關鍵詞：外籍董事;管理層短視;企業(yè)創(chuàng)新;政治關聯(lián)

摘 要：本文基于中國A股上市公司2008—2016年數(shù)據(jù)，通過構建一個有調節(jié)的中介效應模型，以深入探究外籍董事、管理層短視與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系。研究結果表明：引入外籍董事有助于提升企業(yè)的創(chuàng)新產出水平和創(chuàng)新效率;外籍董事可以通過抑制管理層短視的路徑來提升企業(yè)創(chuàng)新水平，管理層短視在外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間具有部分中介效應的作用。政治關聯(lián)負向調節(jié)了外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，政治關聯(lián)弱化了管理層短視對外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的部分中介作用。在考慮了內生性問題之后，上述研究結論依舊成立。該研究結論不僅對是否要引進外籍董事以及如何有效發(fā)揮外籍董事的積極作用提供了參考，還為如何解決管理層短視行為和正確認識政治關聯(lián)的作用提供了新的思路。

中圖分類號：F275.5文獻標志碼：A文章編號：1001-2435（2020）03-0135-12

Foreign Directors， Management Shortsightedness and Corporate Innovation — Regulated Mediation Effect Model

LUO Kun（School of Economics and Management， Anhui Normal University， Wuhu Anhui 241000， China）

Key words：foreign directors; management shortsightedness; corporate innovation; political connection

Abstract：Based on the data of A-share listed companies in China from 2008 to 2016， this paper constructs a moderated intermediary effect model to explore the relationship among foreign directors， management shortsightedness and enterprise innovation. The results show that the introduction of foreign directors helps to improve the level of innovation output and innovation efficiency of corporate; foreign directors can improve the level of corporate innovation by restraining the management shortsightedness， which has a part of intermediary effect between foreign directors and corporate innovation. Political connections negatively regulate the relationship between foreign directors and corporate innovation， and political connections weaken part of the mediating role of managerial shortsightedness in the relationship between foreign directors and corporate innovation. After considering the endogenous problem， the above conclusions are still valid. The conclusion of this research not only provides a reference for the introduction of foreign directors and how to effectively play the positive role of foreign directors， but also understands how to solve the management shortsightedness behavior and correctly understand the role of political connections.

一、引 言

隨著經(jīng)濟全球化和企業(yè)國際化進程的不斷深化，創(chuàng)新不僅是企業(yè)在全球市場上創(chuàng)造和維持競爭優(yōu)勢的重要源泉，也是促進企業(yè)發(fā)展、提升核心競爭力并獲得超額利潤的關鍵手段。[1]黨的十九大報告中明確指出，要“堅定實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略、加快建設創(chuàng)新型國家”。在新時代背景下，中國自主創(chuàng)新能力不斷提高，表現(xiàn)出良好的發(fā)展趨勢，但與發(fā)達國家和地區(qū)相比仍有較大差距。企業(yè)創(chuàng)新水平的提升依賴于公司治理機制的完善[2]，董事會建設作為公司治理的關鍵一環(huán)[3]，對企業(yè)創(chuàng)新具有十分重要的影響。已有文獻指出董事會成員的海外背景、海外工作經(jīng)驗以及多元文化背景等對企業(yè)創(chuàng)新具有積極的正向影響[4-6]，然而也有研究認為董事會成員行業(yè)背景的異質性對創(chuàng)新戰(zhàn)略沒有顯著影響[7]。因此，有關董事會成員背景與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的探討尚未得出一致性結論，現(xiàn)有的研究也較少關注董事的國籍背景對企業(yè)創(chuàng)新的影響，特別是外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新的影響，外籍董事是否能對企業(yè)創(chuàng)新產生積極影響仍有待進一步深入探討。

委托代理理論認為，股東和管理者之間存在著委托代理問題，管理者可能會出于個人私利而做出違背于股東利益的行為，需要采取必要的措施對管理者進行監(jiān)督和激勵，使管理者的利益與股東的利益保持一致。[8]董事會作為股東利益的代表，有職責和義務對高管進行監(jiān)督和約束，使高管的行為與股東的利益保持一致。企業(yè)創(chuàng)新具有期限長、風險大、投入高的特點，高管可能會為了規(guī)避風險和維護自身的利益而減少對公司長久發(fā)展有益的創(chuàng)新活動，董事會有義務監(jiān)督高管的這種短視行為。外籍董事的引入會給董事會帶來新的理念、觀點和認知，有助于董事會更好地發(fā)揮其監(jiān)督職能。[9]那么，外籍董事的引入是否可以通過發(fā)揮其監(jiān)督職能，來監(jiān)督管理者的短視行為，鼓勵其從事有助于公司長遠利益的創(chuàng)新活動，使管理者的行為與股東的利益保持一致，進而提升企業(yè)創(chuàng)新水平呢？該問題尚未引起研究者們的足夠重視，也未得到有效解決。

企業(yè)與政府之間的政治關聯(lián)可以幫助企業(yè)克服體制和市場本身的不足[10]，尤其是在具有較大不確定性的環(huán)境中，如中國的法律制度不完善、投資者保護薄弱、政府干預更多的環(huán)境[11-13]。相關研究表明，有政治關聯(lián)的企業(yè)比同行享有比較優(yōu)勢，包括投資項目的批準[14]、政府補貼[12]、更容易獲得銀行貸款[15-16]、克服行業(yè)進入壁壘[17]。那么，在具有政治關聯(lián)的企業(yè)，外籍董事又會對企業(yè)創(chuàng)新產生怎樣的影響，外籍董事還能有效發(fā)揮其監(jiān)督職能來提升企業(yè)創(chuàng)新水平嗎？這些問題的解決，需要基于政治關聯(lián)情境下來探究外籍董事、管理層短視與企業(yè)創(chuàng)新三者之間的關系。

基于以上問題，本文基于中國A股上市公司2008—2016年的數(shù)據(jù)，通過構建一個有調節(jié)的中介效應模型，以深入探究外籍董事、管理層短視與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系。研究結果表明：（1）外籍董事的引入有助于提升企業(yè)的創(chuàng)新產出水平和創(chuàng)新效率;（2）外籍董事可以通過抑制管理層短視的路徑來提升企業(yè)創(chuàng)新水平，管理層短視在外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間具有部分中介效應的作用。（3）具有政治關聯(lián)的企業(yè)會抑制外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響，政治關聯(lián)負向調節(jié)了外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系;政治關聯(lián)弱化了管理層短視對外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的部分中介作用。

與現(xiàn)有的研究結果相比，本文的貢獻在于：（1）本文首次系統(tǒng)地通過構建一個有調節(jié)的中介效應模型來探究外籍董事、管理層短視與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)外籍董事的引入有助于提升企業(yè)創(chuàng)新水平，這為是否要引進外籍董事提供了決策參考;（2）本研究發(fā)現(xiàn)外籍董事的引入對管理層的短視行為具有抑制作用，這為如何解決管理層短視行為提供了新的解決思路;（3）深化對政治關聯(lián)作用的認識。政治關聯(lián)不僅具有易于獲取信貸融資、政府補貼等積極作用，同時還存在著消極性的影響。本研究發(fā)現(xiàn)，政治關聯(lián)不僅會負向調節(jié)外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新的影響，還會弱化外籍董事抑制管理層短視而提升企業(yè)創(chuàng)新的中介效應，具有消極作用。其研究結論不僅有助于正確認識政治關聯(lián)的作用，還為如何營造有效發(fā)揮外籍董事積極作用的環(huán)境提供了參考。

二、理論分析與研究假說

（一）外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新

自Hambrick等創(chuàng)新性地提出高階梯隊理論以來，高階梯隊理論成為戰(zhàn)略管理領域最為重要的領導力理論，根據(jù)高階梯隊理論的觀點，高階領導會根據(jù)其自身的認知和價值觀進行決策，且高階領導的個人特征也會被其戰(zhàn)略決策所反映。[18]因而，董事作為企業(yè)中的高階領導，其個人特征也會影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策。隨著學者們對高階理論研究的日趨深入，近年來有關高階領導特征的研究引起了國內外學者的關注，已有文獻研究了外籍董事、獨立董事、忙碌董事和異地獨董等主體對公司違規(guī)行為、融資、績效、決策等方面產生的影響[9，19-21]，成果較為豐富，但較少有文獻關注外籍董事的引進對企業(yè)創(chuàng)新的影響。隨著我國“一帶一路”戰(zhàn)略的大力推進和經(jīng)濟全球化以及勞動力市場國際化進程的不斷加深，越來越多的中國上市公司開始放眼海外，從他國物色理想的外籍董事。已有研究認為企業(yè)董事會中多元化的人員結構不僅有助于拓寬董事會處理問題的視野，還能夠幫助企業(yè)獲得成功運營所需的關鍵資源。[22-23]還有一些研究者證明了外籍董事為組織提供了一些重要資源，獲得國際資本以及與一些商業(yè)精英的聯(lián)系渠道。

外籍董事的引入會對企業(yè)創(chuàng)新帶來怎樣的影響呢？一是外籍董事的加入會增加董事會異質性。外籍董事與原有董事會成員來自于不同國家、具有不同的教育背景和文化背景，因而他們對于同一件事情的看法將不盡相同。Leung和Chiu指出，接觸不熟悉的想法可以激發(fā)新的觀點，從而解決創(chuàng)造性的問題。[24]張冬梅認為經(jīng)營者異質型人力資本的特性體現(xiàn)了企業(yè)核心能力，所以董事會的異質性會產生更有影響力和創(chuàng)造性的企業(yè)創(chuàng)新產出，并通過產生更穩(wěn)健的決策選擇來提高創(chuàng)新活動的效率。[25]二是外籍董事的加入可以為企業(yè)帶來與本國不同的管理經(jīng)驗。Yuan和Wen研究認為，當公司任命具有外國管理經(jīng)驗的人員作為管理團隊成員時，公司創(chuàng)新活動會增加。[5]由于外籍董事作為一個來源于外部的個體，有著不同于中國傳統(tǒng)尊卑觀念的思想，可以更加客觀公正的對代理人的行為進行監(jiān)督，約束高管的行為，為企業(yè)創(chuàng)新提供了一個良好的環(huán)境。此外，外籍董事還可以通過自己的信息或知識為企業(yè)提供咨詢服務，為董事會帶來先進的經(jīng)驗技術、管理方法和源于母國的社會資源，以彌補本國董事在技術及管理經(jīng)驗等方面的不足，優(yōu)化企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略，鼓勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入進而提升企業(yè)的創(chuàng)新水平。基于此，本文提出如下研究假設：

假設1：在其他條件一定的情況下，外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新具有正向影響。

（二）管理層短視的中介效應

現(xiàn)有的研究在探尋董事會成員背景和企業(yè)行為之間關系的證據(jù)時，其主要遵循的研究路徑是基于委托代理理論來展開，該理論認為董事會的一項關鍵活動是代表股東監(jiān)督管理者，通過降低代理成本來提高公司業(yè)績。[26]代理成本主要源自于管理層以犧牲股東利益為代價追求自身利益時可能產生的成本。Berle和Means認為，當所有權和控制權分離時，管理者可能以犧牲利潤最大化為代價來追求自身利益，從而產生“代理”成本。[27]監(jiān)督功能是董事會的一項主要職能，通常由審計委員會、薪酬委員會和提名委員會等專業(yè)委員會來履行，目標是最大程度地降低潛在的代理問題。董事會監(jiān)督職能的理論基礎源于代理理論，代理理論描述了組織中所有權和控制權分離所產生的利益沖突的可能性[28]。為降低由于所有權和控制權分離導致的代理成本，需要董事會發(fā)揮監(jiān)督職能來提升公司業(yè)績。[29]董事會的主要職能是監(jiān)督“代理人”，即管理者的行為，以保護“委托人”的利益。[30]在董事的監(jiān)督職能范圍內，董事會常常通過一些具體的活動發(fā)揮監(jiān)督作用，例如決定CEO的繼任[31]，以及評估和獎勵公司的CEO或高層管理人員[32]。

公司層面的創(chuàng)新受到代理問題的制約，這種代理問題源于公司經(jīng)理與股東之間對風險的不一致態(tài)度。如果經(jīng)理人的個人財富與他們經(jīng)營的公司的業(yè)績不成比例，他們可能傾向于選擇現(xiàn)金流量波動較小的項目來降低風險。[33]而創(chuàng)新是一項期限較長且不確定性較高的活動，對創(chuàng)新失敗的容忍程度關乎創(chuàng)新產出水平的高低，企業(yè)代理人很有可能為了規(guī)避風險和維護自己的利益而減少從事對公司長久發(fā)展有益的創(chuàng)新活動，董事會有義務監(jiān)督高管的這種短視行為。因此，為了限制內幕控制和管理層的壕溝，應強調董事會的監(jiān)督作用。[34]目前已有研究證明外籍董事的聘用能夠提高董事會的監(jiān)督效力，從而減少公司的違規(guī)行為。[9]他們認為，中國外籍董事的優(yōu)勢在于外籍董事早年建立的價值觀念和思維邏輯，而且外籍董事比高級管理人員更獨立于本地董事，外籍董事的引入可能使董事會變得更加獨立和客觀，更高的獨立性有助于外籍董事更好地監(jiān)督管理人員。[34]外籍董事作為一個來自于外部相對獨立的董事，可以更公正和客觀地對公司管理層的短視行為進行監(jiān)督，有效抑制管理層短視行為，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

假設2：在其他條件一定的情況下，外籍董事可以通過抑制管理層短視的路徑來提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

（三）政治關聯(lián)的調節(jié)效應

政治關聯(lián)是企業(yè)與政府建立聯(lián)系的主要方式，在我國科技創(chuàng)新資源配置中扮演著重要角色。資源詛咒理論認為，資源稟賦是企業(yè)政治尋租的重要原因。[35]政治上有聯(lián)系的高管或董事會將社會和政治目標優(yōu)先于公司目標。[10]這些政治上有聯(lián)系的個人在實現(xiàn)社會和政治目標時往往背負著政策性負擔，例如提高就業(yè)率和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，這是他們政治晉升的評估依據(jù)。[16]具有政治關聯(lián)的企業(yè)會將有限的企業(yè)資源（即研發(fā)預算）擠出，阻礙企業(yè)的創(chuàng)新行為。[36]蘇屹也認為，當企業(yè)與地方政府建立聯(lián)系時不利于企業(yè)從事創(chuàng)新活動。[37]

外籍董事的引入，不僅可以促進知識轉移，利用其從母國發(fā)展而來的認知、技能和經(jīng)驗，來補充本國董事的局限性，[38]還有助于不同觀點的交流與碰撞，容易產生創(chuàng)造性的思維。但是由于中國董事會內部存在著“尊卑有序”的文化，董事長往往扮演著十分重要的角色，董事長不僅是董事會內部最高權力層級的代表，還是“位尊”者的代表。當董事長具有政治關聯(lián)背景時，其不僅要考慮公司的目標，還要考慮自身的政治目標，當兩重目標出現(xiàn)沖突時，董事長可能會做出偏向于政治目標的行為實踐，弱化外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新的積極作用。相反，那些不具備政治關聯(lián)背景的董事長會較少考慮政治目標，更多以實現(xiàn)公司的經(jīng)濟目標為主，對外籍董事積極作用的發(fā)揮提供支持與幫助。

與中國籍董事相比，外籍董事不僅具有國籍上的差異，還在履行監(jiān)督職能上具有中國籍董事所不具備的優(yōu)勢。一是外籍董事作為公司外部的董事成員，具有相對的客觀性與公正性，容易為管理層所接受;二是外籍董事來自國外，通常被看作是擁有卓越才能的一種標識，特別是引入那些來自發(fā)達國家的外籍董事，被認為是迅速提升其治理水平的一條重要渠道。[9]管理層短視作為代理問題的一種，其存在不利于企業(yè)創(chuàng)新活動的開展，會阻礙企業(yè)創(chuàng)新的產出和效率;外籍董事履行監(jiān)督職能，需要解決這些問題。但是這一監(jiān)督職能的發(fā)揮，可能會受到政治關聯(lián)因素的影響。當公司的董事長具有政治關聯(lián)背景時，可能會限制該種監(jiān)督職能的充分發(fā)揮。如上所述，當政治目標與公司目標矛盾時，這種政治關聯(lián)會干預外籍董事監(jiān)督職能的發(fā)揮，進而弱化外籍董事通過抑制管理層短視來提升企業(yè)創(chuàng)新的中介效應?；谝陨戏治?，我們得出如下研究假設：

圖1 實證研究路徑圖

假設3a：在其他條件一定情況下，政治關聯(lián)會負向調節(jié)外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系。

假設3b：在其他條件一定情況下，政治關聯(lián)會弱化管理層短視對外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間的中介效應。

基于上述三個假設，本文提出如圖1所示的實證研究路徑圖，也就是“有調節(jié)的中介效應”模型。該模型旨在揭示外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新的影響，特別探討管理層短視在其中所起到的中介作用，以及在政治關聯(lián)的調節(jié)作用下，管理層短視在外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間所起到的中介效應如何變化？

三、研究設計

（一）樣本數(shù)據(jù)與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國所有A股上市公司2008—2016年的數(shù)據(jù)，并采取以下標準對初始樣本進行處理：（1）將金融保險類的上市公司樣本剔除;（2）將ST、ST*等特殊類型的上市公司樣本進行剔除;（3）將不能通過手工整理補齊的數(shù)據(jù)缺失樣本進行剔除;（4）對自變量、中介變量和調節(jié)變量全部進行滯后一期處理;（5）對涉及的所有連續(xù)變量進行上下1%分位的縮尾處理。因部分變量進行滯后一期處理，最后的樣本期間為2009—2016年，并保留2449家上市公司的14939個有效樣本，其中創(chuàng)新效率變量因進行了多期滯后處理，該變量最后僅保留3403個有效樣本。外籍董事數(shù)據(jù)是由手工整理獲得，為了保證數(shù)據(jù)的真實性，還通過新浪財經(jīng)、問財?shù)染W(wǎng)站進行雙重檢查，并按照“公司代碼+董事姓名”對照的方法判定國籍歸屬以防止董事人員之間的重名。此外，董事會成員任期、產權性質變量通過手工搜集年報數(shù)據(jù)整理而成，其余變量的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和萬德數(shù)據(jù)庫（WIND）。

（二）變量定義與模型設計

1.變量定義

被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新。采取兩種方式來衡量企業(yè)創(chuàng)新變量，一是借鑒Chen et al[39]、Yuan和Wen[5]的研究，用公司發(fā)明專利、使用新型專利和外觀設計專利被授權總量加1的自然對數(shù)來度量企業(yè)的創(chuàng)新產出（Patent），該值越大，表明企業(yè)專利創(chuàng)新產出越多，企業(yè)的創(chuàng)新能力越強;二是借鑒Hirshleifer et al.[40]的研究，并采取以下測算辦法來衡量企業(yè)創(chuàng)新效率指標：

[Eff=Patenti，tR&Di，t-2+0.8R&Di，t-3+0.6R&Di，t-4+0.4R&Di，t-5+0.2R&Di，t-6]

表1 變量定義

[ 變量名稱 變量符號 計算方法 因變量 創(chuàng)新產出 Patents 公司發(fā)明專利、實用性專利和外觀設計的專利的授權總量加1的自然對數(shù) 創(chuàng)新效率 Eff 參見Hirshleifer et al.（2013）有關創(chuàng)新效率變量的測算辦法 自變量 外籍董事 Gjds 外籍董事人數(shù)占董事會總人數(shù)的比重 中介變量 管理層短視 DS 當期短期投資占期初資產總額的比重 調節(jié)變量 政治關聯(lián) Political 企業(yè)董事長具有政治關聯(lián)則取值為1，否則為0 控制變量 兩職合一 Dual CEO是否兼任董事長，是則取1，否則取0 獨立董事比例 Indep 獨立董事人數(shù)與董事會總人數(shù)的比值 董事年齡 Age 董事會成員的平均年齡 董事性別 Gender 董事會男性成員占董事會總人數(shù)的比重 董事任期 Tenure 董事會成員的平均任期 董事會規(guī)模 DG 董事會總人數(shù)的自然對數(shù) 公司規(guī)模 Size 本年期末總資產的自然對數(shù) 財務杠桿 Lev 期末負債總額與資產總額的比值 股權集中度 Top1 第一大股東持股比例 公司業(yè)績 ROA 凈資產收益率 成長性 Grow 營業(yè)收入增長率 產權性質 State 最終控制人為國有性質則取值為1，否則為0 年度 Year 年度虛擬變量 行業(yè) Ind 行業(yè)虛擬變量 ]

其中，R&D為企業(yè)的研發(fā)費用，選取企業(yè)研發(fā)投入的自然對數(shù)來衡量該指標。

解釋變量為外籍董事（Gjds）。借鑒Du[34]的研究，將外籍董事人數(shù)占董事會總人數(shù)的比重來量化外籍董事變量。

中介變量為管理層短視（DS）。借鑒虞義華等[41]的研究，采用當期短期投資占期初資產總額的比重來衡量管理層短視程度。

調節(jié)變量為政治關聯(lián)（Political）。參照唐松和孫錚文[42]的研究，若企業(yè)董事長目前或曾經(jīng)在政府部門任職，或是人大代表或政協(xié)委員，則認為其具有政治關聯(lián)，并取值為1，否則為0。

借鑒 Frijns et al.[43]、Du[34]和Kang et al.[44]的研究，控制了一些董事會特征的變量，包括兩職合一（Dual）、獨立董事比例（Indep）、董事年齡（Age）、董事性別（Gender）、董事任期（Tenture）、董事會規(guī)模（DG）、公司規(guī)模（Size）、財務杠桿（Lev）、公司業(yè)績（ROA）、公司成長性（Grow）、股權集中度（Top1）、產權性質（State）等。此外還控制了行業(yè)和年份變量，其中行業(yè)的選取參照中國證監(jiān)會2001年行業(yè)分類標準，將上市公司劃分為21個行業(yè)，其中制造業(yè)采取二級分類（行業(yè)代碼的2個字符），其他行業(yè)采取一級分類（行業(yè)代碼的首個字符），剔除金融保險行業(yè)后，還剩20個行業(yè)，最后對這些行業(yè)設置為行業(yè)虛擬變量。具體變量的解釋詳見表1所示。

2.模型構造

為了檢驗假設1和假設2，我們構建了模型（1）至模型（3），具體模型如下所示：

[Granti，t/Effi，t=α0+α1Gjdsi，t-1+X′δ+ε] （1）

[DSi，t-1=β0+β1Gjdsi，t-1+X′φ+ε] （2）

[Granti，t/Effi，t=γ0+γ1Gjdsi，t-1+γ2DSi，t-1+X′λ+ε]

（3）

模型（1）是檢驗外籍董事對于企業(yè)創(chuàng)新的影響，以驗證本文的假設1。模型（2）檢驗外籍董事對管理層短視的影響，以驗證是否存在中介效應，如果系數(shù)β1顯著則表明存在中介效應;反之，則不存在。模型（3）檢驗的是管理層短視存在何種中介效應，如果γ1不顯著，而γ2顯著，意味著管理層短視（DS）存在完全中介效應;如果γ1和γ2均顯著，則表明管理層短視（DS）只存在部分中介效應。[X]是表1中由控制變量組成的向量，[δ，θ，λ]分別是控制變量在模型（1）、（2）和（3）中對應的參數(shù)，[ε]是隨機誤差項。

為了檢驗假設3，我們構建了模型（4）和模型（5）。其中模型（4）檢驗政治關聯(lián)對外籍董事與企業(yè)之間關系的調節(jié)效應，以驗證假設3a;模型（5）檢驗管理層短視對外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間的中介作用是否受到政治關聯(lián)的調節(jié)，以驗證假設3b。

[Granti，t/Effi，t=α0+α1Gjdsi，t-1+α2Politcicali，t-1+α3Gjdsi，t-1×Politicai，t-1+X′δ+ε] （4）

[Granti，t/Effi，t=α0+α1Gjdsi，t-1+α2DSi，t-1+α3Politcali，t-1+α4Gjdsi，t-1×Politicai，t-1+X′δ+ε] （5）

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統(tǒng)計1

表2是變量的描述性統(tǒng)計結果。由表2可以看出，企業(yè)創(chuàng)新產出（Patents）的均值為0.917，最小值為0，最大值為5.313，表明當前中國上市公司的專利授權數(shù)量較少且分布不均，各個公司之間的差距較大。創(chuàng)新效率（Eff）的均值為0.055，說明中國上市公司的創(chuàng)新效率相對較低。外籍董事（Gjds）變量的均值為1.9%，說明中國上市公司董事會中中國籍董事成員占據(jù)董事會大多數(shù)席位，外籍董事人數(shù)相對較少。管理層短視（DS）的均值為0.013，最大值為0.316，說明中國上市公司仍存在管理層短視行為。政治關聯(lián)（Political）均值為0.195，這說明中國上市公司中擁有19.5%的董事長具有政治關聯(lián)背景。其他控制變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

[變量 樣本量 均值 1/4分位 中位值 3/4分位 標準差 最小值 最大值 Patents 14939 0.917 0 0 1.792 1.406 0 5.313 Eff 3403 0.055 0 0.030 0.075 0.097 0 1.563 Gjds 14939 0.018 0 0 0 0.061 0 0.364 DS 14939 0.013 0 0 0.005 0.041 0 0.316 Political 14939 0.195 0 0 0 0.396 0 1 Dual 14939 0.224 0 0 0 0.417 0 1 Indep 14939 0.372 0.333 0.333 0.400 0.053 0.300 0.571 Age 14939 50.290 48 50.240 52.570 3.393 41.670 58.600 Gender 14939 0.864 0.800 0.889 0.938 0.113 0.533 1 Tenure 14939 3.328 2.230 3.350 4.370 1.519 0.150 7.030 Size 14939 22.060 21.160 21.900 22.800 1.287 19.030 25.770 Lev 14939 0.459 0.290 0.455 0.622 0.218 0.046 0.926 Roa 14939 0.041 0.013 0.036 0.067 0.057 -0.192 0.250 Grow 14939 0.213 -0.032 0.106 0.276 0.603 -0.618 4.519 Top1 14939 0.352 0.231 0.333 0.456 0.152 0.088 0.755 State 14939 0.446 0 0 1 0.497 0 1 ]

（二）實證檢驗與分析

表3報告了外籍董事通過管理層短視（DS）對企業(yè)創(chuàng)新（創(chuàng)新產出、創(chuàng)新效率）作用的檢驗結果。由表3中列（1）和列（4）的實證檢驗結果可以看出，上一期外籍董事（Gjds）變量對本期的企業(yè)創(chuàng)新產出（Patents）和創(chuàng)新效率（Eff）具有顯著性正向影響。這說明外籍董事的引入有助于提升企業(yè)創(chuàng)新產出水平和創(chuàng)新效率，即外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間呈顯著正向影響，研究假設1得以驗證與支持。由列（2）和列（5）可知，外籍董事（Gjds）對管理層短視（DS）具有顯著性負向影響，說明外籍董事的引入有助于抑制管理層短視行為。由列（3）和列（6）可以看出，外籍董事（Gjds）對企業(yè)創(chuàng)新產出（Patents）和創(chuàng)新效率（Eff）均具有顯著性正向影響，而管理層短視（DS）對企業(yè)創(chuàng)新產出（Patents）和創(chuàng)新效率（Eff）則均具有顯著性負向影響，說明管理層短視在外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間具有部分中介效應，其中介效應比例分別為1.9%和3.7%。此外，在 Sgmediation 命令檢驗過程中還提供了三種顯著性檢驗情況，即 Sobel、Goodman1、Goodman2 檢驗，其檢驗結果均呈顯著性，說明中介效應檢驗有效。以上研究結果驗證和支持了研究假設2的觀點。

表4報告了政治關聯(lián)的調節(jié)效應檢驗結果。由表4中的列（1）和列（2）可以看出，外籍董事與政治關聯(lián)的交互項（Gjdst-1×Politicalt-1）對企業(yè)創(chuàng)新產出和創(chuàng)新效率的影響顯著為負。這說明當董事長具有政治關聯(lián)背景時，將會抑制外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新正向影響的發(fā)揮，也就是說政治關聯(lián)負向調節(jié)了外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，支持和驗證了研究假設3a的觀點。由列（3）可知，外籍董事與政治關聯(lián)的交互項（Gjdst-1×Politicalt-1）對管理層短視的影響顯著性為負，而在列（4）和列（5）中管理層短視的系數(shù)顯著為負，說明管理層短視對外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的部分中介作用受到政治關聯(lián)的調節(jié)，研究假設3b得以支持和驗證。其他變量的顯著性影響情況詳見表4內容。

表3 管理層短視的中介效應回歸結果

[ Patents t DS t-1 Patents t Eff t DS t-1 Eff t 變量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） 常數(shù)項 -3.442*** -0.025*** -3.461*** -0.188*** -0.025*** -0.189*** （-13.75） （-3.41） （-13.83） （-4.38） （-3.41） （-4.40） Gjdst-1 0.607*** -0.014*** 0.596*** 0.056*** -0.014*** 0.055*** （3.36） （-3.64） （3.30） （2.84） （-3.64） （2.79） DS t-1 -0.769*** -0.053** （-3.72） （-2.40） Control Yes Yes Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 14939 14939 14939 3403 14939 3403 Adj. R2 0.322 0.051 0.322 0.173 0.051 0.173 Sobel檢驗 0.011**（Z=2.044） 0.003*（Z=1.733） Goodman檢驗1 0.011**（Z=1.987） 0.003*（Z=1.681） Goodman檢驗2 0.011**（Z=2.105） 0.003*（Z=1.733） 中介效應系數(shù) 0.011**（Z=2.044） 0.003*（Z=2.796） 直接效應系數(shù) 0.596***（Z=3.721） 0.083***（Z=3.232） 總效應系數(shù) 0.607***（Z=3.790） 0.086***（Z=3.347） 中介效應比例 0.019 0.037 ]

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。括號中為經(jīng)過robust處理后的t值，下同。

（四）內生性問題處理

創(chuàng)新水平高的企業(yè)通常實力較強，越有可能引進外籍董事，也就是說外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在互為因果的內生性問題。為此，必須尋找外生變量作為工具變量。由于外籍董事母國的失業(yè)率高低會影響外籍董事進入中國擔任董事職務的人數(shù)，即外籍董事母國失業(yè)率與外籍董事變量之間具有正向關系;而外籍董事母國失業(yè)率高低并不會直接影響中國企業(yè)創(chuàng)新水平，包括中國企業(yè)的創(chuàng)新產出水平和創(chuàng)新效率等情況。因此，外籍董事母國失業(yè)率變量符合外生變量的要求，可以作為外籍董事變量的工具變量。外籍董事母國的失業(yè)率（SY）數(shù)據(jù)來自國際勞工組織公布的2008—2016年全球各國失業(yè)率數(shù)據(jù)?？紤]到失業(yè)率的影響具有滯后性，選擇滯后一期的外籍董事母國失業(yè)率變量作為工具變量。

表5是外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新影響工具變量的兩階段回歸檢驗結果。由表5中列（1）和列（3）的第一階段檢驗結果可以看出，外籍董事母國失業(yè)率對外籍董事變量具有顯著性的正向影響，符合工具變量的選取要求。由表5中列（2）和列（4）的第二階段檢驗結果可知，外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新產出和創(chuàng)新效率變量均具有顯著性正向影響。也就是說，在采取內生性問題后，外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新的影響仍呈正向，進一步驗證和支持了研究假設1的觀點。

表4 政治關聯(lián)的調節(jié)效應回歸結果

[ Patents t Eff t DS t-1 Patents t Eff t （1） （2） （3） （4） （5） 常數(shù)項 -3.415*** -0.190*** -0.026*** -3.435*** -0.191*** （-13.63） （-4.44） （-3.52） （-14.43） （-4.46） Gjds t-1 0.823*** 0.074*** -0.011** 0.814*** 0.073*** （4.21） （3.33） （-2.46） （4.66） （3.28） DS t-1 -0.759*** -0.052** （-3.16） （-2.38） Political t-1 0.124*** 0.003 -0.002* 0.123*** 0.002 （4.70） （0.65） （-1.73） （4.77） （0.56） Gjds t-1* Political t-1 -1.142** -0.109** -0.022*** -1.159*** -0.108** （-2.38） （-2.55） （-2.86） （-2.78） （-2.53） Control Yes Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes N 14939 3403 14939 14939 3403 Adj. R2 0.323 0.173 0.051 0.323 0.173 ]

表5 外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新影響的IV-2SLS回歸結果

[變量 Gjds t-1 Patents t Gjds t-1 Eff t 第一階段 第二階段 第一階段 第二階段 （1） （2） （3） （4） 常數(shù)項 -1.063*** -3.212*** -0.517*** 0.088 （-22.40） （-10.42） （-4.58） （0.52） Gjds t-1 4.498*** 1.999** （4.46） （2.49） SY t-1 0.202*** 0.070*** （20.31） （2.96） Control Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes N 12400 12400 3387 3387 Adj. R2 0.087 0.286 0.055 0.213 ]

（五）穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結論的可靠性，本文進行如下穩(wěn)健性檢驗：

一是替換外籍董事變量。將外籍董事變量設置為虛擬變量，如果公司董事會成員中有外籍董事則取值為1，否則為0;并取其滯后一期的值作為新的外籍董事變量（Gjds1），然后代入上述模型（1）至模型（5）中進行重新回歸，估計結果見表6?；貧w結果顯示，上述研究結論并沒有發(fā)生實質性改變，結論具有穩(wěn)健性。

二是替換企業(yè)創(chuàng)新變量。上文的被解釋變量為公司發(fā)明專利、實用性專利和外觀設計專利的授權總量加1的自然對數(shù)（Patents），這里我們使用發(fā)明專利授權總量加1的自然對數(shù)（Ipatents）作為替換變量進行穩(wěn)健性檢驗，其研究結論保持不變。1

三是采取公司固定效應處理。上文的實證檢驗結果均僅考慮了年份固定效應和行業(yè)固定效應，引入公司固定效應后，其研究結果與上述研究結論保持一致，說明本文的結論具有較強的穩(wěn)健性。

表6 管理層短視的中介效應穩(wěn)健性檢驗結果（替換外籍董事變量）

[ Patents t DS t-1 Patents t Eff t DS t-1 Eff t （1） （2） （3） （4） （5） （6） 常數(shù)項 -3.418*** -0.026*** -3.438*** -0.185*** -0.026*** -0.186*** （-13.67） （-3.46） （-13.75） （-4.35） （-3.46） （-4.37） Gjds1t-1 0.147*** -0.003*** 0.144*** 0.014** -0.003*** 0.014** （4.23） （-3.93） （4.16） （2.53） （-3.93） （2.49） DS t-1 -0.762*** -0.052** （-3.67） （-2.35） Dual t 0.068*** 0.000 0.068*** -0.006 0.000 -0.006 （2.76） （0.35） （2.77） （-1.61） （0.35） （-1.60） Indep t -0.012 -0.003 -0.015 0.017 -0.003 0.017 （-0.07） （-0.52） （-0.08） （0.46） （-0.52） （0.46） Age t -0.011*** 0.000 -0.011*** -0.002** 0.000 -0.002** （-3.43） （0.56） （-3.42） （-2.16） （0.56） （-2.16） Gender t 0.187** 0.002 0.189** 0.013 0.002 0.013 （2.18） （0.64） （2.20） （1.03） （0.64） （1.04） Tenure t 0.038*** 0.001** 0.038*** 0.003** 0.001** 0.003** （4.13） （2.23） （4.19） （2.21） （2.23） （2.27） Size t 0.181*** 0.002*** 0.183*** 0.015*** 0.002*** 0.015*** （17.27） （5.05） （17.38） （8.82） （5.05） （8.85） Lev t -0.210*** -0.020*** -0.225*** 0.010 -0.020*** 0.009 （-4.11） （-9.26） （-4.38） （1.19） （-9.26） （1.07） Roa t 1.697*** -0.000 1.697*** 0.086*** -0.000 0.086*** （9.23） （-0.00） （9.23） （3.38） （-0.00） （3.38） Grow t -0.075*** -0.001** -0.076*** -0.008*** -0.001** -0.008*** （-5.22） （-2.41） （-5.28） （-3.04） （-2.41） （-3.04） Top1 t 0.046 -0.010*** 0.038 -0.020 -0.010*** -0.021* （0.68） （-4.32） （0.57） （-1.64） （-4.32） （-1.70） State t -0.019 0.004*** -0.016 0.009** 0.004*** 0.009** （-0.82） （5.15） （-0.68） （2.17） （5.15） （2.22） Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Ind Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 14939 14939 14939 3403 14939 3403 Adj. R2 0.322 0.051 0.323 0.174 0.051 0.174 Sobel檢驗 0.003**（Z=2.189） 0.001*（Z=1.978） Goodman檢驗1 0.003**（Z=2.135） 0.001*（Z=1.924） Goodman檢驗2 0.003**（Z=2.249） 0.001*（Z=2.037） 中介效應系數(shù) 0.003**（Z=2.189） 0.001*（Z=1.978） 直接效應系數(shù) 0.144***（Z=4.510） 0.020***（Z=3.741） 總效應系數(shù) 0.147***（Z=4.589） 0.020***（Z=3.881） 中介效應比例 0.017 0.038 ]

五、研究結論與啟示

本文選取中國上市公司2008—2016年的數(shù)據(jù)，通過建立一個有調節(jié)的中介效應模型，實證探究了外籍董事、管理層短視與企業(yè)創(chuàng)新三者之間的關系。研究結果表明：（1）外籍董事的引入有助于提升企業(yè)創(chuàng)新水平，包括企業(yè)創(chuàng)新產出水平和創(chuàng)新效率;（2）外籍董事可以通過抑制管理層短視的路徑來提升企業(yè)創(chuàng)新水平，管理層短視在外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間具有部分中介效應的作用。（3）當公司董事長具有政治關聯(lián)背景時，會抑制外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響，政治關聯(lián)負向調節(jié)了外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系;管理層短視對外籍董事與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的部分中介作用受到政治關聯(lián)的調節(jié)。

基于以上研究結論，本文有以下研究啟示：（1）重視外籍董事引入對企業(yè)創(chuàng)新影響的積極作用。本研究發(fā)現(xiàn)外籍董事的加入增強了董事會成員背景的異質性，會產生更有影響力和創(chuàng)造性的企業(yè)創(chuàng)新產出，并通過產生更穩(wěn)健的決策選擇來提高創(chuàng)新活動的效率。同時值得注意的是，并不是“一引就靈”，需要考慮政治關聯(lián)因素的影響，特別是當董事長具有政治關聯(lián)時，會抑制外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響。因此，還需要充分考慮有效發(fā)揮外籍董事積極作用的影響情境，為外籍董事的才能發(fā)揮營造良好的外部環(huán)境與條件。（2）重視管理層短視問題。本研究發(fā)現(xiàn)，外籍董事的引入可以通過抑制管理層短視的路徑來提升企業(yè)創(chuàng)新水平。也就是說，外籍董事的引入對解決管理層短視問題具有幫助，可以通過引進外籍董事來弱化董事會內部“尊卑有序”的文化氛圍，激發(fā)成員的積極性和創(chuàng)造性，監(jiān)督管理層的短視行為，為企業(yè)創(chuàng)新水平的提升提供幫助。（3）正確認識政治關聯(lián)的作用。政治關聯(lián)對企業(yè)爭取更多的政府資金支持和優(yōu)惠政策具有積極的作用，但是政治關聯(lián)也具有消極的影響。本研究發(fā)現(xiàn)，政治關聯(lián)不僅會抑制外籍董事對企業(yè)創(chuàng)新正向作用的發(fā)揮，還會弱化外籍董事通過抑制管理層短視來提升企業(yè)創(chuàng)新的中介效應。因此，要辨正地看待政治關聯(lián)的作用，企業(yè)不能過分依賴與政府之間的政治關聯(lián)關系，企業(yè)與政府之間要建立一個既“親”又“清”的關系，營造公平、公正、和諧的營商環(huán)境與氛圍。

參考文獻：

[1] Filatochev L.， Piesse J. R&D， internationalization and growth of newly listed firms： European evidence [J].Journal of International Business Studies， 2009， 40（8）：1260-1276.

[2] 石曉軍，王驁然.獨特公司治理機制對企業(yè)創(chuàng)新的影響——來自互聯(lián)網(wǎng)公司雙層股權制的全球證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2017（1）：149-164.

[3] Adams R. B.， Ferreira D. Women in the boardroom and their impact on governance and performance [J]. Journal of Financial Economics， 2009， 94（2）：291-309.

[4] 周建，李小青.董事會認知異質性對企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略影響的實證研究[J].管理科學，2012（6）：1-12.

[5] Yuan R， Wen W. Managerial foreign experience and corporate innovation [J]. Journal of Corporate Finance， 2018， 48（2）：752-770.

[6] Bernile， Gennaro， Bhagwat V.， Yonker S.E. Board diversity， firm risk， and corporate policies [J].Journal of Financial Economics， 2018， 127（3）：588-612.

[7] 宋建波，文雯.董事的海外背景能促進企業(yè)創(chuàng)新嗎？[J].中國軟科學，2016（11）：109-120.

[8] Jensen M. C.， Meckling W. H. Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Costs and Capital Structure [J]. Journal of Financial Economics， 1976， 3（4）：305-360.

[9] 杜興強，熊浩.外籍董事對上市公司違規(guī)行為的抑制效應研究[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2018（1）：65-77.

[10] Wu W.， Wu C.， Rui O.M. Ownership and the Value of Political Connections： Evidence from China [J]. European Financial Management， 2012， 18（4）： 695-729.

[11] La Porta， R.， Lopez-de-Silanes， F.， Shleifer， A.， Vishny， R. Law and finance [J].Journal of Political Economy.1998， 106（6）：1113-1155.

[12] Peng M.W.， Luo Y. Managerial Ties and Firm Performance in a Transition Economy： The Nature of a Micro-Macro Link [J].Academy of Management Journal， 2000， 43（3）：486-501.

[13] Schweitzer D.， Walker T.， Zhang A. Cross-border acquisitions by Chinese enterprises： The benefits and disadvantages of political connections [J].Journal of Corporate Finance， 2019， 57（4）：63-85.

[14] Walder A.G. Local governments as industrial firms： An organizational analysis of China's transitional economy [J].American Journal of Sociology， 1995， 101（2）： 263-301.

[15] Fan J.P.H.，Wong T.J. Politically-Connected CEOs， Corporate Governance and Post-IPO Performance of China's Partially Privatized Firms[J].Journal of Financial Economics，2007，84（2）：330-357.

[16] Li H.， Zhou L. Political turnover and economic performance： the disciplinary role of personnel control in China [J].Journal of Public Economics， 2005， 89（9-10）：1743-1762.

[17] Chen D.，Khan S.，Xin Y.， et al. Government Intervention and Investment Comovement： Chinese Evidence[J].Journal of Business Finance & Accounting，2013，40（3-4）：564-587.

[18] Hambrick D. C.，Mason P. A. Upper echolons： The organization as a reflection of its top managers [J].Academy of Management Review，1984，9（2）：193-206.

[19] 劉浩，唐松，樓俊.獨立董事：監(jiān)督還是咨詢？——銀行背景獨立董事對企業(yè)信貸融資影響研究[J].管理世界，2012（1）：141-156+169.

[20] 段海艷.忙碌董事對企業(yè)績效影響研究——基于監(jiān)督與咨詢的二元視角[J].軟科學，2016（1）：61-65.

[21] 曹春方，林雁.異地獨董、履職職能與公司過度投資[J].南開管理評論，2017（1）：16-29+131.

[22] Erhardt N.L.， Werbel J.D.， Shrader C.B. Board of Director Diversity and Firm Financial Performance [J]. Corporate Governance： An International Review， 2003， 11（2）：102-111.

[23] Carter D.， Simkins B.， Simpson W. Corporate governance， board diversity， and firm value [J]. Financial Review， 2003， 38（1）： 33-53.

[24] Leung A. K， Chiu C. Multicultural experience， idea receptiveness， and creativity [J]. Journal of Cross-Cultural Psychology， 2010， 41（5）：723-741.

[25] 張冬梅. 經(jīng)營者人力資本與企業(yè)核心能力提升[J]. 安徽師范大學學報（人文社科版），2006（1）：44-47.

[26] Amy J. Hill man，Thomas Dalziel. Boards of Directors and Firm Performance： Integrating Agency and Resource Dependence Perspectives[J].The Academy of Management Review，2003，8（3） ：383-396.

[27] Berle A.，Means G. The Moden Cooperation and Private Property [M]. New York：Brace and World Inc. ，1967.

[28] Fama E. F.，Jensen M. C. Agency Problems and Residual Claims[J].Journal of Law & Economics， 1983，26（2）：327-349.

[29] Fama E. F. Agency problems and the theory of the firm [J]. Journal of political economy， 1980， 88（2）： 288-307.

[30] Eisenhardt K. M. Agency Theory： An Assessment and Review [J]. Academy of Management Review， 1989， 14（1）：57-74.

[31] Pitcher P.， Chreim S.， Kisfalvi V. CEO succession research： methodological bridges over troubled waters [J]. Strategic Management Journal， 2000， 21（6）：625-648.

[32] Conyon M. J.， Peck S. I. Board control remuneration committees and top management compensation [J]. Academy of Management Journal， 1998， 41 （2）：46-157.

[33] Gormley T. A.， Matsa D. A. Playing It Safe？ Managerial Preferences， Risk， and Agency Conflicts [J]. Social Science Electronic Publishing. 2016，122（3）： 431-455.

[34] Du X.，Wei J.，Lai S. Do Foreign Directors Mitigate Earnings Management？ Evidence from China [J].International Journal of Accounting，2017，52（2）：142-177.

[35] 胡健，焦兵.“資源詛咒”理論的興起與演進[J].西安交通大學學報（社會科學版），2010（1）：41-47.

[36] Hou Q.， Hu M. Yuan Y. Corporate innovation and political connections in Chinese listed firms [J]. Pacific-Basin Finance Journal， 2017，46（6）：158-176.

[37] 蘇屹，陳鳳妍.企業(yè)家地方政治關聯(lián)對技術創(chuàng)新績效影響研究[J].系統(tǒng)工程理論與實踐，2017（2）：365-378.

[38] Fujita M.， Shlomo W. On Labor Complementarity， Cultural Frictions and Strategic Immigration Policies [Z]. Working paper， 2004.

[39] Chen Y.， Podolski E. J. Veeraraghavan M. Does managerial ability facilitate corporate innovative success？[J]. Journal of Empirical Finance， 2015， 34（5）：313-326.

[40] Hirshleifer D.， Hsu P. H.， Li D. Innovative efficiency and stock returns [J]. Journal of Financial Economics， 2013， 107（3）：632-654.

[41] 虞義華，趙奇鋒，鞠曉生. 發(fā)明家高管與企業(yè)創(chuàng)新[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（3）：136-154.

[42] 唐松，孫錚. 政治關聯(lián)、高管薪酬與企業(yè)未來經(jīng)營績效[J]. 管理世界， 2014（5）：99-111+193-194.

[43] Frijns B.， Dodd O. Cimerova， H. The impact of cultural diversity in corporate boards on firm performance [J].Journal of Corporate Finance.2016， 41（6）：521-541.

[44] Kang J.， Liu W.， Low A. Zhang L. Friendly boards and innovation [J]. Journal of Empirical Finance.2018， 45（1）：1-25.

責任編輯：孔慶洋