵董事年齡也是一種同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，關(guān)鍵董事年齡越低對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系的影響越強(qiáng)。

表5 關(guān)鍵董事年齡對(duì)R＆D投入與績(jī)效關(guān)系調(diào)節(jié)作用分組回歸分析

（3）董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度對(duì)R＆D 與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用 采用分層回歸法檢驗(yàn)董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的影響。第一步先加入控制變量對(duì)RDI與企業(yè)績(jī)效做回歸分析，第二步加入調(diào)節(jié)變量董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度BMN，第三步加入RDI與BMN 的乘積項(xiàng)（RDI×BMN）。在做回歸分析前模型中的RDI×BMN 的VIF值為13.473，大于10，說(shuō)明變量間存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。按照董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度均值將樣本分組進(jìn)行回歸分析。

從表6回歸結(jié)果看到兩組樣本結(jié)果中RDI系數(shù)都不顯著，說(shuō)明董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效二者關(guān)系沒(méi)有調(diào)節(jié)作用，H3沒(méi)有得到證實(shí)。

表6 董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度對(duì)R＆D投入與績(jī)效關(guān)系調(diào)節(jié)作用分組回歸分析

四、結(jié)論及政策建議

本文對(duì)基于董事會(huì)特征調(diào)節(jié)效應(yīng)的R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果得出以下結(jié)論并提出相關(guān)政策建議：第一，新一代信息技術(shù)企業(yè)的R＆D 活動(dòng)對(duì)企業(yè)績(jī)效的提高有著積極的促進(jìn)作用。目前我國(guó)企業(yè)的整體研發(fā)投入水平偏低，但新一代信息技術(shù)企業(yè)的R＆D 投入水平有了一定程度的提高，并且與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。第二，董事持股比例是一種同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，對(duì)R＆D投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系有著間接調(diào)節(jié)作用，可以正向改變二者關(guān)系的強(qiáng)度。也就是說(shuō)，董事持股比例越高對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的影響越強(qiáng)。讓董事會(huì)成員持有一定股份，目的是緩解二者間的代理問(wèn)題，使董事會(huì)成員能夠站在所有者的立場(chǎng)去爭(zhēng)取企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，并做出科學(xué)合理的R＆D 投資決策。第三，關(guān)鍵董事年齡也是一種同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，關(guān)鍵董事年齡越低對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系的影響越強(qiáng)。新一代信息技術(shù)企業(yè)應(yīng)當(dāng)注重優(yōu)化董事會(huì)年齡結(jié)構(gòu)，要充分認(rèn)識(shí)年輕董事的創(chuàng)造力及開(kāi)拓精神，發(fā)揮其主導(dǎo)力量，在制定公司研發(fā)戰(zhàn)略時(shí)應(yīng)將年輕董事的創(chuàng)造性與年長(zhǎng)董事豐富的經(jīng)營(yíng)經(jīng)驗(yàn)、專(zhuān)業(yè)知識(shí)及人脈資源結(jié)合起來(lái)。第四，董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度并非調(diào)節(jié)變量，對(duì)R＆D 投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系沒(méi)有調(diào)節(jié)作用。董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度小可能是董事會(huì)未能恪盡職守的結(jié)果，而董事會(huì)會(huì)議強(qiáng)度大可能是溝通效率低或是企業(yè)業(yè)績(jī)下滑的表現(xiàn)，董事會(huì)利用頻繁會(huì)議來(lái)商討應(yīng)急對(duì)策，存在盈余管理甚至財(cái)務(wù)舞弊的可能。新一代信息技術(shù)企業(yè)應(yīng)當(dāng)合理設(shè)置董事會(huì)會(huì)議頻率，提高董事會(huì)會(huì)議質(zhì)量，既要避免會(huì)議的形式化、空洞化，又應(yīng)讓董事有足夠時(shí)間參與公司研發(fā)決策的商討，充分提高董事會(huì)會(huì)議的主動(dòng)治理效率。

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