林 雁，謝抒桑，劉寶華

1 云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，昆明 650221 2 四川大學(xué) 商學(xué)院，成都 610065

引言

創(chuàng)新是創(chuàng)造性的破壞過程，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源動(dòng)力[1]。“十三五”規(guī)劃綱要將創(chuàng)新放在了舉足輕重的地位，提出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，必須把創(chuàng)新擺在國(guó)家發(fā)展全局的核心位置”。公司作為基本的經(jīng)濟(jì)單元，其創(chuàng)新行為是宏觀層面經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新發(fā)展的微觀基礎(chǔ)。公司中，董事會(huì)是公司治理的核心機(jī)制。在中國(guó)上市公司中，普遍存在聘任來自外省、外市的人士擔(dān)任獨(dú)立董事的現(xiàn)象，這些人士即為異地獨(dú)立董事(后文簡(jiǎn)稱為異地獨(dú)董)，聘任異地獨(dú)董的上市公司占當(dāng)年所有上市公司的比例超過了60%[2]，表明異地獨(dú)董是中國(guó)上市公司存在的普遍現(xiàn)象，值得探討。有研究表明，由于異地獨(dú)董具有所在地信息優(yōu)勢(shì)，能夠?yàn)楫惖夭①?gòu)提供相關(guān)信息[3-4]，因而具有較好的咨詢功能；但也有研究表明，異地獨(dú)董出席董事會(huì)狀況較差，未能較好地履行監(jiān)督職能[5]；還有研究認(rèn)為公司聘任異地獨(dú)董是出于構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)的需求[2]。

異地獨(dú)董加入本地公司的董事會(huì)勢(shì)必因?yàn)榈赜蛭幕町愒黾佣聲?huì)的文化多樣性，為董事會(huì)帶來新觀點(diǎn)、新見解[6]，但沖突理論認(rèn)為，多元的團(tuán)體成員也可能帶來團(tuán)體沖突[7]。而異地獨(dú)董的加入對(duì)公司重要的發(fā)展決策——?jiǎng)?chuàng)新投入的作用如何，這一問題尚未受到學(xué)者的關(guān)注。

基于以上背景，本研究探討異地獨(dú)董對(duì)于上市公司創(chuàng)新投入的影響。異地獨(dú)董來自不同的方言區(qū)和文化圈，作為文化的重要表征符號(hào)，多元化的方言增加了董事會(huì)的文化多樣性，因此本研究繼而探討文化多樣性是否是異地獨(dú)董影響公司創(chuàng)新的重要途徑。

1 相關(guān)研究評(píng)述

1.1 異地獨(dú)董及其治理效應(yīng)

獨(dú)立董事是解決股東與管理層之間代理問題的重要機(jī)制[8]，近年來，學(xué)者們逐漸開始關(guān)注異地獨(dú)董的治理作用。MASULIS et al.[5]發(fā)現(xiàn)國(guó)外獨(dú)董擁有所在國(guó)資本市場(chǎng)的一手信息和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，因此能較好地履行咨詢職能，但是由于與任職公司總部地理位置較遠(yuǎn)，不能很好地履行監(jiān)督職能；ALAM et al.[9]研究發(fā)現(xiàn)，異地獨(dú)董與總部的距離較遠(yuǎn)，阻礙其獲取關(guān)于高管的相關(guān)軟性信息，因此異地獨(dú)董不能很好地履行監(jiān)督職能，特別是在CEO解聘和CEO薪酬制定方面表現(xiàn)不佳；曹春方等[10]認(rèn)為，異地獨(dú)董對(duì)公司整體投資的作用表現(xiàn)為“監(jiān)督無效”，由此導(dǎo)致公司過度投資情況惡化。

雖然異地獨(dú)董由于地域限制和信息缺失導(dǎo)致監(jiān)督失效，由于異地獨(dú)董具有其所在地的信息優(yōu)勢(shì)，從而能夠使其任職公司更好地在異地經(jīng)營(yíng)[4]，也有利于其公司突破地方保護(hù)主義壁壘，發(fā)揮咨詢功能[3]。全怡等[11]研究發(fā)現(xiàn)，距離北京較遠(yuǎn)地區(qū)的公司更傾向于聘任北京異地獨(dú)董，因?yàn)檫@些獨(dú)董能為公司帶來更多的政治資源。但本地獨(dú)董的履職效力更好，在國(guó)企高管薪酬、公司違規(guī)傾向、盈余管理等方面都可以起正向影響。羅進(jìn)輝等[12]研究表明本地獨(dú)董對(duì)國(guó)企高管超額薪酬的監(jiān)督力更強(qiáng)；周澤將等[13]研究發(fā)現(xiàn)，本地任職的獨(dú)立董事對(duì)公司違規(guī)的傾向和程度均有抑制作用；還發(fā)現(xiàn)本地任職的獨(dú)董對(duì)盈余管理具有顯著的治理作用[14]。這些研究集中于探討異地獨(dú)董履職與本地獨(dú)董履職的效應(yīng)差異，強(qiáng)調(diào)異地獨(dú)董的咨詢功能及構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)的作用。

1.2 獨(dú)立董事與公司創(chuàng)新

獨(dú)立董事會(huì)對(duì)公司創(chuàng)新產(chǎn)生影響，JAFFE et al.[15]從資金角度分析認(rèn)為，獨(dú)立董事能夠幫助企業(yè)獲得更多的資金，故而有助于企業(yè)創(chuàng)新；胡元木等[16]研究表明，技術(shù)執(zhí)行董事和技術(shù)獨(dú)董對(duì)公司R&D產(chǎn)出效率具有顯著提升作用。但截至目前尚未有學(xué)者直接探討異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入的影響，由于中國(guó)異地獨(dú)董在上市公司中普遍存在，而公司創(chuàng)新投入是關(guān)乎公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的重要決策，因此本研究從異地獨(dú)董視角出發(fā)，考察其對(duì)公司創(chuàng)新投入的影響。

1.3 董事會(huì)文化多樣性

直接考察董事會(huì)文化多樣性及其效果的研究較少，多數(shù)研究基于高層梯隊(duì)理論探討董事會(huì)成員表層特征的多樣性，如人口學(xué)特征性(包括性別、任期、年齡等)[17]、教育背景、專業(yè)背景等[18]對(duì)公司行為的影響，而對(duì)文化背景多樣性的探討非常缺乏。由于文化對(duì)個(gè)體行為決策具有重要影響，董事會(huì)作為公司治理的核心機(jī)制，其成員的文化背景會(huì)影響其進(jìn)行溝通決策，最終影響董事會(huì)整體的決策和治理效應(yīng)。因此，本研究從董事會(huì)中獨(dú)董來源地的文化特征出發(fā)，探討異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入的影響。

中國(guó)上市公司中普遍存在異地獨(dú)董，但異地獨(dú)董的治理功能尚未得到充分探討，對(duì)異地獨(dú)董作用的認(rèn)識(shí)也尚存分歧，而關(guān)于異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新這一問題尚無研究關(guān)注，這些問題的存在為本研究提供了較好的探索空間。

2 理論分析和研究假設(shè)

2.1 異地獨(dú)董與公司創(chuàng)新投入

在宏觀層面，創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源動(dòng)力，而國(guó)家社會(huì)資本存量[19]、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度[20]、金融發(fā)展水平、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)或市場(chǎng)勢(shì)力、地方保護(hù)主義等因素都會(huì)影響公司創(chuàng)新[21]；在微觀層面，創(chuàng)新投入是公司投資的重要方面，創(chuàng)新投入能夠改善公司財(cái)務(wù)績(jī)效從而提升公司價(jià)值[22]。公司作為創(chuàng)新主體，管理層薪酬激勵(lì)[23]、管理層持股[24]和機(jī)構(gòu)投資者持股[25]都會(huì)對(duì)公司創(chuàng)新產(chǎn)生影響。獨(dú)立董事的比例、技術(shù)背景[16]、社會(huì)資本[26]等因素都會(huì)影響?yīng)毝瓕?duì)創(chuàng)新的作用。獨(dú)立董事作為董事會(huì)中的重要群體，不僅發(fā)揮監(jiān)督和咨詢的重要作用[27]，而且對(duì)公司創(chuàng)新也有重要影響。

在監(jiān)督方面，異地獨(dú)董與任職公司存在的地域距離使其缺乏本地獨(dú)立董事?lián)碛械谋镜匦畔?，因此與本地獨(dú)董的監(jiān)督作用相比，異地獨(dú)董的監(jiān)督作用更弱[5]。作為公司經(jīng)營(yíng)的重要決策，管理層對(duì)公司創(chuàng)新投入的決策具有重要作用，而財(cái)務(wù)績(jī)效是考核管理層業(yè)績(jī)的重要指標(biāo)，因此管理層通常會(huì)為了達(dá)到財(cái)務(wù)績(jī)效而降低成本，公司創(chuàng)新投入本身具有不確定性大且風(fēng)險(xiǎn)高等特點(diǎn)，故極易成為管理層為調(diào)低成本而進(jìn)行控制的對(duì)象[28]，這種做法顯然與股東意愿背道而馳。在這個(gè)過程中，異地獨(dú)董雖然比本地獨(dú)董更不可能與管理層勾結(jié)而損害股東利益，但是由于地域原因不能經(jīng)常親臨公司，不像本地獨(dú)董那樣能夠通過融入當(dāng)?shù)亍叭ψ印鲍@取中介機(jī)構(gòu)或熟人給予的輔助信息[13]，而“軟性信息”和非正式渠道獲取的信息對(duì)獨(dú)董履職具有重要作用[29]。因此，信息獲取難度較大和信息獲取成本的增加使異地獨(dú)董難以及時(shí)了解管理層動(dòng)態(tài)，對(duì)高管挪用研發(fā)投入而進(jìn)行短期自利性項(xiàng)目投資的行為無法進(jìn)行及時(shí)有效的監(jiān)督，緩解高管與股東之間的代理成本效果不佳，而代理成本較大不利于公司進(jìn)行創(chuàng)新[30]，造成公司創(chuàng)新投入不足。

在咨詢方面，獨(dú)董發(fā)揮有效咨詢作用的基礎(chǔ)也是信息。異地獨(dú)董在其常駐地具有相應(yīng)的“圈子”和社會(huì)資本，因此對(duì)任職公司去其常住地經(jīng)營(yíng)和并購(gòu)能夠發(fā)揮有效的咨詢作用[4]。但是，公司對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投入一般由管理層決策，在制訂創(chuàng)新投入計(jì)劃時(shí)，異地董事遠(yuǎn)在“千里之外”，通過電話會(huì)議和視頻會(huì)議的方式無法掌握公司經(jīng)營(yíng)狀況全貌，在需要臨時(shí)討論或咨詢時(shí)，由于時(shí)間和距離的問題，異地獨(dú)董往往難以出席，因此也無法在創(chuàng)新投入方面提供有效咨詢。

異地獨(dú)董進(jìn)入公司董事會(huì)帶來了董事會(huì)文化多樣性，雖然有助于增加異質(zhì)性元素，但是也造成董事會(huì)內(nèi)部形成群體斷裂帶，從而降低董事會(huì)決策效率。HAMBRICK et al.[6]提出的高管團(tuán)隊(duì)理論認(rèn)為，不同的生活背景和個(gè)人經(jīng)歷是個(gè)人決策的重要依據(jù)。而異地獨(dú)董與本地獨(dú)董和董事會(huì)成員之間存在著明顯的異質(zhì)性。一方面，由于單個(gè)高管的認(rèn)知和履職具有局限性，因此不同背景和不同經(jīng)歷的高管組成的異質(zhì)性團(tuán)隊(duì)能夠克服個(gè)體成員的有限認(rèn)知，提升團(tuán)隊(duì)決策效率，進(jìn)而提升組織整體績(jī)效[6]。另一方面，有研究發(fā)現(xiàn)隨著群體異質(zhì)性的增加，群體內(nèi)部會(huì)產(chǎn)生群體斷裂帶，即基于群體成員一個(gè)或多個(gè)屬性特征，形成不同的小群體[31]。根據(jù)TUGGLE et al.[32]和LAU et al.[31]的研究，群體斷裂帶抑制群體成員的溝通、合作、信任和粘性等，從而對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響。認(rèn)知異質(zhì)性也會(huì)導(dǎo)致情緒沖突，從而對(duì)團(tuán)體決策產(chǎn)生負(fù)面影響[33]。PETEGHEM et al.[34]將斷層線理論引入董事會(huì)結(jié)構(gòu)的研究中，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)多樣性結(jié)構(gòu)導(dǎo)致了董事會(huì)內(nèi)部產(chǎn)生多條斷層線，內(nèi)部成員沿著斷層線形成多個(gè)子團(tuán)體，而子團(tuán)體之間的沖突降低了董事會(huì)整體效率，從而導(dǎo)致更差的績(jī)效、更低的高管薪酬業(yè)績(jī)敏感性等后果。

因此，基于異地獨(dú)董監(jiān)督和咨詢的失職，以及由于異地獨(dú)董加入而造成的董事會(huì)群體斷裂帶、斷層線等問題，本研究提出假設(shè)。

H1異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入存在阻礙作用。

2.2 異地獨(dú)董、董事會(huì)文化多樣性與公司創(chuàng)新投入

異地獨(dú)董來自不同地區(qū)，不同地區(qū)的文化使不同地區(qū)的人在價(jià)值觀上有明顯差異，進(jìn)而影響個(gè)人的行為決策，如在消費(fèi)選擇上，不同文化帶來不同的消費(fèi)選擇[35]，這種差異在公司治理過程中表現(xiàn)為對(duì)于投資決策和現(xiàn)金流使用的偏好。以上差異源于各地區(qū)地理?xiàng)l件、歷史進(jìn)程、人口因素、宗教信仰、語言特點(diǎn)等因素[36]，異地獨(dú)董與公司本地獨(dú)董、本地董事會(huì)成員和高管具有不同的文化背景，他們進(jìn)入本地公司董事會(huì)增加了董事會(huì)整體的文化多樣性。而文化是一個(gè)復(fù)合的概念，需要有一個(gè)具體的符號(hào)對(duì)其進(jìn)行表征，語言就是一種重要的符號(hào)和表征，是最重要的文化現(xiàn)象，也是文化的載體。中國(guó)南北地區(qū)之間，同一區(qū)域不同省份之間，甚至同一省份之內(nèi)，由于民族習(xí)慣等方面的差異都存在不同程度的文化差異。中國(guó)的語言中方言是一大語言特色，是多元文化的最自然表達(dá)，也是文化的主要特征[37]。

中國(guó)的工作場(chǎng)景中，說方言是普遍現(xiàn)象，因此可以從方言多樣性角度分析中國(guó)的公司治理問題[38]。方言是文化差異的主要代表[39]。方言通常是一個(gè)人接觸的第一種語言，個(gè)人對(duì)其存在著天然的親切感，有助于信任的建立和有效溝通。有研究發(fā)現(xiàn)，同一方言的群體有更高的內(nèi)部協(xié)調(diào)性和融洽性[40]，不同的方言會(huì)在一定程度上影響交流各方自身的認(rèn)知，影響團(tuán)體的融合程度，進(jìn)而影響團(tuán)體決策。有研究表明，方言是一種身份認(rèn)證的方式[41]。語言差異的存在會(huì)增加溝通成本，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理方言一致可降低代理成本，而方言多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)面影響[42-44]。因此，組織中個(gè)體所說方言不同會(huì)對(duì)組織經(jīng)營(yíng)決策帶來負(fù)面影響。

延續(xù)H1的邏輯，來自不同方言區(qū)的異地獨(dú)董進(jìn)入董事會(huì)，增加了董事會(huì)內(nèi)部的斷層線，從而增加董事會(huì)內(nèi)部各個(gè)子團(tuán)體之間、個(gè)體之間的沖突。管理學(xué)的主流研究將組織內(nèi)部沖突劃分為關(guān)系沖突和任務(wù)沖突，關(guān)系沖突主要基于個(gè)人價(jià)值觀、行為范式等不同而產(chǎn)生，而任務(wù)沖突是由于團(tuán)隊(duì)成員對(duì)某項(xiàng)任務(wù)的具體觀點(diǎn)不同而產(chǎn)生。關(guān)系沖突導(dǎo)致團(tuán)隊(duì)成員構(gòu)建小團(tuán)體等行為，從而降低效率，而適度的任務(wù)沖突則有一定的積極效應(yīng)。異地獨(dú)董的進(jìn)入會(huì)增加董事會(huì)團(tuán)隊(duì)成員的關(guān)系沖突，也會(huì)增加任務(wù)沖突，但前者可能更為明顯。來自不同方言區(qū)的異地獨(dú)董在與本地董事和高管交流溝通過程中，由于文化背景和價(jià)值觀不同，導(dǎo)致對(duì)同一事物或者項(xiàng)目的認(rèn)知和選擇不同，從而增加了董事會(huì)內(nèi)部的關(guān)系沖突。劉學(xué)[45]的研究表明，“空降”的外來管理人員與公司原團(tuán)隊(duì)成員之間產(chǎn)生的關(guān)系沖突大于任務(wù)沖突。這可能是由于中國(guó)人際交往過程中存在親疏分明特征，形成費(fèi)孝通先生所言的差序格局[46]，這就意味著，來自不同方言區(qū)的異地獨(dú)董要取得本地董事和高管信任難度更大。由于異地獨(dú)董無法經(jīng)常親臨現(xiàn)場(chǎng)參加董事會(huì)，了解公司經(jīng)營(yíng)狀況，使其與董事會(huì)成員中本地董事之間的溝通成本大大增加，以致影響董事會(huì)對(duì)重要項(xiàng)目的決策。在公司進(jìn)行創(chuàng)新投入決策時(shí)，由于董事會(huì)內(nèi)部的分歧，使董事會(huì)對(duì)高管的監(jiān)督無法凝聚為一股較強(qiáng)的力量，造成高管更容易“獨(dú)攬大權(quán)”，對(duì)創(chuàng)新投入進(jìn)行自利性決策。因此，本研究提出假設(shè)。

H2董事會(huì)文化多樣性越高，即與公司注冊(cè)地隸屬不同方言區(qū)的異地獨(dú)董越多，公司創(chuàng)新投入越少。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

2001年中國(guó)正式建立獨(dú)董制度，因此本研究選取2001年至2017年全部A股上市公司為樣本，并進(jìn)行以下處理：①結(jié)合CSMAR中的高管簡(jiǎn)歷，手工收集并識(shí)別各樣本公司獨(dú)董最長(zhǎng)生活和工作地點(diǎn)、專業(yè)背景；②運(yùn)用Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中IPO地點(diǎn)數(shù)據(jù)，結(jié)合手工收集的獨(dú)董常駐地?cái)?shù)據(jù)，逐一識(shí)別樣本公司各獨(dú)董是否為異地獨(dú)董；③財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSMAR和Wind；④刪去關(guān)鍵變量缺失的樣本。最終得到55 627個(gè)公司-個(gè)人-年度觀測(cè)值。為消除極端值影響，對(duì)數(shù)據(jù)中連續(xù)變量上下1%的極端值樣本采用Winsorize處理。

3.2 變量定義和模型設(shè)定

因變量為公司創(chuàng)新投入，借鑒胡元木等[16]和李春濤等[24]的研究中運(yùn)用研發(fā)投入測(cè)量公司創(chuàng)新投入的做法，本研究選取公司年度研發(fā)投入作為公司創(chuàng)新投入的代理變量，以研發(fā)資金投入1和研發(fā)資金投入2兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行測(cè)量。借鑒趙子夜等[47]的研究，將企業(yè)年度研發(fā)投入前置1期。具體定義見表1。

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

自變量為異地獨(dú)董。檢驗(yàn)H1時(shí)，自變量為異地獨(dú)董比例，本研究同時(shí)采用省級(jí)和市級(jí)兩個(gè)指標(biāo)，當(dāng)獨(dú)董最長(zhǎng)時(shí)間生活地與任職公司注冊(cè)地不在同一省或市時(shí)，將其定義為異地獨(dú)董。檢驗(yàn)H2時(shí)，自變量為方言區(qū)異地獨(dú)董比例和方言大類異地獨(dú)董比例兩個(gè)指標(biāo)，借鑒周振鶴等[48]的研究對(duì)方言區(qū)和方言大類進(jìn)行分類處理，采用官話區(qū)、漢語方言區(qū)、少數(shù)民族方言區(qū)劃分方言區(qū)。

控制變量包括公司層面變量和個(gè)人層面變量，公司層面變量包括公司規(guī)模、負(fù)債比率、公司業(yè)績(jī)、公司資本性支出、公司價(jià)值、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、第一大股東持股比例、兩職合一、公司總杠桿系數(shù)、公司現(xiàn)金持有量和公司股權(quán)性質(zhì)；個(gè)人層面變量包括獨(dú)董性別、是否具備財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)背景、是否具備法律背景、是否具備學(xué)術(shù)背景等。對(duì)行業(yè)和年度固定效應(yīng)進(jìn)行控制。

本研究構(gòu)建模型檢驗(yàn)H1和H2，即

RDi,t+1=α0+α1Difi,t+α2Sizi,t+α3Levi,t+α4Roei,t+

α5Capi,t+α6Tbqi,t+α7Boai,t+α8Outi,t+

α9Topi,t+α10Duai,t+α11DTLi,t+α12Casi,t+

α13Soei,t+α14Geni,t+α15Acci,t+α16Lawi,t+

α17Acai,t+∑Ind+∑Yea+ζi,t

(1)

RDi,t+1=β0+β1Diai,t+β2Sizi,t+β3Levi,t+β4Roei,t+

β5Capi,t++β6Tbqi,t+β7Boai,t+β8Outi,t+

β9Topi,t+β10Duai,t+β11DTLi,t+β12Casi,t+

β13Soei,t+β14Geni,t+β15Acci,t+β16Lawi,t+

β17Acai,t+∑Ind+∑Yea+υi,t

(2)

其中，i為公司，t為年，α0和β0為常數(shù)項(xiàng)，α1～α17和β1～β17為回歸系數(shù)，ζi,t和υi,t為殘差項(xiàng)。

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可知，上市公司中有半數(shù)以上的公司沒有研發(fā)投入，即RD的中位數(shù)為0；省級(jí)層面有46.400%的獨(dú)董為異地獨(dú)董，市級(jí)層面有54.400%的獨(dú)董為異地獨(dú)董，說明上市公司聘請(qǐng)異地獨(dú)董的現(xiàn)象較為普遍。

表3給出主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。由表3可知，RD1和RD2與Dif1、Dif2、Dia1和Dia2的相關(guān)系數(shù)都顯著為負(fù)，且大多數(shù)變量的相關(guān)系數(shù)均在0.500以下，表明不存在嚴(yán)重的共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 2 Results for Descriptive Statistics

注：樣本量為55 627。

表3 主要變理Pearson相關(guān)系數(shù)Table 3 Pearson Correlation Coefficients of Main Variables

注：***為p<0.010，*為p<0.100，下同。

4 實(shí)證結(jié)果

4.1 H1的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

為使研究結(jié)果穩(wěn)健，本研究同時(shí)采用OLS和Tobit模型對(duì)(1)式進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)H1，表4給出單變量回歸結(jié)果，表5給出多元回歸結(jié)果。由表4可知，Dif1和Dif2與RD1t+1、RD2t+1的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，p<0.010，表明異地獨(dú)董比例每提升1%，研發(fā)投入的比例將會(huì)降低萬分之一到萬分之二(萬分之三到千分之一)，由于公司總資金一般是萬元、千萬元甚至過億元，故雖然以上數(shù)據(jù)看似很小，其絕對(duì)值也不可小覷。表5中，第2列～第5列采用OLS模型，第6列和第7列采用Tobit模型。在進(jìn)行Tobit回歸時(shí)，當(dāng)公司有研發(fā)支出時(shí)，是否進(jìn)行創(chuàng)新投入虛擬變量RDdum取值為1，否則取值為0。表5的第2列～第5列的結(jié)果與表4類似。由表5的第6列和第7列可知，Dif1與RDdumt+1和RDdum的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，p<0.050。以上結(jié)果表明異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入有顯著的負(fù)向影響，H1得到驗(yàn)證?？刂谱兞糠矫?，表5中OLS模型回歸結(jié)果表明，公司規(guī)模、公司價(jià)值、獨(dú)立董事比例、公司現(xiàn)金持有量與下1期研發(fā)投入顯著正相關(guān)；公司業(yè)績(jī)與下1期研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)；董事會(huì)規(guī)模對(duì)研發(fā)投入有微弱影響；第一大股東持股比例對(duì)研發(fā)投入有負(fù)面影響，第一大股東對(duì)公司控制程度越強(qiáng)烈，公司對(duì)研發(fā)的投入越少；國(guó)企研發(fā)投入力度大于非國(guó)企；兩職合一對(duì)公司研發(fā)投入有正面作用。個(gè)人層面，具備財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)背景獨(dú)董對(duì)公司研發(fā)投入具有負(fù)面影響，具備學(xué)術(shù)背景獨(dú)董對(duì)研發(fā)投入具有促進(jìn)作用。Tobit模型中除公司業(yè)績(jī)和獨(dú)董性別外，其他結(jié)果與OLS回歸結(jié)果類似。

表4 異地獨(dú)董與公司創(chuàng)新投入單變量回歸結(jié)果Table 4 Univariate Regression Results for Non-local Independent Directors and Corporate R&D Investment

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)為t值，經(jīng)White異方差調(diào)整，下同。

4.2 H2的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

運(yùn)用(1)式檢驗(yàn)H2。表6給出單變量回歸結(jié)果，表7給出多元回歸結(jié)果。由表6可知，Dia1和Dia2與RD1t+1、RD2t+1的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，p<0.010。表7中，第2列～第5列為OLS模型的回歸結(jié)果，第6列和第7列為Tobit模型的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，來自不同方言區(qū)的異地獨(dú)董與公司下1期研發(fā)投入的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，p<0.010，表明來自不同方言區(qū)的異地獨(dú)董增加了董事會(huì)文化多樣性，但不能促進(jìn)研發(fā)投入。控制變量情況與表5類似。

5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)前文實(shí)證結(jié)果的可靠性，本研究進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，為節(jié)省篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未列示。

5.1 變量估計(jì)偏差的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于獨(dú)董的出生地與工作地之間存在差異，為避免這種差異帶來的解釋變量偏差而造成的主要回歸結(jié)果可能的估計(jì)偏差，本研究改變異地獨(dú)董的界定方式，改用獨(dú)董出生地與公司注冊(cè)地位置是否同一省(市)界定該獨(dú)董是異地獨(dú)董還是本地獨(dú)董，重新用(1)式進(jìn)行回歸。改變測(cè)量方式后，主要回歸結(jié)果仍然成立，說明測(cè)量方式對(duì)本研究主要結(jié)果影響不顯著。

5.2 內(nèi)生性問題處理

由于公司選聘異地獨(dú)董和異地獨(dú)董選擇加入公司存在自選擇問題，本研究構(gòu)建(3)式進(jìn)行PSM傾向得分匹配，再次對(duì)樣本進(jìn)行回歸，即

Dif3i,j,t+1/Dif4i,j,t+1/Dia3i,j,t+1/Dia4i,j,t+1

=γ0+γ1Sizi,j,t+γ2Levi,j,t+γ3Roei,j,t+γ4Capi,j,t+

γ5Tbqi,j,t+γ6Boai,j,t+γ7Outi,j,t+γ8Topi,j,t+

γ9Duai,j,t+γ10Soei,j,t+γ11Casi,j,t+γ12Geni,j,t+

γ13Acci,j,t+γ14Lawi,j,t+γ15Acai,j,t+ξi,j,t

(3)

其中，j為獨(dú)董，被解釋變量為分別以跨省、跨市、跨方言區(qū)、跨方言大類為標(biāo)準(zhǔn)的4個(gè)標(biāo)準(zhǔn)測(cè)量是否聘有異地獨(dú)董的虛擬變量，當(dāng)該公司存在異地獨(dú)董時(shí)取值為1，否則取值為0；Cas為公司現(xiàn)金持有量，取其自然對(duì)數(shù)的均值作為控制變量進(jìn)行匹配；γ0為常數(shù)項(xiàng)，γ1～γ15為回歸系數(shù)，ξi,j,t為殘差項(xiàng)。其他控制變量與前文定義一致，同時(shí)也對(duì)行業(yè)和年度進(jìn)行控制。根據(jù)傾向得分，本研究找出傾向得分最接近的、沒有異地獨(dú)董的3家公司作為配對(duì)樣本進(jìn)行最近鄰匹配。PSM匹配后，大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于5%，且p值顯示匹配后大多數(shù)變量的t檢驗(yàn)結(jié)果都不拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)，表明匹配效果良好。運(yùn)用(3)式對(duì)PSM配對(duì)樣本重新回歸，結(jié)果較為穩(wěn)健，表明自選擇問題對(duì)本研究主要結(jié)果沒有顯著影響。

5.3 改變變量測(cè)量區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究改變(1)式中被解釋變量和解釋變量的測(cè)量區(qū)間，將研發(fā)投入指標(biāo)用當(dāng)期值，而解釋變量及所有控制變量滯后1期，重新用(1)式進(jìn)行回歸。結(jié)果表明改變測(cè)量區(qū)間并不影響本研究的主要結(jié)果。

表5 異地獨(dú)董與公司創(chuàng)新投入多元回歸結(jié)果Table 5 Multivariate Regression Results for Non-local Independent Directors and Corporate R&D Investment

注：**為p<0.050，下同。

表6 異地獨(dú)董、文化多樣性與公司創(chuàng)新投入 單變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Univariate Regression Results for Non-local Independent Directors, Cultural Diversity and Corporate R&D Investment

6 進(jìn)一步分析

6.1 文化圈、異地獨(dú)董與公司創(chuàng)新投入

上文中，本研究證明了異地獨(dú)董對(duì)創(chuàng)新投入的負(fù)面影響，而異地獨(dú)董和文化多樣性會(huì)惡化上述效應(yīng)。為探索以上效應(yīng)的動(dòng)因，本研究引入文化圈的概念。根據(jù)費(fèi)孝通的論述，中國(guó)是一個(gè)關(guān)系型社會(huì)，圈子文化在中國(guó)盛行。許多由于地域差異產(chǎn)生的分歧是源于傳統(tǒng)習(xí)慣和風(fēng)俗的不同，因此本研究進(jìn)一步采用文化圈代理董事會(huì)文化多樣性。參考趙向陽(yáng)等[36]使用的標(biāo)準(zhǔn)劃分文化圈，將全國(guó)劃分為7個(gè)文化圈板塊，分別為國(guó)際化、大都市文化圈，東南沿海文化圈，農(nóng)耕游牧文化圈，黃河中下游文化圈，長(zhǎng)江中下游文化圈，西南山地文化圈，雪域高原文化圈。趙向陽(yáng)等[36]認(rèn)為，不同文化圈在價(jià)值觀和行為習(xí)慣等方面都有明顯的地域差異。

據(jù)此，將與公司注冊(cè)地來源于不同文化圈的獨(dú)董比例作為解釋變量，用(1)式重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表8，表8中Difw為與公司所在地為不同文化圈的獨(dú)董所占比例。表8的第2列和第3列表明，Difw的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，p<0.010，表明來自與公司注冊(cè)地不同文化圈的異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入產(chǎn)生負(fù)面影響，說明不同文化圈會(huì)加重獨(dú)董與公司之間的群體斷裂帶，從而影響公司的創(chuàng)新投入。

6.2 異地獨(dú)董來源地種類與公司創(chuàng)新投入

本研究進(jìn)一步考慮異地獨(dú)董可能來自相同地區(qū)，在控制異地獨(dú)董數(shù)量的同時(shí)，增加或減少異地獨(dú)董中的屬地差異是否會(huì)影響公司創(chuàng)新。為檢驗(yàn)這一問題，本研究建立新的解釋變量Diar1和Diar2，Diar1為來自不同方言區(qū)異地獨(dú)董的方言區(qū)種類數(shù)與當(dāng)年獨(dú)董總數(shù)的比例，Diar2為來自不同方言大類異地獨(dú)董的方言大類種類數(shù)與當(dāng)年獨(dú)董總數(shù)的比例，將兩個(gè)變量代入(2)式進(jìn)行回歸，結(jié)果見表8的第5列～第8列。結(jié)果表明，回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，p<0.010。

本研究還根據(jù)來自不同省區(qū)和市級(jí)的異地獨(dú)董構(gòu)建變量Difp和Difc，分別表示異地獨(dú)董中所屬省份數(shù)量與獨(dú)董總數(shù)的比例和異地獨(dú)董中所屬城市數(shù)量與獨(dú)董總數(shù)的比例，將以上變量代入(1)式對(duì)創(chuàng)新投入進(jìn)行回歸，結(jié)果見表9。結(jié)果表明，獨(dú)董群體來源地越多元，其屬地差異性越大，從而增加了董事會(huì)文化多樣性，導(dǎo)致董事會(huì)產(chǎn)生一致意見的難度上升，對(duì)創(chuàng)新投入產(chǎn)生負(fù)面影響。以上結(jié)果是對(duì)本研究主要回歸結(jié)果的佐證和深化。

表7 異地獨(dú)董、文化多樣性與公司創(chuàng)新投入多元回歸檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 Multivariate Regression Results for Non-local Independent Directors, Cultural Diversity and Corporate R&D Investment

表8 不同文化圈異地獨(dú)董與公司創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果Table 8 Regression Results for Non-local Independent Directors Coming from Different Culture Circle and Corporate R&D Investment

表9 不同屬地異地獨(dú)董與公司創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果Table 9 Regression Results for Non-local Independent Directors Coming from Different Provinces and Cities and Corporate R&D Investment

6.3 異地獨(dú)董技術(shù)研發(fā)背景與公司創(chuàng)新投入

已有研究表明獨(dú)董財(cái)務(wù)背景[47]、政治背景[49]、兼職席位[50-51]等特征對(duì)公司經(jīng)營(yíng)具有重要影響。在各類行業(yè)背景中，具備技術(shù)研發(fā)相關(guān)職業(yè)背景的獨(dú)董能夠促進(jìn)公司進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新[16]。因此，本研究預(yù)期具備技術(shù)研發(fā)背景會(huì)對(duì)異地獨(dú)董由于文化多樣性而導(dǎo)致公司創(chuàng)新投入不足的問題有所緩解。本研究構(gòu)建模型檢驗(yàn)此預(yù)期，即

RDi,j,t+1=φ0+φ1Difi,j,t+φ2Difi,j,t·Teci,j,t+φ3Sizi,j,t+

φ4Levi,j,t+φ5Roei,j,t+φ6Capi,j,t+φ7Tbqi,j,t+

φ8Boai,j,t+φ9Outi,j,t+φ10Topi,j,t+φ11Duai,j,t+

φ12DTLi,j,t+φ13Casi,j,t+φ14Soei,j,t+φ15Geni,j,t+

φ16Acci,j,t+φ17Lawi,j,t+φ18Acai,j,t+∑Ind+

∑Yea+εi,j,t

(4)

RDi,j,t+1=φ0+φ1Diai,j,t+φ2Diai,j,t·Teci,j,t+φ3Sizi,j,t+

φ4Levi,j,t+φ5Roei,j,t+φ6Capi,j,t+φ7Tbqi,j,t+

φ8Boai,j,t+φ9Outi,j,t+φ10Topi,j,t+φ11Duai,j,t+

φ12DTLi,j,t+φ13Casi,j,t+φ14Soei,j,t+φ15Geni,j,t+

φ16Acci,j,t+φ17Lawi,j,t+φ18Acai,j,t+∑Ind+

∑Yea+i,j,t

(5)

其中，Tec為虛擬變量，當(dāng)j獨(dú)董具備技術(shù)研發(fā)相關(guān)背景時(shí)取值為1，否則取值為0；φ0和φ0為常數(shù)項(xiàng)，φ1～φ18和φ1～φ18為回歸系數(shù)，εi,j,t和i,j,t為殘差項(xiàng)。(4)式考察異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入的影響，Dif分別用省和市兩個(gè)層面表示，表示j獨(dú)董是否為異地獨(dú)董，省級(jí)變量設(shè)為Dif5，市級(jí)變量設(shè)為Dif6。(5)式考察跨方言區(qū)異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入的影響，設(shè)置Dia5和Dia6兩個(gè)子變量，當(dāng)j獨(dú)董為跨方言區(qū)的異地獨(dú)董時(shí)Dia5取值為1，否則取值為0；當(dāng)j獨(dú)董為跨方言大類的異地獨(dú)董時(shí)Dia6取值為1，否則取值為0?；貧w結(jié)果見表10。結(jié)果表明，異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新存在負(fù)面影響，而具備研發(fā)背景的異地獨(dú)董能夠在一定程度上緩解這種影響。由于獨(dú)董技術(shù)背景數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，有一些數(shù)據(jù)缺失，導(dǎo)致本部分觀測(cè)值減少。

表10 加入技術(shù)研發(fā)背景的回歸結(jié)果Table 10 Regression Results for Considering Technical Backgroud

6.4 技術(shù)型行業(yè)子樣本數(shù)據(jù)的進(jìn)一步檢驗(yàn)

由于不同類型的行業(yè)對(duì)創(chuàng)新的需求存在較大差異，技術(shù)類行業(yè)相對(duì)于其他行業(yè)需要進(jìn)行更多的創(chuàng)新活動(dòng)，創(chuàng)新投入也更多。因此，本研究選取計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)以及醫(yī)藥制造業(yè)作為高創(chuàng)新投入行業(yè)的代表，重新用(1)式進(jìn)行回歸，結(jié)果見表11的A欄和B欄。

表11 技術(shù)型行業(yè)子樣本公司回歸結(jié)果Table 11 Regression Results for Subsample Firms of Technology

為避免由于行業(yè)分類不準(zhǔn)確而影響實(shí)證結(jié)果，本研究重新選取年度研發(fā)支出高于行業(yè)年度研發(fā)支出均值的公司作為子樣本，用(1)式進(jìn)行回歸，結(jié)果見表11的C欄。表11的結(jié)果表明，在對(duì)創(chuàng)新需求較大的技術(shù)類行業(yè)，異地獨(dú)董的增加仍然抑制公司下1期的新投入，為本研究主要結(jié)果提供了進(jìn)一步佐證。由于本部分僅選取相關(guān)行業(yè)樣本，故觀測(cè)值都相應(yīng)減少。

7 結(jié)論

7.1 研究結(jié)果和理論意義

本研究手工收集2001年至2017年中國(guó)A股上市公司中在任獨(dú)董的常駐地信息，從省和市兩方面手工匹配獨(dú)董工作地與任職公司注冊(cè)地信息，識(shí)別異地獨(dú)董；同時(shí)，根據(jù)方言區(qū)和方言大類數(shù)據(jù)，手工匹配獨(dú)董工作地所屬的方言區(qū)或所屬方言大類，識(shí)別異地獨(dú)董。構(gòu)建多重指標(biāo)探討異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入的影響，研究結(jié)果表明，①異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入具有抑制作用，表現(xiàn)為公司異地獨(dú)董比例越高，下期創(chuàng)新投入越少；②異地獨(dú)董進(jìn)入本地公司董事會(huì)帶來了董事會(huì)文化多樣性，文化多樣性越強(qiáng)，異地獨(dú)董對(duì)創(chuàng)新投入的抑制作用越強(qiáng)，表現(xiàn)為來自不同方言區(qū)或方言大類的異地獨(dú)董比例越高，公司創(chuàng)新投入越少。以上結(jié)果在運(yùn)用PSM等方法控制內(nèi)生性問題后仍然成立。進(jìn)一步分析結(jié)果表明，①本研究引入“文化圈”概念，發(fā)現(xiàn)來自不同文化圈的異地獨(dú)董比例越高，越抑制公司創(chuàng)新投入；②區(qū)分異地獨(dú)董來自的異地省(市)個(gè)數(shù)，發(fā)現(xiàn)來自的省(市)地區(qū)越多，對(duì)公司創(chuàng)新投入的抑制作用越強(qiáng)；③引入獨(dú)董是否具備技術(shù)研發(fā)背景后發(fā)現(xiàn)，技術(shù)研發(fā)專長(zhǎng)對(duì)異地獨(dú)董抑制公司創(chuàng)新投入的效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用；④運(yùn)用技術(shù)類行業(yè)公司數(shù)據(jù)(計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)以及醫(yī)藥制造業(yè))進(jìn)行回歸的結(jié)果與主要結(jié)果一致。

本研究的結(jié)論表明，異地獨(dú)董帶來的文化多樣性未能對(duì)創(chuàng)新投入產(chǎn)生促進(jìn)作用，文化多樣性不可避免地帶來了“關(guān)系沖突”，這種沖突阻礙了異地獨(dú)董發(fā)揮監(jiān)督和咨詢作用，使高管著眼于眼前利益的短視行為造成創(chuàng)新投入不足。

本研究將以方言為表征的文化多樣性概念納入異地獨(dú)董與公司治理的框架，豐富了獨(dú)董的人文概念研究，對(duì)于目前關(guān)于獨(dú)董治理問題的相關(guān)研究也有進(jìn)一步拓展。同時(shí)，本研究從公司創(chuàng)新這一較為綜合的公司治理決策和后果角度探討異地獨(dú)董聘任對(duì)于上市公司的影響，對(duì)已有關(guān)于異地獨(dú)董及董事會(huì)斷層線相關(guān)研究有所回應(yīng)，對(duì)異地獨(dú)董、地理位置與經(jīng)營(yíng)決策的相關(guān)研究有所豐富和拓展。

7.2 研究啟示

本研究證實(shí)異地獨(dú)董對(duì)公司創(chuàng)新投入并無促進(jìn)作用，印證了已有研究關(guān)于公司選聘董事存在熟悉效應(yīng)的結(jié)論[52]和基于中國(guó)關(guān)系型社會(huì)中任人唯親聘任獨(dú)董的現(xiàn)象，表明異地獨(dú)董進(jìn)入董事會(huì)很大程度是公司為了滿足獨(dú)董比例硬性監(jiān)管要求的折中做法。因此，中國(guó)關(guān)于獨(dú)董選聘和任職的相關(guān)要求應(yīng)有所調(diào)整，建議一方面應(yīng)重點(diǎn)把控獨(dú)董獨(dú)立性的基本原則，限制熟人聘任的現(xiàn)象；另一方面，對(duì)獨(dú)董異地任職應(yīng)出臺(tái)相應(yīng)措施，更好地優(yōu)化獨(dú)董異地任職的機(jī)制，將不同獨(dú)董的監(jiān)督與咨詢功能結(jié)合，以發(fā)揮董事會(huì)整體的最佳治理效果。

7.3 研究局限

本研究也有一定的局限和不足。①中國(guó)獨(dú)董選聘的現(xiàn)實(shí)存在熟悉效應(yīng)，即公司選擇獨(dú)董更多會(huì)找熟悉的人，選聘的異地獨(dú)董可能是董事長(zhǎng)和高管在外省工作的好朋友，深入挖掘這個(gè)問題會(huì)是一個(gè)有趣的話題，但遺憾的是，本研究由于數(shù)據(jù)方面的限制，無法深入考察。②管理學(xué)沖突理論認(rèn)為，任務(wù)沖突對(duì)創(chuàng)新是有好處的，但關(guān)系沖突對(duì)創(chuàng)新沒有益處。由于數(shù)據(jù)限制，本研究?jī)H從邏輯上論證了異地獨(dú)董帶來的文化多樣性表現(xiàn)為關(guān)系沖突，未能進(jìn)行此方面的實(shí)證分析。未來研究可以從以上不足入手，進(jìn)一步考察異地獨(dú)董的治理作用。