16.4.1　描述性统计

表16-2是基于表16-3中（1）列的回归所包含的23633个样本，汇报的本章主要变量的描述性统计。从样本分布中，我们可以看出企业发明专利申请（授权）数量呈现出较为明显的右偏特征，这与企业创新领域的一系列研究是相符的。INDD的均值基本达到了1/3，但并不是所有公司都达到了这个基本要求。总体而言，董事会中独立董事的比例并不高。不过，在后面部分排除了内生性问题后，我们发现独立董事对企业创新的影响还是非常显著的。

表16-2　主要变量的描述性统计

16.4.2　独立董事比例与企业创新的回归分析

（1）独立董事比例与企业发明专利申请（授权）数量的回归分析

首先，我们检验董事会独立性与企业发明专利申请数量和发明专利申请授权数量之间的关系，回归结果如表16-3所示。在第（1）～（6）列中，控制了企业固定效应以及年度固定效应。由于创新研究是需要时间的，包括资金支持、人员配备和执行等，因此，第（1）～（3）列的被解释变量分别为企业在未来一年（Logpatent1t+1_apply）、两年（Logpate nt1t+2_apply）和三年（Logpatent1t+3_apply）的发明专利申请数量，第（4）～（6）列的被解释变量分别为企业在未来一年（Logpatent1t+1_grant）、两年（Logpatent1t+2_grant）和三年（Logpatent1t+3_grant）的发明专利申请授权数量。

从表16-3的回归结果中可以看出，以发明专利申请数量作为被解释变量时，INDD在对企业未来两年和未来三年的创新产出都显著负相关；以发明专利申请获得授权数量作为被解释变量时，INDD在对企业未来两年的创新效用的影响较为显著，且为负向影响。并且六列回归结果中，INDD的回归系数都为负，至少没有说明董事会独立性的提高对上市公司创新有正面的影响。

表16-3　独立董事比例与企业发明专利申请数量/专利申请授权数量的回归结果

注：我们在企业层面进行了cluster处理，括号中为标准误，下同。***代表p＜0.01，**代表p＜0.05，*代表p＜0.1。

在上文的理论分析中我们说到，我国上市公司的控股股东或经理层对独立董事的任命往往具有较大的话语权，董事会结构是内生的；并且我国缺乏透明的经理人市场，独立董事往往来源于管理层和股东的社会关系；独董比例虽然对上市公司创新有显著负相关关系，我们也很难直接从独董比例和上市公司创新的相关性来验证独立董事的治理作用。2001年证监会发布的《指导意见》，为我们提供了一个非常好的自然实验条件检验独立董事治理对企业创新的影响。下文我们将报告处理内生性问题后的结果。

（2）独立董事比例与企业创新：处理内生性

与基于英美等发达市场国家的研究相比，识别中国上市公司独立董事的治理作用可能面临更为严重的内生性问题。我们采用两个方法处理内生性问题。一是利用工具变量；二是借助《指导意见》中关于独立董事比例标准的政策性外生冲击。

①采用工具变量处理内生性。根据企业所在地区/行业的其他企业独立董事比例情况，我们引入了两个较为合适的工具变量。为了便于进行识别检验，参照Giannetti M.等（2015）、Knyazeva A.等（2013）的设计思路，我们假设一个地区的独立董事资源是有限的，考虑到成本，企业往往在本地寻求独立董事，那么该地区企业的独立董事比例就会存在相关性；而处在同一行业的企业由于特征相似，对独立董事的期望可能也较为相似，那么同一个行业的独立董事比例也会相互关联。基于此，我们构建了两个工具变量：INDD_Peer region表示与企业处在同一省份的所有企业董事会独立性的平均值；INDD_Peer ind表示与企业处在同一行业的所有企业董事会独立性的平均值。

表16-4的Panel A报告了两阶段最小二乘第一阶段的回归结果。第（1）～（6）列中，INDD_Peer_region与INDD_Peer_ind的回归系数均在1%的置信度下显著为正，且回归的F值均大于经验临界值10，说明两者均与独立董事比例显著正相关，因而从与内生解释变量相关性的角度而言是合适的工具变量。第二阶段的回归结果如Panel B所示。第（7）～（12）列中，Hansen检验的p值均高于0.1，在10%的置信度下不能拒绝工具变量与模型随机扰动项不相关的原假设。因而，我们采用的工具变量是有效的。从回归结果中可以发现，第（7）～（11）列中INDD的回归系数均显著为负。说明独立董事比例越高，企业在未来两年和未来三年发明专利的申请数量和发明专利申请授权的数量越低，独立董事对创新有明显的抑制作用，验证了假设H1。

表16-4　独立董事制度与上市公司创新：工具变量检验

注：括号中为标准误。***代表p＜0.01，**代表p＜0.05，*代表p＜0.1。

②利用外生冲击处理内生性。2001年中国证监会发布了《指导意见》，为了区分企业创新的变化是独立董事新制度的实施带来的，还是所有企业跟随经济发展趋势而为，我们采用双重差分模型进行检验。根据前文划分的“处理组”和“对照组”，将独立董事制度实施前后企业创新的变化在改革完成前独董比例高于/低于规定标准的样本之间进行差分，能够帮助我们识别出独立董事增强对企业创新的影响。

我们关注交乘项INDD*TREATPOSTi，t的系数，如表16-5所示。

表16-5　独立董事制度与上市公司创新：双重差分估计结果

注：括号中为标准误。***代表p＜0.01，**代表p＜0.05，*代表p＜0.1。

由表16-5可知，交乘项INDD*TREATPOSTi，t的系数在第（2）、（3）、（5）、（6）列回归中都显著为负，说明独立董事制度改革完成后，处理组公司被动增加的独立董事，使得发明专利申请数量和授权数量在未来两年和三年都出现了下降，并且下降幅度显著地大于对照组。上述结果充分说明，相比于改革完成前独董比例已达到或超过三分之一水平的公司（对照组），独董比例在改革前低于三分之一水平的公司（处理组），受到该项政策冲击的影响更大，其创新产出显著下降（相对于对照组），从而再次验证了独立董事对企业创新的负向影响。

③检验《指导意见》实施前后企业创新产出的动态变化。在上文的检验中，我们剔除了《指导意见》实施当年及调整年度的影响。虽然《指导意见》中对独董比例的调整是外生冲击，但这一政策在2001年就已颁布，并且西方国家也早已有独立董事制度，我们不能排除某些企业会预料独立董事的加入对企业决策的调整作用而在2003年之前对投资决策和企业现金流进行调整。在此假设下，《指导意见》实施之前企业的创新活动就已经发生了显著变化。那么，为了排除上述检验中可能存在的时序上的反向因果问题，我们借助倪骁然和朱玉杰（2016）的做法，对实施《指导意见》与企业创新之间的因果关系进行动态检验，设定变量估计如下的模型：

Logpatent_apply（Logpatent_grant）i，t+α0+δ1INDDi，t_TREAT*POSTi，t（-2，-1）+δ2INDDi，t_TREAT*POSTi，t（0）+δ3INDDi，t_TREAT*POSTi，t（+1）+δ4INDDi，t_TREAT*POSTi，t（≥+2）+τ1POSTi，t（-2，-1）+τ2POSTi，t（0）+τ3POSTi，t（+1）+τ4POSTi，t（≥+2）+φControl+ui+τt+εi，t

（16-5）

其中，POSTi，t（-2，-1）、POSTi，t（0）、POSTi，t（+1）、POSTi，t（≥+2）为时间哑变量；POSTi，t（-2，-1）取1时，表示样本所在年份为2001年及2002年；POSTi，t（0）取1时，表示样本所在年份为2003年；POSTi，t（+1）取1时，表示样本所在年份为2004年；POSTi，t（≥+2）取1时，表示样本所在年份为大于或等于2005。上式的回归结果见表16-6。

表16-6　独立董事制度与上市公司创新动态检验

注：括号中为标准误。***代表p＜0.01，**代表p＜0.05，*代表p＜0.1。(www.daowen.com)

由表16-6可以看出，INDDi，t_TREAT*POSTi，t（-2，-1）的回归系数均不显著，即在2001年和2002年，也就是《指导意见》正式实施的前两年，独立董事对企业创新没有明显影响，处理组与对照组在企业创新水平上的变化趋势并没有明显差别；TREAT*POSTi，t（0）和INDDi，t_TREAT*POSTi，t（+1）的回归系数也仅在第三年较为显著。这表明《指导意见》实施对独立董事占比高的企业的创新活动的影响确实存在一个滞后的关系。还可以看出，2001～2006年，回归系数越来越大，负向效应逐渐稳定，说明随着《指导意见》的实施，处理组的创新比对照组下降的更快，《指导意见》带来的效果越来越明显。《指导意见》关于独立董事占比的规定对企业创新产出的影响的确是在独立董事进入公司之后一到两年才逐渐显现，排除了《指导意见》实施与企业创新之间在时序上的反向因果联系。

16.4.3　企业财务决策保守性的调节作用

在前面分析中，我们揭示了《指导意见》实施对独立董事比例较高的企业创新产出的抑制作用，并借助工具变量和外生冲击排除了内生性问题。又由理论分析可知，由于我国没有透明的经理人市场，独立董事多来自经理人的社会关系，为了维护自己独立董事的“工作”，迎合大股东和管理层的意志，他们的决策可能随着企业风险偏好而改变。如果企业是风险厌恶的，比如财务决策保守、属于非成长性公司，以及经理人更加保守，那么独立董事的这种“迎合”就可能使企业过度规避风险，进而抑制创新。而在那些财务决策灵活度较高的公司，或者一些小公司等，企业必须创新才能够生存和成功，这时无论股东还是经理人都有更大的动力去接受风险，增加创新强度，此时，独立董事的保守主义对创新的抑制作用将显著降低。

考虑到企业整体的风险偏好可能与财务因素、公司规模、CEO的风险偏好等不同，我们选取表16-7中的指标来度量企业的风险偏好。

表16-7　企业风险偏好的度量

显而易见，当企业更倾向于较少的负债、较高的现金持有，以及较为稳定的股价时，它们就更不喜欢将自己的利润用于高风险的创新研发中；大公司通常拥有很大的市场份额以及巨大而稳定的现金流，这些企业能够相对轻松地生存，而不必冒很大的风险；较为保守的经理人追求平静生活的动机更会使企业倾向于保持现状而非创新突破。因此，这些企业就普遍缺乏创新的动力。相反，财务决策较为冒险的成长性公司需要不断尝试创新，并寻找将这些创新转化为可行的商业产品的方法，从而在市场上抢占到更多的份额，打败行业先入者。与那些保守公司相比，这些经理人有更多的创新动力，因为他们的事业和财富更大程度上取决于公司的生存。在这一点上，市场竞争缓解了代理冲突，并作为公司治理的替代机制。

出于迎合和追随的决策机制，我们猜测独立董事对创新的抑制作用在企业风险厌恶的公司中更加显著。我们将在样本中资产负债率低于平均值、现金持有高于平均值、股票收益波动率低于平均值的财务决策较为保守的公司，公司规模高于平均值、账面市值比低于平均值的非成长性公司，以及CEO年龄较大的公司作为衡量企业风险厌恶的指标；相反的公司作为对照组。表16-8中的结果验证了我们上述假设。

表16-8报告了不同情境的子样本的回归情况。由上文可知独立董事对企业创新的影响存在滞后效应，所以在这里我们只关注企业未来两年和三年的影响作用。在（1）到（4）列的回归结果中，我们发现，在非风险偏好的企业中，更多的独立董事会使企业的未来两年和未来三年的创新产出显著下降，即不论专利申请还是专利授权的系数都显著为负，而这一抑制作用在风险偏好的公司中没有显著的影响。这与我们的预期是一致的。

这说明，我国的独立董事在考虑创新决策时，很大程度上依赖于企业（内部人）本身的创新决策偏好。在内部人更加保守的时候，出于维护关系和保护自身声誉的需要，独立董事会更加保守。而在企业风险偏好，乃至于过度投资时，独立董事可能并没有起到相应的监督作用。

表16-8　分情景检验

注：括号中为标准误。***代表p＜0.01，**代表p＜0.05，*代表p＜0.1。限于篇幅，未在正文表格中报告控制变量的回归结果。

16.4.4　对独立董事独立性和有效性的调整

（1）独立董事独立性与企业创新投入/产出的回归分析

虽然独立董事的比例在某种程度上可以反映董事会的独立性，但考虑到我国并没有透明的经理人市场让企业从中选择独立董事，换句话说，独立董事的选择往往依赖于公司经理人或内部董事的社会关系，这样一来独立董事就可能存在不独立的情况。为了更全面反映董事会独立性，我们采用CCBIBNU中独立董事独立性分项指数（BI）来衡量董事会独立性，如表16-9所示。

表16-9　北京师范大学中国公司治理分类指数-董事会治理指数-独立董事分项指数指标

独立董事独立性分项指数包括10个二级指标，分别是指标“1.审计委员会主席是否由独立董事担任”，审计委员会的设置主要是为了提高公司财务信息的可靠性和诚信度，提高审计师的独立性，防范舞弊或其他违规和错误等。对于审计委员会来说，它的独立性可以说是确保审计委员会有效性的前提，审计委员会的主席由独立董事来担任相对另外两个委员会来说要更重要。指标“2～5.独立董事中有无财务专家、法律专家、其他企业高管、政府背景”，反映独立董事的背景及来源。指标“6.独立董事是否担任本公司董事长”反映独立董事作用的发挥和董事长参与决策和监督的独立性。指标“7.在多家公司担任独立董事情况”反映独立董事的投入程度，同时在多家公司担任独立董事可能会限制独立董事时间和精力的安排。指标“8.独立董事董事会实际出席率”是反映独立董事履职情况的非常重要的指标。对于没有披露独立董事出席率的公司，该指标作为惩罚性指标作0分处理。指标“9.独立董事津贴是否超过10万元”从报酬上反映独立董事独立于公司的情况。独立董事要保证其独立性，就不应该以从公司领取报酬为目的，津贴只是对独立董事履职的一种象征性鼓励，与公司规模或利润无关。10万元津贴标准的制定参考了纽交所10万美元的相关规定。指标“10.是否详细披露独立董事过去3年的任职经历”反映董事会对独立董事任职情况的披露是否详细，以使股东尤其是中小股东能够判断独立董事是否满足独立性的基本要求。计算方法为10个二级指标取均值。相对于仅从独立董事占比来考虑董事会的独立性，使用该分项指数更能从独立董事的专业素质、履职情况等来衡量独立董事的独立性。

考虑到独立董事独立性分类指数的数据区间，我们的样本区间为2014～2016年。考虑到董事会治理指数在企业间有明显差异，我们更加关注组间差异带来的影响。而且由于指数年度区间较小，存在短面板的问题，所以我们采用混合截面回归。表16-10报告了独立董事独立性与创新投入和创新产出的因果关系。

表16-10　独立董事独立性分项指数与企业创新的回归结果

注：括号中为标准误。***代表p＜0.01，**代表p＜0.05，*代表p＜0.1。

由表16-10可以看出，独立董事独立性分项指数无论是对创新投入（以研发投入的绝对值和研发投入相对于销售收入的比例来衡量），还是创新产出（以样本区间内发明专利申请和授权数量衡量）都有着显著的负向影响。这印证了我们的假设1，独立董事出于声誉维护和关系维护，可能会做出更加保守的决策建议。但是我们认为，独立董事独立性这一分项指数，主要还是衡量独立董事专业素质和履职情况，体现了独立董事在形式上的独立性，还是不能准确反映独立董事对公司做出决策建议时所付出的精力。可能存在的情况是，该董事形式上是独立的、专业能力也非常优秀，但并未付出足够的时间和精力去决策，那么，他的决策还是存在附和效应，而非专业判断。

（2）独立董事有效性与企业创新投入/产出的回归分析

由上文可知，董事会治理指数（CCBIBNU）的指标“在多家公司担任独立董事情况”（B7）反映独立董事的投入程度（高明华和谭玥宁，2014）。毫无疑问，如果一个独立董事同时在多家公司任职，再加上其本职工作，他就不可能对每家公司的每个决策进行尽职调查，更容易采取“附和”的决策方式。当独立董事兼职公司数目越少时，该指标得分越高。指标“独立董事董事会实际出席率”（B8）是反映独立董事履职情况的非常重要的指标，当独董实际出席率越高时，得分越高。以上两个指标直接衡量了独立董事在一家公司任职独董时所付出的时间和精力。我们认为，这两个指标得分越高，就意味着独立董事的决策更加有效。表16-11中，我们关注这两项指标与独立董事比例（indd）的交乘项，如果交乘项系数显著为正，说明在保证独立董事尽职的情况下，独立董事的比例越高，企业的创新投入和创新产出将会越多，回归结果见表16-11。

表16-11　独立董事有效性与企业创新的回归结果

注：括号中为标准误。***代表p＜0.01，**代表p＜0.05，*代表p＜0.1。

由表16-11可知，“在多家公司担任独立董事情况”（B7）与独立董事占比（indd）的交乘项系数在以研发投入占比以及发明专利的申请数量为被解释变量时显著为正；“独立董事董事会实际出席率”（B8）与独立董事占比（indd）的交乘项系数同样在以研发投入占比，以及发明专利的申请数量为被解释变量时显著为正；两者的交乘项系数虽然在以发明专利申请授权的数量为被解释变量时不显著，但至少说明了在独立董事尽职的情况下，更多的独立董事并不意味着更少的创新产出，只是对创新的质量没有显著的提高。由此，我们可以得出，只有当独立董事的决策是有效的、经过思考而非“附和”的，他才可以凭借其丰富的专业知识帮助管理层制定公司发展战略，提供经理能力之外的更多样性的观点和专业建议，从而提高研发效率和创新产出。