董事会监督对企业研发投入的影响——基于监督复杂性的调节作用

钟 熙，宋铁波，陈伟宏，翁艺敏

( 华南理工大学 工商管理学院，广州

510640)

中国经济进入“新常态”，说明中国传统的竞争优势已经被削弱，为更好地应对全球竞争，中国迫切需要构建新的竞争优势［1］。在此背景下，中国政府提出了创新驱动发展战略，以期通过将经济增长动力由要素驱动、投资驱动转换为创新驱动。党的十九大报告进一步突出了创新的重要性:“创新是引领发展的第一动力，是建设现代化经济体系的战略支撑。”国家创新的微观基础是企业创新，因而企业的创新能力事关中国创新驱动发展战略成功实施的大局。但是，中国企业现阶段普遍存在着创新能力不强、研发投入偏低等问题［2］。在此背景下，如何推动企业开展研发活动、增加研发投入构成了当前理论界与实践界共同关注的焦点话题［3］。

根据委托—代理理论，具有所有权的委托人与掌握经营权的代理人之间的利益并非完全一致［4］，代理人可能会以牺牲委托人的利益为代价追求自身利益。尽管研发活动有助于企业构建竞争优势、获取市场份额［5－6］，但同时也具有风险性、跨期性、产出不确定性等特点［7］。故而，作为代理人的高层管理者出于自身利益的考量将选择规避风险性研发活动［8］，并最终导致了企业研发投入的不足。FAMA和JENSEN［9］研究指出，董事会代表股东监督高层管理者的经营决策过程，有助于遏制高层管理者的机会主义行为。与之相呼应，以往文献特别注重探讨董事会监督对企业研发投入的影响，但截至目前，已有研究尚未对董事会监督究竟是促进还是抑制了企业研发投入达成一致认识［10－14］。有研究表明，董事会监督促进了企业研发投入［10－11］，也有研究显示，董事会监督抑制了企业研发投入［13－14］。

相互矛盾的研究结论表明，董事会监督可能并非多多益善，两者之间可能存在非线性关系。事实上，少数学者基于发达经济体样本，尝试性探讨并论证了董事会监督与企业研发投入之间的非线性关系［12］。然而，由于中国企业与发达经济体企业在治理模式、治理体系完善程度等方面具有显著差异［15］，可能会导致董事会监督对高层管理者决策行为影响效应的差异性。因此，董事会监督与企业研发投入之间的非线性关系在中国上市企业是否也同样存在，有必要展开实证研究进一步检验。另外，除探讨董事会监督与企业研发投入两者间的非线性关系外，学者们还试图通过引入企业成长机会［11］、高层管理者特征［10］、董事会资本［12］等情境因素解释已有研究结论的分歧。但是，这些文献大多忽视了监督复杂性在其中的潜在作用，并隐含地假定在监督复杂性程度高的情形下与监督复杂性程度低的情形下，董事会监督对高层管理者的威慑作用相同。显然，上述假定与实际情况不符。再者，新近学术界也在呼吁［12］，未来探讨董事会监督与企业研发投入两者关系的研究应重视监督复杂性的潜在影响。鉴于此，在探讨董事会监督与企业研发投入之间非线性关系的基础上，本文拟进一步纳入监督复杂性的调节作用，以便得到更具解释力度的研究结论。

本文研究贡献表现在以下方面。①基于中国上市公司的经验数据，再次验证董事会监督与企业研发投入之间的非线性关系。前期研究已经尝试性探讨了两者之间的非线性关系［12］，但研究结论是基于发达经济体组织情境而得到的。由于发展经济体企业与发达经济体企业在组织结构、公司治理模式等方面存在较大差异［15］，已有研究结论的适用性有待进一步检验。本文不仅可以补充前期基于发达经济体组织情境所开展的相关研究成果［12］，同时还可以增进对发展经济体组织情境下董事会监督如何影响企业战略性决策(如研发投入决策)的认识。②通过识别并检验监督复杂性(包括环境复杂性与组织复杂性［6］)的调节作用，本文进一步明确董事会监督作用影响企业研发投入的边界条件。对监督复杂性调节作用的关注，回应GUIDIKEN和DARENDELI［12］的呼吁，即未来研究在探讨董事会监督与企业研发投入两者关系时应重视监督复杂性。③基于中国企业特殊股东的所有权性质，本文在区分国有企业与非国有企业的基础上进一步探讨董事会监督对企业研发投入的影响。鉴于国有企业与非国有企业在治理结构、管理模式等多个方面存在显著差异［17］，本文划分非国有企业与国有企业展开探讨，所得研究结论理应更具解释力与有效性，对未来进一步探讨董事会监督与其他企业战略性决策两者关系的研究亦具有重要启示。

1 理论分析与假设

1.1 董事会监督与企业研发投入

研发活动所具有的高风险、产出不确定性以及需要大量沉没成本等特征，诱发了企业研发投入决策过程中严重的委托—代理问题［10］。具体地，股东可通过多样化的股票投资组合分散高风险，他们往往偏爱高风险、高潜在回报收益的研发活动。与之相对，研发活动可能会对短期财务业绩产生负面影响［18］，影响高层管理者的薪酬和职位安全等，因此，高层管理者往往不愿实施研发活动，即使研发活动有助于企业获取和维持竞争优势［5－6］。

针对高层管理者不愿实施企业研发活动这一潜在的委托—代理问题，公司治理机制可能提供了一种有效的解决手段［19］。特别地，根据委托—代理理论的观点，董事会通过监督遏制高层管理者的机会主义行为［9］，并缓解企业研发投入不足的状况。在监督作用下，保持警惕的董事会将时刻提醒乃至明确要求高层管理者更多地实施有助于企业长远发展的研发活动，即使这样做可能会损害短期的企业业绩。也就是说，董事会参与并监督高层管理者经营决策活动的状况，将迫使高层管理者在创新决策中更多地考虑股东利益。例如，FAMA和JENSEN［9］研究指出，当高层管理者受到监督时，其采取机会主义行为的可能性将降低;KOR［10］研究则更具体地表明，企业采取有助于提高董事会监督角色发挥的措施(两职分离等)后，企业研发投入将随之增加。由此可知，董事会监督将促使企业投入更多的资源开展研发活动，增加研发投入。

然而，当董事会监督超过某一阈值时，过多的董事会监督对企业研发活动反而会带来严重的不利影响。首先，强烈的监督压力可能会诱发高层管理者更强的风险厌恶倾向［20］，继而使高层管理者更加规避研发活动，并最终导致企业研发投入的减少;其次，过多的董事会监督势必会引起董事会更多地审查、评估高层管理者所制定的决策(如创新战略)是否真正有助于股东利益最大化。诚然，上述审查与评估有助于维护股东的利益诉求［21］，但也将限制高层管理者的决策空间与决策的落实速度，延缓研发决策的真正落实;最后，FINKELSTEIN等［22］研究指出，高层管理者所感知的董事会支持提高了其对风险性研发活动的接受程度。由于过多的董事会监督会极大地削弱高层管理者对董事会支持的感知［20］，导致高层管理者预计到更高的研发活动失败率，此时，高层管理者参与研发活动的可能性将大幅降低，企业研发投入则随之减少。由此可知，当董事会监督超过某一阈值时，反而会对企业研发投入产生抑制作用。综上，提出如下假设。

H1董事会监督与研发投入呈倒U形关系。

1.2 监督复杂性的调节作用

H1提出了董事会监督与研发投入之间的非线性关系，但其中隐含着一个基本假定:在监督复杂性程度高的情形下与监督复杂性程度低的情形下，董事会监督对高层管理者的威慑作用相同。为使所得研究结论更具解释力，同时也更契合企业经营实际，本文将放宽上述与实际状况存在明显差异的基本假定，即认为董事会监督对高层管理者的威慑作用将因监督复杂性的不同而有所差异。本文将进一步探讨外部环境复杂性与内部组织复杂性(企业规模与企业产品多元化)对董事会监督与企业研发投入两者关系的调节作用。

1.2.1环境复杂性的调节作用 环境复杂性被定义为企业运营环境的复杂性与异质性。随着环境复杂性的提高，行业集中水平将随之降低而竞争对手的数量则将随之增加［23］。伴随着竞争对手数量的增加，竞争对手之间的相互联系、战略群组的数量以及战略群组之间错综复杂的互动关系也将随之增加［23－24］。因此，在环境复杂性的情形中，企业需要更多专业化的知识、技能、经验等来分析和处理错综复杂的商业关系与经营决策等。由于发挥监督角色的董事会成员(如外部董事)往往也受雇于其他组织［25］，他们通常是在业余时间参加董事会的会议来履行职责，因而他们所具备的有关企业经营决策的特定知识与技能不如高层管理者［26］。环境复杂性的增加进一步扩大了高层管理者与董事会之间在专业化知识、技能等方面的差异以及两者之间信息不对称的程度，继而降低了董事会根据企业当前资源、能力状况准确评估高层管理者所采取的行为是否恰当的能力［16］。这说明，环境复杂性增加了监督难度与治理复杂性，在此状况下，董事会监督的威慑作用将减弱，因而高层管理者的决策行为将较少受董事会监督的影响。也就是说，随着环境复杂性的提高，董事会监督促使高层管理者增加研发投入的可能性将减低，与此同时，过多的董事会监督会诱发高层管理者更强风险厌恶倾向等不利后果，导致高层管理者减少研发投入的可能性也将降低。因此，随着环境复杂性的提高，董事会监督对研发投入的影响效应将被削弱。据此，本文提出如下假设。

H2a环境复杂性削弱了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系，即随着环境复杂性的提高，董事会监督对企业研发投入的正向和负向影响都被弱化。

1.2.2企业规模的调节作用 企业规模是组织复杂性最重要的表现形式之一［27］。随着企业规模的扩大，企业经营所涉及活动的数量与种类以及人员数量等也将增加［28］。此时，为更好地获取企业规模扩大所带来的规模经济、资源获取能力等收益［29］，并尽可能降低企业规模扩大所引致的灵活性差、协调难度大等成本，企业股东会选择雇佣具备专业管理技能、经验的职业经理人负责企业的经营运作［9］。企业规模扩大之后，对企业经营活动或经营决策的监督将需要更多专业性的技能与知识等。而且，企业规模也增加了监督难度与治理复杂性［26］。刘冰和高闯［30］研究指出，企业规模的扩大提高了治理的协调性要求，最终显著提高了企业治理的复杂性。此外，规模较大的企业中股东数量通常也相对较多，董事会需要兼顾多种不同的利益诉求，此时董事会成员之间观点冲突的可能性以及达成共识的难度将提高，而董事会所代表利益诉求的不一致可能导致某些董事会成员监督积极性降低。上述状况意味着，企业规模的扩大将削弱董事会监督的威慑力。因此，随着企业规模的扩大，董事会监督对研发投入的影响效应将被削弱。据此，提出如下假设。

H2b企业规模削弱了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系，即随着企业规模的扩大，董事会监督对企业研发投入的正向和负向影响都被弱化。

1.2.3企业产品多元化的调节作用 除企业规模外，企业产品多元化是组织复杂性另一种最重要的表现形式［27］。实施产品多元化战略，意味着企业同时在多个产品与服务市场或行业中展开运营［31］。在此过程中，企业将面临多种消费者偏好、不同产品的政府规定以及多种行业环境等［32］。产品多元化增加了企业经营业务的数量与种类、面临环境的类型等，因而高层管理者可能需要同时做出多个战略性决策以响应多种同时变化的外部环境。与之相对应，董事会则需要同时监督高层管理者在多个战略性决策中是否存在机会主义行为。根据注意力基础观［33］，决策者采取何种行为取决于其注意力集中在哪些议题与问题上［34］，即注意力聚焦问题［33］，但是人的注意力是有限的，因而董事会有限注意力分散的标的越多，其对特定标的的关注越可能“浮于表面”。例如，随着企业产品多元化程度的提高，董事会针对企业战略性决策中特定机会主义行为(如高层管理者规避研发活动风险、减少研发投入这类机会主义行为)的关注力度与关注深度将降低。可见，随着企业产品多元化程度的提高，董事会监督对高层管理者的威慑作用将减弱。因此，随着企业产品多元化程度的提高，董事会监督对研发投入的影响效应将被削弱。据此，提出如下假设。

H2c企业产品多元化削弱了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系，即随着企业产品多元化程度的提高，董事会监督对企业研发投入的正向和负向影响都被弱化。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

鉴于各行业之间的企业研发投入存在显著差异，为保证行业背景的可比性，本文以2011—2016年中国A股制造业上市公司作为研究对象。参考相关主流文献的做法，本文对样本采用如下标准进行严格筛选:①剔除交易状态为ST、PT的公司样本;②剔除资产负债率大于100%的公司样本;③剔除数据存在缺失的公司样本。最终，获得了2011—2016年共838家上市公司的平衡面板数据(共计5 028个观测值) 。本文主要通过以下途径获取数据:①董事会持股数据来源于CSMAR上市公司人物特征数据库;②研发费用数据来源于Wind数据库基于利润表的衍生报表数据;③其他变量数据也均分别来源于CSMAR和WIND数据库。

2.2 变量与模型

被解释变量为企业研发投入(RD) 。参考宋铁波等［35］、ALESSANDRI和PATTIT［36］研究，本文采用研发支出与营业收入的比值衡量企业研发投入。其中，研发支出包括费用化研发支出与资本化研发支出。有必要指出的是，很多企业没有直接披露研发支出。在本文中，费用化研发支出和资本化研发支出分别通过财务报表附注“管理费用”和“研发支出”明细栏目经手工筛选整理得到。

解释变量为董事会监督(BM) 。KOR［10］采用外部董事比例衡量董事会监督，也有学者采用董事会持股比例衡量董事监督。考虑持股能有效协调董事会的利益与股东的利益，在持股情形下，董事会更有动力代表股东监督高层管理者的决策行为。鉴于此，参考GULDIKEN和DARENDELI［12］、Clark［37］的研究，本文采用董事会持股数量与公司股本总数的比值衡量董事会监督。

对于3个调节变量，本文参考LI和TANG［23］的研究，采用同一行业内(证监会2012年版SIC三级行业分类代码)竞争者数目加1后取自然对数衡量环境复杂性(EC) ;采用企业资产总额加1后取自然对数衡量企业规模(FS) ;参考SUN等［31］的研究，采用熵指数衡量企业产品多元化(PD) 。

参考以往相关研究成果［10－13］，本文选择以下7个变量作为控制变量:企业成立年限(AGE) 、所有权性质(STA) 、冗余资源(RR) 、董事会规模(BS) 、CEO两职兼任(DUA) 、无形资产净额(IA)以及年度虚拟变量(YEAR) 。

本文主要变量的具体测量见表1。

表1 变量的测量Tab.1 Measurement of the variables

基于研究假设，将待检验的回归模型设定如下。

3 实证分析与结果

3.1 描述性统计与相关性分析

表2列示了变量的描述性统计与相关性系数表。由表2可知，企业研发投入(RD)的均值为0.044，说明中国企业的研发投入普遍较低。另外，董事会监督(BM)与企业研发投入显著正相关;环境复杂性(EC)与企业研发投入显著正相关;企业规模(FS)与企业研发投入显著负相关;企业产品多元化(PD)与企业研发投入(RD)显著负相关。本文对进入回归分析的所有解释变量进行方差膨胀因子( VIF)检验，结果显示:回归模型的VIF均值低于阈值2，且解释变量的VIF值远远低于阈值10，表明本文的变量设定较为合理，不存在严重的多重共线性问题，适合进一步回归分析。

表2变量的描述性统计与相关性系数Tab.2 Descriptive statistics and correlation coefficients of the variables

3.2 回归分析

为确保模型估计的一致性和有效性，本文在实证回归之前对数据进行如下预处理:①对连续变量进行缩尾处理( 1%水平)以规避极端值的影响;②在构建乘积项之前对解释变量和调节变量进行中心化处理以规避多重共线性问题;③由于使用平衡面板数据进行实证分析，可能存在异方差、序列相关以及截面相关等问题，因此使用STATA 13.1软件进行固定效应模型分析，并采用Driscoll-Kraay标准误进行修正。

表3列示了董事会监督与企业研发投入两者关系的检验结果。模型( 1)和模型( 2)分别检验了董事会监督与企业研发投入的线性关系和非线性关系，模型( 3) ～模型( 5)分别检验了环境复杂性、企业规模和产品多样化对董事会监督与企业研发投入两者关系的调节作用;模型( 6)为包括所有变量的全模型。

由表3模型( 1)可知，董事会监督与企业研发投入之间存在显著的正相关关系( b=0.007，p＜0.01) ;模型( 2)表明，董事会监督与企业研发投入之间存在显著的正相关关系( b=0.014 ，p＜0.01) ，并且董事会监督的平方项与企业研发投入之间存在显著的负相关关系( b=－0.025，p＜0.01) 。这一结果表明，董事会监督与企业研发投入并非简单的线性关系，而是倒U形关系，从而支持了H1。

表3董事会监督与企业研发投入之间的关系检验Tab.3 Regression results of board monitoring and R＆D investment

由模型( 3)可知，环境复杂性和董事会监督的交乘项与企业研发投入之间存在显著的正相关关系( b=0.014，p＜0.01) ，而环境复杂性和董事会监督平方项的交乘项与企业研发投入之间也存在显著的负相关关系( b=－0.058，p＜0.01) ，表明随着环境复杂性的提高，董事会监督对企业研发投入的正向和负向影响都被强化，即环境复杂性增强了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系，因而H2a未得到支持。对此，可能的解释是:环境复杂性意味着众多的竞争对手，而行业中竞争者越多，企业所面临的筛选法则越严酷［38］，缺乏竞争优势的企业将很快被淘汰出局。尽管研发活动有风险、产出不确定［7］，但研发活动在企业维持、增进竞争优势中也发挥关键作用［5－6］。因此，当环境复杂性较高时，为保证企业的生存，董事会将更加积极主动地参与研发决策。该状况无形中增强了董事会监督的威慑力，最终使得环境复杂性增强了董事会监督与企业研发投入之间的倒U形关系。

由模型( 4)可知，企业规模和董事会监督的交乘项与企业研发投入之间存在显著负相关关系( b=－0.013，p＜0.01) ，企业规模和董事会监督平方项的交乘项与企业研发投入之间存在显著正相关关系( b=0.034，p＜0.01) ，表明随着企业规模的扩大，董事会监督对企业研发投入的正向和负向影响都被弱化，即企业规模削弱了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系，从而支持了H2b。

由模型( 5)可知，企业产品多元化和董事会监督的交乘项与企业研发投入之间存在显著的负相关关系( b=－0.019，p＜0.01) ，而企业产品多元化和董事会监督平方项的交乘项与企业研发投入之间则存在显著的正相关关系( b=0.089，p＜0.01) 。这一结果表明，随着企业产品多元化程度的提高，董事会监督对企业研发投入的正向和负向影响都被弱化，即企业产品多元化削弱了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系，从而支持了H2c。

3.3 稳健性检验

本文尝试如下稳健性检验。①对董事会监督采用替代指标。在中国公司治理实践过程中，部分企业董事没有持股或者持股比例较低，在此剔除董事会持股数量为零的企业样本。②对企业研发投入采用替代指标。上文采用了费用化研发支出与资本化研发支出，在此仅采用当期费用化研发支出与营业收入的比值度量研发投入。此外，还采用了企业当期费用化研发支出与资本化研发支出之和与资产总额的比值衡量企业研发投入。重新回归分析后的检验结果与前文保持一致，说明本文所得结论具备较高的稳健性(限于篇幅，稳健性检验结果未列示，结果备索) 。

4 拓展分析

鉴于非国有企业与国有企业在治理结构、管理模式等多个方面存在较大的差异，本文依据所有权性质将样本划分为非国有企业组和国有企业组，重新检验上述研究结论在所有权性质这一边界条件下的稳健性。

表4列示了董事会监督与企业研发投入两者关系在非国有企业组的检验结果。结果显示:董事会监督与研发投入呈倒U形关系;环境复杂性增强了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系;企业规模削弱了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系;企业产品多元化削弱了董事会监督与研发投入之间的倒U形关系，与前文结论一致。

表4 董事会监督与企业研发投入之间的关系检验(非国有企业组)Tab.4 Regression results of board monitoring and R＆D investment ( non-state-owned enterprises)

表5列示了董事会监督与企业研发投入两者关系在国有企业组的检验结果。

表5 董事会监督与企业研发投入之间的关系检验(国有企业组)Tab.5 Regression results of board monitoring and R＆D investment ( state-owned enterprises)

表5的检验结果显示:在国有企业组中，董事会监督与企业研发投入之间仅存在显著的负相关关系，且企业规模显著强化了董事会监督与企业研发投入之间的负向关系，环境复杂性与企业产品多元化对董事会监督与企业研发投入两者关系无显著影响。这说明，在国有企业中，董事会监督未能有效治理高层管理者不愿实施企业研发活动这一潜在的委托—代理问题，而在监督复杂性较大的情形中，委托—代理问题将进一步加重。其原因可能在于:在国有企业中，风险承担与收益的严重不对等。具体地，不同于非国有企业，国有企业的激励机制更加不健全。宋渊洋和李元旭［39］研究发现，非国有企业平均激励力度为国有企业平均激励力度的24倍。也正因为国有企业中的高层管理者对风险性创新决策收益享有的份额较低，但其所承担的风险却相对较高，因此，董事会监督反而会进一步强化高层管理者对研发活动的厌恶情绪，这使得董事会监督增加而企业研发投入不断减少。而当监督复杂性增加了董事会对高层管理者机会主义行为的识别难度时，高层管理者将对研发活动表现出更强烈的厌恶情绪，导致高层管理者更有可能减少企业研发投入。

5 结论与讨论

基于2011—2016年838家中国A股制造业上市公司5 028个平衡面板数据，本文探讨了董事会监督对企业研发投入的非线性影响以及监督复杂性对上述关系的调节作用，进一步区分企业所有权性质并展开了相应探讨。本文得到以下研究结论:①董事会监督与企业研发投入存在非线性的倒U形关系;②董事会监督与企业研发投入之间的非线性关系将受制于监督复杂性。具体地，环境复杂性增强了董事会监督与企业研发投入之间的倒U形关系，而组织复杂性(企业规模、企业产品多元化)则削弱了董事会监督与企业研发投入之间的倒U形关系;③董事会监督与企业研发投入的倒U形关系仅存在于非国有企业中，在国有企业中，董事会监督对企业研发投入仅存在负向影响。研究结论充分说明，董事会监督、监督复杂性和企业性质是导致企业间研发投入强度存在显著差异的重要因素。

本文对商业实践存在以下启示。首先，当高层管理者面临严格的董事会监督时，他们反而会削减研发投入，这意味着企业股东需要意识到董事会适当监督的重要性。尽管本文研究结论未表明企业应减少董事会监督，因为这可能会导致企业减少研发投入，但本文发现，过多的董事会监督会适得其反，因而企业应避免过多的董事会监督。其次，企业要想更好地发挥董事会监督的积极作用，应该仔细审视影响监督复杂性的情境因素，如环境复杂性、企业规模以及企业产品多元化程度等，这是因为在监督复杂性程度高的情形下，董事会监督对高层管理者的威慑作用减弱，可能会导致董事会监督未能有效遏制高层管理者的机会主义行为。最后，本文研究显示，在非国有企业中，董事会监督对企业研发投入同时存在正向和负向影响，但在国有企业中，董事会监督对企业研发投入仅存在显著的负向影响，这可能说明只有当激励机制相对健全时，董事会监督才能发挥其应有的积极作用。因此，从增强国有企业参与创新活动的积极性和提高国有企业创新能力的角度来说，国有企业应引入或改善针对高管的激励机制，进而提高国有企业高管参与创新活动的积极性和主动性，进而提高国有企业创新能力。

本文存在以下不足:①委托—代理问题不仅存在于公开上市企业，也存在于非公开上市的企业，未来研究可进一步基于非公开上市公司样本检验董事会监督与企业研发投入之间的逻辑关系，从而验证并补充本文研究发现;②本文仅探讨了董事会监督对企业研发投入的影响，未能进一步明确监督对企业创新产出的影响。鉴于创新产出与研发投入对企业都具有重要意义，但二者存在一定的差别，因此探讨董事会监督与创新产出之间的关系构成未来研究的另一个机会。