朱渝梅，李日華，劉 偉*

(1. 廣州珠江實(shí)業(yè)集團(tuán)有限公司，廣州 510095; 2. 華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣州 510631)

創(chuàng)新驅(qū)動力與國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，中國的創(chuàng)新驅(qū)動力指數(shù)在不斷提升，但仍低于發(fā)達(dá)國家[1]，科技對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較低仍是我國經(jīng)濟(jì)面臨的“阿喀琉斯之踵”，核心技術(shù)和關(guān)鍵零部件受制于人常使我國的核心企業(yè)被輕易扼住咽喉. 企業(yè)是科技創(chuàng)新的主體，如何更有效地提高企業(yè)的自主創(chuàng)新能力是我國發(fā)展亟需研究解決的問題.

目前，對董事會多元化與企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域的研究主要集中在教育背景多元化(認(rèn)知層面異質(zhì)性)對特定經(jīng)濟(jì)后果的影響[2-5]，尚缺乏從董事會成員的國內(nèi)和國外背景的角度來研究董事會背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系. 由于公司的重大決策是董事會內(nèi)部成員之間溝通的結(jié)果，這一決策過程必然受到內(nèi)部控制的影響. 所以，研究董事會背景多元化、內(nèi)部控制有效性與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系是很有意義的.

社會認(rèn)知理論表明:多元化的團(tuán)體對其面臨的環(huán)境往往有更全面的認(rèn)識和深刻的解讀，董事會作為公司的決策中心，多元化的董事會能提供更全面的觀點(diǎn)和視角，有利于企業(yè)創(chuàng)新. 眾多學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)：董事會多元化程度越高，越能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[2-3]和提高企業(yè)價(jià)值[4-5].

基于以上的分析，本文試圖研究董事會成員背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，找到驅(qū)動公司創(chuàng)新的因素和機(jī)制；同時(shí)，引入內(nèi)部控制有效性作為調(diào)節(jié)變量，探究其如何影響董事會成員背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系.

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 董事會背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新

高階梯隊(duì)理論指出：管理者的特征(經(jīng)歷等)會影響組織戰(zhàn)略決策和財(cái)務(wù)績效[6]. 學(xué)者們的研究認(rèn)為：曾有海外學(xué)習(xí)或工作經(jīng)歷的管理者往往獲得高度專業(yè)化的技巧、先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)、開闊的視野，且更能容忍犯錯，這些特征使得他們更擅長于應(yīng)對變化和風(fēng)險(xiǎn)[7]，在創(chuàng)新活動中能更好地抓住機(jī)會投資有效的資源，從而在未來獲得更多的收益[8]. 因此，“海歸”人員如果進(jìn)入董事會，他們就有機(jī)會施展自己的能力和技巧. 另一方面，經(jīng)歷改革開放初期、互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的企業(yè)家通常擁有創(chuàng)新、善抓機(jī)會、勇于突破、與眾不同、自我實(shí)現(xiàn)的企業(yè)家精神[9]. 從高階梯隊(duì)理論看來，管理者的這些經(jīng)歷是有利于公司創(chuàng)新的.

資源依賴?yán)碚撘仓赋觯航M織要生存，必須從周邊的環(huán)境源源不斷地獲取資源. 擁有海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷的管理者能提供高度專業(yè)化的技巧，擁有海外工作經(jīng)歷的管理者能提供先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)等資源[6]，這是創(chuàng)新的關(guān)鍵資源；在國內(nèi)成長的管理者更了解政治經(jīng)濟(jì)形勢和文化環(huán)境，能提供獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)、政治和人際關(guān)系資源，這也是創(chuàng)新的重要因素，從某種程度上看，三者提供的資源是互補(bǔ)、多元化的，都是企業(yè)創(chuàng)新活動中不可或缺的要素. 最后，從社會認(rèn)知理論來看，擁有海外學(xué)習(xí)或工作經(jīng)歷的管理者和在國內(nèi)學(xué)習(xí)和成長的管理者都在董事會任職，不同的文化經(jīng)歷和思維方式能為企業(yè)提供更全面的觀點(diǎn)和視角，對公司面臨的環(huán)境、創(chuàng)新策略有更全面的解讀和認(rèn)識，思想的交織碰撞使得決策更具創(chuàng)新性、科學(xué)性. 因此，基于以上理論的分析，本文提出以下的研究假設(shè)：

假設(shè)1：在其它條件不變的情況下，董事會背景多元化對企業(yè)創(chuàng)新具有正向影響.

1.2 董事會背景多元化、內(nèi)部控制有效性與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

提供咨詢、制定決策、管理和監(jiān)督是董事會的基本職責(zé)，有效的內(nèi)部控制可以彌補(bǔ)契約的不完備性，降低信息不對稱性和減少道德風(fēng)險(xiǎn)行為的發(fā)生[10-11]. 組織行為理論認(rèn)為：集體決策的正確性是優(yōu)于個體決策的，可以消除偏見，克服代理成本[12]. 結(jié)合內(nèi)部控制五要素和董事會集體決策的效果來看：(1)內(nèi)部控制通過建立預(yù)算考核等機(jī)制，營造健康的控制環(huán)境[13]. 通過控制環(huán)境建立企業(yè)紀(jì)律、塑造企業(yè)文化，從而影響管理者的道德價(jià)值觀、經(jīng)營管理哲學(xué)等因素，控制環(huán)境作為內(nèi)部控制其它要素的基礎(chǔ)，健康的控制環(huán)境能有效地保障董事會集體決策效果；(2)每個企業(yè)的創(chuàng)新活動都面臨著來自內(nèi)部和外部的風(fēng)險(xiǎn)，需要對這些風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行評估，通過風(fēng)險(xiǎn)評估可以分析和識別企業(yè)創(chuàng)新活動中可能發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)，從而提高董事會集體決策的科學(xué)性；(3)創(chuàng)新活動是長期的，在管理層識別風(fēng)險(xiǎn)后，需要針對具體風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行必要的控制活動，由于控制活動的存在，使得諸如董事會等管理層的指令順利地貫徹執(zhí)行，提高決策執(zhí)行的效果；(4)董事會決策有4個過程：觀察獲取信息、記憶儲存信息、計(jì)算掌控信息、交流和轉(zhuǎn)化信息[12]. 內(nèi)部控制可以減少溝通的噪音，使得信息有效地傳遞和溝通，通過有效的交流和溝通制定并完善創(chuàng)新項(xiàng)目；(5)創(chuàng)新是有風(fēng)險(xiǎn)的，創(chuàng)新的研發(fā)項(xiàng)目涉及大量研發(fā)資金的運(yùn)用，內(nèi)部控制有效的監(jiān)督可以抑制管理層過度研發(fā)投入和舞弊行為[14]，降低代理成本[12]. 從這些方面可以看出：內(nèi)部控制與董事會集體決策是相輔相成的，有效的內(nèi)部控制使董事會決策更科學(xué). 因此，基于以上理論的分析，本文提出以下的研究假設(shè)：

假設(shè)2：在其它條件不變的情況下，隨著內(nèi)部控制有效性的提升，董事會背景多元化對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng).

2 實(shí)證研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本及數(shù)據(jù)來源

鑒于2010年發(fā)布的《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》要求上交所和深交所主板公司在2012年1月1日起強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制有效性的鑒證與披露，本文初始研究樣本選自2012—2018年滬、深兩市A股上市公司，并進(jìn)行如下篩選：(1)剔除ST、*ST及PT處理的公司樣本；(2)由于其會計(jì)制度、賬務(wù)處理具有特殊性，剔除金融行業(yè)的上市公司樣本；(3)為消除極端值的影響，對連續(xù)變量在1%和99%分位上進(jìn)行縮尾處理. 在本文研究數(shù)據(jù)中，內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)來自迪博企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理技術(shù)有限公司數(shù)據(jù)庫，其它數(shù)據(jù)全部來自國泰安數(shù)據(jù)庫.

2.2 變量及含義

2.2.2 企業(yè)創(chuàng)新 相對于研發(fā)支出，專利申請數(shù)更能體現(xiàn)創(chuàng)新的產(chǎn)出和成果. 因此，借鑒學(xué)者對企業(yè)創(chuàng)新的衡量方法，選取更能體現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出成果的年內(nèi)專利申請數(shù)量來衡量[3，7],為企業(yè)年內(nèi)的發(fā)明、實(shí)用新型、外觀設(shè)計(jì)的申請數(shù)量之和，該變量的值越大，表明創(chuàng)新產(chǎn)出越大.

2.2.3 內(nèi)部控制有效性 借鑒研究對內(nèi)部控制有效性的定義和衡量方式，采用迪博企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理技術(shù)有限公司公布的中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)，并除以100予以標(biāo)準(zhǔn)化[11，15].

2.2.4 其他有關(guān)控制變量 參考文獻(xiàn)[2-5,13-14]，選擇如下控制變量：公司規(guī)模、董事會規(guī)模、營業(yè)收入增長率、資產(chǎn)負(fù)債率、獨(dú)立董事比例、兩職合一、高管持股比例、總資產(chǎn)收益率、企業(yè)性質(zhì)和市場化進(jìn)程，同時(shí)還控制了年度和行業(yè)效應(yīng).

變量的具體定義如表1所示.

表1 變量定義表Table 1 The table of variable definition

2.3 模型設(shè)計(jì)

采用多元回歸分析法檢驗(yàn)董事會背景多元化、內(nèi)部控制有效性與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系. 首先，本文用模型(1)來檢驗(yàn)董事會背景多元化對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，以此檢驗(yàn)假設(shè)1.

Patent=α+β1H+∑βjControls+∑iYear+∑θiIndustry+ε,

(1)

其中，Controls包含10個控制變量，分別是Lasset、Boardsize、Growth、Dual、Ratio、Share、Lev、Roa、State、Market.

在考慮不同的內(nèi)部控制質(zhì)量對董事會背景多元化與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的影響時(shí)，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入董事會背景多元化與內(nèi)部控制有效性的交互項(xiàng)(H*Icindex)，用模型(2)來檢驗(yàn)假設(shè)2.

Patent=α+β1H+β2Icindex+β3H*Icindex+

∑βjControls+∑iYear+∑θiIndustry+ε.

(2)

3 實(shí)證過程與結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

全體樣本(觀測數(shù)為9 628個)的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示. 在表2中，首先看關(guān)鍵的3個變量，從創(chuàng)新的產(chǎn)出量(Patent)來看，企業(yè)年度專利申請數(shù)最低值為0，即全年沒有專利的申請，最高值為1 176，標(biāo)準(zhǔn)差為161.34，表明全體企業(yè)間的創(chuàng)新產(chǎn)出存在較懸殊的差異；從董事會成員背景多元化(H)看，其最小值為0，即董事會只存在單一特征的成員，最大值為0.73，標(biāo)準(zhǔn)差為0.17，但是存在較低的均值為0.17，這也引出了本文關(guān)注的焦點(diǎn)——董事會成員背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系；從內(nèi)部控制質(zhì)量(ICindex)看，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)的均值為6.48，最大值為9.86，最小值為0，同樣是存在較明顯的差異.

表2 全體樣本主要變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 The descriptive statistics of the main variables of the total sample

公司的營業(yè)收入增長率(Growth)的平均值為0.19，標(biāo)準(zhǔn)差為0.40，最小值為-0.42，最大值為2.50，公司的營業(yè)收入增長率增加2倍多，上市公司的營業(yè)收入增長率總體上差異懸殊. 除此外，各個公司在董事會規(guī)模(Boardsize)、獨(dú)立董事比例(Ratio)等控制變量之間的差異則相對較小.

3.2 相關(guān)性分析

為判斷各個變量之間的相關(guān)程度和關(guān)系，對文中所有變量進(jìn)行Pearson相關(guān)系數(shù)分析(表3). 從單個具體變量之間的相關(guān)系數(shù)來看，董事會成員背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新在1%的顯著性水平上正相關(guān)，這在一定程度上說明董事會成員背景多元化程度越高，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平也越高，初步驗(yàn)證了假設(shè)1；內(nèi)部控制質(zhì)量也在1%的顯著性水平上與企業(yè)創(chuàng)新正相關(guān)，表明內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新有正向的促進(jìn)作用；此外，董事會成員背景多元化與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著正相關(guān)，表明內(nèi)部控制質(zhì)量可能會對董事會成員背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系產(chǎn)生正向的調(diào)節(jié)作用.

表3 Pearson相關(guān)分析系數(shù)表Table 3 The table of Pearson correlation analysis coefficient

由表4中變量的方差膨脹因子檢驗(yàn)可以看出：回歸模型的方差膨脹因子(VIF)遠(yuǎn)小于5，因此，可以判斷本文模型選擇的變量存在多重共線性的概率較小. 綜合Pearson相關(guān)性分析和方差膨脹因子檢驗(yàn)的結(jié)果，本文所選取變量的顯著性檢驗(yàn)和模型設(shè)計(jì)具有合理的經(jīng)濟(jì)意義.

3.3 回歸結(jié)果分析

3.3.1 董事會背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系檢驗(yàn) 運(yùn)用模型(1)對假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示. OLS的回歸結(jié)果中，董事會背景多元化(H)的回歸系數(shù)為62.64，且在1%的水平上顯著，表明董事會背景多元化對企業(yè)創(chuàng)新有正向的促進(jìn)作用；在模型(1)的固定效應(yīng)模型(FE)中，H的系數(shù)略微變大，仍然在1%的水平上顯著，假設(shè)1得到驗(yàn)證. 影響企業(yè)創(chuàng)新的因素有很多，從其它的控制變量來看，Lasset的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明規(guī)模越大的企業(yè)越能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新；獨(dú)立董事比例(Ratio)和高管持股比例(Share)的系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，獨(dú)立董事的比例越高，其監(jiān)督職能可能發(fā)揮得越有效，更能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新；高管持股比例越高，其進(jìn)行創(chuàng)新的動力越大，公司的創(chuàng)新產(chǎn)出也越好. 此外，企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)則與企業(yè)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)，較高的資產(chǎn)負(fù)債率會增大企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，帶來融資約束，降低投資者的信心等，不利于企業(yè)創(chuàng)新.

表5 董事會背景多元化、內(nèi)部控制與企業(yè)創(chuàng)新的全體樣本回歸結(jié)果Table 5 The full sample regression results of background diversity of the board, internal control and corporate innovation

3.3.2 內(nèi)部控制有效性的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn) 在模型(2)中加入董事會背景多元化與內(nèi)部控制有效性的交互項(xiàng)來檢驗(yàn)調(diào)節(jié)作用，OLS與FE的回歸結(jié)果見表5. 在模型(2)的OLS回歸結(jié)果中，董事會背景多元化與內(nèi)部控制的交互項(xiàng)(H*Icindex)系數(shù)為23.95，表明隨著內(nèi)部控制有效性的提升，董事會背景多元化對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響逐漸增強(qiáng)，即:在保持其他變量不變的情況下，每增加一個標(biāo)準(zhǔn)化的內(nèi)部控制系數(shù)，企業(yè)創(chuàng)新的產(chǎn)出量增加23.95個. 這說明內(nèi)部控制與多元化董事會集體決策是相輔相成的，有效的內(nèi)部控制促進(jìn)董事會決策更科學(xué)、有效，從而增加創(chuàng)新成果，這一結(jié)果也驗(yàn)證了假設(shè)2.

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)果的穩(wěn)健性，通過如下的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)選用新的衡量指標(biāo)衡量被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新；(2)對控制變量取滯后一期的變量再代入原模型進(jìn)行檢驗(yàn).

3.4.1 替換企業(yè)創(chuàng)新的衡量方法 由于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出受企業(yè)研發(fā)投入的影響，借鑒文獻(xiàn)[16-17]的做法，以企業(yè)的研發(fā)支出(RD，單位為百萬元)替代企業(yè)年內(nèi)專利申請數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新，代入模型(1)和模型(2)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(表6)，從表6可見：替換后的被解釋變量(企業(yè)創(chuàng)新)，在模型(1)RD所在的列中，H的系數(shù)為17.07，并且在1%的水平上顯著；在模型(2)RD所在的列中，交互項(xiàng)系數(shù)H*Icindex為 58.97，且在1%的水平上顯著. 總體上與被解釋變量替換前的結(jié)果基本一致，回歸檢驗(yàn)結(jié)果均與前文的假設(shè)相符合.

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果Table 6 The regression results of the robustness test

易靖韜等[18]的研究表明：相對量的指標(biāo)可以更清晰地表明企業(yè)的創(chuàng)新績效. 為克服絕對量的缺陷，把本文的解釋變量用相對指標(biāo)法衡量，即：采用企業(yè)的年內(nèi)研發(fā)投入量除以企業(yè)當(dāng)年的營業(yè)收入(RD1)作為新的解釋變量代入原模型，其回歸結(jié)果與絕對指標(biāo)法的結(jié)果相似，從表6的模型(1)RD1所在列和模型(2)RD1所在的列可以看出：其回歸結(jié)果與原假設(shè)的結(jié)論無實(shí)質(zhì)性的差異，結(jié)果是穩(wěn)健的.

3.4.2 取控制變量滯后一期 參考文獻(xiàn)[3]的做法，一方面考慮到同期的內(nèi)生性問題，另一方面考慮到創(chuàng)新產(chǎn)出的周期較長，創(chuàng)新產(chǎn)出相對董事會做出的決策在時(shí)間上會有一定的滯后性，除年度和行業(yè)外，將文中的控制變量生成滯后一期的變量作檢驗(yàn). 由于生成滯后一期的變量使得觀測值減少至7 402個，代入模型(1)和模型(2)中進(jìn)行回歸，其回歸結(jié)果如表6所示. 對控制變量生成滯后一期變量作為檢驗(yàn)后，模型(1)和模型(2)的Patent所在列的回歸結(jié)果與原來(不滯后一期)的分析結(jié)果基本一致，回歸結(jié)果也是穩(wěn)健的.

3.5 進(jìn)一步分析

為檢驗(yàn)內(nèi)部控制有效性的調(diào)節(jié)作用在不同企業(yè)特征下是否具有差異性，把企業(yè)分為國有控股企業(yè)與非國有控股企業(yè)、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一、市場化程度較高與市場化程度較低的3組，在模型(2)的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸，其回歸結(jié)果如表7所示.

表7 分組檢驗(yàn)的回歸結(jié)果Table 7 The results of group regression

在國有控股企業(yè)中，交互項(xiàng)系數(shù)H*Icindex較大，為42.84，且在1%的水平上顯著，這說明隨著內(nèi)部控制有效性的提升，董事會背景多元化對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響逐漸增強(qiáng). 在非國有控股企業(yè)中，交互項(xiàng)系數(shù)H*Icindex較小，為10.32，雖為正數(shù)但不具統(tǒng)計(jì)的顯著性. 總而言之，在國有控股企業(yè)中，內(nèi)部控制有效性對董事會背景多元化促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的正向調(diào)節(jié)作用更為明顯.

在總經(jīng)理與董事長兩職合一的企業(yè)組中，其交互項(xiàng)H*Icindex的系數(shù)較小(為20.44)，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，而在總經(jīng)理與董事長兩職分離的企業(yè)中，交互項(xiàng)系數(shù)H*Icindex略大(為25.12)，且在1%的顯著性水平上顯著，表明在總經(jīng)理與董事長兩職分離的企業(yè)組中，內(nèi)部控制對董事會背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新的正向關(guān)系的調(diào)節(jié)作用更為明顯，每增加一個標(biāo)準(zhǔn)的內(nèi)部控制質(zhì)量，其創(chuàng)新產(chǎn)出多出5個左右，在統(tǒng)計(jì)上極為顯著. 顯然，在總經(jīng)理與董事長兩職分離的企業(yè)中，內(nèi)部控制有效性對董事會背景多元化促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的正向調(diào)節(jié)作用更為明顯.

市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)組中，交互項(xiàng)H*Icindex的系數(shù)為21.99，且在1%的水平上顯著；在市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)組中，每增加一個標(biāo)準(zhǔn)的內(nèi)部控制質(zhì)量，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出則多增加1個左右，且在統(tǒng)計(jì)上是極為顯著的，即在市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)組中，內(nèi)部控制有效性對董事會背景多元化促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的正向調(diào)節(jié)作用更為明顯.

4 研究結(jié)果及政策建議

通過以上理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)：(1)董事會背景多元化對企業(yè)創(chuàng)新有正向的促進(jìn)作用；(2)內(nèi)部控制有效性對董事會背景多元化與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，具體表現(xiàn)為：隨著內(nèi)部控制有效性的提升，董事會背景多元化對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響逐漸增強(qiáng)；(3)在國有控股企業(yè)、總經(jīng)理與董事長兩職分離的企業(yè)和市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)中，內(nèi)部控制有效性對董事會背景多元化促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的正向調(diào)節(jié)作用更為明顯.

綜上所述，董事會背景多元化是影響企業(yè)創(chuàng)新的一個重要因素. 因此，本文為我國企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展提出一些可行性的建議.

(1)可從優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)入手，通過完善董事會成員聘任選拔制度，構(gòu)建多元化、高素質(zhì)和強(qiáng)大戰(zhàn)斗力的核心管理團(tuán)隊(duì)，充分利用每個董事會成員的資源和人力資本為企業(yè)創(chuàng)新服務(wù).

(2)企業(yè)要重視內(nèi)控體系建設(shè)，營造良好的內(nèi)部控制環(huán)境，通過改革人力資源政策，規(guī)范研發(fā)資金使用審批制度等，以對管理者的經(jīng)營理念、風(fēng)險(xiǎn)意識、職業(yè)操守和價(jià)值觀產(chǎn)生積極的影響，從而提高企業(yè)創(chuàng)新績效.

(3)在法律層面，應(yīng)該完善《公司法》中對董事長與總經(jīng)理職責(zé)的規(guī)定，以保障董事長的獨(dú)立性，使董事會更有效地行使決策和監(jiān)督的職能.

(4)在宏觀層面，不斷提高市場化水平，促使企業(yè)通過控制風(fēng)險(xiǎn)、合法合理經(jīng)營而不是通過其他手段來獲取經(jīng)營利潤，使企業(yè)處在有序的競爭環(huán)境中，以增強(qiáng)市場主體的活力和創(chuàng)新能力.