企業(yè)融資約束、股權(quán)集中與創(chuàng)新效率互動(dòng)關(guān)系實(shí)證研究

顏秀春，陳春春，徐 懿

（1.黎明職業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理系，福建 泉州 362000；2.北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，北京 100875；3.中山大學(xué) 嶺南學(xué)院，廣東 珠海 519000)

經(jīng)濟(jì)與管理

企業(yè)融資約束、股權(quán)集中與創(chuàng)新效率互動(dòng)關(guān)系實(shí)證研究

顏秀春1，陳春春2，徐 懿3

（1.黎明職業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理系，福建 泉州 362000；2.北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，北京 100875；3.中山大學(xué) 嶺南學(xué)院，廣東 珠海 519000)

本文綜合利用了Logit模型、主成分分析，以及DEA方法，通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分析了中國(guó)制造業(yè)自1990年-2012年1790家上司公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證了這些企業(yè)融資約束、股權(quán)集中與創(chuàng)新效率之間的互動(dòng)關(guān)系，結(jié)果表明：融資約束和股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響因企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的不同而存在差異。首先，國(guó)有企業(yè)出于“父愛主義”和“政治偏向性借貸秩序”的思考，使得其缺乏融資約束對(duì)創(chuàng)新效率的促進(jìn)機(jī)制，而在民營(yíng)企業(yè)中，融資約束對(duì)創(chuàng)新效率的正面影響則較為顯著；其次，由于第一類和第二類代理問題的存在，在國(guó)有企業(yè)中股權(quán)集中度與創(chuàng)新效率負(fù)相關(guān)，而在民營(yíng)企業(yè)中則表現(xiàn)為正相關(guān)；再次，不管是國(guó)有企業(yè)還是民營(yíng)企業(yè)，企業(yè)的規(guī)模越大，其創(chuàng)新的效率也越高，這表明大企業(yè)在整合物質(zhì)資源和人力資源方面始終具備優(yōu)勢(shì)；最后，考慮到國(guó)有企業(yè)的行業(yè)壟斷背景，其利潤(rùn)水平不一定與創(chuàng)新效率掛鉤，但是對(duì)民營(yíng)企業(yè)來說，其利潤(rùn)水平卻與創(chuàng)新效率聯(lián)系密切。

融資約束；股權(quán)集中；創(chuàng)新效率；所有權(quán)；動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

引言

隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)的到來，全球化的步伐逐漸加快，我們比以往任何時(shí)候都更加需要?jiǎng)?chuàng)新來實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)力的飛躍，以期待在激烈和嚴(yán)酷的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中獲得勝利?？紤]到企業(yè)始終都是技術(shù)創(chuàng)新的主體，國(guó)家的競(jìng)爭(zhēng)力和創(chuàng)新能力終究要靠企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力和創(chuàng)新能力來體現(xiàn)，因此，探索企業(yè)創(chuàng)新及其相關(guān)問題，無疑具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

創(chuàng)新是以新思維、新發(fā)明和新描述為特征的一種概念化過程，屬于廣義的生產(chǎn)活動(dòng)的組織方式。創(chuàng)新成果的獲得，不僅需要?jiǎng)?chuàng)新要素的投入，還需要?jiǎng)?chuàng)新條件的保證。[1]因此，如何改善企業(yè)的創(chuàng)新條件，以不變的創(chuàng)新要素創(chuàng)造出越來越多的創(chuàng)新成果（即怎樣實(shí)現(xiàn)更高的創(chuàng)新效率的問題），也就日益成了學(xué)界關(guān)注的重點(diǎn)。

在企業(yè)的創(chuàng)新過程中，企業(yè)出于行業(yè)保密的需要，不可能將其創(chuàng)新成本、項(xiàng)目進(jìn)度、技術(shù)攻關(guān)、成果價(jià)值等信息充分地、及時(shí)地披露出來，從而降低了自身經(jīng)營(yíng)的透明度而難以從外部獲得融資，進(jìn)而面臨融資約束的問題使得其研發(fā)投入受到一定的限制，最終讓企業(yè)的創(chuàng)新效率受到不同程度的影響。那么，融資約束到底在多大程度上影響著企業(yè)的創(chuàng)新效率呢？進(jìn)一步地，信息的不對(duì)稱問題不僅表現(xiàn)在資金的供求方面，而且在不同股份的持有人之間也廣泛存在，于是股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響就不得不值得我們?nèi)リP(guān)注和思索。此外，我國(guó)處于現(xiàn)階段轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)的特殊背景，對(duì)不同所有制性質(zhì)下的企業(yè)，其面臨的融資約束和具有的股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新效率的作用又是否存在差異？應(yīng)該說，現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)對(duì)第一和第二個(gè)問題做出了相應(yīng)的探索，但是，將融資約束、股權(quán)集中和創(chuàng)新效率三者結(jié)合起來一起研究的文章并不多見，同時(shí)，再將所有制因素引入進(jìn)來做比較分析的文章更是少之又少。有鑒于此，本文選擇滬深兩市1 790家制造業(yè)上市公司為研究對(duì)象，分析這些公司的融資約束和股權(quán)集中對(duì)其創(chuàng)新效率的影響，比較在不同所有制條件下這種影響程度的異同，以期能在相關(guān)領(lǐng)域做出有益的補(bǔ)充和指導(dǎo)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

（一）融資約束與企業(yè)的創(chuàng)新行為

目前，就融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響來說，現(xiàn)有研究大致提供了兩種思路來進(jìn)行檢驗(yàn)：第一，利用現(xiàn)有的投資加速模型或誤差修正模型來進(jìn)行實(shí)證。這一思路將企業(yè)的現(xiàn)金流狀況引入模型并以此來衡量企業(yè)面臨的融資約束狀況，然后估計(jì)出企業(yè)的研發(fā)投入對(duì)現(xiàn)金流的敏感程度，敏感程度越高表示融資約束對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為影響越大，反之，敏感程度越低表示融資約束對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為影響越小，比較有代表性的文章有：Harhoff（1998）和Mulkay（2000）。Harhoff（1998）以德國(guó)236家公司的數(shù)據(jù)為樣本，通過研究發(fā)現(xiàn)，小企業(yè)跟大企業(yè)相比，其融資約束對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為影響更大。[2]而Mulkay（2000）則將美國(guó)和法國(guó)的企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比分析，結(jié)果顯示，美國(guó)企業(yè)比法國(guó)企業(yè)在研發(fā)投入上更容易受到融資約束的影響。[3]第二，考慮建立新的企業(yè)創(chuàng)新決策模型來進(jìn)行實(shí)證。Bond（1999）首先利用歐拉方程證明了企業(yè)在創(chuàng)新過程中存在融資約束的可能性，其次再選用英國(guó)和德國(guó)的數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)理論模型的成立與否，結(jié)果表明：對(duì)于英國(guó)企業(yè)來說，融資約束對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入具有正向作用，但是在德國(guó)，這一效果卻不顯著。[4]Czarnitzki（2006）緊隨Bond（1999）的思路，利用Tobit模型，重新檢驗(yàn)了德國(guó)中小企業(yè)融資約束對(duì)研發(fā)投入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與Bond（1999）的結(jié)論不同，融資約束的存在明顯抑制了企業(yè)的研發(fā)支出。[5]Saviganc（2006）在“CDM”框架下重點(diǎn)關(guān)注了企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的決策過程，他利用法國(guó)制造業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)并結(jié)合面板Probit模型實(shí)證了融資約束在企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新決策過程中的作用，結(jié)果表明，面臨較高融資約束的公司一般具有較低的創(chuàng)新傾向。[6]Silva&Carreira（2011）采用類似的方法，研究了葡萄牙企業(yè)融資約束對(duì)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，最后認(rèn)為，融資約束嚴(yán)重阻礙了企業(yè)的研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。[7]在國(guó)內(nèi)，趙偉等（2012）、[8]張杰等（2012），[9]以及韓旺紅和馬瑞超（2013）[10]也都持有類似觀點(diǎn)。

（二）股權(quán)集中與企業(yè)的創(chuàng)新行為

股權(quán)集中與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系問題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們始終存在爭(zhēng)議而未能達(dá)成一致。Shlerifer（1997）認(rèn)為，股權(quán)集中度的提高，能確保大股東的控制能力，使得管理者更多地關(guān)注到企業(yè)的長(zhǎng)期利益，這有助于企業(yè)進(jìn)行長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃并投資于技術(shù)研發(fā)。[11]與Shlerifer（1997）的結(jié)論極為相似地，左晶晶等（2013）基于第二類代理問題和終極控制理論，對(duì)我國(guó)非金融保險(xiǎn)類的A股上市公司進(jìn)行了實(shí)證，結(jié)果表明：提高大股東的持股比例，能有效推動(dòng)上市公司進(jìn)行更多領(lǐng)域的創(chuàng)新投資和更為復(fù)雜的技術(shù)研發(fā)。[13]然而，Yafeh&Yosha（2003）卻認(rèn)為，當(dāng)股權(quán)過于集中到少數(shù)股東的手中時(shí)，這些大股東就有可能利用對(duì)公司的控制權(quán)來獲取隱形收益，也即產(chǎn)生所謂的“塹壕效應(yīng)”，從而造成負(fù)外部性侵害到中小股東的權(quán)益，因此，股權(quán)集中不利于解決企業(yè)固有的委托代理問題，從而對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入產(chǎn)生負(fù)面影響。[13]當(dāng)然，Yafeh&Yosha（2003）提出的觀點(diǎn)在國(guó)內(nèi)也得到了部分學(xué)者的認(rèn)可，楊建君和盛鎖（2007）建立了“股權(quán)結(jié)構(gòu)—控制權(quán)私人收益—?jiǎng)?chuàng)新投入”的概念模型，通過對(duì)該模型引入“創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)”并進(jìn)行實(shí)證后分析得出結(jié)論：當(dāng)企業(yè)即將進(jìn)行的創(chuàng)新活動(dòng)存在風(fēng)險(xiǎn)較大時(shí)，傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)大股東就有可能分散投資，于是對(duì)創(chuàng)新項(xiàng)目的支持力度也相應(yīng)減弱 。[14]此外，還有的學(xué)者，如Porta（2000）[15]以及楊德偉（2011）[16]也指出，股權(quán)集中度應(yīng)當(dāng)存在一定理想的狀態(tài)（既不過大，也不太?。虼怂c企業(yè)的創(chuàng)新投入存在著“倒U型”關(guān)系。[17]

（三）評(píng)述

現(xiàn)有資料關(guān)于融資約束、股權(quán)集中和企業(yè)創(chuàng)新的研究，是值得我們認(rèn)真總結(jié)和學(xué)習(xí)借鑒的。但是，當(dāng)前文獻(xiàn)及其結(jié)論仍然存在一定不足：第一，就融資約束與企業(yè)的創(chuàng)新行為來說，大多學(xué)者都使用現(xiàn)金流來刻畫企業(yè)面臨的融資約束程度，但是正如顏秀春和陳春春（2012）所指出的那樣，融資約束是企業(yè)計(jì)劃從外部獲得資金時(shí)，由于信息不對(duì)稱而使得籌資成本超過其承受能力的程度，僅僅使用現(xiàn)金流（或企業(yè)規(guī)模）等單一要素來反映是片面的，也是不盡合理的，應(yīng)該結(jié)合財(cái)務(wù)冗余、資產(chǎn)負(fù)債以及盈利水平等多面因素進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)；[18]第二，就股權(quán)集中與企業(yè)的創(chuàng)新行為來說，如我們?cè)谏衔闹芯C述的那樣，有的學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度與企業(yè)創(chuàng)新正相關(guān)，還有的學(xué)者認(rèn)為兩者負(fù)相關(guān)，甚至還有學(xué)者認(rèn)為兩者呈“倒U型”關(guān)系，可見對(duì)于股權(quán)集中與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系問題學(xué)界并無定論，那么更為深入、細(xì)致的研究就在所難免了；第三，當(dāng)前文獻(xiàn)，不管是研究融資約束與企業(yè)創(chuàng)新，還是研究股權(quán)集中與企業(yè)創(chuàng)新，大都只分析企業(yè)的研發(fā)投入和創(chuàng)新決策，[19]很少涉及到企業(yè)的創(chuàng)新效率，然而在我們大力提倡集約式經(jīng)濟(jì)、質(zhì)量型增長(zhǎng)的今天，創(chuàng)新的效率（而不單單只是創(chuàng)新的產(chǎn)出絕對(duì)量），也即如何在創(chuàng)新不變的前提下獲取更多創(chuàng)新產(chǎn)出的問題，就更應(yīng)該值得我們?nèi)リP(guān)注和探索；第四，現(xiàn)有文章有的局限于融資約束與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系，還有的局限于股權(quán)集中與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系，[20]而將三者結(jié)合起來一起分析的文獻(xiàn)并不多見，顯然融資約束和股權(quán)集中都是企業(yè)創(chuàng)新行為的重要方面，將其割裂開來分別研是不嚴(yán)謹(jǐn)?shù)模彩遣豢茖W(xué)的。

綜上，本文以中國(guó)零售行業(yè)的1790家上市公司1990年-2012年的數(shù)據(jù)為樣本，結(jié)合Logit模型、主成分分析以及DEA方法，通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分析了融資約束、股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響程度，希望能對(duì)現(xiàn)有的財(cái)務(wù)理論有所補(bǔ)充，同時(shí)也為公司的管理人員提供借鑒。

二、指標(biāo)選取與實(shí)證模型

（一）指標(biāo)選取

分析融資約束、股權(quán)集中度與企業(yè)的創(chuàng)新效率三者之間的相互關(guān)系，需要為上述變量選擇適當(dāng)?shù)闹笜?biāo)，本文對(duì)指標(biāo)的選擇過程如下：

第一，融資約束（Financeconstraints,FC）。借鑒顏秀春和陳春春（2012）的觀點(diǎn)，我們選擇財(cái)務(wù)冗余、資產(chǎn)負(fù)債比率、凈資產(chǎn)收益率，以及銷售凈現(xiàn)率等四項(xiàng)指標(biāo)來反映企業(yè)所面臨的融資約束狀況。這里，財(cái)務(wù)冗余=(現(xiàn)金+交易性金融資產(chǎn)+0.5*存貨+0.7*應(yīng)收賬款 短期借款)/固定資產(chǎn)凈值 ；資產(chǎn)負(fù)債率=負(fù)債總額/資產(chǎn)總額；凈資產(chǎn)收益率=凈利潤(rùn)/平均凈資產(chǎn)；銷售凈現(xiàn)率=經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~/銷售收入 。下文為簡(jiǎn)單起見，分別用FR表示財(cái)務(wù)冗余，用LEV表示資產(chǎn)負(fù)債比率，用ROE來代表凈資產(chǎn)收益率，用QUA代表銷售凈現(xiàn)率，最后通過建立二元Logit回歸模型來測(cè)算企業(yè)面臨的融資約束程度。

第二，股權(quán)集中度（Ownership concentration, OC）。關(guān)于股權(quán)集中度，謝軍（2006）采用第一大股東的持股比例來衡量，[21]而孫兆斌（2006）[22]則是利用前五大股東的持股比例來進(jìn)行測(cè)算，還有的學(xué)者如Yafeh&Yosha（2003）同時(shí)選擇了前十大股東的持股比例，以及Herfndahlindex10來綜合評(píng)價(jià)。這里，Herfndahl index 10是指前10大股東持股比例平方和的對(duì)數(shù) 。目前，在使用哪種方式來表示企業(yè)的股權(quán)集中度更為合適方面并無定論，本文為謹(jǐn)慎起見，先利用第一大股東、前五大股東和前十大股東的持股比例進(jìn)行主成分分析，得出綜合因子用于回歸分析，隨后，再將Herfndahlindex1、Herfndahlindex5和Herfndahlindex10進(jìn)行主成分分析得到綜合因子，用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第三，創(chuàng)新效率（InnovationEfficiency,IE）。目前，用于效率評(píng)價(jià)的方法主要有兩類，一類是參數(shù)方法，另一類是非參數(shù)方法。前者在進(jìn)行評(píng)價(jià)效率時(shí)，必須假定投入產(chǎn)出函數(shù)，再通過計(jì)量回歸模型來估計(jì)參數(shù)從而得出效率；后者則以線性規(guī)劃方法為基礎(chǔ)，通過單純性迭代求解出每個(gè)決策單元的相對(duì)效率。結(jié)合Griliches（1990）[23]和Croby（2000）[24]的研究成果，我們從人力、物力和財(cái)力三方面出發(fā)，以技術(shù)人員的數(shù)量、固定資產(chǎn)的價(jià)值，以及研發(fā)支出的總額等為投入，以技術(shù)資產(chǎn)比率（技術(shù)資產(chǎn)比率=無形資產(chǎn)/總資產(chǎn)）為產(chǎn)出，通過建立經(jīng)典的非阿基米德無窮小的C2R模型，來對(duì)不同企業(yè)各個(gè)時(shí)期的創(chuàng)新效率進(jìn)行估算，并用IE表示。

第四，控制變量。影響企業(yè)創(chuàng)新效率的因素，除了債務(wù)融資約束、股權(quán)集中度之外還有很多，例如，企業(yè)的規(guī)模、現(xiàn)金流占比、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率，以及所有權(quán)性質(zhì)等等。這里，我們用SIZE來代表企業(yè)的規(guī)模，SIZE=ln資產(chǎn)總額（楊德偉，2011）；用CFR來代表現(xiàn)金流占比，CFR=現(xiàn)金流量/營(yíng)業(yè)收入（肖仁橋等，2012）；[25]用OPR表示營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率，OPR=營(yíng)業(yè)利潤(rùn)/營(yíng)業(yè)收入（左晶晶等，2013）；最后，用OSP表示所有權(quán)性質(zhì)，根據(jù)企業(yè)的最終控制人的性質(zhì)來確定，OSP=1表示國(guó)有企業(yè)，反之OSP=0表示民營(yíng)企業(yè)（李文貴和余明桂，2012）。[26]

（二）實(shí)證模型

應(yīng)該說，企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)既存在個(gè)體差異，同時(shí)又存在時(shí)間差異，屬于典型的面板結(jié)構(gòu)；而且，企業(yè)的創(chuàng)新決策，往往在受到融資約束和股權(quán)集中度的影響后，需要給予決策人員一定時(shí)間來研究和規(guī)劃才能最終形成，存在一定的時(shí)滯效應(yīng)。因此，用存在自變量時(shí)間滯后項(xiàng)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（Dynamic Panel Data Model）來分析該類問題就再合適不過了。再者，對(duì)于行業(yè)、不同年份的企業(yè)，其創(chuàng)新的效率往往千差萬別，在回歸方程中設(shè)置一組表示行業(yè)和時(shí)間的虛擬變量或許更能夠說明問題。最終，我們把實(shí)證模型設(shè)定為：

對(duì)于普通的面板數(shù)據(jù)模型來說，我們可用Arellano&Bond（1991）[27]提出的廣義矩估計(jì)（GMM）來進(jìn)行回歸。但是，對(duì)于形如上式的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型而言，廣義矩估計(jì)就難以發(fā)揮作用了。因?yàn)樵诋?dāng)解釋變量并非外生而是內(nèi)生之時(shí)，如若再利用廣義矩估計(jì)方法來回歸模型，就可能導(dǎo)致待估計(jì)參數(shù)的有偏性、非一致，從而影響了我們的推斷以及預(yù)測(cè)。為解決此類問題，Blundell&Bond（1998）發(fā)展了該方法并給出了所謂的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（System GMM）。[28]該方法綜合了水平方程方法和差分方程方法的特點(diǎn)，并且Blundell&Bond（2000）利用蒙特卡洛方法模擬，發(fā)現(xiàn)系統(tǒng)廣義矩估計(jì)比它們的偏差更小、效率更高[29]，所以，本文采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法來進(jìn)行實(shí)證。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取自1990年到2012年已經(jīng)上市的1790家制造業(yè)公司為樣本，剔除了部分?jǐn)?shù)據(jù)不全和數(shù)據(jù)出現(xiàn)明顯異常變化的樣本，最終得到15876個(gè)觀測(cè)值用于實(shí)證分析。我們所需的各類財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，分析軟件為STATA12.0。

（二）融資約束的測(cè)算

企業(yè)所面臨的融資約束程度是不能被直接觀測(cè)到的，所以，對(duì)于融資約束的理論與實(shí)證分析來說，一個(gè)首要的問題就是如何構(gòu)造一個(gè)綜合指標(biāo)來反映企業(yè)所面臨的融資約束狀況。在此，我們遵循顏秀春和陳春春（2012）的思路：首先，將樣本企業(yè)的利息保障倍數(shù)，按從小到大的方式進(jìn)行排列，標(biāo)注前10%的樣本為高融資約束企業(yè)，而后10%的樣本為低融資約束企業(yè)；緊接著，用二元因變量FC=1和FC=0分別表示上述兩類樣本企業(yè)的融資約束程度，建立二元回歸模型FC=1*FR+2*LEV+3*ROE+4*QUA；最后，利用上述前10%和后10%企業(yè)的數(shù)據(jù)結(jié)合極大似然估計(jì)法回歸該Logit模型，得到14的參數(shù)取值見表1。

根據(jù)表1所示的估計(jì)結(jié)果，1、2、3和4的估計(jì)測(cè)算值為-33.504 44，5.923 230，-20.373 61和-2.007 690，且所有參數(shù)在99%的置信水平下顯著。從系數(shù)的正負(fù)取值來看，融資約束與財(cái)務(wù)冗余、凈資產(chǎn)收益率和銷售凈現(xiàn)率負(fù)相關(guān)，與資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)，這與我們的財(cái)務(wù)實(shí)際經(jīng)驗(yàn)基本一致。利用這個(gè)結(jié)論，我們就可以將所有企業(yè)的融資約束程度全部計(jì)算出來，用于后續(xù)動(dòng)態(tài)面板模型的實(shí)證。

表1 融資約束的測(cè)算結(jié)果

（三）股權(quán)集中度的測(cè)算

根據(jù)采集的第一大股東、前五大股東和前十大股東的持股比例數(shù)據(jù)，本文采用主成分分析法來測(cè)算股權(quán)集中度，并進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和SMC檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：

表2 股權(quán)集中度的測(cè)算結(jié)果（基于持股比例）

從表2可知，主成分分析的 SMC統(tǒng)計(jì)量為0.9287，其數(shù)值較大且接近于1，表明三個(gè)變量之間的共線性程度較高；同時(shí)，KMO檢驗(yàn)的數(shù)值為0.8404，高于Kaiser給出的0.8的“適合”水平，這說明我們對(duì)三個(gè)變量提取主成分是比較恰當(dāng)?shù)?，所得到的結(jié)果也是較為可信的；并且，第一主成分的特征值為2.5049，超過了1，其方差貢獻(xiàn)率為83.5%高于75%，因此，我們可以用其來替代原指標(biāo)。根據(jù)因子載荷矩陣，我們得到第一主成分與三個(gè)指標(biāo)關(guān)系為：

Comp1_1=0.510 4*owncon1+

0.617 3*owncon5+0.598 7*owncon10

這里，owncon1、owncon5和owncon10分別表示第一大股東、前五大股東和前十大股東的持股比例，而Comp1_1則是對(duì)上述三個(gè)指標(biāo)所提取的第一主成分。同樣的思路，我們還可以對(duì)第一大股東、前五大股東和前十大股東的持股比例平方和的對(duì)數(shù)進(jìn)行主成分分析，如表3所示：

表3 股權(quán)集中度的測(cè)算結(jié)果（基于Herfndahl index）

從表3可見，主成分分析的 SMC統(tǒng)計(jì)量為0.9611，KMO檢驗(yàn)的數(shù)值為0.9042，說明主成分分析的結(jié)果非常好，同時(shí)第一主成分的特征值超過了1，方差貢獻(xiàn)率也高于0.8，第一主成分與三個(gè)指標(biāo)之間的關(guān)系為：

Comp1_2=0.575 3*Hindex1+

0.578 4*Hindex5+0.578 4*Hindex10

其中，Hindex1、Hindex5和Hindex10是第一大股東、前五大股東和前十大股東的持股比例平方和的對(duì)數(shù)，而Comp1_2是對(duì)三個(gè)指標(biāo)提取的主成分。

（四）創(chuàng)新效率的測(cè)算

至于企業(yè)的創(chuàng)新效率，我們可以根據(jù)DEA方法中經(jīng)典的C2R模型來進(jìn)行測(cè)算，也即，通過解決如下規(guī)劃問題來評(píng)價(jià)企業(yè)的創(chuàng)新效率：

表4 創(chuàng)新效率的測(cè)算結(jié)果

這里，hk是第k（1kK）個(gè)企業(yè)的創(chuàng)新效率，和分別表示企業(yè)k的第i種創(chuàng)新投入和第j種創(chuàng)新產(chǎn)出。hk越大，說明企業(yè)的創(chuàng)新效率越高。通過上述規(guī)劃模型，我們將技術(shù)人員的數(shù)量、固定資產(chǎn)的價(jià)值，以及研發(fā)支出的總額等為創(chuàng)新投入，以技術(shù)資產(chǎn)比率作為創(chuàng)新產(chǎn)出，得到1 790家制造業(yè)上市公司的創(chuàng)新效率，分布大致見表4。

從表4表可知，1 790家制造業(yè)上市公司的創(chuàng)新效率在0到1之間幾乎都有取值，其均值略低于0.5的水平，分布呈略正偏態(tài)形狀，峰度小于3也即較正態(tài)分布更為平坦。

（五）動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果

我們進(jìn)一步采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來實(shí)證這1790家制造業(yè)上市公司的融資約束、股權(quán)集中度和創(chuàng)新效率之間的互動(dòng)關(guān)系，結(jié)果如表5所示：

表5 動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果

如表5所示，在F-statistics統(tǒng)計(jì)量顯著的前提下，本文從自變量的滯后8階開始收索，通過比較Sargan檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)的結(jié)果，最終確定：在“全部企業(yè)”回歸方程中，F(xiàn)C包括當(dāng)期和滯后1-2階，Comp1_1也包括當(dāng)期和滯后1-2階。一方面，從回歸的質(zhì)量來看，“全部企業(yè)”回歸方程AR(1) Z-stat的原假設(shè)都被拒絕，而AR(2)Z-stat的原假設(shè)得到接受，表明：模型的殘差不存在相關(guān)性。另一方面，從回歸的系數(shù)來看，“全部企業(yè)”在5%顯著性水平下，除了控制變量SIZE對(duì)IE有顯著的正向作用之外，不管是FC還是Comp1_1（包括當(dāng)期和滯后），甚至是控制變量CFR和OPR，其對(duì)創(chuàng)新效率IE的作用都沒有得到支持。難道，融資約束和股權(quán)集中真的與創(chuàng)新效率無關(guān)么？答案是否定的。進(jìn)一步地，我們將全部企業(yè)按所有權(quán)性質(zhì)劃分為民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)兩類來分別回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在“民營(yíng)企業(yè)”中，F(xiàn)C和Comp1_1（包括當(dāng)期和滯后）對(duì)IE的影響都達(dá)到了95%的置信水平，其影響的大小分別在0.09左右和0.03附近，而且控制變量SIZE和 OPR系數(shù)的相伴概率也分別低于5%和10%，說明它們對(duì)IE存在一定的正向作用，大小分別為0.025和0.002，前者的作用程度略高于后者；同時(shí)，就“國(guó)有企業(yè)”來說，F(xiàn)C對(duì)IE的作用并無顯著，但是Comp1_1對(duì)IE卻有負(fù)面效果，大小在0.27-0.35之間，而且，控制變量SIZE對(duì)IE的影響也得到了支持，大約在0.023左右，略低于“民營(yíng)企業(yè)”的水平。

（六）穩(wěn)健性分析

為了進(jìn)一步驗(yàn)證我們?cè)诒?中所得到的結(jié)論，我們用Comp1_2來代替Comp1_1，按照上一節(jié)的思路重新進(jìn)行System GMM估計(jì)，結(jié)果見表6。

通過對(duì)比表5和表6的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，盡管表5和表6在回歸系數(shù)上存在一定差異，但是差異并不太大，而且關(guān)鍵系數(shù)的正負(fù)號(hào)和顯著性是基本一致的：在“民營(yíng)企業(yè)”中，F(xiàn)C、FC(t-1)、FC(t-2)和Comp1_2、Comp1_2(t-1)，以及SIZE和OPR都會(huì)對(duì)創(chuàng)新效率產(chǎn)生正效應(yīng)，且都在10%顯著性水平下通過了t檢驗(yàn)；在“國(guó)有企業(yè)”中，僅有Comp1_2、Comp1_2(t-1)，以及SIZE的系數(shù)顯著，且Comp1_2的影響為負(fù)而SIZE的影響為正，所有這些，都與表5中所顯示的結(jié)論吻合。

表6 穩(wěn)健性分析的結(jié)果

四、結(jié)論

本文利用滬深兩市1 790家制造業(yè)上市公司自1990年-2012年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，綜合利用Logit模型、主成分分析和DEA方法，通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證了融資約束、股權(quán)集中與創(chuàng)新效率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，得到了許多有意義的結(jié)論：

第一，就融資約束與創(chuàng)新效率的關(guān)系而言：在民營(yíng)企業(yè)中，當(dāng)期及滯后兩年的融資約束都顯著地影響到企業(yè)現(xiàn)階段的創(chuàng)新效率，企業(yè)所面臨的融資約束越大，其創(chuàng)新的效率也就越高。如何來理解這個(gè)結(jié)果呢？應(yīng)該說，融資約束的存在，壓縮了企業(yè)可供使用的資金，包括創(chuàng)新資金。這在某種程度上會(huì)限制管理層將寶貴的創(chuàng)新資源運(yùn)用于較低效率或無效率的活動(dòng)，同時(shí)也迫使企業(yè)管理層不得不將資金投入于最需要攻關(guān)的創(chuàng)新項(xiàng)目，將有限的創(chuàng)新資源配置到最需要它們的地方，從而提高了企業(yè)整體的創(chuàng)新效率。然而，在國(guó)有企業(yè)中，這一結(jié)論卻不適用。出于“父愛主義”（Paternalism）和“政治偏向性借貸秩序”（PoliticalPeckingOrder），面臨融資約束的國(guó)有企業(yè)大多能夠從銀行獲得資金支持，或者從政府部門獲得優(yōu)惠和照顧，最終使得其面臨的融資約束狀況得到緩解。因此，出于這樣的思考，即便是面臨融資約束的許多國(guó)有企業(yè)，他們也不會(huì)感到緊迫感而去自發(fā)減小代理成本、追求有效率的創(chuàng)新行為；相反，民營(yíng)企業(yè)在面臨融資時(shí)，難以從銀行或其它金融機(jī)構(gòu)獲得貸款，受到政府“特殊關(guān)照”的可能性也不大，而最大限度地發(fā)揮現(xiàn)有資源的用途，也就成為了這些企業(yè)必然的選擇，所以，融資約束迫使民營(yíng)企業(yè)提高了創(chuàng)新效率。

第二，從股權(quán)集中度與創(chuàng)新效率的關(guān)系來看：民營(yíng)企業(yè)的股權(quán)集中度與其創(chuàng)新效率正相關(guān)，而國(guó)有企業(yè)的股權(quán)集中度卻與其創(chuàng)新效率負(fù)相關(guān)，這又是為什么呢？民營(yíng)企業(yè)的股東，往往也是企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營(yíng)管理者，委托代理問題少、代理成本低。股權(quán)集中度的提高，增加了股東對(duì)企業(yè)的控制力和話語權(quán)，同時(shí)也使得企業(yè)的盈利高低和發(fā)展前途更加緊密地與股東的效用函數(shù)聯(lián)系到一起。因此，股東作出有利于企業(yè)價(jià)值最大化的決策，對(duì)有利于提高企業(yè)創(chuàng)新效率的項(xiàng)目進(jìn)行投資，完全符合理性經(jīng)濟(jì)人的假設(shè)。然而國(guó)有企業(yè)的情況卻并非如此。一方面，由于第一類代理問題的存在，伴隨國(guó)有企業(yè)股權(quán)集中度的提高，企業(yè)高層管理者獲得股權(quán)激勵(lì)的可能性也逐漸減小，于是這些管理者也就越有動(dòng)力去做出不利于企業(yè)發(fā)展的決策，也即出現(xiàn)所謂的道德風(fēng)險(xiǎn)問題而有損企業(yè)創(chuàng)新效率的提高；另一方面，正如左晶晶等（2013）所指出的那樣，第二類代理問題使得國(guó)有企業(yè)股東的公司控制權(quán)和資金權(quán)發(fā)生偏離，股權(quán)集中度越高，這種偏離也就越大，于是，股東與股東之間常常爆發(fā)嚴(yán)重的利益沖突，使得股東缺乏對(duì)企業(yè)持續(xù)支持的信心和動(dòng)力，從而束縛了企業(yè)創(chuàng)新效率的進(jìn)一步提高。

第三，除了融資約束、股權(quán)集中度以外，文章發(fā)現(xiàn)：企業(yè)規(guī)模與企業(yè)的創(chuàng)新效率正相關(guān)，現(xiàn)金流占比對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新效率無顯著影響，而營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率對(duì)創(chuàng)新效率雖然存在影響，但只限于民營(yíng)企業(yè)。首先，一般來說，相對(duì)于規(guī)模較小的企業(yè)，規(guī)模較大的企業(yè)所擁有的各類人才和資源，無論是在種類上、數(shù)量上，還是在質(zhì)量上都具備優(yōu)勢(shì)，而不同專業(yè)的人才聚集和各類資源的交叉利用，對(duì)于創(chuàng)新效率的提高來說無疑是大有裨益的，因此，不管是國(guó)有企業(yè)還是民營(yíng)企業(yè)，其企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新效率都表現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系。其次，我們?cè)賮矸治霈F(xiàn)金流占比與創(chuàng)新效率。在本文中，現(xiàn)金流占比=現(xiàn)金流量/營(yíng)業(yè)收入，現(xiàn)金流比率較高，意味著企業(yè)在實(shí)現(xiàn)營(yíng)業(yè)收入的時(shí)候，更多的是回籠了資金而不是接收到應(yīng)收賬款。當(dāng)然，這些資金并不可以隨意支配和使用，其中的相當(dāng)比例還需要彌補(bǔ)成本、償還債務(wù)。然后，到底再將這些資金的多大比例用于技術(shù)創(chuàng)新，用于何種程度、何種領(lǐng)域的技術(shù)創(chuàng)新，從現(xiàn)金流占比本身我們無從知曉。從這個(gè)意義上說，我們很難認(rèn)定現(xiàn)金流占比與企業(yè)的創(chuàng)新有某種聯(lián)系，而創(chuàng)新的效率就更加無從談起。再次，就營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率而言，國(guó)有企業(yè)大多依托于政府賦予的壟斷地位而獲取超額利潤(rùn)，因此它們的利潤(rùn)率高低與其所處行業(yè)的壟斷勢(shì)力聯(lián)系密切，而與企業(yè)創(chuàng)新的效率關(guān)系不大；而民營(yíng)企業(yè)則不同，它們想要占有市場(chǎng)并獲取超額利潤(rùn)，就必須依靠不斷地技術(shù)創(chuàng)新來改善產(chǎn)品質(zhì)量，通過創(chuàng)新效率的提升來大幅削減成本，可見創(chuàng)新效率在一定程度上使得民營(yíng)企業(yè)的利潤(rùn)得到了保證，并成為它們提高利潤(rùn)率的重要手段。當(dāng)然，民營(yíng)企業(yè)還可能利用社會(huì)資本、采取尋租方式來獲得超額利潤(rùn)，這就不難理解，盡管民營(yíng)企業(yè)的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率與其創(chuàng)新效率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但是后者對(duì)前者的作用卻比較有限，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于融資約束和股權(quán)集中度的影響程度。

注釋：

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Empirical Study of Financing Constraints,Ownership Concentration and Innovation Efficiency in Different Ownership Enterprises

YAN Xiu-chun1,CHEN Chun-chun2,XU Yi3
(1.Economics and Management Department of Liming University,Fujian Quanzhou 362000,China;2. School of Economics and Business Administration,Beijing Normal University,Beijing 100875,China;3. Lingnan College,Sun Yat-sen University,Guangdong zhuhai 519000,China)

Via Logit model,principal component analysis,DEA method,dynamic panel data model,this paper has studied the data of Chinese 1790 listed companies in manufacturing industry since 1990～2012 and analyzed the interaction between financing constraints,ownership concentration and innovation efficiency.The results showed that the effect of financing constraints and ownership concentration on innovative efficiency vary from corporations with difference in enterprise ownership.At first,due to"paternalism"and"politicalpeckingorder"thinking,stateowned enterprises lack the mechanisms for financing constraints to promote innovation efficiency;however,in private enterprises,there is a significant positive impact of financing constraints on innovative efficiency;secondly, because of the firstand second kind of agencyproblems,ownership concentration in state-owned enterprises is negatively correlated with innovation efficiency,while a positive correlation exists between the two variables in private enterprise.Despite difference in enterprise ownership,the larger the size is,the higher the innovation efficiency tends to be,which indicates that large enterprises always have the advantage in integrating physical resources and human resources.Finally,given the monopoly background of state-owned enterprises,the level of its profits is not necessarily related to its innovation efficiency.As for private enterprises,its profit levels are closely linked with its innovation efficiency.

financing constraints;ownership concentration;innovation efficiency;ownership;dynamic panel data model Data Model

F42

A

1674-7356（2014）01-0023-09

2013-9-12

福建省自然科學(xué)基金項(xiàng)目（2012J05132）

顏秀春（1969-），女，福建永春人。教授，管理學(xué)博士，研究方向企業(yè)管理、財(cái)務(wù)管理。