1. 引言
《中国制造2025》强调构建创新体系是我国制造业实现经济高质量发展的必然选择。当前，地缘政治博弈、所处全球价值链位置低端以及企业创新能力较弱等问题是我国制造业转型升级面临的多重难点(徐华亮，2021)。从企业内部视角考量，为激活制造业发展新动能，如何改善企业创新决策运作模式已成为管理者须面对的复杂治理问题。董事会占据企业治理核心地位，研究其内部特性的外在表现有利于改进企业监督、决策水平(Walls et al., 2012)。本文试图通过探究董事会特征对企业绩效的作用机制，为我国制造业可持续发展提供企业微观层面的系统性证据。
已有董事会特征相关的国内外研究成果较为丰富，学者们认为董事会结构、规模、独立董事比、董事薪酬、董事会持股占比以及会议次数等因素有利于企业盈利(简兆权等，2018；张完定等，2021)，也有学者得出相反结论(徐子尧，刘益志，2015)。造成争议的原因可能来自两方面：一是董事会特征与企业绩效之间的影响也涉及到企业与外部各利益相关者的矛盾(邹海亮等，2016)。企业为协调自身与市场、政府、环境等利益相关者的行动，会履行企业社会责任来减少冲突。目前，学者关于履行社会责任是否有助于董事会治理的研究尚未得出一致结论。首先，基于利益相关者理论，社会推动企业的存在与发展，企业也相应地通过开展社会责任活动从而由“股东利益”转变为“利益相关者利益”。企业与外界合作的过程中，获取更多的信息来源以减少信息不对称问题，利于企业经营发展。然而，扩展的委托代理理论认为，企业履行社会责任将增加企业财务成本，影响创新活动的研发投入，制约企业财务和创新绩效的提升。故本文尝试将社会责任纳入董事会特征与企业绩效的框架中探讨。二是不同产业可能导致的企业管理决策差异化(程翠凤，2015)。计算机、通信和其他电子设备制造业(ICT)对产业数字化转型和经济高质量增长具有明显的推动作用(Majchrzak et al., 2016)。我国十四五规划强调提升以智能制造与机器人技术为代表的制造业核心竞争力，赋予该产业以加快数字产业化转型的重任。故本研究选取ICT产业进行研究，具有重要实践意义。
基于以上逻辑，本文尝试探究ICT产业的董事会特征、社会责任与企业绩效的关系。本文可能的边际贡献主要体现在以下三个方面：1) 探讨我国ICT产业董事会特征对企业绩效的影响，以进一步论证和扩充现有企业治理研究。2) 讨论企业履行社会责任在董事会特征影响企业绩效过程中的调节作用，厘清企业社会责任与企业绩效之间的作用边界，为上市公司社会责任投资决策提供理论依据。3) 探索不同股权性质企业的董事会特征与企业绩效的关系以及社会责任的调节效用是否存在差异，以期为不同所有制企业的董事会制度改革与完善提供经验证据。
2. 文献回顾与假设提出
2.1. 董事会特征与企业绩效
从董事会激励来说，董事间召开会议有利于董事会成员之间的深入交流，丰富董事会沟通渠道和内容(Asahak et al., 2018)。董事能获取更多的监督权，进一步高效制定企业创新决策，在保证股东权益的基础上，提升企业绩效。根据委托代理理论，股东和董事由于利益不一致而产生管理策略分歧，董事会激励使双方利益趋同，达到降低代理成本，提高企业绩效的目的。Chou等(2013)对台湾省上市公司的研究发现，董事出席董事会会议有效提升企业业绩。也有学者认为董事会在正常情况下的会议内容多讨论经营问题，会议频次、主题和地点重复性高。只有遇到棘手的经营问题时，董事会才会在短期内增加董事会会议次数以解决问题，而经营问题被解决后的会议次数又回归平常(杨东星，汪旭晖，2012)。故不能仅通过召开董事会会议来调整日常董事会治理制度中的矛盾。本研究认为ICT产业作为高市场需求的产业，相关技术革新、政策调整较频繁，董事会成员可通过召开董事会会议，加深对企业经营状况和创新过程的了解程度。此外，高新技术企业的创新活动较多，也需要董事间加深日常沟通交流，改善监督、管理机制以提升创新决策的合理性。因此，我们认为董事激励在公司治理中发挥了正向效用，由此提出假设：
H1：董事会会议次数与企业绩效正相关。
从董事会背景来说，高新技术企业的高学历背景的董事会成员往往能够迅速了解当前行业前景，快速积累企业内部知识、把握市场机遇(Zhou et al., 2021)。另外，学历背景越高的董事越能正确解读政策变化，由此规避潜在的企业经营风险以减少财务损失，也能通过知悉政策背后监管部门对该行业所持态度以便抓住机遇、拓展业务(Kapoutsis et al., 2019)。姜付秀等(2009)发现企业管理者团队的学历水平有助于防止公司过度投资行为导致的决策失误和财务损失。大量研究证实企业管理者学历水平与认知能力、信息处理能力、知识积累能力和风险承担能力存在正向关联(付悦，2018)，这有利于企业管理者增加自身知识储备，完善决策制定和提升企业抗风险能力。因此，我们认为董事会成员的学历水平提升了企业绩效。假设如下：
H2：董事学历与企业绩效正相关。
从董事会架构来说，独立董事制度通过保留对管理层监督的独立性，防范大股东对小股东利益的侵害。能力基础理论认为，独立董事和企业的关联度不高，因此即使是短期效益不明显，存在一定风险性的创新投资，独立董事相比其他董事会成员更能从企业长期利益视角出发，制定准确、客观的管理决策，是协调公司可持续发展的关键能力(Ozerturk, 2005)。因此理论上独立董事制度有利于提升企业绩效，但中国情景下，大部分独立董事尚未在企业发展中承担应有的作用。魏刚等(2007)指出，企业经理人仍掌握独立董事的部分任命权和决策信息来源，所以独立董事决策过程中受制于权力缺失和信息不足而难以保证决策独立性和客观性。ICT产业具有知识密集型的特点，要求高管具有对本行业的深刻认识、丰富的专业知识和对本企业的深入了解。高技术企业的独立董事多为技术性人员与研发人员，对市场信息、企业管理经验的缺失，不利于独立董事做出科学决策。基于此，提出以下假设：
H3：独立董事占比与企业绩效负相关。
2.2. 董事会特征、社会责任与企业绩效
自上世纪30年代，社会责任概念产生以来，学者就其定义及影响因素展开激烈讨论。“积极派”学者们认为，承担社会责任是企业与其他利益相关者之间的基于契约关系的一种交易机制(彭正龙，王海花，2010)。企业通过履行社会责任实现双方的互利共赢。在此过程中，企业通过利益相关者的财务、资源和情感支持以及双方的信息交流，获取支撑其进行决策的各项资源，同时避免企业与利益相关者之间的信息不对称问题，以在长期合作中营造良好的经营环境。刘俊和秦传燕(2018)认为，履行社会责任还有利于企业员工任务绩效的提升，企业通过增加员工感知的企业形象，提升员工对企业的信任度和满意度，该研究还强调该效果在制造业中的显著性。董事会也能优化创新资源、调配人力资源、制定决策，实现企业价值最大化。“消极派”则认为履行社会责任虽利于企业管理者利益趋同，但股东因承担非必要的成本和风险，导致股东和管理者利益分歧，影响到企业的各项经营决策，对企业绩效产生负面影响(Calderón et al., 2020)。我国企业社会责任整体实践水平在不断提高，但相比欧美国家企业仍处于较落后水平(党齐民，2019)。董事会制度的不完善增加企业现金流出、提高企业成本，反而使企业履行社会责任时，加重降低企业绩效的负担。
本文认为，首先，企业履行社会责任会削弱董事会召开会议的正向影响。如前文所说，仅通过提升董事会会议次数不能解决公司治理机制的问题。我国董事受时间、精力影响，参与企业治理并与管理层交换有效信息作出决策有一定难度，而参与社会责任加重董事的事务压力，反而减少董事会会议的有效性。其次，社会责任降低了企业违规风险，学历水平越高的董事越能察觉企业潜在的违规风险，以赢得市场支持，但其过程也使董事决策偏向保守，可能会减少高风险高回报的创新决策。故企业履行社会责任减少高学历董事对企业长期绩效的正向影响。最后，企业在履行社会责任时，有义务向市场披露企业信息，该过程也减少了企业不透明性，更利于独立董事获取披露信息和市场反馈以做出科学决策。故企业的社会责任表现对其开展创新活动起到了积极的推动作用。基于此，本文提出假设H4、H5和H6：
H4：企业社会责任负向调节董事会会议次数与企业绩效的关系。
H5：企业社会责任负向调节董事学历与企业绩效的关系。
H6：企业社会责任正向调节独立董事占比与企业绩效的关系。
基于以上假设，本文提出如图1所示的理论模型。
3. 研究设计
3.1. 数据来源
研究选取A股上市公司2015~2019年ICT产业企业作为数据样本。剔除ST类和主要研究变量数据严重缺失的上市公司，最终获得198家符合条件的样本公司。数据主要来源于国泰安(CSMAR)数据库，缺失的董事学历和企业社会责任通过编写Python代码分别爬取必应搜索引擎、和讯网“上市公司社会责任报告”的评级体系总得分获得。
3.2. 变量说明
3.2.1. 被解释变量
企业绩效：企业财务绩效的主要衡量指标包括总资产报酬率(ROA)、净资产收益率(ROE)、每股收益和托宾Q值等(陈煦江，2014)。综合性绩效指标ROA能反映受到市场波动的财务绩效，因此被本文用以衡量企业绩效。
3.2.2. 解释变量
董事会会议次数：每年度董事会召开会议的次数。
董事会学历水平：董事会成员平均学历水平，通过对学历进行赋值，加合后再取平均值。其中，中专及以下 = 1，大专 = 2，大学本科 = 3，硕士 = 4，博士及以上 = 5。
独立董事占比：董事会成员中独立董事人数与总人数之比。
3.2.3. 调节变量
社会责任：和讯网披露的企业社会责任评分是根据A股上市企业的股东、员工、供应链、环境和公益五个一级指标的加权计总，较为客观地反映企业社会责任水平，是国内学者衡量社会责任指标时的主要数据来源之一(李姝，谢晓嫣，2014)。因此，本文选择该指数对社会责任变量进行测度。
3.2.4. 控制变量
为避免遗漏变量导致的偏误，我们借鉴以往文献(张金涛等，2021；Alias et al., 2017)，选择上市公司资产负债率、营业收入增长率和企业年龄作为控制变量。
各变量定义详见表1。
3.3. 模型设计
为检验上述研究假设，本文构建如下基准模型：
(1)
模型(1)分析董事会特征对企业绩效的影响。i代表企业，t代表年份；NM代表董事会会议次数，TG代表董事会学历水平，ID代表独立董事占比。Z代表一系列控制变量；ε表示随机扰动项。回归时控制了企业个体固定效应和年份固定效应。
模型(2)在模型(1)的基础上，分别加入董事会特征与社会责任的交乘项作调节效应模型，CSR代表社会责任。
(2)
4. 实证结果分析
4.1. 描述性统计及相关分析
在进行回归分析之前，我们使用Stata16对变量进行描述性统计和相关分析，结果见表2。ROA的均值为0.030，总体上ICT产业有一定规模增长。样本企业董事会会议次数均值为10.529，标准差为4.191；董事会学历水平为3.760，样本企业董事多为本科或硕士学历；独立董事平均值为0.391，标准差为0.077，说明独立董事占比水平相似。社会责任标准差为13.484，说明企业间履行社会责任存在较大差异。从资产负债率均值为0.389来看，198家企业经营状况尚佳。营业收入增长率均值为0.206，表明ICT产业目前仍处于良好的发展阶段。方差膨胀因子(VIF)检验发现均小于10，表明不存在严重的多重共线性。此外，为了减少异常值影响，本文所有连续数据都利用缩尾法(Winsorize)进行了在1%和99%水平上的去极值化处理。
Table 2. Descriptive statistics and correlation analysis
表2. 描述性统计与相关分析
注：N = 990；*、**和***分别表示系数在10%、5%和1%水平上显著。
4.2. 回归结果分析
在进行模型分析之前进行了Hausman检验，其伴随概率为0.000，通过了1%的显著性水平检验，所以我们选择双向固定效应模型进行实证检验，并使用企业层面的聚类稳健标准误估计。
Table 3. Benchmark model and moderation analysis
表3. 基准回归和调节效应结果
注：*、**和***分别表示系数在10%、5%和1%水平上显著，括号内为标准误。下同。
4.2.1. 基准回归结果
表3的列(1) (2)为董事会特征和企业经营绩效的回归结果，列(2)相较列(1)增加了企业层面的固定效应。从列(2)可知：董事会会议次数的系数显著为正(β = 0.003, p < 0.01)，ICT企业董事会会议次数和公司绩效之间具有显著的正向影响，验证H1；董事会学历水平的系数显著为正(β = 0.027, p < 0.1)，ICT企业董事会学历水平提升会促进公司绩效，验证H2；独立董事占比系数为负(β = −0.007, p > 0.1)，ICT企业独立董事增多会抑制经营绩效，但不显著，说明H3不成立。
董事会会议次数的回归系数显著为正，该结果的现实解释为：样本企业董事可能根据前期财务状况及时召开董事会会议，有效制定了提升财务绩效的战略，证实了增加董事会会议将提升公司治理水平。
董事会学历水平系数为正且显著，说明ICT产业的高学历背景董事成员通过知识储备促进企业创新发展。学历水平在一定程度上反映董事知识水平，导致不同企业间董事对技术创新、企业运营、战略决策等重视程度有所差异。教育程度更高的董事会水平显然能够有效提升企业绩效。
独立董事未通过显著性检验，说明独立董事与企业经理人对企业绩效未产生显著差异。从理论上来说，独立董事往往由具备较强理论知识、经验及学历的人员担任，而独立董事的比例提升有利于董事会决策的科学性与有效性。该现象可能的原因是企业董事会制度起步较晚，其发展不够完善。董事间、董事与监事间存在一定的矛盾，制约了独立董事选聘以及董事激励等制度制定。
4.2.2. 社会责任调节效应
表3的列(3)检验社会责任的调节效应。社会责任系数显著为正(β = 0.009, p < 0.01)。董事会会议次数和社会责任的交互项为负(β = −0.000, p > 0.1)，但不显著，说明社会责任对董事会会议次数和企业绩效未产生显著负向调节作用，H4未通过验证。董事会学历水平和社会责任的交互项显著为负(β = −0.002, p < 0.05)，说明社会责任抑制董事会学历水平对企业绩效的促进作用，支持假设H5。独立董事和社会责任的交互项为正(β = 0.000, p > 0.1)，但不显著，说明社会责任对独立董事和企业绩效间未产生显著正向调节作用，H6未通过验证。
企业履行社会责任未显著削弱董事会会议的正向作用，也未缓解独立董事导致的负向影响。可能的原因是：前者是履行社会责任活动有效提升企业绩效，但ICT产业整体处于发展阶段，企业经营仍有较大盈利空间，社会责任产生的正向影响无法对董事会会议产生挤出效应。后者则是如前文所说，独立董事制度尚未成熟，独立董事不具备实际的决策权，缺乏对管理层的认同感，并未积极参与公司治理，未能制定有效管理决策以提升财务绩效。
4.3. 稳健性检验
为保证结果的可靠性与说服力，我们使用三种方法进行稳健性检验。
4.3.1
. 内生性检验
为避免企业因减少财务风险而增加董事会会议频率的反向因果关系，我们选择股东会议次数作为董事会会议次数的工具变量，优秀的企业管理组织召开董事会和股东会议次数会相应增加。本文采用两阶段最小二乘估计(2SLS)做内生性检验。股东会议次数作为工具变量通过了识别不足检验(p = 0.000 < 0.1，拒绝“工具变量少于内生解释变量”的原假设)、弱工具变量检验(Cragg-Donald Wald F统计量205.624 > 10%显著性水平上Stock-Yogo检验临界值16.38，充分证明股东会议次数是强工具变量)和内生性检验(p = 0.012 < 0.05，拒绝“董事会会议次数不是内生变量”的原假设)。表4列(1)结果仍然支持H1、H2的结论。
4.3.2
. 替换变量
通过ROE代替ROA作为企业绩效指标，也得出较为一致的结论。表4列(2)的董事会会议次数显著为正(β = 0.004, p < 0.05)，董事会学历水平显著为正(β = 0.061, p < 0.05)，独立董事占比系数不显著(β = 0.019, p > 0.1)，假设H1、H2再次得到验证。列(3)的董事会学历水平与社会责任交叉项系数显著为负(β = −0.002, p < 0.1)，董事会会议次数和独立董事占比分别与社会责任交叉项系数均不显著(β = −0.000, p > 0.1; β = −0.001, p > 0.1)，验证H5。
4.3.3
. 分组检验
表4列(4)~(7)区分非国有企业和国有企业的基准模型和调节模型。列(4)董事会会议次数和董事会学历系数均显著为正(β = 0.004, p < 0.01; β = 0.034, p < 0.1)，独立董事占比系数不显著(β = −0.003, p > 0.1)。列(5)董事会会议次数、董事会学历和独立董事占比系数均不显著。以上结果说明相较于国有企业，非国有企业组织董事会会议和招聘高学历董事能有效推动企业经营绩效。列(6)社会责任、董事会学历与社会责任交乘项、独立董事占比与社会责任交乘项系数均显著(β = 0.016, p < 0.01; β = −0.003, p < 0.05; β = −0.007, p < 0.1)，列(7)董事会会议次数与社会责任交乘项显著为负(β = −0.000, p < 0.1)。说明非国有企业履行社会责任有利于企业绩效，但强化独立董事导致的财务亏损问题，也弱化了董事学历对财务的推动作用。国有企业履行社会责任并未对企业绩效产生有利影响，且阻碍董事会议次数对企业绩效的推动作用。
基于ICT产业数据分析，本文发现国有企业相比于非国有企业的董事会治理不能显著提升企业绩效，产生该差异的原因可能在于：国企管理者相较非国企管理者，与政府的联系更紧密。面对不确定的创新风险，国企管理者受到高薪酬激励的影响较小，更追求职业的稳定性(沈真真，李明辉，2021)。此外，双重代理问题也导致国企董事身份的复杂性，说明国企董事制度的待完善。因此，国企董事相较非国企董事在企业治理改善上缺乏动力与经验，无法利用现有治理机制有效提升经营绩效。此外，非国企履行企业绩效导致的负向调节效果可能是由于企业与政府联系较弱，受承担绿色发展、信息披露等社会责任的约束较少，虽然履行社会责任有利于企业产生经营效益，但董事会与企业利益不一致，导致其决策的不合理，说明董事会在社会责任职责上的缺失。
5. 讨论
5.1. 结果讨论与启示
我国ICT产业目前仍存在“大而不强”的问题，人工智能、物联网、云计算作为ICT产业的重要技术，能通过提供核心竞争力助力我国制造业转型升级。董事会是公司的监督和决策部门，发挥着指导企业发展方向的重要战略职能。本文着眼于董事会特征对企业经营绩效的影响，并探究社会责任的作用。基于ICT产业198家企业在2015~2019年的面板数据，构建董事会特征、社会责任和企业绩效的调节效应模型，并分析了股权性质的差异化影响，得出以下结论：
1) 董事会会议频次增多、董事会成员学历水平提升均显著推动企业经营绩效；2) 独立董事比例越高，其企业绩效越低，但该负向影响不显著；3) 企业履行社会责任会弱化高学历董事对企业绩效的推动作用，而对董事会会议次数与企业绩效、独立董事占比与企业绩效无显著调节作用；4) 非国有企业董事会正向治理效果相较国有企业更显著，具体来说，非国企董事会会议次数、董事会学历水平对企业绩效的正向影响均更明显；5) 非国有企业履行社会责任具有更显著的负向调节效应，弱化董事学历对企业绩效的提升效果，且加深了独立董事的负向绩效影响。
针对上述研究结论，本文提出以下建议：1) 增加定期董事会会议次数。董事会会议作为董事会成员主要商讨和决策的渠道，董事间沟通机会增多，有利于董事行使监督职能，有效纠正企业内部治理问题。企业应定期开展董事会议，保证会议内容的有效性，并通过高管持股的多元激励方式调动董事的工作积极性。董事从制度规定和自身利益多视角关注企业长远效益，减少董事管理成本的同时，也能提升治理效率。2) 将学历背景纳入董事聘用考核体系。具有高学历水平的董事往往具备更高的认知能力、信息处理能力以及战略视野，有利于扩展新业务、鼓励研发创新、提升风险应对能力(Hambrick & Fukutomi, 1991)。企业应招聘具有ICT产业专业技术背景的董事，通过计算机、通信知识累计和技术经验加强创新策略制定的合理性和专业性。3) 优化董事会结构。企业首先要完善独立董事的选聘程序，考虑学历、专业技能经验、声誉要求、其他上市公司兼任情况等指标，提升独立董事个人素质。其次，考虑到独立董事不具有独立决策权，企业应适当地提升独立董事决策权权重。我们不能否认独立董事在理论上的积极作用，而非仅用于应付监管，企业急需重新审视和构建符合自身的独立董事制度。4) 树立正确的社会责任观。社会监督体系的加强使企业发展机遇与挑战并存。积极回应利益相关者诉求，有利于企业开拓合作主体边界，加深各企业间的信息流动与业务合作，积累自身社会资本，从而提升企业可持续竞争力。因此，尤其是非国企，需要将社会责任的履行纳入公司战略层面，使董事会成员自主关注自身与企业的共同利益，为员工创造互利共赢的企业氛围，有助于企业长期经济发展。5) 完善国有企业董事会监督与激励机制。国有企业身负社会和政治责任，自2015年简政放权政策推行后，多元化经营提升国企技术创新能力，也催发了乱投资现象(沈昊，杨梅英，2020)。制造业转型升级对国企改革实施创新驱动型发展战略来说，是不小的挑战。因此，不同于非国有企业的高管薪酬激励制度，国有企业需调整董事会结构，通过绩效考核制度调动董事的工作积极性，增加企业创新动力，以获得持续性竞争能力。
5.2. 研究展望
本文讨论了董事会特征在社会责任影响下如何改善企业绩效，未来研究可从企业间董事会联系和外部环境两方面展开。首先，董事可能在不同企业担任相似职责，由此构成董事网络，故未来可根据社会网络理论建立董事社会网络以研究企业间董事中心性、结构洞等网络结构特征。其次，本文以企业履行社会责任衡量与外部利益相关者的接触，而外部环境包括制度环境、区域产业集聚等因素也有可能影响董事管理决策。最后，本研究以ICT产业为样本，不能反应高新技术产业整体情景。故未来研究可通过获取中国高新技术制造业数据，探究外部环境影响下技术联盟董事网络结构对企业绩效的影响，对本文结果的稳健性和普适性作进一步检验。
NOTES
*通讯作者。