董事網絡對企業創新的影響研究

李文勤 葛軍

【摘 要】 文章選取2009—2020年我國A股上市公司作為研究樣本，分析了董事網絡對企業創新的影響。研究發現，網絡中心度高的董事可以從網絡中獲取更多資源，這些資源能夠被企業所運用，從而提高企業創新投入和創新績效；機構投資者持股比例較高的情況下，董事網絡中心度對企業創新的促進效應被弱化；媒體關注度較高的情況下，董事網絡中心度對企業創新的促進效應被強化。研究結果通過了系統廣義矩估計（GMM）、Tobit回歸等一系列穩健性檢驗，為董事網絡的經濟后果研究提供了新的證據。

【關鍵詞】 董事網絡； 企業創新； 公司治理

【中圖分類號】 F234.3? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）18-0106-08

一、引言

習近平總書記在黨的二十大報告中強調，創新是第一動力，我們必須堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位，優化配置創新資源，提升國家創新體系整體效能。企業是實施科技創新的主體，創新帶來的競爭優勢可以提高企業的核心競爭力[ 1 ]。創新在企業的成功和國家的經濟發展中發揮著重要作用[ 2 ]。具有探索性的企業創新行為需要大量的資源輸入[ 3 ]，企業創新面臨信息缺乏、資源稀缺的挑戰。企業單打獨斗很難獲得創新所需的資源，社會網絡是企業獲取外部資源的重要渠道[ 4 ]。公司董事會的董事之間通過在一個董事會任職而建立的聯結關系的集合被稱作董事網絡[ 5 ]。居于董事網絡中心位置的董事可以獲得更多的信息資源和社會資源，這些資源有利于企業創新?，F有研究企業創新影響因素的文獻主要基于供應鏈集中度[ 1 ]、內部控制[ 2 ]、實體企業金融化[ 6 ]、政府補助[ 3 ]、企業性質[ 7 ]等視角，較少涉及董事網絡。

本文選取我國A股上市公司2009—2020年的數據，探討了董事網絡中心度可能對企業創新投入和創新績效產生的影響，結果表明，董事網絡中心度可以促進企業創新投入，董事網絡中心度較高的企業創新績效也較高。進一步研究發現，機構投資者持股比例的升高抑制了董事網絡中心度對企業創新的促進作用，媒體關注度正向調節董事網絡中心度對企業創新的促進作用。本文從創新投入和創新績效兩個方面較為系統地探討了企業創新的影響因素，同時為董事網絡的經濟后果研究提供了新的實證檢驗證據。

二、理論分析與研究假設

（一）董事網絡對企業創新投入與創新績效的影響

企業創新面臨較高的不確定性，短期內可能影響企業的業績，企業研發投入越多，對短期業績的影響越大，從而降低管理者的研發投入意愿[ 6 ]。董事既可以通過自身的監督與咨詢職能為企業創新提供資源支持，又可以影響管理層的創新決策[ 8 ]。網絡中心度較高的董事可以通過社會資源、信息資源的獲取影響企業的創新投入和創新績效。

網絡中心度較高的董事可以通過社會資源的獲取影響企業創新。處于不同網絡位置的董事能夠獲取的資源不同[ 9 ]，網絡中心度較高的董事可以幫助企業引入創新所需的高水平技術人員、資金、先進設備。根據資源依賴理論，企業實質上是一系列資源的集合，處于社會網絡中的董事可以幫助企業吸引外部資源[ 4 ]。首先，董事的程度中心度代表一個董事連接其他董事的數量，衡量了該董事在多大程度上是一個社會網絡的焦點；接近中心度衡量的是某董事連接其他董事的距離，這個距離包含了董事網絡中所有的潛在接觸[ 10 ]。那些處于網絡中心位置的董事可以幫助企業以較低的成本獲取更多的外部資金[ 11 ]。其次，中介中心度是指一個董事落在連接其他董事之間的最短路徑上的頻率，即網絡中資源的傳遞要經過這些中心度較高的董事，當董事在網絡中的中介中心度較高時，更容易運用自身在網絡中擁有的談判力和控制力來降低交易成本、增加銷售量、加快收回應收賬款的速度，從而提高經營性資產的周轉效率，為企業創新提供充足的資金[ 9 ]。同時，中介中心度較高的企業更容易獲得跟網絡中其他企業合作的機會，為企業帶來資源并促進這些資源的有效利用[ 11 ]。網絡中心度較高的董事，在網絡中擁有的聲譽和地位也較高，能夠比處于邊緣位置的董事更快速更有效地獲得網絡中的資源[ 4 ]。

網絡中心度較高的董事可以通過信息的獲取影響企業創新。社會網絡聯結可以使企業之間保持較高的信任關系，可以促進信息的傳遞[ 12 ]。Helmers等[ 8 ]研究發現，董事網絡對企業研發有積極影響，這種影響是由董事網絡中信息的傳遞引起的。網絡中心度較高的董事在社會網絡中可以更高效地獲取信息。首先，較高的網絡中心度意味著企業能夠以更高的效率和更低的成本獲取信息。程度中心度和接近中心度越大，意味著董事的網絡位置越中心，接觸的信息源越多，越有可能獲取最先進的技術信息，這些信息正是企業判斷未來市場走向和技術變革方向所需要的。通過網絡與其他董事相連而建立的這種關系可以促進企業之間的信息共享，幫助企業獲取最前沿的創新信息，加快創新技術的傳遞，從而提高企業創新績效。由于在投入和產出監控、信息透明度、合同執行等方面存在困難，與那些沒有聯系的企業相比，有連鎖關系的企業之間合作效率更高，合作成本更低[ 12 ]。其次，網絡中心度高的董事可以通過占據網絡中的重要位置獲取差異化的信息并控制重要信息的傳遞。董事的中介中心度越高，其通過保留或扭曲傳輸中的信息來影響信息傳遞的能力越強，控制信息交流的潛力越大[ 10 ]。中介中心度高的董事更容易從網絡中獲得信息中介利益[ 9 ]。由于連鎖董事傳遞新的信息，企業的創新行為可能發生重大變化[ 8 ]。信息的傳遞越容易，所需的時間和精力越少，信息傳遞發生并成功的可能性就越大[ 12 ]。因此，網絡中心度較高的董事可以通過獲取差異化的信息把握產業發展的最新動態，也可以通過對信息傳遞的控制力幫助企業提前應對行業、技術方面的變革，作出一些提升市場競爭優勢的決策。

綜上所述，本文提出假設1、假設2。

假設1：董事社會網絡中心度越高，企業創新投入越高，創新活動越活躍。

假設2：董事社會網絡中心度越高，企業創新績效越好，創新活動越有效。

（二）機構投資者的調節效應分析

現有文獻關于機構投資者的影響有兩種不同的觀點。一種觀點認為，機構投資者在信息獲取方面較個人投資者具有更多優勢，不會基于短期報告收益評價公司管理層，能夠在“沒有耐心的”個人投資者和公司管理層之間起到緩沖作用，從而使公司管理層可以專注于具有長期收益的項目[ 13 ]；機構投資者專業性較強，能夠積極監督上市公司管理層的經營與運作[ 14 ]。實質上，公司董事會的決策同樣受到機構投資者的監督，企業創新活動通常導致企業短期收益下降，長期收益上升，如果機構投資者更注重企業的長期收益，網絡中心度高的董事在企業創新中發揮的積極作用便會受到機構投資者監督的強化，從而抑制管理層的機會主義行為[ 15 ]，促進創新。

另一種觀點認為，與個人投資者相比，雖然機構投資者具備更高的專業性以及更強的信息獲取能力，但是機構投資者存在非理性投資傾向[ 16 ]。機構投資者交易頻繁，往往更關注公司的當期業績。機構投資者在評價所持有的股票時，主要是依據財務業績指標，只有很小一部分機構投資者在投資決策中考慮到產品質量等一些影響企業長期競爭力的指標。隨著機構持股的規模不斷增加，機構投資者短期業績導向的影響會變大，機構投資者通過其在公司重大決策中的建議及影響力來影響公司董事會和經理的決策，從而導致被投資公司行為的短期化，發揮消極的公司治理作用[ 17-18 ]。機構投資者的這種短期利益導向必然會影響董事會決策，社會網絡中心度高的董事即使擁有豐富的社會資源和信息資源，也難以在這種追求短期利益的氛圍下保證企業創新水平的提高。據此，本文提出以下對立假設：

假設3a：機構投資者持股比例正向調節董事網絡中心度對企業創新的促進作用。

假設3b：機構投資者持股比例負向調節董事網絡中心度對企業創新的促進作用。

（三）媒體關注的調節效應分析

媒體扮演著重要的信息傳遞角色，新聞報道所產生的壓力可以在公司治理中發揮重要作用。一方面，媒體作為重要的信息中介，通過新聞活動創造新信息，披露和轉播信息，從而影響投資者的交易行為和證券價格。另一方面，媒體可以通過轉播來自其他信息中介（如分析師和審計師）的信息、訴訟信息以及原始調查和分析的信息來發揮監督作用。媒體對董事會在公司治理、投資者交易行為和證券價格方面無效性的曝光迫使代理人采取糾正措施并增加股東財富[ 19 ]。因此，媒體關注度較高的董事會受到媒體更高水平的監督，可能更加勤勉盡責。社會網絡中心度高的董事擁有較為豐富的社會資源和信息資源，在較高的媒體關注度下，這些資源的利用效率更高。筆者認為媒體關注度將正向調節董事網絡中心度與企業創新的關系，從而有利于企業創新水平的提高。由此，本文提出以下假設：

假設4：媒體關注度正向調節董事網絡中心度對企業創新的促進作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2009—2020年我國A股上市公司作為初選樣本，并按照以下標準對樣本進行了篩選：（1）剔除金融業樣本；（2）剔除資產負債率大于1的觀測值；（3）剔除受到證券交易所特別處理的觀測值；（4）剔除數據缺失的觀測值；（5）剔除當年上市的公司；（6）為了避免極值對結果的影響，對所有連續型變量進行了上下各1%的Winsor縮尾處理。本文最終獲得的樣本包括20 841個公司年觀測值，企業創新數據、財務數據主要來自CSMAR數據庫和Wind數據庫，其余數據來自上市公司年報、新浪財經、百度網。使用社交網絡分析軟件Pajek計算中心度，并使用Stata15.1進行其他數據處理。

值得注意的是，發明專利授權的周期比較長，從發明專利申請到發明專利授權有大約兩到三年的滯后期，為了抵銷發明專利授權數據滯后帶來的影響，部分學者在分析過程中會將發明專利授權數據進行時間上的調整，部分學者對發明數據做了滯后兩到三期的處理[ 20 ]。本文從CSMAR數據庫收集了專利授權數據，該發明專利授權數據是指當年申請截至數據更新時間被授權的發明專利個數，包含了發明專利申請當年以及后續年份直至數據更新時間被授權的發明專利之和（截至2017年），本文沒有對發明授權專利數據對應的年份進行處理。

（二）變量定義

本文從創新投入和創新績效兩方面衡量企業創新水平[ 7，21 ]。（1）企業創新投入。在現有文獻中，研發投入被認為是重要的創新投入，所以本文用研發投入（RDint）作為企業創新投入的代理變量[ 7 ]。研發投入包含研究階段的投入和開發階段的投入，為了消除企業規模差異帶來的影響，本文采用研發投入與營業收入的比值來衡量企業的研發投入[ 6 ]。（2）企業創新績效。越來越多的文獻認為，被大量引用的專利才是質量比較高的專利，專利被引用情況是衡量企業創新比較可靠的指標[ 20 ]。但是我國專利被引用情況的數據獲取受到限制，因此，參考現有文獻[ 20-21 ]，分別用專利申請數（Patentapl）、發明專利申請數（Ipatentapl）、發明專利授權數（Ipatentgr）作為代理變量。專利申請數是指當年公司為申請人的申請專利的總數，包含發明專利、實用新型專利、外觀設計專利三種，反映了企業每年的專利流量。在這三種類型的專利中，發明專利數據被認為是最具有原創性標準的[ 20 ]。由于專利申請數是三種專利申請數量之和，可能會受到“專利泡沫”的影響[ 20 ]，為了避免這種影響，本文同時選取發明專利申請數、發明專利授權數衡量創新績效。發明專利授權數代表當年申請截至數據更新時間被授權的發明專利個數。

參考現有文獻[ 5，22 ]，本文采用程度中心度（Degree Centrality）、中介中心度（Betweenness Centrality）、接近中心度（Closeness Centrality）三個指標衡量董事在網絡中的位置。為了綜合考察以上三個指標，將指標消除量綱差異后，分別計算了每個公司三個指標最大值、中位數、平均值、最小值的合計數并將這些指標作為本文的解釋變量。變量的相關說明見表1。行業分類采用證監會2012年的行業分類標準。

（三）模型設計

參考已有文獻[ 6-7 ]，本文構建基準模型（1）用于檢驗董事網絡中心度對企業創新投入的影響，構建基準模型（2）用于檢驗董事網絡中心度對企業創新績效的影響：

其中：RDint是研發投入，代表企業的創新投入水平；Score為董事網絡中心度；其余為控制變量。Year是年份虛擬變量，Industry是行業虛擬變量，i代表企業個體，t代表年份，？茁1是董事網絡的系數，？著it為隨機擾動項。

其中，Patent代表企業的創新績效，分別用專利申請數（Patentapl）、發明專利申請數（Ipatentapl）、發明專利授權數（Ipatentgr）作為其代理變量。

四、實證結果與分析

（一）主要變量描述性統計

表2展示了主要變量的描述性統計結果。企業研發投入占營業收入比重（RDint）的最小值為0.03%，最大值為31.43%，標準差為4.68%，可見企業之間的創新投入差異較大。專利申請數（Patentapl）的均值為37.4，最大值為657，說明有一部分企業的專利申請數遠遠高于平均水平。發明專利申請數（Ipatentapl）的均值為15.84，約占專利申請數均值37.4的42.35%，超過三分之一，說明我國企業申報發明專利的積極性較高。發明專利授權數（Ipatentgr）的均值是5.697，約占發明專利申請數均值15.84的35.97%，說明我國企業申報的發明專利中，超過60%的專利沒有得到審批。本文對變量進行了共線性檢驗，方差膨脹因子（VIF）的最大值為2.21，表明不存在明顯的多重共線性。

（二）回歸結果分析

1.董事網絡對創新投入的影響

本文選取董事網絡中心度（Score_med、Score_mean）作為解釋變量，選取研發投入占營業收入的比重（RDint）作為創新投入的代理變量，代入模型（1）進行檢驗，檢驗結果如表3所示。列（1）取中位數計算的董事網絡中心度（Score_med）系數為正，且在10%水平上顯著；列（2）取平均值計算的董事網絡中心度（Score_mean）系數為正，且在1%的置信水平上顯著。說明網絡中心度較高的董事從網絡中獲取的資源較多，這些資源可以幫助企業了解最新的市場信息，幫助企業獲得更多的外部支持，有助于企業引進創新所需的高水平技術人員、資金、先進設備等。企業創新意愿增強，創新實力提升，加大了創新投入力度，董事網絡中心度顯著促進了企業創新投入，假設1得到驗證。

2.董事網絡對創新績效的影響

為了檢驗董事網絡中心度對企業創新績效的影響，本文選取專利申請數量（Patentapl）、發明專利申請數量（Ipatentapl）、發明專利授權數量（Ipatentgr）作為企業創新績效的代理變量，選取董事網絡中心度（Score_med、Score_mean）作為解釋變量，代入模型（2）進行檢驗，檢驗結果如表4所示。列（1）、（3）、（5）和列（2）、（4）、（6）的解釋變量分別是按照中位數和平均值計算的董事網絡中心度綜合值。檢驗結果顯示，列（1）至列（6）董事網絡中心度對創新績效的回歸系數均為正，且在1%的置信水平上顯著。說明網絡中心度較高的董事可以通過獲取差異化的信息，把握產業發展的最新動態，為企業創新提供更豐富的資源，提高企業創新的成功率。董事網絡中心度對企業創新績效有顯著的正向影響，假設2得到驗證。

3.基于機構投資者的分析

參考已有文獻[ 15-16 ]，本文的機構投資者持股比例是指投資機構持有公司股份占公司總股份的比例。以每年年末各公司機構投資者持股比例的中位數為界限，將位于每年中位數以上的樣本劃入機構投資者持股高組，否則劃入機構投資者持股低組。選取專利申請數（Patentapl）作為創新績效的代理變量，代入模型（2）進行檢驗。表5報告的檢驗結果表明，董事網絡中心度對企業創新的影響僅存在于機構投資者持股比例較低的情況下，隨著機構投資者持股比例的升高，這一關系將受到影響?？ǚ綑z驗的結果顯示，機構投資者持股比例低組和機構投資者持股比例高組之間有顯著的組間差異。說明機構投資者的干預抑制了董事網絡中心度對企業創新的促進作用，假設3b得到驗證。

4.基于媒體關注的分析

本文采用公司年度內的媒體新聞數量作為媒體關注度的代理變量。以每年年末各公司媒體關注度的中位數為界限，將位于每年中位數以上的樣本劃入媒體關注度高組，否則劃入媒體關注度低組。選取專利申請數（Patentapl）作為創新績效的代理變量，代入模型（2）進行檢驗?？ǚ綑z驗的結果顯示，媒體關注度低組和媒體關注度高組之間有顯著的組間差異。表6報告的檢驗結果表明媒體關注度強化了董事網絡中心度對企業創新的正向影響。假設4得到驗證。

五、穩健性檢驗

為了驗證結論的穩健性，本文進行了以下檢驗：第一，被解釋變量發明專利申請數量、發明專利授權數量為0的公司較多，數據存在左側歸并現象，因此使用Tobit模型做了進一步檢驗。第二，研究董事網絡對企業創新的影響可能會受到不可觀測的互為因果、同方向變動等內生性問題的影響，因此使用系統廣義矩估計方法重新估計了模型（2）[ 23 ]。在模型（2）的右側增加了創新績效的一階滯后項，將董事網絡和創新績效設置為內生變量，使用內生變量的滯后項作為工具變量。第三，計算了三個網絡中心度指標的最大值和最小值，用于衡量董事網絡中心度。第四，采用專利授權總量、當前持有的有效專利數量、當前持有的有效發明專利數量作為企業創新的代理變量。第五，為了避免CEO海外背景對本文結論的干擾，重新篩選了觀測值，剔除了CEO具有海外背景的觀測值。以上檢驗表明，本文主要研究結論沒有改變。

六、結論與建議

本文探討了董事網絡對企業創新的影響。以下是主要研究結論：第一，網絡中心度高的董事可以從網絡中獲取更多的信息和社會資源，這些資源能夠被企業所運用，能顯著提高企業創新投入與創新績效；第二，董事網絡中心度對企業創新的效應受到機構投資者持股情況的影響，機構投資者持股比例較高的情況下，董事網絡中心度對企業創新的促進效應被弱化；第三，媒體關注度可以正向調節董事網絡中心度對企業創新的影響。

在中國式現代化建設的進程中，提升企業創新水平，培育我國企業參與國際合作和競爭的新優勢顯得尤為重要。具有探索性的企業創新行為需要大量的資源投入，企業創新面臨信息缺乏、資源不足的挑戰。本文研究結果表明網絡中心度較高的董事可以幫助企業獲得較多的社會資源與市場信息，從而有助于企業獲取創新所需的資源與信息。董事網絡中心度較高的企業創新投入水平較高，創新績效水平較高。因此，相關部門應當營造良好的創新環境，促進資源、信息、人才等在企業之間的合理流動，提高企業創新水平。

【參考文獻】

［1］ 郭彤梅，張樑，張玥，等.供應鏈集中度，股權激勵與企業創新：來自2014-2019年A股上市企業數據［J］.會計之友，2022（7）：45-52.

［2］ CHAN K C，CHEN YINING，LIU BAOHUA.The linear and non-linear effects of internal control and its five components on corporate innovation：evidence from Chinese firms using the COSO framework［J］.European Accounting Review，2021，30（4）：733-765.

［3］ 陳良華，張莉，王惠慶.政府補助對新能源企業綠色創新的影響研究［J］.會計之友，2022（11）：150-157.

［4］ 黃海昕，李玲，高翰.網絡嵌入視角下連鎖董事網絡與戰略創業行為：吸收能力的調節作用［J］.科學學與科學技術管理，2019，40（12）：119-138.

［5］ 謝德仁，陳運森.董事網絡：定義、特征和計量［J］. 會計研究，2012（3）：44-51.

［6］ 楊松令，牛登云，劉亭立，等.實體企業金融化、分析師關注與內部創新驅動力［J］.管理科學，2019，32（2）：3-18.

［7］ 溫軍，馮根福.異質機構、企業性質與自主創新［J］.經濟研究，2012，47（3）：53-64.

［8］ HELMERS C，PATNAM M，RAU R.Do board interlocks increase innovation？Evidence from a corporate governance reform in India［J］. Journal of Banking & Finance，2017，80：51-70.

［9］ 陳運森.社會網絡與企業效率：基于結構洞位置的證據［J］.會計研究，2015（1）：48-55.

［10］ FREEMAN L C.Centrality in social networks：conceptual clarification［J］.Social Networks，1978，1（3）：215-239.

［11］ 李小青，周建，溫豐羽，等.連鎖董事網絡嵌入、認知距離與民營創業企業成長：基于創業板上市公司的經驗證據［J］.預測，2020，39（1）：35-42.

［12］ REAGANS R，MCEVILY B.Network structure and knowledge transfer：the effects of cohesion and range［J］.Administrative Science Quarterly，2003，48（2）：240-267.

［13］ WAHAL S，MCCONNELLl J J.Do institutional investors exacerbate managerial myopia［J］.Journal of Corporate Finance，2000，6（3）：307-329.

［14］ 程書強.機構投資者持股與上市公司會計盈余信息關系實證研究［J］.管理世界，2006（9）：129-136.

［15］ 薄仙慧，吳聯生.國有控股與機構投資者的治理效應：盈余管理視角［J］.經濟研究，2009（2）：81-91.

［16］ 許年行，于上堯，伊志宏.機構投資者羊群行為與股價崩盤風險［J］.管理世界，2013（3）：31-43.

［17］ GRAVES S B，WADDOCK S A.Institutional ownership and control：implications for long-term corporate strategy［J］.Academy of Management Perspectives，1990，4（1）：75-83.

［18］ PORTER M.Capital disadvantage：America's failing capital investment system［J］.Harvard Business Review，1992，70（5）：65-82.

［19］ JOE J R，LOUIS H，ROBINSON D.Managers' and investors' responses to media exposure of board ineffectiveness［J］.Journal of Financial and Quantitative Analysis，2009，44（3）：579-605.

［20］ 陳德球，金雅玲，董志勇.政策不確定性、政治關聯與企業創新效率［J］.南開管理評論，2016，19（4）：27-35.

［21］ HIRSHLEIFER D，HSU P，LI DONGMEI.Innovative efficiency and stock returns［J］.Journal of Financial Economics，2013，107（3）：632-654.

［22］ LARCKER D F，SO E C，WANG C C Y.Boardroom centrality and firm performance［J］.Journal of Accounting and Economics，2013，55（2/3）：225-250.

［23］ EUGSTER F.Endogeneity and the dynamics of voluntary disclosure quality：is there really an effect on the cost of equity capital？［J］.Contemporary Accounting Research，2020，37（4）：2590-2614.