研發(fā)支出、公司績效與股權(quán)結(jié)構(gòu)
——來自中國國有上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

●東北財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院 鄒 靖

研發(fā)支出、公司績效與股權(quán)結(jié)構(gòu)
——來自中國國有上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

●東北財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院 鄒 靖

股權(quán)結(jié)構(gòu)包括股權(quán)集中和股權(quán)制衡兩個方面。運(yùn)用中國國有上市公司2009-2013年的財務(wù)數(shù)據(jù)，以股權(quán)結(jié)構(gòu)為門檻變量，實(shí)證分析了中國上市公司研發(fā)支出與公司績效之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示：以股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度為表征的股權(quán)結(jié)構(gòu)是影響公司研發(fā)績效的門檻變量。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例位于0.226到0.346之間時，研發(fā)支出對公司績效影響系數(shù)達(dá)到5.7059。當(dāng)股權(quán)制衡度超過0.199時，研發(fā)支出對公司績效影響系數(shù)達(dá)到0.1736。本文的政策建議是：保持一定的股權(quán)集中度；增加股權(quán)融資，實(shí)現(xiàn)股權(quán)制衡；優(yōu)化財務(wù)結(jié)構(gòu)，提高資金的使用效率。

研發(fā)支出 公司績效 股權(quán)集中度 股權(quán)制衡度

一、引言

企業(yè)的發(fā)展依賴于技術(shù)創(chuàng)新(Nakahara,1997)，企業(yè)在市場上是否擁有持久的競爭力，能否充分獲得經(jīng)濟(jì)效益往往取決于企業(yè)的R&D(Research and Development)投入1。一般來說，企業(yè)利潤增長的潛力和創(chuàng)新技術(shù)的動力都與企業(yè)的R&D投入有關(guān)。創(chuàng)新是企業(yè)競爭力的源泉，從某種意義上講，它關(guān)系到企業(yè)的生死存亡。自改革開放至今，我國的R&D活動往往是由國家層面自上而下執(zhí)行的，隨著全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變，R&D活動執(zhí)行的主體正逐步由政府轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)。在許多發(fā)達(dá)國家，企業(yè)R&D活動的自主權(quán)早已下放到企業(yè)層面。據(jù)2012中國科技統(tǒng)計年度報告的數(shù)據(jù)顯示，2011年中國R&D經(jīng)費(fèi)規(guī)模超過8687億元，折合為1344億美元（2011年當(dāng)年匯率：1美元=6.461元）。企業(yè)R&D支出費(fèi)用穩(wěn)步上升，并保持良好的增長態(tài)勢。2008-2011年，我國企業(yè)R&D支出年均增長率達(dá)到了29.1%，成為了當(dāng)今世界R&D支出增長速度最快的國家之一。進(jìn)入二十一世紀(jì)以來，我國企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度不斷攀升。2005年，我國R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度為1.32%，到2011年，這一數(shù)值達(dá)到了1.84%，六年內(nèi)上升了0.53個百分點(diǎn)，這在一定程度上表明我國企業(yè)的R&D經(jīng)費(fèi)支出進(jìn)入了一個前所未有的快速增長時期。

雖然R&D活動是企業(yè)一項不可或缺的環(huán)節(jié)，但它也存在一些缺陷。企業(yè)的業(yè)績相當(dāng)大的程度上受到R&D活動執(zhí)行效率的影響，但R&D活動內(nèi)在的代理問題卻成為阻礙企業(yè)效益提升的巨大障礙，因為這些代理問題最終將會影響R&D活動的投資經(jīng)費(fèi)以及執(zhí)行效率。導(dǎo)致R&D活動出現(xiàn)嚴(yán)重代理問題的原因主要來自于以下三個方面。

首先，R&D活動的投資回報是不確定的，具有較大的風(fēng)險。R&D活動是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的源泉，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推力。在企業(yè)微觀層面上，它使企業(yè)能夠在激烈的市場競爭中保持固有的市場地位，是維持企業(yè)績效的保證。在宏觀經(jīng)濟(jì)層面上，它推動著我國創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)發(fā)展范式的進(jìn)程，起到提升我國產(chǎn)業(yè)質(zhì)量的作用。但是，R&D項目本身是否能產(chǎn)生創(chuàng)造性的研發(fā)成果是不確定的，因為科研人員素質(zhì)、項目的難度以及內(nèi)部環(huán)境等都是影響研發(fā)成果的重要因素，這些進(jìn)一步增大了研發(fā)投資項目的風(fēng)險性。R&D項目除了受到這些內(nèi)部因素的影響外，還會受到外部風(fēng)險的影響，常見的外部因素如經(jīng)濟(jì)因素、政治因素、法律因素和社會因素等，都關(guān)系到研發(fā)活動的成敗。

其次，R&D活動的收益周期較長。在當(dāng)期，R&D活動的投入不會馬上獲得回報，而企業(yè)的其他投資活動如資本投資或技術(shù)改造等往往就能獲得當(dāng)期回報。企業(yè)R&D的投入通常在遠(yuǎn)期才能夠收益。職業(yè)經(jīng)理人往往會規(guī)避較大的職業(yè)風(fēng)險，尤其是傾向于規(guī)避由于投資決策失利所面臨的失業(yè)風(fēng)險，所以，職業(yè)經(jīng)理人更看重短期收益，而與之不同的是，企業(yè)所有者更喜好長期收益 (Hansen&Hill,1991)2。R&D活動經(jīng)費(fèi)的多寡同時受到職業(yè)經(jīng)理人和企業(yè)所有者不同風(fēng)險偏好的影響，對于風(fēng)險偏好較低的職業(yè)經(jīng)理人來說，他們不愿意投資風(fēng)險性較大的R&D項目(Mansfield,1968)3。由于職業(yè)經(jīng)理人的委托代理關(guān)系期限相對較短，而R&D項目投資的獲益周期較長，這就無法避免一些為他人做嫁衣的情況。因此，相對于企業(yè)其他的投資活動，職業(yè)經(jīng)理人對R&D活動的投資意向是非常低的。

最后，R&D活動中存在較為嚴(yán)重的信息不對稱問題。與企業(yè)其他投資活動相比，R&D活動存在更為嚴(yán)重的信息不對稱問題。一般而言，企業(yè)許多的投資活動都可以通過成形的市場機(jī)制來表現(xiàn)其資產(chǎn)價值。但是，由于缺乏成形的市場調(diào)節(jié)機(jī)制，R&D活動在市場上無法用價格來衡量，這使得R&D活動背后的價值具有隨機(jī)性。這種隨機(jī)性和不確定性使得投資者更難以獲得R&D活動精確的價值信息。部分投資者希望通過對比來獲知R&D活動的內(nèi)在價值，但結(jié)果往往不盡人意，因為R&D活動通常圍繞企業(yè)特定目標(biāo)開展(Aboody& Lev,2000)4。另一方面，由于R&D活動是一項針對知識的投資，對專業(yè)技術(shù)人員的依賴性較大，如果技術(shù)人員采取技術(shù)轉(zhuǎn)移或技術(shù)隱匿行為，很容易造成技術(shù)人員與投資者之間嚴(yán)重的信息不對稱，投資者將會面臨較高的投資風(fēng)險。

二、文獻(xiàn)綜述

縱觀國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于企業(yè)研發(fā)投資效果的研究，發(fā)現(xiàn)不少學(xué)者在企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入和企業(yè)經(jīng)營效益方面都取得了一定的成績，但較多研究均是圍繞其中兩者的相關(guān)關(guān)系展開，較少對三者關(guān)系進(jìn)行專門的研究。國外研究成果表明，研發(fā)投資與公司績效存在顯著的相關(guān)關(guān)系，其中大部分研究結(jié)果表明二者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。Chauvin和Hirschey(1993)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，規(guī)模較大的公司進(jìn)行研發(fā)投資往往能獲得較好的市場預(yù)期，企業(yè)的研發(fā)支出有助于提升公司的市場價值5。Sougiannis(1994)對公司研發(fā)投資與收益關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)每增加1美元的研發(fā)投資，在7年內(nèi)研發(fā)投資所帶來的收益就會增加2美元6。Hu.A.G和Jefferson(2004)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模與研發(fā)投資不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，但研發(fā)支出與公司經(jīng)營效益存在顯著正相關(guān)關(guān)系。研發(fā)支出對公司經(jīng)營效益的影響在不同行業(yè)中存在差異，且隨著時間的推移，公司績效受到研發(fā)投資的影響會越來越小7。

但是，就公司績效與研發(fā)支出之間的關(guān)系而言，也有學(xué)者提出了不同的觀點(diǎn)。Anne Cazavan J.和Thomas J.(2006)的實(shí)證研究表明，在研發(fā)初期，公司股價在股票市場的表現(xiàn)和回報率與研發(fā)支出呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系8。Oswald(2008)的實(shí)證結(jié)果表明，無論會計賬目上通過費(fèi)用化還是資本化的方式處理研發(fā)投入，都不會影響研發(fā)支出價值實(shí)質(zhì)的關(guān)聯(lián)性9。

在研發(fā)投入與公司業(yè)績方面，薛云奎、王志臺(2001)通過分析我國1996-1999年上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，與無形資產(chǎn)相比，固定資產(chǎn)對企業(yè)經(jīng)營效益的貢獻(xiàn)率更低10。何瑋(2003)通過追蹤大中型企業(yè)十年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在3年內(nèi)，企業(yè)產(chǎn)出受到研發(fā)投入的影響是顯著為正的11。梁萊欲、張煥鳳(2005)對科技技術(shù)成長型企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行考察研究后得出如下結(jié)論：在對企業(yè)產(chǎn)出進(jìn)行滯后一期的處理下，企業(yè)的科技技術(shù)投資與高科技技術(shù)成長型企業(yè)的市場經(jīng)營效益、市場經(jīng)營表現(xiàn)以及其長期發(fā)展?jié)摿χg存在顯著相關(guān)關(guān)系。但是，對于企業(yè)核心競爭力的形成，企業(yè)的科技創(chuàng)新投入并不能對其產(chǎn)生有效的激勵12。許玲麗、周亞虹(2007)對民營公司進(jìn)行實(shí)證考察，發(fā)現(xiàn)在一年內(nèi)民營企業(yè)的經(jīng)營績效受到了研發(fā)投入的正反饋?zhàn)饔?，且兩者的關(guān)系呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系，即當(dāng)企業(yè)科技創(chuàng)新投資較多或較少時，企業(yè)的經(jīng)營績效相對較好；而當(dāng)企業(yè)的科技創(chuàng)新投資位于中等水平時，企業(yè)的經(jīng)營效益會相對較低13。王淑芳、王君彩 (2008)考察了電子信息產(chǎn)業(yè)公司層面的相關(guān)數(shù)據(jù)，其研究結(jié)果表明，沒有證據(jù)顯示公司經(jīng)營績效與研發(fā)投入在當(dāng)期存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，兩者存在正相關(guān)的關(guān)系在滯后幾期才被發(fā)現(xiàn)14。呂媛、黃國良(2009)對高科技成長型產(chǎn)業(yè)上市公司財務(wù)報表中的研發(fā)費(fèi)用的數(shù)據(jù)進(jìn)行了考察，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的股票價格與企業(yè)科技創(chuàng)新投資水平存在相關(guān)關(guān)系，規(guī)模較大的高新技術(shù)企業(yè)，研發(fā)投入會帶動股價的上漲，相對而言規(guī)模小的企業(yè)研發(fā)投入并不能帶來股價的上漲15。張濟(jì)建、李春香(2009)對71家高新技術(shù)企業(yè)2003-2007年的財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的科技技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)經(jīng)營績效的正相關(guān)性僅表現(xiàn)在企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資的當(dāng)年，企業(yè)創(chuàng)新科技投資對企業(yè)經(jīng)營效益的影響不存在顯著的滯后性16。董靜、茍燕楠(2010)對醫(yī)藥生物制品和機(jī)械設(shè)備制造業(yè)進(jìn)行了實(shí)證研究，她們主要研究了研發(fā)資金與研發(fā)人員對公司經(jīng)營效益的影響。董靜和茍燕楠的研究結(jié)果表明，公司績效深受研發(fā)資金與研發(fā)人員的影響，但在不同的行業(yè)有不同的表現(xiàn)17。

在股權(quán)結(jié)構(gòu)與研發(fā)投入方面，Hill和Snell(1988)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的股權(quán)越集中，企業(yè)研發(fā)投入往往也越大。大股東在研發(fā)投入方面通常是風(fēng)險偏好的，希望通過加大研發(fā)投資獲得較高的收益18。也就是說，如果企業(yè)外部大股東是風(fēng)險偏好者，那么他們更傾向于加大企業(yè)的研發(fā)投入。Francis和Smith (1995)研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)分散的企業(yè)較為不重視企業(yè)研發(fā)投資活動，內(nèi)外部股東往往會通過監(jiān)察機(jī)制降低職業(yè)經(jīng)理人委托代理成本，從而為企業(yè)節(jié)省開支，所節(jié)省下來的開支一部分可用于增加企業(yè)科技創(chuàng)新投資19。股權(quán)集中有利于提升公司績效是這些學(xué)者的一致觀點(diǎn)。Hosono和Miyagawa(2004)在考察日本制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)后，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入活動與企業(yè)大股東的持股份額呈正相關(guān)關(guān)系，持股比例越大的大股東越愿意開展企業(yè)研發(fā)活動，他們認(rèn)為研發(fā)創(chuàng)新能給企業(yè)帶來更多的經(jīng)營利潤，公司的回報率也會因此提高20。

國內(nèi)也有相當(dāng)一部分有關(guān)研發(fā)投資與股權(quán)結(jié)構(gòu)的文獻(xiàn)。雖然這些研究成果沒有得出統(tǒng)一的結(jié)論，但是總體上給出了研發(fā)投入與股權(quán)結(jié)構(gòu)之間可能呈現(xiàn)的相關(guān)關(guān)系類型，其中典型的相關(guān)關(guān)系有：負(fù)相關(guān)、正相關(guān)、N型、倒U型、U型的關(guān)系。劉小玄等(2000)指出，國有企業(yè)相比于私營企業(yè)，研發(fā)投入較少，這本質(zhì)上是由于國有企業(yè)科研創(chuàng)新對企業(yè)經(jīng)營效益提升的程度不高造成的21。吳延兵(2006)研究表明，從激勵效果上看，不同類型的股權(quán)結(jié)構(gòu)對科研投入的刺激作用存在著顯著的不同，企業(yè)科研投入的強(qiáng)度隨著企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的清晰度提高而上升22。胡國柳和黃景貴(2006)認(rèn)為，研發(fā)投入強(qiáng)度受到股權(quán)的集中程度制約，科技創(chuàng)新投資的大小與職業(yè)經(jīng)理人所占有的股權(quán)份額呈正相關(guān)23。楊建君、盛鎖(2007)從股東風(fēng)險偏好程度的角度切入，研究了研發(fā)強(qiáng)度與股權(quán)集中度之間的關(guān)系，其研究表明，企業(yè)的科研投入強(qiáng)度與股權(quán)的集中程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。擁有企業(yè)控制權(quán)的股東的收益與股權(quán)集中程度呈正相關(guān)，股東收益越高，越能促進(jìn)企業(yè)的科技創(chuàng)新投入24。馮根福、溫軍(2008)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所有權(quán)集中度在非常高和非常低的水平下，研發(fā)投入水平較高；企業(yè)所有權(quán)集中度處于中高狀態(tài)下，研發(fā)投入水平較低，企業(yè)所有權(quán)集中度和研發(fā)支出呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系25。白藝聽、劉星、安靈(2008)認(rèn)為，企業(yè)現(xiàn)金流與企業(yè)科技創(chuàng)新投資大小呈正相關(guān)關(guān)系；持股份額最大的股東對于研發(fā)投資的意愿呈先增加后下降的趨勢；沒有充分證據(jù)證明，所有權(quán)較為分散對企業(yè)科技創(chuàng)新投入有促進(jìn)作用；國有企業(yè)相對于私營企業(yè)，研發(fā)投資強(qiáng)度較小26。文芳(2007)從委托代理的角度開展研究，其研究結(jié)果表明，企業(yè)股權(quán)分散程度與企業(yè)科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度呈“N型”關(guān)系27。劉勝強(qiáng)、劉星(2010)對我國制造業(yè)上市公司2002-2008年的財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證考察，實(shí)證結(jié)果表明，公司技術(shù)創(chuàng)新投入與第一大控股股東的股權(quán)份額呈 “U型”關(guān)系；對于第一大股東的科技創(chuàng)新投資決策，第二至第五大股東的聯(lián)合股權(quán)能起到顯著的制衡作用28。任海云(2010)通過考察A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)公司科技創(chuàng)新投資強(qiáng)度隨著股權(quán)集中度的上升而增強(qiáng)；然而，過高的公司股權(quán)集中度也會對企業(yè)科技創(chuàng)新投資產(chǎn)生不利影響，隨著公司股權(quán)制衡水平的提升，第一大股東受到第二至第五大股東的股權(quán)牽制，這有利于防止第一類代理問題的現(xiàn)象發(fā)生，股權(quán)制衡有利于公司的生存與發(fā)展29。

綜合上述文獻(xiàn)可知，不同的學(xué)者在研發(fā)支出對企業(yè)績效的影響上持有不同的觀點(diǎn)。研發(fā)支出對公司績效具有正向促進(jìn)作用，但也有少部分學(xué)者證明了研發(fā)支出與公司績效存在不確定性，甚至有個別學(xué)者認(rèn)為研發(fā)支出不利于公司績效的提升。造成這一現(xiàn)象的原因可能在于學(xué)者們在研究研發(fā)支出與公司績效的關(guān)系時忽略了股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響。

權(quán)變理論認(rèn)為，應(yīng)在公司內(nèi)外環(huán)境因素的約束條件下開展企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對企業(yè)經(jīng)營效益影響的相關(guān)研究。因為公司持股者與企業(yè)經(jīng)營者在多數(shù)情況下并不是同一人，二者代表的利益集團(tuán)不一致，委托代理人有可能因為私人利益而損害股東權(quán)益，這種利益分配問題是公司治理中的一大熱點(diǎn)問題。企業(yè)創(chuàng)新活動有其自身特殊性，由此會衍生出較多的代理問題，代理問題的嚴(yán)重程度直接關(guān)系到企業(yè)科技創(chuàng)新活動的投資水平以及對企業(yè)產(chǎn)出效率的影響，這種影響最終會反映到公司經(jīng)營效益上面。

由委托代理理論可知，為了減少職業(yè)經(jīng)理人作出損害公司利益的決策，可以通過設(shè)定相關(guān)的公司治理機(jī)制進(jìn)行防范。對職業(yè)經(jīng)理人的代理問題實(shí)施適當(dāng)?shù)目刂坪?，可以把公司的科技?chuàng)新投入控制在與企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境因素相符的水平上。加強(qiáng)對剩余股權(quán)的控制，采取適宜的股權(quán)分置方式，并在此基礎(chǔ)上作出正確的公司戰(zhàn)略選擇，將有助于提高公司經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出以及經(jīng)營效益。由此可見，股權(quán)結(jié)構(gòu)的分置方式是解決職業(yè)經(jīng)理人代理問題的有效方法之一。

以往的研究中已經(jīng)有少數(shù)研究者考慮到了在控制企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)因素的條件下，對企業(yè)研發(fā)支出與公司經(jīng)營效益的關(guān)系進(jìn)行研究。例如，在計量模型中把股權(quán)結(jié)構(gòu)作為控制變量，將其與研發(fā)投入作為交乘項加入模型中進(jìn)行計量分析。本文認(rèn)為，在對股權(quán)結(jié)構(gòu)嚴(yán)格單調(diào)的假定下，才能將構(gòu)造的交乘項作為控制變量加入到計量模型當(dāng)中，但由于嚴(yán)格單調(diào)的假設(shè)比較苛刻，與現(xiàn)實(shí)狀況不吻合。因此，單一地把股權(quán)結(jié)構(gòu)與研發(fā)投資的交乘項作為控制變量不能反映股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)研發(fā)支出的調(diào)節(jié)作用。企業(yè)研發(fā)支出的決策會隨著企業(yè)不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)而發(fā)生顯著的變化，這種差異造成了企業(yè)研發(fā)支出對企業(yè)經(jīng)營績效影響的不確定性?；谝延醒芯看嬖诘牟蛔阒帲覀儗⒖疾煸诓煌墓蓹?quán)結(jié)構(gòu)下，研發(fā)支出對公司績效的影響。把面板門檻模型應(yīng)用于檢驗研發(fā)支出與股權(quán)結(jié)構(gòu)的關(guān)系是一次全新的嘗試，本文的研究結(jié)果是對公司治理類研究文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。

三、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)能否在激蕩的市場中保持其固有地位及競爭力，在很大程度上依賴于公司的技術(shù)創(chuàng)新能力。Johnson和Pazderka研究表明，為了形成公司的核心競爭力，企業(yè)必須通過研發(fā)支出來獲得新技術(shù)，從而屹立在激烈的競爭市場中，保證企業(yè)獲得較高的經(jīng)營利益30。過去的研究成果表明，企業(yè)研發(fā)支出影響企業(yè)經(jīng)營效益的主要原因在于，企業(yè)的科技創(chuàng)新投入有能力促使企業(yè)開發(fā)具有市場差異性的新產(chǎn)品，改良企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)鏈，提高新產(chǎn)品的生產(chǎn)效率，從而形成區(qū)別于同行業(yè)其他企業(yè)的核心競爭優(yōu)勢，繼而推動公司經(jīng)營業(yè)績的穩(wěn)步上升。已有學(xué)者的研究結(jié)論顯示，企業(yè)的研發(fā)支出與企業(yè)的經(jīng)營績效存在正向影響關(guān)系。Hirschey和Weygandt的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，無論是耐用品還是非耐用品，不管是全樣本統(tǒng)計還是抽樣統(tǒng)計，企業(yè)研發(fā)活動的強(qiáng)度對企業(yè)的市場價值與資本重置成本之比（Tobin's Q）均存在明顯的正反饋?zhàn)饔?1。從根本上來說，企業(yè)研發(fā)支出屬于企業(yè)資源配置的戰(zhàn)略之一。但是，研發(fā)投入?yún)s能夠比其他形式的資產(chǎn)能產(chǎn)生更高的效益，有證據(jù)顯示，研發(fā)支出對公司績效的影響大約是固定資產(chǎn)投資的兩倍?；谏鲜鑫墨I(xiàn)回顧，我們提出如下研究假設(shè):

H1：企業(yè)研發(fā)支出對公司經(jīng)營效益有顯著的正向影響。

為了形成股東之間的有效監(jiān)督，企業(yè)內(nèi)部通常需要制定股權(quán)制衡機(jī)制，即企業(yè)內(nèi)的控制權(quán)由幾個大股東共同擁有，因此企業(yè)決策通常由幾個擁有控制權(quán)的股東一起作出，相互監(jiān)督機(jī)制由此形成。這種監(jiān)督機(jī)制既能保證公司股權(quán)不至于過于分散，也能避免嚴(yán)重的第一類代理問題產(chǎn)生。在企業(yè)內(nèi)保持合理股權(quán)制衡度，有利于提升企業(yè)的市場價值。股權(quán)制衡度能對公司業(yè)績起到調(diào)節(jié)作用，在降低大股東與小股東的代理問題、彌補(bǔ)法律缺失、抑制企業(yè)內(nèi)部人員過高的控制權(quán)和監(jiān)督?jīng)Q策程序等方面發(fā)揮了良好的作用。

合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)控制能有效監(jiān)督股東，形成有序的公司治理機(jī)制，使企業(yè)能夠作出科學(xué)合理的經(jīng)營決策。合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)既能幫助企業(yè)有效控制技術(shù)創(chuàng)新投入強(qiáng)度，又能有效降低由企業(yè)研發(fā)支出所帶來的風(fēng)險。企業(yè)往往需要在變幻莫測的市場環(huán)境下作出決策，但是復(fù)雜的市場運(yùn)營環(huán)境使得個人難以作出正確的決策，企業(yè)決策風(fēng)險由此提高。相比單個主體作出的決策，集體決策能形成更為保險的方案。集體決策有助于規(guī)避研發(fā)投資所帶來的風(fēng)險，而企業(yè)股權(quán)制衡程度越強(qiáng)，越有助于形成股東的集體決策。所以，企業(yè)研發(fā)支出決策深受股權(quán)制衡的影響，股權(quán)制衡能夠有效地使企業(yè)股東作出折中決策，避免極端方案的出臺，有利于企業(yè)作出科學(xué)和行之有效的決策方案。

股權(quán)制衡能避免內(nèi)部人對企業(yè)的控制權(quán)力過大。由于法律制度缺失，不能完全保證外部股東的利益，企業(yè)通過少部分股東分權(quán)制衡，能夠有效限制內(nèi)部人對其他外部股東的利益侵犯。本文認(rèn)為，當(dāng)公司內(nèi)其他大股東擁有了公司的部分控制權(quán)時，就會激發(fā)他們監(jiān)督公司管理層經(jīng)營活動的愿望。由于他們擁有公司部分的控制權(quán)，因此他們也有能力對此類行為進(jìn)行監(jiān)督。股權(quán)制衡能夠有效遏制職業(yè)經(jīng)理人濫用剩余控制權(quán)的現(xiàn)象，能在一定程度下替代股東對職業(yè)經(jīng)理人的監(jiān)督，減少此類代理問題對企業(yè)經(jīng)營效益的損害。股權(quán)制衡對內(nèi)部人實(shí)施有效的控制，有利于企業(yè)建立有序的公司治理機(jī)制，規(guī)避職業(yè)經(jīng)理人為私人利益所進(jìn)行的研發(fā)投資，從而提升公司經(jīng)營效益。因此，本文的第二個研究假設(shè)如下:

H2：股權(quán)制衡能有效調(diào)節(jié)企業(yè)研發(fā)支出與企業(yè)經(jīng)營效益之間的正向關(guān)系。

綜合上述文獻(xiàn)研究，發(fā)現(xiàn)上市公司股權(quán)集中現(xiàn)象較為普遍。在集中程度較高的公司中，較少出現(xiàn)委托人與代理人之間的利益分配矛盾，由于股權(quán)過于集中，大股東擁有公司高度的控制權(quán)，大股東便有條件侵犯和損害其他中小股東的利益，由此形成的第一類代理問題變得較為普遍，這需要引起企業(yè)的高度重視。對國有企業(yè)而言，股權(quán)集中能有效地負(fù)向調(diào)節(jié)企業(yè)內(nèi)部經(jīng)理人的決策、內(nèi)部人員控制和隧道效應(yīng)等。

與法國、德國等國家一樣，中國也屬于大陸法系。大陸法系的一大缺點(diǎn)是，相比于普通法系國家，它對股東以及債權(quán)人缺乏嚴(yán)謹(jǐn)?shù)谋Ｗo(hù)條款。因此，股權(quán)集中較容易產(chǎn)生第二類代理問題，這種代理問題會嚴(yán)重?fù)p害部分小股東的利益。部分外國學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)研發(fā)支出所帶來的企業(yè)績效提升，深受企業(yè)所處國家的法律環(huán)境以及其股權(quán)集中度的影響。我國實(shí)行以公有經(jīng)濟(jì)為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)體制，對于國有企業(yè)，第一大股東往往是政府，而政府的目標(biāo)往往不是追求利潤最大化，因此企業(yè)在進(jìn)行R&D活動決策時，作為第一大股東的政府行為是會高度影響企業(yè)的創(chuàng)新投資活動的。由于R&D活動往往存在著較高風(fēng)險，對投資額度的要求一般較高，而國有企業(yè)往往還會承擔(dān)類似充分就業(yè)的政治目標(biāo)，這一目標(biāo)是與企業(yè)管理層所追求的經(jīng)營效益最大化背道而馳的，所以風(fēng)險規(guī)避型的國有企業(yè)管理層缺乏對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的意愿。由此可見，R&D活動與公司經(jīng)營效益的關(guān)系受企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的負(fù)向調(diào)節(jié)。

H3:股權(quán)集中負(fù)向調(diào)節(jié)研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系。

四、模型建立與數(shù)據(jù)說明

(一)企業(yè)樣本來源與數(shù)據(jù)處理。本文以2009-2013年五年期間滬深兩市國有公司的財務(wù)數(shù)據(jù)為樣本，考察其股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的關(guān)系。參照已有相關(guān)文獻(xiàn)的做法，本文對原樣本進(jìn)行了如下處理:(1)剔除金融、證券類公司；(2)剔除新三板和發(fā)行B股的公司；(3)剔除當(dāng)年凈利潤為負(fù)的公司；(4)剔除ST、*ST等出現(xiàn)極端值的特殊樣本公司；（5）刪除所選變量所在年度為空值的上市公司。經(jīng)過以上篩選后，本文共得到108筆樣本數(shù)據(jù)。文中所有數(shù)據(jù)都來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)相關(guān)變量的選擇

1.公司績效。在公司績效代理變量的選取上，不同學(xué)者的選取結(jié)果不盡相同。相當(dāng)一部分學(xué)者選擇托賓Q值來作為公司績效的代理指標(biāo)，也有部分學(xué)者把總資產(chǎn)收益率（ROA）或者凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為衡量公司績效的代理指標(biāo)。雖然大部分國外研究者選擇托賓Q值來測度企業(yè)經(jīng)營效益，但對于中國國情而言，市場發(fā)展程度不夠成熟，托賓Q值并不能真實(shí)地反映出我國上市公司經(jīng)營效益?；诖朔N考慮，本文選用會計績效指標(biāo)來衡量公司經(jīng)營效益，將總資產(chǎn)收益率(ROA)和凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為衡量公司績效的代理指標(biāo)。根據(jù)以往學(xué)者的經(jīng)驗，使用凈資產(chǎn)收益率（ROE）不利于資本市場資源的優(yōu)化配置，容易導(dǎo)致股票市場風(fēng)險的積累，而使用總資產(chǎn)收益率（ROA）衡量企業(yè)經(jīng)營效益能夠在很大程度上避免這種指標(biāo)選取的風(fēng)險。

2.股權(quán)集中度。根據(jù)股權(quán)集中度的含義，本文使用第一大股東持股比例(CR1)、前十大股東持股比例之和(CR10)兩個指標(biāo)共同代表企業(yè)的股權(quán)集中度。

3.股權(quán)制衡度。參考陳德萍、陳永圣(2011)的研究成果，本文將直接選用z指標(biāo)來衡量企業(yè)股權(quán)制衡度32，z指標(biāo)等于第二到第十大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例。

4.公司規(guī)模?？紤]到控制不同企業(yè)所產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)，本文將使用企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)數(shù)據(jù)來測度公司規(guī)模。本文認(rèn)為，規(guī)模較大的企業(yè)在面對企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的風(fēng)險時，有較大的抵御風(fēng)險能力，能夠適應(yīng)環(huán)境的波動，且其融資活動相對活躍，企業(yè)資金相對充足，因此經(jīng)營績效也相對較好。對此，本文預(yù)期此控制變量與企業(yè)經(jīng)營效益存在正相關(guān)關(guān)系。

5.資產(chǎn)負(fù)債率。在相關(guān)會計指標(biāo)中，資產(chǎn)負(fù)債率反映了企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險程度。已有研究成果表明，資產(chǎn)負(fù)債率較高的企業(yè)，有可能會面臨資不抵債的問題，從而造成無法償還債務(wù)的風(fēng)險。擁有較高資產(chǎn)負(fù)債率企業(yè)的信用等級評級往往不高。較高的資產(chǎn)負(fù)債率可能帶來現(xiàn)金流不足、融資成本加劇等問題，這些問題很有可能成為降低企業(yè)經(jīng)營效益的重要原因。因此，我們預(yù)期資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)。

6.公司成長性。本文選用主營業(yè)務(wù)增長率考察企業(yè)的成長性。企業(yè)的成長性代表著企業(yè)有可持續(xù)發(fā)展能力和獲得持續(xù)增值的能力，體現(xiàn)出了企業(yè)的長期價值。主營業(yè)務(wù)收入增長率較高的企業(yè)，意味著其經(jīng)營效益較好，也意味著這種企業(yè)具有很好的成長性。因此，本文預(yù)期該變量與企業(yè)經(jīng)營效益存在正相關(guān)關(guān)系。本文選取的各指標(biāo)的具體情況如表1所示。

表1 變量符號及其釋義

五、計量方法與實(shí)證檢驗

（一）計量方法。Hansen(1999)提出門限回歸模型，該方法不同于一般非線性回歸模型，在不確定其非線性模型具體形式的情況下，模型門檻值及其個數(shù)完全由樣本數(shù)據(jù)本身所決定，是采用數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計計量的一種模型。門限回歸模型通過建立一個漸進(jìn)分布理論來確定待估計參數(shù)的置信區(qū)間，運(yùn)用bootstrap方法來估計門檻值的顯著性系數(shù)?；灸Ｐ腿缦滤?

其中，i表示上市公司，t表示時間。Yit為因變量，Nit為受門檻變量影響的解釋變量，Xit為除Nit外對因變量具有影響的其他解釋變量即控制變量，qit為門檻變量，γ為未知門檻值，λ1和λ2分別為門檻變量在qit≤r與qit≥r時解釋變量Nit對因變量Yit的影響系數(shù)。I(·)為示性函數(shù)，εit為隨機(jī)干擾項。

根據(jù)Hansen(1999)的門限回歸理論，若給定門檻回歸模型中的門檻值γ，則可以對模型的參數(shù)進(jìn)行估計，得到各解釋變量的系數(shù)值，從而得到殘差平方和S(γ)=ê(γ)'·ê(γ)。如果回歸中γ越接近門檻水平，則殘差平方和S(γ)就越小，因此，可以通過連續(xù)給出模型的候選門檻值γ，觀察模型殘差的變化，或通過最小化S(γ)來獲得γ的估計值，即γ*=argminS(γ)。

基于上述門檻回歸模型，為考察股權(quán)結(jié)構(gòu)是否影響研發(fā)投入績效，即股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司經(jīng)營效益的影響是否存在“門檻效應(yīng)”，根據(jù)研究需要和數(shù)據(jù)可得性，本文選用股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度兩項指標(biāo)來驗證本文可能存在的門檻效應(yīng)。

(二)實(shí)證結(jié)果

1.變量的描述性統(tǒng)計。我國國有上市公司2009-2013年相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、經(jīng)營績效以及股權(quán)集中度變量的描述性統(tǒng)計

從表2的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計可得，中國國有上市公司總資產(chǎn)收益率（ROA）均值達(dá)到2.36%，凈資產(chǎn)收益率（ROE）均值高于1%，最大值高達(dá)44.10%，體現(xiàn)了較好的企業(yè)經(jīng)營效益。研發(fā)支出強(qiáng)度（RD）均值僅為1.30%，最大值不到1%，說明中國上市公司的研發(fā)支出強(qiáng)度普遍偏低。公司規(guī)模(ASSET)的均值 154.2949億元，最大值為 1292.93億元，標(biāo)準(zhǔn)差為275.9052，說明中國上市公司規(guī)模較為懸殊。資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)值最高為96.95%，均值集中在57.07%，說明債務(wù)融資仍然是公司進(jìn)行融資的重要手段。主營業(yè)務(wù)收入增長率(GROWTH)值較高，所有的主營業(yè)務(wù)收入增長率的平均值達(dá)到3.17%，說明中國的上司公司具有持續(xù)的增值能力，企業(yè)經(jīng)營效益較好，具有較好的成長性。在考察企業(yè)股權(quán)集中度的指標(biāo)中，CR1值（第一大股東持股比例）最高為62.60%，均值為35.59%，說明大部分中國上市企業(yè)具有較高的股權(quán)集中度水平，第一大股東擁有公司較多的控制權(quán)。而CR10值（前十大股東持股比例）的最大值達(dá)到 95.17%，均值為49.92%，表明中國上市公司有較好的企業(yè)股權(quán)集中度，企業(yè)內(nèi)部其他大股東能擁有部分的企業(yè)控制權(quán)，有可能促使企業(yè)內(nèi)部形成良好的股東之間的監(jiān)督機(jī)制。企業(yè)內(nèi)幾大股東之間的股權(quán)制衡度(Z)的平均值達(dá)到0.17，說明中國上市公司各個大股東之間的股權(quán)制衡程度一般。

2.逐步回歸結(jié)果。在進(jìn)行門檻回歸之前，本文先進(jìn)行逐步回歸，以考察各控制變量和門檻變量對公司績效的影響。表3顯示的是研發(fā)支出對各國有上市公司企業(yè)績效的逐步回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，無論是否加入控制變量，表現(xiàn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投資的指標(biāo)對企業(yè)經(jīng)營效益的影響均是顯著的，表明企業(yè)的研發(fā)支出對企業(yè)的經(jīng)營效益是相當(dāng)重要的。企業(yè)的生存與發(fā)展依賴于企業(yè)的研發(fā)支出，這也驗證了本文的假設(shè)1。在回歸模型之中逐步加入相關(guān)的控制變量以及門檻變量之后，企業(yè)研發(fā)支出對公司經(jīng)營效益的影響系數(shù)發(fā)生了明顯的變化，組內(nèi)可決系數(shù)逐步增加，這在一定程度上說明股權(quán)結(jié)構(gòu)具有調(diào)節(jié)公司研發(fā)績效的作用。

表3 逐步回歸結(jié)果

3.門檻回歸結(jié)果。首先，我們進(jìn)行門檻效果檢驗，以確定門檻個數(shù)。本文依次設(shè)定了不存在門檻、一個門檻和兩個門檻進(jìn)行估計，得到F統(tǒng)計值和采用Bootstrap方法得出的P值(見表4)，表內(nèi)的統(tǒng)計指標(biāo)檢驗值說明，第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度都通過了5%的顯著性下雙重門檻檢驗，所以本文認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司研發(fā)績效可能存在單雙重門檻效應(yīng)。對模型內(nèi)的單雙重門檻估計值進(jìn)行顯著性檢驗，得到模型的門檻估計值和95%置信區(qū)間（見表4），第一大股東持股比例的兩個門檻值分別為0.226和0.346，股權(quán)制衡度的兩個門檻值分別為0.055和0.199（見表5）。

表4 門檻效果的自抽樣檢驗結(jié)果

由表4可知，無論是以股權(quán)集中度為門檻變量還是以股權(quán)制衡度為門檻變量，門檻效果的自抽樣檢驗結(jié)果都更加傾向于雙重門檻。因此本文選取雙重門檻模型進(jìn)行建模分析，門檻回歸結(jié)果如表5所示。

由表5可知，當(dāng)股權(quán)集中度低于0.226%時，研發(fā)支出對公司績效的影響系數(shù)為0.6948，而當(dāng)跨過這一門檻時，該項系數(shù)上升至5.7059，當(dāng)股權(quán)集中度跨越第二個門檻0.346時，該項系數(shù)下降為-0.1118。這說明股權(quán)集中度對研發(fā)績效存在明顯的門檻效應(yīng)，過高或過低的股權(quán)集中度都不利于正向調(diào)節(jié)研發(fā)支出對公司績效的影響，這與本文理論分析的預(yù)期基本一致。當(dāng)股權(quán)制衡度低于0.055時，研發(fā)支出對公司績效的影響系數(shù)為-7.6160，而當(dāng)跨過這一門檻時，該項系數(shù)上升至-1.6977，當(dāng)股權(quán)制衡度跨越第二個門檻0.199時，該項系數(shù)上升為0.1736。這說明股權(quán)制衡度對研發(fā)績效存在明顯的門檻效應(yīng)，股權(quán)制衡度越高越利于正向調(diào)節(jié)研發(fā)支出對公司績效的影響，這也與本文理論分析的預(yù)期一致。

表5 門檻回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

本文運(yùn)用2009-2013年中國國有上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗研發(fā)支出對公司績效的影響及其差異，并驗證了股權(quán)結(jié)構(gòu)在企業(yè)科技技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)經(jīng)營效益上的調(diào)節(jié)作用的門檻效應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn)，不管是以ROA還是ROE為表征的公司績效，研發(fā)支出對公司績效的影響都是顯著的①。在加入了股權(quán)結(jié)構(gòu)因素的約束條件后，公司的研發(fā)支出對公司績效的影響系數(shù)出現(xiàn)了明顯的變化。門檻回歸分析發(fā)現(xiàn)，中國上市公司研發(fā)績效的差異很大程度上受制于該公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異，即當(dāng)股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度跨過了各自的門檻時，研發(fā)支出對公司績效的影響會出現(xiàn)顯著的變化，說明股權(quán)結(jié)構(gòu)具有調(diào)節(jié)研發(fā)支出對公司績效的作用。

基于本文的研究結(jié)論，針對中國上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)提出以下建議:

(一)中國上市公司應(yīng)適當(dāng)保持公司股權(quán)集中。本文對2009-2013年中國上市公司的研究與Shleifer A.（1986）結(jié)論基本一致：股權(quán)集中度與企業(yè)績效正相關(guān)，企業(yè)股權(quán)集中度能正向調(diào)節(jié)企業(yè)的經(jīng)營效益33。由此可得，中國國有上市公司應(yīng)保持與公司內(nèi)外部環(huán)境相適應(yīng)的股權(quán)集中度。在企業(yè)進(jìn)行股權(quán)分置改革過程中，國有企業(yè)的國有股份減持應(yīng)尤為注意。適度的股權(quán)集中能夠有效地激勵大股東對經(jīng)理層進(jìn)行監(jiān)督，并提高其監(jiān)督水平，防止第二類代理問題的出現(xiàn)。這有利于保障股東的利益，有效減少代理成本，提升企業(yè)經(jīng)營績效。

(二)增加股權(quán)融資，實(shí)現(xiàn)適度的股權(quán)制衡。本文回歸分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的股權(quán)制衡度與企業(yè)經(jīng)營績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系。由此可得，中國國有上市公司應(yīng)建立適當(dāng)?shù)钠髽I(yè)治理機(jī)制，適當(dāng)分配各大股東對企業(yè)的控制權(quán)，形成企業(yè)內(nèi)部股東之間的制衡關(guān)系，使得大股東之間達(dá)到一種相互監(jiān)督、相互牽制的效應(yīng)，以防止企業(yè)產(chǎn)生的第一類代理問題，使企業(yè)績效能有效地穩(wěn)步提升。

(三)合理優(yōu)化企業(yè)財務(wù)結(jié)構(gòu)，提高資金使用效率。根據(jù)財務(wù)杠桿效應(yīng)理論，由于我國上市公司凈資產(chǎn)收益率與資產(chǎn)負(fù)債率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此為了充分發(fā)揮財務(wù)杠桿效應(yīng)，促進(jìn)我國上市企業(yè)經(jīng)營效益的提升，本文建議各公司可根據(jù)自身所處的市場環(huán)境，結(jié)合公司的發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)，適當(dāng)提高企業(yè)內(nèi)負(fù)債額，進(jìn)一步提高資產(chǎn)負(fù)債比例，獲取充分的財務(wù)杠桿效用，從而來提高企業(yè)股價，提高公司市場價值，進(jìn)而提升股東的收益。根據(jù)以往學(xué)者對資產(chǎn)負(fù)債率與總資產(chǎn)收益率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系的研究結(jié)論，本文亦建議各公司在增加企業(yè)負(fù)債額的同時，要注意保持合理的企業(yè)現(xiàn)金流量，充分活化企業(yè)現(xiàn)金流，根據(jù)企業(yè)自身發(fā)展需要合理地運(yùn)用企業(yè)資金，提高企業(yè)資金的使用效率，從而使總資產(chǎn)收益率穩(wěn)步上升，全面提升公司業(yè)績以及公司價值?！?/p>

注釋：

①本文以ROE為被解釋變量，以CR 10為門檻變量進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，得到了相似的結(jié)果。由于篇幅所限，在此不展示回歸結(jié)果。如有需要，歡迎向我們索取。

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