公司治理與R&D績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究

張秀萍　鐘晗

摘要：文章實(shí)證檢驗(yàn)了董事會(huì)治理、股東會(huì)治理、管理層治理及公司綜合治理水平對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效的影響，研究結(jié)果顯示：董事會(huì)治理對(duì)該類公司R&D績(jī)效促進(jìn)具有顯著的正向影響，是影響R&D績(jī)效高低的關(guān)鍵公司治理方面；股東會(huì)治理對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效具有較為顯著的正向影響，是影響該類公司R&D績(jī)效高低的重要公司治理方面，但管理層治理對(duì)R&D績(jī)效的正向影響作用不明顯；從整體上看，公司綜合治理水平對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效具有顯著的正向影響，因此進(jìn)一步從這三個(gè)方面健全和完善公司治理制度與治理機(jī)制，是激發(fā)公司研發(fā)活力、提升研發(fā)績(jī)效的重要途徑。

關(guān)鍵詞：公司治理；R&D績(jī)效；戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)；實(shí)證研究

一、 引言

本文以中國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)主板市場(chǎng)A股上市公司為研究對(duì)象，選取2008年～2013年上市公司樣本數(shù)據(jù)，采用主成分分析和多元回歸分析兩種計(jì)量方法，從股東會(huì)治理、董事會(huì)治理和管理層治理三個(gè)方面，通過構(gòu)建一個(gè)綜合公司治理因素來(lái)實(shí)證分析公司治理對(duì)R&D活動(dòng)績(jī)效的影響。本文的研究工作是對(duì)該領(lǐng)域已有研究的補(bǔ)充和豐富，以期能為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司進(jìn)一步優(yōu)化公司治理水平，不斷提高R&D活動(dòng)績(jī)效方面提供參考。

二、 研究設(shè)計(jì)

1. 樣本選取及數(shù)據(jù)來(lái)源。本文實(shí)證研究中關(guān)于公司樣本選擇的標(biāo)準(zhǔn)以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（2012）》（試行）為基礎(chǔ)，根據(jù)上市公司主營(yíng)產(chǎn)品和業(yè)務(wù)范圍來(lái)具體區(qū)分是否屬于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。本文選擇2008年之前在滬深A(yù)股主板市場(chǎng)上市的公司作為研究樣本，R&D績(jī)效指標(biāo)以2008年～2012年5年的樣本數(shù)據(jù)為研究區(qū)間，其他指標(biāo)數(shù)據(jù)時(shí)間區(qū)間為2009年～2013年，這與企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新周期相符，剔除ST和數(shù)據(jù)不完整的公司后，得到戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)樣本公司420家，研究樣本所有指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)自巨潮咨詢網(wǎng)、國(guó)泰君安數(shù)據(jù)庫(kù)公布的各公司年度年報(bào)和重大事項(xiàng)信息披露信息，合成數(shù)據(jù)通過EXCEL表格計(jì)算得到，數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計(jì)分析軟件為SPSS19.0。

2. 變量設(shè)定。

（1）被解釋變量—R&D績(jī)效PR&D。已有研究衡量R&D績(jī)效主要采用Tobit′Q、資產(chǎn)——價(jià)值方程等資本市場(chǎng)指標(biāo)，本文認(rèn)為公司R&D績(jī)效是從事研發(fā)活動(dòng)直接成果產(chǎn)出的效率，而不是一種企業(yè)綜合績(jī)效表現(xiàn)，這類指標(biāo)主要側(cè)重于衡量公司整體經(jīng)營(yíng)績(jī)效，所以采用公司年度新增專利技術(shù)PR&D來(lái)衡量R&D績(jī)效。由于研發(fā)投入產(chǎn)出具有一定滯后性，選取滯后一期新增專利技術(shù)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于財(cái)務(wù)報(bào)告附注無(wú)形資產(chǎn)明細(xì)數(shù)據(jù)整理獲得。

（2）解釋變量—公司治理因素CGI。公司治理機(jī)制可以分為內(nèi)部機(jī)制與外部機(jī)制，內(nèi)部機(jī)制包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)、高管人員薪酬等機(jī)制，因?yàn)橥獠恐卫頇C(jī)制更多地是取決于一國(guó)政治法律生態(tài)環(huán)境，對(duì)整個(gè)資本市場(chǎng)具有同質(zhì)性，不同公司間的治理差異內(nèi)部機(jī)制，所以本研究主要關(guān)注內(nèi)部治理方面。因此，本研究公司治理因素包括股東會(huì)治理、董事會(huì)治理和管理層治理三個(gè)方面：①股東會(huì)治理 衡量指標(biāo)有第一大股東持股比例x1、第一大股東性質(zhì)x2（是否國(guó)有控股，是取1，不是取0）、流通股比例x3、股東大會(huì)年度次數(shù)x4；②董事會(huì)治理BGI衡量指標(biāo)有董事會(huì)規(guī)模x5（取值董事會(huì)成員數(shù)量）、獨(dú)立董事比例x6、董事會(huì)年度會(huì)議次數(shù)x7、董事長(zhǎng)學(xué)歷x8（大專以下、本科、碩士、博士學(xué)歷分別取值1、2、3、4）、董事會(huì)人員持股比例x9和前三名董事平均薪酬x10；③管理層治理MGI衡量指標(biāo)有總經(jīng)理年齡x11、總經(jīng)理學(xué)歷x12（變量取值同x8）、經(jīng)理層平均薪酬 x13、經(jīng)理層持股比例x14、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兼任x15（兩職兼任取值1，兩職分離取0）。

（3）控制變量。①公司規(guī)模Size，規(guī)模越大的公司，越能調(diào)集更多資源支持R&D活動(dòng)，且大公司存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)，這可能會(huì)影響R&D投入與績(jī)效的關(guān)系。所以本研究選擇公司規(guī)模作為控制變量，用總資產(chǎn)規(guī)模度量公司規(guī)模，以總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)作為公司規(guī)模替代變量；②融資結(jié)構(gòu)Sev，由于債務(wù)融資相對(duì)于股權(quán)融資具有明顯的避稅效應(yīng)，因此，對(duì)公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)變異程度反映較為強(qiáng)烈，因此，將融資結(jié)構(gòu)作為控制變量，用債務(wù)融資與權(quán)益融資比率作為公司融資結(jié)構(gòu)的替代變量；③公司年齡Old，公司存續(xù)時(shí)間越長(zhǎng)，公司信譽(yù)就越高，越能吸引關(guān)注，能極大提高投資者和消費(fèi)者價(jià)值期望，影響公司R&D活動(dòng)資源投入。

3. 研究方法。為了更全面、更深入分析公司治理對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效的影響，本研究采用主成分分析和多元回歸分析兩種計(jì)量方法來(lái)探討該問題。首先采用主成分分析法分別尋找股東會(huì)治理、董事會(huì)治理和管理層治理三個(gè)方面替代指標(biāo)的線性組合，得到各個(gè)方面的一個(gè)綜合衡量值，來(lái)反映股東會(huì)治理、董事會(huì)治理和管理層治理的治理水平，再尋找所選擇的三個(gè)方面的替代指標(biāo)的最大線性組合，構(gòu)建一個(gè)總的公司治理衡量值，用這三個(gè)主成分及主成分綜合值來(lái)建立多元回歸模型。

（1）主成分分析步驟。主成分分析法是一種用于提取關(guān)鍵性的權(quán)重指標(biāo)的多元統(tǒng)計(jì)方法，其原理是通過線性變換把原來(lái)q個(gè)相關(guān)變量指標(biāo)轉(zhuǎn)化為一組互不相關(guān)的指標(biāo)線性組合即主成分Fi，主成分F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)q互不相關(guān)，e2k1+e2k2+…+e2qq=1，根據(jù)方差貢獻(xiàn)率的大小確定原始變量線性組合的第1，第2，…，第p個(gè)主成分，在主成分選擇上，一般取累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)75%以上的前幾個(gè)主成分應(yīng)用于實(shí)際分析過程，從而達(dá)到簡(jiǎn)化系統(tǒng)結(jié)構(gòu)的效果。最后，可依據(jù)主成分得分系數(shù)矩陣的單個(gè)主成分得分乘以其方差貢獻(xiàn)率與總方差貢獻(xiàn)率的比率，以此比率進(jìn)行主成分加權(quán)平均求和，得到主成分綜合得分系數(shù)，具體計(jì)算公式如下：

F=z1F1+z2F2+z3F3（1）

式中，z1，z2，z3為方差貢獻(xiàn)率與總方差比率，F(xiàn)為主成分綜合得分系數(shù)。

（2）多元回歸模型構(gòu)建。由于提取主成分互不相關(guān)，可用提取的主成分作為解釋變量，結(jié)合本研究的被解釋變量和控制變量，構(gòu)建多元回歸模型方程，方程式如下：

PR&D=？茁0+？茁1F1+？茁2F2+？茁3F3+？茁4Size+？茁5Sev+？茁6Old+？著（2）

PR&D=？茁0+？茁7F+？茁8Size+？茁9Sev+？茁10Old+？著（3）

式中，PR&D是R&D績(jī)效的替代變量新增專利技術(shù)數(shù)，？茁0～？茁10是模型估計(jì)參數(shù)，Size代表公司規(guī)模，Sev代表融資結(jié)構(gòu)，Old是公司年齡，？著是回歸模型殘差。

三、 實(shí)證結(jié)果及分析

在對(duì)公司治理因素包括股東會(huì)治理、董事會(huì)治理和管理層治理三個(gè)方面的指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分提取之前，首先要進(jìn)行適度性檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)選取的變量指標(biāo)數(shù)據(jù)是否適合主成分分析。在適度性檢驗(yàn)時(shí)，為消除不同量綱的干擾，先要對(duì)原始指標(biāo)數(shù)據(jù)做標(biāo)準(zhǔn)化處理，處理方法是ZXi=（xi-？滋i）/？滓i，？滋i為均值，？滓i為標(biāo)準(zhǔn)差。目前，主要通過計(jì)算KMO值和Bartlett球形度檢驗(yàn)值來(lái)驗(yàn)證。一般KMO值介于[0，1]之間，值越接近于1，表示變量之間關(guān)聯(lián)越強(qiáng)，越適合進(jìn)行主成分分析；Bartlett球形度檢驗(yàn)顯著性越高，越適合做主成分分析。本研究采用SPSS19.0對(duì)15個(gè)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)計(jì)算的KMO值為0.783，接近于0.8，Bartlett球形度檢驗(yàn)值是891.271，顯著性概率sig.值為0.000，在1%的顯著性水平下檢驗(yàn)顯著，說(shuō)明變量指標(biāo)之間具有很高的相關(guān)性，采用主成分分析是可行的。

采用SPSS19.0進(jìn)行主成分分析，提取代表公司治理因素指標(biāo)大部分信息的主成分，可以得到原始變量相關(guān)系數(shù)矩陣的初始特征根、提取平方和載荷總額。本研究以特征根大小來(lái)決定需要保留的主成分個(gè)數(shù)，一般特征根越大，其所對(duì)應(yīng)的主成分代表的指標(biāo)信息就越多，因此，取特征根大于1的主成分。結(jié)果顯示前3個(gè)成份的特征根最小值為1.052，大于1，方差貢獻(xiàn)率分別為42.693%、30.269%和22.350%，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為95.312%，這三個(gè)主成份合計(jì)反映原指標(biāo)的信息量超過95%，基本上反映了原始指標(biāo)的數(shù)據(jù)信息，所以取前三個(gè)個(gè)主成分可以較好地代表戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的公司治理情況。

根據(jù)初始成份載荷矩陣，進(jìn)一步分析得到戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)的公司治理因素主成分載荷系數(shù)矩陣，也即主成分得分矩陣。根據(jù)分析結(jié)果可知，第一主成分F1中獨(dú)立董事比例x6、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)x7和董事會(huì)人員持股比例 x9的系數(shù)絕對(duì)值較大，分別為0.817、0.855、0.841，確定為反映戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司董事會(huì)治理狀況的主成分；第二主成分F2中第一大股東持股比例x1、股東大會(huì)次數(shù)x4和第一大股東性質(zhì)x2三個(gè)指標(biāo)的成分系數(shù)絕對(duì)值較大，分別為0.837、0.893、0.786，確定為反映戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司股東會(huì)治理狀況的主成分；第三主成分F3中總經(jīng)理學(xué)歷x12、經(jīng)理層平均薪酬x13和經(jīng)理層持股比例x14的成分系數(shù)絕對(duì)值較大，分別為0.897、0.855、0.798，確定為反映戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司管理層治理狀況的主成分?；诒疚臉?gòu)建多元回歸分析模型的需要，利用標(biāo)準(zhǔn)化的原始指標(biāo)數(shù)據(jù)和主成分系數(shù)矩陣，可以得到主成分F1、F2、F3的計(jì)算表達(dá)式，具體如下：

F1=0.234x1+0.517x2+0.272x3+0.155x4-0.705x5+0.817x6+

0.855x7-0.790x8+0.841x9+0.570x10+0.394x11-0.262x12-

0.085x13-0.235x14-0.038x15（4）

F2=0.837x1+768x2+0.616x3+0.893x4-0.254x5+0.227x6+

0.250x7+0.011x8+0.092x9-0.130x10-0.186x11+0.016x12+

0.135x13+0.545x14+0.345x15（5）

F3=0.123x1-0.088x2-0.367x3+0.017x4+0.553x5-0.177x6-

0.097x7+0.466x8+0.037x9+0.169x10+0.642x11-0.897x12+

0.855x13+0.798x14+0.069x15（6）

在（5）式～（7）式中，xi均為標(biāo)準(zhǔn)化的原始指標(biāo)數(shù)據(jù)，主成分受指標(biāo)影響的程度可以通過指標(biāo)系數(shù)絕對(duì)值的大小來(lái)判斷，表達(dá)式組合中系數(shù)絕對(duì)值較大的指標(biāo)決定了主成分所代表的經(jīng)濟(jì)含義。結(jié)合表1中的情況，可知主成分F1的方差貢獻(xiàn)率最大，為42.693%，董事會(huì)治理狀況是影響戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司綜合公司治理水平的最重要因素，是衡量公司治理作用的關(guān)鍵因素；主成分F2及F3所代表的股東會(huì)治理因素和管理層治理因素分別解釋了原始變量30.269%和22.350%的信息，說(shuō)明兩者是影響綜合公司治理水平的重要因素。為進(jìn)一步考察公司綜合治理水平對(duì)R&D績(jī)效的影響，在上述各主成分表達(dá)式計(jì)算結(jié)果基礎(chǔ)上，以各主成分方差貢獻(xiàn)率與總方差的比率為權(quán)重，構(gòu)建一個(gè)綜合公司治理水平變量，公式如下：

F=42.693%F1+30.269%F2+22.350%F3（7）

最后，通過上述過程計(jì)算出的主成分F1、F2、F3及公司綜合治理水平變量F，利用多元回歸模型（3）和（4）采用最小二乘估計(jì)法（OLS）對(duì)公司治理與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效的關(guān)系及影響作用進(jìn)行實(shí)證研究，模型回歸結(jié)果如下：

PR&D=0.015 7+0.826 4F1+0.163 5F2+0.036 6F3+0.062 4Size+

t=（9.037） （2.319） （1.037） （0.071 3）

0.047 2Sev-0.011 3Old+？著（8）

（3.898） （-2.215）

R2=0.063 F=19.711

PR&D=0.024 1+0.275 5F+0.851 3Size+0.507 1Sev-0.050 9Old+？著

t=（5.464） （2.309） （4.915） （-0.634）（9）

R2=0.453 F=10.292

方程（8）與（9）的整體回歸的顯著性檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，表明兩個(gè)方程所選取公司治理因素與R&D績(jī)效之間有顯著的線性相關(guān)關(guān)系，所構(gòu)建的實(shí)證回歸方程整體上顯著的，可決系數(shù)R2值均在0.5左右，表明所建回歸方程的擬合優(yōu)度能夠滿足分析研究的需要，公司治理能夠較好解釋戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效的變異程度。

結(jié)合主成分分析結(jié)果，從董事會(huì)治理、股東會(huì)治理和管理層治理三個(gè)主成分回歸結(jié)果看，方程（8）中董事會(huì)治理主成分的估計(jì)參數(shù)值為0.826 4，且在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明董事會(huì)的治理狀況對(duì)R&D績(jī)效局有顯著的正向影響，這種影響作用中的關(guān)鍵性治理要素包括董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事會(huì)人員持股比例和獨(dú)立董事比例，特別是董事會(huì)整體治理水平的提升能夠增強(qiáng)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)績(jī)效，提高新技術(shù)、新產(chǎn)品的研發(fā)革新頻率及轉(zhuǎn)化效率；股東會(huì)治理主主成分的估計(jì)參數(shù)在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，且參數(shù)值大于零，表明股東會(huì)的治理對(duì)公司R&D績(jī)效有較為顯著的正向影響，股東會(huì)治理中的第一大股東持股比例、股東大會(huì)會(huì)議次數(shù)和第一大股東性質(zhì)的影響權(quán)重較大，股東會(huì)整體治理的完善有利于公司R&D績(jī)效的提升；管理層治理主成分的回歸系數(shù)為正值，未通過給定水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明管理層治理對(duì)公司R&D績(jī)效有一定的正向影響，但作用效果不明顯，原因可能是戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司管理層治理制度與機(jī)制還不完善，尤其是經(jīng)理層薪酬、持股激勵(lì)未能有限發(fā)揮作用。方程（9）的結(jié)果顯示，回歸估計(jì)參數(shù)為0.275 5，在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說(shuō)明公司治理狀況對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效有顯著的正向影響，公司治理是影響該類公司研發(fā)績(jī)效的重要因素，尤其是公司治理中的董事會(huì)治理、股東會(huì)治理對(duì)公司R&D績(jī)效的促進(jìn)作用最為明顯。

四、 結(jié)論

本研究以我國(guó)2008年～2013年滬深A(yù)股主板市場(chǎng)的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司為研究樣本，采用主成分分析和多元回歸模型相結(jié)合的方法，實(shí)證檢驗(yàn)了董事會(huì)治理、股東會(huì)治理、管理層治理及公司綜合治理水平對(duì)該類上市公司R&D績(jī)效的影響，研究發(fā)現(xiàn)：從治理的單方面來(lái)看，董事會(huì)治理與R&D績(jī)效存在正相關(guān)關(guān)系，董事會(huì)治理對(duì)該類公司R&D績(jī)效促進(jìn)具有顯著的正向影響，是影響R&D績(jī)效高低的關(guān)鍵公司治理方面，在這方面董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事會(huì)人員持股比例和獨(dú)立董事比例因素是影響董事會(huì)治理狀況，進(jìn)而影響R&D績(jī)效的關(guān)鍵治理因素；股東會(huì)治理對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效具有較為顯著的正向影響，是影響該類公司R&D績(jī)效高低的重要公司治理方面，這種方面的影響作用主要取決于第一大股東持股比例、股東大會(huì)會(huì)議次數(shù)和第一大股東性質(zhì)等重要治理因素；管理層治理對(duì)R&D績(jī)效有一定正向影響，但作用不明顯，而這方面的作用有賴于經(jīng)理層薪酬、持股激勵(lì)等方面發(fā)揮作用；從整體上看，公司綜合治理水平對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司R&D績(jī)效具有顯著的正向影響，結(jié)果證實(shí)公司治理確實(shí)是影響公司研發(fā)績(jī)效、技術(shù)創(chuàng)新效率重要制度變量，因此進(jìn)一步健全和完善公司治理制度與治理機(jī)制，是激發(fā)公司研發(fā)活力、提升研發(fā)績(jī)效的重要途徑。

依據(jù)本文的研究結(jié)論，筆者認(rèn)為：第一、要強(qiáng)化董事會(huì)的受托責(zé)任，制定合理、有效的董事會(huì)成員激勵(lì)措施與勤勉盡責(zé)考核制度，發(fā)揮好董事會(huì)重大事項(xiàng)會(huì)議決策機(jī)制，探索建立董事會(huì)重大技術(shù)、產(chǎn)品研發(fā)審核委員會(huì)，發(fā)揮董事會(huì)對(duì)公司研發(fā)效率監(jiān)督作用；第二、建立合理的公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，降低第一大股東持股比例，引進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者，優(yōu)化股東大會(huì)股東代表結(jié)構(gòu)，搭建合理有效的股東大會(huì)會(huì)議投票機(jī)制，是股東有效監(jiān)督經(jīng)營(yíng)者短視行為，有效促進(jìn)公司R&D績(jī)效的提升；第三、強(qiáng)化并合理化對(duì)公司經(jīng)理層的激勵(lì)機(jī)制，在持股比例、合同薪酬、期權(quán)等方面合理配置，促使其自身利益公司化，使其關(guān)注技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)，促進(jìn)公司R&D績(jī)效的提升。

參考文獻(xiàn)：

[1] 胡慧芳.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的內(nèi)涵、屬性與新思維[J].東南學(xué)術(shù)，2014，（5）：97-104.

[2] 李秉祥，陳英.管理防御、R&D投入與公司治理機(jī)制關(guān)系研究[J].科研管理，2014，（70）：99-105.

[3] 陳效東，周嘉南.高管股權(quán)激勵(lì)與公司R&D支出水平關(guān)系研究[J].證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2014，（2）：33-41.

[4] 周杰，薛有志.公司內(nèi)部治理機(jī)制對(duì)R&D投入的影響[J].研究與發(fā)展管理，2008，（3）：1-8.

[5] 何強(qiáng)，陳松.我國(guó)上市公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)R&D投入的影響[J].系統(tǒng)管理學(xué)報(bào)，2009，（6）：612-619.

[6] 任海云.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投入關(guān)系的實(shí)證研究[J].中國(guó)軟科學(xué)，2010，（5）：126-135.

基金項(xiàng)目：中央民族大學(xué)研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目“公司治理、R&D投入與企業(yè)績(jī)效——基于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的實(shí)證”（項(xiàng)目號(hào)：K2014008）。

作者簡(jiǎn)介：張秀萍（1963-），女，漢族，山西省忻州市人，中央民族大學(xué)管理學(xué)院副院長(zhǎng)、教授、博士生導(dǎo)師，MBA中心主任，中國(guó)人民大學(xué)管理學(xué)博士，北京大學(xué)光華管理學(xué)院博士后，研究方向?yàn)榻M織與戰(zhàn)略；鐘晗（1989-），女，漢族，浙江省寧波市人，中央民族大學(xué)管理學(xué)院碩士生，研究方向?yàn)榻M織與戰(zhàn)略。

收稿日期：2015-05-16。