■鄭嵐清，郭吉濤，張邊秀

本文基于2006～2017年A股企業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義傾向得分匹配分析法檢驗(yàn)了董事會(huì)獨(dú)立性程度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響，并研究了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)間的差異。研究發(fā)現(xiàn)，在董事會(huì)獨(dú)立性程度較低時(shí)，二者呈正向關(guān)系，且國(guó)有企業(yè)敏感程度大于非國(guó)有企業(yè)；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立性程度較高時(shí)，國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效平緩上升，而非國(guó)有企業(yè)呈下降趨勢(shì)，且敏感程度大于國(guó)有企業(yè)。此外，研究發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效普遍高于非國(guó)有企業(yè)，驗(yàn)證了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與效率問(wèn)題中的“促進(jìn)說(shuō)”。并針對(duì)研究結(jié)果提出了相關(guān)政策建議，對(duì)我國(guó)完善企業(yè)公司治理，發(fā)展技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有一定的參考價(jià)值。

一、問(wèn)題的提出

在國(guó)家大力倡導(dǎo)“大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新”的外部環(huán)境下，源自內(nèi)部的公司治理制度的缺陷成為阻礙技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的關(guān)鍵。董事會(huì)作為公司治理機(jī)制的核心，在股東和經(jīng)理人之間起著至關(guān)重要的橋梁作用，可以通過(guò)多方面影響公司治理機(jī)制進(jìn)而對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，已成為學(xué)者們長(zhǎng)期關(guān)注并廣泛探討的焦點(diǎn)。

（一）董事會(huì)獨(dú)立性與技術(shù)創(chuàng)新

從理論分析看，董事會(huì)獨(dú)立性主要從以下三個(gè)方面對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

首先，董事會(huì)獨(dú)立性可以提高企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策質(zhì)量。為了改善公司治理結(jié)構(gòu)，我國(guó)證監(jiān)會(huì)于2001年8月16日發(fā)布了《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》。指導(dǎo)意見要求上市公司聘任適當(dāng)人員擔(dān)任獨(dú)立董事，至少包括一名會(huì)計(jì)專業(yè)人士（具有高級(jí)職稱或注冊(cè)會(huì)計(jì)師資格）。獨(dú)立董事的專業(yè)知識(shí)背景和技術(shù)水平能夠擴(kuò)大董事會(huì)層面的經(jīng)濟(jì)視野，與企業(yè)外部環(huán)境相結(jié)合能發(fā)現(xiàn)收益前景良好的投資研發(fā)項(xiàng)目，并能依據(jù)獨(dú)特視角在董事會(huì)創(chuàng)新決策過(guò)程中導(dǎo)入獨(dú)立判斷，從而在戰(zhàn)略決策上對(duì)創(chuàng)新起到促進(jìn)作用。

其次，可以提高企業(yè)的資源配置效率。根據(jù)資源支持理論，獨(dú)立董事?lián)碛休^內(nèi)部董事更豐富的外部關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，能夠很大程度上處理企業(yè)面臨的種種不確定性（Zahra&John，1991），提高企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展能力，促使企業(yè)更多地將資源配置到創(chuàng)新活動(dòng)中去。此外，具有專業(yè)背景的獨(dú)立董事能夠提升企業(yè)與資本市場(chǎng)各種利益相關(guān)者的共贏關(guān)系，在降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)提供更多相關(guān)事務(wù)的關(guān)鍵外部聯(lián)絡(luò)渠道，如確保企業(yè)和供應(yīng)商、購(gòu)貨商等相關(guān)機(jī)構(gòu)交易的完成，減少交易成本等。

最后，能夠提升企業(yè)的創(chuàng)新能力。由于知識(shí)共享、溝通交流對(duì)于職業(yè)技能提升的促進(jìn)作用，致使團(tuán)隊(duì)合作日漸成為知識(shí)型員工必不可少的生存和成長(zhǎng)載體。我國(guó)上市公司獨(dú)立董事多由相關(guān)領(lǐng)域的專家、學(xué)者或其他公司退休高級(jí)管理人員擔(dān)任，其所提供的知識(shí)技能涉及財(cái)務(wù)、法律、公共關(guān)系等多領(lǐng)域。同內(nèi)部董事管理行為的交互會(huì)豐富企業(yè)的管理方式，提高管理效力，有利于企業(yè)發(fā)現(xiàn)更多技術(shù)創(chuàng)新可能性。

基于以上理論分析，本文提出假設(shè)1：企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性的提高將有助于提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效。

（二）企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與董事會(huì)獨(dú)立性影響效力

我國(guó)上市公司的所有權(quán)和控制權(quán)模式可能會(huì)對(duì)董事會(huì)治理水平產(chǎn)生影響，進(jìn)而在技術(shù)創(chuàng)新方面表現(xiàn)出一定的差異。國(guó)內(nèi)學(xué)者依據(jù)不同的樣本數(shù)據(jù)與試驗(yàn)方法得出了不同甚至截然相反的結(jié)論，形成了“抑制說(shuō)”和“有效說(shuō)”兩種理論。

“抑制說(shuō)”認(rèn)為，中央或地方政府作為國(guó)有企業(yè)的大股東，對(duì)管理人員任免具有高度的影響力，易使董事會(huì)成員任免行政化，董事會(huì)制度形式化，獨(dú)立董事影響無(wú)效化，限制了企業(yè)的創(chuàng)新能力和效率（高明華等，2014）。此外，國(guó)企發(fā)展普遍依靠行政保護(hù)、資源壟斷等優(yōu)勢(shì)，高管出于政治目的更熱衷于依托穩(wěn)健途徑提升企業(yè)績(jī)效，在提升公共責(zé)任意識(shí)過(guò)程中抑制了創(chuàng)新意識(shí)（池仁勇等，2004）。因而企業(yè)不再尋求更加有突破性的研究，對(duì)技術(shù)研發(fā)、創(chuàng)新等高風(fēng)險(xiǎn)投入敬而遠(yuǎn)之，難以在創(chuàng)新中獲得有效的回報(bào)，董事會(huì)在進(jìn)行創(chuàng)新決策時(shí)也面臨著來(lái)自官僚主義的重重阻力（董曉慶等，2014）。

“促進(jìn)說(shuō)”則從“資源依賴”角度闡述了國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新優(yōu)越性。由于創(chuàng)新具有外部不確定性，往往需要大量且長(zhǎng)期的投入，這就使得眾多民營(yíng)企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新面前望而卻步。而國(guó)有企業(yè)依托政治優(yōu)勢(shì)、資源和組織網(wǎng)絡(luò)的掌控，有助于降低創(chuàng)新的不確定風(fēng)險(xiǎn)（Pfeffer&Salancik，2003）。Bah&Dumontier（2001）的研究也證明同民營(yíng)企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)更容易獲得長(zhǎng)期投資，可以保證創(chuàng)新活動(dòng)的持續(xù)資金投入。

本文認(rèn)為，國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)體現(xiàn)在以下三點(diǎn)：首先，立足于制度視角，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)所面臨的外部環(huán)境與內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)存在差異，而這些差異會(huì)影響到企業(yè)決策的實(shí)施。其次，從企業(yè)責(zé)任來(lái)看，國(guó)有企業(yè)肩負(fù)著為國(guó)家與社會(huì)創(chuàng)新的任務(wù)，而且國(guó)有企業(yè)高管還面臨著來(lái)自國(guó)資委的績(jī)效考核。這些因素導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)必須對(duì)研發(fā)投入和創(chuàng)新績(jī)效予以較高關(guān)注。而非國(guó)有企業(yè)則面臨著創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)、資本、技術(shù)等種種約束，其研發(fā)積極性并不高。最后，基于資源依賴?yán)碚?，同“促進(jìn)說(shuō)”觀點(diǎn)，企業(yè)需要依賴外部資源來(lái)減少環(huán)境的不確定性。

基于以上理論分析，本文提出假設(shè)2：國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效優(yōu)于非國(guó)有企業(yè)。

對(duì)于管理層而言，國(guó)有企業(yè)既然需要政府的扶持以獲取創(chuàng)新資源，就必然要在決策過(guò)程中考慮政府的要求，企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)不可避免地受到政府的干預(yù)。管理層甚至可能通過(guò)以犧牲決策自主性來(lái)?yè)Q取政府的資源支持（羅明新等，2013），在這種高度依賴政府的情況下，顯然獨(dú)立董事將難以發(fā)揮其應(yīng)有的治理效應(yīng)。因此，可以認(rèn)為國(guó)有企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新的過(guò)程中更多依靠來(lái)自政府的資源配置優(yōu)勢(shì)，并非董事會(huì)獨(dú)立性帶來(lái)的治理優(yōu)勢(shì)。

基于此，本文提出假設(shè)3：相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效影響更小。

二、模型與方法

廣義傾向得分匹配法（GPS）是對(duì)傾向得分匹配法（PSM）的補(bǔ)充和發(fā)展，以PSM為主的處理效應(yīng)研究主要是基于“反設(shè)事實(shí)”分析框架對(duì)二元變量進(jìn)行處理，局限性較大。以本文中的董事會(huì)獨(dú)立性為例，則必須考慮程度差異對(duì)于創(chuàng)新績(jī)效的影響。而GPS法突破了原有的匹配方法，將處理變量由僅限于二元變量擴(kuò)展到了多元甚至連續(xù)變量，能夠研究董事會(huì)獨(dú)立性的不同處理強(qiáng)度對(duì)創(chuàng)新績(jī)效潛在結(jié)果差異，彌補(bǔ)了PSM法的不足。下面給出本文GPS方法的基本理論：

對(duì)于一組隨機(jī)樣本Yi（i=1，2…N），處理變量D的不同取值存在對(duì)應(yīng)的結(jié)果變量Yi（d）。GPS方法允許D∈[d1，d2]，更加關(guān)注處理變量強(qiáng)度變化所帶來(lái)的效應(yīng)。本文中連續(xù)型處理變量D為董事會(huì)的獨(dú)立性程度，即董事會(huì)成員中獨(dú)立董事所占比重，在D=[0，1]中取值。結(jié)果變量Y為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效，多采用研發(fā)投入、專利數(shù)量、新產(chǎn)品銷售收入等。本文在綜合考慮現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，采用更穩(wěn)健的允許資本化的研發(fā)投入衡量技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效。采用財(cái)務(wù)報(bào)表“無(wú)形資產(chǎn)”科目中允許資本化的研發(fā)費(fèi)用來(lái)表示，該值越高表示企業(yè)越注重技術(shù)創(chuàng)新。

在條件獨(dú)立性假設(shè)由二元擴(kuò)展為連續(xù)性處理變量時(shí)：

在本文中即為當(dāng)企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性程度為d時(shí)對(duì)應(yīng)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效。這一條件下意味著當(dāng)控制了多元協(xié)變量X的差異后，企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立程度與技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效是相互獨(dú)立的，此時(shí)能有效控制處理變量D強(qiáng)度變化帶來(lái)的自選擇性和內(nèi)生性問(wèn)題。X又被稱為匹配變量，在本文中為共同影響D（董事會(huì)獨(dú)立程度）和Y（技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效）的變量。

此時(shí)令處理變量的條件概率密度函數(shù)為

則廣義傾向得分匹配（GPS）即為

表示在滿足平衡條件時(shí)，即在控制匹配變量X的情況下，處理變量D取值d∈D時(shí)發(fā)生的概率。即D發(fā)生的概率與匹配變量相獨(dú)立：

此時(shí)可得到：

表明控制廣義傾向得分值（GPS）一致時(shí)，即可保證任意處理變量取值d和結(jié)果變量Y（d）相互獨(dú)立。因此，GPS可以有效消除由協(xié)變量X差異所帶來(lái)的選擇性偏誤。

在上述基礎(chǔ)上，本文依據(jù)Hirano和Imbens（2010）的方法，分三步估計(jì)不同的董事會(huì)獨(dú)立性程度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響。

第一步，利用（2）式在給定匹配變量X的前提下，估計(jì)處理變量D的條件概率密度分布。由于本文考慮的處理變量為董事會(huì)獨(dú)立性程度（以獨(dú)立董事比例衡量），該變量的分布是有偏的（上市公司董事會(huì)成員中應(yīng)當(dāng)至少包括三分之一獨(dú)立董事），存在較多獨(dú)立董事比例為1/3的觀測(cè)個(gè)體，不適用于正態(tài)分布的假定。故本文使用Logistic模型估計(jì)董事會(huì)獨(dú)立程度的條件分布。假定對(duì)于所有的觀測(cè)樣本i，給定的協(xié)變量Xi時(shí)，樣本Di的條件期望為：

其中，對(duì)于任意的Xiβ∈R，都有0≤F（Xiβ）≤1，保證Di在[0，1]內(nèi)取值。假設(shè)函數(shù)F（*）為L(zhǎng)ogistic累積分布函數(shù)，表示如下

由于上式并非線性方程，所以接下來(lái)在廣義線性模型框架下最大化伯努利對(duì)數(shù)似然方程，修正變量有偏性對(duì)函數(shù)估計(jì)的影響。公式如下：

由估計(jì)結(jié)果 β?即可計(jì)算GPS值：

第二步，利用處理變量X和廣義傾向得分變量R?構(gòu)建對(duì)于結(jié)果變量Y的條件期望模型，本文采用湯學(xué)良等（2016）的處理方法，用三階多項(xiàng)式逼近企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的條件期望，并用OLS法進(jìn)行估計(jì)：

第三步，將（10）式得到的系數(shù)代入下式，計(jì)算出企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效在每一董事會(huì)獨(dú)立程度水平d上的反應(yīng)函數(shù)：

其中N為樣本中的企業(yè)數(shù)量，設(shè)定步長(zhǎng)為0.01，即d=0、001，0.02…0.99，1，共劃分為101個(gè)子區(qū)間，在每個(gè)子區(qū)間內(nèi)估計(jì)董事會(huì)獨(dú)立程度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的因果效應(yīng)。最后得到整個(gè)區(qū)間內(nèi)二者之間的函數(shù)關(guān)系 E?[Y（d）]。

由上可知，在運(yùn)用GPS分析法估計(jì)企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響時(shí)，首先要滿足條件獨(dú)立性假設(shè)，而條件獨(dú)立性又與選定的匹配變量X相關(guān)。匹配向量組X包含的變量要既與企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性相關(guān)，又與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的變量。故本文選取以下變量作為匹配變量：企業(yè)規(guī)模（size）及其平方項(xiàng)（size2），采用企業(yè)年末資產(chǎn)總額的對(duì)數(shù)核算；資產(chǎn)負(fù)債率（alr）；可持續(xù)增長(zhǎng)率（sgr）；總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（roa）；實(shí)際控制人擁有上市公司控制比例（concon）和兩權(quán)分離程度（sper）。

三、數(shù)據(jù)處理與結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文的研究數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，以2006～2017年的上市公司為樣本。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，去除了一些指標(biāo)異常的樣本數(shù)據(jù)：剔除主要數(shù)據(jù)缺失的樣本；剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率大于150%的樣本；剔除被ST的樣本公司；剔除采掘業(yè)、金融保險(xiǎn)業(yè)、教育業(yè)等樣本數(shù)據(jù)。同時(shí)，為了避免極端值的影響，進(jìn)一步對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)在上下1%水平上進(jìn)行了縮尾處理?？紤]到企業(yè)創(chuàng)新投入的滯后效應(yīng)，在分析中將所有匹配變量滯后一期處理。最后共獲得17264個(gè)觀察值。相關(guān)變量計(jì)算方式和描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量計(jì)算方式與描述性統(tǒng)計(jì)

（二）全樣本分析

GPS分析法的第一步是利用Logistic模型估計(jì)董事會(huì)獨(dú)立性程度的概率密度，估計(jì)結(jié)果如表2所示，可知所有匹配變量的估計(jì)系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明匹配樣本的選擇是合理的。首先，企業(yè)規(guī)模（size）對(duì)董事會(huì)獨(dú)立性程度的影響呈現(xiàn)“U型”關(guān)系。在經(jīng)去除異常數(shù)據(jù)后的樣本中，企業(yè)規(guī)模的取值范圍為[18.66，25.39]，由計(jì)算可知處于最小值的企業(yè)規(guī)模為20.47，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模對(duì)董事會(huì)獨(dú)立性程度的影響主要位于“U型”上升階段，即影響為正。事實(shí)上，一個(gè)更大規(guī)模的企業(yè)出于避免融資約束、法律風(fēng)險(xiǎn)、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)等目的，更有可能聘請(qǐng)專業(yè)性強(qiáng)的獨(dú)立董事（何威風(fēng)和劉巍，2017）。因此，在企業(yè)規(guī)模低于臨界值時(shí)（此處為20.47）董事會(huì)更傾向于弱化獨(dú)立董事監(jiān)督作用，僅進(jìn)行必要咨詢。而一旦突破臨界值，獨(dú)立董事的重要性便日益凸顯，成為企業(yè)持續(xù)發(fā)展過(guò)程中不可或缺的重要組成部分。資產(chǎn)負(fù)債率（alr）能促進(jìn)董事會(huì)獨(dú)立性的提高，表明企業(yè)需要依靠獨(dú)立董事的專業(yè)性知識(shí)弱化高財(cái)務(wù)杠桿所帶來(lái)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)?？沙掷m(xù)增長(zhǎng)率（sgr）和企業(yè)績(jī)效（roa）系數(shù)為正，表明企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展需要獨(dú)立董事的積極參與。股權(quán)集中度（concon）系數(shù)為正，表明獨(dú)立董事在控制權(quán)更為集中的企業(yè)中發(fā)揮制衡作用，減少企業(yè)個(gè)別董事的“冒進(jìn)”思想風(fēng)險(xiǎn)（董保寶和葛寶山，2014）。兩權(quán)分離度（sper）系數(shù)為負(fù)，表明經(jīng)營(yíng)權(quán)的提高會(huì)弱化獨(dú)立董事的咨詢監(jiān)督作用，二者呈現(xiàn)替代關(guān)系。

表2 董事會(huì)獨(dú)立性程度的決定因素——Logistic模型回歸結(jié)果

在Logistic回歸模型的基礎(chǔ)上，基于式（9）計(jì)算出企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性達(dá)到某一程度的概率，再依據(jù)獨(dú)立性程度及其GPS值由式（10）估計(jì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的條件期望，最后由式（11）得到企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效在每一強(qiáng)度下的反應(yīng)函數(shù)。

具體到本文中，圖1列出了2006～2017年企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性程度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的“劑量效應(yīng)”函數(shù)。從圖中可以看出，董事會(huì)獨(dú)立性與企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效存在著先增后減的關(guān)系，即當(dāng)董事會(huì)獨(dú)立性程度低于拐點(diǎn)值時(shí)，隨著獨(dú)立性程度的提高，企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效是在不斷提升的，但是速度較慢；當(dāng)董事會(huì)獨(dú)立性高于拐點(diǎn)值時(shí)，創(chuàng)新績(jī)效會(huì)隨著獨(dú)立性的增大而減小，且下降較快。這說(shuō)明董事會(huì)獨(dú)立性的提高可以在一定程度上改善企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效，存在著使得企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效達(dá)到最高的董事會(huì)獨(dú)立性拐點(diǎn)，即“最優(yōu)獨(dú)立性拐點(diǎn)”，也從另一方面說(shuō)明并非董事會(huì)獨(dú)立性程度越高，企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效越高。

圖1 董事會(huì)獨(dú)立性程度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的因果效應(yīng)估計(jì)

企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效隨著董事會(huì)獨(dú)立性程度的增加先上升后下降，說(shuō)明當(dāng)獨(dú)立性程度較低時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的確會(huì)受到董事會(huì)獨(dú)立性影響，呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，部分驗(yàn)證了假設(shè)1。但是根據(jù)所得的“劑量效應(yīng)”函數(shù)，當(dāng)獨(dú)立性程度大于拐點(diǎn)值時(shí)，董事會(huì)獨(dú)立性的提高反而會(huì)抑制企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效發(fā)展。本文認(rèn)為有以下兩個(gè)原因：第一，盡管獨(dú)立董事能夠給企業(yè)提供相應(yīng)的指引，但過(guò)多的獨(dú)立董事難免使企業(yè)發(fā)展方向得不到統(tǒng)一，形成“九龍治水”的局面，難以構(gòu)成發(fā)展合力；第二，當(dāng)獨(dú)立董事數(shù)量過(guò)多時(shí)，更多是為了向外界釋放相關(guān)訊號(hào)，并非真正發(fā)揮其實(shí)際作用。該種情形在股權(quán)集中度高的企業(yè)中更加明顯，即控制人利用獨(dú)立董事的數(shù)量、聲譽(yù)向資本市場(chǎng)傳遞出企業(yè)良好的信息，而在決策咨詢參與方面產(chǎn)生了獨(dú)立董事的“作用失靈”抑或是“花瓶效應(yīng)”。

（三）子樣本分析

為進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)論，本文針對(duì)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將樣本分為國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行了深入分析。分樣本計(jì)算的董事會(huì)獨(dú)立性程度的劑量反應(yīng)函數(shù)如圖2所示。

圖2 董事會(huì)獨(dú)立性程度的劑量效應(yīng)函數(shù)：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的董事會(huì)獨(dú)立性的效應(yīng)函數(shù)在前期均呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，在區(qū)間[0.087，0.476]內(nèi)，國(guó)有企業(yè)函數(shù)圖像變化幅度與創(chuàng)新績(jī)效均大于非國(guó)有企業(yè)。假設(shè)2得到驗(yàn)證。在區(qū)間[0.476，0.724]內(nèi)，國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效仍呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但趨于平緩。而非國(guó)有企業(yè)函數(shù)圖像則經(jīng)歷短暫上升后于值0.463處開始下降，且變化幅度大于國(guó)有企業(yè)。假設(shè)3得到部分驗(yàn)證，即在董事會(huì)獨(dú)立性程度較低時(shí)，對(duì)國(guó)有企業(yè)影響大于非國(guó)有企業(yè)；而在程度較高時(shí)，對(duì)國(guó)有企業(yè)影響力度則低于非國(guó)有企業(yè)，而且國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效總體水平高于非國(guó)有企業(yè)，同李政等（2014）的研究結(jié)論相同，證明了國(guó)有企業(yè)并不缺乏創(chuàng)新能力。主要有以下三個(gè)原因：首先，企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人固有的企業(yè)家精神和利益驅(qū)動(dòng)力對(duì)企業(yè)技術(shù)變革和開拓進(jìn)取有著強(qiáng)烈的推動(dòng)作用，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)利益最大化目標(biāo)使得企業(yè)從產(chǎn)品、工藝、制度管理等多方面進(jìn)行創(chuàng)新。而董事會(huì)獨(dú)立性則充當(dāng)了企業(yè)利益驅(qū)動(dòng)力的助推劑，故而在前期與創(chuàng)新績(jī)效呈現(xiàn)正向關(guān)系；其次，國(guó)有企業(yè)的性質(zhì)決定其以國(guó)家目標(biāo)為宗旨，并且承擔(dān)相應(yīng)的社會(huì)責(zé)任與義務(wù)。當(dāng)前對(duì)國(guó)企各項(xiàng)考核中正逐步將科技創(chuàng)新作為重要指標(biāo)內(nèi)容，國(guó)企領(lǐng)導(dǎo)者所面臨的考核壓力與企業(yè)家精神相結(jié)合，形成企業(yè)家創(chuàng)新意志。這成為國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效優(yōu)于非國(guó)有企業(yè)的重要原因，而獨(dú)立董事在其中僅起到鏈接劑的作用；最后，國(guó)有企業(yè)同非國(guó)有企業(yè)面臨來(lái)自企業(yè)外部的創(chuàng)新動(dòng)力不同，如在技術(shù)、市場(chǎng)和政府推動(dòng)因素方面，國(guó)企已形成科技創(chuàng)新投入穩(wěn)定增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制、市場(chǎng)失靈與投資不足的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避機(jī)制和產(chǎn)學(xué)研聯(lián)動(dòng)的創(chuàng)新資源規(guī)模協(xié)同機(jī)制，有著非國(guó)有企業(yè)難以企及的抗風(fēng)險(xiǎn)能力。因此，我們認(rèn)為董事會(huì)獨(dú)立性的提高除了伴隨著“九龍治水”和“花瓶效應(yīng)”外，還具有一定的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)，導(dǎo)致在國(guó)有企業(yè)中，創(chuàng)新績(jī)效隨著董事會(huì)獨(dú)立性程度的提高而趨向于平滑上升，而非國(guó)有企業(yè)則出于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避因素減少了創(chuàng)新投入，且變化幅度明顯大于國(guó)有企業(yè)，驗(yàn)證了先前假設(shè)。

四、結(jié)論與建議

本文以獨(dú)立董事為中心，通過(guò)運(yùn)用GPS法分析2006～2017年A股數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了董事會(huì)獨(dú)立程度對(duì)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有著先增后減的影響，說(shuō)明董事會(huì)獨(dú)立性的提高可以一定程度上促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效，而且存在著所謂的“最優(yōu)獨(dú)立性拐點(diǎn)”。對(duì)不同產(chǎn)權(quán)進(jìn)行劃分后發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效普遍優(yōu)于非國(guó)有企業(yè)。在影響力度方面，董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響不同，對(duì)國(guó)有企業(yè)而言，創(chuàng)新績(jī)效與獨(dú)立性呈正向關(guān)系；對(duì)非國(guó)有企業(yè)而言，呈現(xiàn)先增后減趨勢(shì)。此外，當(dāng)獨(dú)立性程度較低時(shí)，國(guó)有企業(yè)變化程度大于非國(guó)有企業(yè)；當(dāng)獨(dú)立性程度較高時(shí)，非國(guó)有企業(yè)變化程度大于國(guó)有企業(yè)?；谝陨涎芯拷Y(jié)果，本文提出相關(guān)建議：

首先，適當(dāng)提高獨(dú)立董事在董事會(huì)中的比例，在總樣本中，本文得到的最優(yōu)獨(dú)立性拐點(diǎn)為0.472，而在子樣本中得到國(guó)企與非國(guó)企的拐點(diǎn)值分別為0.476與0.463。盡管我國(guó)規(guī)定獨(dú)立董事人數(shù)不得少于三分之一，但在樣本企業(yè)中仍有一部分比例不足30%，而且獨(dú)立董事占比集中在40%左右，仍有待提高。尤其是加大技術(shù)型、專業(yè)型獨(dú)立董事的比例，發(fā)揮其智庫(kù)效應(yīng)和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，形成促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的良性循環(huán)。

其次，獨(dú)立董事作為企業(yè)中的重要治理力量，不僅能為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供專業(yè)指導(dǎo)與咨詢監(jiān)督作用，而且能夠增強(qiáng)企業(yè)團(tuán)隊(duì)中不同專業(yè)董事之間的溝通與知識(shí)互動(dòng)。因此，應(yīng)當(dāng)通過(guò)制度設(shè)計(jì)充分提高獨(dú)立董事的話語(yǔ)權(quán)，明確各董事的責(zé)任劃分，避免出現(xiàn)職責(zé)缺失的“花瓶效應(yīng)”。

最后，注重研發(fā)投入的平衡，實(shí)現(xiàn)全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。當(dāng)對(duì)某產(chǎn)業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入時(shí)，應(yīng)該有效整合資源、優(yōu)化利用水平，提高創(chuàng)新績(jī)效，避免“高投入、高消耗、低產(chǎn)出、低附加值”研發(fā)投入，提高投資質(zhì)量和效益。