董香蘭， 董巧婷, 胡夢澤

(石家莊鐵道大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 石家莊 050043)

一、引言

企業(yè)創(chuàng)新投資與其他決策一樣，均離不開人的作用，人的因素對創(chuàng)新的決策、創(chuàng)新的實(shí)施以及創(chuàng)新效率的影響可能會比財務(wù)因素要大。由于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在的一致性、長期性和高風(fēng)險性等特征，管理者在受托責(zé)任下即使履行了勤勉義務(wù)，仍需承擔(dān)創(chuàng)新失敗的機(jī)會成本，可能面臨降薪、被解聘，甚至是來自股東的訴訟，導(dǎo)致現(xiàn)任的高管缺少動力去實(shí)施創(chuàng)新投資[1-2]。在我國所有權(quán)和控制權(quán)相分離的情境下，股東很難做到親自參與公司治理相關(guān)經(jīng)營決策，董事會代表股東會對管理者行使監(jiān)督職能，降低代理成本，有效緩解了第一類代理沖突問題，對企業(yè)創(chuàng)新活動存在積極推動作用[3]。

然而，股東個體之間、董事個體之間存在異質(zhì)性，不同董事可能代表不同控制權(quán)主體的利益[4-5]?？毓晒蓶|作為實(shí)力最強(qiáng)的股東，對董事會的構(gòu)成和董事會制度具有很大決定性的作用，尤其存在多個大股東時，董事會結(jié)構(gòu)便是大股東之間利益較量的結(jié)果[6-7]，控股股東委派董事直接代表控股股東的利益，那么這部分董事對企業(yè)創(chuàng)新會產(chǎn)生什么影響？以2007—2017年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，分析控股股東委派董事如何影響企業(yè)創(chuàng)新，并檢驗不同高管薪酬水平對控股股東委派董事與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的影響。研究發(fā)現(xiàn)，控股股東委派董事的比例越高，企業(yè)研發(fā)投入水平和產(chǎn)出水平就越高，說明控股股東只有在委派更多董事時，才會在利益收斂和利益掠奪中傾向于選擇利益收斂，從而推動企業(yè)創(chuàng)新。在考察高管薪酬激勵后，發(fā)現(xiàn)在高管薪酬激勵程度小的企業(yè)中，控股股東委派董事的激勵效果和對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加顯著。

研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個方面： 第一，從企業(yè)創(chuàng)新角度這一新視角，探討了控股股東委派董事對其所產(chǎn)生的影響，從而拓展了控股股東委派董事經(jīng)濟(jì)后果這一領(lǐng)域的相關(guān)研究；第二，從控股股東委派行為視角入手，挖掘影響企業(yè)創(chuàng)新的新因素，從而豐富了企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域的文獻(xiàn)；第三，不同于現(xiàn)有研究采用研發(fā)投入或創(chuàng)新產(chǎn)出衡量企業(yè)創(chuàng)新，從研發(fā)投入、專利產(chǎn)出兩個維度，綜合考慮了控股股東委派董事對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)控股股東委派董事不僅沒有加劇控股股東的掏空行為，反而提高了企業(yè)創(chuàng)新的投入強(qiáng)度和產(chǎn)出水平，具有一定的創(chuàng)新激勵效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)控股股東委派董事與企業(yè)創(chuàng)新

控股股東由于持股比例較大，具有較強(qiáng)的動機(jī)和動力通過推動創(chuàng)新，獲取更多的超額收益，由于多個大股東的存在，可能會出現(xiàn)過度監(jiān)督控股股東效應(yīng)，致使大股東創(chuàng)新意愿有所降低[8]。股東是企業(yè)創(chuàng)新資金、社會資本等資源的提供者和監(jiān)督者，高管才是創(chuàng)新戰(zhàn)略、創(chuàng)新項目的主要選擇者和決策者，控股股東憑借其控制權(quán)，通過直接擔(dān)任、派駐自己人等多種途徑在董事會中占據(jù)一席之地，可謂對董事會構(gòu)成和董事會制度具有決定性的作用，尤其存在多個大股東時，董事會結(jié)構(gòu)便是大股東之間利益較量的結(jié)果[6-7]，控股股東委派的董事更能直接代表控股股東的利益，加強(qiáng)對管理層的監(jiān)督，降低了股東與管理層之間的代理成本，與此同時，控股股東委派的董事比例越高，董事異質(zhì)性來源越低，有助于長期創(chuàng)新項目決策的快速達(dá)成，提高董事會的決策效率，使得企業(yè)在變幻莫測的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中能及時把握創(chuàng)新機(jī)遇?？毓晒蓶|想在技術(shù)創(chuàng)新中攫取超額收益，勢必會加大創(chuàng)新投入,同時也要關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平。因此，基于上述分析提出如下假設(shè)：

H1：董事會中控股股東委派董事的比例與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度呈顯著的正相關(guān)。

H2：董事會中控股股東委派董事的比例與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平呈顯著的正相關(guān)。

(二)高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新

高管作為擁有企業(yè)資源配置權(quán)力的直接指揮者，是企業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃與實(shí)施的主要推動者和組織者，構(gòu)建有效的高管激勵方案，對企業(yè)創(chuàng)新活動起著關(guān)鍵性的作用。公司治理機(jī)制直接影響對企業(yè)高管的激勵約束[9-10]，企業(yè)對高管人員的激勵手段主要有股權(quán)激勵和薪酬激勵兩種，而高管目前仍處于財富積累階段，會更加關(guān)注薪酬水平的高低，因此，高管薪酬激勵仍然是主要的激勵方式。利益相關(guān)者理論和代理理論認(rèn)為，以研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略為導(dǎo)向的長期市場業(yè)績指標(biāo)為基礎(chǔ)的高管薪酬激勵方案，在一定程度上能夠有效緩解股東和高管人員的“委托—代理”沖突問題，降低代理成本[11]，約束高管的機(jī)會主義行為，使高管利益與股東利益訴求趨于一致，促使其積極主動地根據(jù)企業(yè)內(nèi)部或外部環(huán)境狀況，對企業(yè)資源進(jìn)行有效配置，提高公司研發(fā)強(qiáng)度，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，推動企業(yè)創(chuàng)新，從而使企業(yè)在激烈市場競爭中獲得良好的發(fā)展。因此，基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H3：高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度呈顯著的正相關(guān)。

H4：高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平呈顯著的正相關(guān)。

(三)高管薪酬的調(diào)節(jié)作用

董事會一項重要工作是設(shè)計與激勵相匹配的薪酬契約，代替股東激勵高管以追求企業(yè)長期發(fā)展為目標(biāo)，主動承擔(dān)企業(yè)創(chuàng)新的高風(fēng)險，但董事會對高管激勵方案的設(shè)計往往是異質(zhì)性董事或者不同董事背后不同股東利益主體之間博弈的結(jié)果，受股東—董事—管理者等多重代理問題的影響[12]。董事與股東利益訴求不一致的時候，董事和經(jīng)理人之間可能產(chǎn)生合謀關(guān)系[13]，管理層可以推動較高的董事薪酬，以得到董事會的慷慨對待，使得收益與風(fēng)險不相匹配的薪酬激勵方案得以通過，達(dá)到共享高薪目的。加之，企業(yè)創(chuàng)新活動具有探索性、收益滯后性、長期性、高風(fēng)險性等特點(diǎn)，一旦失敗勢必會對高管的績效評價和職業(yè)生涯產(chǎn)生負(fù)面影響，因此，具有風(fēng)險厭惡傾向的企業(yè)高管通過與董事合謀，在決策中選擇一些投資風(fēng)險低的、收益不大的投資項目，形成合謀租金。

隨著資本市場的逐漸完善，控股股東通過關(guān)聯(lián)交易、資金占用等顯性途徑的隧道挖掘行為得到一定程度的抑制，使得控股股東不得不另辟新徑?？毓晒蓶|掏空行為離不開高管的配合和支持[14]，那么，控股股東通過委派董事的方式打通與高管的關(guān)聯(lián)，一方面，方便自身掏空行為的實(shí)施，另一方面，在合謀中，自己人獲得高薪，使得總體利益可能超過企業(yè)創(chuàng)新帶來的好處。因此，基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H5：高管薪酬激勵對控股股東委派董事與企業(yè)創(chuàng)新投入水平關(guān)系具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

H6：高管薪酬激勵對控股股東委派董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平關(guān)系具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究需要，選擇中國資本市場滬深兩市全部A股上市公司作為初始樣本，鑒于新的會計準(zhǔn)則體系自2007年開始實(shí)施，研發(fā)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)自2007年開始強(qiáng)制披露，創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)據(jù)2018年還未披露，因此，樣本數(shù)據(jù)實(shí)際涵括區(qū)間為2007—2017年。在遵循研究慣例、確保研究準(zhǔn)確性和科學(xué)性的基礎(chǔ)上，剔除了以下樣本觀測值：①剔除研究區(qū)間內(nèi)被ST、*ST和PT等特殊處理樣本的觀測值；②剔除金融保險類行業(yè)的觀測值；③剔除期末資不抵債(資產(chǎn)負(fù)債率大于1)樣本的觀測值；④剔除企業(yè)創(chuàng)新變量數(shù)據(jù)缺失的觀測值；⑤剔除其他變量缺失的觀測值，最終得到22 282個公司年度觀測值。為了減弱異常值對檢驗結(jié)果可能造成的不利影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%分位的Winsorize縮尾處理。

所需研究數(shù)據(jù)主要來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，其中股東持股數(shù)據(jù)和股權(quán)關(guān)系數(shù)據(jù)來自“上市公司股東數(shù)據(jù)庫”，企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)分別來自“上市公司研發(fā)創(chuàng)新”和“上市公司與子公司專利數(shù)據(jù)庫”， 控股股東委派董事數(shù)據(jù)分別通過“上市公司股東數(shù)據(jù)庫”“上市公司人物特征數(shù)據(jù)庫”和“上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫”中的數(shù)據(jù)進(jìn)行手工搜集、整理和計算取得，其他治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)均來自“上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫”，所涉及其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自“上市公司財務(wù)報表數(shù)據(jù)庫”。

(二)變量與定義

1.被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新(RD和PT)：企業(yè)創(chuàng)新主要由創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個環(huán)節(jié)構(gòu)成。對于創(chuàng)新投入，將企業(yè)研發(fā)投入金額占營業(yè)收入的比例(RD)作為創(chuàng)新投入的代理變量，并采用研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比例衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平進(jìn)行后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗。對于創(chuàng)新產(chǎn)出，目前主要通過三種方式來度量：一是企業(yè)專利申請數(shù)量、專利授權(quán)數(shù)量以及專利有效數(shù)量，專利申請數(shù)量比授權(quán)數(shù)量更能反映企業(yè)真實(shí)的創(chuàng)新水平；二是企業(yè)有效專利被引用的次數(shù)，但國內(nèi)專利引用方面的數(shù)據(jù)不易搜集，難以系統(tǒng)分析；三是企業(yè)因新專利、新技術(shù)而獲得的銷售收入，但財務(wù)報表沒有明確披露因新專利新技術(shù)而取得的銷售收入數(shù)據(jù)。同時由于納入上市公司合并報表的子公司、合營公司或聯(lián)營公司可能作為單獨(dú)主體進(jìn)行專利申請，僅考慮上市公司本身的專利申請情況存在一定的局限性。因此，為了更準(zhǔn)確地反映上市公司真實(shí)的創(chuàng)新水平，最終選取上市公司及子公司合營聯(lián)營公司合計發(fā)明專利申請數(shù)量加1的自然對數(shù)(PT)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量。

2. 解釋變量

控股股東委派董事比例(DAC)：上市公司股東之間往往通過多種顯性或隱性契約建立起特質(zhì)聯(lián)系圈，通過共享資源，獲取自身所需的稀缺資源，通過對股東數(shù)據(jù)的整理發(fā)現(xiàn)，50%左右上市公司的前十大股東中，至少1名股東與控股股東之間存在持股、親緣或一致行動人等關(guān)系。在中國關(guān)系治理的情境下，這部分股東與控股股東的利益在某種程度上是存在一致性的，稱之為控股股東利益方。因此，控股股東委派的董事主要包括：①控股股東及利益方直接在董事會擔(dān)任董事職務(wù)的董事成員；②在控股股東或其利益方單位兼職的董事會成員；③與控股股東及其利益方存在持股、親緣或一致行動人等關(guān)聯(lián)關(guān)系的董事會成員?？毓晒蓶|委派董事比例為控股股東委派董事人數(shù)與董事會規(guī)模之比。因在我國特殊控制權(quán)特征使得獨(dú)立董事在董事會中的決策影響是十分有限的，為控制獨(dú)立董事對控股股東委派董事比例的影響，將獨(dú)立董事比例列為控制變量。

3. 調(diào)節(jié)變量

高管薪酬(PAY)：高管激勵主要包括股權(quán)激勵和薪酬激勵，在我國上市公司情境下，實(shí)行股權(quán)激勵尚處在初期階段，薪酬激勵仍然是當(dāng)下高管激勵的主要手段，因此，選擇用“高管前三名薪酬總和”的自然對數(shù)來表示高管薪酬。

4. 控制變量

為了控制其他因素對研究的干擾，借鑒前人的研究，控制變量具體如下：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、市場競爭(COMP)、資本密集度(TANG)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、財務(wù)杠桿(LEV)、資產(chǎn)收益率(ROA)、獨(dú)立董事比例(INDR)、兩職合一(DUAL)，此外，還同時控制了行業(yè)和年度。各變量說明如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

為檢驗前述研究假設(shè)，構(gòu)建OLS回歸模型如模型(1)、模型(2)和模型(3)所示：

INNO=α0+α1DAC+α2SOE+α3COMP+α4TANG+α5SIZE+α6LEV+α7ROA+α8INDR+α9DUAL+∑IND+∑YEAR+ε

(1)

INNO=β0+β1PAY+β2SOE+β3COMP+β4TANG+β5SIZE+β6LEV+β7ROA+β8INDR+β9DUAL+∑IND+∑YEAR+η

(2)

INNO=γ0+γ1DAC+γ2PAY+γ3DAC×PAY+γ4SOE+γ5COMP+γ6TANG+γ7SIZE+γ8LEV+γ9ROA+γ10INDR+γ11DUAL+∑IND+∑YEAR+μ

(3)

其中，企業(yè)創(chuàng)新(INNO)包括兩個層面：創(chuàng)新投入水平(RD)和創(chuàng)新產(chǎn)出水平(PT)。首先，在模型(1)中，主要考察控股股東委派董事比例(DAC)對企業(yè)創(chuàng)新(INNO)的直接影響；其次，在模型(2)中考察高管薪酬(PAY)對企業(yè)創(chuàng)新(INNO)的直接影響；最后，在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上，在模型(3)中加入控股股東委派董事比例與高管薪酬交互項(DAC×PAY)，考察高管薪酬在控股股東委派董事比例影響企業(yè)創(chuàng)新(INNO)時的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2列示了變量的基本描述統(tǒng)計，從企業(yè)創(chuàng)新變量來看，創(chuàng)新投入(RD)在全樣本中的均值是2.693，但至少1/4的企業(yè)沒有研發(fā)支出，標(biāo)準(zhǔn)差為5.105，說明不同企業(yè)之間創(chuàng)新投入差異較大；創(chuàng)新產(chǎn)出(PT)均值為2.211，中位數(shù)為2.303，最大值為9.909，說明不同企業(yè)之間創(chuàng)新產(chǎn)出存在明顯差異?？毓晒蓶|委派董事比例(DAC)均值為0.216，說明董事會中約1/4的成員來自控股股東委派，若在董事會規(guī)模中剔除獨(dú)立董事人數(shù)，控股股東委派董事比例將會更高。從控制變量上看，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)的均值是0.444，說明44.4%的樣本公司為國有企業(yè)；資本密集度(TANG)的均值為23.25，企業(yè)規(guī)模(SOE)均值為21.98，財務(wù)杠桿(LEV)均值為0.438，說明上市公司總體財務(wù)杠桿較高，資產(chǎn)收益率(ROA)均值為0.041，獨(dú)立董事比例(INDR)的均值為0.371，極小值為0.300，基本滿足公司法規(guī)定，兩職合一(DUAL)均值為0.234，說明23.4%的企業(yè)中存在董事長兼任總經(jīng)理的情況。

表2 變量描述性分析

此外，從表3主要變量間的相關(guān)系數(shù)可以看出，控股股東委派董事比例與企業(yè)創(chuàng)新變量(RD和PT)的相關(guān)系數(shù)分別為0.019和0.044，均在1%水平上顯著，初步支持了控股股東委派董事對企業(yè)創(chuàng)新具有促進(jìn)作用的研究假設(shè)。

表3 主要變量相關(guān)性分析

(二)實(shí)證檢驗結(jié)果

1. 控股股東委派董事與企業(yè)創(chuàng)新

表4給出了假設(shè)H1和H2的回歸結(jié)果，即檢驗了控股股東委派董事比例對企業(yè)創(chuàng)新的影響作用，其中，基準(zhǔn)模型1和2將控制變量與企業(yè)創(chuàng)新變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果表明：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、資本密集度(TANG)、財務(wù)杠桿(LEV)的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，說明資本密集度越大、財務(wù)杠桿越高的非國有企業(yè)，企業(yè)創(chuàng)新投入(RD)和創(chuàng)新產(chǎn)出(PT)就越少，抑制了企業(yè)的創(chuàng)新活動；市場競爭(COMP)、獨(dú)立董事比例(INDR)和兩職合一(DUAL)的回歸系數(shù)顯著為正，說明市場競爭越激烈、獨(dú)立董事比例越高、董事長與總經(jīng)理兼任，企業(yè)創(chuàng)新投入(RD)和創(chuàng)新產(chǎn)出(PT)就越多，促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新活動；企業(yè)規(guī)模(SIZE)和資產(chǎn)收益率(ROA)與創(chuàng)新投入(RD)呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，而與創(chuàng)新產(chǎn)出(PT)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，說明企業(yè)規(guī)模越大、資產(chǎn)收益率越高，企業(yè)越重視創(chuàng)新效率。整體上，控制變量的回歸結(jié)果與現(xiàn)有研究結(jié)論基本一致，間接說明模型構(gòu)建和變量選擇具有可適性。

模型1將控股股東委派董事比例引入基準(zhǔn)模型1，檢驗了控股股東委派董事比例對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響作用，回歸結(jié)果表明：控股股東委派董事比例(DAC)變量的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明控股股東委派董事比例越高，企業(yè)研發(fā)投入的強(qiáng)度就越大，與假設(shè)H1預(yù)測結(jié)果相一致；模型2將控股股東委派董事比例引入基準(zhǔn)模型2，檢驗了控股股東委派董事比例對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響作用，回歸結(jié)果表明：控股股東委派董事比例(DAC) 變量的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明控股股東委派董事比例越高，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出就越多，與假設(shè)H2預(yù)測結(jié)果相一致。

2.高管薪酬的調(diào)節(jié)效應(yīng)

高管薪酬對控股股東委派董事與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的檢驗結(jié)果如表4所示，其中模型3和模型5是考察高管薪酬對企業(yè)創(chuàng)新的影響作用，模型4和模型6考察了控股股東委派董事比例對不同高管薪酬企業(yè)創(chuàng)新的影響作用。從模型3和模型5結(jié)果可以看出，高管薪酬(PAY)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明高管薪酬激勵力度越大，越能促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新，與假設(shè)H3和H4預(yù)測結(jié)果相一致。從模型4和模型6結(jié)果可以看出，交互項DAC×PAY的回歸系數(shù)均為負(fù)，且在至少5%水平上顯著，這說明控股股東委派董事雖然可以推動企業(yè)積極創(chuàng)新，較高的高管薪酬激勵會降低控股股東委派董事的創(chuàng)新積極性，與假設(shè)H5和H6預(yù)測結(jié)果相一致。

表4 直接效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性問題

控股股東委派董事比例與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在反向因果關(guān)系，為了減弱內(nèi)生解釋變量對研究結(jié)論的干擾，采用工具變量法加以檢驗。提取行業(yè)特有的自變量成分，往往可以獲取僅影響單個企業(yè)因變量的因素，因此，選取同年同行業(yè)除本企業(yè)外其他所有公司的控股股東委派董事比例均值DAC_IND和滯后一期控股股東委派董事比例變量LAG1作為控股股東委派董事比例DAC的工具變量進(jìn)行兩階段最小乘估計。第一階段回歸結(jié)果顯示，兩個工具變量LAG1和DAC_IND的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明工具變量滿足相關(guān)性要求。更為重要的是，Hausman檢驗在1%水平上顯著，說明不能拒絕所有工具變量外生的原假設(shè)，滿足工具變量外生性要求，第二階段回歸結(jié)果顯示，控股股東委派董事比例DAC系數(shù)均大于0，并在1%水平上顯著，說明考慮了潛在的內(nèi)生性問題后，結(jié)果仍符合研究假設(shè)的理論預(yù)期，研究結(jié)論未有實(shí)質(zhì)性改變。

(二)控股股東界定標(biāo)準(zhǔn)下的穩(wěn)健性檢驗

鑒于我國上市公司中一股獨(dú)大的現(xiàn)象比較普遍，將控股股東界定為公司第一大股東，而學(xué)術(shù)界對于控股股東的界定是存在爭議的，為了確保研究結(jié)果的嚴(yán)謹(jǐn)性，參照楊松令等[15]的研究做法，剔除了第一大股東持股比例低于10%的樣本觀測值，重新進(jìn)行回歸分析，控股股東董事比例DAC、以及與高管薪酬交互項DAC×PAY的系數(shù)符號均未發(fā)生改變，且均在至少5%水平上顯著，表明研究結(jié)論與前文仍然保持一致。

(三)變更被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

采用研發(fā)投入與總資產(chǎn)之比(RD2)作為企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量。對于創(chuàng)新產(chǎn)出，實(shí)用新型和外觀設(shè)計的創(chuàng)造性較低，發(fā)明專利才能真正體現(xiàn)公司的創(chuàng)造實(shí)力，采用上市公司及子公司合營聯(lián)營公司發(fā)明專利申請數(shù)量加1的自然對數(shù)(PT2)作為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量，對研究假設(shè)進(jìn)行重新檢驗，結(jié)論與前文保持一致。

(四)剔除2007—2009年樣本觀測值的穩(wěn)健性檢驗

為了減弱2007—2009年源自美國次貸危機(jī)引發(fā)的全球金融海嘯這一外生事件，對中國境內(nèi)上市公司創(chuàng)新活動的影響，剔除了2007—2009年樣本觀測值，重新進(jìn)行回歸分析，DAC、DAC×PAY項回歸系數(shù)與前文無實(shí)質(zhì)性變化。

六、研究結(jié)論

從控股股東委派董事對管理層的監(jiān)督效應(yīng)著手，考察了控股股東委派董事對創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，控股股東委派董事形成的監(jiān)督效應(yīng)能有效緩解股東與管理層之間的代理問題，繼而推動企業(yè)創(chuàng)新，且上述結(jié)論在經(jīng)過內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗后依舊成立。進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，控股股東委派董事所發(fā)揮的監(jiān)督治理作用，在一定程度上受高管薪酬的制約，即在高管薪酬激勵力度大的企業(yè)中，董事與管理層合謀的可能性較大，會削弱控股股東委派董事對企業(yè)創(chuàng)新的積極推動意愿。通過Heckman兩階段回歸、變更被解釋變量、縮小樣本等一系列穩(wěn)健性測試后，研究結(jié)論依然成立。

結(jié)合理論分析和實(shí)證檢驗結(jié)果，說明通過提高公司董事會成員中控股股東委派董事的比例，能夠有效緩解股東與管理層的代理問題，推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。因此，在公司治理實(shí)踐中，可以適當(dāng)增加控股股東委派董事在董事會結(jié)構(gòu)中的比例，以提高公司治理水平。與此同時，由于控股股東委派董事發(fā)揮積極監(jiān)督效應(yīng)存在一定的邊界條件，因此，在通過控股股東委派董事緩解股東與管理層的代理問題時，應(yīng)當(dāng)形成與之相適應(yīng)的公司治理環(huán)境，如適當(dāng)?shù)墓芾韺有匠昙畹龋猿浞职l(fā)揮控股股東委派董事的監(jiān)督職能。此外，對于公司監(jiān)管機(jī)構(gòu)而言，現(xiàn)行的法律制度僅對上市公司董事會成員中的獨(dú)立董事比例和任職提出了規(guī)范性要求，尚未注意到控股股東委派董事的積極作用。根據(jù)本研究的發(fā)現(xiàn)，監(jiān)管部門可以圍繞董事會結(jié)構(gòu)中控股股東委派董事出臺相應(yīng)的政策措施，以進(jìn)一步完善公司治理機(jī)制，提高公司治理水平。