張俊麗

（河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津300401）

基于技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略驅(qū)動(dòng)的董事會(huì)治理研究

張俊麗

（河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津300401）

技術(shù)創(chuàng)新攸關(guān)企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)培育，而技術(shù)創(chuàng)新投入的高投資、高風(fēng)險(xiǎn)、高失敗率和長(zhǎng)周期特征使得技術(shù)創(chuàng)新決策陷入兩難困境?，F(xiàn)代企業(yè)制度中，企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離制度下，經(jīng)理層基于個(gè)人短期利益傾向于規(guī)避高收益與高風(fēng)險(xiǎn)并存的技術(shù)創(chuàng)新投入決策。以管理層風(fēng)險(xiǎn)偏好治理為視角，研究利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響。結(jié)果表明：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度、董事會(huì)持股比例與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入負(fù)相關(guān)；獨(dú)立董事比例、董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事會(huì)股票持有率與技術(shù)創(chuàng)新投入正相關(guān)。研究結(jié)論對(duì)于推動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策科學(xué)化提供重要參考。

董事會(huì)治理；董事會(huì)特征；技術(shù)創(chuàng)新

引言

在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)全球化的大背景下，加大技術(shù)創(chuàng)新投入、提高自主創(chuàng)新能力已成為企業(yè)培育核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的根基。而在現(xiàn)代企業(yè)制度下，經(jīng)理層對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的支持是提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略管理水平的關(guān)鍵和前提。這是因?yàn)樵诂F(xiàn)代企業(yè)制度下，所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)相分離將會(huì)極大影響經(jīng)理層對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新投入的風(fēng)險(xiǎn)偏好，這是因?yàn)榻?jīng)理層的企業(yè)任期、報(bào)酬主要依賴于企業(yè)的當(dāng)前經(jīng)營(yíng)績(jī)效，而且經(jīng)營(yíng)者無(wú)法像股東那樣通過(guò)組合投資來(lái)分散職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)[1]，從而導(dǎo)致經(jīng)理層主要關(guān)心短期的個(gè)人財(cái)富、職位安全、權(quán)力威望以及個(gè)人效用最大化[2]。進(jìn)一步地，技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)屬于高投資、高風(fēng)險(xiǎn)、高失敗率和長(zhǎng)周期的戰(zhàn)略決策[3]，因而經(jīng)理層經(jīng)常通過(guò)縮減技術(shù)創(chuàng)新投入來(lái)滿足個(gè)人效用最大化[4]，從而將會(huì)嚴(yán)重影響和削弱企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入[5]。

與此同時(shí)，在現(xiàn)代企業(yè)制度下董事會(huì)作為公司治理結(jié)構(gòu)的核心，董事會(huì)治理機(jī)制如何科學(xué)構(gòu)建以加強(qiáng)經(jīng)理層風(fēng)險(xiǎn)偏好治理，從而驅(qū)動(dòng)經(jīng)理層就企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行科學(xué)決策就成為學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。特別是在國(guó)家法律體系、控制權(quán)市場(chǎng)以及公司戰(zhàn)略需要等內(nèi)外部壓力驅(qū)動(dòng)下，董事會(huì)在公司戰(zhàn)略管理中的作用引起了理論界和企業(yè)界越來(lái)越多的關(guān)注[6]。正是基于上述分析，本研究將在理論分析董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入影響的基礎(chǔ)上，利用我國(guó)滬深兩市經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)對(duì)相關(guān)研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從而為確保企業(yè)通過(guò)優(yōu)化董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)，以促使技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策科學(xué)化提供參考和借鑒。

一、理論分析與研究假設(shè)

董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度反映了董事會(huì)獨(dú)立性與經(jīng)理層自由創(chuàng)新空間的平衡，也是董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征中最有爭(zhēng)議的話題之一[7]。雖然管家理論傾向于認(rèn)為董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一有利于提高總經(jīng)理創(chuàng)新自由度[8]，但Fama和Jensen基于代理理論視角，強(qiáng)調(diào)應(yīng)通過(guò)實(shí)現(xiàn)決策控制權(quán)與管理權(quán)的分離來(lái)約束經(jīng)理層代理問(wèn)題，從而有助于提高企業(yè)戰(zhàn)略決策科學(xué)化[9]。更進(jìn)一步地，Lorsch和Maclver研究認(rèn)為總經(jīng)理兼任董事長(zhǎng)將使得董事會(huì)會(huì)議議程更多地受到經(jīng)理層制約[10]，進(jìn)而將會(huì)妨礙外部董事對(duì)戰(zhàn)略提案的反對(duì)與挑戰(zhàn)[11]。趙旭峰和溫軍基于代理理論視角，實(shí)證檢驗(yàn)了董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響，發(fā)現(xiàn)兩職分離制度安排對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入有顯著的積極影響，兩職分離的企業(yè)其技術(shù)創(chuàng)新投入要顯著高于兩職合一的企業(yè)[12]?；谏鲜隼碚摲治?，本研究有如下研究假設(shè)：

研究假設(shè)1：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入正相關(guān)

獨(dú)立董事作為約束經(jīng)理層代理問(wèn)題的重要手段，因而提高獨(dú)立董事比例對(duì)于提升董事會(huì)獨(dú)立性以強(qiáng)化管理層風(fēng)險(xiǎn)偏好治理具有重要意義。這是因?yàn)樘岣擢?dú)立董事比例，增強(qiáng)獨(dú)立董事話語(yǔ)權(quán)和獨(dú)立性將有助于防范內(nèi)部人控制行為發(fā)生，因而有助于緩解經(jīng)理層基于技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避動(dòng)機(jī)，而弱化技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)投入[13]。相關(guān)實(shí)證研究結(jié)果也表明獨(dú)立董事的存在對(duì)于促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入具有重要意義，如王光榮和李建標(biāo)針對(duì)連鎖董事的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)研究結(jié)果顯示，相比較于執(zhí)行技術(shù)連鎖董事，獨(dú)立技術(shù)連鎖董事有更大的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)[14]。劉星和張建斌針對(duì)銀行治理與創(chuàng)新活動(dòng)之間關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，獨(dú)立董事比例與銀行創(chuàng)新能力呈正相關(guān)關(guān)系[15]。基于上述理論分析，本研究有如下研究假設(shè)：

研究假設(shè)2：獨(dú)立董事比例與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入正相關(guān)

雖然有觀點(diǎn)傾向于認(rèn)為董事會(huì)規(guī)模越大，董事會(huì)監(jiān)督和制約經(jīng)理層技術(shù)創(chuàng)新決策的有效性越差，但另外一種觀點(diǎn)則認(rèn)為較大規(guī)模的董事會(huì)似乎更具有優(yōu)勢(shì)，這是因?yàn)殡S著董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大，董事的多樣性也隨之增加，能夠?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新決策提供各種互補(bǔ)性知識(shí)的幾率也會(huì)增加。雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系在實(shí)證結(jié)果方面存在較大分歧[16-17]，但本研究認(rèn)為董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大將使得具有不同背景、經(jīng)歷以及專業(yè)知識(shí)的人士進(jìn)入董事會(huì)，將在一定程度上降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)，從而對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生積極影響。基于上述理論分析，本研究有如下研究假設(shè)：

研究假設(shè)3：董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入正相關(guān)

董事會(huì)會(huì)議作為董事會(huì)參與企業(yè)重大決策的治理機(jī)制和制度安排[18]，Jensen等研究認(rèn)為董事會(huì)會(huì)議越頻繁，董事們也就越樂(lè)于履行那些與股東利益相一致的職責(zé)[19]。因此，董事會(huì)作為整個(gè)公司治理結(jié)構(gòu)的核心，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)是反映董事會(huì)行為特征和活躍程度的重要變量[20]。本研究認(rèn)為，董事會(huì)會(huì)議作為董事會(huì)與經(jīng)理層溝通交流的平臺(tái)，較為頻繁的會(huì)議溝通可以有效地為經(jīng)理層技術(shù)創(chuàng)新決策的科學(xué)化提供支持和監(jiān)督，進(jìn)而減少管理層基于個(gè)人私利的技術(shù)創(chuàng)新決策風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避。因此，本研究有如下研究假設(shè)：

研究假設(shè)4：董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入正相關(guān)

針對(duì)董事會(huì)成員的長(zhǎng)期激勵(lì)機(jī)制設(shè)計(jì)對(duì)于提升董事會(huì)治理水平，強(qiáng)化董事會(huì)和經(jīng)理層的互動(dòng)進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)理層技術(shù)創(chuàng)新決策科學(xué)化具有十分重要的意義。隨著董事持股比例的提高，董事成員將在更大程度分享企業(yè)剩余索取權(quán)，因此其監(jiān)督經(jīng)理層從而確保公司利益最大化的積極性也將提高，而且也有助于提高其相對(duì)于經(jīng)理層干預(yù)的獨(dú)立性[21]。進(jìn)一步地，董事會(huì)獲取股權(quán)激勵(lì)能有效避免其短視行為，促使董事會(huì)關(guān)注以技術(shù)創(chuàng)新為代表的戰(zhàn)略決策[22]，因而也將更有效地推動(dòng)經(jīng)理層風(fēng)險(xiǎn)偏好治理，促使其做出科學(xué)的技術(shù)創(chuàng)新投資決策。因此，本研究有如下研究假設(shè)：

研究假設(shè)5：董事會(huì)持股比例與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入正相關(guān)

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與選擇

科學(xué)有效的樣本選擇和準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)來(lái)源是確保研究科學(xué)性的基本前提和基礎(chǔ)。鑒于我國(guó)上市公司特別是制造業(yè)上市公司自2007年以后才較為詳細(xì)地披露技術(shù)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)，因此本研究以我國(guó)滬深兩市A股制造業(yè)企業(yè)為初始樣本，并對(duì)樣本做如下篩選：一是鑒于技術(shù)創(chuàng)新投入是一項(xiàng)周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)高的戰(zhàn)略性安排而非短期行為，因此本研究提出截止到本年度末成立時(shí)間不足三年的上市公司。二是剔除相關(guān)研究變量缺失的企業(yè)；三是剔除研究變量異常的企業(yè)，最后本研究共獲得有效樣本6542家。此外，樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫(kù)，董事會(huì)治理變量、企業(yè)特征變量來(lái)源北京大學(xué)CCER數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）研究變量度量

1.技術(shù)創(chuàng)新投入（R&D）

借鑒國(guó)內(nèi)外已有相關(guān)研究成果，本研究選擇當(dāng)年度研發(fā)支出投資與年度營(yíng)業(yè)收入比值作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入度量標(biāo)準(zhǔn)。

2.董事會(huì)治理變量度量

（1）董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職狀態(tài)（Duality）：本研究借鑒既有學(xué)者兩分法，將總經(jīng)理兼任董事長(zhǎng)、副董事長(zhǎng)和董事均認(rèn)為是兩職合一并賦值為0，其余狀態(tài)為兩職分離并賦值為1。

（2）董事會(huì)規(guī)模（Boardsize）：該指標(biāo)表示年度董事會(huì)中董事成員的數(shù)量。

（3）獨(dú)立董事比例（ROID）：該指標(biāo)為董事會(huì)中獨(dú)立董事人數(shù)與董事會(huì)規(guī)模的比值。

（4）董事會(huì)會(huì)議次數(shù)（Boardmeet）：該指標(biāo)為年度董事會(huì)會(huì)議召開(kāi)次數(shù)，但剔除以通訊方式召開(kāi)的臨時(shí)會(huì)議次數(shù)。

（5）董事會(huì)持股比例（Boardshare），該指標(biāo)為董事會(huì)持有上市公司股份數(shù)量與總股份數(shù)量之比。

3.控制變量

在研究過(guò)程中，為了控制樣本企業(yè)自身特征對(duì)研究結(jié)論的影響，具體包括資產(chǎn)負(fù)債率（DA，年度總負(fù)債/總資產(chǎn)）、成立時(shí)長(zhǎng)（Time，截止到年末公司已存在時(shí)長(zhǎng)）、員工數(shù)量（Employee，年末企業(yè)員工數(shù)量的自然對(duì)數(shù)）、企業(yè)規(guī)模（Size，年末企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)）、利潤(rùn)總額（Profit，年度利潤(rùn)總額的自然對(duì)數(shù)）、國(guó)際化程度（Foreign，海外收入/營(yíng)業(yè)總收入）。

（三）研究模型設(shè)計(jì)

在確定變量選擇和界定研究變量度量方法的基礎(chǔ)上，本研究利用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件包，采用多元線性回歸分析方法對(duì)相關(guān)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。具體模型如下：

在此模型中，Constant代表回歸模型常數(shù)項(xiàng)，Controli代表回歸模型控制變量，分別代表財(cái)務(wù)杠桿/資產(chǎn)負(fù)債率（DAi）、成立時(shí)長(zhǎng)（Timei）、員工數(shù)量（Employeei）、企業(yè)規(guī)模（Sizei）、利潤(rùn)總額（Profiti）、國(guó)際化程度（Foreigni），￡為模型誤差項(xiàng)，i代表年度。

三、研究假設(shè)檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）研究變量描述性統(tǒng)計(jì)及Pearson相關(guān)性分析

表1展示了研究變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。表1結(jié)果顯示，樣本企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入占營(yíng)業(yè)收入比例平均值為3.7%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.127 9，這一方面說(shuō)明我國(guó)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入整體水平依然偏低，與國(guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家20%左右的投入比例相比仍然存在較大差距；另一方面說(shuō)明我國(guó)企業(yè)間在技術(shù)創(chuàng)新投入方面也存在較大差異，技術(shù)創(chuàng)新資源投入的不均衡是造成企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力存在較大差異的重要原因。

從董事會(huì)治理變量來(lái)看，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)規(guī)模平均值分別為0.729 6、0.417 5和5.522 6，顯示了中國(guó)上市公司董事會(huì)整體呈現(xiàn)兩職分離程度較高、獨(dú)立董事比例設(shè)置合規(guī)化導(dǎo)向、董事會(huì)規(guī)模偏小等顯性特征。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)平均值為8.733 4，遠(yuǎn)低于國(guó)外平均每月一次的會(huì)議頻率，這在一定程度上反映了我國(guó)董事會(huì)行為主動(dòng)性較差。此外，董事會(huì)持股比例平均值0.148 4，反映了目前我國(guó)董事會(huì)整體持股比例偏低，董事會(huì)長(zhǎng)期激勵(lì)機(jī)制不健全將嚴(yán)重制約董事會(huì)治理效能的發(fā)揮。

與此同時(shí)，董事會(huì)治理變量與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的Pearson相關(guān)性分析結(jié)果顯示董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入相關(guān)系數(shù)為-0.053，并且通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，初步顯示董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度與技術(shù)創(chuàng)新投入呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，在一定程度上表明兩職合一更有利于為經(jīng)理層推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)創(chuàng)造更為自由寬松的條件。董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入相關(guān)系數(shù)為-0.036，并且通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明，較大的董事會(huì)規(guī)模雖然有助于為經(jīng)理層提供更多的創(chuàng)新設(shè)想，且能在一定程度上為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新決策發(fā)揮建議咨詢職能。但是，董事會(huì)規(guī)模較大將不利于董事會(huì)內(nèi)部達(dá)成一致共識(shí)，增加了董事內(nèi)部溝通成本和協(xié)調(diào)難度，反而不利于董事會(huì)監(jiān)督制衡經(jīng)理層的治理職能發(fā)揮。

另一方面，董事會(huì)持股比例與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入相關(guān)系數(shù)0.036，并且一致通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這充分說(shuō)明了股權(quán)激勵(lì)等長(zhǎng)期激勵(lì)機(jī)制的建立和完善將有助于提高董事會(huì)充分發(fā)揮治理職能的積極性和主動(dòng)性，特別是當(dāng)董事會(huì)成員是公司大股東時(shí)，其董事會(huì)成員身份和大股東身份的雙重角色將更有利于監(jiān)督經(jīng)理層，促使經(jīng)理層加大技術(shù)創(chuàng)新投入力度。

另外，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、獨(dú)立董事比例與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)分別為-0.012和0.014，二者均沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這在一定程度上表明董事會(huì)會(huì)議目前更多的是事后“滅火裝置”和“補(bǔ)救機(jī)制”，董事會(huì)的事前戰(zhàn)略管理職能并未得到充分的發(fā)揮。而獨(dú)立董事比例設(shè)置更多的是“合規(guī)性制度安排”，其在督促經(jīng)理層加大企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用有待于進(jìn)一步強(qiáng)化。

表1 研究變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

（二）研究假設(shè)檢驗(yàn)

表2展示了董事會(huì)治理變量與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的回歸分析結(jié)果。表2顯示，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職狀態(tài)設(shè)置、董事會(huì)規(guī)?；貧w系數(shù)分別為-0.009和-0.001，并且一致通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，研究假設(shè)1和3得到支持。獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)回歸系數(shù)分別為0.022、1.467E-4，并且一致通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，研究假設(shè)2、研究假設(shè)4得到支持。此外，董事會(huì)持股比例回歸系數(shù)為0.001，但沒(méi)有通過(guò)任何水平的顯著性檢驗(yàn)。

進(jìn)一步地，回歸結(jié)果6顯示了董事會(huì)治理變量在影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的交互影響，結(jié)果顯示除董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)股票持有率回歸結(jié)果與前述保持一致外，董事會(huì)規(guī)?；貧w系數(shù)為正值，并且通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，而董事會(huì)會(huì)議次數(shù)回歸系數(shù)雖然為正值，但沒(méi)有通過(guò)任何水平的顯著性檢驗(yàn)。此外，董事會(huì)持股比例回歸系數(shù)為-0.012，并且通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這反映了董事會(huì)長(zhǎng)期激勵(lì)機(jī)制的建立不但沒(méi)有加大企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，相反卻起到明顯的負(fù)面抑制作用。

對(duì)比前述董事會(huì)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.036、回歸系數(shù)為-0.001，這說(shuō)明單純擴(kuò)大董事會(huì)規(guī)模將因監(jiān)督治理能力弱化而無(wú)法促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，相反構(gòu)建與經(jīng)理層相互信任和合作機(jī)制，充分發(fā)揮董事成員的專業(yè)背景知識(shí)和參謀建議作用，董事會(huì)才能更有效地促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)開(kāi)展。

四、總結(jié)

（一）研究結(jié)論

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的高投資、高風(fēng)險(xiǎn)、高失敗率和長(zhǎng)周期特征，使得在所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)相分離的現(xiàn)代企業(yè)制度下，經(jīng)理層更多地趨于短期利益考慮而弱化攸關(guān)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的技術(shù)創(chuàng)新等戰(zhàn)略決策。而董事會(huì)作為公司治理結(jié)構(gòu)的核心，如何完善董事會(huì)治理機(jī)制建設(shè)，加強(qiáng)經(jīng)理層風(fēng)險(xiǎn)偏好規(guī)避治理，以推動(dòng)經(jīng)理層做出更為科學(xué)化的技術(shù)創(chuàng)新決策就成為能否確保企業(yè)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略落實(shí)的關(guān)鍵。

表2 董事會(huì)治理變量與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系研究假設(shè)檢驗(yàn)

本研究在理論分析董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征、行為特征、激勵(lì)特征與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入關(guān)系的基礎(chǔ)上，利用中國(guó)上市公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了董事會(huì)治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果綜合表明，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離程度、董事會(huì)持股比例與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新負(fù)相關(guān)，而獨(dú)立董事比例、董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事會(huì)股票持有率與技術(shù)創(chuàng)新正相關(guān)。

（二）對(duì)策建議

公司治理作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略等重要戰(zhàn)略決策的制度保障機(jī)制，技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略的高風(fēng)險(xiǎn)性使得權(quán)衡管理層個(gè)人利益與公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展顯得尤為重要，而現(xiàn)有公司治理設(shè)計(jì)多傾向于強(qiáng)化董事會(huì)監(jiān)督制衡職能，即通過(guò)提高董事會(huì)獨(dú)立性（如兩職分離等）是促使管理層個(gè)人私利與企業(yè)利益相互兼容的重要制度保障。本研究結(jié)果卻顯示，通過(guò)優(yōu)化董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)安排，為董事會(huì)咨詢職能和資源職能發(fā)揮是實(shí)現(xiàn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策科學(xué)化創(chuàng)造制度保障，具體而言，可以通過(guò)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一從而為管理層獲取董事會(huì)戰(zhàn)略支持提供重要渠道，而增加具有專業(yè)背景的獨(dú)立董事、適度擴(kuò)大董事會(huì)規(guī)模，并加強(qiáng)董事會(huì)與管理層的溝通頻率將更有助于董事會(huì)針對(duì)技術(shù)創(chuàng)新決策的戰(zhàn)略決策共識(shí)、戰(zhàn)略資源支持，從而有助于內(nèi)含高風(fēng)險(xiǎn)特性的技術(shù)創(chuàng)新決策獲得通過(guò)，進(jìn)而確保企業(yè)核心能力得到有效培育。此外，通過(guò)增加持股董事的人數(shù)以密切董事會(huì)成員與企業(yè)利益的關(guān)聯(lián)程度，同時(shí)應(yīng)科學(xué)控制董事會(huì)成員整體持股比例以防止大股東權(quán)力濫用而對(duì)技術(shù)創(chuàng)新決策造成的負(fù)面影響。

[1]Alchian A A，DemsetzH.Production Information Cost，and Economic Organization[J].American Economic Review，1972，62（5），777-79.

[2]Shleifer Andrei，Vishny RobertW.A Survey ofCorporateGovernance [J].Journalof Finance，1997，52（2）：737-783.

[3]Holmstrom B.Agency costand innovation[J].Journalof Economic Behavior&Organization，1989，12（3）：305-327.

[4]Wright et al.Impact of Corporate Insider，Blockholder and Institutional Equity Ownershipon Firm Risk Taking[J].Academy ofManagement Journal，1996，39（2）：441-463.

[5]JudgeWilliam Q，Zeithaml Carl P.Institutional and strategic choice perspectives on board involvement in the strategic decision making process[J].AcademyofManagement Journal，1992，35（4）：766-794.

[6]RuigrokWinfried，Simon I.Peck，Keller Hansueli.Board characteristics and involvement in strategic decision making：Evidence from Swiss com panies[J].Journal of Management Studies，2006，43（5）：1201-1226.

[7]馬永斌.公司治理與股權(quán)激勵(lì)[J].北京：清華大學(xué)出版社，2010年版：246.

[8]吳淑餛，柏杰，席酉民.董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職的分離與合一——中國(guó)上市公司實(shí)證分析[[J].經(jīng)濟(jì)研究，1998（8）：21-28.

[9]Fama E F，Jensen M C.Separation ofownership and control[J].Journal of Law and Economics，1983，26：301-325.

[10]Lorsch JW，McIver E.Pawnsor Potentates：TheReality ofAmerica′s Corporate Boards[M].Boston，MA：Harvard Business School Press. 1989.

[11]Golden B R，Edward J.Zajac.When will boards influence strategy? Inclination×power=strategic change[J].StrategicManagement Journal，2001，22：1087-1111.

[12]趙旭峰，溫軍.董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新：理論與實(shí)證[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2011，33（3）：110-128.

[13]李海艦，魏恒.重構(gòu)獨(dú)立董事制度[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，4：88-97.

[14]王光榮，李建標(biāo).技術(shù)連鎖董事能促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新嗎？——來(lái)自A股制造業(yè)上市公司的證據(jù)[J].貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，5：69-81

[15]劉星，張建斌.中國(guó)上市銀行公司治理與創(chuàng)新能力的實(shí)證研究[J].重慶大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2010，16（6）：44-48.

[16]侯曉輝，李婉麗.董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)效率的變動(dòng)率[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2009，6：104-108.

[17]劉勝?gòu)?qiáng)，劉星.董事會(huì)規(guī)模對(duì)企業(yè)R&D投資行為的門(mén)檻效應(yīng)分析——基于制造業(yè)和信息業(yè)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].預(yù)測(cè)，2010，6：32-37.

[18]Fiegener M K.Determinants of board participation in the strategic decisionsofsmallcorporations[J].Entrepreneurship：Theoryand Practice，2005，9：627-650.

[19]Jensen M C.Themodern industrial revolution，exit，and the failure of internal control systems[J].The Journalof Finance，1993，XLVIII（3）：831-880

[20]沈藝峰，張俊生.ST公司董事會(huì)治理失敗若干成因分析[J].證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2002，3：21-25.

[21]Kosnik RD.Effectsofboard demography and directors’incentive on corporate greenmaildecisions[J].Academy ofManagement Journal，1990，33：129-150.

[22]嚴(yán)若森，錢(qián)晶晶.董事會(huì)資本、CEO股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)R&D投入[J].經(jīng)濟(jì)管理，2016，38（7）：60-70.

Optim ization of Board Governance Based on Technology Innovation Strategy

ZHANG Jun-li

（SchoolofEconomicsand Management,HebeiUniversity of Technology,Tianjin 300401,China）

Technological innovation is very important for the core competitive advantage of enterprises.However,high investment,high risk,high failure rate and long-cycle in technological innovation have put technological innovation in dilemma.Under themodern enterprisemechanism in which ownership andmanagementsplit,themanager tends to avoid technological innovation investment where high-yield and high-risk co-exist.Based on management risk preference governance,the study uses the empiricaldata of Shanghaiand Shenzhen Stock Exchange A-share listed companies to test the impactof the characteristics of board of directors on the innovation investment.The results suggest that the degree of separation of board chairman and general manager,the proportion of board shares is negatively correlated with technological innovation investment,while the proportion of independentdirectors,board size and boardmeetings number are positively correlated with technological innovation investment.The conclusion can guide enterprises to promote the sound decision-making of technological innovation.

board governance;board characteristics;technological innovation

F270

A

1674-7356（2017）-02-0021-06

10.14081/j.cnki.cn13-1396/g4.2017.02.004

2017-01-03

天津市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（TJGL13-028）；中央高?；痦?xiàng)目（ZXH2012N002）。

張俊麗（1983-），女，山西臨汾人，博士研究生，研究方向：公司治理、技術(shù)創(chuàng)新管理。

時(shí)間：2017-06-16網(wǎng)絡(luò)出版地址：http：//kns.cnki.net/kcms/detail/13.1396.G4.20170616.0926.008.htm l