院士(候选人)独董能促进企业创新吗

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院士(候选人)独董能促进企业创新吗*
——来自中国上市公司的经验证据
许 荣 李从刚
[提 要] 本文首次考察了两院院士及其候选人担任独立董事发挥的治理职能和对企业创新的影响。研究发现：(1)院士(候选人)独立董事与企业创新显著正相关，控制企业个体效应、倾向得分匹配法(PSM)和Heckman两阶段法等一系列稳健性检验后该结论依然成立。(2)院士(候选人)独董的任期越长、兼职公司数量越多，对企业创新的促进作用越好，女性院士(候选人)独董可以更好地促进企业创新，但具有海归经历的院士(候选人)并没有更有效地发挥作用。(3)影响渠道检验结果表明，一方面，战略风格越保守、管理层短视程度越严重的公司聘请院士(候选人)独董对企业创新的促进作用越大，表明院士(候选人)独董可以通过战略咨询有效缓解保守战略和管理层短视对企业创新的制约作用；另一方面，院士(候选人)独董发挥了“桥梁科学家”作用，增加了企业未来两年建立院士工作站的可能性，从而促进了企业的产学研合作和技术创新。(4)与其他公司治理变量的交叉影响分析发现，院士及其候选人在非国有企业、股权结构集中、机构投资者持股比例高和高管不持股的公司中更能发挥促进创新的作用。本文对于充分发挥顶尖科学家作用以及推动企业创新与国家创新体系的构建具有参考价值。
[关键词] 院士；科学家；独立董事；企业创新
一、引言
在国内，知名创新型企业聘请院士及其候选人等相关领域专家担任独立董事已是普遍事实，例如京东方的液晶物理理论专家、中国科学院院士欧阳钟灿，青岛海尔的自动控制专家、中国工程院院士吴澄，上汽集团的机械工程专家、中国工程院院士林忠钦等。然而，在我国上市公司中广泛存在的院士(候选人)独董，是否能够有效促进公司创新？如果能够促进创新，那么其具体作用机制是什么？这一研究课题既有可能促进学术界对企业创新推动因素的理解，同时也有可能帮助推动更有效的企业创新政策的制订。
在国外文献中，顶尖科学家(明星科学家，star scientists)的重要作用已经得到了广泛的重视和关注。已有文献分别从经济学、管理学和心理学等学科对顶尖科学家的作用进行了跨学科多角度的积极探索。例如，科学创新领域的研究发现，创新成果遵从二八定律，20%的顶尖科学家往往占有80%的创新成果(Kehoe et al.，2016)，并对所在组织的创新活动发挥着重要作用(Hess & Rothaermel，2011)。然而与国外较为丰富的研究成果相比，国内对顶尖科学家在创新活动中作用的研究相对较不充分。
本文通过研究院士及其候选人担任独立董事对企业创新的影响以及作用机制来具体考察中国情境下顶尖科学家在创新活动中发挥的作用。本文研究发现：第一，院士(候选人)独立董事对企业创新具有显著的促进作用，并且任期越长、兼职公司数量越多，对企业创新的促进作用越好，女性院士(候选人)独董可以更好地促进企业创新，但具有海归经历的院士(候选人)并没有更有效地发挥作用。第二，影响机制检验结果表明，院士(候选人)独董既可以通过战略咨询有效缓解保守战略和管理层短视对企业创新的制约作用，还可以通过发挥“桥梁科学家”的作用，促进企业的产学研合作和技术创新。第三，与其他公司治理变量的交叉影响分析发现，院士及其候选人在非国有企业、股权结构集中、机构投资者持股比例高和高管不持股的公司中更能发挥促进创新的作用。
本文潜在贡献包括以下几个方面：首先，依据笔者有限的知识，本文首次在实证研究中深入探讨了院士及其候选人担任独立董事发挥的治理职能和对企业创新的影响，从而揭示了在中国情境下顶尖科学家在创新活动中可能发挥的作用。其次，本文进一步拓展了企业创新的影响因素研究。已有文献主要从公司治理、高管激励和高管特性等微观层面(余明桂等，2016)、企业所处的区域、部门和行业特征等中观层面(吴超鹏和唐菂，2016；张峰等，2016；潘越等，2015)，以及产业政策和法律法规等宏观层面(黎文靖和郑曼妮，2016；倪骁然和朱玉杰，2016)研究了企业创新的影响因素，本文切入董事会结构和独立董事背景特征的视角，发现了顶尖科学家通过发挥战略咨询和“桥梁科学家”作用促进企业创新的新证据。第三，本文进一步丰富了独立董事背景特征与治理职能方面的研究。鉴于对独立董事监督职能的巨大争议(唐雪松等，2010；黄海杰等，2016；罗进辉，2014；叶康涛等，2011)，学术界开始从独立董事的行政背景(谢志明和易玄，2014)、异地社会网络背景(刘春等，2015)、银行背景(刘浩等，2012)和技术背景(胡元木，2012)等个体背景特征出发，研究独立董事的治理职能。本文进一步拓展了该领域的研究边界，发现院士(候选人)这类顶尖科学家担任独立董事可以有效发挥治理职能，促进企业创新。最后，除上述学术贡献外，本文研究也具有潜在的政策制订参考价值。由于长期以来中国最优质的研发资源大部分分布在科研院所并且与企业研发缺乏跨组织的创新互动(张艺等，2016)，[注]中国科研院所的研发资源与企业研发之间的割裂状态很大程度上源于20世纪50年代模仿苏联科技体制模式的影响。因而导致庞大的科研体系(如中科院掌握了全国超过85%的大型科研设施以及130多个国家重点实验室)长期独立于企业研发体系之外运行。因此，充分发挥院士及其候选人等顶尖科学家的作用推动企业的产学研合作和自主创新，对于当前国家创新体系的构建具有特殊重要意义，一定程度上积极响应了十九大报告中提出“深化科技体制改革，建立以企业为主体、市场为导向、产学研深度融合的技术创新体系”的重要号召。
余文结构如下：第二部分为理论分析并提出研究假设；第三部分为数据来源、变量定义和描述性统计；第四部分进行了基本回归分析、稳健性检验、影响渠道分析和异质性检验；最后总结全文。
二、理论分析与研究假说
中国科学院和中国工程院分别是中国自然科学和工程科技界的最高荣誉性、咨询性学术机构，两院院士则是我国科学技术和工程科学技术方面的最高学术称号，为终身荣誉。两院院士每两年增选一次。毋庸置疑，两院院士及其候选人是我国最优秀的科学精英和学术权威群体(Fisman et al.，2018)。下面笔者将从院士及其候选人发挥独立董事治理职能，以及作为“桥梁科学家”促进企业产学研合作两个方面推演其对企业创新的作用，并提出本文的研究假设。
从治理职能的发挥来看，首先，声誉机制保证了院士(候选人)发挥治理职能的激励和动力。理论上，Li et al.(2018)阐述了独立董事声誉机制的作用机理，并指出独立董事制度发挥作用的首要机制是声誉机制。从独立董事的治理动机来看，作为一名理性经济人，追求自身利益最大化是独立董事的首要目标。一方面，就独董声誉带来的经济收益来说，独立董事在人力资本市场上传递的“声誉”在很大程度上决定了他们当前和未来的职业前景，因此独董“声誉”可以充当一种隐性的薪酬契约，提高独董职业生涯未来的货币薪酬(Li et al，2018)；另一方面，独董在任职公司因失误决策或违法决策带来的声誉损失及由此造成的种种不良后果即是声誉成本，并且独董任职时的声誉越高，声誉受损的经济成本也就越高。然而，由于我国目前尚缺乏一个成熟的独董劳动力市场，隐性薪酬契约机制还难以有效发挥作用(陈艳，2009)，因而声誉提升带来的经济收益对独董的激励效果较小。因此在我国，声誉减损所要付出的经济成本才是声誉机制激励约束独董的主要机理(黄海杰等，2016；叶康涛等，2011)，并且独董的声誉越高，声誉减损所要付出的经济成本就越大，激励约束效应就越强。高声誉带来的激励约束效应得到了很多文献的支持，例如黄海杰等(2016)发现高声誉的会计专业独董能积极发挥治理作用，提高盈余质量。叶康涛等(2011)也发现声誉越高的独立董事则更有可能对管理层决策提出质疑。Sila et al.(2017)发现独立董事的社会地位越高，声誉激励效应就越强，就越有利于激励独董更好地发挥治理职能，从而增加了企业的信息披露和股票价格的信息含量。顶尖科学家往往拥有较高的社会威望和声誉，如我国的两院院士(Fisman et al.，2018)。他们不仅是最优秀的科学精英和学术权威群体，更是吸引了全社会的目光。因此处在媒体公众的聚光灯下，院士(候选人)独董一旦因决策失误或监督不力造成所在公司创新失败或经营不善将会面临巨大的社会舆论压力和声誉损失及由此带来的经济成本。因此我们可以合理预期，院士(候选人)独董将有可能在声誉机制的作用下更为勤勉尽职地履行治理职能，促进企业创新。其次，院士及其候选人的行业专长使得他们有能力发挥治理职能。顶尖科学家往往拥有较高的人力资本，大部分的科研产出和创新成果经常来自于极少数的顶尖科学家(Kehoe et al.，2016)。院士(候选人)担任独立董事可以以专业性的眼光，对公司的发展战略、技术路线等重大命题提供战略服务，发挥战略咨询作用。企业的研发创新活动往往具有风险高、周期长等特点。由于创新失败可能导致辞退、赔偿和声誉受损，因此企业管理层大多表现为风险规避倾向和保守的战略风格，减少研发创新活动。而如果聘请了相关领域的顶级科学家独董参与董事会决策、提供战略咨询将直接带来两方面的积极影响。一方面，顶级科学家通过对企业研发项目的事前可行性论证和事后跟踪咨询将大大降低研发创新活动的不确定性和风险，提高企业创新的成功率；另一方面，创新风险的降低将有利于缓解管理层短视，加大研发投入，从而促进企业创新。
与此同时，院士及其候选人也可作为“桥梁科学家”通过促进企业的产学研合作来促进创新。顶尖科学家往往具有较高的创新绩效和社会声望，处在社会网络的核心位置，从而在企业、大学和学术圈等社会网络中起着重要的桥梁作用(bridge effects)，对于促进企业与外部知识的交流与产学研合作发挥了尤为重要的作用(Furukawa & Goto，2006；Zucker et al.，2002；Hess & Rothaermel，2011)。Zucker et al.(2002)的研究表明，企业里的科学家是顶尖大学和企业之间知识商业化的重要桥梁。大学科学家生产的知识往往艰深难懂、不易传播和扩散，企业科学家可以通过与大学科学家的合作从而起到将大学知识引入企业进行商业化的桥梁作用。并且科学家创新产出越高，距离社会网络中央的距离就越近，拥有的合作者和获取信息就越多，从而对网络中知识流动有着更好的控制(Schiffauerova & Beaudry，2011)。“桥梁科学家”对于促进产学研合作的重要作用得到了文献的广泛支持。例如在制药行业，顶尖科学家充当着跨界桥梁的重要角色，连接着企业和学术圈，为企业获取价值链上游知识资源打开了通道(Hess & Rothaermel，2011)。Furukawa & Goto(2006)发现，企业科学家凭借着与外界学术圈的社会网络和广泛交流，为企业内的合作者引入了大量外部知识，从而对合作者的专利申请数量有着显著的促进作用，表明企业科学家实际上发挥着桥梁和中央管道的作用，将外部知识引入公司内部，促进了企业创新。Almeida et al.(2011)研究了不同组织之间科学家个人层面的非正式合作对企业创新绩效的影响，当用合作发表论文的数量来衡量科学家之间的合作时，发现企业科学家与外界科学家合作论文越多，就越有利于学习吸收学术圈的知识存量。此时企业科学家充当了桥梁作用在企业和学术圈之间建立连接，将企业外部知识引入到企业内部，从而提高企业创新能力。基于以上分析，本文提出以下待检验的假设：
H1 其他条件不变的情况下，聘请院士(候选人)独立董事的公司创新水平更高。
此外，从院士(候选人)独董的异质性来看，职位任期、兼职公司数量、性别和海归经历等细分特征均有可能影响治理职能的发挥和对企业创新的促进作用。第一，陈冬华和相加凤(2017)的研究表明，独立董事的有效性会通过“学习效应”随着任期的延长不断提高，因此笔者预期上市公司院士(候选人)独董的平均任期越长，对企业创新的促进作用越大。第二，关于兼职公司数量对独董治理职能发挥的影响有两种完全对立的观点。一种观点认为，院士(候选人)独董兼职公司数量多有可能更好地发挥治理职能，原因一是同时担任多家公司独董表明院士(候选人)对于参与企业治理工作拥有较强的兴趣及动机；二是在多家公司担任董事也给院士(候选人)发挥相应的治理功能提供了更多的学习机会和决策经验；三是陈运森和谢德仁(2011)发现独立董事兼职多家公司会通过董事网络提供的社会资本和信息渠道发挥更好的治理作用。但另一种观点则认为，兼任公司数量过多也有可能抑制院士(候选人)发挥相应治理功能，原因是过多公司参与可能会导致过于忙碌、精力分散。例如Fich & Shivdasani(2010)的研究表明，因兼职多家公司而更加忙碌的董事对公司业绩具有负面效应。因此，院士(候选人)独董兼职公司数量对企业创新的影响是个待检验的实证问题。第三，女性独董对公司治理的积极作用已经得到了广泛共识，例如Srinidhi et al.(2011)发现，女性董事带来的性别多样性可以提高公司治理水平，增加公司信息透明度和盈余质量。因此笔者预期当至少有一个女性院士(候选人)独董时，对创新的促进作用会更大。第四，关于海归经历的作用。Giannetti et al.(2015)发现具有海外经历背景的董事会将海外先进的管理经验和公司治理带入企业，从而提高企业绩效。因此笔者预期具有海归经历的院士(候选人)独董对企业创新的促进作用更大。基于以上分析，本文提出以下待检验的假设：
H2 其他条件不变的情况下，上市公司院士(候选人)独董的平均任期越长，对企业创新的促进作用越大。
H3a 其他条件不变的情况下，上市公司院士(候选人)独董的兼职公司数量越多，对企业创新的促进作用越大。
H3b 其他条件不变的情况下，上市公司院士(候选人)独董的兼职公司数量越少，对企业创新的促进作用越大。
H4 其他条件不变的情况下，上市公司院士(候选人)独董为女性时，对企业创新的促进作用更大。
H5 其他条件不变的情况下，上市公司院士(候选人)独董具有海归经历时，对企业创新的促进作用更大。
三、研究设计
(一)研究样本与数据来源
考虑到独立董事制度正式引入是在2001年，故本文选取了2001—2016年所有A股上市公司作为初始样本，在此基础上剔除了ST和PT公司样本、金融行业公司样本以及相关变量缺失的样本。上市公司专利数据、公司治理数据来自国泰安数据库，上市公司独立董事名单数据来自锐思金融数据库，其他财务数据来自万得数据库。院士(候选人)背景的独立董事数据是笔者手工搜集整理完成，具体过程如下：第一步，统计所有截止到2016年年底当选的两院院士和2001—2015年历届增选候选人信息，得到用于后续匹配的院士(候选人)姓名及个人信息表。[注]由于2000年以前院士增选数据缺失严重，候选人名单来自2001—2015年历届院士增选数据，共8次增选。根据两院官网的信息披露，笔者统计了所有院士及其候选人的姓名、年龄、专业及工作单位等个人信息，并且根据这些个人信息进一步识别出同名不同人即发生重名现象的姓名名单，最终得到的院士(候选人)姓名及个人信息表记录了每一个姓名对应的院士(候选人)基本信息(出生年份、专业、工作单位等)，以及该姓名是否存在重名现象等，共4 865个不同姓名。第二步，将院士(候选人)姓名及个人信息表与上市公司独立董事名单按照姓名进行匹配。2001—2016年上市公司独立董事名单来自锐思金融数据库，记录了上市公司历届独立董事的姓名、性别、出生年月、任期起止日期等信息。匹配过程如下：首先，将院士(候选人)姓名及个人信息表和上市公司独立董事名单按照姓名进行初步匹配；其次，结合万得金融数据库中的上市公司高管简历，对比上市公司独立董事和院士(候选人)的出生年份、所在单位、专业、学历、籍贯等信息，并考虑了重名现象后，进一步进行精确匹配；最后，结合锐思金融数据库、万得金融数据库中的高管简历和上市公司年报，笔者进一步补全了精确匹配后的院士(候选人)独立董事任期等信息。笔者最终得到589个公司—院士(候选人)独立董事名单，涉及358个不同院士(候选人)，分布在462家上市公司。
(二)主要变量定义
1.企业创新。关于企业创新的衡量指标，现有文献主要从创新投入和产出的角度用研发支出和专利数量衡量。考虑到2006年颁布的《企业会计准则》对研发支出的会计处理做了较大修改，导致2007年前后的研发支出数据不具可比性。因此，借鉴前人的研究(权小锋和尹洪英，2017；陈思等，2017；孔东民等，2017)，笔者用专利申请数量(Patent)来衡量企业创新，在构建指标时取专利申请数量加1的自然对数。在稳健性检验部分，笔者分别用发明专利申请数量加1的自然对数(余明桂等，2016)和从创新投入的角度用研发支出占销售收入的比例(倪骁然和朱玉杰，2016)来重新测度企业创新。
2.院士(候选人)独董。笔者用一个虚拟变量来测度院士(候选人)独董(AcaIndDirector)，定义为如果上市公司当年至少有一个院士或者院士候选人背景的独立董事则取值为1，否则为0。在稳健性检验中，笔者用当年具有院士或者院士候选人背景的独立董事人数占比来重新测度院士(候选人)独董变量。
3.控制变量。借鉴现有文献(权小锋和尹洪英，2017；孔东民等，2017；倪骁然和朱玉杰，2016)，笔者选择了如下控制变量：股权属性，当公司控股股东为中央国有企业或者地方国有企业时为1，否则为0；公司规模，年末总资产的自然对数；资产负债率，负债总额与资产总额的比值；公司年龄，公司自成立年份起的年数，取自然对数；经营性现金流比率，经营活动产生的现金流量净额与总资产的比值；成长能力，总资产增长率；营运资本比率，营运资本与总资产的比值；固定资产比率，固定资产与总资产的比值；总资产收益率，净利润与总资产的比值。为消除极端值的影响，对连续变量进行了上下1%的缩尾处理。主要变量的定义和描述性统计结果见表1。
(三)描述性统计分析
下面我们分别从院士(候选人)独董个体特征、有/无院士(候选人)独董公司的比较分析和院士(候选人)独董公司的行业分布三个方面进行描述性统计分析。首先，院士(候选人)独董个体特征见表2的Panel A，可以看出，在院士(候选人)独董样本中有55.4%的个体为院士，超过了半数。从两院分布情况来看，超过80%的院士(候选人)独董为中国工程院院士或其候选人。[注]如果候选人先后参加过多次选举且在两院均有过参选，则以参选次数较多的为准。例如，先后参选5次，其中在工程院参选3次，在科学院参选2次，则定义为工程院候选人。从入职年龄看，院士(候选人)入职上市公司的年龄均值和中位数均超过了60岁，整体年龄偏大。最小值和最大值分别为35岁和88岁，差距也较大。在累积任期上，院士(候选人)独董平均任期约为4年，最长年限为11年。虽然《上市公司独立董事履职指引》规定独立董事的连任时间不能超过6年，但可以通过多次返聘延长总任期。从性别上来看，超过95%的院士(候选人)独董为男性，占绝对多数。从海归经历来看，约有30%的院士(候选人)独董具有海归经历。从兼职情况来看，院士(候选人)最多同时兼职了5家上市公司的独董。从政治背景和学术背景来看，约6.3%的院士(候选人)独董同时担任过厅局级及以上政府官员(例如副市长)，有37.6%的独董同时在科研院所担任重要领导职务(如大学院长或校长等)。其次，有/无院士(候选人)独董公司的比较分析见表2的Panel B。由表2可知，有院士(候选人)独董的公司专利申请数量的均值和中位数(2.502和2.565)均在1%的水平上显著大于无院士(候选人)独董公司(2.075和2.079)，说明有院士(候选人)独董的公司专利申请数量更多。从股权属性、公司规模和资产负债率来看，有院士(候选人)独董公司的均值均在1%的水平上显著更高，表明有院士(候选人)独董的公司大多为国有企业，公司规模较大且杠杆水平较高。最后，院士(候选人)独董公司的行业分布见表2的Panel C，可以看出，共有456家上市公司先后聘任院士(候选人)担任独立董事[注]剔除了已退市上市公司。，其中制造业包含331家，占比72.59%；采矿业以及信息传输、软件和信息技术服务业分别为26家和21家，占比5.7%和4.61%，排名第二和第三。因此，聘请院士(候选人)独董的上市公司近四分之三分布在制造业。
表1 主要变量的符号与定义

四、实证结果与讨论
(一)基本回归分析
为检验上文提出的研究假设，本文构建如下多元回归模型：
Patenti, t+1|Patenti, t+2=β0+β1AcaIndDirectori, t+β2Controlsi, t+Fixedeffects+εi, t
(1)
式(1)中被解释变量为上市公司专利申请数量，考虑到企业创新的周期往往较长，笔者分别用未来一期和未来两期的专利申请数量来衡量企业创新。在解释变量中，虚拟变量AcaIndDirector衡量了上市公司当年是否有院士(候选人)独董，定义为如果上市公司当年至少有一个院士或者院士候选人背景的独立董事则取值为1，否则为0。如果β1显著为正，则表明院士(候选人)独董可以显著提高公司未来的专利申请数量，促进企业创新。Controls为一系列控制变量。本文还控制了年度与行业固定效应，行业按2012年证监会行业分类标准大类分类。
表2 描述性统计分析

资料来源：院士(候选人)独董个体特征数据为手工搜集完成，其余数据分别来自万得数据库和国泰安数据库。
回归结果见表3，在前两列中，笔者仅控制了年度和行业固定效应，AcaIndDirector的回归系数分别为0.491和0.503，t值分别为12.73和12.20。在列(3)和列(4)中，笔者加入了一系列控制变量，AcaIndDirector的回归系数分别下降为0.350和0.371，t值也下降为10.08和10.01，仍在1%的水平上显著为正。在最后两列，为了缓解企业自身的特质性因素可能带来的遗漏变量问题，笔者进一步控制了企业个体效应，AcaIndDirector的回归系数分别下降为0.182和0.217，t值也下降为3.25和3.82，依然在1%的水平上显著为正。表明聘请院士(候选人)担任独董可以显著提高企业未来一期和未来两期的专利申请数量，院士(候选人)独董可以有效发挥治理职能，促进企业创新，假设H1得到了支持。
表3 院士(候选人)独董与企业创新的基本回归结果

注：*，**，***分别为在10%,5%,1%的水平上显著(下同)。括号中为Huber-White sandwich t-statistic。
此外，假设H2～假设H5的检验结果见表4。在列(1)和列(2)，笔者将AcaInd Director替换为院士(候选人)独董的平均任期(Tenure)，Tenure的回归系数在1%的水平上显著为正，符合陈冬华和相加凤(2017)的理论预期，表明院士(候选人)独董任期越长，越有利于通过“学习效应”提高治理职能有效性，促进企业创新。假设H2得到了支持。在列(3)和列(4)，笔者将AcaInd Director拆分为2个虚拟变量MultipleDirector和NotMultiple，MultipleDirector定义为如果上市公司至少有一个院士(候选人)独董在3家以上上市公司担任兼职董事则取值为1，否则为0。NotMultiple定义为如果所有院士(候选人)独董均在不超过3家上市公司做兼职董事则取值为1，否则为0。可以看出，MultipleDirector的回归系数在两列结果中均为NotMultiple的近两倍。表明上市公司院士(候选人)独董的兼职公司数量越多，对企业创新的促进作用越大，假设H3a得到了支持。在列(5)和列(6)，笔者将AcaIndDirector拆分为Female和Male两个变量，Female定义为如果上市公司至少有一个女性院士(候选人)独董则取值为1，否则为0。Male定义为所有院士(候选人)独董均为男性时则取值为1，否则为0。可以看出，Female的回归系数均远大于Male的回归系数，表明女性独董带来的性别多样性可以显著提高独董有效性和促进企业创新，假设H4得到了支持。在列(7)和列(8)，笔者将AcaIndDirector拆分为Abroad和Homegrown两个变量，Abroad定义为如果上市公司至少有一个院士(候选人)独董有海归经历则取值为1，否则为0。Homegrown定义为所有院士(候选人)独董均无海归经历时取值为1，否则为0。可以看出，Abroad的回归系数略低于Homegrown的回归系数，表明海归背景的院士(候选人)独董并没有发挥出更为有效的治理职能，假设H5并未得到支持。可能的原因是，本土化的顶尖科学家往往有着更多的本地社会资本，从而抵消了海归背景带来的好处。
表4 细分特征检验结果

(二)内生性控制与稳健性检验
1.倾向得分匹配法(PSM)检验。虽然本文在基本回归中通过加入企业个体效应控制了不随时间变化的个体异质性，从而在一定程度上缓解了内生性问题。但本文依然可能存在选择性偏误，即创新水平较高的企业更倾向于聘请院士(候选人)独董，从而导致选择性偏误。为此，笔者用倾向得分匹配法(PSM)和Heckman两阶段法进一步控制选择性带来的内生性问题。借鉴周楷唐等(2017)的研究，采用倾向得分匹配法(PSM)具体过程如下：首先，用虚拟变量AcaIndDirector对式(1)中用到的所有控制变量、年度和行业虚拟变量进行logit回归，得到的预测值即为各个观测值的得分，如果两家企业得分相近，说明这两家企业聘请院士(候选人)独董的倾向相似。然后，笔者采用最近邻匹配法按照1∶1的比例进行控制组的选取和匹配。最终，我们得到基于PSM方法的匹配样本。匹配后平行假设的检验结果见表5左半部分，可以看出，匹配后所有变量的标准化偏差均大幅缩小，且均小于5%，而且t检验结果也表明，所有变量匹配后也都不能拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，从而通过了平行假设检验。将匹配后的样本带入式(1)进行回归，结果如表5右半部分。可以看出，AcaIndDirector的回归系数分别在5%和1%的水平上显著为正。表明在使用匹配样本进一步控制选择性偏误的情况下，院士(候选人)独董仍然可以显著提高未来一期和未来两期上市公司的专利申请数量。
2. Heckman两阶段法检验。Heckman两阶段法的检验结果见表6。在第一阶段，借鉴已有文献(许年行和李哲，2016；周楷唐等，2017)，笔者将上一年度同行业其他公司拥有院士(候选人)独董的比例(L_Ratio)作为Heckman两阶段法中的工具变量，因为上一年度同行业其他公司聘请院士(候选人)担任独董的比例越高，该公司聘请院士(候选人)独董的可能性就越大，但并没有证据表明会对企业创新产生直接影响。笔者同时纳入式(1)中的全部控制变量及行业、年度虚拟变量，对AcaIndDirector进行Probit回归并计算逆米尔斯比(IMR)。Heckman第一阶段的回归结果见表6第一列，可以看出，变量L_Ratio在1%的水平上显著为正，表明上一年度同行业其他公司拥有院士(候选人)独董的比例越高，聘请院士(候选人)独董的可能性越大，说明工具变量的选择是合理的。此外，SOE和Size均显著为正，表明规模越大的国有企业聘请院士(候选人)独董的可能性越大。Age的系数显著为负，表明年轻公司更倾向于聘请院士(候选人)独董。在第二阶段，笔者将第一阶段回归得到的逆米尔斯比(IMR)代入式(1)中进行回归，回归结果见表6的列(2)和列(3)，可以看出，在修正了内生性之后，AcaIndDirector对未来一期专利申请数量的回归系数不再显著，但对未来两期的回归系数依然在5%的水平上显著为正。
表5 倾向得分匹配法(PSM)检验结果

3.改变核心变量测度方式。一方面，分别用发明专利申请数量加1的自然对数(Patent_Inv)，以及从创新投入的角度用研发支出占销售收入的比例(RD_Sale)来重新测度企业创新。结果见表7前四列。可以看出，AcaIndDirector的回归系数均在1%的水平上显著为正。另一方面，笔者用当年具有院士(候选人)背景的独立董事人数占比(AcaIndDirector_Ratio)来重新测度院士(候选人)独董变量，结果见表7的列(5)和列(6)。可以看出，AcaIndDirector_Ratio的回归系数均在1%的水平上显著为正。以上结果进一步证明了本文结论的稳健性。
表6 Heckman两阶段法的检验结果

表7 改变核心变量测度方式的回归结果

4.进一步控制高管特征和其他公司治理变量。为了控制高管团队特征和其他公司治理特征对本文结论的影响，笔者在式(1)的基础上进一步控制了如下公司董监高成员特征：平均年龄(MeanAge)、平均学历(MeanEdu)[注]对中专、大专、本科、硕士和博士分别赋值1～5。、是否有女性高管(IsFemale)[注]如果公司当年至少有一位女性高管则取值为1，否则为0。、是否有海归高管(IsReturnee)[注]如果公司当年至少有一位高管具有海外工作或求学经历则取值为1，否则为0。以及是否有学术背景高管(IsAcademic)[注]如果公司当年至少有一位高管在高校或者科研机构等从事研究工作则取值为1，否则为0。，回归结果见表8的前两列。可以看出，变量MeanEdu和IsReturnee均在1%的水平上显著为正，表明高管团队平均学历越高的企业以及有海归高管加盟的企业创新水平越高。在控制了高管团队特征后，变量AcaIndDirector依然在1%的水平上显著为正。在列(3)和列(4)，笔者进一步控制了其他公司治理变量，包括股权集中度(Cr1)，第1大股东持股比例；董事会规模(BoardSize)，董事会人数；独立董事占比(IndRatio)，独立董事人数占比；机构投资者持股比例(InstShare)，机构投资者持股数量占总股本比例；高管是否持股(ManShare)，高管持股时取值为1，否则为0。由回归结果可知，变量Cr1的系数显著为负，表明在股权结构分散的公司，企业创新程度更高。InstShare的回归系数均显著为正，表明机构投资者持股比例越高越有利于发挥外部治理作用，促进企业创新。ManShare的系数显著为正，表明高管持股有利于通过激励机制降低代理成本，从而促进创新。在控制了高管特征变量和公司治理变量后，AcaIndDirector依然在1%的水平上显著为正，结论不变。
表8 进一步控制高管特征变量和其他公司治理变量

(三)影响渠道检验
1.战略咨询渠道。技术创新是一项充满未知风险的长期过程，公司战略在其中发挥了尤为重要的作用。管理层在战略决策上对风险的偏好程度越高，战略风格越激进，则企业的创新绩效表现越突出，而管理层短视则显然不利于企业创新(虞义华等，2018)。院士(候选人)担任独立董事可以以专业性的眼光，对公司的发展战略、技术路线等重大命题提供战略服务，发挥战略咨询作用，降低研发创新活动的不确定性和风险，提高企业创新的成功率，从而有利于缓解管理层短视，加大研发投入，促进企业创新。为了检验院士(候选人)独董促进企业创新的战略咨询渠道，笔者设定了如下模型：
Patenti, t+1/Patenti, t+2=β0+β1AcaIndDirectori, t
+β2Strategyi, t
+β3AcaIndDirectori, t
×Strategyi, t
+β4Controlsi, t
+Fixedeffects+εi, t
(2)
Patenti, t+1/Patenti, t+2=β0+β1AcaIndDirectori, t
+β2Myopiai, t
+β3AcaIndDirectori, t
×Myopiai, t
+β4Controlsi, t
+Fixedeffects+εi, t
(3)
式(2)中，变量Strategy为衡量企业战略风格的虚拟变量，当企业战略风格激进时取值为1，保守时为0。交乘项的系数β3反映了在不同战略风格的企业中，院士(候选人)独董对企业创新影响的差异。若β3显著为负，则表明相对于战略风格激进的公司而言，战略风格保守的公司聘请院士(候选人)独董对企业创新的促进作用更大，院士(候选人)独董可以有效缓解保守战略对企业创新的制约作用。虚拟变量Strategy的构建过程如下：首先，借鉴Bentley et al.(2013)的方法，计算出公司的综合战略得分(6分～30分)；然后，将战略得分落在6分～18分的公司定义为保守型战略风格，将战略得分落在19分～30分的公司定义为激进型战略风格。综合战略得分的计算过程分为三步：第一步，对衡量公司战略的六个财务指标进行初步处理，包括研发支出占销售收入的比重、员工人数与销售收入的比重、销售收入的历史增长率、销售费用和管理费用占销售收入的比重、员工人数的波动性、固定资产占总资产的比重。处理方法是除研发支出比例取当年值以外，其余5个指标取过去5年的移动平均值。第二步，对前五个指标在每一个“年度—行业”划分5分位数，第1分位数赋值为1分，以此类推，第5分位数赋值为5分。最后一个指标是公司战略激进程度的反向指标，第1分位数赋值为5分，第5分位数赋值为1分。第三步，对所有六个指标的得分加总，最终得到一个6分～30分的综合战略得分，得分越高表明公司战略越激进。式(2)的回归结果见表9前4列，在列(1)和列(2)，Strategy的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明战略风格激进的公司技术创新水平更高。在列(3)和列(4)，交乘项的回归系数分别在5%和1%的水平上显著为负，表明战略风格保守的公司聘请院士(候选人)独董对企业创新的促进作用更大，院士(候选人)独董可以有效缓解保守战略对企业创新的制约作用。
式(3)中，变量Myopia衡量了管理层短视程度，借鉴曹国华等(2017)的研究，本文采用研发支出作为管理层短视的反向代理变量，Myopia定义为对研发支出占销售收入的比例取相反数，值越大则研发支出越少，管理层短视程度越严重。交乘项的系数β3反映了在不同管理层短视程度的企业中，院士(候选人)独董对企业创新影响的差异。若β3显著为正，则表明管理层短视程度越严重的公司聘请院士(候选人)独董对企业创新的促进作用就越大，院士(候选人)独董可以有效缓解管理层短视对企业创新的制约作用。式(3)的回归结果见表9后4列，在列(5)和列(6)，Myopia的回归系数均在1%的水平上显著为负，表明管理层短视对企业创新有着显著的抑制作用。在列(7)和列(8)，交乘项的回归系数分别在10%和5%的水平上显著为正，表明管理层短视程度越严重的公司聘请院士(候选人)独董对企业创新的促进作用就越大，院士(候选人)独董可以有效缓解管理层短视对企业创新的制约作用。
表9 战略咨询渠道的检验结果

2.基于“桥梁科学家”的产学研合作渠道。两院院士及其候选人作为我国的顶尖科学家往往具有较高的知名度和社会资本，在企业、大学和学术圈等社会网络中起着重要的桥梁作用，对于促进企业与外部知识的交流与产学研合作发挥了尤为重要的作用(Furukawa & Goto，2006；Zucker et al.，2002；Hess & Rothaermel，2011)。为了检验院士(候选人)独董是否促进了企业的产学研合作进而促进创新，笔者设定了如下Probit模型：
Workstationi, t+1/Workstationi, t+2=β0+β1AcaIndDirectori, t+β2Sizei, t+β3ROAi, t+β4RD_Salei, t
+β5SOEi, t+β6Levi, t+β7Agei, t+β8Wkcapitali, t
+β9Tangibilityi, t+Fixedeffects+εi, t
(4)
笔者用上市公司院士工作站来衡量企业是否参与了产学研合作，院士工作站是由院士专家团队与企业科技人员共同参与的产学研合作平台，是企业与学研机构和顶尖科学家团队协同创新的重要形式，主要工作内容包括为企业培养创新人才、引进院士成果进行转化、联合攻关科技难题以及为企业提供战略咨询等。院士工作站的建立为我们准确识别上市公司产学研合作提供了统一的标准。在指标构建上，本文设定了一个虚拟变量Workstation来衡量企业是否参与了产学研合作，定义为如果上市公司当年建立了院士工作站则取值为1，否则为0。上市公司建立院士工作站的名单和建站年份由笔者根据Wind数据库中的公司公告并结合上市公司官网、新闻报道和百度上的信息资讯等手工搜集完成。[注]从2008年开始，在地方政府和科协的大力推动下，企业院士工作站迅速发展。据统计，截止到2016年年底，共有367家上市公司建立了企业院士工作站。
式(4)中，笔者分别用Workstation的未来一期和未来两期值作为被解释变量。在解释变量中，考虑到各省份颁布的院士工作站管理办法对建站企业提出了一些基本要求，主要包括：生产经营状况良好、达到一定的经营规模、研发支出需要满足一定的比例等。因此本文控制了公司规模(Size)、盈利能力(ROA)和研发支出占营业收入的比例(RD_Sale)等一系列可能影响上市公司建立院士工作站倾向的变量。此外，在控制了行业和年度固定效应后，考虑到各省份出台的院士工作站相关政策存在一定的差别，笔者同时控制了省份固定效应。产学研合作渠道的检验结果见表10。
表10 产学研合作渠道检验结果

由表10可知，AcaIndDirector的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明院士及其候选人担任独董后显著提高了上市公司未来两年建立企业院士工作站的概率，院士(候选人)独董确实促进了企业与外部知识的交流与产学研合作，从而促进了企业创新。
(四)与其他公司治理变量的交叉影响
在上文中，我们发现股权属性(SOE)、股权集中度(Cr1)、机构投资者持股比例(InstShare)以及高管是否持股(ManShare)等公司治理变量对企业创新有着显著影响(见表8)，下面本文将进一步考察这些公司治理变量与院士(候选人)独董(AcaIndDirector)对企业创新的交叉影响。笔者在式(1)的基础上进一步加入了变量AcaIndDirector与上述公司治理变量的交叉项，回归结果见表11。首先，由前两列可知，交叉项AcaIndDirector×SOE的系数分别在10%和5%的水平上显著为负，表明相对于国有企业，在非国有企业中院士(候选人)独董促进企业创新的效应更为显著。相对于国有企业，非国有企业(例如民营企业)掌握的创新资源较少，面临创新人才短缺和研发资金不足的严重制约。因此在非国有企业中，院士及其候选人的加盟将会通过战略咨询及推动产学研合作等渠道，大大增强企业的技术、人才等创新资源储备，提高自主创新能力。其次，交叉项AcaIndDirector×Cr1的系数在3列中为正，但并不显著，在列(4)中则显著为正。表明总体而言，在更为集中的股权结构安排下，院士(候选人)独董更能促进企业创新，大股东治理与院士(候选人)独董治理存在互补效应。再次，交叉项AcaIndDirector×InstShare的系数在列(5)中显著为正，在列(6)中为正但并不显著。表明在机构投资者持股比例高的企业中，院士(候选人)独董更能提高企业未来一年的专利产出水平，机构投资者的外部治理与院士(候选人)独董治理同样存在互补效应。最后，由列(7)和列(8)结果可知，交叉项AcaIndDirector×ManShare的系数分别在5%和10%的水平上显著为负，表明相对于高管持股的公司，在高管不持股的公司院士及其候选人更能发挥独立董事的治理作用。管理层持股是促使公司高管按照股东利益最大化行事的重要激励方式，本文的结果表明，当股权激励不足时，院士(候选人)独董可以更好地发挥治理作用，从而起着重要的替代作用。
表11 与其他公司治理变量的交叉影响检验

五、结论
本文首次考察了院士(候选人)独董在企业创新活动中的作用及其发挥作用的具体渠道。研究的主要发现是：院士(候选人)独立董事对企业创新具有显著的促进作用。这一促进作用的主要作用机制是：院士(候选人)独董既能通过战略咨询有效缓解保守战略和管理层短视对企业创新的制约作用，也能通过发挥“桥梁科学家”作用，促进企业的产学研合作和技术创新。因此，本文研究不仅揭示了企业创新的新的推动因素，也提供了具有顶尖科学家背景的独立董事发挥作用的相关证据，从而丰富了企业创新和公司治理两个方向上的研究。
本文研究结论也具有较强的政策含义。通过聘请顶尖科学家出任公司独立董事，有可能更好地发挥院士及其候选人等顶尖科学家对企业创新的促进作用，对于提升企业自主创新能力和构建国家创新体系具有特殊重要意义，一定程度上为十九大报告中提出“深化科技体制改革，建立以企业为主体、市场为导向、产学研深度融合的技术创新体系”提供了一个可能的落实方案。
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(1.School of Finance,Renmin University of China;2.International College,Renmin University of China)
Abstract:This paper examines for the first time the governance functions of top scientists such as academicians and their candidates as independent directors and their impact on corporate innovation.The research finds:(1)the academician(candidates) independent director is significantly positively related to corporate innovation.The conclusion is still robust after we controll the individual effect,the Propensity Score Matching(PSM)and the Heckman two stage method;(2)the longer the tenure of academician(candidates) independent director,the more the number of part-time companies,the better the promotion of the corporate innovation,the female scientists can better promote the corporate innovation,but the scientists with the experience of the returnees does not play a more effective role;(3)The results of impact channel test show that the more conservative the strategic style and the more serious the shortsightedness of management,the greater the promotion effect of employing academicians(candidates)to corporate innovation.It shows that academicians(candidates)can effectively alleviate the restrictive effect of conservative strategy and management shortsightedness on corporate innovation.And at the same time,the independent directors of academicians(candidates)play the role of “bridge scientist”,increasing the possibility of establishing academicians’workstations in the next two years,thus promoting the cooperation between industry and university;(4)The cross-impact analysis with other corporate governance variables shows that academicians and their candidates can play a more effective role in non-state-owned enterprises,companies with centralized ownership structure,high proportion of institutional investors and companies without executives shares.This paper is of special significance to give full play to the role of top scientists and promote the corporate innovation and the construction of national innovation system.
Key words:academician;scientists;independent directors;corporate innovation
*许荣，中国人民大学财政金融学院、中国财政金融政策研究中心，邮政编码：100872，电子邮箱：xurong@ruc.edu.cn;李从刚(通讯作者)，中国人民大学国际学院。本文为中国人民大学科学研究基金(中央高校基本科研业务费专项资金资助)项目成果(18XNI006)。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑：付 敏)