摘 要：本文基于1024家滬深兩市A股上市公司2012年-2014年的面板數(shù)據(jù)，加入個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型探究獨(dú)立董事所占比例對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的影響。同時(shí)，在企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)“促進(jìn)說”和“抑制說”的基礎(chǔ)上，運(yùn)用相同的模型對(duì)國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個(gè)子樣本進(jìn)行了實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：第一，董事會(huì)的獨(dú)立性即獨(dú)立董事所占比例與企業(yè)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出呈正向關(guān)系;第二，相對(duì)于非國有企業(yè)，國有企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性能夠更加促進(jìn)研發(fā)投入，但對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新能力即創(chuàng)新產(chǎn)出沒有明顯的正向作用。最后，針對(duì)研究結(jié)果提出了一些政策建議供企業(yè)參考。

關(guān)鍵詞：董事會(huì)獨(dú)立性;企業(yè)創(chuàng)新;企業(yè)所有制

一、引言

在第四次科技革命到來之際，黨的十九大明確提出創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，并把“加快建設(shè)創(chuàng)新型國家”作為建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的重要組成部分。在這樣一個(gè)“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的時(shí)代背景下①，新思路、新產(chǎn)品已然成為企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力。熊彼特創(chuàng)新理論認(rèn)為企業(yè)的創(chuàng)新行為是生產(chǎn)要素的重新組合，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)，對(duì)企業(yè)的持續(xù)成長(zhǎng)起到?jīng)Q定性作用。因此，怎樣促進(jìn)創(chuàng)新成為社會(huì)各界尤其是企業(yè)關(guān)注的重點(diǎn)話題②。

目前，關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的研究主要是分析互聯(lián)網(wǎng)（沈國兵、袁征宇，2020）、政策制度（任躍文，2019），如“一帶一路”倡議給企業(yè)創(chuàng)新帶來的影響（李秋梅、林靈、曾海艦，2019）等外部條件以及高管（張復(fù)生、馬勝男，2016）、企業(yè)規(guī)模（蔡紹洪、彭長(zhǎng)生、俞立平，2019）等內(nèi)部條件對(duì)企業(yè)創(chuàng)新程度的影響。就人才這一至關(guān)重要的因素來說，對(duì)高管的研究相對(duì)較多，而對(duì)于具有獨(dú)立性又能夠?qū)臼聞?wù)進(jìn)行監(jiān)督的獨(dú)立董事卻少有研究。獨(dú)立董事具有專業(yè)的知識(shí)背景和過硬的技術(shù)水平，能夠使企業(yè)與外部環(huán)境很好地結(jié)合并幫助企業(yè)拓寬經(jīng)濟(jì)視野。許榮、李從剛（2019）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事任期越長(zhǎng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新越有促進(jìn)作用。還有學(xué)者從獨(dú)立董事制度（沈烈，2012）等方面研究對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響?？傮w來說，目前從獨(dú)立董事角度分析企業(yè)創(chuàng)新的研究較少。因此，本文采用1024家公司的2012年-2014年三年的面板數(shù)據(jù)，將研發(fā)投入和授權(quán)專利數(shù)作為衡量指標(biāo)，分析了董事會(huì)獨(dú)立性即獨(dú)立董事占比對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，并研究了其對(duì)于國企與非國企的不同效果。

二、理論假設(shè)

1.董事會(huì)獨(dú)立性與企業(yè)創(chuàng)新

代理理論強(qiáng)調(diào)董事會(huì)的職能是代表股東利益對(duì)經(jīng)營(yíng)者的決策管理進(jìn)行控制。獨(dú)立董事獨(dú)立于公司股東且不在公司內(nèi)部任職并與公司或公司經(jīng)營(yíng)管理者沒有重要業(yè)務(wù)聯(lián)系和專業(yè)聯(lián)系，可以對(duì)公司事務(wù)做出獨(dú)立判斷③。獨(dú)立董事減輕了職業(yè)經(jīng)理人與股東之間風(fēng)險(xiǎn)不一致的代理問題，以自身的專業(yè)知識(shí)與卓越才能開拓企業(yè)經(jīng)濟(jì)視野，做出高質(zhì)量戰(zhàn)略決策，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

此外，根據(jù)“資源支持”理論，獨(dú)立董事?lián)碛休^內(nèi)部管理者更為豐富的外部資源，能夠利用其外部關(guān)系網(wǎng)絡(luò)很大程度上處理企業(yè)面臨的種種不確定性并做出長(zhǎng)遠(yuǎn)的戰(zhàn)略決策，促使企業(yè)將更多資源配置到企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)當(dāng)中去。

基于以上理論分析，本文提出假設(shè)1：企業(yè)董事會(huì)的獨(dú)立性即獨(dú)立董事的占比越大企業(yè)創(chuàng)新投入越多。

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

我國上市公司的企業(yè)性質(zhì)可能會(huì)對(duì)董事會(huì)的治理水平產(chǎn)生影響，從而在技術(shù)創(chuàng)新方面表現(xiàn)出一定的差異。根據(jù)不同學(xué)者的研究形成了“抑制說”和“促進(jìn)說”兩種結(jié)論。

“抑制說”認(rèn)為，中央或地方政府作為國有企業(yè)的大股東，企業(yè)管理人員大都由政府委派，易使董事會(huì)成員任免行政化，董事會(huì)制度形式化，獨(dú)立董事影響無效化，限制了企業(yè)的創(chuàng)新能力（高明華等，2014）④。國有企業(yè)面臨競(jìng)爭(zhēng)較少，其目的不僅是盈利，更肩負(fù)著社會(huì)責(zé)任，因此很少會(huì)進(jìn)行重大的戰(zhàn)略調(diào)整以及風(fēng)險(xiǎn)投資，抑制了創(chuàng)新意識(shí)和能力。因此，國有企業(yè)對(duì)技術(shù)研發(fā)等創(chuàng)新戰(zhàn)略及投資敬而遠(yuǎn)之，董事會(huì)在官僚主義的重重阻力下致力于依托穩(wěn)健途徑提升企業(yè)業(yè)績(jī)，導(dǎo)致國有企業(yè)難以獲得創(chuàng)新突破。

“促進(jìn)說”則從“資源依賴”角度闡述了國有企業(yè)對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。企業(yè)創(chuàng)新投資具有很大的不確定性，大都屬于長(zhǎng)期投資，而大多企業(yè)無力承擔(dān)此風(fēng)險(xiǎn)。而國有企業(yè)由于有政府支撐，能夠保證企業(yè)創(chuàng)新資金的持續(xù)投入。

因此，對(duì)于國有企業(yè)獨(dú)立董事而言，大多由政府委派，獨(dú)立董事自身所擁有的資源加上政府支持使創(chuàng)新研發(fā)的資金投入獲得保障。但獨(dú)立董事必然要做出符合政府要求的決策以獲得其支持，政府謀求穩(wěn)健而創(chuàng)新發(fā)展卻具有很大的風(fēng)險(xiǎn)，這顯然使獨(dú)立董事無法做出重大創(chuàng)新戰(zhàn)略，從而阻礙了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

基于此，本文提出假設(shè)2：相對(duì)于非國有企業(yè)，國有企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性能夠更加促進(jìn)研發(fā)投入，但對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新能力即創(chuàng)新產(chǎn)出沒有明顯的正向作用。

三、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)來源與變量測(cè)度

（1）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文選取2012年-2014年滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)作為初始樣本。本文研究所需要的數(shù)據(jù)包括企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)、獨(dú)立董事數(shù)據(jù)以及上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫及手動(dòng)計(jì)算，并對(duì)樣本進(jìn)行如下篩選：（1）剔除樣本期間ST、PT公司;（2）剔除金融公司;（3）剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過上述篩選最后得到1024個(gè)公司的年度樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析⑤。

（2）變量測(cè)度

各變量的名稱、測(cè)度及來源見表1。

2.實(shí)證模型設(shè)定

關(guān)于獨(dú)立董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響問題，本文采用如下多元回歸模型：

其中，被解釋變量——企業(yè)創(chuàng)新（Innovation）：創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)角度衡量。創(chuàng)新投入借鑒前人做法，用研發(fā)支出與營(yíng)業(yè)收入作比和研發(fā)投入金額來衡量。創(chuàng)新產(chǎn)出選擇用公司年度專利授權(quán)總數(shù)來測(cè)度，包括公司年度發(fā)明專利授權(quán)數(shù)、實(shí)用新型專利授權(quán)數(shù)和外觀設(shè)計(jì)專利授權(quán)數(shù)。其中，發(fā)明專利授權(quán)數(shù)測(cè)度實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出，后兩者之和測(cè)度策略性創(chuàng)新產(chǎn)出。實(shí)用新型專利是指對(duì)產(chǎn)品的形狀、構(gòu)造或者其結(jié)合所提出的新實(shí)用技術(shù)方案。專利法中對(duì)實(shí)用新型專利的創(chuàng)造性和技術(shù)水平要求較發(fā)明專利低，但實(shí)用性大⑥。

解釋變量——獨(dú)立董事比例（indep）：本文選取獨(dú)立董事人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)比例來衡量董事會(huì)的獨(dú)立性，比例越大說明董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，反之則越弱⑦。

控制變量（Controls）：結(jié)合已有文獻(xiàn)，本文選取4個(gè)變量作為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模（csize）、盈利能力（roa）、財(cái)務(wù)杠桿（leverage）及企業(yè)壽命（life）。

3.基本統(tǒng)計(jì)分析

從表2全樣本主要解釋變量描述性統(tǒng)計(jì)來看，在我們選取的樣本企業(yè)中專利的平均授權(quán)數(shù)約為5.18件，最大授權(quán)數(shù)僅為10.51件;研發(fā)投入平均值為1.86億元;研發(fā)投入在營(yíng)業(yè)收入中所占比例平均為1.93%。由此可以看出，我國企業(yè)整體專利產(chǎn)出和研發(fā)投入不足、創(chuàng)新能力薄弱、創(chuàng)新重視程度不高且企業(yè)間差距較大，發(fā)展不平衡。獨(dú)立董事占比平均為39.6%，大多數(shù)公司符合證監(jiān)會(huì)提出的關(guān)于獨(dú)立董事的要求。

根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，本文將企業(yè)樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類。根據(jù)表3，國有企業(yè)研發(fā)投入平均值為2.30億元大于非國有企業(yè)均值0.99億元;投入占營(yíng)收的比例，國有和非國有企業(yè)均值分別為1.5%和2.2%。由此，直觀來看國有企業(yè)研發(fā)投入相對(duì)較多，而非國有企業(yè)創(chuàng)新能力更強(qiáng)。

4.回歸結(jié)果及分析

（1）董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響

將樣本進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果P值為0.0000，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，由此可知使用固定效應(yīng)模型效果更好。本文采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行研究，表4報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果⑧。表4表明，獨(dú)立董事比例對(duì)所有衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)都存在正向影響，可以得出董事會(huì)獨(dú)立性促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。由第（1）列可知，董事會(huì)獨(dú)立性與企業(yè)研發(fā)投入在5%的水平上存在正的相關(guān)性，表明獨(dú)立董事占比越大越有利于企業(yè)做出創(chuàng)新戰(zhàn)略并投入實(shí)施;第（2）-（4）列對(duì)比表明，相比策略性創(chuàng)新產(chǎn)出獨(dú)立董事對(duì)于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的正向效應(yīng)更顯著，顯著水平為1%，表明董事會(huì)獨(dú)立性越強(qiáng)，企業(yè)創(chuàng)新能力越強(qiáng)。因?yàn)?，?dú)立董事大都是知識(shí)與能力集一身的專家或管理者，他們的能力及資源網(wǎng)絡(luò)能夠很大程度提高企業(yè)技術(shù)能力及創(chuàng)新性，而一些技術(shù)水平較低的策略性發(fā)明依靠普通管理者的才干也可以推進(jìn)，因此獨(dú)立董事比例對(duì)于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新效果更顯著。根據(jù)第（5）列可明顯看出正向回歸結(jié)果并不顯著，結(jié)合第（1）列結(jié)果可知獨(dú)立董事的比例對(duì)于企業(yè)研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入比例大小無顯著關(guān)系?？傮w來說，表4回歸結(jié)果表明企業(yè)獨(dú)立董事的比例越大越有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入、提高企業(yè)創(chuàng)新能力，假設(shè)1成立。

（2）國有和非國有企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響

根據(jù)目前“抑制說”與“促進(jìn)說”兩方研究結(jié)果，本文也對(duì)1024家公司做出分類，分為國企和非國企兩個(gè)子樣本。這一部分，本文只用研發(fā)投入來衡量企業(yè)創(chuàng)新投入，使用模型（1）及雙向固定效應(yīng)模型分別對(duì)兩個(gè)子樣本進(jìn)行實(shí)證研究。觀察表5，由第（1）、（2）列可知相對(duì)于非國有企業(yè)，在顯著性水平都為10%的情況下，國有企業(yè)的系數(shù)是其4倍左右且都為正，表明國有企業(yè)獨(dú)立董事比例對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用大于非國有企業(yè);第（3）-（6）回歸結(jié)果中，非國有企業(yè)顯著水平都高于國有企業(yè)，并且第（8）列系數(shù)大于第（7）列，由此可知，國有企業(yè)中獨(dú)立董事的比例對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新能力的正向效果顯著小于非國有企業(yè)，假設(shè)2得以驗(yàn)證。

5.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由表1可知，本文在衡量企業(yè)創(chuàng)新時(shí)選取了研發(fā)投入及授權(quán)專利數(shù)等多個(gè)指標(biāo)，且結(jié)果都為正向促進(jìn)作用，這些指標(biāo)實(shí)則已經(jīng)互為彼此的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果都已表明董事會(huì)的獨(dú)立性對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。由此，本文只在此基礎(chǔ)上再做如下簡(jiǎn)單的檢驗(yàn)以驗(yàn)證結(jié)論：（1）在控制變量中加入大股東持股比例。大股東持股比例越高，對(duì)企業(yè)的控制權(quán)越大，其在董事會(huì)的人選上就有重大決定權(quán)。由此，董事會(huì)的獨(dú)立性便會(huì)受到影響，從而影響董事會(huì)獨(dú)立性與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，最終結(jié)果表明本文結(jié)論穩(wěn)健11。（2）將獨(dú)立董事人數(shù)作為解釋變量，研發(fā)投入作為被解釋變量，回歸結(jié)果系數(shù)為0.052，在1%的水平上顯著。驗(yàn)證了假設(shè)1，即董事會(huì)的獨(dú)立性促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。綜上，本文實(shí)證分析結(jié)果穩(wěn)健。

四、政策建議

基于本文研究提出如下建議：

第一，完善公司治理機(jī)制及董事會(huì)結(jié)構(gòu)，提高獨(dú)立董事比例。本文研究了董事會(huì)中獨(dú)立董事的比例對(duì)企業(yè)創(chuàng)新起到正向的影響。所以，上市公司應(yīng)當(dāng)以遵守法律為前提，進(jìn)一步提升董事會(huì)中獨(dú)立董事的比例，提升企業(yè)創(chuàng)新意識(shí)和能力。

第二，構(gòu)建獨(dú)立的董事培育與供給機(jī)制。獨(dú)立董事要明確其職能，充分起到指導(dǎo)與監(jiān)督的作用，促進(jìn)企業(yè)團(tuán)隊(duì)中不同董事間的溝通互動(dòng)，從而做出高質(zhì)量的創(chuàng)新決策，避免出現(xiàn)職責(zé)缺失的“花瓶效應(yīng)”。

第三，國有企業(yè)要釋放權(quán)力，盡可能保持獨(dú)立董事的獨(dú)立性。政府同時(shí)要多支持非國有企業(yè)發(fā)展，為其打造良好的營(yíng)商環(huán)境，以減少企業(yè)實(shí)施重大創(chuàng)新戰(zhàn)略的風(fēng)險(xiǎn)。

五、結(jié)論

創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的決定性動(dòng)力，在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的眾多因素中對(duì)于董事會(huì)獨(dú)立性的實(shí)證分析非常有限。本文采用1024家上市公司2012年-2014年間的面板數(shù)據(jù)，研究了獨(dú)立董事的比例對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入及創(chuàng)新能力的影響。并將樣本按照企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)分為國企和非國企兩個(gè)子樣本進(jìn)行了獨(dú)立董事與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系研究。最終發(fā)現(xiàn)：第一，企業(yè)董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)越有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，提高企業(yè)創(chuàng)新能力。第二，相對(duì)于非國有企業(yè)，國有企業(yè)董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)研發(fā)投入促進(jìn)作用較大，而對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新能力促進(jìn)作用較小。由此，董事會(huì)的獨(dú)立性也成為了企業(yè)創(chuàng)新中不可忽視的因素。

注釋：

①卞志村，王宇琨，笪哲.加快構(gòu)建支持創(chuàng)新型國家建設(shè)的現(xiàn)代金融體系[J].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018（05）：74-80。

②徐向藝，尹映集.家族控股公司獨(dú)立董事比例與企業(yè)成長(zhǎng)關(guān)系研究——?jiǎng)?chuàng)新行為的中介效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2014（05）：33-39。

③徐向藝，尹映集.家族控股公司獨(dú)立董事比例與企業(yè)成長(zhǎng)關(guān)系研究——?jiǎng)?chuàng)新行為的中介效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2014（05）：33-39。

④高明華，譚玥寧.董事會(huì)治理、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與代理成本——基于中國上市公司的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2014（02）：5-13。

⑤楊繼偉，張?jiān)圃?金融發(fā)展、債權(quán)治理與投資效率[J].會(huì)計(jì)之友，2019（04）：25-31。

⑥袁瀚坤.企業(yè)異質(zhì)性視角下我國政府研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究[D].華中科技大學(xué)，2019。

⑦胡萍茜.旅游上市公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)其成長(zhǎng)性影響的實(shí)證研究[D].重慶理工大學(xué)，2014。

⑧王詩雨.資本結(jié)構(gòu)與資產(chǎn)流動(dòng)性的相關(guān)性研究[D].暨南大學(xué)，2014。

⑨方明月.中國地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2018（04）：156-165。

⑩方明月.中國地區(qū)制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2018（04）：156-165。

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

[10]高明華，蘇然，方芳.中國上市公司董事會(huì)治理評(píng)價(jià)及有效性檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2014（2）：24-35.

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作者簡(jiǎn)介：鄭國華（1997.11- ），女，漢族，山西太原人，中國傳媒大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，碩士研究生在讀