童 梓

董事會特征、研發(fā)投入與企業(yè)績效

童 梓

(湖南財政經(jīng)濟學(xué)院,湖南長沙 410006)

以滬深主板和創(chuàng)業(yè)板2012—2015連續(xù)四年披露研發(fā)費用信息的企業(yè)為研究對象,主要采用理論和實證分析相結(jié)合的方法,發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對滯后兩年左右的企業(yè)績效有促進作用,這種作用在高技術(shù)企業(yè)更為明顯.引入董事會特征后發(fā)現(xiàn),高技術(shù)企業(yè)獨立董事比例對研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系有負(fù)向影響,而這種影響在非高技術(shù)企業(yè)中并不存在.

研發(fā)投入;企業(yè)績效;董事會獨立性;調(diào)節(jié)作用

1 研究背景

1.1 研發(fā)投入與企業(yè)績效

對于研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系,國內(nèi)外學(xué)者已展開了一定的研究,研究結(jié)果基本表明兩者具有正相關(guān)關(guān)系.在1977年,Hershey和Weygand發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)強度和市場績效顯著正相關(guān),并且其影響可以持續(xù)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(guān)關(guān)系具有行業(yè)差異性[2]51-55.Hiseh等(2003)以1975—1996年間美國醫(yī)藥業(yè)和化學(xué)行業(yè)的數(shù)據(jù)為樣本,也得出相同的結(jié)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(jié)論.

另一方面,許多學(xué)者研究指出研發(fā)投入對于企業(yè)績效的促進作用不具有同時性.辛云峰(2009)的研究表明企業(yè)在前期投入的研發(fā)支出能夠提高當(dāng)期的績效水平[8]70-73,張儉等(2014)的研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)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(fā)投入與企業(yè)績效

一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)外部經(jīng)營環(huán)境可能對研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系產(chǎn)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(fā)現(xiàn)董事會結(jié)構(gòu)對兩者關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用[10]238,Wright和Kroll(2002)發(fā)現(xiàn)獨立的外部董事影響研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的強度[11]599-608.

2 研究假設(shè)提出

研發(fā)投入形成的科研成果帶來技術(shù)創(chuàng)新,具有壟斷性和排他性的技術(shù)能使企業(yè)具有持續(xù)性的競爭優(yōu)勢,研發(fā)支出的增加將使得企業(yè)績效提升.然而研發(fā)活動本身又往往受理論和技術(shù)發(fā)展的約束,成功具有很大偶然性;另外研發(fā)活動的效率還受多種因素的影響,所以研發(fā)投入為企業(yè)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(shè):

H1:加大研發(fā)投入的指出能夠提高企業(yè)績效,但績效的提高具有滯后性.

獨立董事的設(shè)立緩解了股東和管理層內(nèi)部控制而損害企業(yè)整體利益的問題.企業(yè)獨立董事越多,董事會就越能公正客觀履行監(jiān)督職能,更有助于企業(yè)在研發(fā)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(shù)領(lǐng)域的專家,擁有專業(yè)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(zhàn)略決策.本文提出第二條假設(shè):

H2:企業(yè)的獨立董事比例越高,研發(fā)投入與企業(yè)績效的正相關(guān)關(guān)系越強.

3 研究設(shè)計

3.1 變量選取

3.1.1 被解釋變量

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

3.1.2 解釋變量

①研發(fā)投入

參考以前學(xué)者文獻的基礎(chǔ)上,本文選取研發(fā)投入與總資產(chǎn)比值作為研發(fā)投入衡量指標(biāo),記為研發(fā)投入強度.因為本文的研究假設(shè)1需要驗證研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響是否有滯后效應(yīng),所以本文增加了研發(fā)投入強度的滯后項:2015年當(dāng)年的研發(fā)投入強度記為RD_00,滯后一期、滯后兩期和滯后三期的研發(fā)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?cè)藬?shù)衡量董事會獨立性,標(biāo)記為B_INDEPENDENT.

3.1.3 控制變量

在參考以前學(xué)者研究的成果的基礎(chǔ)上,本文選取企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)和行業(yè)三個變量作為控制變量.以總資產(chǎn)來衡量企業(yè)規(guī)模,標(biāo)記為ASSET;以資產(chǎn)負(fù)債率來衡量資本結(jié)構(gòu),標(biāo)記為LEV;以虛擬變量來反應(yīng)行業(yè)狀況,并按照中國數(shù)據(jù)統(tǒng)計庫對高技術(shù)行業(yè)的劃分(當(dāng)企業(yè)屬于高技術(shù)行業(yè),虛擬變量值為1,否則,變量值為0),該變量標(biāo)記為INDUSTRY.

3.2 樣本數(shù)據(jù)來源

本文選取2015年滬深兩市主板和創(chuàng)業(yè)板披露了研發(fā)投入信息的企業(yè)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(yè),以及數(shù)據(jù)缺失的企業(yè).篩選之后最終得到691家樣本企業(yè),最終本文樣本數(shù)據(jù)為691家企業(yè)2015年的截面數(shù)據(jù).

本文研發(fā)投入企業(yè)資本化和費用化研發(fā)費用總和,資本化研發(fā)投入為“開發(fā)支出”本期發(fā)生額,費用化研發(fā)投入在管理費用明細(xì)列示.研發(fā)費用和其他數(shù)據(jù)都來源于國泰安數(shù)據(jù)庫,經(jīng)過分析、計算整理后獲得,缺失的研發(fā)投入和部分其他數(shù)據(jù)手工翻閱企業(yè)年度財務(wù)報告.

本文數(shù)據(jù)處理采用Excel,數(shù)據(jù)分析采用計量經(jīng)濟軟件Eviews9．0及Stata14．0.

3.3 統(tǒng)計描述

表1 變量統(tǒng)計描述

從表1可以看出,四年的研發(fā)強度最大值為0.399404,最小值為0,不同企業(yè)間研發(fā)活動投入差異較大;隨著時間推移,研發(fā)投入強度標(biāo)準(zhǔn)差在縮小,隨著經(jīng)營的成熟和認(rèn)識的提高,企業(yè)之間對研發(fā)投入的差距在縮小.四年的研發(fā)強度與企業(yè)績效ROA均成正相關(guān),并且滯后兩期的研發(fā)強度與ROA相關(guān)關(guān)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(shù)在4~18之間,中位數(shù)和均值在9附近,說明我國上市企業(yè)董事會人數(shù)大多數(shù)在9人左右.獨立董事比例中位數(shù)0.363636,均值0.376773,接近但略高于我國公司法規(guī)定的三分之一.

3.4 模型構(gòu)建

根據(jù)本文研究假設(shè)和目的,本文構(gòu)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(shù),B_Features表示董事會特征,RD_0i?B_Featrues表示董事會特征與研發(fā)投入的交叉項.模型1用來檢驗假設(shè)1,即檢驗研發(fā)投入對企業(yè)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(fā)投入的交叉項,用來檢驗假設(shè)2,檢驗董事會特征是否為研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)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(shù)是否顯著且符合經(jīng)濟意義;

對每個單獨的董事會特征變量,需經(jīng)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(yè)績效有直接影響;

第三步:將董事會特征與研發(fā)投入交叉項帶入模型3,若交叉項系數(shù)顯著,表明該董事會特征對研發(fā)投入與企業(yè)績效的相關(guān)關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用,董事會特征是兩者關(guān)系的純調(diào)節(jié)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(shù)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(fā)投入與企業(yè)績效的同質(zhì)調(diào)節(jié)變量.

第五步:為了檢驗高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)企業(yè)中,董事會特征對研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用是否有差異,把樣本數(shù)據(jù)按照高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)企業(yè)進行分組,通過分組回歸驗證是否具有差異性.

純調(diào)劑變量影響預(yù)測變量與因變量之間關(guān)系的形態(tài)或方向,改變斜率;同質(zhì)調(diào)節(jié)變量影響因果關(guān)系的強度,不同組之間因果關(guān)系強度不同.

4 實證結(jié)果與分析

4.1 研發(fā)投入與企業(yè)績效的相關(guān)關(guān)系

根據(jù)之前構(gòu)建的模型1,分別將研發(fā)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(jié)果更可信,最后將四期的研發(fā)投入強度帶入模型1,觀察四期研發(fā)投入強度系數(shù)差異.結(jié)果如下:

資產(chǎn)規(guī)模越大,企業(yè)績效傾向于越好,而資產(chǎn)負(fù)債率對企業(yè)績效有負(fù)向影響,說明企業(yè)負(fù)債越多,越會對企業(yè)績效產(chǎn)生不利影響,這可能是因為負(fù)債增加了企業(yè)的資金成本.

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

另外,按照INDUSTRY＝1(高技術(shù)企業(yè))和INDUSTRY＝0(非高技術(shù)企業(yè))將數(shù)據(jù)分為兩組,分別做模型1-3的回歸,結(jié)果如下:

表2 研發(fā)投入與企業(yè)績效分組回歸結(jié)果

從表2可以看出,高技術(shù)企業(yè)和非高技術(shù)企業(yè)回歸模型擬合優(yōu)度都比較好,研發(fā)投入強度的系數(shù)顯著為正數(shù),而且在高技術(shù)企業(yè)中更加明顯.

4.2 董事比例、研發(fā)投入與企業(yè)績效

將獨立董事比例B_INDEPENDENT分別引入模型2和模型3,結(jié)果如下.

表3 獨立董事比例、研發(fā)投入與企業(yè)績效回歸結(jié)果

從表3可以看出,模型2-2中,研發(fā)投入RD_ 02的回歸系數(shù)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(yè)績效沒有直接影響;模型3-2中,獨立董事比例與研發(fā)投入強度的交叉項系數(shù)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(fā)投入的交叉項后,研發(fā)投入RD_00的回歸系數(shù)由正變成了負(fù),可見,獨立董事比例是研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的純調(diào)節(jié)變量,但調(diào)節(jié)方向是負(fù)向的.

5 研究結(jié)論及政策建議

5.1 研究結(jié)論

本文在研究研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的基礎(chǔ)上引入董事會特征,得出以下結(jié)論.

加大研發(fā)投入有利于提高企業(yè)績效,但績效的提高具有2年左右滯后性;對于高技術(shù)企業(yè),研發(fā)投入的增加更能促進企業(yè)績效的提升.研發(fā)活動投入形成的創(chuàng)新結(jié)果對企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展和進步起了重要作用,其具有一定的滯后性.高技術(shù)企業(yè)很大程度上依賴于技術(shù)創(chuàng)新,故二者的正相關(guān)關(guān)系會更顯著.

獨立董事比例對企業(yè)績效無直接影響,為研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的純調(diào)節(jié)變量,且為負(fù)方向調(diào)節(jié)的.這一結(jié)論與理論上是相反的,表明獨立董事對于研發(fā)活動的投入并未發(fā)揮應(yīng)有作用.

5.2 政策建議

企業(yè)的競爭力越來越依賴于技術(shù)創(chuàng)新,企業(yè)決策層必須意識到研發(fā)活動投資的重要性,做出正確的研發(fā)投資決策.目前我國的研發(fā)活動投入相比于其他國家還比較低,企業(yè)缺少資金來源.國家對研發(fā)投入較高的企業(yè),要加大扶持力度,為企業(yè)研發(fā)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(fā)投入與企業(yè)價值的相關(guān)性研究[D]．西安:西安電子科技大學(xué),2010．

[3]韋魯已．高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)業(yè)績相關(guān)性的實證研究[D]．天津:天津理工大學(xué),2010．

[4]王蕾．研發(fā)支出與企業(yè)價值的相關(guān)性研究[D]．大連:東北財經(jīng)大學(xué),2013．

[5]何強,陳松．董事會運作,研發(fā)投入與公司績效—基于中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗分析[J]．山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2012(5)．

[6]金穎．關(guān)于高新技術(shù)上市公司R&D投入與績效的文獻綜述[J]．無錫商業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報,2008(6)．

[7]楊帆．研發(fā)支出與企業(yè)績效的文獻綜述[J]．時代金融,2014(2)．

[8]辛云峰．研發(fā)支出、企業(yè)績效與市場反應(yīng)—基于中國中小企業(yè)板和創(chuàng)業(yè)板上市公司的實證研究[D]．北京:財政部財政科學(xué)研究所,2013．

[9]朱朝暉．董事會結(jié)構(gòu)特征對R&D投資與上市公司財務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用研究[D]．杭州:浙江工商大學(xué),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(xué)研究項目“金融服務(wù)功能視角下區(qū)域金融深化與經(jīng)濟發(fā)展的空間耦合關(guān)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(yè)金融研究.