【作　　者】
刘 振（副教授）

【作者单位】
（郑州航空工业管理学院会计与财务研究中心，郑州 450046）

【摘　　要】

【摘要】 本文以我国沪深两市A股上市公司为样本，运用多元回归分析模型，实证分析了研发投资强度对公司财务绩效的直接影响，以及董事会特征对研发投资强度与公司财务绩效之间关系的调节效应。实证研究结果表明：在全样本企业和非国有控股企业，研发投资强度对公司财务绩效呈显著的正向影响；在国有控股企业，研发投资强度对公司财务绩效的影响不显著。在全样本企业和非国有控股企业，董事会规模、独立董事独立性和董事会会议次数对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有显著的正向调节作用，董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有显著的“倒U型”调节作用；在国有控股企业，董事会规模、独立董事占比、董事会持股比例和董事会会议次数对研发投资强度与公司财务绩效之间关系的调节作用不显著。
【关键词】 董事会特征；研发投资强度；公司财务绩效

一、引言
研发投资是公司价值创造的主要驱动力，使企业获得区别于其他竞争对手的优势，提升企业的获利能力，但是研发投资具有高风险性和高失败率，拥有公司研发投资和资源配置自由裁量权的管理者，在信息不对称和契约不完备的情况下，存在牺牲股东利益、实现自身最大化效用的机会主义行为，导致研发投资的非效率。研发投资的非效率主要根源于内部控制系统功能的失灵。
公司治理理论认为，在监控和约束管理者行为中，一个运行良好的公司治理机制发挥着重要的作用，能够遏制管理者追求无效战略。董事会作为公司主要治理机制之一，不仅影响公司战略的选择和实施，而且能够对管理者行为进行有效监管，所以有关董事会对公司绩效治理效应的研究，一直是国内外学者研究的热点领域。目前国内外研究主要集中在研发投资和董事会对公司绩效的直接影响，但是关于董事会对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应的研究较少。虽然麦格翰尼等研究了董事会对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节作用，但是忽视了不同性质企业董事会对研发投资绩效治理作用的差异。基于此，为了揭示在不同性质企业，董事会对公司研发投资绩效治理效果的差异性，本文对国有控股企业和非国有控股企业进行了区别研究。
二、理论分析与研究假设
创新理论认为，研发投资是企业进行自主技术创新的关键环节，是提升企业竞争力的主要源泉及企业实现可持续发展的重要条件，是公司价值创造的主要驱动力，使企业获得良好的增长机会，能够形成市场竞争障碍性的阻绝机制，提升企业的获利能力。研发投资一旦获得成功，将给公司带来巨额的技术垄断收益。托伊瓦宁等、麦格翰尼、陈超等国内外学者研究发现，企业研发投资对公司绩效具有显著的正向影响。基于上述分析，本文提出以下研究假设：
假设1：研发投资强度对公司财务绩效具有正向影响。
资源富裕理论认为，董事会规模越大，不仅越能够集聚具有不同领域专业知识的董事，而且在履行董事会监督职能等方面，多样性的董事会卓有成效，并且拥有广泛技能、知识、经验和教育背景的董事会有利于做出更好的决策。大规模董事会不仅能够通过对管理者行为进行有效的监督，矫正管理者研发投资非效率行为，而且能够通过自身专业技能参与或帮助管理者提升研发绩效。但是组织行为理论认为，大规模董事会不仅存在组织、沟通和协调困难，而且存在“搭便车”问题，甚至随着董事会成员的增加，组织内部容易产生派系和相互竞争的利益联盟，不仅难以对管理者进行有效的监督，反而降低公司研发投资绩效。组织规模折衷理论认为，董事会存在一个合理的规模，既不能太大，也不能太小。当董事会规模处于合理范围内，董事会对企业研发投资绩效的治理具有规模递增效应；当董事会规模超出合理范围后，董事会对企业研发投资绩效的治理具有规模递减效应。基于上述分析，本文提出以下研究假设：
假设2A：董事会规模对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有正向调节作用。
假设2B：董事会规模对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有负向调节作用。
假设2C：董事会规模对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有非线性调节作用。
公司治理理论认为，独立董事是缓解代理问题、遏制管理者机会主义行为的重要公司治理机制之一，独立董事能够直接或间接地影响研发投资强度与公司财务绩效的关系。在公司战略选择和资源配置等重大问题上，独立董事作为独立于公司管理层的监督人员，为了维护自身在人力资本市场上的声誉，会积极履行职责，能够比较公正、客观地发表意见，做出对股东利益有利的研发投资决策，高比例的独立董事能够有效地降低由两权分离所引发的代理成本，能够对管理者研发决策潜在的机会主义行为进行有效的监督。资源依赖理论进一步认为，组织的生存、发展和成功取决于其从外部环境获取关键资源的能力。独立董事可以为公司研发决策提供有价值的输入，如信息、知识和技能等。在公司研发投资的战略选择过程中，拥有相关信息资源、工作经验和专业知识等稀缺资源的独立董事，能够帮助公司提升研发投资决策的科学性；在公司研发投资的战略实施过程中，拥有相关专业技能等稀缺资源的独立董事能够帮助公司提高研发投资效率。基于上述分析，本文提出以下研究假设：
假设3：董事会独立性对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有正向调节作用。
代理理论认为，拥有公司股权的董事会成员能够与股东结成利益联盟，拥有对管理者机会主义行为进行有效监督的强大动力，因为管理者的决策影响他们自身的利益和财富。为了防止管理者决策的机会主义行为，确保股东的利益最大化，持有大量公司股票的董事会成员不仅对管理者的决策更加警惕，而且有加强对管理者的决策进行监督控制的兴趣。 布斯等认为，当董事会成员拥有相当多公司股权时，在监控管理决策时他们变得更加警惕，因为这些决策影响他们自己的财富。布雷克利等进一步认为，为确保公司高效运行，拥有公司股权的董事会成员有强大的监控经理人行为的动机。基于上述分析，本文提出以下研究假设：
假设4：董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有正向调节作用。
董事会会议次数是衡量董事会活动强度的指标和董事会勤奋的指标，有效的董事会会议是董事会成功履行任务必不可少的条件。利普顿和洛尔施认为，董事会会议次数越多，表明董事会越积极和越有效，频繁和定期地开会，董事会更有可能履行符合股东利益的职责，会提高董事会效率与公司业绩。瓦费斯认为，为获得更好的治理作用，调整董事会的会议频率比改变董事会的构成或企业的所有权结构会更容易，而且成本更低。董事会经常开会可以确保投资研发活动和提高公司长期绩效等战略决策的有效性。基于上述分析，本文提出以下研究假设：
假设5：董事会会议次数对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有正向调节作用。
三、研究设计
（一）模型设计与变量定义
根据研究假设，本文设计了研发投资强度对公司财务绩效的直接影响关系模型（1）、董事会特征对研发投资强度与公司财务绩效之间关系的调节效应模型（2）。借鉴麦格翰尼的研究思路，运用董事会特征与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的影响，反映董事会特征对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应。
ROA=β0+β1RDasset+β2CEO_ifshare+β3Financial_lev+β4LnAsset+β5LnRevenue+β6LnEmployee+∑Yearj+∑Indum+ψ （1）
ROA=α0+α1RDasset×Board_size+α2RDasset×Board_struc+α3RDasset×Board_share+α4RDasset×Board_share2+α5RDasset×Board_meet+α6CEO_ifshare+α7Financial_lev+α8LnAsset+α9LnRevenue+α10LnEmployee+∑Yearj+∑Indum+ε （2）
在模型（1）和模型（2）中，被解释变量为ROA；测试变量为RDasset、RDasset×Board_size、RDasset×Board_struc、RDasset×Board_share、RDasset×Board_share2和RDasset×Board_meet；控制变量为CEO_ifshare、Financial_lev、LnAsset、LnRevenue、LnEmployee、Yearj和Indum。其中：Yearj为2007 ~　2013年的年度变量；Indum为行业类别；α0和β0为常数项，α1 ~　α15和β1 ~　β６为回归系数，ε和ψ为残差项。各变量名称、符号和定义的详细内容见表1。
被解释变量：本文对公司财务绩效变量的选择，借鉴了刘振（2014）等的指标设计，采用当期总资产报酬率（ROA）。
测试变量：研发投资强度指标借鉴了刘振（2014）等的指标设计，在模型中采用了研发支出占期末总资产的比例（RDasset）。在进行稳健性检验时，采用了研发支出占期总营业收入的比例（RDrevenue）；为了检验董事会规模、董事会持股、董事会独立性和董事会会议对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节作用，本文借鉴了麦格翰尼等的变量设计，分别选取董事会规模与研发投资强度交乘项、董事会持股比例与研发投资强度交乘项、独立董事占比与研发投资强度交乘项、董事会会议次数与研发投资强度交乘项。
控制变量：本文借鉴了麦格翰尼和刘振（2014）等的指标设计。高管激励理论认为，CEO持股能够激励CEO提升公司绩效，故在模型中选取了CEO是否持股指标（CEO_ifshare）。财务理论认为，公司负债对公司绩效具有杠杆作用，合理的资本结构能够放大普通股每股收益，故在模型中引入财务杠杆变量（Financial_lev）。经济学认为，公司规模对公司绩效的影响具有规模递增、规模不变和规模递减三种情况，为了更全面地揭示公司规模对公司绩效的影响，在模型中同时引入公司资产规模（LnAsset）、营业收入规模（LnRevenue）和员工规模（LnEmployee）三个变量。为了揭示不同行业获利状况和不同年份经济景气情况对公司绩效的影响，在模型中对行业（Indum）与年度（Yearj）进行了控制。
（二）研究样本与数据来源
本文研究样本来自2008 ~ 2013年中国A股上市公司，并对研究样本进行了合理的筛选，其步骤如下：首先，选择中国A股上市公司年报附注中披露研发支出数据的公司。其次，剔除金融类公司及ST、∗ST公司，并剔除数据缺失的上市公司。再次，对于连续变量，运用箱线图探测其是否存在极端值，对于出现极端值的变量，进行缩尾处理，其中Board_sizet变量双边缩尾8%，ROA、LnCEO_sal变量双边缩尾5%，Board_structuret变量双边缩尾2%；RDasset、Board_share、Board_meet、Financial_lev、LnRevenue和LnEmployee变量缩上尾5%；Lnasset变量缩上尾3%。最后，获取总样本数1 705个，其中，国有控股企业样本数为778个、非国有控股企业样本数为927个。主要数据来源于CSMAR数据库、WIND数据库以及证监会所指定的网站和中国证券报等，并抽取部分样本数据与上市公司年报进行核对，对错误数据进行了修正。
四、实证分析
（一）描述性统计
运用Stata12.1软件，对样本主要变量进行描述性统计运算，其结果见表2。
表2第三行显示。全样本企业总资产报酬率（ROA）的均值为0.047，标准差为0.063；国有控股企业总资产报酬率的平均值为0.037，小于非国有控股企业的0.056，说明非国有控股企业平均收益比国有控股企业的高。表2第四行显示：全样本企业研发投资强度（RDasset）均值为0.013，标准差为0.017；国有控股企业研发投资强度的平均值为0.011，小于非国有控股企业的0.015，说明非国有控股企业平均研发强度比国有控股企业的高。表2第五行显示：全样本企业董事会规模（Board_size）的均值为8.896，标准差为1.827；国有控股企业董事会规模的平均值为9.491，大于非国有控股企业的8.395，说明非国有控股企业董事会平均规模比国有控股企业的低。表2第六行显示，全样本企业董事会持股比例（Board_share）均值为0.117，标准差为0.198；国有控股企业董事会持股比例的平均值为0.005，远远小于非国有控股企业的0.211，说明非国有控股企业平均董事会持股比例远比国有控股企业的高。表2第七行显示：全样本企业独立董事占比（Board_struc）均值为0.372，标准差为0.064；国有控股企业独立董事占比的平均值为0.370，略微小于非国有控股企业的0.373，说明非国有控股企业平均独立董事占比比国有控股企业的略高。表2第八行显示，全样本企业董事会会议次数（Board_meet）均值为9.289，标准差为3.518；国有控股企业董事会会议次数的平均值为8.942，小于非国有控股企业的9.579，说明非国有控股企业董事会会议平均次数比国有控股企业的高。
从总体上来看，在中国A股上市公司中，国有与非国有控股企业的财务绩效存在较大的差异，其差异产生的原因，可能来自不同性质企业研发投资强度以及董事会治理差异对公司财务绩效的影响。
（二）回归分析
运用Stata12.1分析软件，采用多元回归分析模型和普通最小二乘法（OLS）进行回归分析，结果见表3。
1. 研发投资强度对公司财务绩效的影响检验。表3模型1、模型6和模型11为研发投资强度（RDasset）对公司财务绩效（ROA）的影响模型。在全样本企业，研发投资强度对公司财务绩效的回归系数为0.219，并且在1%水平上显著，说明在全样本企业，研发投资强度对公司财务绩效具有显著的正向影响，假设1通过检验。在国有控股企业，研发投资强度对公司财务绩效的回归系数为0.124，但关系不显著，假设1在国有控股企业没有通过检验。在非国有控股企业，研发投资强度对公司财务绩效的回归系数为0.339，并且在1%水平上显著，说明在非国有控股企业，研发投资强度对公司财务绩效具有显著的正向影响，假设1通过检验。国有控股企业与非国有控股企业研发投资强度对公司财务绩效影响的差异性，说明非国有控股企业研发投资效率高，而国有控股企业研发投资效率低等，主要根源于非国有控股企业与国有控股企业治理效应的差异。
2. 董事会规模对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应检验。表3模型2、模型7和模型12为董事会规模对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应模型。在全样本企业，董事会规模与研发投资强度的交乘项（RDasset×Board_size）对公司财务绩效（ROA）的回归系数为0.026 9，并在1%水平上显著，假设2A通过了检验，并且研究结论与麦格翰尼的结论相反。在国有控股企业，董事会规模与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为0.018 3，但关系不显著，说明在国有控股企业，董事会规模对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节作用不显著。假设2A在国有控股企业没有通过检验，主要是因为在国有控股企业，董事会大部分成员来自政府安排，在提升公司研发投资绩效方面，董事会成员缺乏相关的技能、知识和经验等，难以发挥董事会监督和决策的规模效应。在非国有控股企业，董事会规模与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为0.041 9，并在1%水平上显著，说明在非国有控股企业，董事会规模对研发投资强度与公司财务绩效关系具有显著的正向调节作用。假设2A在非国有控股企业通过了检验，因为非国有控股企业不仅能够集聚不同领域专业知识的董事，而且从自身利益出发，在提升公司研发投资绩效方面能够有效发挥董事会监督和决策的规模效应。
3. 董事会独立性对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应检验。表3模型3、模型8和模型13为董事会独立性对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应模型。在全样本企业，独立董事比例与研发投资强度的交乘项（RDasset×Board_struc）对公司财务绩效（ROA）的回归系数为0.437，并在1%水平上显著，假设3通过了检验。在国有控股企业，独立董事比例与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为0.066 5，但关系不显著，说明在国有控股企业，独立董事比例对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节作用不显著。假设3在国有控股企业没有通过检验，主要是因为国有控股企业的独立董事大部分为感谢董事长或总经理的聘请、续聘和高薪的“人情董事”（何强、陈松，2009），他们在履行独立董事职责时既不“独立”，也不“懂事”，对管理者研发活动的决策和实施不仅缺乏监管动力，而且缺乏监管能力。在非国有控股企业，独立董事比例与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为0.845，并在1%水平上显著，说明在非国有控股企业，独立董事占比对研发投资强度与公司财务绩效关系具有显著的正向调节作用，假设3在非国有控股企业通过了检验。本文研究进一步验证了麦格翰尼的结论，主要是因为非国有控股企业中大股东或控股股东从自身利益最大化考虑，在独立董事聘任上首选有能力的独立董事，而且独立董事为了维护自身在人力资本市场上的声誉，会积极履行职责，高比例的独立董事能够对管理者研发决策潜在的机会主义行为进行有效的监督。
4. 董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应检验。表3模型4、模型9和模型14为董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应模型。在全样本企业，董事会持股比例与研发投资强度的交乘项（RDasset×Board_share）、董事会持股比例平方与研发投资强度的交乘项（RDasset×Board_share2）对公司财务绩效（ROA）的回归系数分别为3.294和-5.550，并且均在1%水平上显著，说明董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效的关系具有“倒U型”调节作用，假设4没有通过检验。在国有控股企业，董事会持股比例与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为4.987，但关系不显著，说明在国有控股企业，董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节作用不显著。假设4没有通过检验，主要是因为国有控股企业中董事会成员持股比例较低，这对董事会成员激励不足，难以与股东结成利益联盟，对公司研发投资绩效的治理效用难以实现。在非国有控股企业，董事会持股比例与研发投资强度的交乘项、董事会持股比例平方与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数分别为2.967和-4.856，并且均在1%水平上显著，说明董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效之间关系具有显著的“倒U型”调节作用。假设4没有通过检验，说明在非国有控股企业，董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效的关系具有区间调节作用，即董事会在不同持股比例区间对公司研发投资绩效具有非线性调节作用。
5. 董事会会议次数对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应检验。表3模型5、模型10和模型15为董事会会议次数对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应模型。在全样本企业，董事会会议次数与研发投资强度的交乘项（RDasset×Board_meet）对公司财务绩效的回归系数为0.019 6，并在5%水平上显著，说明董事会会议次数对研发投资强度与公司财务绩效关系具有正向调节作用，假设5通过了验证。本文的研究与麦格翰尼的结论一致。在国有控股企业，董事会会议次数与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为0.008 1，但关系不显著，说明董事会会议次数对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节作用不显著。假设5在国有控股企业没有通过检验，可能是因为国有控股企业脱胎于政府部门的管理模式，董事会会议难以摆脱“文山会海”的形式主义。在非国有控股企业，独立董事比例与研发投资强度的交乘项对公司财务绩效的回归系数为0.031 7，并在1%水平上显著，说明董事会会议次数对研发投资强度与公司财务绩效的关系具有正向调节作用，假设5在非国有控股企业通过了检验。本文研究进一步验证了麦格翰尼的结论，主要是因为非国有控股企业在追求董事会会议效率的前提下，董事会会议次数越多，越有可能履行符合股东利益的职责，从而进一步提高公司研发绩效。
五、稳健性检验
为了检验上述研究结论的可靠性，本文做了以下稳健性检验：在上述多元回归分析模型的基础上，用研发支出占营业收入的比例（RDrevenue）指标替换研发支出占期末资产总额的比例（RDasset）指标，并且替换相关交乘项指标，分别采用董事会规模与研发投资强度的交乘项（RDrevenue×Board_size）、董事会独立性与研发投资强度的交乘项（RDrevenue×Board_struc）、董事会持股比例与研发投资强度的交乘项（RDrevenue×Board_share）、董事会持股比例平方与研发投资强度的交乘项（RDrevenue×Board_share2）和董事会会议次数与研发投资强度的交乘项（RDrevenue×Board_meet）。同样采用普通最小二乘法（OLS），分别对2007 ~ 2013年中国A股上市公司样本进行回归分析，回归结果见表4，回归结果与上述研究结论基本一致，说明上述研究结论具有较强的稳健性。
六、建议
基于本文研究结论，提出如下建议：
1. 要优化国有控股企业的公司治理效应。在国有控股企业，不仅研发投资强度对公司财务绩效的影响不显著，而且董事会特征对研发投资强度与公司财务绩效关系的调节效应也不显著。要优化国有控股企业董事会的治理效果，矫正公司研发投资的非效率，必须打破董事会成员选拔的政府安排机制、提高董事会成员的持股比例、强化独立董事聘任的竞争机制和克服董事会会议的形式主义。
2. 要发挥非国有控股企业的公司治理效应。在非国有控股企业，不仅研发投资强度对公司财务绩效具有显著的正向影响，而且除董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效关系具有显著的“倒U型”调节作用外，董事会规模、董事会独立性和董事会会议对研发投资强度与公司财务绩效关系具有显著的正向调节作用。要进一步发挥非国有控股企业的公司治理效应，提升公司研发投资效率，可适当扩大董事会规模、提高独立董事比例和增加董事会会议次数，并且将董事会持股比例控制在合理范围，充分发挥董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效关系的正向调节作用，克服董事会持股比例对研发投资强度与公司财务绩效关系的负向调节作用。
主要参考文献
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