董事会独立性、资源配置决策与公司成长——以战略新兴产业上市公司为样本

谢永珍 吴龙吟 李彩霞

(山东大学 管理学院，山东 济南 250100)

一、引言

2010年以来，由于经济全球化的加速推进和科学技术的快速进步，创新驱动的新兴产业逐渐成为推动全球经济复苏和增长的主要动力，引发了国际分工和国际贸易格局的重构，全球创新经济发展进入新时代。“战略性新兴产业代表新一轮科技革命和产业变革的方向，是培育发展新动能、获取未来竞争新优势的关键领域”。*国务院：《“十三五”国家战略性新兴产业发展规划》，国发〔2016〕67号，2016年11月29日。战略性新兴产业，即“以重大技术突破和重大发展需求为基础，对经济社会全局和长远发展具有重大引领带动作用，知识技术密集、物质资源消耗少、成长潜力大、综合效益好的产业……主要包括节能环保、新一代信息技术、生物、高端装备制造、新能源、新材料、新能源汽车等产业”。*国务院：《关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》，国发〔2010〕32号，2010年10月10日。虽然自“十二五”规划以来，我国战略性新兴产业飞速发展，2015年其占国内生产总值比重达到8%左右，但在许多领域由于缺乏核心技术，在整体发展上仍受制于人。因此，增强自主创新能力既是培育和发展战略性新兴产业的关键环节，也是我国实现新旧动能转换和产业结构升级的重要抓手。

董事会作为公司治理系统的核心，负有公司决策制定、选聘和监督管理层、维护股东利益、确保合法合规、改善有效性以及提升组织的可持续竞争力等重要职能，在公司管理层和股东之间起着不可替代的中介作用。*Nueno P. The 2020 Board: The Future of Company Boards. London: LID Publishing Ltd, 2016.近年来，以信息技术为代表的高新技术迅猛发展和全球经济复苏乏力，企业外部环境的不确定性持续加剧，从而对董事会的决策质量、速度和监督能力也提出了新要求。较之以往，董事会职能需进一步被清晰、明确化。董事会核心职能由传统监督管理层逐渐转向战略决策的相关内容，如多元化战略、R&D投资决策、战略变革、战略决策参与等等。与国际董事职能趋势变化相呼应，2017年4月国务院办公厅先后印发了《关于进一步完善国有企业法人治理结构的指导意见》和《关于开展落实中央企业董事会职权试点工作的意见》，根据意见安排，国资委将中长期发展决策权、经理层成员选聘权、经理层成员业绩考核权、经理层成员薪酬管理权、职工工资分配管理权、重大财务事项管理权等6项战略决策权授予企业董事会。相关的理论研究也表明，平庸、低效的董事会会造成人才流失和削弱企业的创新能力。

鉴于战略性新兴产业以技术研发为驱动的创新导向，对我国经济社会长远发展的引领带动，结合董事会在公司战略决策与成长方面的重要作用，本研究以董事会的战略职能为视角，将董事会独立性作为解释变量，上市公司成长作为被解释变量，研发投入作为中介变量，营销投入作为调节变量，探究董事会独立性通过资源配置决策对战略性新兴产业上市公司成长的影响机理，并验证其作用效应。由此，本文构建“董事会独立性-研发投资-企业成长”逻辑框架，从营销投入的视角探寻研发投入对价值创造的作用边界，以便该理论模型更加符合实践逻辑。

二、理论分析与研究假设

(一)董事会独立性与研发投入

1.领导权结构与研发投入。依据委托代理理论，一旦董事会和管理层的委托代理关系形成，由于效用函数不一致和信息不对称的原因，代理问题便自然产生。此时，董事长和总经理是否两职合一反映了董事会履行监督和决策职能时的独立性。

既有的总经理/CEO二元性相关研究中，大多数学者聚焦于总经理二元性与企业绩效之间的关系，存在两种相互矛盾的观点。Pi et al(1993)、Brickley et al(1997)等研究支持董事长和总经理两职分设，认为两职分设可以有效抑制经理人机会主义行为，提高董事会履职能力，从而提高企业绩效。Griffith et al(2002)等学者则认为，两职合一可以提高管理层的工作效率，进而提高企业绩效。

造成上述不一致结论的原因可能是，将董事会和企业绩效直接联立而忽略了二者之间最重要的中介机制即管理过程。因为，管理效果的优劣对企业绩效的影响至关重要，即使一个次优的战略决策凭借优良的管理依然可能提高企业的绩效。此外，理论的应用需结合具体的情境，在一些特殊的情境下，具有普适性的理论也可能是无效的。

本研究以战略性新兴产业为对象。战略性新兴产业以重大技术突破和重大发展需求为基础，并坚持走创新驱动发展道路。因此，技术创新是战略性新兴企业获取核心竞争优势的关键，同时战略性新兴产业具有全局性和长远性的特征，故其创新又立足于长期发展，具探索性。O’Reilly et al(2008)指出，探索式创新以高投入、高风险、不确定为特征，根据经济人假设，处于该情境下的经理人可能为维护自身的现有利益、地位和名誉，对技术创新决策持排斥心态，而基于委托代理理论，当董事长和总经理两职合一时，由于董事长一职位于董事会正式等级的塔尖位置，总经理的决策权力较两职分离时有显著提高，因此其有充足的机会从事机会主义行为，挤占并排斥探索式创新。现有部分研究也提供了部分佐证，如徐金发等(2002)全面分析公司治理结构对技术创新的影响后发现，董事长与总经理两职分离的领导权结构有助于提高企业技术创新水平，刘伟等(2007)以信息技术类上市公司为样本，实证表明董事长和总经理的两职兼任降低了管理层对信息技术的投入力度。另外，两职分设的领导权结构提高了董事会的独立性，为董事会对管理层的有效监督、抑制来自管理层的机会主义行为创造了条件。进一步地，由于战略性新兴企业的董事会独立性得到提高，其响应政策号召、着眼于股东长远利益，制定创新决策的力度也会随之提高。据此，本研究提出假设1a：

假设1a：假定其他条件不变，CEO非二元性与研发投入强度正相关。

2.独立董事比例与研发投入。《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》明确指出，上市公司独立董事是指“不在公司担任除董事外的其他职务，并与其所受聘的上市公司及其主要股东不存在可能妨碍其进行独立客观判断关系的董事”，且其主要职能是在独立判断的前提下，“维护公司整体利益，尤其要关注中小股东的合法权益不受损害”。*中国证监会：《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，证监发[2001]102号，中国证监会网站2001-08-16.可见，独立董事比例是体现董事会独立性的重要条件。当独立董事严格按照《指导意见》的要求履行职责，且公司对其履行职责予以配合时，董事会则可以有效地抑制来自管理层的机会主义行为，降低违规成本，使董事会和管理层将更多的精力和资源聚焦于战略性新兴产业的技术创新问题，进而提高企业的研发投入。

此外，除了独立董事具备良好的社会声誉外，通常他们还是法律、经济或财会等领域的专业人士，而且可能了解更多的外部信息。根据Grant(1996)的知识基础观理论，当董事会中的独立董事比例较高时，战略性高新技术企业的董事会可在更广的范围中为管理层提供更专业的咨询和建议，帮助管理层矫正执行战略中存在的偏误并扭转其可能存在的创新决策排斥心态，*Judge W Q, Witt M A, Zattoni A, et al. Corporate Governance and IPO Underpricing in A Cross-national Sample: A Multilevel Knowledge-based View. Strategic Management Journal, 2015, 36(8):1174-1185.发现更多的技术创新机会。Cohen et al(1990)也指出，具备知识广度和深度的董事会拥有更强的创新潜能，从而更有利于作出科学的创新决策。据此，本研究提出假设1b：

假设1b：假定其他条件不变，独立董事比例与研发投入强度正相关。

(二)研发投入与公司成长

理论和实践均表明，研发活动是实现产品差异化的重要途径，对保证企业技术优势，提高品牌价值至关重要。企业的研发活动可以分为技术开发(基础研究)和成果转化(应用研究)两个阶段：基础研究活动能够增加企业隐性知识存量，最终形成企业的无形资产；应用研究则可以将企业的隐性知识转化为有形产品，最终形成企业的有形资产，企业的这种研发活动能够塑造企业的核心竞争力，有利于企业的长远发展。

差异化和成本领先是企业的两种基本竞争战略。企业通过研发创新活动塑造竞争对手难以模仿的竞争优势，有利于产品差异化战略的实施，能够为企业塑造核心竞争优势，有利于企业成长能力的提高。Ehie et al(2010)以美国制造业和服务业为研究对象，发现研发投入对市场价值有显著的正向影响。基于此，本文在总结和借鉴以往研究的基础上，控制公司规模和公司性质等变量的条件下，提出假设2：

假设2：研发投入强度与战略性新兴产业上市公司成长呈正相关关系。

(三)研发投入的中介作用

学者们一直以来都希望通过对董事会治理结构与公司绩效相关性的探讨，寻求一种“最优结构的董事会”，但多数研究表明，单纯的制度安排且“被动合规”的董事会结构未必有利于公司成长。因此，有必要进一步探究由董事会结构到公司绩效的传导机制，以便打开董事会这个并非孤立的“黑箱”。基于结构—行为—绩效研究范式，行为(董事会决策等)是结构(董事会结构)与绩效(公司成长)之间的重要中介变量。现有文献已经验证了董事会治理和研发投入之间存在相关关系，战略管理理论也认为，公司的战略决策(如研发投入决策)会直接影响公司绩效。基于此，本文认为由于董事会治理与上市公司成长之间的因果解释链较长，而研发投入决策过程能够建立起董事会治理与上市公司成长能力之间的桥梁。基于此，本文提出假设3a、假设3b：

假设3a：研发投入强度在董事会领导权结构与公司成长的关系中起中介作用。

假设3b：研发投入强度在独立董事比例与公司成长的关系中起中介作用。

(四)营销投入强度的调节

营销投入不仅直接影响公司成长，还能够调节研发投入对公司成长的影响作用。当公司将研发投入转化为产品以后，还要能够将产品转化为商品，这就需要营销活动将研发投入产出成果传递到市场中的消费者，从而促进研发投入成果更快的转化为公司绩效。任海云(2014)通过实证研究发现，在高技术行业，广告支出与研发支出具有较强的互补性。*任海云：《广告支出与研发支出的价值相关性研究》、《科研管理》2014年第8期。马艳艳等(2015)在对三类制造业进行对比研究中也发现，医药制造业与通信设备制造业中，研发支出与广告支出的交互项有利于提高企业绩效。*马艳艳等：《研发支出、广告支出与企业经济绩效——基于中国不同制造业子行业的实证研究》，《大连理工大学学报(社科版)》2015年第4期。由于研发活动由理论研究、实验研究到生产、销售直至为公司创造价值，需要一个投入转化过程，因此本文采用滞后期的营销支出强度对基期研发支出强度与公司成长关系进行调节。基于此，本文提出假设4：

假设4：滞后期营销投入对基期研发投入与公司成长之间的关系具有显著的正向调节作用

根据以上分析，本研究构建如下作用机理模型：

图1 董事会独立性、资源配置决策对上市公司成长的影响机理

三、研究变量与模型

(一)样本选取与数据来源

本研究依据证监会发布的《上市公司行业分类指引》和中国资本证券网《国家战略性新兴产业概念股一览》、《2014年战略性新兴产业标准综合体指导目录》等确定战略性新兴产业上市公司的名称及证券代码；选取2009-2015年间沪深A股市场的战略性新兴产业上市公司，并剔除ST、*ST类公司以及董事会结构数据缺失、财务数据缺失的上市公司，最后得到144家战略性新兴产业上市公司，作为本文的研究样本。

本研究所采用的上市公司研发投入数据来源于CSMAR数据库，其中部分缺失值由作者通过搜集上市公司信息披露年报中“管理费用”的“研究与开发费用”获得；董事会治理相关数据，如董事会独立性、董事会领导权结构、董事会规模和销售投入、营业收入等数据也来自CSMAR数据库。

(二)研究变量

1.解释变量。结合既有相关文献，本研究将总经理二元性、独立董事比例和董事会规模作为解释变量。总经理二元性即董事长和总经理两职合一，取值为0，若两职分离则取值为1。独立董事比例即独立董事人数与董事会人数的比值。董事会规模则为年末样本公司董事会总人数。

2.被解释变量。本文被解释变量为公司成长，借鉴既有研究对上市公司成长的衡量方法，*Sundaramurthy C, Pukthuanthong K, Kor Y. Positive and Negative Synergies Between the CEO's and the Corporate Board's Human and Social Capital: A Study of Biotechnology Firms. Strategic Management Journal, 2014, 35(6):845-868.本研究将营业收入增长率作为上市公司成长的衡量指标：营业收入增长率 =(本年营业收入-上年营业收入)/本年营业收入。

3.中介变量。研发活动是企业获取和维持竞争优势的基本途径，对提高公司成长能力至关重要。在已有研究中，学者们给出了不同的研发投入指标测度方法，如选取研发投入强度(研发投入/营业收入)或采用研发投入水平(研发支出的自然对数)进行测度。*赵心刚等：《我国上市公司研发投入对公司绩效影响的滞后效应研究——基于双向固定效应模型的实证分析》，《现代管理科学》2012年第8期。康艳玲等：《高管特征对研发投入的影响——基于高技术产业的实证分析》，《科技进步与对策》2011年第8期。本文认为，以研发投入的对数来衡量研发投入没有考虑到企业规模对研发投入的影响。因此，本文选取研发投入强度作为衡量研发投入的衡量指标。

测量公式为：研发投入强度 = 研发支出/营业收入。

4.调节变量。国内外文献对于营销投入强度的衡量指标比较丰富，如：Chenhall et al(2007)选用了广告密度(广告费用的绝对值/产品销售收入)来衡量营销投入强度，而孙晓华等(2010)以销售费用/产品销售收入来计算广告强度。任海云采用广告支出与营业收入之比来衡量广告投入强度。*任海云：《广告支出与研发支出的价值相关性研究》，《科研管理》2014年第8期。本文认为，销售费用包含广告支出，能更全面的概括公司的营销活动。因此，本文选取营销投入强度作为衡量公司营销投入强度的衡量指标。营销投入强度 = 销售费用/营业收入。

5. 控制变量。本研究将可能对上述变量关系产生影响的变量进行控制，包括公司规模(Size)、公司性质(Nature)、公司年龄(Age)、资产负债率(DAsset)、上一年度公司绩效(ROA-1)和股权集中度(CR5)。其中，公司规模以公司员工总人数加以衡量；公司性质方面，当第一大股东为国有股时，变量取值为1，否则为0；公司年龄用研究年份与公司成立年份的差来衡量；以负债/总资产衡量资产负债率，资产负债率表明公司的资本结构(较高的资产负债率往往带来较高的风险，进而公司净资产收益率等指标会受到显著影响，故需要控制财务杠杆对上市公司获利能力的影响)；股权结构对上市公司成长存在一定的影响，尤其是我国上市公司普遍存在“一股独大”现象，所以本文以上市公司前五大股东持股比例之和(CR5)代表公司的股权集中度。

(三)模型设定

本研究通过以下模型验证上述假设：

模型1：Me=α0+αiXi+controls(i=1,2)

模型2：G=α0+βMe+controls

模型3：G=α0+αiXi+controls(i=1,2)

模型4：G=α0+βMe+αiXi+controls(i=1,2)

模型5：G=α0+βMe+γMO+controls

模型6：G=α0+βXi+αiXi+εMeMO+controls(i=1,2)

其中，Me代表研发投入强度，Xi代表董事会独立性变量(X1为总经理二元性，X2为独立董事比例)，G表示公司成长，MO代表营销投入强度，εMeMO代表滞后期营销投入强度与基期研发投入强度的交互项，controls代表控制变量对上市公司成长的影响。各模型分别对应：

模型1用来检验假设1a和假设1b，指代总经理二元性、董事会独立性与研发投入强度的线性关系；

模型2用来检验假设2，指代研发投入与上市公司成长的线性关系；

模型3是验证假设3a、假设3b的先决条件，用来检验总经理二元性和独立董事比例分别与上市公司成长的相关性；

模型4对应假设3a、假设3b，用于检验研发投入强度在董事会治理各维度与公司成长之间的中介作用；

假设4依次由模型5和模型6分两步验证，模型5指代营销投入强度和研发投入强度与上市公司成长的线性关系，模型6用于检验加入交互项“营销投入强度i+1*研发投入强度i”后，营销投入对研发投入与公司成长关系的调节作用。

四、实证分析

(一)描述性统计

各变量间的相关系数及显著性检验结果如表1所示。表1显示，董事会领导权结构(β=0.05，p>0.05)、董事会规模(β=0.05，p>0.05)与营业收入增长率相关系数不显著，独立董事比例与公司成长显著负相关(β=-0.07，p<0.05)。董事会领导权结构与研发投入强度显著负相关(β=-0.01，p>0.05)，独立董事比例(β=0.02，p>0.05)、董事会规模(β=-0.04，p>0.05)与研发投入强度相关性并不显著。研发投入强度与营业收入增长率不相关(β=-0.02，p>0.05)。但是表中各个变量之间的相关系数大都比较小，说明这些变量之间线性相关程度比较低，不会对多元回归分析产生较大影响。

表1 描述性统计分析

注：**p<0.01，*p<0.05

(二)中介以及调节效应的回归结果

表2列示了假设1a、假设1b、假设2、假设3a和假设3b的实证结果，表3列示了假设4的实证结果。

在表2中，由模型1的运行结果可知，CEO非二元性与研发投入强度存在显著的正相关关系(β= 0.026，p<0.1)，独立董事比例与研发投入强度呈不相关关系(β=0.0151，p>0.1)。假设1a通过实证检验，假设1b没有得到实证支持。模型2的运行结果显示，研发投入强度与公司成长存在显著的正相关关系(β=0.7018，p<0.1)，假设2通过实证检验。模型3的运行结果显示，CEO非二元性与上市公司成长显著正相关(β=0.0320，p<0.1)，董事会独立性与上市公司成长显著负相关(β=-0.6286，p<0.05)，而模型4显示，在加入中介变量后，CEO非二元性与公司成长的相关性由显著变为不显著(β=0.0286，p>0.1)，董事会独立性与公司成长为显著的负相关关系(β=-0.6265，p<0.05)。根据Baron et al(1986)提出的中介效应成立准则：(1)解释变量与被解释变量显著相关；(2)解释变量应和中介变量相关；(3)当加入中介变量后，解释变量和被解释变量的显著性程度应降低。因此，假设3a成立，即研发投入在CEO非二元性与公司成长之间起完全中介作用，而在独立董事比例与公司成长之间起部分中介作用。

表2 回归模型(直接效应与中介效应)

注：***p<0.01，**p<0.05, *p<0.1

表3 回归模型(续，调节效应)

注：***p<0.01，**p<0.05, *p<0.1

在调节效应的验证上，本研究借鉴吴隆增等(2010)处理调节效应交互项的方式。表3中模型5的运行结果显示，基期的研发投入与滞后期为1年的销售收入增长率显著正相关(β=1.4174，p=0.001< 0.01)，而营销投入强度对公司成长的影响并不显著(β=0.1055，p>0.1)。模型6的运行结果显示，在对研发投入与营销投入标准化并将乘积项“营销投入强度i+1*研发投入强度i”纳入回归分析模型后，研发投入和公司成长依然显著正相关(β=1.8659，p<0.01)，“营销投入强度i+1*研发投入强度i”与上市公司成长显著正相关(β=8.0724，p<0.1)。全模型检验的结果如模型7所示，“营销投入强度i+1*研发投入强度i”与上市公司成长显著正相关(β=9.6350，p<0.1)。由此，假设4得到数据支持。

五、研究结论与展望

(1)结果讨论

本研究整合了委托代理理论、资源依赖理论和企业成长理论，结合战略性新兴产业鲜明的技术创新导向，试图通过一个相对完善的逻辑链条解读董事会独立性对企业成长的影响机制。本研究的贡献主要体现在两个方面：

一是发展了“结构-行为-绩效”(SCP)研究范式。现有关于董事会的研究多数将其与绩效之间联立，因此不能较为清晰地刻画董事会是通过何种机制来影响企业绩效的。近年来“结构-行为-绩效”(SCP)范式逐渐得到学者们的关注、认可和倡导。*Hayes A F. Introduction to Mediation, Moderation, and Conditional Process Analysis. New York: The Guilford Press, 2013.作为董事会独立性的主要标志，同时也作为董事会结构的重要组成部分，CEO非二元性和独立董事比例在公司治理研究中受到广泛关注。现有研究局限于将CEO二元性或独立董事比例与研发、创新或绩效等直接联立，本研究采用SCP范式，将体现董事会决策结果的研发投入作为中介变量纳入研究模型，探索董事会独立性对企业成长的作用，由此丰富和发展了该范式。

与本研究的假设一致，实证结果表明CEO非二元性正向影响企业的研发投入，进而对公司成长产生积极影响。值得注意的是，本研究未能证明独立董事比例对研发投入强度具有正向影响。

在战略性新兴产业样本中，独立董事与研发投入不相关的原因或许可以从三个方面进行解读：其一，从制度上讲，独立董事从提名到选举均直接或间接存在大股东的参与，这里存在独立董事受到大股东或控股股东的影响或控制的可能，从而使其独立性受到影响，以致不能较好地履行职能。其二，战略性新兴产业“以重大技术突破和重大发展需求为基础，对经济社会全局和长远发展具有重大引领带动作用”，从组织双元的视角来看，其研发投入更偏向于探索，属战略性，而独立董事多为法律、财会等专业人士，惯于从职业领域出发来思考董事会决策。根据董事会非正式等级和地位特征理论，*He J Y, Huang Z. Board Informal Hierarchy and Firm Financial Performance: Exploring a Tacit Structure Guiding Boardroom Interactions. Academy of Management Journal, 2011, 54(6):1119-1139.技术人士和具战略才能的董事将主导研发投入的话语权，这可能会削弱独立董事的实际参与度。其三，本研究样本中国有企业占比高达69%，虽然有充足的证据表明，在新兴经济体中，相较于民营企业，国有企业或含国有资本的企业在获取研发资源方面具有明显的优势，*Zhou K Z, Gao G Y, Zhao H. State Ownership and Firm Innovation in China: An Integrated View of Institutional and Efficiency Logics. Administrative Science Quarterly, 2017, 62(2):375-404.但由于战略性新兴产业在“政府的规划引导，政策激励和组织协调”之下，为获得政府的支持如贷款、科技基础设施投资和补贴等，不排除企业存在过度投资的可能。此时，为维护企业的整体利益，特别是中小股东的利益，独立董事有可能做出干预上市公司非理性投资的决策。

二是证实了营销活动在企业创新成果市场化进程中的重要作用。实证结果与本研究假设一致，营销投入可放大研发投入对公司成长的促进作用。结合激励-保健理论，从创新产出的价值实现，即商品经营的角度来看，营销比研发更重要。其中，研发是保健因素，若降低或取消研发投入，则可实现的创新价值就会降低甚至不存在。相比之下，营销是激励因素，企业只有通过开展营销活动，才能使创新产出的使用价值被潜在消费者所了解、认可和交换，进而实现其价值，否则再高的研发投入、再多的创新产出也是徒劳。因此，一旦企业的研发投入实现创新产出，此时的营销活动便成为创新成果市场化的必要条件。由于战略性新兴企业以技术创新为特征，故营销活动对其格外重要。

(二)对战略性新兴产业管理实践的管理意义

1.基于以技术创新为先导的产业特殊性及为适应国家产业政策的要求，战略性新兴产业上市公司需特别注意董事会独立性对技术创新的影响，虽然实证表明独立董事比例和研发投入负相关，但相关企业在未来依然要注意维护一定比例的独立董事。这不但是实现企业成长的要求，也是公司治理致力于合法合规目标的要求。例如，新近出台的行政法规明确指出“到2020年国有独资、全资公司全面建立外部董事占多数的董事会等目标任务”，“董事会是公司的决策机构”，“国有独资、全资公司的董事长、总经理原则上分设”等。

2.良好的营销活动是企业创新产出实现价值的必要条件，战略性新兴产业上市公司在关注创新的基础上，还需要关注营销投资的整合作用。

(三)研究展望

1.战略性新兴产业具有创新驱动的独特性，且由于其新兴特征，战略性新兴产业的创新又偏向探索性创新。研发投入转化为创新产出的方式因企业、行业而异，但转化过程的顺利进行却无一不需要制度上的保障，由于战略性新兴产业受国家政策影响较深，进一步的研究可以加入产业政策，并将其作为调节变量，验证其对董事会独立性与创新战略选择的调节效应。另外，市场竞争也是企业创新的重要驱动力，未来的研究应将重要的外部环境要素纳入理论模型中，以探索其作用的边界效应。

2.将研发投入作为创新的测量指标，原因在于研发投入相较于创新产出更能体现董事会层面的决策结果。虽然从经验上来看，较高的研发投入通常会带来较多的创新产出，实证结果也表明企业研发投入与企业绩效正相关。但从逻辑上讲，创新产出和企业成长更为接近。创新产出通常体现为企业的新产品、新服务和专利数量等，而创新产出常可作为企业创新绩效的替代性指标。由于数据获取的便利性，本文选取创新投入作为代理变量。未来研究可通过“结构-行为-绩效”范式，将创新投入与创新产业分别作为中介，采用多阶段中介效应检验方法，探索董事会治理通过创新以及对组织绩效的影响机制及其作用效应。