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)已成為我國搶占新一輪經(jīng)濟和科技發(fā)展制高點的重大戰(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)周期長且風險大、管理團隊素質(zhì)高、政府政策資金支持等特點。它并非單一產(chǎn)業(yè)，而是包括多個產(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核心科技取得突破，都將牽一發(fā)而動全身，引起整個產(chǎn)業(yè)的革新，對經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的帶動作用將遠遠超出本行業(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)競爭優(yōu)勢的重要法寶，而研究與開發(fā)（Research ＆Development，以下簡稱為“研發(fā)”或“R＆D”）的投入則是技術(shù)創(chuàng)新的源泉。在國家宏觀政策的引導(dǎo)和政府優(yōu)惠政策的鼓勵下，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。董事會作為企業(yè)內(nèi)部治理的核心，其治理有效性對企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和R＆D 投資等重大戰(zhàn)略決策有著直接影響，而董事會特征則在很大程度上決定了董事會職能的發(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”，對董事會特征在企業(yè)發(fā)展中的作用展開分析。

以往學(xué)者對董事會治理、R＆D 投入及企業(yè)績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)于董事會治理對研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系調(diào)節(jié)作用的文獻相對較少。從目前學(xué)者研究結(jié)論來看，董事會獨立性、董事會規(guī)模和董事會會議強度等因素對研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)［5－8］?；谝陨涎芯勘尘?，本文選取新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)為研究樣本，對基于董事會特征的R＆D 與績效的關(guān)系進行分析，以對現(xiàn)有研究進行補充，進而從董事會治理角度指出切實提升企業(yè)經(jīng)營績效的措施，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)

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

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特征對R＆D 投入與公司績效關(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型。第一類調(diào)節(jié)變量與自變量沒有交互作用，但影響模型中自變量與因變量之間關(guān)系的強度，屬于同質(zhì)調(diào)節(jié)變量；第二類調(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，董事會特征對R＆D 與公司績效關(guān)系調(diào)節(jié)作用的識別過程如圖1所示。

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

1.R＆D 投入對企業(yè)績效的影響

R＆D 投入對新一代信息技術(shù)企業(yè)在增強企業(yè)的技術(shù)水平、改良產(chǎn)品、提高經(jīng)營績效和爭取競爭力方面有著十分重要的作用。成功的研發(fā)活動一般還具有高回報性，其可能會促使企業(yè)形成核心競爭優(yōu)勢，預(yù)示著企業(yè)較好的經(jīng)營業(yè)績與發(fā)展前景。因此，本文提出第一個假設(shè)：

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

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

企業(yè)R＆D 活動嚴重的信息不對稱性和專屬性給外部投資者對R＆D 活動的監(jiān)督和評估帶來一定的困難和很高的成本。依據(jù)委托代理理論，緩解代理問題最根本方法是使管理者與股東利益趨于一致。董事會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?，隨之也承擔了股東的部分風險，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：董事會持股對R＆D 投入與企業(yè)績效的關(guān)系起到正向的調(diào)節(jié)作用。

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

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

年輕董事通常更喜歡冒險并對自己職業(yè)前景有更長的預(yù)期，因此他們期望通過增加R＆D 投資提升自己的業(yè)績；而年長董事由于體力和精力的局限，考慮到R＆D 投資的高風險性、回報的滯后性等問題，通常不愿做出組織變革。因此，年長董事相對年輕董事較少關(guān)注R＆D 投資活動。董事會是公司的權(quán)力機構(gòu)，董事長和總經(jīng)理則是公司最為重要的管理負責人，他們對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R＆D 投入與企業(yè)績效的關(guān)系起到反向的調(diào)節(jié)作用。

4.董事會會議強度對R＆D 投入與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

董事會會議強度是指一年內(nèi)通過各種形式召開的董事會會議次數(shù)，它是衡量董事會是否有效參與公司治理的重要指標。董事會會議頻率越高，說明董事會越積極參與公司治理，越能更加有效、及時地解決R＆D 投資的相關(guān)問題，從而保證R＆D 投資項目順利進行。由此提出下面假設(shè)：

H4：董事會會議強度對R＆D 投入與企業(yè)績效的關(guān)系起到正向的調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計

1.樣本選取及數(shù)據(jù)來源

《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(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算為代表的高端軟件六個子行業(yè)”［10］。本文樣本是根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（2012）》（試行）［11］及戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)相關(guān)個股一覽表對七個產(chǎn)業(yè)的細分標準［12］，參考巨潮咨詢網(wǎng)站及新浪財經(jīng)網(wǎng)站等財經(jīng)板塊信息，選取中國滬深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，文章采用的績效指標滯后于R＆D 指標一年，即選取新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)2009年至2012年數(shù)據(jù)作為研究對象。

為保證研究結(jié)論有效性，本文還進行了以下篩選：（1）剔除了被ST 和＊ST 的上市公司；（2）剔除研發(fā)支出、相關(guān)財務(wù)和董事會特征等數(shù)據(jù)無法獲取的上市公司；（3）剔除變量數(shù)據(jù)異常的上市公司，如ROE為負值等。通過以上篩選后最終獲得137家347個樣本。本文的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和巨靈數(shù)據(jù)庫，部分缺失的數(shù)據(jù)通過翻閱年報手工整理獲取。

2.變量設(shè)定

本文選取凈資產(chǎn)收益率ROE作為企業(yè)績效替代變量，由于R＆D 收益的滯后性，選取的績效指標ROE滯后R＆D 指標一年；將企業(yè)的研發(fā)強度作為解釋變量，定義為變量RDI，并將董事會特征變量作為調(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

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）董事會特征對R＆D 投入與企業(yè)績效關(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）、董事會會議強度（BMN），αi為常數(shù)項，λi、μi、θi表示相關(guān)系數(shù)，εi為殘差。

三、實證分析

1.描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2提供了所涉及樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(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)情況與以往文獻數(shù)據(jù)進行比較發(fā)現(xiàn)，新一代信息技術(shù)企業(yè)的R＆D 活動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，總體上來說，企業(yè)對董事的股權(quán)激勵是有一定力度的。關(guān)鍵董事年齡跨度較大，由34歲到72歲不等，平均值為48。董事會會議強度的平均值為9，最大值為22，最小值為3。

表2 描述性統(tǒng)計

2.回歸分析

（1）董事持股比例對R＆D 與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用 采用分層回歸法檢驗董事持股比例對R＆D 投入與企業(yè)績效關(guān)系的影響。第一步先加入控制變量對RDI與企業(yè)績效做回歸分析，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（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，遠小于10，因此不考慮變量間的多重共線性問題。

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投入對于企業(yè)績效的提高有著積極促進作用；但從表3回歸結(jié)果可以看到Model3中BH 和RDI的交互項不顯著，而且Model2中BH 系數(shù)也不顯著，說明董事持股比例與企業(yè)績效不存在相關(guān)性，為驗證其是否為同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，按董事持股比例的均值將樣本分組進行回歸分析。

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

從表4分組檢驗結(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，說明董事持股比例越高對R＆D 投入與企業(yè)績效關(guān)系的影響越強，越有利于R＆D 活動開展。

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

（2）關(guān)鍵董事年齡對R＆D 與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用 采用分層回歸法檢驗關(guān)鍵董事年齡對R＆D 投入與企業(yè)績效關(guān)系的影響。第一步先加入控制變量對RDI與企業(yè)績效做回歸分析，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（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，遠大于10，說明變量間存在嚴重的多重共線性問題。于是按照關(guān)鍵董事年齡均值將樣本進行分組，然后分別對各組樣本進行回歸分析。

從表5分組檢驗結(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R＆D 投入與企業(yè)績效的關(guān)系的影響越強。

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

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

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，說明董事會會議強度對R＆D 投入與企業(yè)績效二者關(guān)系沒有調(diào)節(jié)作用，H3沒有得到證實。

表6 董事會會議強度對R＆D投入與績效關(guān)系調(diào)節(jié)作用分組回歸分析

四、結(jié)論及政策建議

本文對基于董事會特征調(diào)節(jié)效應(yīng)的R＆D 投入與企業(yè)績效的關(guān)系進行實證檢驗，根據(jù)檢驗結(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 活動對企業(yè)績效的提高有著積極的促進作用。目前我國企業(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R＆D投入與企業(yè)績效的關(guān)系有著間接調(diào)節(jié)作用，可以正向改變二者關(guān)系的強度。也就是說，董事持股比例越高對R＆D 投入與企業(yè)績效關(guān)系的影響越強。讓董事會成員持有一定股份，目的是緩解二者間的代理問題，使董事會成員能夠站在所有者的立場去爭取企業(yè)的長遠發(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R＆D 投入與企業(yè)績效的關(guān)系的影響越強。新一代信息技術(shù)企業(yè)應(yīng)當注重優(yōu)化董事會年齡結(jié)構(gòu)，要充分認識年輕董事的創(chuàng)造力及開拓精神，發(fā)揮其主導(dǎo)力量，在制定公司研發(fā)戰(zhàn)略時應(yīng)將年輕董事的創(chuàng)造性與年長董事豐富的經(jīng)營經(jīng)驗、專業(yè)知識及人脈資源結(jié)合起來。第四，董事會會議強度并非調(diào)節(jié)變量，對R＆D 投入與企業(yè)績效的關(guān)系沒有調(diào)節(jié)作用。董事會會議強度小可能是董事會未能恪盡職守的結(jié)果，而董事會會議強度大可能是溝通效率低或是企業(yè)業(yè)績下滑的表現(xiàn)，董事會利用頻繁會議來商討應(yīng)急對策，存在盈余管理甚至財務(wù)舞弊的可能。新一代信息技術(shù)企業(yè)應(yīng)當合理設(shè)置董事會會議頻率，提高董事會會議質(zhì)量，既要避免會議的形式化、空洞化，又應(yīng)讓董事有足夠時間參與公司研發(fā)決策的商討，充分提高董事會會議的主動治理效率。

［1］國務(wù)院.國務(wù)院關(guān)于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定（全文）［J］.中國科技產(chǎn)業(yè)，2010，（10）：14－19.

［2］任海云.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R＆D 投入關(guān)系的實證研究——基于A 股制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)分析［J］.中國軟科學(xué)，2010，（5）：126－135.

［3］文 芳.股權(quán)集中度、股權(quán)制衡與公司R＆D 投資——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.南方經(jīng)濟，2008，（4）：41－52.

［4］唐清泉，徐 欣，曹 媛.股權(quán)激勵、研發(fā)投入與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展——來自中國上市公司的證據(jù)［J］.山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2009，（31）：77－84.

［5］M.Lipton，J.Lorsch.A modest proposal for improved corporate governance［J］.Business Lawyer，1992，（48），59－77.

［6］Chung K，Wright P，Kedia B.Corporate Governance and Market Valuation of Capital and R＆D Investments［J］.Review of Financial Economics，2003，（12）：161－172.

［7］耿菲菲.公司治理視角下研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系研究［D］.北京：對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)，2010.

［8］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）：55－63.

［9］Sharma S，Durand RM，Gur－Arie O.Identification and analysis of moderator variables［J］.Journal of Marketing Research，1981，（18）：291－300.

［10］中國政府網(wǎng).國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃綱要（全文）［EB／OL］.（2011－03－16）［2014－05－11］.http：／／www.gov.cn／2011lh／content＿1825838.htm.

［11］國家統(tǒng)計局.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（2012）（試行）［EB／OL］.（2013－01－14）［2014－05－11］.http：／／www.stats.gov.cn／tjsj／tjbz／201301／t20130114＿8674.html.

［12］和訊網(wǎng).新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)主要受益?zhèn)€股表現(xiàn)［EB／OL］.（2013－01－14）［2014－05－11］.http：／／stock.hexun.com／2010／qcy／index.html.