陳 健，胡 美，賈 雋

（西安工業(yè)大學(xué)，陜西西安 710021）

1 研究背景

科技創(chuàng)新是一個國家經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力，研發(fā)投入是企業(yè)科技創(chuàng)新和保持持續(xù)競爭力的基礎(chǔ)。2019 年我國研發(fā)投入為22 143.6 億元，比上年增長12.5%，增速較上年加快0.7%，連續(xù)4 年實現(xiàn)兩位數(shù)增長，再創(chuàng)歷史新高。作為科技創(chuàng)新的載體，研發(fā)活動決定著一個企業(yè)甚至一個行業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力，進而影響經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量。近年來我國高度重視科技創(chuàng)新，凝聚和培養(yǎng)了一大批創(chuàng)新能力強及具備國際競爭力的高科技企業(yè)。

通過保持研發(fā)投入的強度，搶占科技制高點，保持企業(yè)競爭力，是科技型企業(yè)重要的發(fā)展戰(zhàn)略和風(fēng)險決策，華為、恒瑞醫(yī)藥等公司的強勁發(fā)展就是典型的例證?？萍夹推髽I(yè)研發(fā)投入規(guī)模受到多種因素的影響，其中內(nèi)部因素包括高管個人或團隊特征、高管薪酬激勵、股權(quán)集中度等；外部因素包括分析師關(guān)注、金融市場發(fā)展以及銀行等。研發(fā)投入往往在科技型企業(yè)決策中占有重要的位置，從而受到董事會、大股東的高度關(guān)注和影響。

研發(fā)投入是科技型企業(yè)重要的戰(zhàn)略和風(fēng)險決策，決定了其持續(xù)的競爭力。但不同科技型企業(yè)董事會的特征不同，其教育背景、知識結(jié)構(gòu)、對技術(shù)前沿的把握、冒險精神、風(fēng)險承受能力、權(quán)力的配置結(jié)構(gòu)等不同，董事會對于研發(fā)投入前景和風(fēng)險的認識不同，在決定研發(fā)投入金額時會有很大的差異。而前人在董事會特征和研發(fā)投入方面的研究相對較少，缺乏對于技術(shù)董事、女性董事等與研發(fā)投入關(guān)系的研究。

因此，本文基于前人的研究、現(xiàn)實分析和理論推演，構(gòu)建了董事會特征和研發(fā)投入關(guān)系的理論模型；并在滬深交易所科技型上市公司數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對董事會的年齡、性別、技術(shù)背景、受教育程度等特征變量與研發(fā)投入的關(guān)系進行了實證研究。本文的研究填補了董事會特征與研發(fā)投入關(guān)系方面的研究空白，豐富了該領(lǐng)域的研究文獻；在現(xiàn)實中對如何通過公司董事會結(jié)構(gòu)的變化，來推進公司研發(fā)投入和科技創(chuàng)新提供了參考。

2 文獻回顧

2.1 獨立董事比例與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系

已有文獻大致分為兩類觀點，一種觀點認為其對企業(yè)研發(fā)投入表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系；另一種觀點認為其對企業(yè)研發(fā)投入無明顯的影響關(guān)系或者表現(xiàn)為負向相關(guān)關(guān)系。Chouaibi 等［1］、張宗益等［2］、溫軍等［3］、王思薇等［4］從代理理論角度出發(fā)，認為獨立董事在監(jiān)督經(jīng)理層行為方面起重要作用。中國上市公司治理結(jié)構(gòu)不完善，內(nèi)控現(xiàn)象嚴重，外部董事不參加企業(yè)日常管理與經(jīng)營，獨立董事可站在客觀公正的立場上及時識別和限制不當行為的發(fā)生。同時資源依賴理論認為獨立董事大多為專家、高校學(xué)者，憑借自身不同的知識背景與技能經(jīng)驗,為企業(yè)提供法律、財務(wù)及相關(guān)方面的專業(yè)性知識，有效處理外界的不確定性,合理配置可利用資源在研發(fā)創(chuàng)新活動中。實證研究發(fā)現(xiàn)董事會中獨董占比大的企業(yè)研發(fā)投入顯著高于獨董占比低的企業(yè)。

相反，現(xiàn)代管家理論認為過高比例的獨立董事可能適得其反，其監(jiān)督效應(yīng)受邊際收益遞減規(guī)律的約束。獨立董事可能因為時間有限、業(yè)務(wù)繁忙未對企業(yè)研發(fā)信息進行透徹了解，在決策過程中易出現(xiàn)“搭便車”現(xiàn)象。David［5］研究發(fā)現(xiàn)獨立董事與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新無相關(guān)性。黃蕾［6］研究發(fā)現(xiàn)獨立董事比例處于高、低競爭度行業(yè)中與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新水平相關(guān)性均沒有通過檢驗。孫早等［7］研究發(fā)現(xiàn)董事會中獨立董事占比增加不能明顯改善企業(yè)的研發(fā)投資決策，現(xiàn)階段出現(xiàn)一些“獨董不獨”“官員獨董”等不合理現(xiàn)象，一些公司設(shè)置獨董職位只是為了滿足監(jiān)管要求，未發(fā)揮應(yīng)有作用。

2.2 高管年齡結(jié)構(gòu)特征與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系

從心理學(xué)角度出發(fā)，年紀大的高管思想更守舊，易奉行低增長戰(zhàn)略與規(guī)避創(chuàng)新風(fēng)險［8］。Norburn［9］以英國354 家最大公司的董事為樣本，研究發(fā)現(xiàn)董事越年輕，越易接受新鮮的事物，提供的政策意見具有創(chuàng)新性，更易觀察企業(yè)所處內(nèi)外部環(huán)境的變化，嘗試一些研發(fā)創(chuàng)新行為。劉運國等［8］研究發(fā)現(xiàn)不同年齡階層的高管,在職期間對研發(fā)支出的影響存在不同程度的顯著差異?；趯W(xué)習(xí)理論,年紀大的高管由于身體條件有限，對新思想或新行為的接受程度表現(xiàn)出很大的困難，不愿接受組織變革帶來的機遇與挑戰(zhàn)，研發(fā)動機大幅度減弱，同時又因為研發(fā)支出會相應(yīng)減少企業(yè)的當期收益，且投資回報的周期時間長，使得馬上退休的他們不能立刻享受到短期報酬與紅利；與之相反，年紀比較小的企業(yè)高管沒有這個顧慮，針對職業(yè)和財務(wù)安全會想得比較長遠，在職期間更愿意增加研發(fā)支出。

2.3 董事會成員人力資本特征與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系

人力資本理論提出勞動力因質(zhì)量不同，其勞動生產(chǎn)率亦不同,對生產(chǎn)的貢獻程度也就不同,因此提升國民經(jīng)濟的一個關(guān)鍵點在于提高相關(guān)勞動人員的質(zhì)量水平。Datta 等［10］研究認為一個人的受教育程度水平與其知識架構(gòu)、技能水平、迅速分析信息并做出反應(yīng)處理的能力之間存在正相關(guān)關(guān)系。接受教育的層次不同側(cè)面決定了研究對象的個性特征、認知風(fēng)格以及價值觀的不同。

（1）董事會成員教育水平與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系。高階梯隊理論認為，管理層的受教育程度可能影響其知識面、關(guān)系資源、市場感知能力以及監(jiān)督有效性等因素的寬度與深度，進而影響企業(yè)的研發(fā)投資決策。

吳洋［11］采用問卷調(diào)研的形式，對重慶市內(nèi)70家企業(yè)進行小樣本調(diào)查研究后，發(fā)現(xiàn)在企業(yè)構(gòu)成中技術(shù)董事的職業(yè)素養(yǎng)和工作經(jīng)歷都有助于提升企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力。周建等［12］研究發(fā)現(xiàn)兩者呈正相關(guān)關(guān)系，受教育程度高的董事具備較強的分析與獲取信息能力、高的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)層次，可選擇多種渠道獲得關(guān)于企業(yè)研發(fā)決策的相關(guān)信息，促進了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動。Dalziel 等［13］、Bantel 等［14］實證研究發(fā)現(xiàn)更高教育背景的董事愿意通過增加企業(yè)的研發(fā)投入促進企業(yè)進一步發(fā)展，一個高學(xué)歷的管理團隊會更偏好于難度大、高復(fù)雜度的研發(fā)戰(zhàn)略活動。

（2）技術(shù)董事與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系。技術(shù)董事是指具備某一方面專業(yè)知識與過硬的技術(shù)本領(lǐng)，并可以充分運用其專業(yè)技術(shù)優(yōu)勢熟悉企業(yè)的發(fā)展方向，以及在日常經(jīng)營快速準確做出判斷并產(chǎn)生相應(yīng)影響程度的董事。其本身特有的隱性知識才能，不只為個人的專有資源，更是企業(yè)舉足輕重的無形資產(chǎn)財富，提高了企業(yè)研發(fā)能力。高階梯隊理論認為，具備專業(yè)理論與技能的高級管理人員，能夠在企業(yè)日常管理過程中樹立較高的威信和形成較強的學(xué)習(xí)創(chuàng)新能力，提高企業(yè)科技研發(fā)投入的決策水平［15］。

Suzuki［16］研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)董事努力獲取技術(shù)信息以及社會環(huán)境的相關(guān)信息，根據(jù)其知識架構(gòu)考慮是否進行研發(fā)活動。技術(shù)董事是支持企業(yè)研發(fā)的關(guān)鍵人物，可提高企業(yè)的研發(fā)投入活動的產(chǎn)出效率。Hartley［17］研究發(fā)現(xiàn)首席技術(shù)董事的作用在促進研發(fā)創(chuàng)新和財務(wù)改善方面均有效。大型公司的技術(shù)董事比小型公司的技術(shù)董事可提供的資源更多，產(chǎn)生更大的影響力。技術(shù)董事可以幫助公司內(nèi)部其他高級管理人員了解技術(shù)問題，并有效地進行溝通和謀略，對于沒有技術(shù)背景或相應(yīng)培訓(xùn)的高管組織是極大的受益，為企業(yè)中技術(shù)董事職位的設(shè)立與延續(xù)提供了文獻支持。龔紅等［18］認為技術(shù)獨立董事更關(guān)注企業(yè)的長遠發(fā)展，能夠整合企業(yè)內(nèi)外部資源，為創(chuàng)新決策提供專業(yè)性的咨詢和建議，可以發(fā)揮專家效應(yīng)，促進企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。

胡元木［19］經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)在上市公司中董事會成員存在技術(shù)董事的企業(yè)，研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出效率會更高。如果企業(yè)董事會成員中既有技術(shù)獨立董事，還有技術(shù)執(zhí)行董事，那么企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出效率會得到極大的提升。王光榮等［20］經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)在董事會中設(shè)置技術(shù)連鎖董事會提升企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入以及企業(yè)的科技創(chuàng)新能力，對企業(yè)的長遠發(fā)展起到了正向引導(dǎo)和影響作用。國有控股公司技術(shù)連鎖董事的研發(fā)創(chuàng)新效應(yīng)更強。高琛［21］、劉中燕等［22-23］研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)董事的存在會促進企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新方面的投入。王思薇等［4］研究發(fā)現(xiàn)擁有技術(shù)背景的董事占比對中國流通業(yè)上市公司的技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向促進作用。

2.4 女性董事與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系

對于女性董事的研究，無論從人力資本差異論角度還是自我性別感知論角度出發(fā)，均認為女性董事的人力資本儲備較少，不適宜進入董事會，增加了女性行使董事權(quán)利的難度。大多文獻是研究女性董事對企業(yè)業(yè)績等方面的影響，而對關(guān)于企業(yè)研發(fā)投入方面的文獻很少。學(xué)者們在性別比例的研究方向上也多以女性高管作為研究樣本對象，而且研究結(jié)論都比較一致，即在企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入上，女性高管表現(xiàn)出明顯的負向影響作用。

Powell 等［24］研究不同性別差異在企業(yè)戰(zhàn)略決策中的表現(xiàn)，認為女性對風(fēng)險的厭惡程度與規(guī)避程度更高，在金融決策的環(huán)境中男女因為性別差異采取的策略大相徑庭。Blake 等［25］研究發(fā)現(xiàn)女性董事對于研發(fā)創(chuàng)新活動未表現(xiàn)出明顯的積極性。Rowley［26］研究認為，企業(yè)決策過程中，女性董事大多偏好風(fēng)險規(guī)避，傾向于減少企業(yè)的創(chuàng)新投入，導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新成果相對減少。

謝霏等［27］、張盟盟［28］從不同的視角出發(fā)，其一側(cè)重于研究女性高管對企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出發(fā)揮了什么樣的作用，其二側(cè)重于研究高管團隊相應(yīng)特征對企業(yè)研發(fā)投入強度發(fā)揮怎樣的影響機制作用，兩者均發(fā)現(xiàn)女性高管顯著抑制了企業(yè)創(chuàng)新程度的發(fā)揮，得出女性高管在企業(yè)進行研發(fā)投入活動發(fā)揮了負面作用。程菓［29］將女性董事進行分類，研究發(fā)現(xiàn)家族女性董事對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入呈現(xiàn)出負向效應(yīng)，非家族女性董事對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入呈現(xiàn)正向影響。吳贏等［30］研究發(fā)現(xiàn)女性董事顯著地減少了企業(yè)的研發(fā)投入。

2.5 董事會激勵特征與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系

（1）董事持股比例與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系。根據(jù)Ansoff［31］提出的協(xié)同效應(yīng)，企業(yè)中董事會成員所持股票比例情況與企業(yè)研發(fā)投入呈比較明顯的正向相關(guān)關(guān)系。董事持股比例是企業(yè)內(nèi)部激勵董事的一種表現(xiàn)方式，董事持股有利于其與股東達成長期的利益戰(zhàn)略聯(lián)盟，督促董事積極參加到公司的各種戰(zhàn)略決策中去。隨著身份的轉(zhuǎn)變，董事會選擇主動監(jiān)督戰(zhàn)略決策的執(zhí)行情況。適度的董事持股比例，一方面可使董事積極履行工作內(nèi)在化，另一方面可避免“隧道行為”及“內(nèi)控現(xiàn)象”的發(fā)生。李永壯等［32］、郭蘇敬［33］、計小雪［34］研究表明董事持股促進了公司的研發(fā)創(chuàng)新活動，董事會持股比例數(shù)值越大，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新強度越大。Baysinger 等［35］研究發(fā)現(xiàn)通過董事持有企業(yè)股票可提高董事會相對于總經(jīng)理的獨立性，有動機密切監(jiān)視高層管理人員的決策，更愿意投資于風(fēng)險較大的研發(fā)項目。Balkin［36］發(fā)現(xiàn)對于董事采取股權(quán)激勵可提高企業(yè)研發(fā)活動的積極影響。

（2）董事薪酬水平與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系。從董事會成員出發(fā)，在企業(yè)中領(lǐng)取現(xiàn)金報酬，一方面彌補了其進行研發(fā)投入決策時所面臨的巨大的風(fēng)險和辛勤勞動付出，另一方面增強了其與企業(yè)的利益關(guān)聯(lián)，作為一種監(jiān)管經(jīng)理層的重要激勵手段。從激勵理論與期望理論出發(fā)，如果企業(yè)的薪酬激勵機制有失公平與合理性，董事努力工作卻不能換取相應(yīng)報酬，則其工作的積極性就會大打折扣，甚至?xí)霈F(xiàn)不作為現(xiàn)象，相應(yīng)會影響企業(yè)的研發(fā)投資活動。

唐清泉等［37］研究發(fā)現(xiàn)目前我國上市公司董事仍處于聚集自身財富階段，短期薪酬更符合其偏好，有強烈的吸引力。Murphy［38］研究發(fā)現(xiàn)一種明顯降低內(nèi)部代理成本的措施即為規(guī)劃薪酬合約，薪酬水平的提高有利于管理層提升代理效率。Nakahara等［39］研究發(fā)現(xiàn)對經(jīng)營者進行相應(yīng)薪酬激勵是促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新多個變量因素中最重要的一個變量。Lin 等［40］研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬激勵對民營制造業(yè)的研發(fā)支出起顯著的正向促進作用。計小雪［31］的研究發(fā)現(xiàn)董事會薪酬水平越高，研發(fā)投資密度越大。胡元木等［41］研究發(fā)現(xiàn)上市公司中技術(shù)獨立董事的深厚專業(yè)技術(shù)背景與獨立身份可以有效監(jiān)控大股東發(fā)生的一系列利益侵占行為，并且薪酬極大地促進監(jiān)督作用的發(fā)揮。

2.6 文獻評述

現(xiàn)有文獻主要從董事會結(jié)構(gòu)特征、行為與激勵特征方向來展開研究，通過影響董事會內(nèi)部成員監(jiān)督、咨詢等職能的發(fā)揮，繼而對公司創(chuàng)新和研發(fā)投入產(chǎn)生影響；大多學(xué)者僅從某一要素角度出發(fā)探究董事會特征對公司績效或者研發(fā)投入之間的關(guān)系，且因為選取研究樣本和采用的統(tǒng)計回歸方法的差異性導(dǎo)致某個董事會特征對研發(fā)投入的影響方向不一致。本文基于前人研究基礎(chǔ)對董事會特征的概念進行重新整合與分類，添加了技術(shù)董事相關(guān)特征、女性領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)特征、年齡結(jié)構(gòu)特征、人力資本特征，創(chuàng)造性結(jié)合以往文獻中董事會激勵性特征與技術(shù)董事特征變量來研究董事會中技術(shù)董事的激勵特征對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生何種影響。在女性特征方面，大多已有文獻從女性高管的角度出發(fā)研究其對企業(yè)研發(fā)投入的影響，本文單獨將女性董事占比作為董事會中女性領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)特征的象征變量。

已有文獻在年齡結(jié)構(gòu)特征上多從董事會董事的平均年齡展開，本文創(chuàng)造性地根據(jù)聯(lián)合國世界衛(wèi)生組織（WHO）對年齡段的劃分標準，劃分為三階段即青年董事、中年董事、老年董事，研究董事會中青年董事對企業(yè)的研發(fā)投入是如何影響的，同時對技術(shù)董事的平均年齡也做了相應(yīng)研究。人力資本特征采用三變量來衡量，已有文獻大多從董事會平均受教育程度出發(fā)，本文在受教育程度的基礎(chǔ)上，提出董事會中碩士以上學(xué)歷董事占比與技術(shù)董事占比兩個變量對其人力資本特征進行豐富與完善。

3 研究設(shè)計

3.1 研究假設(shè)

Hambrick［42］研究發(fā)現(xiàn)高管的不同特質(zhì)及其經(jīng)歷影響著企業(yè)的經(jīng)營管理和戰(zhàn)略決策，女性相對男性而言更加厭惡風(fēng)險。對于研發(fā)等風(fēng)險較大的戰(zhàn)略決策，女性董事會盡量避免，降低研發(fā)投入。Waston等［43］研究發(fā)現(xiàn)，女性因為厭惡風(fēng)險，投資更少。女性對風(fēng)險的感知注意事前監(jiān)督，起到風(fēng)險預(yù)防作用。從生理特征來說，女性體內(nèi)影響風(fēng)險決策的單胺氧化酶水平更高，使得女性更傾向于風(fēng)險規(guī)避。所以本文提出假設(shè)1，女性董事占比負向影響企業(yè)研發(fā)投入。

假設(shè)H1：董事會中女性董事人數(shù)占比越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越低。

從心理學(xué)角度看，年長的高管思想上偏于保守，更傾向于奉行低增長戰(zhàn)略和規(guī)避創(chuàng)新風(fēng)險，年輕董事更喜歡冒險，愿意變革創(chuàng)新，更可能進行研發(fā)投入。Hambrick［42］研究發(fā)現(xiàn)年長的CEO 在做研發(fā)決策時，屬于風(fēng)險厭惡型投資者，接受能力較差，對R&D 投資活動通常持消極態(tài)度。Barker 等［44］研究發(fā)現(xiàn)平均年齡較大的團隊，傾向于選擇回避風(fēng)險，接受新事物的程度低，更關(guān)注自身經(jīng)濟利益和職業(yè)穩(wěn)定性，選擇風(fēng)險小的戰(zhàn)略決策。平均年齡較小的團隊具有更強的適應(yīng)能力和創(chuàng)新力，積極進取，敢于承擔風(fēng)險，愿意冒險進入新市場、新行業(yè)以獲取超額收益。本文提出假設(shè)2，董事會成員中青年董事占比正向影響企業(yè)研發(fā)投入。

假設(shè)H2：董事會中青年董事人數(shù)占比越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越高。

技術(shù)董事年齡的不斷增長，其技術(shù)研發(fā)知識與經(jīng)驗也處于不斷積累過程中，研發(fā)能力與日俱增，與時俱進識別市場機會，降低技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新失敗概率，為企業(yè)贏得發(fā)展先機、實現(xiàn)快速成長。但是，伴隨年齡的增長，其個人的風(fēng)險偏好、對事物的看法態(tài)度以及對研發(fā)戰(zhàn)略的選擇也在發(fā)生改變。年齡的增長一方面會帶來個人知識與經(jīng)驗的積累，另一方面會造成學(xué)習(xí)力的下降，不能及時更新其儲備的知識結(jié)構(gòu)，變通能力減弱。更傾向于保持目前現(xiàn)狀，對于將來的一切改變機會產(chǎn)生抵觸心理，采取風(fēng)險規(guī)避的態(tài)度。研發(fā)活動過程中其收益巨大的不確定性會使得年長的技術(shù)董事更易退縮與顧慮，進行決策時處于保守狀態(tài)，易出現(xiàn)短視行為；而年紀小的技術(shù)董事有初生牛犢不怕虎的沖勁與強烈的事業(yè)心，樂于接受挑戰(zhàn)，更愿意承擔研發(fā)投資的風(fēng)險，參與研發(fā)設(shè)計工作的執(zhí)行、督促和指導(dǎo)，帶領(lǐng)企業(yè)向技術(shù)前沿方向發(fā)展。因此提出假設(shè)3，技術(shù)董事平均年齡負向影響企業(yè)研發(fā)投入。

假設(shè)H3：董事會技術(shù)董事平均年齡越大，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越低。

高素質(zhì)的董事團隊利用每個成員的知識儲備結(jié)合專業(yè)技能，及時做出判斷，迅速調(diào)整戰(zhàn)略，更加重視創(chuàng)新能力。周建等［12］研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)決策者的受教育程度越高，越能掌握該行業(yè)先進的技術(shù)，越能有效處理與專業(yè)相關(guān)的技術(shù)問題，他們能更好地面對高度不確定性的投資戰(zhàn)略，在快速競爭中更迅速把握和識別創(chuàng)新機會，促進企業(yè)的創(chuàng)新活動。文芳等［46］以中國上市公司 1999—2006 年的 R&D 投資數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)高管所受教育水平對公司R&D 投資強度有顯著的正向影響。因此提出假設(shè)4，董事會成員的受教育程度正向影響企業(yè)研發(fā)投入。

假設(shè)H4：董事會成員受教育程度越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越高

細分為以下兩個假設(shè)進行研究；

假設(shè)H4a：董事會成員的平均受教育程度越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越高；

假設(shè)H4b：董事會成員中碩士以上受教育程度占比越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越高。

技術(shù)董事的專業(yè)知識和豐富的工作經(jīng)驗?zāi)軌驗楣咎峁└嗟募夹g(shù)資源，可快速甄別出好的研發(fā)活動，提高董事會研發(fā)活動投資決策的質(zhì)量。技術(shù)董事對于企業(yè)未來的技術(shù)發(fā)展方向和規(guī)劃存在較明確的認識，一方面降低研發(fā)項目中的不確定性和風(fēng)險，另一方面深刻認識到資金對企業(yè)研發(fā)的重要性，更愿意進行產(chǎn)品或技術(shù)創(chuàng)新投資［46］。何強等［47］研究提出技術(shù)董事通過提高董事會的創(chuàng)新偏好，增強了企業(yè)研發(fā)投入動力。Hillman 等［48］研究認為技術(shù)董事同時擁有實施創(chuàng)新戰(zhàn)略的權(quán)力，能夠合理配置企業(yè)資源，避免無效和低效創(chuàng)新浪費寶貴的研發(fā)投入，進而提高企業(yè)研發(fā)成功率和研發(fā)效率。例如：一些工程技術(shù)專業(yè)的專家適合作為特定行業(yè)的董事。如某電動車公司聘請一位研究電動車或電池的專家作為董事，會對該公司的技術(shù)模式和商業(yè)模式的創(chuàng)新產(chǎn)生巨大作用。因此，本文提出假設(shè)5，技術(shù)董事占比正向影響企業(yè)研發(fā)投入。

假設(shè)H5：董事會技術(shù)董事占比越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越高。

根據(jù)理性經(jīng)濟人假設(shè)，企業(yè)運用一定的激勵手段可增強技術(shù)董事認真履行其職責的動力，在我國目前市場的背景下，薪酬激勵組織形式上，大多數(shù)企業(yè)多以現(xiàn)金方式付給董事相關(guān)薪酬。結(jié)合以往的文獻研究高管薪酬與研發(fā)投入之間的關(guān)系，多位學(xué)者如田元飛等［49］、皮永華等［50］、徐宗宇等［51］提出高管激勵和研發(fā)投入之間是正相關(guān)關(guān)系，高管薪酬水平的增加可以促進研發(fā)投入強度的加大。由此本文提出假設(shè)6，技術(shù)董事薪酬激勵正向影響企業(yè)研發(fā)投入。

假設(shè)H6：技術(shù)董事薪酬激勵越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越高。

股權(quán)激勵的內(nèi)在約束性體現(xiàn)在其給董事帶來巨大的失敗成本，通過長期的股權(quán)激勵計劃誘惑董事對其特質(zhì)性人力資本進行投資，在科技型企業(yè)依賴于其人力資本提高生產(chǎn)率的同時，加大了技術(shù)董事離開科技型上市公司的失敗成本。持股比例的增加將技術(shù)董事的切身利益與企業(yè)的發(fā)展聯(lián)系起來，與股東形成利益共同體，降低代理成本。董事會技術(shù)董事股權(quán)激勵能夠增董事會加與股東利益一致性的協(xié)同效應(yīng)。丁文寧等［52］研究發(fā)現(xiàn)高管持股比例的增加有利于研發(fā)投入的增加。因此，本文提出假設(shè)7，驗證技術(shù)董事持股比例與研發(fā)投入的關(guān)系。

假設(shè)H7：董事會技術(shù)董事持股比例越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越高。

高質(zhì)量的獨立董事參與公司決策過程，有利于公司獲取資本，帶來有價值的外部視野。一方面從代理理論角度出發(fā)，獨立董事獨立于上市公司經(jīng)理層,帶來客觀的觀點，沒有生意或者某種關(guān)系能夠影響其獨立地對企業(yè)進行政策建議和監(jiān)督管理。另一方面從資源依賴理論出發(fā)，獨立董事提高了董事會技術(shù)創(chuàng)新的決策質(zhì)量［3］，為決策制定程序增加價值。

假設(shè)H8：獨立董事占比越高，企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例就越高。

3.2 數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文的研究使用的數(shù)據(jù)包括董事會、監(jiān)事會高管個人特征數(shù)據(jù)和企業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來自 CSMAR 數(shù)據(jù)庫，也有部分是通過上市公司的年報、新浪財經(jīng)整理獲得。根據(jù)OECD 的規(guī)定，計算機相關(guān)行業(yè)、信息技術(shù)行業(yè)、通信行業(yè)、電子行業(yè)、生物制藥行業(yè)是高科技行業(yè)。本文收集三類行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)，分別是計算機通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)共388 家上市公司2014—2019 年6 年數(shù)據(jù)，共計2 328組觀測值。其中計算機通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)158 家，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)112 家，醫(yī)藥制造業(yè)118 家。為減少樣本異常值對模型估計結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量在最高和最低1%的水平上進行縮尾處理。

3.3 實證模型和變量說明

為了檢驗董事會特征對科技型企業(yè)研發(fā)投入的影響效應(yīng)，本文構(gòu)建如下基本計量模型：

式（1）中：β0是截距項，βi是各變量的回歸系數(shù)，ε為隨機變量。研發(fā)投入RD 為被解釋變量，采用滯后一期研發(fā)投入數(shù)據(jù)。Female、Age、TbAveage、Tb、Edu、DS、DSR、Indep 作為解釋變量，控制變量為Size、First、lev、ROE、Growth、CF。控制時間、行業(yè)效應(yīng)，建立多元線性回歸方程。涉及變量如下:

研發(fā)投入（RD）。借鑒Olivier 等［54］、周艷等［55］的做法，選取年報當中披露的研發(fā)支出與當年的營業(yè)收入的比值表示，能夠較好地顯示出企業(yè)愿意從營業(yè)額中取出多少資金用于研發(fā)，體現(xiàn)了企業(yè)進行創(chuàng)新的主動性。本文穩(wěn)健性檢驗借鑒劉運國等［8］的做法，采取RD1 即（研發(fā)支出/總資產(chǎn)）來作為企業(yè)研發(fā)投入的代理變量。

女性董事占比(Female)。用女性董事成員占董事會成員總數(shù)的比例來衡量。

中青年董事人數(shù)占比(Age)。根據(jù)聯(lián)合國世界衛(wèi)生組織劃分標準，44 歲以前為青年，45～59 歲階段為中年，60 歲以上階段為老年，計算董事會中處于中青年年齡階段的董事占比。

技術(shù)董事平均年齡 (TbAveage)。借鑒高?。?1］做法計算技術(shù)董事成員的年齡均值。

技術(shù)董事占比(Tb)。根據(jù)董事的簡歷按照技術(shù)董事的標準逐個進行篩選，用篩選出的技術(shù)董事人數(shù)加總占董事會人數(shù)的比例衡量。本文借鑒胡元木［19］、高?。?1］等文獻梳理基礎(chǔ)上總結(jié)出的對技術(shù)背景董事判定標準如下，主要包括以下幾個方面：一是具有教授級工程師、高級工程師、工程師、助理工程師等技術(shù)類相關(guān)職稱。二是具有研發(fā)職業(yè)背景或者高校任教、科研機構(gòu)任職以及協(xié)會從事研究等學(xué)術(shù)背景。三是董事簡歷中顯示該董事從事過技術(shù)研究工作或技術(shù)管理工作，或者參與過相關(guān)研發(fā)項目。四是相關(guān)研究成果，如擁有發(fā)明專利或相關(guān)發(fā)明獎勵。如果上市公司董事會成員有以上其中任何一項，判斷為技術(shù)董事。

平均受教育程度(Edu)。主要借鑒朱焱等［56］、蔣艷輝等［57］測量方法，按照學(xué)歷劃分為5 個等級，中專及中專以下學(xué)歷取值為1、大專學(xué)歷取值為2、本科學(xué)歷取值為3、碩士研究生學(xué)歷取值為4、博士研究生學(xué)歷取值為5。將董事會成員的學(xué)歷水平取值相加并除以相應(yīng)人數(shù)，算出董事會平均受教育程度。

受教育程度為碩士及以上學(xué)歷占比（Master）。將董事會成員的學(xué)歷水平按照學(xué)歷劃分為五個等級，借鑒學(xué)者張慧等［58］的指標設(shè)計中以董事會中學(xué)士學(xué)歷以上（包括學(xué)士學(xué)歷）董事的人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例衡量董事會學(xué)歷分布指標，本文借鑒選取董事會中受教育程度為碩士及以上學(xué)歷占比來作為董事會教育水平的替代變量。

技術(shù)董事薪酬(DS)。采用“董事會技術(shù)董事薪酬總額”取對數(shù)這一指標。

技術(shù)董事持股比例(DSR)。采用“董事會中技術(shù)董事持股數(shù)量/公司總股數(shù)”這一比值。

獨立董事占比（Indep）。董事會中獨立董事人數(shù)所占全部董事會成員數(shù)量之比。

控制變量包括：企業(yè)規(guī)模（Size），本文采用總資產(chǎn)這種形式來衡量公司規(guī)模，數(shù)值選擇公司年末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)。股權(quán)集中度(First)，采用第一大股東持股比例表示股權(quán)集中度。資本結(jié)構(gòu)(lev)，選擇資產(chǎn)負債率作為其代理變量。成長能力（Growth）采用營業(yè)收入增長率來考量成長能力。盈利能力，采用凈資產(chǎn)收益率（ROE）來衡量企業(yè)的盈利能力?？刂菩袠I(yè)因素（Industry）的影響。本文科技型企業(yè)公司行業(yè)分為三類：軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)。年度（year）為控制研發(fā)投入與解釋變量無關(guān)的時間變動趨勢，本文通過設(shè)置年度虛擬變量來控制對實證結(jié)果的影響。當處于該年度時賦值為1，否則為 0。共選取2014 至2019 年6 年的變量數(shù)據(jù)?，F(xiàn)金流量（CF）使用期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額數(shù)據(jù)占企業(yè)總資產(chǎn)比率來衡量。各變量定義如表1 所示。

表1 本研究變量的描述及定義

表1 （續(xù)）

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本文主要研究變量的描述性統(tǒng)計如表2 所示。

表2 本研究變量的描述性統(tǒng)計

從表2 可以看出：

（1）研發(fā)投入RD 均值為8%，標準差為0.065，不同公司的研發(fā)強度差別較大；研發(fā)投入/總資產(chǎn)（RD1）的均值為0.037，科技型企業(yè)的研發(fā)投資強度不高，約占總資產(chǎn)的 3.7%?？傮w科技型企業(yè) R&D現(xiàn)狀不容樂觀，能夠維持基本的生存，在市場中沒有其核心競爭優(yōu)勢，標準差為0.027，體現(xiàn)不同公司研發(fā)投入差距較大的現(xiàn)實。

（2）董事會女性董事占比的均值為0.152，最大值為 0.455，科技型樣本內(nèi)公司的女性董事占比程度不高。

（3）董事會中青年董事占比的均值為0.845，最小值為 0.444，說明科技型樣本內(nèi)公司的中青年董事占比程度較高，標準差為0.129，科技型公司董事會中84%的董事都是中青年，且差異不大。技術(shù)董事平均年齡均值為53.54，表明樣本科技型企業(yè)技術(shù)董事主要是中年人，研發(fā)經(jīng)驗更為豐富?？萍夹凸炯夹g(shù)董事年齡范圍處于42～71 歲年齡區(qū)間段。

（4）董事會成員平均受教育程度均值為 3.76，可看出科技型樣本內(nèi)公司的董事會成員平均學(xué)歷水平在本科以上，董事會成員平均學(xué)歷最低在大專以上，最大為博士，總體來看科技型公司董事會成員的素質(zhì)水平比較高。董事會中有技術(shù)背景的成員占比范圍從 9.1%～77.8%，標準差為0.163，均值為0.392，意味著10 個董事中就有近3～4 個人具有技術(shù)背景，可能是工程師或研究員等，總體來說樣本區(qū)間科技型公司中董事會具有研發(fā)背景的董事占比為中等偏低的程度。樣本科技型企業(yè)中碩士學(xué)歷以上占比的均值為59.4%，說明在10 個董事會成員中約有5 個人員的學(xué)歷都是碩士以上，說明董事會中高層次學(xué)歷的人才越來越多，董事會的質(zhì)量也在逐步提高。

（5）從技術(shù)董事持股比例來看，持股比例在 0與 57.6%之間，說明持股比例浮動很大，有的公司十分傾向于股權(quán)激勵，而有的公司則沒有使用股權(quán)激勵這種方式。平均持股比例為 0.103。從董事薪酬來看，董事會技術(shù)董事薪酬總額范圍在5 萬元～11.18 萬元，各公司的薪酬激勵差距也十分懸殊。

（6）董事會獨立董事占比的均值為0.381，標準差為0.054，基本符合我國證監(jiān)會對上市公司董事會成員中至少應(yīng)當包括三分之一獨立董事的要求。

控制變量方面，公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)的均值為3.583，標準差為1.001，公司間的規(guī)模差距不大；第一大股東持股比例均值為29.7%，標準差為0.127。企業(yè)的資產(chǎn)負債率（負債總額/資產(chǎn)總額）的均值為33.5 %，標準差為0.175?？萍夹推髽I(yè)的償債能力均比較強，企業(yè)運營較好。公司的凈資產(chǎn)收益率的均值為0.069，標準差為0.108，證明不同公司的盈利能力差別較大；企業(yè)成長性，營業(yè)收入增長率的均值為18.1%，標準差為 0.298，最小值為-0.428，最大值為1.474，說明科技型企業(yè)的成長能力存在差異，部分企業(yè)發(fā)展勢頭較好，少數(shù)企業(yè)呈現(xiàn)出衰退的現(xiàn)象，企業(yè)間的成長性差距十分明顯?，F(xiàn)金資產(chǎn)比率平均約為18.5%，標準差為 0.124。

4.2 相關(guān)性分析

本文采用皮爾遜相關(guān)性檢驗對變量間進行相關(guān)性分析，詳見表3 和表4 所示。

表3 本研究變量的皮爾遜相關(guān)性分析（1）

表4 本研究變量的皮爾遜相關(guān)性分析（2）

通過相關(guān)性分析結(jié)果得出，變量之間的相關(guān)性值均小于0.8，說明變量之間無明顯的多重共線性關(guān)系。為進一步檢驗，將所有變量進行回歸，回歸后方差膨脹因子VIF 如表5 所示，其值均小于2，遠低于關(guān)鍵閾值VIF=10，容忍度均大于0.6。

表5 本研究變量的方差膨脹因子(VIF)分析

表5 （續(xù)）

4.3 單因素分析

按照分年度分行業(yè)研發(fā)投入水平的中位數(shù)分別將全樣本分為低研發(fā)投入和高研發(fā)投入兩組，表6列示了不同組別樣本的董事會特征單變量的平均數(shù)和中位數(shù)差異。

由表6 中可以看出，低研發(fā)投入組的技術(shù)董事平均年齡顯著高于高研發(fā)投入組，均值檢驗的t值為1.898，中位數(shù)檢驗的z值為1.806，在10%水平上顯著，說明技術(shù)董事平均年齡與企業(yè)研發(fā)投入負相關(guān)，初步驗證了假設(shè)三。低研發(fā)投入組的技術(shù)董事占比、平均受教育程度和碩士及其以上學(xué)歷占比、薪酬激勵、股權(quán)激勵、獨立董事占比在均值檢驗和中位數(shù)檢驗中，均顯著低于高研發(fā)投入組，其顯著性水平均為5%以上，說明這些變量的提高有利于企業(yè)研發(fā)投入的提升，以上結(jié)果初步證實了假設(shè)四至假設(shè)七。然而，女性董事占比、中青年董事占比未能通過均值檢驗和中位數(shù)檢驗，需在后續(xù)實證分析中作進一步驗證。

表6 研發(fā)投入低組和高組的均值、中位數(shù)差異

4.4 回歸結(jié)果與分析

本次研究選用最小二乘估計方法來進行基準模型回歸?？刂菩袠I(yè)效應(yīng)與年份效應(yīng)，為了解決董事會特征可能會對企業(yè)研發(fā)投入影響存在滯后情況及內(nèi)生性問題，本文選取滯后一期的研發(fā)投入數(shù)據(jù)進行回歸檢驗。回歸系數(shù)估計均使用異方差穩(wěn)健性標準誤以解決可能存在的異方差問題導(dǎo)致的系數(shù)估計值存在偏差。回歸估計結(jié)果如表7 和表8 所示。

表7 董事會特征對企業(yè)研發(fā)投入的多元回歸估計結(jié)果（1）

表8 董事會特征對企業(yè)研發(fā)投入的多元回歸估計結(jié)果（2）

表8 （續(xù)）

模型1～模型9 分別將每個特征變量與企業(yè)研發(fā)投入單獨進行了回歸，其結(jié)果是對模型10 的補充和深化，以清晰反映董事會各特征變量與研發(fā)投入的關(guān)系。

表7 模型1 中女性董事占比回歸系數(shù)為-0.033，在1%水平上顯著，這表明，女性董事占比對企業(yè)研發(fā)投入強度存在顯著的負向關(guān)系，當期女性董事占比使得企業(yè)下一年研發(fā)投入平均降低約3.3 個百分點。模型 2 中青年董事占比的回歸系數(shù)約為0.014，不顯著，未產(chǎn)生預(yù)期的激勵效應(yīng)。模型3 中 技術(shù)董事平均年齡回歸系數(shù)為-0.001，且在 1%水平上顯著，這表明技術(shù)董事平均年齡越大，企業(yè)研發(fā)投入越少。模型4 中平均受教育程度的回歸系數(shù)約為0.019，且在 1%水平上顯著。模型5 中董事會碩士以上學(xué)歷占比的回歸系數(shù)約為0.020，且在1%水平上顯著。模型6 中技術(shù)董事占比的回歸系數(shù)為0.026，且在 1%水平上顯著，這表明，技術(shù)董事占比與企業(yè)研發(fā)投入之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，使得下一年企業(yè)研發(fā)投入平均提高約2.6 個百分點。

模型7 和模型8 所示分別為董事會技術(shù)董事薪酬與技術(shù)董事持股對企業(yè)研發(fā)投入的回歸估計結(jié)果，回歸系數(shù)分別為0.007、0.038，且在 1%水平上顯著，即董事會技術(shù)董事薪酬激勵越高，技術(shù)董事持股比例越高，研發(fā)投入越高。模型9 中獨立董事占比的回歸系數(shù)約為0.109，且在1%水平上顯著。模型10為所有董事會特征對企業(yè)研發(fā)投入的多元回歸估計結(jié)果，可知，女性董事占比、技術(shù)董事平均年齡、平均受教育程度、薪酬激勵、股權(quán)激勵、獨立董事占比、回歸系數(shù)均在10%及其以上水平顯著，中青年董事占比、技術(shù)董事占比未通過顯著性水平檢驗。整體回歸中，技術(shù)董事占比表現(xiàn)出不顯著，可能的原因在于科技型上市公司近年來技術(shù)董事人員的總體比例相對較低，且處于下降狀態(tài)。

控制變量中，現(xiàn)金流量的系數(shù)顯著為正，說明現(xiàn)金較充裕的科技型企業(yè)更愿意進行研發(fā)投資，具備足夠的資金實力進行外部并購實現(xiàn)企業(yè)的技術(shù)發(fā)展。股權(quán)集中度、資產(chǎn)負債率、成長性對企業(yè)研發(fā)投入影響均顯著為負，意味著股權(quán)集中度高、杠桿率越高，研發(fā)投入反而越低。資產(chǎn)負債率為負，意味著科技型公司寬松的財務(wù)空間、雄厚的自有資金和穩(wěn)定的財務(wù)狀況解除了公司實施研發(fā)戰(zhàn)略的后顧之憂。

由于研發(fā)投資活動受到宏觀政策和經(jīng)濟、市場等因素的影響還是比較大的，本文研究僅從董事會治理結(jié)構(gòu)方面進行研究，故方程的擬合優(yōu)度還是比較不錯的。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證本文研究結(jié)論的穩(wěn)定性，采用替換因變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗，本文選擇用RD1，即研發(fā)投入支出÷總資產(chǎn)來代替研發(fā)投入（RD）去度量科技型公司的研發(fā)創(chuàng)新投入?；貧w結(jié)果得到的結(jié)論與前文結(jié)論基本吻合。有差異的是股權(quán)激勵的回歸系數(shù)分別為-0.001，不顯著（由于篇幅所限，表格在此未列出）。

異方差檢驗：本次研究以1/e 作為權(quán)重，通過加權(quán)最小二乘法來避免回歸中可能存在的異方差現(xiàn)象，進一步對模型進行回歸檢驗。驗證結(jié)果顯示，董事會特征各變量對研發(fā)投入的檢驗結(jié)果無明顯的差異變化。

5 主要研究結(jié)論與啟示

本文研究了董事會特征與科技型企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系。本文的研究填補了技術(shù)董事與研發(fā)投入之間關(guān)系的研究空白，研究發(fā)現(xiàn)董事會中技術(shù)董事平均年齡與企業(yè)研發(fā)投入存在顯著負向關(guān)系，即董事會中技術(shù)董事平均年齡越大，科技型企業(yè)研發(fā)投入越少。技術(shù)董事占比與研發(fā)投入呈顯著正向關(guān)系，即技術(shù)董事在董事會中人數(shù)越多，研發(fā)投入越多。技術(shù)董事薪酬激勵與研發(fā)投入呈顯著正向關(guān)系，即技術(shù)董事薪酬激勵越大，研發(fā)投入越多。但董事會中技術(shù)董事持股比例與研發(fā)投入的關(guān)系并不顯著。董事會中女性董事占比與企業(yè)研發(fā)投入顯著負相關(guān)，即董事會中女性董事占比越大，科技型企業(yè)研發(fā)投入越小。本文提出中青年董事占比這一變量，但研究發(fā)現(xiàn)中青年董事占比與企業(yè)研發(fā)投入（RD）不存在顯著關(guān)系，假設(shè)未得到證實。

與之前學(xué)者尚洪濤等［58］的研究結(jié)論一致的是，董事會的受教育程度對企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)；董事會中獨立董事占比與研發(fā)投入呈顯著正向關(guān)系；董事會中技術(shù)董事占比與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)，董事會中技術(shù)董事占比越大，研發(fā)投入越大。

從影響程度來看，綜合比較各特征變量對應(yīng)的回歸系數(shù)，董事會女性領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)特征對科技型企業(yè)研發(fā)投入的負向影響程度最大。從正向影響程度來看，董事會內(nèi)部獨立特征的回歸系數(shù)對科技型企業(yè)研發(fā)投入的影響程度最大，其次為董事會人力資本特征、技術(shù)董事激勵特征。

通過上述研究,本文就如何通過調(diào)整董事會人員結(jié)構(gòu)，以促進科技型企業(yè)研發(fā)投入，提出以下啟示和建議：

（1）合理建構(gòu)和優(yōu)化董事團隊結(jié)構(gòu)。由董事會中青年董事占比對科技型企業(yè)研發(fā)投入影響不明顯，得知不應(yīng)過分關(guān)注董事會中年輕董事的占比。但由于技術(shù)董事平均年齡對科技型企業(yè)研發(fā)投入負向影響。應(yīng)盡量選拔那些相對年輕、有研發(fā)經(jīng)驗與經(jīng)歷的技術(shù)董事進入董事團隊。聘任董事應(yīng)注重董事的受教育程度和技術(shù)背景，提高董事會中具備科學(xué)工程背景以及研發(fā)工作背景的董事所占比重。

（2）女性董事對研發(fā)投入更為謹慎和保守，更傾向于風(fēng)險厭惡。在科技型企業(yè)中應(yīng)增強缺乏技術(shù)背景的女性董事的研發(fā)創(chuàng)新意識，鼓勵女性董事與技術(shù)人員的溝通交流，把握與本企業(yè)相關(guān)研發(fā)的特點和技術(shù)發(fā)展趨勢，在增加研發(fā)投入的同時，也能夠控制研發(fā)的風(fēng)險。

（3）建立與企業(yè)研發(fā)投入戰(zhàn)略收益相匹配的透明激勵機制。技術(shù)董事薪酬激勵越大，企業(yè)的研發(fā)投入越大。實際物質(zhì)報酬對技術(shù)董事更具有吸引力，同時可能易引發(fā)短期行為、損害股東權(quán)益等行為，應(yīng)有效避免技術(shù)董事因過高的薪酬而增加在職消費只注重短期效益，為自身謀取私利所產(chǎn)生的一些機會主義行為。可選擇在利用公司業(yè)績績效增加董事報酬的同時仔細分析所增加報酬的邊際價值，會不會沒有發(fā)揮積極的激勵作用，建立與企業(yè)研發(fā)投入戰(zhàn)略收益相匹配的短期與長期相結(jié)合的薪酬機制。

（4）股權(quán)激勵是基于股東價值的董事薪酬，是一種改進的公司治理方法。對于科技型上市企業(yè)的股權(quán)激勵如何操作應(yīng)明確其步驟方法。第一，明確科技型上市公司戰(zhàn)略和激勵目標。股權(quán)激勵的目標應(yīng)是提高公司對核心科研人才的吸引力，鼓勵技術(shù)人才在企業(yè)內(nèi)專注進行技術(shù)創(chuàng)新及研發(fā)活動。第二，選擇激勵機制相對應(yīng)的工具和實施范圍。第三，對公司和股權(quán)的價值評估，對于科技型上市公司采用市場價值法。第四，決定授予對象的授予額度。由其公司價值和股權(quán)價值，按照公司戰(zhàn)略決定的各個崗位授予原則決定。對于科技類知識型企業(yè)，核心競爭力為技術(shù)董事，因此技術(shù)董事要給予一定的股權(quán)激勵，激發(fā)其研發(fā)熱情，但持股比例要有度，否則難以處置由于壕溝效應(yīng)形成的剝奪型公司治理行為。

（5）健全獨立董事制度，確保擁有足夠數(shù)量獨立董事。提高獨立董事的獨立性和專業(yè)性，讓獨立董事真正發(fā)揮專家董事的職能。足夠數(shù)量的獨立董事可以有效地提高董事會的獨立性及治理效率，更加客觀地判斷評估高層管理人員，探索更新企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策以及糾正一些操作違規(guī)行為。適度的獨立董事人數(shù)占比有利于保障其話語權(quán)，并將監(jiān)督及決策參與的作用發(fā)揮到極致。