魏彥杰，丁怡帆，曹慧平

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

引 言

2021年兩會工作報告指出：“要打好關(guān)鍵核心技術(shù)攻堅戰(zhàn)，制定實施基礎(chǔ)研究十年行動方案，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，激發(fā)人才創(chuàng)新活力，完善科技創(chuàng)新體制機制。”研發(fā)投入為企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略貢獻了重要力量，也是提高企業(yè)競爭力的主要因素[1]。Wind數(shù)據(jù)庫顯示，中國企業(yè)的研發(fā)投入一直處于較低的狀態(tài)，2019年研發(fā)投入占營業(yè)收入超過20%的A股上市企業(yè)不足100家，且企業(yè)之間的研發(fā)投入差距較大。高階梯隊理論認為，企業(yè)研發(fā)投入高度依賴于企業(yè)高管的決策能力，管理者特質(zhì)會干擾企業(yè)經(jīng)營決策行為，進而對企業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生影響[2]。因此，深入研究企業(yè)研發(fā)投入的影響因素及作用機制，對完善企業(yè)治理系統(tǒng)、推動我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的實施具有重要的意義。

企業(yè)的研發(fā)投入與管理層特征密切相關(guān)，具有較強的不確定性。現(xiàn)有文獻從董事會異質(zhì)性[3-4]、高管背景[5]、董事會獨立性[6-8]、高管的政治聯(lián)系[9]、董事的技術(shù)專長[10-11]等方面對企業(yè)研發(fā)投入的影響因素進行了廣泛探討。而董事長是企業(yè)管理團隊的核心，對企業(yè)的戰(zhàn)略決策往往起著決定性作用。有關(guān)董事長對企業(yè)研發(fā)投入的影響研究主要集中于以下幾個方面：(1)董事長的技術(shù)特質(zhì)對企業(yè)研發(fā)投入的影響[12]。研究發(fā)現(xiàn)，具有一定技術(shù)特質(zhì)的董事長往往會更注重先進科技的運用和研發(fā)的投入來提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。(2)董事長的人脈關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入的影響[13-14]。董事長與總經(jīng)理的關(guān)系越緊密，董事長與總經(jīng)理就越傾向于維護個人層面關(guān)系穩(wěn)定，從而減少公司的研發(fā)投入。而當(dāng)董事長與政府或其他企業(yè)高管聯(lián)系緊密時，會給企業(yè)的融資提供一定的幫助，緩解研發(fā)投入時的資金緊張問題。(3)董事長的任期對企業(yè)研發(fā)投入的影響[15-16]。研究發(fā)現(xiàn)，董事長任期與企業(yè)研發(fā)投入成正比，即董事長的任期越長，企業(yè)研發(fā)投入越多。

從已有文獻看，研究者對管理層特征與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系進行了較為豐富的研究，但少有文獻關(guān)注董事長海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的影響，更缺乏對其作用機制的深入分析和檢驗。改革開放以來，中國海外留學(xué)人數(shù)逐漸增加，留學(xué)歸國的人數(shù)也在迅速上升，企業(yè)越來越傾向于招聘留學(xué)歸國人員加入董事會甚至成為企業(yè)董事長。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫提供的數(shù)據(jù)，2013—2019年具有海外背景的董事長均值為0.108，表明具有海外背景的董事長在上市公司中有著一定的比例。在此背景下，研究董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的影響具有重要的現(xiàn)實意義。

2021年的兩會指出“研發(fā)要靠人才，人才創(chuàng)新是活力”。伴隨著國家和各地政府陸續(xù)推出海歸人才引進政策，每年歸國的海歸人數(shù)逐漸增長，但這些海歸人才是否為我國的發(fā)展發(fā)揮了實際作用，哪些類型的海外人才更能促進企業(yè)的創(chuàng)新能力依然是目前有待實證檢驗的問題，本研究為地區(qū)和企業(yè)引進具有海外背景的人才提供了經(jīng)驗證據(jù)，也為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展提供了具體的指導(dǎo)方向。

一、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入

高階梯隊理論認為，企業(yè)的戰(zhàn)略決策會受到內(nèi)外部環(huán)境和管理者個人特征的共同影響[4]。研發(fā)投入是一項充滿不確定性和高風(fēng)險性的長期性企業(yè)活動，在企業(yè)研發(fā)投入中企業(yè)面臨著獲取資源、分配資源等多個環(huán)節(jié)，使得企業(yè)管理層處在一個較為復(fù)雜的決策環(huán)境中。董事長作為整個企業(yè)高層的核心，其個人特征對企業(yè)的研發(fā)投入有密切聯(lián)系。但由于人的有限理性，管理者對內(nèi)外部環(huán)境的變化難以認知全面。而具有海外背景的董事長通過在海外的學(xué)習(xí)或工作獲得更多了解市場變化、掌握世界前沿管理經(jīng)驗和先進技術(shù)的機會，并且在多種文化環(huán)境下的熏陶，海歸董事長會具有更全球化的視野、更包容的心態(tài)，這些特征使他們可以更輕松地面對研發(fā)投入中的各種變化與風(fēng)險。

Rongli和Wen(2018)的研究表明，具有海外背景的董事長往往擁有高度專業(yè)化的技術(shù)、先進的管理經(jīng)驗以及多元化的視角，這使他們更擅長應(yīng)對各種風(fēng)險與突發(fā)狀況，更可以在創(chuàng)新活動中獲取資源并合理有效地分配到企業(yè)內(nèi)部[17]。Vanhonacker(2006)指出大多數(shù)具有海外經(jīng)歷的高管掌握了在國內(nèi)相對較為缺乏的技術(shù)和知識，這些高管對企業(yè)研發(fā)投入有著一定的促進作用[18]。Manso(2011)的研究發(fā)現(xiàn)，一個容忍失敗的環(huán)境對于有效的研發(fā)投入有著一定的必要性，而具有海外背景的董事長其自身更為包容的心態(tài)可以為企業(yè)營造一個更為開放、寬容的環(huán)境[19]。Mathias(2015)的研究表明，具有海外背景的高管通常對失敗有著較高容忍度，可以更好地發(fā)揮知識溢出效應(yīng)，幫助企業(yè)打造更為健全的公司管理機制，進而帶動企業(yè)的研發(fā)投入[20]。根據(jù)資源基礎(chǔ)理論，企業(yè)具有不同的資源，這些資源可以轉(zhuǎn)化為不同的能力，為企業(yè)提高競爭力[21]。具有海外背景的董事長為企業(yè)的研發(fā)投入提供了更專業(yè)的管理知識、多元的文化經(jīng)歷、更開闊的思維等資源，能夠更好地掌握市場動態(tài)，降低了企業(yè)研發(fā)投入的風(fēng)險性和不確定性，從而促進了企業(yè)的發(fā)展。

此外，在企業(yè)的研發(fā)投入等創(chuàng)新活動中存在著政治資源詛咒效應(yīng)[22]。該理論認為有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)往往會出現(xiàn)過度迎合政府、加劇金融化等現(xiàn)象，打破行業(yè)內(nèi)的良性競爭，進而阻礙企業(yè)的創(chuàng)新活動，并且有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)會更多地關(guān)注短期產(chǎn)量的提升，并將緊張的資源大量地投入與政府的聯(lián)系中，進而降低了企業(yè)的研發(fā)投入。而具有海外背景的董事長與國內(nèi)聯(lián)系較弱，相較于不具有海外背景的董事長，他們會避免將企業(yè)的大量資源投入到與政府的聯(lián)系中，會更加注重企業(yè)自身能力的提升，通過有效提高研發(fā)投入來增強企業(yè)的核心競爭力。據(jù)此本文提出以下假設(shè)：

H1：在其他條件不變的情況下，董事長的海外背景與企業(yè)的研發(fā)投入正相關(guān)

(二)融資約束的中介作用

當(dāng)企業(yè)聘請具有海外背景的董事長時，一方面，具有海外背景的董事長可以為企業(yè)帶來先進的管理經(jīng)驗等無形資源，進而促進企業(yè)的內(nèi)部融資，最終降低企業(yè)融資約束；另一方面，董事會扮演企業(yè)與外部聯(lián)系的重要工具，董事長作為董事會的核心成員，其海外背景特征可以幫助企業(yè)從不確定的外部環(huán)境中獲取更多的資源。Byrd等(2005)研究發(fā)現(xiàn),聘請具有金融背景的董事長，可以幫助企業(yè)在經(jīng)營情況不好時更容易獲取社會資本的支持[23]。謝獲寶(2019)通過實證分析發(fā)現(xiàn)，聘請具有海外背景的董事，可以利用其先進的管理知識等無形資源優(yōu)化董事會咨詢和監(jiān)督職能，緩解企業(yè)的融資約束[24]。信息不對稱是企業(yè)研發(fā)投入難以獲得外部融資的主要原因。信號理論認為，具有海外背景的高層管理人員在中國屬于稀缺資源，往往具有很大的“明星效應(yīng)”。具有海外背景的董事長可以向市場投資者傳遞某種信號——該企業(yè)的董事長擁有著高學(xué)歷、豐富的管理經(jīng)驗等利好信息，這些利好信息可以在一定程度上減弱企業(yè)與市場投資者之間信息不對稱問題，使企業(yè)更容易獲得較多的市場投資，從而可以緩解企業(yè)的融資約束[25]。

企業(yè)的研發(fā)投入具有風(fēng)險大、資金多、資金鏈長等特點，融資約束會給企業(yè)的研發(fā)投入造成很大影響。企業(yè)的創(chuàng)新項目往往會面臨一定的資金壓力，較大的融資約束會加大企業(yè)研發(fā)投入風(fēng)險，進而抑制企業(yè)的研發(fā)投入。余明桂等(2019)通過實證分析發(fā)現(xiàn)，融資約束對企業(yè)創(chuàng)新尤其是在金融水平發(fā)展較低的地區(qū)具有顯著阻礙作用[26]。周開國等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新能力越弱、融資約束越小時，企業(yè)就越傾向于協(xié)同研發(fā)[27]。當(dāng)一個企業(yè)董事長具有海外背景時，往往會給企業(yè)帶來多種資源，削弱企業(yè)與市場投資者之間的信息不對稱，通過降低企業(yè)的融資約束來促進企業(yè)的研發(fā)投入。據(jù)此本文提出以下假設(shè)：

H2：在其他條件不變的情況下，具有海外背景的董事長會降低企業(yè)的融資約束

H3：在其他條件不變的情況下，具有海外背景的董事長通過降低企業(yè)的融資約束促進企業(yè)創(chuàng)新投入，即融資約束在董事長海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的影響中產(chǎn)生中介作用

二、模型設(shè)定與變量測度

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文主要研究董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的影響，選取中國A股上市公司2013—2019年中提供董事長海外背景的相關(guān)數(shù)據(jù)為初始樣本。其中，企業(yè)的研發(fā)投入數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，本文刪除當(dāng)年ST、*ST的企業(yè)以及金融、保險類上市公司；再進一步剔除據(jù)有嚴重缺失數(shù)據(jù)的公司樣本后，得到了6 774個樣本觀測值，本文對所有連續(xù)性變量均進行了上下1%水平的縮尾處理。

(二)變量選取與測度

1.被解釋變量

研發(fā)投入(Innova)。衡量方法主要有兩種：一是企業(yè)R&D投入與營業(yè)收入或期末總資產(chǎn)的比例。二是企業(yè)的研發(fā)人員占比。由于研發(fā)人員數(shù)據(jù)缺失值較多，結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，參考朱沆等(2016)的做法[28]，采用研發(fā)支出總額占營業(yè)收入比例來衡量企業(yè)研發(fā)投入。

2.解釋變量

董事長的海外背景(Oversea)。該變量為虛擬變量，如果企業(yè)當(dāng)年有海外背景的董事長，則記為1，否則記為0。

3.中介變量

融資約束(SA)。衡量融資約束的指標(biāo)主要有KZ指數(shù)、SA指數(shù)和WW指數(shù)[25]。本文借鑒鞠曉生等(2013)[29]的做法，采用SA指數(shù)作為企業(yè)融資約束的代理變量，SA指數(shù)為負數(shù)，絕對值越大，表示企業(yè)受到的融資約束就越大。SA指數(shù)的表示形式如下：

SA=-0.737×SI+0.043×SI2-0.040×Age

其中，SI為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)，Age為企業(yè)上市年限。

4.控制變量

綜合已有文獻的做法，本文選取資產(chǎn)負債率(Det)、營業(yè)收入增長率(Growth)、冗余資金(Slack)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年限(Age)、董事會規(guī)模(Board)、董事會獨立性(Outdir)、兩職合一(Duality)作為模型的控制變量。此外，本文還設(shè)置了年份(Year)、行業(yè)(Ind)等啞變量，以控制年度變化趨勢和行業(yè)間差距的影響。具體變量說明見表1。

表1 變量界定與含義

(三)模型構(gòu)建

參考已有的研究方法，本文建立如下計量模型：

Innova=α0+α1Oversea+α2Det+α3Size+α4Duality+α5Age+α6Slack+α7Growh+α8Board+α9Outdir+ΣYear+ΣInd+ε

(1)

此外，本文為檢驗融資約束的中介效應(yīng)，采用中介效應(yīng)檢驗三步法[30]：(1)檢驗董事長的海外背景是否會顯著提高企業(yè)的研發(fā)投入。(2)檢驗董事長的海外背景能否顯著緩解企業(yè)的融資約束。(3)檢驗董事長的海外背景和融資約束同時對企業(yè)研發(fā)投入的作用。因此，本文構(gòu)建了以下模型：

SA=β0+β1Oversea+β2Det+β3Size+β4Duality+β5Age+β6Slack+β7Growth+β8Board+β9Outdir+ΣYear+ΣInd+ε

(2)

Innova=λ0+λ1Oversea+λ2SA+λ3Det+λ4Size+λ5Duality+λ6Age+λ7Slack+λ8Growth+λ9Board+λ10Outdir+ΣYear+ΣInd+ε

(3)

根據(jù)溫忠麟等(2014)[30]對中介效應(yīng)檢驗的進一步完善，本文在研究融資約束的中介效應(yīng)時將按照以下步驟進行：

第一步，檢驗?zāi)Ｐ?1)中系數(shù)α1是否顯著；第二步，檢驗?zāi)Ｐ?2)中β1和(3)中λ2是否顯著，若均顯著，則進行第四步檢驗，如果有一個或都不顯著，則進行第三步檢驗；第三步，用Bootstrap法直接檢驗系數(shù)乘積，如果顯著不為0，則繼續(xù)進行第四步檢驗，否則說明中介效應(yīng)不存在；第四步，檢驗?zāi)Ｐ?3)中λ1是否顯著，如果不顯著，表明該變量起到完全中介效應(yīng)，反之，起到部分中介效應(yīng)。

主要變量的描述統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、實證分析

(一)單變量檢驗結(jié)果

表3匯報了本文的單變量檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，在不具有海外背景董事長的企業(yè)樣本組中，企業(yè)研發(fā)投入的均值為4.674，低于具有海外背景董事長的企業(yè)樣本組均值5.388，且在1%的水平上顯著。因此，在不考慮其他因素的情況下，董事長的海外背景可以提高企業(yè)的研發(fā)投入，初步證明了研究假設(shè)H1。

表3 單變量檢驗結(jié)果

(二)相關(guān)性分析

本文對模型中主要變量進行了相關(guān)性分析。企業(yè)研發(fā)投入(Innova)與董事長的海外背景(Oversea)呈正相關(guān)關(guān)系，并且在1%的水平上顯著，初步證明了假設(shè)H1。董事長的海外背景(Oversea)與企業(yè)融資約束(SA)、企業(yè)研發(fā)投入(Innova)與企業(yè)約束(SA)的相關(guān)系數(shù)分別為0.030和0.065，且均在1%的水平上顯著。因此，該系數(shù)表明融資約束與董事長的海外背景、企業(yè)研發(fā)投入均為負相關(guān)，與H2、H3相符。不過，上述結(jié)果仍然需要進一步的回歸檢驗。

(三)回歸分析

表4匯報了假設(shè)H1的回歸結(jié)果，表4模型(1)是只列入董事長的海外背景變量，結(jié)果表明董事長的海外背景(Oversea)與企業(yè)的研發(fā)投入(Innova)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正；模型(2)是在模型(1)的基礎(chǔ)上，納入更多控制變量后的回歸結(jié)果，系數(shù)在1%的水平上正向顯著；模型(3)是再次加入控制年度和控制行業(yè)后的回歸結(jié)果，董事長的海外背景(Oversea)與企業(yè)研發(fā)投入(Innova)在5%的水平上呈正向相關(guān)關(guān)系(回歸系數(shù)為0.297)，支持了研究假設(shè)H1，表明董事長的海外背景可以增強企業(yè)的研發(fā)投入。

此外，影響企業(yè)研發(fā)投入的因素有很多，從本文的控制變量看，在表4模型(3)中，企業(yè)資產(chǎn)負債率(Det)的系數(shù)在1%的水平上負向顯著，表明隨著企業(yè)資產(chǎn)負債率的增大，企業(yè)的研發(fā)投入會降低；企業(yè)規(guī)模(Size)和企業(yè)年齡(Age)的系數(shù)均在1%的水平上負向顯著，即企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)年限會降低企業(yè)的研發(fā)投入，可能是因為規(guī)模大以及成立時間久的企業(yè)往往具有“金牛企業(yè)”的特征，自身市場占有率已經(jīng)很高，會產(chǎn)生一定的惰性和安于現(xiàn)狀的心理，不愿意提高企業(yè)的研發(fā)投入；兩職合一(Duality)和董事會獨立性(Outdir)的系數(shù)均在1%的水平上正向顯著，即兩職合一和董事會獨立性會提高企業(yè)的研發(fā)投入。在兩職合一或者董事會獨立性高的企業(yè)中，管理層往往會具有更大的權(quán)力，帶領(lǐng)企業(yè)開展創(chuàng)新活動時受到公司內(nèi)部的阻力會相對較低，且獨立董事?lián)碛懈S富的外部關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和專業(yè)素養(yǎng)，可以更好地處理企業(yè)創(chuàng)新活動中的困難。

表4 基礎(chǔ)模型回歸結(jié)果

(四)中介效應(yīng)檢驗

表5中模型(1)是檢驗董事長的海外背景對企業(yè)融資約束的影響，結(jié)果顯示，董事長的海外背景(Oversea)的系數(shù)在5%的水平上正向顯著(回歸系數(shù)為0.014)。由于SA指數(shù)的值為負，即SA指數(shù)隨著企業(yè)融資約束的增大而減小，因此從回歸結(jié)果來看，董事長的海外背景會降低企業(yè)的融資約束，假設(shè)H2得證。表5模型(2)是檢驗董事長的海外背景、企業(yè)融資約束對企業(yè)研發(fā)投入的影響。此時董事長的海外背景(Oversea)與企業(yè)研發(fā)投入(Innova)在5%的水平上呈正向相關(guān)關(guān)系(回歸系數(shù)為0.283)，表明董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入有著直接影響，這與表4中模型(3)的回歸結(jié)果保持一致。融資約束(SA)與企業(yè)研發(fā)投入(Innova)在1%水平上呈正向相關(guān)關(guān)系(回歸系數(shù)為1.067)，表明融資約束降低了企業(yè)的研發(fā)投入。通過上述分析以及中介效應(yīng)檢驗步驟，可以發(fā)現(xiàn)，融資約束在董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入的影響中產(chǎn)生了中介效應(yīng)，其具體表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，假設(shè)H3得證。

表5 中介效應(yīng)檢驗

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.更換核心解釋變量

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參考劉中燕等(2018)的研究[31]，采用研發(fā)支出總額與總資產(chǎn)的比例作為衡量企業(yè)研發(fā)投入的替代指標(biāo)，并命名為Innova1，再次回歸，結(jié)果見表6。表6模型(1)與模型(2)的檢驗結(jié)果顯示，董事長的海外背景(Oversea)在5%的水平上顯著，加入控制變量后，董事長的海外背景(Oversea)仍在5%的水平上顯著。表6模型(3)在模型(1)與模型(2)的基礎(chǔ)上，再度控制年度和行業(yè)后，董事長海外背景(Oversea)的回歸系數(shù)為0.0013，在5%的水平上正向顯著，再此驗證了假設(shè)H1，也證明了本文的結(jié)果較為穩(wěn)健。

表6 更換核心解釋變量

2.內(nèi)生性檢驗

雖然前文的回歸結(jié)果為董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用提供了經(jīng)驗證據(jù)，但是二者的關(guān)系也可能會受到內(nèi)生性的干擾，即研發(fā)投入較高的企業(yè)往往具有更強的實力，也更可能會吸引或者選擇具有海外背景的董事長任職。基于此，本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)以及廣義矩估計(GMM)重新估計董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

關(guān)于工具變量的選取，本文參考綦建紅等(2020)[32]的做法，選取如下兩個工具變量：(1)基督學(xué)校均值(Christian)，采用截至1920年末基督教在各中國各省份創(chuàng)辦小學(xué)、中學(xué)和大學(xué)數(shù)量的平均數(shù)，該數(shù)據(jù)來自《1901—1920年中國基督教調(diào)查資料》。(2)董事會規(guī)模(Board)，衡量方式與表1一致。

本文選取上述兩個工具變量的主要原因為：第一，當(dāng)一個地區(qū)擁有基督學(xué)校時，表明該地區(qū)較早受到了國外文化的影響，文化氛圍較為良好，更加吸引具有海外背景的人才；且該地區(qū)居民受到國外文化的影響也較多，更可能前往國外發(fā)展，這些人歸國后也更可能前往當(dāng)?shù)仄髽I(yè)任職。第二，基督學(xué)校的相關(guān)數(shù)據(jù)與研究樣本相距時間較長，不會直接影響到企業(yè)的研發(fā)投入。第三，在本文之前的回歸當(dāng)中，董事會規(guī)模(Board)一直處于不顯著的狀態(tài)，即董事會規(guī)模與企業(yè)研發(fā)投入之間不存在顯著性關(guān)系。但董事會規(guī)模的變化可能反映了公司發(fā)展階段、治理體系和內(nèi)部控制水平的變化，而這一變化帶來的發(fā)展壓力與發(fā)展意愿有可能影響到企業(yè)內(nèi)部選舉董事長的決策過程。

2SLS回歸結(jié)果如表7中的模型(2)所示，在控制了內(nèi)生性后，董事長海外背景(Oversea)的系數(shù)為0.367，在5%的水平上顯著，表明假設(shè)H1在控制內(nèi)生性問題后仍然成立?？紤]GMM估計在有異方差時會優(yōu)于2SLS，因此本文進一步對董事長海外背景與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系進行GMM估計，GMM回歸結(jié)果如表7模型(3)所示，系數(shù)估計值與2SLS基本一致，本文結(jié)論依然成立。此外，根據(jù)弱工具變量檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)值為12.865，P值為0，表明不存在弱工具變量問題。過度識別檢驗的P值為0.385，無法拒絕所有工具變量都外生的原假設(shè)，說明在統(tǒng)計的角度，本文選取的工具變量是較為合理的。

表7 內(nèi)生性檢驗

3.Bootstrap檢驗

本文采用Hayes(2013)[33]提出的Bootstrap方法判斷中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，結(jié)果如表8所示，在95%的置信區(qū)間不包含0，說明間接效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)大小為0.0056。中介變量融資約束得到控制后，董事長的海外背景(Oversea)對企業(yè)研發(fā)投入(Innova)的置信區(qū)間不包含0，直接效應(yīng)顯著，大小為0.4221。間接效應(yīng)與直接效應(yīng)比例的絕對值為0.013，說明企業(yè)融資約束在董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系中起到了部分中介效應(yīng)[30]，與前文結(jié)論相符。

表8 Bootstrap檢驗

四、異質(zhì)性分析

(一)區(qū)分不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是企業(yè)適應(yīng)社會經(jīng)濟發(fā)展的需要對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生一定影響。究其原因，國有企業(yè)相較于非國有企業(yè)管理更為規(guī)范，受到的監(jiān)督更強，且國有企業(yè)發(fā)展較為穩(wěn)定，董事長的任期較短，故而對創(chuàng)新投入的熱情較低，更樂于維持現(xiàn)狀。而非國有企業(yè)大多都沒有長期穩(wěn)定的資金支持，且受到的監(jiān)管限制較低，董事長任期較長，為了維持企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，更樂于去提高企業(yè)的研發(fā)投入[16]。本文采用虛擬變量的方法來衡量企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，國有企業(yè)取1，非國有企業(yè)取0。

為了驗證產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的影響，本文參照劉柏等(2020)的研究方法[34]，以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為依據(jù)進行分組回歸，表9的模型(1)與模型(2)檢驗結(jié)果顯示，在非國有企業(yè)樣本組，董事長的海外背景(Oversea)在5%的水平上正向顯著，但在國有企業(yè)樣本組，董事長的海外背景(Oversea)系數(shù)為負，且并不顯著，表明董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)中。

表9 異質(zhì)性分析(區(qū)分不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)國際化程度)

(二)區(qū)分企業(yè)國際化程度

隨著全球化的不斷加深，許多企業(yè)逐漸進入各國市場。國際化程度較高的企業(yè)為了應(yīng)對不同市場的風(fēng)險，往往要不斷地提高自身創(chuàng)新能力，而低國際化的企業(yè)所面對的市場相對沒有那么復(fù)雜，對企業(yè)創(chuàng)新強度沒有過高的需求[35]。因此，在國際化程度低的企業(yè)中，董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的影響可能會減弱。

采取引入國際化程度的虛擬變量的方法，樣本中高于國際化程度中位數(shù)的為1，低于國際化程度的中位數(shù)為0。將企業(yè)樣本分為外向型企業(yè)和內(nèi)向型企業(yè)，表9中模型(3)、模型(4)的回歸結(jié)果顯示，在外向型企業(yè)樣本組中，董事長的海外背景(Oversea)在5%的水平上正向顯著，在低國際化樣本組中，董事長的海外背景(Oversea)正向不顯著。表明當(dāng)企業(yè)的國際化程度不斷增高時，面臨的競爭更加激烈，對自身創(chuàng)新能力的要求將會更高，會更傾向于增加企業(yè)的研發(fā)投入。

(三)區(qū)分不同類型的海外背景董事長

本文將董事長的海外背景進一步細分為海外任職背景、海外學(xué)習(xí)背景以及兼具海外任職和海外學(xué)習(xí)背景三類，實證分析不同類型海外背景的董事長對企業(yè)研發(fā)投入的影響，回歸結(jié)果如表10所示。表10中模型(1)、模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果顯示，兼具海外學(xué)習(xí)背景和海外任職背景的董事長對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更強；而具有海外教育背景的董事長(Oversea_edu)與企業(yè)研發(fā)投入(Innova)之間的系數(shù)雖然為正，但并沒有通過顯著性檢驗，即具有海外教育背景的董事長對企業(yè)研發(fā)投入的影響不顯著，可能是因為海外教育背景的董事長雖然具有了較為先進的管理經(jīng)驗，但受海外任職經(jīng)歷的限制，對企業(yè)發(fā)展的認識程度還較為有限[35]，在一定程度上限制了他們對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

表10 異質(zhì)性分析(區(qū)分不同類型的海外背景董事長)

五、結(jié)論與啟示

本文以2013—2019年中國A股上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，檢驗了董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：(1)具有海外背景董事長的企業(yè)會更傾向于加大研發(fā)投入。(2)融資約束在董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的影響中起到部分中介效應(yīng)，具有海外背景的董事長可以緩解企業(yè)的融資約束，進而促進企業(yè)的研發(fā)投入。(3)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與國際化程度也會影響到董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系。在非國有和外向型企業(yè)中，董事長的海外背景對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更大。(4)兼具海外任職和海外學(xué)習(xí)背景的董事長對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更為明顯。

本文的研究結(jié)論證實了具有海外背景的董事長對企業(yè)研發(fā)投入的積極影響，肯定了海外人才對于我國創(chuàng)新戰(zhàn)略實施的作用，還發(fā)現(xiàn)了融資約束、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、國際化程度以及海外董事長類型對二者關(guān)系的影響。基于此，本文的政策啟示在于：

對于企業(yè)而言：(1)企業(yè)在構(gòu)建核心領(lǐng)導(dǎo)層時，應(yīng)適度把主要目光放在管理者的核心素質(zhì)與能力上，適時聘請有海外背景的人員進入核心領(lǐng)導(dǎo)層，尤其是兼具海外任職和海外學(xué)習(xí)背景的管理人員，以其專業(yè)性的知識、多元化的思維、全球化的視野等無形資源來加強企業(yè)管理層建設(shè)，幫助企業(yè)做出正確的決策以提高企業(yè)研發(fā)投入。(2)與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)在進行創(chuàng)新決策以及選拔人才時，要增強自身機制的靈活性，減輕固有機制對自身發(fā)展的束縛，充分發(fā)揮各類背景人才的作用；對于內(nèi)向型企業(yè)而言，要深刻認識到創(chuàng)新對于企業(yè)自身發(fā)展的重要性，樹立“居安思?！钡乃枷耄荒芤驗榄h(huán)境的相對安穩(wěn)就放慢企業(yè)的創(chuàng)新腳步，因此內(nèi)向型企業(yè)要制定相關(guān)政策來加快自身的創(chuàng)新發(fā)展步伐，在合適的時候可以聘請海外人才來進一步優(yōu)化企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略。

對于政府而言：(1)要進一步為企業(yè)構(gòu)建更為透明、公開的投資環(huán)境，出臺相關(guān)政策來幫助企業(yè)的良好認證信號被市場接收，減輕市場投資者與企業(yè)間的信息不對稱，使優(yōu)質(zhì)企業(yè)可以得到更多的投資，使企業(yè)創(chuàng)新項目更好地開展。(2)政府也應(yīng)進一步加大海外人才引進戰(zhàn)略，肯定海外人才在我國發(fā)展中的重要作用，借助海外人才具備的多種資源帶動企業(yè)發(fā)展。(3)適度放寬監(jiān)管部門對國有企業(yè)的監(jiān)管力度，提高國有企業(yè)的自主決策能力，為海外管理者提供更為良好的環(huán)境。