童 梓

董事會(huì)特征、研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效

童 梓

(湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖南長(zhǎng)沙 410006)

以滬深主板和創(chuàng)業(yè)板2012—2015連續(xù)四年披露研發(fā)費(fèi)用信息的企業(yè)為研究對(duì)象,主要采用理論和實(shí)證分析相結(jié)合的方法,發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對(duì)滯后兩年左右的企業(yè)績(jī)效有促進(jìn)作用,這種作用在高技術(shù)企業(yè)更為明顯.引入董事會(huì)特征后發(fā)現(xiàn),高技術(shù)企業(yè)獨(dú)立董事比例對(duì)研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系有負(fù)向影響,而這種影響在非高技術(shù)企業(yè)中并不存在.

研發(fā)投入;企業(yè)績(jī)效;董事會(huì)獨(dú)立性;調(diào)節(jié)作用

1 研究背景

1.1 研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效

對(duì)于研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系,國(guó)內(nèi)外學(xué)者已展開(kāi)了一定的研究,研究結(jié)果基本表明兩者具有正相關(guān)關(guān)系.在1977年,Hershey和Weygand發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度和市場(chǎng)績(jī)效顯著正相關(guān),并且其影響可以持續(xù)5~10年[1]326-350.Hu,A．-和Jefferson (2003)的研究再次印證了Hershey和Weygand的觀點(diǎn),而且證明這種正相關(guān)關(guān)系具有行業(yè)差異性[2]51-55.Hiseh等(2003)以1975—1996年間美國(guó)醫(yī)藥業(yè)和化學(xué)行業(yè)的數(shù)據(jù)為樣本,也得出相同的結(jié)論[3]35-37.王蕾(2013)[4]98-101、何強(qiáng)(2012)[5]87-95、金穎(2008)[6]14-25和楊帆(2014)[7]238的研究都得出了相同的結(jié)論.

另一方面,許多學(xué)者研究指出研發(fā)投入對(duì)于企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用不具有同時(shí)性.辛云峰(2009)的研究表明企業(yè)在前期投入的研發(fā)支出能夠提高當(dāng)期的績(jī)效水平[8]70-73,張儉等(2014)的研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出與績(jī)效水平之間的時(shí)滯大概一到兩年[9]51-53.

1.2 董事會(huì)特征、研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效

一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境可能對(duì)研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系產(chǎn)生較大影響,并嘗試分析董事會(huì)特征對(duì)其影響.Chung,Wright和Kedia(2003)發(fā)現(xiàn)董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)兩者關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用[10]238,Wright和Kroll(2002)發(fā)現(xiàn)獨(dú)立的外部董事影響研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的強(qiáng)度[11]599-608.

2 研究假設(shè)提出

研發(fā)投入形成的科研成果帶來(lái)技術(shù)創(chuàng)新,具有壟斷性和排他性的技術(shù)能使企業(yè)具有持續(xù)性的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),研發(fā)支出的增加將使得企業(yè)績(jī)效提升.然而研發(fā)活動(dòng)本身又往往受理論和技術(shù)發(fā)展的約束,成功具有很大偶然性;另外研發(fā)活動(dòng)的效率還受多種因素的影響,所以研發(fā)投入為企業(yè)帶來(lái)的效益往往具有滯后性.綜合以上敘述,提出本文第一條假設(shè):

H1:加大研發(fā)投入的指出能夠提高企業(yè)績(jī)效,但績(jī)效的提高具有滯后性.

獨(dú)立董事的設(shè)立緩解了股東和管理層內(nèi)部控制而損害企業(yè)整體利益的問(wèn)題.企業(yè)獨(dú)立董事越多,董事會(huì)就越能公正客觀履行監(jiān)督職能,更有助于企業(yè)在研發(fā)投資上作出符合股東利益的決策.另一方面,獨(dú)立董事一般是某些技術(shù)領(lǐng)域的專家,擁有專業(yè)知識(shí)能力和社會(huì)外部資源.故公司擁有的獨(dú)立董事越多,就越能做出合理的戰(zhàn)略決策.本文提出第二條假設(shè):

H2:企業(yè)的獨(dú)立董事比例越高,研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng).

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 變量選取

3.1.1 被解釋變量

回顧國(guó)內(nèi)外已有的研究,結(jié)合我國(guó)的實(shí)際情況,本文選取總資產(chǎn)收益率(ROA)來(lái)衡量企業(yè)績(jī)效.ROA等于凈利潤(rùn)除以平均總資產(chǎn),表示企業(yè)全部資產(chǎn)的獲利能力,總資產(chǎn)ROA越高,獲利能力越強(qiáng),企業(yè)績(jī)效也隨之提升.

3.1.2 解釋變量

①研發(fā)投入

參考以前學(xué)者文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,本文選取研發(fā)投入與總資產(chǎn)比值作為研發(fā)投入衡量指標(biāo),記為研發(fā)投入強(qiáng)度.因?yàn)楸疚牡难芯考僭O(shè)1需要驗(yàn)證研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是否有滯后效應(yīng),所以本文增加了研發(fā)投入強(qiáng)度的滯后項(xiàng):2015年當(dāng)年的研發(fā)投入強(qiáng)度記為RD_00,滯后一期、滯后兩期和滯后三期的研發(fā)投入強(qiáng)度分別記為RD_01、RD_02和RD_03.

②董事會(huì)特征

承接前人的研究,選取獨(dú)立董事與董事會(huì)總?cè)藬?shù)衡量董事會(huì)獨(dú)立性,標(biāo)記為B_INDEPENDENT.

3.1.3 控制變量

在參考以前學(xué)者研究的成果的基礎(chǔ)上,本文選取企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)和行業(yè)三個(gè)變量作為控制變量.以總資產(chǎn)來(lái)衡量企業(yè)規(guī)模,標(biāo)記為ASSET;以資產(chǎn)負(fù)債率來(lái)衡量資本結(jié)構(gòu),標(biāo)記為L(zhǎng)EV;以虛擬變量來(lái)反應(yīng)行業(yè)狀況,并按照中國(guó)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)庫(kù)對(duì)高技術(shù)行業(yè)的劃分(當(dāng)企業(yè)屬于高技術(shù)行業(yè),虛擬變量值為1,否則,變量值為0),該變量標(biāo)記為INDUSTRY.

3.2 樣本數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2015年滬深兩市主板和創(chuàng)業(yè)板披露了研發(fā)投入信息的企業(yè)作為研究樣本,并做了以下處理:剔除ST以及?ST上市公司、金融行業(yè),以及數(shù)據(jù)缺失的企業(yè).篩選之后最終得到691家樣本企業(yè),最終本文樣本數(shù)據(jù)為691家企業(yè)2015年的截面數(shù)據(jù).

本文研發(fā)投入企業(yè)資本化和費(fèi)用化研發(fā)費(fèi)用總和,資本化研發(fā)投入為“開(kāi)發(fā)支出”本期發(fā)生額,費(fèi)用化研發(fā)投入在管理費(fèi)用明細(xì)列示.研發(fā)費(fèi)用和其他數(shù)據(jù)都來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù),經(jīng)過(guò)分析、計(jì)算整理后獲得,缺失的研發(fā)投入和部分其他數(shù)據(jù)手工翻閱企業(yè)年度財(cái)務(wù)報(bào)告.

本文數(shù)據(jù)處理采用Excel,數(shù)據(jù)分析采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews9．0及Stata14．0.

3.3 統(tǒng)計(jì)描述

表1 變量統(tǒng)計(jì)描述

從表1可以看出,四年的研發(fā)強(qiáng)度最大值為0.399404,最小值為0,不同企業(yè)間研發(fā)活動(dòng)投入差異較大;隨著時(shí)間推移,研發(fā)投入強(qiáng)度標(biāo)準(zhǔn)差在縮小,隨著經(jīng)營(yíng)的成熟和認(rèn)識(shí)的提高,企業(yè)之間對(duì)研發(fā)投入的差距在縮小.四年的研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效ROA均成正相關(guān),并且滯后兩期的研發(fā)強(qiáng)度與ROA相關(guān)關(guān)系最強(qiáng),這一定程度上反映了二者之間的時(shí)滯性.

董事會(huì)特征方面,董事會(huì)人數(shù)在4~18之間,中位數(shù)和均值在9附近,說(shuō)明我國(guó)上市企業(yè)董事會(huì)人數(shù)大多數(shù)在9人左右.獨(dú)立董事比例中位數(shù)0.363636,均值0.376773,接近但略高于我國(guó)公司法規(guī)定的三分之一.

3.4 模型構(gòu)建

根據(jù)本文研究假設(shè)和目的,本文構(gòu)建如下三個(gè)回歸模型:

模型1:

ROA＝α＋β1In(ASSET)＋β2LEV＋β3INDUSTRY＋β4RD_0i＋εi

模型2:

ROA＝α＋β1In(ASSET)＋β2LEV＋β3INDUSTRY＋β4RD_0i＋β5B_Features＋εi

模型3:

ROA＝α＋β1In(ASSET)＋β2LEV＋β3INDUSTRY＋β4RD_0i＋β5B_Features＋β6RD0i?B_Features＋εi

模型中β為解釋變量回歸系數(shù),B_Features表示董事會(huì)特征,RD_0i?B_Featrues表示董事會(huì)特征與研發(fā)投入的交叉項(xiàng).模型1用來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)1,即檢驗(yàn)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用和這種作用的滯后性;模型2和模型3分別引入董事會(huì)特征和董事會(huì)特征與研發(fā)投入的交叉項(xiàng),用來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)2,檢驗(yàn)董事會(huì)特征是否為研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)變量.

本文的實(shí)證分為以下幾步:

第一步:將RD_00、RD_01、RD_02、RD

_03分別代入模型1,觀察的系數(shù)是否顯著且符合經(jīng)濟(jì)意義;

對(duì)每個(gè)單獨(dú)的董事會(huì)特征變量,需經(jīng)過(guò)以下實(shí)證分析:

第二步:將四個(gè)董事會(huì)特征變量分別帶入模型2,若顯著,表示該董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)績(jī)效有直接影響;

第三步:將董事會(huì)特征與研發(fā)投入交叉項(xiàng)帶入模型3,若交叉項(xiàng)系數(shù)顯著,表明該董事會(huì)特征對(duì)研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用,董事會(huì)特征是兩者關(guān)系的純調(diào)節(jié)變量.

第四步:若某董事會(huì)特征變量第二步與第三步都不顯著,則將該董事會(huì)特征進(jìn)行分組后分別回歸,檢驗(yàn)兩次回歸的回歸系數(shù)是否有顯著差異,若存在顯著差異,表明該董事會(huì)特征是研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的同質(zhì)調(diào)節(jié)變量.

第五步:為了檢驗(yàn)高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)企業(yè)中,董事會(huì)特征對(duì)研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用是否有差異,把樣本數(shù)據(jù)按照高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)企業(yè)進(jìn)行分組,通過(guò)分組回歸驗(yàn)證是否具有差異性.

純調(diào)劑變量影響預(yù)測(cè)變量與因變量之間關(guān)系的形態(tài)或方向,改變斜率;同質(zhì)調(diào)節(jié)變量影響因果關(guān)系的強(qiáng)度,不同組之間因果關(guān)系強(qiáng)度不同.

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)關(guān)系

根據(jù)之前構(gòu)建的模型1,分別將研發(fā)投入強(qiáng)度及其滯后項(xiàng)分別帶入模型,形成無(wú)滯后、滯后一期、滯后兩期和滯后三期的模型.為使結(jié)果更可信,最后將四期的研發(fā)投入強(qiáng)度帶入模型1,觀察四期研發(fā)投入強(qiáng)度系數(shù)差異.結(jié)果如下:

資產(chǎn)規(guī)模越大,企業(yè)績(jī)效傾向于越好,而資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)企業(yè)績(jī)效有負(fù)向影響,說(shuō)明企業(yè)負(fù)債越多,越會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響,這可能是因?yàn)樨?fù)債增加了企業(yè)的資金成本.

研發(fā)投入對(duì)滯后一期、兩期和三期的企業(yè)績(jī)效都有正向影響,但對(duì)滯后兩期的企業(yè)績(jī)效影響最大.從而假設(shè)1得到證實(shí),且確定最優(yōu)的滯后期為2年.

另外,按照INDUSTRY＝1(高技術(shù)企業(yè))和INDUSTRY＝0(非高技術(shù)企業(yè))將數(shù)據(jù)分為兩組,分別做模型1-3的回歸,結(jié)果如下:

表2 研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效分組回歸結(jié)果

從表2可以看出,高技術(shù)企業(yè)和非高技術(shù)企業(yè)回歸模型擬合優(yōu)度都比較好,研發(fā)投入強(qiáng)度的系數(shù)顯著為正數(shù),而且在高技術(shù)企業(yè)中更加明顯.

4.2 董事比例、研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效

將獨(dú)立董事比例B_INDEPENDENT分別引入模型2和模型3,結(jié)果如下.

表3 獨(dú)立董事比例、研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效回歸結(jié)果

從表3可以看出,模型2-2中,研發(fā)投入RD_ 02的回歸系數(shù)顯著為正,但獨(dú)立董事比例并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn),所以獨(dú)立董事比例對(duì)企業(yè)績(jī)效沒(méi)有直接影響;模型3-2中,獨(dú)立董事比例與研發(fā)投入強(qiáng)度的交叉項(xiàng)系數(shù)為正,并且在0.10的顯著水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),但是引入獨(dú)立董事比例與研發(fā)投入的交叉項(xiàng)后,研發(fā)投入RD_00的回歸系數(shù)由正變成了負(fù),可見(jiàn),獨(dú)立董事比例是研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的純調(diào)節(jié)變量,但調(diào)節(jié)方向是負(fù)向的.

5 研究結(jié)論及政策建議

5.1 研究結(jié)論

本文在研究研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的基礎(chǔ)上引入董事會(huì)特征,得出以下結(jié)論.

加大研發(fā)投入有利于提高企業(yè)績(jī)效,但績(jī)效的提高具有2年左右滯后性;對(duì)于高技術(shù)企業(yè),研發(fā)投入的增加更能促進(jìn)企業(yè)績(jī)效的提升.研發(fā)活動(dòng)投入形成的創(chuàng)新結(jié)果對(duì)企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展和進(jìn)步起了重要作用,其具有一定的滯后性.高技術(shù)企業(yè)很大程度上依賴于技術(shù)創(chuàng)新,故二者的正相關(guān)關(guān)系會(huì)更顯著.

獨(dú)立董事比例對(duì)企業(yè)績(jī)效無(wú)直接影響,為研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的純調(diào)節(jié)變量,且為負(fù)方向調(diào)節(jié)的.這一結(jié)論與理論上是相反的,表明獨(dú)立董事對(duì)于研發(fā)活動(dòng)的投入并未發(fā)揮應(yīng)有作用.

5.2 政策建議

企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力越來(lái)越依賴于技術(shù)創(chuàng)新,企業(yè)決策層必須意識(shí)到研發(fā)活動(dòng)投資的重要性,做出正確的研發(fā)投資決策.目前我國(guó)的研發(fā)活動(dòng)投入相比于其他國(guó)家還比較低,企業(yè)缺少資金來(lái)源.國(guó)家對(duì)研發(fā)投入較高的企業(yè),要加大扶持力度,為企業(yè)研發(fā)活動(dòng)提供更多的支持.

[1]Hirschey,Weygandt．Amortization Policy for Advertising and Research andDevelopment Expenditures[J]．Journal of Accounting Research．1985,23(1)．

[2]袁江麗．我國(guó)上市公司研發(fā)投入與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性研究[D]．西安:西安電子科技大學(xué),2010．

[3]韋魯已．高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)業(yè)績(jī)相關(guān)性的實(shí)證研究[D]．天津:天津理工大學(xué),2010．

[4]王蕾．研發(fā)支出與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性研究[D]．大連:東北財(cái)經(jīng)大學(xué),2013．

[5]何強(qiáng),陳松．董事會(huì)運(yùn)作,研發(fā)投入與公司績(jī)效—基于中國(guó)制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)分析[J]．山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2012(5)．

[6]金穎．關(guān)于高新技術(shù)上市公司R&D投入與績(jī)效的文獻(xiàn)綜述[J]．無(wú)錫商業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào),2008(6)．

[7]楊帆．研發(fā)支出與企業(yè)績(jī)效的文獻(xiàn)綜述[J]．時(shí)代金融,2014(2)．

[8]辛云峰．研發(fā)支出、企業(yè)績(jī)效與市場(chǎng)反應(yīng)—基于中國(guó)中小企業(yè)板和創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)證研究[D]．北京:財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所,2013．

[9]朱朝暉．董事會(huì)結(jié)構(gòu)特征對(duì)R&D投資與上市公司財(cái)務(wù)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用研究[D]．杭州:浙江工商大學(xué),2013．

[10]Kee H．Chung,Peter Wright,Ben Kedia．Corporate governance and market valuation of capital and R&D investments[J]．Review of Financial Economics．2013(2)．

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(編校 左葛生)

F272.7

A

1673-0313(2017)04-0114-04

2017-05-14

2014年湖南省教育廳科學(xué)研究項(xiàng)目“金融服務(wù)功能視角下區(qū)域金融深化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間耦合關(guān)系研究”(項(xiàng)目編號(hào):14B031)研究成果.

童梓(1987—),女,湖北黃岡人,助教,碩士,從事企業(yè)金融研究.