許 強(qiáng), 王利琴, 茅旭棟

（浙江工業(yè)大學(xué) 經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院，浙江 杭州 311000）

一、 引 言

創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長的重要內(nèi)生變量，是企業(yè)持續(xù)競爭優(yōu)勢的重要源泉。創(chuàng)新活動有別于企業(yè)日常運營活動，具有高收益與高風(fēng)險并存的顯著特征。因此，企業(yè)的創(chuàng)新投入離不開有效的戰(zhàn)略決策與資源保障。而董事會作為創(chuàng)新戰(zhàn)略的主要決策者，在企業(yè)創(chuàng)新投入的決策過程中行使監(jiān)督和服務(wù)的二元職能（Schmidt和Brauer，2006）。從資源依賴?yán)碚摰慕嵌瘸霭l(fā)，董事會運用其擁有的專業(yè)知識和資源協(xié)助管理層做出創(chuàng)新決策（Mace，1971）；從委托代理理論的角度出發(fā)，董事會通過對管理層特別是CEO的聘用、解聘和評價來監(jiān)督企業(yè)的創(chuàng)新決策（Adams等，2010）。董事會服務(wù)職能和監(jiān)督職能的發(fā)揮都需要良好的信息基礎(chǔ)為前提，而后者往往取決于CEO—董事會關(guān)系的友好程度。Adams和Ferreira（2007）認(rèn)為友好的CEO—董事會關(guān)系能夠促進(jìn)CEO和董事會的溝通交流，為董事會提供服務(wù)職能和監(jiān)督職能提供信息基礎(chǔ)。然而，過度友好的CEO—董事會關(guān)系必然會導(dǎo)致董事會獨立性的喪失，不利于董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮（Fama和Jensen，1983）。另外，已有研究表明，服務(wù)型董事能有效促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入，而監(jiān)督型董事卻會阻礙企業(yè)的研發(fā)投入（龔輝鋒和茅寧，2014）。CEO—董事會關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入的影響如此錯綜復(fù)雜，以往文獻(xiàn)也未對其進(jìn)行全面梳理和研究。因此，友好的CEO—董事會關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入的影響究竟如何？通過何種途徑來影響企業(yè)研發(fā)投入？該影響機(jī)制是否具有動態(tài)變化性？這都需要進(jìn)一步研究和探索。

現(xiàn)有研究主要存在以下不足：一是已有文獻(xiàn)側(cè)重于CEO—董事會關(guān)系對創(chuàng)新績效的影響（Kang等，2012），但CEO—董事會關(guān)系對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響以及其內(nèi)在的影響機(jī)制都尚未明確。二是缺乏基于董事會二元職能視角的實證研究。Hillman和Dalzie（2003）認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)將董事會的服務(wù)職能和監(jiān)督職能結(jié)合起來，以避免選擇一種視角而忽視另一種視角所帶來的理論缺陷和過激的改革舉措。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)多從單一的董事會職能角度出發(fā)，來分別論證董事會CEO—董事會關(guān)系與董事會服務(wù)職能與監(jiān)督職能的關(guān)系（Kang等，2012；陸瑤和胡江燕，2014）。Adams和Ferreira（2007）雖從董事會二元職能視角提出了CEO—董事會關(guān)系對董事會治理有效性影響的理論框架，但仍缺乏相關(guān)實證研究。三是缺乏對處于不同生命周期下企業(yè)董事會二元職能的動態(tài)性研究。以往研究表明，企業(yè)對董事會服務(wù)職能與監(jiān)督職能發(fā)揮的需求會對董事會職能的發(fā)揮效用產(chǎn)生影響（Schmidt，2015）。處于不同生命周期的企業(yè)，其面臨的信息不對稱程度和委托代理關(guān)系也不同（李云鶴和李湛，2012），對董事會服務(wù)職能和監(jiān)督職能發(fā)揮的需求也必然會有所不同，相關(guān)研究卻處于空白狀態(tài)。四是以往對董事會履行服務(wù)職能與監(jiān)督職能的測量方式有待改進(jìn)，大多采用替代性變量。以前大多采用效果相關(guān)指標(biāo)，如使用企業(yè)創(chuàng)新績效（Kang等，2012）衡量董事會的服務(wù)職能，企業(yè)欺詐行為的多少（Chidambaran等，2010）衡量董事會的監(jiān)督職能，這些替代指標(biāo)可以從一定程度上體現(xiàn)衡量董事會職能的行使?fàn)顩r，卻無法直接反映董事會職能行使的強(qiáng)弱程度。

綜上，本文建立了CEO—董事會關(guān)系與董事會二元職能、企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系模型，試圖打開CEO—董事會關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入影響的“黑箱”，揭示在研發(fā)投入決策過程中董事會兩種職能的具體發(fā)揮機(jī)制和在不同企業(yè)生命周期中的動態(tài)變化規(guī)律。本文的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三點：一是從董事會的服務(wù)與監(jiān)督的二元視角探討了CEO—董事會關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入的內(nèi)在影響機(jī)制，同時有助于調(diào)和董事會運行過程中解決服務(wù)職能和監(jiān)督職能之間的悖論沖突；二是本文基于企業(yè)不同生命周期，探討了CEO—董事會關(guān)系對董事會職能和企業(yè)研發(fā)投入的影響，有助于揭示CEO—董事會關(guān)系影響企業(yè)研發(fā)投入的動態(tài)變化規(guī)律；三是以過程行為來衡量董事會職能履行，而不是用結(jié)果導(dǎo)向型的指標(biāo)來反映董事會職能，有助于從過程視角研究董事會職能的相關(guān)研究。

二、 研究假設(shè)

（一）CEO—董事會關(guān)系與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系

企業(yè)創(chuàng)新往往是對新事物和新想法的探索，幾乎在企業(yè)創(chuàng)新過程的每一個階段，都需要董事會和高管團(tuán)隊的共同探討（Manso，2011）。CEO與董事會的友好關(guān)系有利于董事會為企業(yè)創(chuàng)新提供多元化的思維和視角，影響董事會創(chuàng)新戰(zhàn)略決策時的認(rèn)知開發(fā)以及創(chuàng)新戰(zhàn)略的選擇（李小青，2012）。具體來說，友好的CEO—董事會關(guān)系能夠促進(jìn)CEO和董事會在行業(yè)相關(guān)知識以及企業(yè)信息方面的溝通和交流，有助于在創(chuàng)新戰(zhàn)略的識別階段發(fā)掘新的創(chuàng)新機(jī)會，在開發(fā)階段搜尋和設(shè)計更多可供選擇的創(chuàng)新方案，在選擇階段能夠充分考慮財務(wù)、技術(shù)、市場等各個方面的影響因素，評價備選方案，因此，友好的CEO—董事會關(guān)系能有效降低企業(yè)創(chuàng)新活動的風(fēng)險，推動企業(yè)的創(chuàng)新傾向。另外，董事會是評價CEO績效的主體（周杰和薛有志，2008），CEO與董事會的友好關(guān)系有利于董事會對企業(yè)內(nèi)部信息及創(chuàng)新戰(zhàn)略的了解。信息不對稱性的減少使得董事會更偏向于戰(zhàn)略控制，而非財務(wù)控制（Hoskisson等，2002），有效避免CEO為提高短期績效而放棄戰(zhàn)略性投資項目所需的技術(shù)創(chuàng)新投資。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：友好的CEO—董事會關(guān)系促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入提高。

（二）CEO—董事會關(guān)系通過董事會職能對企業(yè)研發(fā)投入的影響

1. CEO—董事會關(guān)系通過董事會服務(wù)職能對企業(yè)研發(fā)投入的影響

資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為，企業(yè)的生存能力不僅在于自身的基礎(chǔ)資源和能力，還取決于其從外部環(huán)境獲取關(guān)鍵資源的機(jī)會和能力（Pfeffer和Salancik，2003）。董事會作為公司治理的重要組成部分之一，應(yīng)當(dāng)利用自身的各種資源、信息經(jīng)驗等，幫助公司經(jīng)營者做好各種重大的戰(zhàn)略決策（Mace，1971）。然而，許多董事會成員在其他公司都有自己的全職工作，因此他們對企業(yè)的了解很大程度上依靠CEO給予的企業(yè)運營信息。CEO提供的信息質(zhì)量越高，董事會提供的意見和建議質(zhì)量也會越高（Adams和Ferreira，2007）。然而，當(dāng)董事會表現(xiàn)得過于獨立時，CEO會害怕董事會使用這些信息來干預(yù)和監(jiān)督自己的決策，從而CEO不愿意將信息分享給董事會成員。Holmstrom（2005）建議，董事會應(yīng)當(dāng)努力獲取CEO的信任并保持友好關(guān)系，促進(jìn)董事會和CEO的信息共享。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：CEO—董事會關(guān)系越友好，越有利于董事會服務(wù)職能的發(fā)揮。

在創(chuàng)新決策過程中，董事會的服務(wù)職能主要表現(xiàn)為：培育高管團(tuán)隊和董事會的共同信念，明確企業(yè)創(chuàng)新的總體方向和創(chuàng)新程度，與CEO討論并且明確創(chuàng)新項目的具體方向等（Stiles，2001）。并且，董事會的參與能夠使得高管團(tuán)隊感知到董事會的支持，有利于營造高管團(tuán)隊的創(chuàng)新環(huán)境，提高對風(fēng)險性創(chuàng)新研發(fā)項目投入的積極性（Sundaramurthy和Lewis，2003）。相關(guān)的實證研究表明，服務(wù)型董事比例對企業(yè)的研發(fā)投入有顯著正向影響（Faleye等，2011；龔輝鋒和茅寧，2014）。Robeson和O’Connor（2013）也發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新決策型董事會能夠改善公司整體的創(chuàng)新水平。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2b：董事會的服務(wù)職能越強(qiáng)，越有利于促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入。

假設(shè)2c：CEO—董事會關(guān)系會通過增強(qiáng)董事會的服務(wù)職能而對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生正向影響。

2. CEO—董事會關(guān)系通過董事會監(jiān)督職能對企業(yè)研發(fā)投入的影響

代理理論認(rèn)為，在所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離的情形下，管理者和所有者的目標(biāo)分歧可能會導(dǎo)致管理者為了自己的目標(biāo)而制定損害股東利益的決策（Fama和Jensen，1983）。董事會的監(jiān)督一直被認(rèn)為是解決管理者與所有者之間利益沖突的重要機(jī)制（Porta等，1999；祝繼高等，2015）。而董事會的獨立性則是保障董事會有效監(jiān)督的關(guān)鍵性因素之一（Hillman和Dalzie，2003）。Lynall等（2003）研究表明，董事會獨立性水平越高，董事會對CEO的依賴程度就越低，董事會對CEO的監(jiān)督就越有效。Chidambaran等（2010）通過對美國560家企業(yè)研究表明，CEO與董事會的友好關(guān)系不利于董事會的監(jiān)督，會大大提高企業(yè)的風(fēng)險水平。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3a：CEO—董事會關(guān)系越友好，越不利于董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮。

與企業(yè)常規(guī)的經(jīng)營活動不同，創(chuàng)新活動具有風(fēng)險性大、投資回收期長、專業(yè)性強(qiáng)的特點（Kor，2006）。一方面，企業(yè)的創(chuàng)新活動往往需要大量的實驗。通過監(jiān)督，董事會了解到實驗過程中的經(jīng)常性的失敗結(jié)果，使得董事會的創(chuàng)新決策更加集權(quán)化、形式化和程序化（Kang等，2012）。另一方面，研發(fā)與創(chuàng)新需要培育公司特有的人力資本、容忍實驗和潛在的代價高昂的錯誤，需要董事會向CEO明確提供承擔(dān)戰(zhàn)略風(fēng)險的必要保證。監(jiān)督破壞了CEO對這種保證的感知，導(dǎo)致CEO更多地關(guān)注相對安全的常規(guī)項目，而不是高風(fēng)險的創(chuàng)新。董事會過度的監(jiān)督甚至?xí)呱芾碚叩亩唐谛袨?，減少提升公司價值的研發(fā)與創(chuàng)新活動（Fich和Shivdasani，2006）。龔輝鋒和茅寧（2014）通過對我國A股上市公司的實證研究發(fā)現(xiàn)，監(jiān)督董事的數(shù)量會對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生負(fù)向影響，對企業(yè)的資產(chǎn)報酬率也會產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。因此，董事會的監(jiān)督職能可能會對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生負(fù)面影響。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3b：董事會的監(jiān)督職能越弱，越不利于促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入。

假設(shè)3c：CEO—董事會關(guān)系會通過削弱董事會的監(jiān)督職能而對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生正向影響。

（三）生命周期的調(diào)節(jié)作用

1. 生命周期對董事會服務(wù)職能和研發(fā)投入關(guān)系的影響

企業(yè)生命周期理論認(rèn)為，由于處于不同成長階段的企業(yè)信息不對稱程度和委托代理關(guān)系不同，公司治理機(jī)制的效果也會發(fā)生變化（李云鶴和李湛，2012）。因此，企業(yè)治理機(jī)制應(yīng)根據(jù)企業(yè)所處生命周期的不同特點來進(jìn)行選擇（劉蘋和陳維政，2005）。相較于成熟企業(yè)，處于較早生命周期階段的企業(yè)面臨的市場和經(jīng)營環(huán)境的變化較快，不確定性程度較高（Garg，2013）。由于企業(yè)處于起步階段，其擁有的資源相對來說也較為有限（Adizes，1997）。此時企業(yè)更需要董事會為其提供服務(wù)、決策指導(dǎo)和資源提供等職能，有效應(yīng)對成長過程中的各種挑戰(zhàn)，以幫助早期的企業(yè)更快成長；而成熟的企業(yè)，其所處環(huán)境與市場也開始趨于穩(wěn)定，其所擁有的資源也日漸積累豐富。因此，相較于處于較早生命周期的企業(yè)來說，其對董事會的服務(wù)需求有所降低。而在服務(wù)需求較高的企業(yè)中，服務(wù)型董事的價值和效用更為顯著（Faleye等，2011）。由此可知，處于較早生命階段的企業(yè)，對董事會服務(wù)職能的需求也就越高，董事會服務(wù)職能的發(fā)揮程度也越高，從而對企業(yè)的研發(fā)投入的正向影響也就越大。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：處于較早生命階段的企業(yè)，董事會服務(wù)職能對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響越大。

2. 生命周期對董事會監(jiān)督職能和研發(fā)投入關(guān)系的影響

企業(yè)的監(jiān)督需求是影響董事會監(jiān)督職能發(fā)揮效用的重要影響因素之一（Schmidt，2015）。從代理理論的角度來看，處于初創(chuàng)期的企業(yè)，CEO和董事長兩職合一的情況較為常見，股權(quán)結(jié)構(gòu)較為集中，因此所有者和經(jīng)營者之間的代理問題并不突出（Garg，2013）。而隨著企業(yè)的逐漸成熟，股權(quán)開始分散，所有者對經(jīng)營者的代理問題也日漸突出。此時，董事會的有效監(jiān)督便成為降低代理成本的最主要手段之一（Fama和Jensen，1983；Porta等，1999）。因此，企業(yè)越是成熟，對董事會監(jiān)督需求便會越高，董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮程度也越高，從而對企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)向影響便會越大。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：企業(yè)處于越成熟的生命周期階段，董事會監(jiān)督職能對企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)向影響更大。

本文構(gòu)建的概念模型如圖1所示。

圖1 概念模型與研究假設(shè)示意圖

三、 數(shù)據(jù)與方法

（一）研究樣本

本研究選擇2013—2015年已在深圳和上海證券交易市場上市的A股作為初始研究樣本，樣本數(shù)據(jù)主要來自于公司年報和國泰安數(shù)據(jù)庫。本文根據(jù)國家統(tǒng)計局2002年頒布的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類目錄》，選取5個技術(shù)密集型行業(yè)，即醫(yī)藥制造業(yè)、IT信息業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)、航空航天制造業(yè)、信息化學(xué)品制造業(yè)，共計152家企業(yè)，之后對樣本公司進(jìn)行相應(yīng)篩選，剔除沒有連續(xù)三年完整財務(wù)數(shù)據(jù)、CEO資料或董事資料的公司，剔除ST和PT的公司，最后得到符合條件的樣本對象共計123家，具體行業(yè)分布見表1。本文測量CEO—董事會關(guān)系、董事會職能的相關(guān)數(shù)據(jù)由年報以及網(wǎng)絡(luò)手工搜集整理所得，其他變量數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

表1 樣本高新技術(shù)上市公司在產(chǎn)業(yè)的分布表

（二）變量測度

1. CEO—董事會關(guān)系

Chidambaran等（2010）和Kang等（2012）將CEO—董事會關(guān)系劃分為職業(yè)關(guān)系和非職業(yè)關(guān)系，其中職業(yè)關(guān)系是指CEO與董事會曾經(jīng)在同一家公司任職，非職業(yè)關(guān)系是指CEO與董事會曾經(jīng)在同一學(xué)校就讀或在同一社團(tuán)參加活動。陸瑤和胡江燕（2014）認(rèn)為，我國的社團(tuán)發(fā)展并不普遍，CEO與董事會在同一社團(tuán)活動的關(guān)系對我國上市公司的影響并不突出，而CEO與董事會的“老鄉(xiāng)”關(guān)系卻是連結(jié)CEO與董事會的一種重要關(guān)系。因此，本文綜合借鑒以往學(xué)者對CEO—董事會關(guān)系的測量，將現(xiàn)有年報披露的CEO①本文CEO是企業(yè)最高管理者，但是在我國各個稱謂不同，有些公司沒有直接給出CEO，但是不能否定該公司具有CEO這個事實，本文按照CEO、總裁、總經(jīng)理的優(yōu)先順序來認(rèn)定，并且做到每一個公司有且只有一個CEO（Chang和Wong，2009）。與外部董事的任職經(jīng)歷、教育背景、戶籍信息進(jìn)行對比，將與CEO曾經(jīng)在同一家公司任職、同一所學(xué)校就讀或戶籍省份相同的外部董事劃分為“友好型”董事。本文將“友好型”董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比例定義為CEO—董事會關(guān)系的友好程度，具體計算公式為：

2. 企業(yè)研發(fā)投入

企業(yè)研發(fā)投入，通常采用研發(fā)投入占企業(yè)銷售額的比例（Hill和Snell，2010；周建等，2013）、研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比例（Dowling和Mcgee，2011）或研發(fā)投入占企業(yè)市場價值的比例（Ettlie，2011）等一些二手?jǐn)?shù)據(jù)來測量。本文借鑒Hill和Snell（2010）、周建等（2013）等學(xué)者的測量方法，將研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比例作為衡量企業(yè)研發(fā)投入的指標(biāo)，具體計算公式如下：

3. 董事會職能

（1）服務(wù)職能。以往董事會服務(wù)職能的測量主要分為兩類。一類測量方法是通過設(shè)計調(diào)查問卷來獲取董事會服務(wù)職能的強(qiáng)弱（Pearce和Zahra，1991；汪麗，2006），此類方法往往涉及樣本公司治理的具體細(xì)節(jié)，調(diào)查問卷的獲取難度較大，且主觀程度較高；另一類測量方法是通過企業(yè)非效率投資等一些財務(wù)指標(biāo)來測量（Kim等，2014；段海艷，2016），此類指標(biāo)確實可以衡量董事會服務(wù)職能的實際效果，卻無法有效測量董事會服務(wù)職能的行為強(qiáng)度。董事會服務(wù)職能的發(fā)揮，最主要的途徑是：獨立董事在其作為專家所擅長的技術(shù)、財務(wù)、市場和管理等領(lǐng)域，對公司的業(yè)務(wù)進(jìn)行協(xié)助，包括宏觀上的戰(zhàn)略制定和微觀上的企業(yè)具體運營（Demb和Neubauer，1992）。因此，本文選取與董事會有關(guān)的新增對外投資項目數(shù)①對外投資項目：取自各公司年報第四部分董事會報告的對外股權(quán)投資情況。新增的對外投資項目：對比上一報告年度，本年度新增的對外股權(quán)投資項目。與董事會有關(guān)的新增對外投資項目：公司董事的個人簡歷中出現(xiàn)本年度新增對外投資項目的公司名稱，本文認(rèn)為該新增對外投資項目與董事會有關(guān)，即與董事會有關(guān)的新增對外投資項目。的自然對數(shù)（為了防止對0取對數(shù)無意義，對與董事會有關(guān)的新增對外投資項目數(shù)加1后取對數(shù)）來衡量董事會的服務(wù)職能的發(fā)揮，具體計算公式如下：

（2）監(jiān)督職能。董事會監(jiān)督作用主要體現(xiàn)在對管理層的聘用、解聘等發(fā)表意見以及獨立董事發(fā)表異議等方面。由于董事會活動的保密性，以往研究將CEO離職情況（Forbes和Milliken，1999；劉樹林等，2015）、獨立董事提出異議數(shù)（劉浩等，2012）等一些可觀測的變量作為董事會監(jiān)督職能的替代變量來進(jìn)行測量。為全面準(zhǔn)確測量董事會的監(jiān)督職能，本文使用兩個指標(biāo)來測量董事會的監(jiān)督職能的強(qiáng)弱。一是CEO是否非正常更換（AL），本年度出現(xiàn)CEO非正常離職情況則取1，否則取0，其中CEO非正常離職主要是指除退休、任期屆滿、結(jié)束代理等原因的CEO替換；二是獨立董事提出異議數(shù)的自然對數(shù)（為了防止對0取對數(shù)無意義，對獨立董事異議數(shù)加1后取對數(shù)），具體計算公式如下：

4. 企業(yè)生命周期

本文借鑒宋福鐵和屈文洲（2012）和李維安等（2013）的方法，對生命周期階段的劃分方法，利用留存收益與總資產(chǎn)的比值衡量樣本公司所處生命周期的階段，具體計算公式為：

當(dāng)公司處于較早生命階段時，投資機(jī)會較多且利潤較少，該指標(biāo)數(shù)值較??；隨著公司的逐漸成熟，利潤增加而投資機(jī)會減少，該指標(biāo)數(shù)值較大。

5. 控制變量

本文共設(shè)計了企業(yè)、董事會、CEO以及股權(quán)結(jié)構(gòu)四個層面的控制變量。在企業(yè)層面，本文將企業(yè)規(guī)模（F_SIZE）和企業(yè)盈利能力（ROA）進(jìn)行控制；在董事會層面，本文將董事會規(guī)模（B_SIZE）、外部董事占比（FRA_OB）和董事會持股比例（B_STOCK）進(jìn)行控制；在CEO層面，本文將CEO與董事長是否兩職合一（DUAL）和CEO的持股比例（CEO_OWN）進(jìn)行控制；在股權(quán)結(jié)構(gòu)層面，本文將股權(quán)集中度（CR_5）進(jìn)行控制。本文所設(shè)計的變量、變量符號及其測量方法見表2。

四、 分析與結(jié)果

本研究運用EVIEWS6.0等統(tǒng)計分析工具，通過對所獲取數(shù)據(jù)的分析來描述樣本的基本情況及變量之間的相關(guān)性，并采用層次回歸分析的方法對前文所提出的假設(shè)進(jìn)行檢驗。

（一）樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

表3列出了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果和變量之間的相關(guān)性分析。董事會服務(wù)職能分別與CEO—董事會關(guān)系和企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)（r=0.403，p＜0.01；r=0.167，p＜0.01），但測量董事會的監(jiān)督職能的兩個變量（CEO非正常離職與獨立董事提出異議情況）與CEO—董事會關(guān)系和企業(yè)研發(fā)投入之間沒有顯著關(guān)系，CEO—董事會關(guān)系與企業(yè)的研發(fā)投入也沒有顯著關(guān)系。

表2 研究變量設(shè)計表

表3 變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)系數(shù)矩陣

（二）假設(shè)檢驗

在面板數(shù)據(jù)模型的選擇上，使用F檢驗確定是混合模型還是固定效應(yīng)模型，然后使用Hausman檢驗確定是隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。檢驗結(jié)果表明，本文選擇應(yīng)建立固定效應(yīng)模型?？紤]到樣本個體以及時間變化因素的影響，本文將運用時間個體雙固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

1. 主效應(yīng)檢驗

假設(shè)1提出了CEO—董事會關(guān)系與企業(yè)的研發(fā)投入正相關(guān)。檢驗結(jié)果如表4中模型M1和M2所示，將企業(yè)研發(fā)投入作為因變量，并將控制變量放入回歸方程（模型M1）。在以上控制變量的基礎(chǔ)上，在第二步回歸中加入自變量CEO—董事會關(guān)系，發(fā)現(xiàn)CEO—董事會關(guān)系與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)（r=0.102，p＜0.01），假設(shè)H1得到了驗證。

2. 中介效應(yīng)檢驗

假設(shè)H2提出了董事會的服務(wù)職能在CEO—董事會關(guān)系與研發(fā)投入關(guān)系中起中介作用。本文使用與董事會有關(guān)新增對外投資情況來測量董事會的服務(wù)職能，CEO非正常離職和獨立董事提出異議情況來測量董事會的監(jiān)督作用。檢驗結(jié)果如表4中的模型M3—M11所示。首先，以董事會職能為因變量，以CEO—董事會關(guān)系為自變量，做層次回歸，形成模型M9—M11。由表4可知，CEO—董事會關(guān)系對董事會服務(wù)職能有顯著正向影響（r=0.668，p＜0.05），CEO—董事會關(guān)系對測量董事會監(jiān)督職能的兩個指標(biāo)有正向影響，但不顯著（r=0.119，p=n.s.；r=0.567，p=n.s.）。由此，假設(shè)H2a得到驗證，假設(shè)H3a未得到驗證。其次，在模型M1的基礎(chǔ)上，加入中介變量董事會職能，形成模型M3—M5。由表4可知，董事會的服務(wù)職能對企業(yè)的研發(fā)投入有顯著正向影響（r=0.020，p＜0.05），測量董事會監(jiān)督職能的兩個指標(biāo)對企業(yè)研發(fā)投入影響的顯著性均未通過檢驗，其中CEO非正常離職情況對企業(yè)研發(fā)投入有負(fù)向影響（r=–0.001，p=n.s.），獨立董事提出異議情況對企業(yè)研發(fā)投入有正向影響（r=0.006，p=n.s.）。由此，假設(shè)H2b得到驗證，假設(shè)H3b未得到驗證。最后，為檢驗董事會職能的中介作用，在模型M2的基礎(chǔ)上加入董事會服務(wù)職能中介變量，形成M6—M8。在董事會服務(wù)職能中介變量加入后，CEO—董事會關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入的影響減小，顯著性減弱（r=0.084，p＜0.05），說明董事會服務(wù)職能在CEO—董事會關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響中起部分中介作用，由此假設(shè)H2c得到驗證。在測量董事會監(jiān)督職能的兩個中介變量加入后，中介變量CEO非正常離職情況和獨立董事發(fā)表異議情況對企業(yè)研發(fā)投入的影響均不顯著（r=–0.002，p=n.s.；r=0.005，p=n.s.），假設(shè)H3c未通過檢驗。

表4 主效應(yīng)及中介效應(yīng)回歸結(jié)果

3. 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

假設(shè)H4提出，生命周期調(diào)節(jié)了董事會職能在CEO—董事會關(guān)系和研發(fā)投入之間的關(guān)系。被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的檢驗通常包括如下四個步驟。第一，做因變量對自變量和調(diào)節(jié)變量的回歸（模型M1）；第二，做中介變量對因變量和調(diào)節(jié)變量的回歸（模型M2）；第三，做因變量對自變量、調(diào)節(jié)變量和中介變量的回歸（模型M3）；第四，做因變量對自變量、調(diào)節(jié)變量、中介變量以及調(diào)節(jié)變量與中介變量交互項的回歸（模型M4）。

首先，本文對檢驗所涉及的相關(guān)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。其次，本文按照以上步驟對董事會服務(wù)職能被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表5所示。模型M1中，CEO—董事會關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入回歸的系數(shù)顯著（r=0.102，p＜0.01）；模型M2中，CEO—董事會關(guān)系對董事會服務(wù)職能回歸的系數(shù)顯著（r=0.692，p＜0.05）；模型M3中，董事會服務(wù)職能對企業(yè)研發(fā)投入回歸系數(shù)顯著（r=0.027，p＜0.01）；模型M4中，董事會服務(wù)職能與企業(yè)生命周期的交互項對研發(fā)投入回歸系數(shù)顯著（r=–0.151，p＜0.01），由此，假設(shè)4得到驗證。

假設(shè)H5提出了董事會監(jiān)督職能被調(diào)節(jié)的中介作用模型，董事會監(jiān)督職能的中介作用不成立，因此假設(shè)H5未通過檢驗。本文就企業(yè)生命周期對監(jiān)督職能與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表5的模型M5—M8所示。本文將CEO非正常離職情況以及獨立董事提出異議情況作為測量董事會監(jiān)督職能的兩個變量。由M6和M8可知，企業(yè)研發(fā)投入對測量董事會監(jiān)督職能變量與企業(yè)生命周期的交互項的回歸系數(shù)均不顯著（r=0.001，p=n.s.；r=–0.003，p=n.s.），因此生命周期對董事會監(jiān)督職能與研發(fā)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。

表5 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

4. 穩(wěn)健性檢驗

為了提高研究結(jié)果的效度，本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。本文將友好型董事會人數(shù)替代友好型董事比例放入回歸模型，沿用前面的實證模型。該結(jié)果與采用友好型董事比例的回歸結(jié)果相比，除回歸系數(shù)大小稍有差異外，其顯著性水平保持一致，說明本文結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

五、 研究結(jié)論與討論

本文探索了CEO—董事會關(guān)系“是否”“如何”以及“何時”影響企業(yè)研發(fā)投入。研究結(jié)果表明，CEO—董事會關(guān)系通過影響董事會的服務(wù)職能，進(jìn)而影響企業(yè)的研發(fā)投入，并且這影響隨著企業(yè)所處生命周期的變化而變化。并且，CEO—董事會關(guān)系并不會弱化董事會的監(jiān)督職能，監(jiān)督也不抑制企業(yè)的研發(fā)投入，該結(jié)果也具有一定的現(xiàn)實和理論意義。

（一）結(jié)論

首先，本文驗證了調(diào)和董事會服務(wù)職能和監(jiān)督職能悖論的重要機(jī)制——CEO—董事會關(guān)系。實證結(jié)果表明，友好的CEO—董事會關(guān)系能加強(qiáng)董事會服務(wù)職能的發(fā)揮，CEO—董事會的關(guān)系友好程度與董事會的監(jiān)督職能并沒有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，反而呈現(xiàn)微弱的正相關(guān)關(guān)系。究其原因，可能是友好的CEO—董事會關(guān)系使董事會成員在與CEO的交往中更能把握CEO的行動、能力等“軟”信息（龔輝鋒和茅寧，2014）。而“軟”信息比“硬”財務(wù)信息更為重要，更有利于董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮。此結(jié)果證明董事會咨詢職能和監(jiān)督職能的發(fā)揮并非是“非此即彼”的矛盾關(guān)系，友好的CEO—董事會關(guān)系能促進(jìn)CEO與董事會之間的信息交流，為董事會服務(wù)和監(jiān)督職能的發(fā)揮提供良好的信息基礎(chǔ)。

其次，檢驗了董事會的服務(wù)職能和監(jiān)督職能對企業(yè)研發(fā)投入的影響。實證結(jié)果表明，董事會服務(wù)職能的發(fā)揮能促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的提高，這與以往的研究結(jié)果是一致的；而董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮對企業(yè)研發(fā)投入無顯著影響，與以往研究存在差異。

以往研究（龔輝鋒和茅寧，2014）發(fā)現(xiàn)董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮有利于財務(wù)報告質(zhì)量、CEO薪酬水平的合理性等一些企業(yè)監(jiān)督績效的提高，然而會以企業(yè)創(chuàng)新活動的減少作為代價。由此可見，董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮與企業(yè)創(chuàng)新活動之間存在不可調(diào)和的“悖論”關(guān)系。

而本文通過實證發(fā)現(xiàn)，董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮對企業(yè)的研發(fā)投入無顯著影響，這意味著董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮在提升董事會治理規(guī)范性的同時，也不一定伴隨著企業(yè)研發(fā)投入的減少，該實證結(jié)果對解決董事會監(jiān)督職能與企業(yè)創(chuàng)新的“悖論”問題提供了可能的研究方向。與先前的研究對比發(fā)現(xiàn)，變量測量方法的差異可能是導(dǎo)致兩者實證結(jié)果不一致的主要原因。龔輝鋒和茅寧（2014）將監(jiān)督董事的數(shù)量作為董事會監(jiān)督職能的測量依據(jù)，本文使用CEO非正常離職情況和獨立董事提出異議情況兩個行為變量來測量。

本文認(rèn)為，監(jiān)督董事數(shù)量與董事會的監(jiān)督強(qiáng)度并不一定顯著相關(guān)，而CEO非正常離職與獨立董事提出異議情況更能直接測量董事會的監(jiān)督職能的強(qiáng)弱程度。因此，董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮對企業(yè)研發(fā)投入的影響仍有待進(jìn)一步研究論證，董事會監(jiān)督職能的發(fā)揮與企業(yè)創(chuàng)新之間是否存在必然的“悖論”關(guān)系也需要進(jìn)一步探索和證實。

再次，本文證實了董事會服務(wù)職能的中介作用，對于揭開CEO—董事會關(guān)系與企業(yè)的研發(fā)投入關(guān)系的“黑箱”具有重要的價值。Adams和Ferreira（2007）用博弈理論模型提出董事會服務(wù)職能和監(jiān)督職能這兩種可能的作用路徑，本文通過實證研究證實了董事會服務(wù)職能的影響路徑，董事會監(jiān)督職能的影響路徑并未得到證實。由實證結(jié)果可知，董事會除了發(fā)揮傳統(tǒng)的監(jiān)督職能外，同時也發(fā)揮著服務(wù)職能，服務(wù)職能的強(qiáng)化并不一定會導(dǎo)致監(jiān)督職能的弱化。并且，在企業(yè)的創(chuàng)新決策中，董事會服務(wù)職能的發(fā)揮對企業(yè)研發(fā)投入的影響更為顯著，該結(jié)論為結(jié)合資源依賴?yán)碚撆c委托代理理論的董事會職能二元趨勢論提供了有力的實證支持。

最后，對企業(yè)生命周期的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果，可以對管理實踐起到一定的參考價值。本文證實了企業(yè)生命周期在董事會服務(wù)職能與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。隨著企業(yè)的逐漸成熟，董事會服務(wù)職能對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響也逐漸減弱。而企業(yè)生命周期對董事會監(jiān)督職能與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著，與委托代理理論的預(yù)測不盡相同，這可能是董事會監(jiān)督職能本身與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系沒有顯著相關(guān)性導(dǎo)致的。

（二）實踐啟示

以上結(jié)論對于完善董事會治理和提升企業(yè)創(chuàng)新治理實踐有一定啟示：

第一，企業(yè)應(yīng)當(dāng)充分考慮CEO與董事會信任關(guān)系對企業(yè)創(chuàng)新的影響，設(shè)計服務(wù)和監(jiān)督兼顧的董事會治理機(jī)制?，F(xiàn)階段，我國相關(guān)政策較多強(qiáng)調(diào)董事會的獨立性。然而，根據(jù)本文的實證研究結(jié)果可知，CEO—董事會的信任關(guān)系有利于董事會服務(wù)職能的發(fā)揮和企業(yè)研發(fā)投入的提升。因此，企業(yè)應(yīng)注重CEO和董事會之間的交流互動，積極建立CEO與董事會的溝通機(jī)制，提高彼此之間的信任程度。

第二，在董事會發(fā)揮服務(wù)和監(jiān)督職能時，注意企業(yè)對兩種職能的需求變化。企業(yè)生命周期的調(diào)節(jié)作用，歸根結(jié)底是企業(yè)服務(wù)和監(jiān)督需求的變化，導(dǎo)致董事會職能對企業(yè)研發(fā)投入影響程度的變化。因而，隨著企業(yè)的逐漸成熟和創(chuàng)新熱情的日漸提高，企業(yè)應(yīng)當(dāng)結(jié)合相應(yīng)的服務(wù)和監(jiān)督的需求對董事會和CEO之間的關(guān)系進(jìn)行調(diào)整。

（三）研究的局限性與未來展望

本文研究存在一定的局限性，有待日后完善。

首先，本文對董事會職能的測量采用替代變量，盡管替代變量從行為視角來衡量，但測量的全面性和準(zhǔn)確性方面還有待提升。

其次，本文對CEO—董事會關(guān)系的衡量局限于年報的信息披露的公開關(guān)系，對CEO與董事的私人關(guān)系的獲取存在一定的困難，因此本文尚未納入研究范圍。

再次，由于高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新活動較為活躍，本文的調(diào)查樣本主要選取了高新技術(shù)行業(yè)，但各個行業(yè)存在一定的差異，而這些差異可能在一定程度上影響了本文所得結(jié)論的普適性。

最后，企業(yè)的研發(fā)投入往往受上一期研發(fā)投入的影響，但由于現(xiàn)有數(shù)據(jù)較為有限，無法使用動態(tài)面板模型進(jìn)行分析，使得本文結(jié)果可能出現(xiàn)一定的偏誤，后續(xù)可以擴(kuò)大面板數(shù)據(jù)的時期數(shù)進(jìn)一步進(jìn)行檢驗。

本文認(rèn)為未來還可以在以下三個方面進(jìn)一步深化：

一是研究服務(wù)職能和監(jiān)督職能的相互作用機(jī)制，更加深入全面地了解董事會職能對企業(yè)創(chuàng)新治理的影響路徑，豐富董事會治理的相關(guān)理論。

二是剖析服務(wù)和監(jiān)督需求對董事會職能發(fā)揮效果的具體影響，更準(zhǔn)確把握不同情景因素下董事會職能發(fā)揮的不同影響。

三是本文驗證了董事會的服務(wù)職能和監(jiān)督職能在提升短期技術(shù)創(chuàng)新積極性方面并不是絕對矛盾的。但從長期來看，友好的CEO—董事會關(guān)系是否會使得董事會的獨立性嚴(yán)重喪失，對企業(yè)研發(fā)投入的影響是否又會產(chǎn)生變化？該問題值得進(jìn)一步深入思考和探索。