股權(quán)集中度和股權(quán)制衡對R&D支出與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

王迪++范亞東

摘要：國家科技實力的提升和經(jīng)濟的快速發(fā)展都依賴于R&D支出發(fā)揮的重要作用。相對集中的股權(quán)和有效的制衡能使代理問題得到有效的緩解，益于維持良好的利益相關(guān)者關(guān)系，為提高R&D項目執(zhí)行力打下良好的基礎(chǔ)，從而為企業(yè)帶來相應(yīng)的績效。本文采用2009年至2011年的上市公司R&D支出數(shù)據(jù)，選取滯后一年的凈資產(chǎn)收益率衡量企業(yè)績效對該問題進(jìn)行研究。實證結(jié)果表明，我國上市公司當(dāng)年的R&D支出與滯后一年的績效有顯著的正向關(guān)系；其他條件不變時，股權(quán)集中度能夠正向調(diào)節(jié)這一關(guān)系，股權(quán)制衡則對這一關(guān)系有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞：R&D支出 股權(quán)集中度 股權(quán)制衡 調(diào)節(jié)作用

隨著全球經(jīng)濟一體化進(jìn)程不斷加速，科學(xué)技術(shù)飛速發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新對于企業(yè)生存與發(fā)展越來越重要。代表企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的Research and Development（以下簡稱“R&D”）活動能夠為企業(yè)帶來技術(shù)競爭優(yōu)勢，為企業(yè)經(jīng)濟效益的提高產(chǎn)生巨大的促進(jìn)作用?？梢哉f，企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新都離不開R&D活動的有效執(zhí)行。決定公司投資策略的重要因素是公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)成，也是公司治理結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)，反映著公司績效情況。本文從股權(quán)集中度和股權(quán)制衡兩個維度對企業(yè)研發(fā)投資過程中，股權(quán)結(jié)構(gòu)對研發(fā)支出與企業(yè)績效的關(guān)系是否起到調(diào)節(jié)作用展開探討。

一、文獻(xiàn)回顧及假設(shè)提出

R&D的投入和產(chǎn)出關(guān)系到國家經(jīng)濟的增長與企業(yè)核心競爭力水平的提升，國內(nèi)外大部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)的研發(fā)支出與績效呈正相關(guān)關(guān)系。Lev，B.和 T. Sougiannis（1996）選取了1975年至1985年的樣本實證得出結(jié)論：研發(fā)支出與企業(yè)績效之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，但具有明顯的滯后性。梁萊歆、張煥鳳（2005）以高科技上市公司為研究對象，趙心剛、汪克夷（2012）則用制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，兩者的研究數(shù)據(jù)年份分別為2001年至2003年和2007年至2011年，結(jié)果均表明我國上市公司的研發(fā)投入顯著的正向影響了滯后兩年的績效。另外有研究顯示，所選樣本行業(yè)區(qū)域的不同也會對研究結(jié)果造成一定的影響，甚至有少部分研究結(jié)果表明二者不相關(guān)或反向相關(guān)。上述研究結(jié)論表明，R&D支出作為企業(yè)不斷掌握核心技術(shù)和研發(fā)核心產(chǎn)品的過程中形成長期有效的特殊經(jīng)營能力的一種途徑，能有效地、可持續(xù)地提升企業(yè)的績效?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)：

H1：上市公司R&D支出對企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系。

不同的公司治理機構(gòu)會導(dǎo)致其選用不同的技術(shù)創(chuàng)新策略，也同樣使企業(yè)的R&D支出有所差別。本文選擇股權(quán)集中度和股權(quán)制衡水平來探討公司治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D支出與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。在股權(quán)集中度方面，其與公司R&D支出的關(guān)系沒有公認(rèn)的結(jié)論。Hill和Snell研究發(fā)現(xiàn)對于大型高新技術(shù)來說，企業(yè)股權(quán)集中度與企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入存在較強的正相關(guān)性關(guān)系。有些學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度與R&D支出呈非線性關(guān)系。例如劉勝強（2011）研究2004年至2009年A股制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)得出，第一大股東持股比例與企業(yè)R&D投資間為顯著的U型關(guān)系；文芳（2008）、胡娟（2009）研究證明，兩者之間為N型關(guān)系。馮根福、溫軍（2008）的研究則表明，并非股權(quán)集中度越高就越有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，當(dāng)達(dá)到臨界點時，較高的股權(quán)集中度開始反向影響技術(shù)創(chuàng)新水平，使之呈下降趨勢，所以兩者之間呈“倒U” 型關(guān)系。還有一些學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度與R&D支出呈負(fù)相關(guān)關(guān)系或不相關(guān)。筆者認(rèn)為，由于股權(quán)集中在一定程度上緩解了股東和經(jīng)理人之間的代理問題，公司的治理效率受到因股權(quán)集中度不同而產(chǎn)生的不同代理成本的影響，最終企業(yè)的投資決策也將受到影響。在股權(quán)適度集中的情況下，使股東利益和經(jīng)營者利益趨于一致，當(dāng)大股東持股比例繼續(xù)增加時，大股東和企業(yè)的利益緊密聯(lián)系，大股東會為增加企業(yè)價值而努力，此時企業(yè)傾向于增加R&D投資活動?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效有正向調(diào)節(jié)作用。

股權(quán)制衡方面，相關(guān)學(xué)者對其與R&D支出的關(guān)系也眾說紛紜。Jacobs（1991）研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)企業(yè)存在多個大股東時能夠產(chǎn)生有效的制衡作用，或管理層持股比例較高，則激勵作用較為明顯，企業(yè)的研發(fā)支出會明顯高于其他較低水平的企業(yè)。胡娟（2008）的研究表明，國有上市公司股權(quán)制衡度的提高效果越明顯，越有利于R&D支出的增加。任海云（2010）研究發(fā)現(xiàn)，一定程度的股權(quán)制衡能夠顯著的正向影響R&D支出，其樣本來源于我國A股制造業(yè)上市公司。孫兆斌（2006）選取1999年至2004年全樣本數(shù)據(jù)研究表明，股權(quán)制衡度對提高上市公司技術(shù)效率毫無益處，二者之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，大股東不存在“掏空”行為，股權(quán)制衡反而降低了股東的“支持效應(yīng)”，阻礙了企業(yè)效率的提高。筆者認(rèn)為，理想的股權(quán)結(jié)構(gòu)需要多個大股東同時存在，這樣既可以分散“一股獨大”的風(fēng)險，使股東之間形成相互監(jiān)督和約束的關(guān)系，有效地抑制大股東對中小股東的利益侵占，又可以使股東意見中和，制定有利于企業(yè)長期發(fā)展的路線，要求管理層決策符合企業(yè)價值最大化。所以合理分散股權(quán)，集體決策保證了研發(fā)決策的科學(xué)合理，能有效地降低研發(fā)投資活動的潛在風(fēng)險，促進(jìn)研發(fā)投資帶來企業(yè)績效?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)：

H3：股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效有正向調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文從國泰安數(shù)據(jù)庫選取了滬深兩市A股上市公司作為研究對象。為了確保數(shù)據(jù)的有效性，剔除了金融類上市公司、B股上市公司、ST類公司及缺省或者存在明顯錯誤的數(shù)據(jù)。得到R&D支出觀測樣本值共計896個，2009年至2011年分別為211、306和379個，選取滯后一年的凈資產(chǎn)收益率數(shù)據(jù)的期間為2010年至2012年。本研究中的R&D支出為“支付的其他與經(jīng)營活動有關(guān)的現(xiàn)金”中披露的“研究支出”和“開發(fā)支出”。

（二）變量定義endprint

1.被解釋變量。本文選取凈資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。凈資產(chǎn)收益率是杜邦分析系統(tǒng)中的核心指標(biāo)，用以衡量上市公司盈利能力，以自有資本獲得凈收益，反映股東資金的使用效率。該指標(biāo)越高，說明投資帶來的收益越高；反之所有者權(quán)益的獲利能力越弱。本文中該指標(biāo)為滯后研發(fā)支出一年的凈資產(chǎn)收益率。

2.解釋變量。由于R&D支出的選取決定了R&D的流量性質(zhì)，所以本文選取R&D強度進(jìn)行衡量，由于企業(yè)總資產(chǎn)相對于營業(yè)收入和公司規(guī)模來說相對穩(wěn)定，故采用研究開發(fā)支出與總資產(chǎn)期末余額的比值進(jìn)行計算。

3.調(diào)節(jié)變量。為明確企業(yè)績效與股權(quán)集中度之間的關(guān)系，本文參照以前學(xué)者研究選用前五大股東持股比例之和作為股權(quán)集中度的衡量指標(biāo)；同時選用第二到第十大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權(quán)制衡度水平。

4.控制變量。Griliches在研究熊彼特假說后，強調(diào)應(yīng)關(guān)注企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績效即R&D產(chǎn)出間的關(guān)系，不僅僅是與R&D投入之間的關(guān)系。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，越需要制定長期的可行性發(fā)展戰(zhàn)略，使企業(yè)盡可能多的獲得創(chuàng)新性資源，開展更多的R&D活動并使之有效執(zhí)行，這會影響到企業(yè)R&D支出與績效的關(guān)系。本文以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示企業(yè)規(guī)模。資本結(jié)構(gòu)為公司負(fù)債總額與權(quán)益總額之比。當(dāng)企業(yè)負(fù)債增加時，股東可能向債權(quán)人轉(zhuǎn)移風(fēng)險，將有助于提高企業(yè)的長期贏利能力，這種情況能夠刺激技術(shù)創(chuàng)新的投資。本文采用滯后R&D強度一年的負(fù)債權(quán)益比率作為代理變量。上述變量的說明，詳見表1。

（三）模型的建立

ROE0=β00+β01R&Dzt+β02Size+β03Lev+e0 （模型1）

ROE1=β10+β11R&Dzt+β12CR5+β13R&Dzt×CR5+β14Size+β15Lev+e1

（模型2）

ROE2=β20+β21R&Dzt+β22CAB+β23R&Dzt×CAB+β24Size+β25Lev+e2 （模型3）

模型1用來檢驗R&D支出與企業(yè)績效的相關(guān)性；模型2和模型3分別引入股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度作為調(diào)節(jié)變量，檢驗其對R&D支出與企業(yè)績效相關(guān)性的調(diào)節(jié)作用。

三、實證結(jié)果

（一）描述性分析

描述性統(tǒng)計的結(jié)果詳見表2。其中凈資產(chǎn)收益率ROE的最小值為 -0.608，最大值為0.617，標(biāo)準(zhǔn)差為0.092，表明雖然最大值和最小值的差異較大，但是樣本總體較為均衡。R&D強度最大值為0.160，與最小值相差顯著，表明不同的樣本企業(yè)間的研發(fā)支出差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.017，表明樣本數(shù)據(jù)分布較為均勻。前五大股東持股比例均值為53.949，表明企業(yè)股權(quán)掌握在少數(shù)股東手中，其持股比例偏高。第二到第十大股東比例之和/第一大股東比例的均值為0.943，如果樣本公司中存在股權(quán)制衡，則均值越大制衡效果越明顯。

（二）回歸結(jié)果分析

1.R&D支出與企業(yè)績效的實證檢驗分析?；貧w結(jié)果如表3所示。在進(jìn)行回歸分析前，筆者估計了模型中變量的方差膨脹因子VIF值，結(jié)果均小于10，表明變量間不存在多重共線性問題。回歸方程的方差檢驗量F值為18.813，在1%水平下顯著，本文擬合的方程存在統(tǒng)計學(xué)意義。R&Dz的系數(shù)為0.505，說明研發(fā)支出與滯后一年的企業(yè)績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)一成立。

2.股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表4所示。變量間不存在多重共線性的問題。模型F值為6.380，并通過顯著性檢驗?；貧w結(jié)果表明CR5的系數(shù)為0.001，在1%水平上顯著。股權(quán)集中度與R&D強度的乘積為交互項，系數(shù)為0.018，通過顯著性檢驗。股權(quán)集中度對R&D支出與滯后一年企業(yè)績效間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)二成立。這說明隨著股權(quán)集中度的提高，大股東也會積極地提高對管理層的監(jiān)督力度，使大股東利益與企業(yè)整體利益趨于一致，只有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，股東才能從中獲得長遠(yuǎn)利益，這有利于企業(yè)開展長期的R&D投資活動，并使之長期有效的執(zhí)行，促進(jìn)企業(yè)績效的增長。

3.股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸結(jié)果如表5所示。變量的方差膨脹因子VIF值最大為4.321，小于標(biāo)準(zhǔn)值10，變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性的問題。模型F值為3.848，并通過顯著性檢驗。股權(quán)制衡度CAB的系數(shù)為正且顯著，表明CAB與滯后一年的企業(yè)績效是正相關(guān)關(guān)系。股權(quán)制衡度與R&D強度乘積的交互項系數(shù)為負(fù)，通過顯著性檢驗，表明股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系起到反向調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果與假設(shè)三相反。

四、結(jié)論

本文研究表明，我國上市公司當(dāng)年的R&D支出有效地正向影響滯后一年的企業(yè)績效，為了進(jìn)一步分析R&D支出與企業(yè)績效之間的關(guān)系，引入了調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。作為決定公司治理結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，在R&D活動中發(fā)揮著重要的作用，股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度都對R&D投資與企業(yè)績效關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。其他條件不變時，股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用，股權(quán)制衡則未能發(fā)揮理論上應(yīng)有的作用，反向調(diào)節(jié)了R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系。究其原因，一方面可能由于現(xiàn)階段我國上市公司股權(quán)集中度過高，其他大股東無法有效地發(fā)揮其監(jiān)督、約束作用。另一方面股權(quán)制衡在一定程度上分散了大股東的決定權(quán)，股權(quán)制衡在中和股東意見時有效地防止控股股東侵占的行為，同時更有可能因為小股東希望快速的實現(xiàn)企業(yè)價值，獲得回報，而制約了大股東希望企業(yè)長期發(fā)展而做出的R&D投資決策，不能有效的提高企業(yè)績效。

因此，企業(yè)在配置股權(quán)結(jié)構(gòu)時，既要充分發(fā)揮股權(quán)集中度的正向調(diào)節(jié)作用，又要防止由于股權(quán)過度集中產(chǎn)生的代理問題，實現(xiàn)適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)制衡，從而減少經(jīng)營者投資短視行為，使企業(yè)能夠立足長期發(fā)展，從研發(fā)創(chuàng)新中提高企業(yè)價值。X

參考文獻(xiàn)：

1.馮根福，溫軍.中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2008，（7）.

2.胡娟.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投資的關(guān)系研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2009.

3.劉勝強.股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投資行為的影響及經(jīng)濟后果研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2011.

4.趙心剛，汪克夷，孫海洋.我國上市公司研發(fā)投入對公司績效影響的滯后效應(yīng)研究[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2012，（8）.

作者簡介：

王迪，女，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院會計系2011級研究生。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。

范亞東，男，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院會計系，教授，碩士研究生、博士生導(dǎo)師。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。endprint

1.被解釋變量。本文選取凈資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。凈資產(chǎn)收益率是杜邦分析系統(tǒng)中的核心指標(biāo)，用以衡量上市公司盈利能力，以自有資本獲得凈收益，反映股東資金的使用效率。該指標(biāo)越高，說明投資帶來的收益越高；反之所有者權(quán)益的獲利能力越弱。本文中該指標(biāo)為滯后研發(fā)支出一年的凈資產(chǎn)收益率。

2.解釋變量。由于R&D支出的選取決定了R&D的流量性質(zhì)，所以本文選取R&D強度進(jìn)行衡量，由于企業(yè)總資產(chǎn)相對于營業(yè)收入和公司規(guī)模來說相對穩(wěn)定，故采用研究開發(fā)支出與總資產(chǎn)期末余額的比值進(jìn)行計算。

3.調(diào)節(jié)變量。為明確企業(yè)績效與股權(quán)集中度之間的關(guān)系，本文參照以前學(xué)者研究選用前五大股東持股比例之和作為股權(quán)集中度的衡量指標(biāo)；同時選用第二到第十大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權(quán)制衡度水平。

4.控制變量。Griliches在研究熊彼特假說后，強調(diào)應(yīng)關(guān)注企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績效即R&D產(chǎn)出間的關(guān)系，不僅僅是與R&D投入之間的關(guān)系。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，越需要制定長期的可行性發(fā)展戰(zhàn)略，使企業(yè)盡可能多的獲得創(chuàng)新性資源，開展更多的R&D活動并使之有效執(zhí)行，這會影響到企業(yè)R&D支出與績效的關(guān)系。本文以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示企業(yè)規(guī)模。資本結(jié)構(gòu)為公司負(fù)債總額與權(quán)益總額之比。當(dāng)企業(yè)負(fù)債增加時，股東可能向債權(quán)人轉(zhuǎn)移風(fēng)險，將有助于提高企業(yè)的長期贏利能力，這種情況能夠刺激技術(shù)創(chuàng)新的投資。本文采用滯后R&D強度一年的負(fù)債權(quán)益比率作為代理變量。上述變量的說明，詳見表1。

（三）模型的建立

ROE0=β00+β01R&Dzt+β02Size+β03Lev+e0 （模型1）

ROE1=β10+β11R&Dzt+β12CR5+β13R&Dzt×CR5+β14Size+β15Lev+e1

（模型2）

ROE2=β20+β21R&Dzt+β22CAB+β23R&Dzt×CAB+β24Size+β25Lev+e2 （模型3）

模型1用來檢驗R&D支出與企業(yè)績效的相關(guān)性；模型2和模型3分別引入股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度作為調(diào)節(jié)變量，檢驗其對R&D支出與企業(yè)績效相關(guān)性的調(diào)節(jié)作用。

三、實證結(jié)果

（一）描述性分析

描述性統(tǒng)計的結(jié)果詳見表2。其中凈資產(chǎn)收益率ROE的最小值為 -0.608，最大值為0.617，標(biāo)準(zhǔn)差為0.092，表明雖然最大值和最小值的差異較大，但是樣本總體較為均衡。R&D強度最大值為0.160，與最小值相差顯著，表明不同的樣本企業(yè)間的研發(fā)支出差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.017，表明樣本數(shù)據(jù)分布較為均勻。前五大股東持股比例均值為53.949，表明企業(yè)股權(quán)掌握在少數(shù)股東手中，其持股比例偏高。第二到第十大股東比例之和/第一大股東比例的均值為0.943，如果樣本公司中存在股權(quán)制衡，則均值越大制衡效果越明顯。

（二）回歸結(jié)果分析

1.R&D支出與企業(yè)績效的實證檢驗分析?；貧w結(jié)果如表3所示。在進(jìn)行回歸分析前，筆者估計了模型中變量的方差膨脹因子VIF值，結(jié)果均小于10，表明變量間不存在多重共線性問題?；貧w方程的方差檢驗量F值為18.813，在1%水平下顯著，本文擬合的方程存在統(tǒng)計學(xué)意義。R&Dz的系數(shù)為0.505，說明研發(fā)支出與滯后一年的企業(yè)績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)一成立。

2.股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表4所示。變量間不存在多重共線性的問題。模型F值為6.380，并通過顯著性檢驗?；貧w結(jié)果表明CR5的系數(shù)為0.001，在1%水平上顯著。股權(quán)集中度與R&D強度的乘積為交互項，系數(shù)為0.018，通過顯著性檢驗。股權(quán)集中度對R&D支出與滯后一年企業(yè)績效間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)二成立。這說明隨著股權(quán)集中度的提高，大股東也會積極地提高對管理層的監(jiān)督力度，使大股東利益與企業(yè)整體利益趨于一致，只有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，股東才能從中獲得長遠(yuǎn)利益，這有利于企業(yè)開展長期的R&D投資活動，并使之長期有效的執(zhí)行，促進(jìn)企業(yè)績效的增長。

3.股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表5所示。變量的方差膨脹因子VIF值最大為4.321，小于標(biāo)準(zhǔn)值10，變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性的問題。模型F值為3.848，并通過顯著性檢驗。股權(quán)制衡度CAB的系數(shù)為正且顯著，表明CAB與滯后一年的企業(yè)績效是正相關(guān)關(guān)系。股權(quán)制衡度與R&D強度乘積的交互項系數(shù)為負(fù)，通過顯著性檢驗，表明股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系起到反向調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果與假設(shè)三相反。

四、結(jié)論

本文研究表明，我國上市公司當(dāng)年的R&D支出有效地正向影響滯后一年的企業(yè)績效，為了進(jìn)一步分析R&D支出與企業(yè)績效之間的關(guān)系，引入了調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。作為決定公司治理結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，在R&D活動中發(fā)揮著重要的作用，股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度都對R&D投資與企業(yè)績效關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。其他條件不變時，股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用，股權(quán)制衡則未能發(fā)揮理論上應(yīng)有的作用，反向調(diào)節(jié)了R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系。究其原因，一方面可能由于現(xiàn)階段我國上市公司股權(quán)集中度過高，其他大股東無法有效地發(fā)揮其監(jiān)督、約束作用。另一方面股權(quán)制衡在一定程度上分散了大股東的決定權(quán)，股權(quán)制衡在中和股東意見時有效地防止控股股東侵占的行為，同時更有可能因為小股東希望快速的實現(xiàn)企業(yè)價值，獲得回報，而制約了大股東希望企業(yè)長期發(fā)展而做出的R&D投資決策，不能有效的提高企業(yè)績效。

因此，企業(yè)在配置股權(quán)結(jié)構(gòu)時，既要充分發(fā)揮股權(quán)集中度的正向調(diào)節(jié)作用，又要防止由于股權(quán)過度集中產(chǎn)生的代理問題，實現(xiàn)適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)制衡，從而減少經(jīng)營者投資短視行為，使企業(yè)能夠立足長期發(fā)展，從研發(fā)創(chuàng)新中提高企業(yè)價值。X

參考文獻(xiàn)：

1.馮根福，溫軍.中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2008，（7）.

2.胡娟.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投資的關(guān)系研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2009.

3.劉勝強.股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投資行為的影響及經(jīng)濟后果研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2011.

4.趙心剛，汪克夷，孫海洋.我國上市公司研發(fā)投入對公司績效影響的滯后效應(yīng)研究[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2012，（8）.

作者簡介：

王迪，女，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院會計系2011級研究生。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。

范亞東，男，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院會計系，教授，碩士研究生、博士生導(dǎo)師。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。endprint

1.被解釋變量。本文選取凈資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。凈資產(chǎn)收益率是杜邦分析系統(tǒng)中的核心指標(biāo)，用以衡量上市公司盈利能力，以自有資本獲得凈收益，反映股東資金的使用效率。該指標(biāo)越高，說明投資帶來的收益越高；反之所有者權(quán)益的獲利能力越弱。本文中該指標(biāo)為滯后研發(fā)支出一年的凈資產(chǎn)收益率。

2.解釋變量。由于R&D支出的選取決定了R&D的流量性質(zhì)，所以本文選取R&D強度進(jìn)行衡量，由于企業(yè)總資產(chǎn)相對于營業(yè)收入和公司規(guī)模來說相對穩(wěn)定，故采用研究開發(fā)支出與總資產(chǎn)期末余額的比值進(jìn)行計算。

3.調(diào)節(jié)變量。為明確企業(yè)績效與股權(quán)集中度之間的關(guān)系，本文參照以前學(xué)者研究選用前五大股東持股比例之和作為股權(quán)集中度的衡量指標(biāo)；同時選用第二到第十大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權(quán)制衡度水平。

4.控制變量。Griliches在研究熊彼特假說后，強調(diào)應(yīng)關(guān)注企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績效即R&D產(chǎn)出間的關(guān)系，不僅僅是與R&D投入之間的關(guān)系。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，越需要制定長期的可行性發(fā)展戰(zhàn)略，使企業(yè)盡可能多的獲得創(chuàng)新性資源，開展更多的R&D活動并使之有效執(zhí)行，這會影響到企業(yè)R&D支出與績效的關(guān)系。本文以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示企業(yè)規(guī)模。資本結(jié)構(gòu)為公司負(fù)債總額與權(quán)益總額之比。當(dāng)企業(yè)負(fù)債增加時，股東可能向債權(quán)人轉(zhuǎn)移風(fēng)險，將有助于提高企業(yè)的長期贏利能力，這種情況能夠刺激技術(shù)創(chuàng)新的投資。本文采用滯后R&D強度一年的負(fù)債權(quán)益比率作為代理變量。上述變量的說明，詳見表1。

（三）模型的建立

ROE0=β00+β01R&Dzt+β02Size+β03Lev+e0 （模型1）

ROE1=β10+β11R&Dzt+β12CR5+β13R&Dzt×CR5+β14Size+β15Lev+e1

（模型2）

ROE2=β20+β21R&Dzt+β22CAB+β23R&Dzt×CAB+β24Size+β25Lev+e2 （模型3）

模型1用來檢驗R&D支出與企業(yè)績效的相關(guān)性；模型2和模型3分別引入股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度作為調(diào)節(jié)變量，檢驗其對R&D支出與企業(yè)績效相關(guān)性的調(diào)節(jié)作用。

三、實證結(jié)果

（一）描述性分析

描述性統(tǒng)計的結(jié)果詳見表2。其中凈資產(chǎn)收益率ROE的最小值為 -0.608，最大值為0.617，標(biāo)準(zhǔn)差為0.092，表明雖然最大值和最小值的差異較大，但是樣本總體較為均衡。R&D強度最大值為0.160，與最小值相差顯著，表明不同的樣本企業(yè)間的研發(fā)支出差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.017，表明樣本數(shù)據(jù)分布較為均勻。前五大股東持股比例均值為53.949，表明企業(yè)股權(quán)掌握在少數(shù)股東手中，其持股比例偏高。第二到第十大股東比例之和/第一大股東比例的均值為0.943，如果樣本公司中存在股權(quán)制衡，則均值越大制衡效果越明顯。

（二）回歸結(jié)果分析

1.R&D支出與企業(yè)績效的實證檢驗分析。回歸結(jié)果如表3所示。在進(jìn)行回歸分析前，筆者估計了模型中變量的方差膨脹因子VIF值，結(jié)果均小于10，表明變量間不存在多重共線性問題?；貧w方程的方差檢驗量F值為18.813，在1%水平下顯著，本文擬合的方程存在統(tǒng)計學(xué)意義。R&Dz的系數(shù)為0.505，說明研發(fā)支出與滯后一年的企業(yè)績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)一成立。

2.股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表4所示。變量間不存在多重共線性的問題。模型F值為6.380，并通過顯著性檢驗。回歸結(jié)果表明CR5的系數(shù)為0.001，在1%水平上顯著。股權(quán)集中度與R&D強度的乘積為交互項，系數(shù)為0.018，通過顯著性檢驗。股權(quán)集中度對R&D支出與滯后一年企業(yè)績效間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)二成立。這說明隨著股權(quán)集中度的提高，大股東也會積極地提高對管理層的監(jiān)督力度，使大股東利益與企業(yè)整體利益趨于一致，只有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，股東才能從中獲得長遠(yuǎn)利益，這有利于企業(yè)開展長期的R&D投資活動，并使之長期有效的執(zhí)行，促進(jìn)企業(yè)績效的增長。

3.股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸結(jié)果如表5所示。變量的方差膨脹因子VIF值最大為4.321，小于標(biāo)準(zhǔn)值10，變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性的問題。模型F值為3.848，并通過顯著性檢驗。股權(quán)制衡度CAB的系數(shù)為正且顯著，表明CAB與滯后一年的企業(yè)績效是正相關(guān)關(guān)系。股權(quán)制衡度與R&D強度乘積的交互項系數(shù)為負(fù)，通過顯著性檢驗，表明股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系起到反向調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果與假設(shè)三相反。

四、結(jié)論

本文研究表明，我國上市公司當(dāng)年的R&D支出有效地正向影響滯后一年的企業(yè)績效，為了進(jìn)一步分析R&D支出與企業(yè)績效之間的關(guān)系，引入了調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。作為決定公司治理結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，在R&D活動中發(fā)揮著重要的作用，股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度都對R&D投資與企業(yè)績效關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。其他條件不變時，股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用，股權(quán)制衡則未能發(fā)揮理論上應(yīng)有的作用，反向調(diào)節(jié)了R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系。究其原因，一方面可能由于現(xiàn)階段我國上市公司股權(quán)集中度過高，其他大股東無法有效地發(fā)揮其監(jiān)督、約束作用。另一方面股權(quán)制衡在一定程度上分散了大股東的決定權(quán)，股權(quán)制衡在中和股東意見時有效地防止控股股東侵占的行為，同時更有可能因為小股東希望快速的實現(xiàn)企業(yè)價值，獲得回報，而制約了大股東希望企業(yè)長期發(fā)展而做出的R&D投資決策，不能有效的提高企業(yè)績效。

因此，企業(yè)在配置股權(quán)結(jié)構(gòu)時，既要充分發(fā)揮股權(quán)集中度的正向調(diào)節(jié)作用，又要防止由于股權(quán)過度集中產(chǎn)生的代理問題，實現(xiàn)適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)制衡，從而減少經(jīng)營者投資短視行為，使企業(yè)能夠立足長期發(fā)展，從研發(fā)創(chuàng)新中提高企業(yè)價值。X

參考文獻(xiàn)：

1.馮根福，溫軍.中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2008，（7）.

2.胡娟.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投資的關(guān)系研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2009.

3.劉勝強.股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投資行為的影響及經(jīng)濟后果研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2011.

4.趙心剛，汪克夷，孫海洋.我國上市公司研發(fā)投入對公司績效影響的滯后效應(yīng)研究[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2012，（8）.

作者簡介：

王迪，女，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院會計系2011級研究生。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。

范亞東，男，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院會計系，教授，碩士研究生、博士生導(dǎo)師。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。endprint