科技型企業董事會特征與技術創新效率關系研究

劉文虎 王震 王子華 于波

(德州學院數學科學學院，山東 德州 253023)

一、引言

技術是國家經濟持續發展和社會進步的關鍵。隨著改革開放的深入，我國的發展模式正在向生產率提高和技術創新為主的內涵式增長轉變，因此，近年來技術創新效率及其影響因素的研究逐漸成為學術界關注熱點。丁瑩瑩等(2020)[7]、李宏寬等(2020)[11]從產業層面測度了技術創新效率及其影響因素。事實上，企業才是技術創新的主體，既承擔著技術創新高投入、高風險和長周期等成本，也享受其帶來的超額回報。技術創新效率的高低直接影響著企業長遠發展。企業為了保持技術領先，需要根據內外部環境變化，及時調整技術創新的方向和策略。董事會在決策過程中扮演著至關重要的角色，對企業技術創新有著深刻影響。

本文以科技型企業為研究對象，在剔除環境因素對技術效率影響的基礎上，檢驗董事會特征對企業技術創新效率的影響，以期在如何改善董事會對創新活動組織管理效率方面提供參考。

二、文獻綜述

自技術創新效率概念被提出以來，很多學者都對其評價及影響因素進行了研究。技術創新效率的評價主要有兩種方法，一種是以Aigner et al.(1977)[1]提出的隨機前沿分析(SFA)為代表的參數方法，另一種是以Charnes et al.(1978)[3]提出的數據包絡分析(DEA)為代表的非參數方法。其中，DEA方法適合于多投入多產出決策單元的效率評價，它無需構建生產函數的具體形式，不受投入產出變量量綱的影響，并且能對非有效的決策單元給出改善方向，因此得到學者們的普遍認同。

關于企業技術創新效率影響因素的研究，Barros et al. (2013)[2]探討了公司規模、政府政策及并購重組對技術創新效率的影響。謝昕琰(2019)[12]研究發現家族企業更愿意承擔成立研發部門帶來的風險，更傾向于從外部引進技術。黃新建和尤珊珊(2020)[8]研究了股權激勵計劃中行權條件、激勵有效期等契約要素對技術創新效率的影響。藺鵬等(2020)[13]檢驗了在研發階段和技術成果市場化階段，不同金融結構對創新產出與技術創新效率的影響效應。還有一些學者對細分領域的企業技術創新效率影響因素進行了研究，如李宏寬等(2020)[11]聚焦集成電路產業，丁瑩瑩等(2020)[7]和鄧立治(2015)[6]分別關注電子信息制造業和汽車產業，探討的技術創新效率影響因素包括研發資本存量、技術人員數量和管理層人均報酬等；李紅錦等(2019)[17]探索我國高校創新產出的空間格局，分析高校創新產出的影響因素及空間溢出效應。

董事會特征對企業技術創新的影響也是學術界的研究熱點。劉美芬(2019)[15]研究發現，董事會治理行為與創新績效之間呈現對數關系。王滿四和王旭東(2020)[20]認為董事會通過對管理層行為的監督，以及利用自身專業知識協助管理層挖掘外部創新機會等方式，對企業技術創新產生積極影響。嚴若森和朱婉晨(2018)[22]聚焦女性董事，發現女性董事與企業創新投入之間存在倒U型的非線性關系。王鋒正和陳方圓(2018)[19]從整體上探討了董事會治理與企業綠色技術創新的關系。劉建華等(2019)[14]等發現創新投入與品牌價值間存在相互影響的內生性關系，董事會規模對此關系具有顯著的正向調節效應。金浩等(2016)[9]等研究認為擴大董事會規模、增加外部獨立董事以及強化董事會成員溝通有助企業加大創新資源投入。

可以看出，關于企業技術創新及其效率影響因素，已有研究主要集中在企業外部環境、技術投入及董事會特征等三個方面，但聚焦于董事會特征對技術創新效率影響的研究相對較少。董事會作為協調股東與管理層利益沖突的制度安排，是公司治理的核心，其治理作用的發揮對技術創新戰略決策的制定和實施有重要影響。企業是創新的主體，新技術的開發和應用需要大量的資金和人力物力，還需要企業承擔巨大的失敗風險。技術創新失敗或者效率低下，既造成社會資源的巨大浪費，對企業以后的經營發展也會帶來不利影響。因此，合理有效地評價企業的技術創新效率顯得尤為重要。

三、研究假設及設計

本文在評價企業技術創新效率的基礎上，進一步考察董事會特征對技術創新效率的影響。

(一)研究假設

董事會在對公司重大事項的戰略決策方面具有絕對主導權(李海霞，2017)[10]。徐向藝和湯業國(2013)[21]認為董事會規模與技術創新投入和產出之間都存在倒U型關系。當董事會規模較小時，董事會成員的增加可以補充內部的專業知識和管理經驗，提高決策的科學性和有效性，也能夠更好地監督企業經營管理，因此對技術創新效率有一定的促進作用。當董事會規模過大時，董事會成員之間協調和溝通的難度增大，決策和監督的效率下降，董事會職能在技術創新決策和實施過程中的發揮受到影響，從而對技術創新效率產生不利影響。因此，董事會規模對技術創新效率可能起到先揚后抑的作用。因此，本文提出假設1：

H1：董事會規模與技術創新效率間存在倒U型關系。

技術創新及管理水平的提高需要大量吸收企業外部的新知識與新技能，獨立董事的專業知識可以形成董事會多樣化的知識體系和管理經驗(周軍，2018)[24]，從而極大提高企業技術創新效率。技術創新活動具有資金投入大、產出周期長、過程復雜、風險較高等特點，容易產生大股東和管理者為了私利而操縱技術創新活動，從而影響技術創新效率。獨立董事的增加可以有效地避免這一問題的產生。此外，獨立董事能夠給企業帶來異質性的信息，有利于技術創新效率的提高。因此，本文提出假設2：

H2：董事會的獨立性與技術創新效率間存在正相關關系。

董事會會議召開次數可以表征董事會工作的勤勉和認真程度。張俊麗(2017)[23]認為，召開會議次數越多，成員之間的溝通交流越充分，獨立董事對公司經營管理的參與也更深入，可以更有效地為管理層技術創新決策提供有力支持和科學監督，在技術創新活動中充分發揮董事會的決策和監督職能，從而有利于技術創新效率的提高。因此，本文提出假設3：

H3：董事會會議次數與技術創新效率間存在正相關關系。

賈巖(2019)[25]研究發現股權集中度和互聯網企業的創新研發能力呈負相關關系。本文認為，董事持股越多，和公司的利益就越相關。技術創新是高風險、長周期、高投入的投資，將會給公司帶來極高的不確定性。董事會基于規避風險的理念，往往不支持技術創新活動，從而給技術創新效率帶來負面影響。因此，本文提出假設4：

H4：董事會成員持股數與技術創新效率間存在負相關關系。

賴凱和孫慧(2017)[26]研究發現，股權激勵對多元化程度高的企業技術創新具有顯著的促進作用，薪酬激勵對多元化程度較低的企業技術創新具有顯著的促進作用。本文認為，優越的薪酬能激勵董事會成員充分發揮自己的智慧，利用自己的資源，慎重考慮技術創新決策的可行性，決策實施過程中也會投入更多的精力進行監督，使創新活動投入有效，從而有利于技術創新效率的提高。因此，本文提出假設5：

H5：董事會成員薪酬與技術創新效率間存在正相關關系。

(二)研究方法

1.三階段DEA模型

本文采用Fried et al.(2002)[4]提出的三階段DEA模型。與傳統方法相比，該評價方法能解決現有方法忽視數據的真實生成過程(data generating process)導致估計結果不穩健的問題(Simar and Wilson，2007)[5]，可以更加真實地反映企業在技術創新活動過程中的管理水平，進一步的回歸結果也能充分反映董事會對管理層在技術創新活動管理水平的影響。

第一階段，基于原始數據采用傳統DEA模型進行評價。由于本文是從投入角度對評價對象效率進行測度，關注的是產出不變情況下投入變量的冗余和利用有效性，因此，本文選用投入導向規模報酬可變的BCC模型。

第二階段，采用SFA回歸方法消除環境因素和隨機干擾的影響。具體來說，以第一階段分析得到的投入變量冗余作為被解釋變量，構造如下SFA回歸函數：

Sni=f(Zi;βn)+vni+μni, i=1,2,…,I ; n=1,2,…,N

其中，Sni是第i個決策單元第n個投入變量的冗余；Zi是環境變量，βn是環境變量的系數；vni+μni是混合誤差項，其中v～N(0,σ2v)，μ～N+(0,σ2μ)。

基于SFA回歸對所有決策單元的投入變量進行調整，使得所有決策單元都處于相同的外部環境，以便更加真實地進行評價。調整公式如下：

第三階段，基于調整后的投入變量和原來產出變量，再次進行DEA評價，得到有效真實的效率值。

2.Tobit模型

在三階段DEA分析的基礎上，本文以技術創新效率(yi,i=1,2,3)為被解釋變量，董事會規模(DSGM)、獨立董事占比(DSDL)、董事會會議次數(DSHY)、董事持股(DSCG)以及董事薪酬(DSXC)為解釋變量，建立Tobit回歸模型如下：

yi=β0+β1DSGM+β2DSGM2+β3DSDL+β4DSHY+β5DSCG1+β6DSXC1+εi

其中i=1,2,3分別表示企業技術創新的綜合效率、純技術效率和規模效率，β0, β1, β2, β3, β4, β5, β6為待估參數，εi為隨機誤差項。為避免異方差性，根據數據實際，采用通常處理方式為樣本數據加1后再取自然對數，董事持股(DSCG)以及董事薪酬(DSXC)分別變換為DSCG1=1n(1+DSCG)和DSXC1=1n(1+DSXC)。為考慮非線性的影響，還加入了董事會規模DSGM的平方項DSGM2。

(三)樣本選擇及數據來源

為更好地反映高新技術企業特征，本文選取代表性較強的滬深兩市信息傳輸、軟件和信息技術服務業上市公司為樣本進行相關研究。

劉偉(2015)[16]指出從創新投入到專利產出及轉化為企業的無形資產需要時間。基于此，本文以技術創新從投入到產出的時間作為滯后期，參考多數文獻的做法以及樣本企業的技術特點，設定滯后期為一年。投入變量選取樣本上市公司2017年研發經費投入金額、研發人員數量、固定資產總額，產出變量為2018年企業專利申請數和年末無形資產金額。

其中，專利申請數據來自中國專利信息中心專利之星檢索系統(http://cprs.paten-tstar.com.cn/Search/Index)，經濟發展水平數據來自各地統計年鑒，其余變量來自國泰安(CSMAR)數據庫和銳思(RESSET)金融研究數據庫。本文利用深交所網站公布的2017年上市公司年報對部分董事持股數據進行了補充，并剔除了ST、PT、數據不全及個別數據異常的樣本，得到173家上市公司樣本，其中滬市主板上市公司45家，深市主板上市公司59家，創業板上市公司69家。

(四)變量選取

1.技術創新的投入與產出

參考屈國俊等(2018)[19]的研究，并考慮數據的可得性，技術創新投入變量選取企業的研發經費總數、參與研發人數、年末固定資產總額；技術創新產出變量選取申請專利數量和無形資產年末余額。

2.企業技術創新的環境影響因素

基于所選企業的特點和以往研究成果，選取以下指標作為環境變量：(1)股權集中度(GQJZ)。股權集中度過高可能導致內部人控制現象，大股東有通過犧牲企業整體利益為自身謀利的意愿，不利于企業技術創新效率的改進。(2)企業規模(QYGM)。大規模的企業有充足的人力和財力支持技術創新，規模效應對創新效率產生一定的影響。(3)企業壽命(QYSM)。隨著企業成立年限的增長，研發人員的經驗會逐步積累，有利于提高技術創新效率。(4)政府補貼(ZFBT)。政府補貼可以增加企業的研發經費投入，提升企業技術創新的積極性，降低創新風險。(5)經濟發展水平(JJFZ)。企業創新活動需要大量的人財物投入，所在地的經濟發展水平越高，各類生產要素越豐富，越有利于生產要素的聚集，對企業的創新產生積極影響。

表1 變量類型和定義

3.董事會特征

包括董事會規模(DSGM)、董事獨立性(DSDL)、會議次數(DSHY)、董事持股(DSCG)以及董事薪酬(DSXC)等。

具體變量及其定義見表1。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

樣本數據的描述性統計結果如表2所示。結果顯示：第一，研發經費、研發人員、固定資產的變異系數(1.44、1.55、2.06)顯著小于申請專利和無形資產(2.81、6.28)，說明不同企業之間技術創新效率存在較大差異。第二，企業環境變量中，企業壽命變量差異小，原因在于我國高新技術企業起步普遍較晚，大多還處于早期階段；所在城市經濟發展水平差異小，原因在于科技企業大多位于經濟相對發達的東部地區或大城市；企業之間的規模、股權集中度、政府補貼等變量存在較大差異。第三，關于董事會治理變量，由于政策引導的原因，董事會人數和獨立董事比例變量在企業之間的變化相對較小，而董事會會議次數、董事持股和前三董事薪酬的差異比較明顯。

表2 樣本數據的描述性統計

(二)技術創新效率的DEA評價

1.第一階段：傳統DEA模型技術創新效率評價結果

表3為企業的技術創新效率測算結果。結果顯示，全部樣本公司總體技術創新的綜合效率平均值和標準差分別為0.189和0.285，總體來說相對效率比較低，并且樣本公司之間的差距比較大；從純技術效率和規模效率來看，其平均值分別為0.394和0.450，表明綜合效率水平比較低是純技術效率和規模效率共同作用的結果。

把樣本企業按上市板塊不同，分別計算其效率均值和標準差。結果表明，綜合效率方面滬市主板最優，創業板次之，深市主板較弱；純技術效率方面創業板最優，深市主板較弱；規模效率方面滬市主板優于深市主板，創業板較弱。

表3 技術創新效率DEA 評價結果匯總

2.第二階段：消除環境和隨機擾動因素影響的SFA分析

以傳統DEA評價結果中的投入冗余為被解釋變量，以環境變量為解釋變量，測度環境變量對投入冗余的影響，結果如表4所示。

結果顯示，股權集中度的提高可以很大程度上減少研發經費投入冗余，但對研發人員和固定資產的投入冗余有促進作用；企業規模的增大對研發經費、研發人員和固定資產的冗余都會增加，因為隨著企業規模的增大，企業技術創新活動在經費投入、研發人員和固定資產等方面都會有一定的積累；企業年限的增加會減少固定資產投入冗余，但會增加投入經費和投入人員的冗余，因為固定資產的變化需要一個過程，隨著企業年限的增加，管理者對于技術創新活動的管理更加科學，固定資產、研究經費和研發人員的配置和使用更加合理，減少不必要的浪費；政府補貼的增加會減少投入經費、人員投入和固定資產投入的冗余，原因可能在于獲得政府補貼多的企業會受到政府管理部門對于企業技術創新活動的關注，管理部門會利用其本身的資源和管理優勢幫助相關企業提高技術創新管理效率，減少投入冗余；經濟發展水平的提高可以減少研發經費和固定資產投入冗余，增加研發人員投入冗余，原因在于經濟發達地區的科研創新基礎普遍較好，企業在固定資產投入和科研經費投入方面可以相互幫助，互通有無，更好的研發基礎設施和福利待遇也會吸引研發人員聚集，形成冗余。

表4 三階段DEA 評價模型的SFA 估計結果

總之，環境變量對投入變量冗余的作用方向和力度是不同的，但基本都是顯著的，并且從LR值可以看出模型總體也通過了顯著性檢驗，γ值相對比較大，說明投入冗余主要是管理無效率引起的。因此，很有必要剔除環境因素和隨機干擾因素的影響，把所有決策單元放在同一個水平下比較其真正的技術創新效率水平。

3.第三階段：投入變量調整后DEA評價

對調整后的數據進行DEA評價，結果見表5。剔除環境因素和隨機干擾影響后，樣本公司的技術創新效率結構發生了較大變化。全樣本來看，綜合技術創新效率平均值為0.112，有一定程度的降低；純技術效率平均值為0.860，有很大的提高；而規模效率平均值為0.127，出現了大幅度降低。這表明科技型企業技術創新綜合效率低的原因主要是技術創新活動規模不夠。

分不同板塊樣本公司來看，技術創新綜合效率最好的是滬市主板樣本公司，原因在于其規模效率最優。這是由于滬市主板上市公司多為規模較大的公司，容易形成規模經濟。值得注意的是，滬市主板上市公司在技術創新活動的管理方面還有較大提升空間。創業板樣本公司技術創新的純技術效率最好，均值為0.905，這是由于創業板樣本公司都是雙創企業，非常注重技術創新活動的管理，有強烈的創新意識和動力，因此，其純技術效率最佳。但由于這類企業的成立時間短，技術創新的投入規模相對小，其綜合效率的相對較低很大程度是由于規模效率不足。深市主板主要以中小企業為主，在技術創新活動的資源配置和管理方面有一定優勢，但在創新活動投入規模方面有較大提升空間。

表5 調整后的技術創新效率DEA 評價結果匯總

表6 技術創新效率影響因素回歸結果

(三)董事會治理對企業技術創新效率的影響

用前文所述Tobit模型進行估計，結果見表6。結果顯示，董事會特征總體上對企業技術創新效率有顯著影響，但對綜合效率、規模效率和純技術效率的影響分化。

第一，董事會規模與技術創新的綜合效率和規模效率都呈倒U型關系，說明規模較大或者較小的董事會對兩種效率都會產生不利影響。董事會規模最優是12人，樣本最大值為17人，最小5人，有待于根據公司實際進行優化；隨著會議次數和董事成員薪酬的增加，董事會運行更加公正和透明，成員之間交流更加充分，對企業經營管理的監督更加有效，對技術創新效率產生顯著的正向影響。董事會獨立性的影響不顯著，原因在于我國獨立董事制度建立時間比較短，獨立董事有時候還存在不獨立等方面的不足；隨著公司治理制度的完善，在技術創新活動這種關乎企業長遠發展的決策方面，獨立董事也會發揮越來越大的作用。董事會成員持股總數的增加不利于技術創新綜合效率和規模效率的提高，原因在于董事會成員持股數越多，在制定技術創新決策時的權力越大，限于其專業背景，可能會產生管理不科學等不利于技術創新的決策，這也進一步說明了董事會中引進獨立董事的必要性。

第二，董事會特征對純技術效率的影響呈現了不同形式。純技術效率是表征某一經營管理活動的制度和管理水平的指標，董事會規模、董事獨立性與技術創新純技術效率之間存在顯著正相關關系，也就是說董事會和獨立董事人數的增加會使董事會在戰略決策、制度制定、監督管理各方面的能力都有增加，董事會運行效率相應提高，有利于技術創新效率的提高；董事會會議次數和董事薪酬與純技術效率之間存在顯著負相關關系，說明董事會會議次數增加雖然可以提高成員之間的了解，但科技型企業由于其成員對于純技術活動更容易達成一致，會議次數增加恰恰說明成員之間的意見分歧較大，需要頻繁溝通，因此，不利于技術創新活動的實施與管理；董事會成員如果薪酬較高，就會著眼于眼前利益，不太關注風險比較高的科技創新活動的實施，從而影響創新活動的管理水平；董事持股總數與技術創新的純技術效率之間存在負相關關系，但不顯著。

(四)穩健性檢驗

為了檢驗研究結論的穩健性，本文進一步做如下檢驗：(1)以企業專利申請數量代替技術創新綜合效率，作為被解釋變量，對董事會特征變量進行回歸；(2)以銷售毛利率為技術創新綜合效率的替代變量，對董事會特征變量進行回歸；(3)將所有解釋變量進行離差標準化，再重新用原來模型進行Tobit回歸。研究發現(限于篇幅詳細結果不再列出，留存待索)與前文一致，表明本文的結論是穩健的。

五、結論與建議

本文以滬深兩市信息傳輸、軟件和信息技術服務業173家上市公司為樣本，對科技企業董事會治理與技術創新效率之間的關系進行了實證研究。主要發現如下：

第一，環境因素和隨機干擾對樣本企業技術創新效率的評價影響較大，并且環境因素對技術創新活動投入冗余的影響比較復雜。剔除環境影響之后，企業技術創新規模效率出現大幅度降低，純技術效率有較大提高，說明科技企業技術創新活動的管理水平相對比較高，制約技術創新效率的關鍵在于投入產出規模。

第二，樣本企業技術創新綜合效率總體來看較低，存在一定的提升空間，但在純技術效率方面表現優異。純技術效率是某一經營管理活動相關制度和管理水平的體現，因此，這表明我國科技型上市公司在科技創新活動的管理和制度建設方面總體上處于較高水平。綜合效率偏低的主要原因在于規模效率不高，這表明企業在技術創新活動投入方面還有很大不足，要想進一步提高技術創新活動效率，需要調動各方力量，加大技術創新活動投入。

第三，按照交易所板塊分類，深市創業板市場樣本企業在純技術效率方面表現最好，但在規模效率方面表現最差；滬市主板市場樣本企業則正好相反。這說明創業板市場的企業在科技創新活動管理方面整體上要優于其他企業，但在技術創新活動投入方面還存在不足；而滬市主板上市公司相對成熟，公司規模較大，因此在規模效率方面表現最好，但在技術創新活動管理方面還有待提高。

第四，董事會規模與技術創新綜合效率和規模效率之間呈倒U型關系，與純技術效率負相關；董事會會議次數、董事薪酬總額與企業技術創新綜合效率正相關；董事持股總數與企業技術創新效率負相關；獨立董事比例與技術創新綜合效率關系不顯著。

目前，多層次資本市場改革正加速推進，資本市場對技術創新企業的覆蓋面不斷擴大。其中，創業板將重點支持“三創四新”企業上市融資，即順應創新、創造、創意的大趨勢，主要服務成長型創新創業企業，并支持傳統產業與新技術、新產業、新業態、新模式深度融合。監管部門和交易所可通過完善相關制度規則，進一步提高上市企業董事會治理水平，更好發揮董事會對企業技術創新效率的作用。結合上述結論，本文提出如下建議：在信息披露規則方面，監管部門可引導和鼓勵企業關注環境因素對技術創新活動的影響，給予企業根據自身條件和所處環境合理調整技術創新活動投入的一定靈活性，提高其技術創新綜合效率；在董事會治理方面，監管部門可引導和鼓勵企業建立規模適中、結構合理的董事會，健全董事會成員的薪酬體系和激勵制度，同時進一步完善獨立董事制度，促使獨立董事在董事會中更好地發揮治理功能。