魏彥杰，丁怡帆，曹慧平

(安徽財經大學 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030)

引 言

2021年兩會工作報告指出：“要打好關鍵核心技術攻堅戰(zhàn)，制定實施基礎研究十年行動方案，提升企業(yè)技術創(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數據庫顯示，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，管理者特質會干擾企業(yè)經營決策行為，進而對企業(yè)的發(fā)展產生影響[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，具有較強的不確定性。現有文獻從董事會異質性[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)董事長的技術特質對企業(yè)研發(fā)投入的影響[12]。研究發(fā)現，具有一定技術特質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)董事長的人脈關系對企業(yè)研發(fā)投入的影響[13-14]。董事長與總經理的關系越緊密，董事長與總經理就越傾向于維護個人層面關系穩(wěn)定，從而減少公司的研發(fā)投入。而當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，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)投入之間的關系進行了較為豐富的研究，但少有文獻關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，中國海外留學人數逐漸增加，留學歸國的人數也在迅速上升，企業(yè)越來越傾向于招聘留學歸國人員加入董事會甚至成為企業(yè)董事長。根據Wind數據庫提供的數據，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驗證據，也為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展提供了具體的指導方向。

一、文獻回顧與研究假設

(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習或工作獲得更多了解市場變化、掌握世界前沿管理經驗和先進技術的機會，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、先進的管理經驗以及多元化的視角，這使他們更擅長應對各種風險與突發(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)內部[17]。Vanhonacker(2006)指出大多數具有海外經歷的高管掌握了在國內相對較為缺乏的技術和知識，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，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，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]。根據資源基礎理論，企業(yè)具有不同的資源，這些資源可以轉化為不同的能力，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[22]。該理論認為有政治關聯(lián)的企業(yè)往往會出現過度迎合政府、加劇金融化等現象，打破行業(yè)內的良性競爭，進而阻礙企業(yè)的創(chuàng)新活動，并且有政治關聯(lián)的企業(yè)會更多地關注短期產量的提升，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。據此本文提出以下假設：

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

(二)融資約束的中介作用

當企業(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)帶來先進的管理經驗等無形資源，進而促進企業(yè)的內部融資，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,聘請具有金融背景的董事長，可以幫助企業(yè)在經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，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”。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歷、豐富的管理經驗等利好信息，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，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，當企業(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。據此本文提出以下假設：

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)投入的影響中產生中介作用

二、模型設定與變量測度

(一)樣本選擇和數據來源

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數據為初始樣本。其中，企業(yè)的研發(fā)投入數據來自Wind數據庫，其余數據均來自CSMAR數據庫。此外，本文刪除當年ST、*ST的企業(yè)以及金融、保險類上市公司；再進一步剔除據有嚴重缺失數據的公司樣本后，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)收入或期末總資產的比例。二是企業(yè)的研發(fā)人員占比。由于研發(fā)人員數據缺失值較多，結合數據可得性，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主要有KZ指數、SA指數和WW指數[25]。本文借鑒鞠曉生等(2013)[29]的做法，采用SA指數作為企業(yè)融資約束的代理變量，SA指數為負數，絕對值越大，表示企業(yè)受到的融資約束就越大。SA指數的表示形式如下：

SA=-0.737×SI+0.043×SI2-0.040×Age

其中，SI為企業(yè)總資產的自然對數，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，采用中介效應檢驗三步法[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)

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

第一步，檢驗模型(1)中系數α1是否顯著；第二步，檢驗模型(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，否則說明中介效應不存在；第四步，檢驗模型(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，反之，起到部分中介效應。

主要變量的描述統(tǒng)計結果見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

三、實證分析

(一)單變量檢驗結果

表3匯報了本文的單變量檢驗結果。結果顯示，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H1。

表3 單變量檢驗結果

(二)相關性分析

本文對模型中主要變量進行了相關性分析。企業(yè)研發(fā)投入(Innova)與董事長的海外背景(Oversea)呈正相關關系，并且在1%的水平上顯著，初步證明了假設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)的相關系數分別為0.030和0.065，且均在1%的水平上顯著。因此，該系數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，與H2、H3相符。不過，上述結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H1的回歸結果，表4模型(1)是只列入董事長的海外背景變量，結果表明董事長的海外背景(Oversea)與企業(yè)的研發(fā)投入(Innova)的系數在1%的水平上顯著為正；模型(2)是在模型(1)的基礎上，納入更多控制變量后的回歸結果，系數在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關系(回歸系數為0.297)，支持了研究假設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)資產負債率(Det)的系數在1%的水平上負向顯著，表明隨著企業(yè)資產負債率的增大，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很高，會產生一定的惰性和安于現狀的心理，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力，帶領企業(yè)開展創(chuàng)新活動時受到公司內部的阻力會相對較低，且獨立董事?lián)碛懈S富的外部關系網絡和專業(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 基礎模型回歸結果

(四)中介效應檢驗

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，結果顯示，董事長的海外背景(Oversea)的系數在5%的水平上正向顯著(回歸系數為0.014)。由于SA指數的值為負，即SA指數隨著企業(yè)融資約束的增大而減小，因此從回歸結果來看，董事長的海外背景會降低企業(yè)的融資約束，假設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關系(回歸系數為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%水平上呈正向相關關系(回歸系數為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檢驗步驟，可以發(fā)現，融資約束在董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入的影響中產生了中介效應，其具體表現為部分中介效應，假設H3得證。

表5 中介效應檢驗

(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)支出總額與總資產的比例作為衡量企業(yè)研發(fā)投入的替代指標，并命名為Innova1，再次回歸，結果見表6。表6模型(1)與模型(2)的檢驗結果顯示，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)的回歸系數為0.0013，在5%的水平上正向顯著，再此驗證了假設H1，也證明了本文的結果較為穩(wěn)健。

表6 更換核心解釋變量

2.內生性檢驗

雖然前文的回歸結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驗證據，但是二者的關系也可能會受到內生性的干擾，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、中學和大學數量的平均數，該數據來自《1901—1920年中國基督教調查資料》。(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，當一個地區(qū)擁有基督學校時，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地企業(yè)任職。第二，基督學校的相關數據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)內部選舉董事長的決策過程。

2SLS回歸結果如表7中的模型(2)所示，在控制了內生性后，董事長海外背景(Oversea)的系數為0.367，在5%的水平上顯著，表明假設H1在控制內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)投入之間的關系進行GMM估計，GMM回歸結果如表7模型(3)所示，系數估計值與2SLS基本一致，本文結論依然成立。此外，根據弱工具變量檢驗發(fā)現，F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，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方法判斷中介效應的穩(wěn)健性，結果如表8所示，在95%的置信區(qū)間不包含0，說明間接效應顯著，中介效應大小為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，直接效應顯著，大小為0.4221。間接效應與直接效應比例的絕對值為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)投入的關系中起到了部分中介效應[30]，與前文結論相符。

表8 Bootstrap檢驗

四、異質性分析

(一)區(qū)分不同產權性質

產權性質是企業(yè)適應社會經濟發(fā)展的需要對企業(yè)創(chuàng)新產生一定影響。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)產權性質，國有企業(yè)取1，非國有企業(yè)取0。

為了驗證產權性質對董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入關系的影響，本文參照劉柏等(2020)的研究方法[34]，以產權性質為依據進行分組回歸，表9的模型(1)與模型(2)檢驗結果顯示，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在非國有企業(yè)中。

表9 異質性分析(區(qū)分不同產權性質與企業(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)為了應對不同市場的風險，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的為1，低于國際化程度的中位數為0。將企業(yè)樣本分為外向型企業(yè)和內向型企業(yè)，表9中模型(3)、模型(4)的回歸結果顯示，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、海外學習背景以及兼具海外任職和海外學習背景三類，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，回歸結果如表10所示。表10中模型(1)、模型(2)和模型(3)的回歸結果顯示，兼具海外學習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驗，但受海外任職經歷的限制，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 異質性分析(區(qū)分不同類型的海外背景董事長)

五、結論與啟示

本文以2013—2019年中國A股上市公司相關數據為樣本，檢驗了董事長的海外背景與企業(yè)研發(fā)投入之間的關系。研究發(fā)現：(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，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)的產權性質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習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)現了融資約束、產權性質、國際化程度以及海外董事長類型對二者關系的影響?；诖耍疚牡恼邌⑹驹谟冢?/p>

對于企業(yè)而言：(1)企業(yè)在構建核心領導層時，應適度把主要目光放在管理者的核心素質與能力上，適時聘請有海外背景的人員進入核心領導層，尤其是兼具海外任職和海外學習背景的管理人員，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，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，因此內向型企業(yè)要制定相關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)構建更為透明、公開的投資環(huán)境，出臺相關政策來幫助企業(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。