股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力

秦興俊,王柏杰

(1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院,山西 太原 030031;2.西北工業(yè)大學(xué)人文與經(jīng)法學(xué)院,陜西 西安 710072)

一、問題的提出

自Schumpeter[1]提出“創(chuàng)造性破壞”理論以來，創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步作為經(jīng)濟(jì)增長的重要因素日漸被重視。20世紀(jì)80年代，Romer[2]與Lucas[3]提出的新增長理論突破了新古典增長理論關(guān)于技術(shù)進(jìn)步外生的假設(shè)，強(qiáng)調(diào)技術(shù)進(jìn)步是內(nèi)生的，資本積累和創(chuàng)新都是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的重要力量。Romer[4]在動(dòng)態(tài)一般均衡框架下將創(chuàng)新、研發(fā)與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長聯(lián)系起來，奠定了Schumpeter增長理論的基礎(chǔ)。

技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新密切相關(guān)，而承擔(dān)創(chuàng)新的主體是企業(yè)家。張維迎和盛斌[5]指出企業(yè)家的兩個(gè)基本功能是：發(fā)現(xiàn)不均衡和創(chuàng)造不均衡。趙洪江等[6]認(rèn)為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有很大的風(fēng)險(xiǎn)性，企業(yè)需要大量并且長時(shí)期地投入經(jīng)濟(jì)資源支撐研發(fā)活動(dòng)，才有可能獲得本行業(yè)的能夠給企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢的核心技術(shù)。顯然，如何激勵(lì)企業(yè)家積極創(chuàng)新，如何設(shè)計(jì)一種合理的激勵(lì)制度鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新是企業(yè)管理理論與實(shí)踐面臨的重要課題，也可以說，鼓勵(lì)企業(yè)和企業(yè)家創(chuàng)新本質(zhì)上是公司治理問題。

傳統(tǒng)的公司治理關(guān)注如何“分蛋糕”，公司治理的另一個(gè)層面是創(chuàng)新，也即如何“做蛋糕”。理論上，魯桐和黨印[7]構(gòu)建了多任務(wù)情況下的“股東—經(jīng)理”模型和企業(yè)層面的最優(yōu)動(dòng)態(tài)創(chuàng)新投資模型。“股東—經(jīng)理”模型顯示，經(jīng)理在創(chuàng)新工作和基本工作上努力的邊際成本與其占據(jù)工作職位的代理收益有關(guān)，可見，經(jīng)理人符合“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)。此外，經(jīng)理在創(chuàng)新活動(dòng)中付出努力的邊際成本取決于在該活動(dòng)中擁有的邊際代理收益、創(chuàng)新活動(dòng)完成概率、創(chuàng)新產(chǎn)出的績效激勵(lì)系數(shù)、經(jīng)理的能力、經(jīng)理擁有的資源以及該工作面臨外部環(huán)境的有利程度等。如果經(jīng)理本身即是控股股東，其將擁有最大的創(chuàng)新動(dòng)力，創(chuàng)新的代理問題將不存在，因此，創(chuàng)新的最佳條件是經(jīng)理即股東。企業(yè)層面的最優(yōu)動(dòng)態(tài)創(chuàng)新投資模型表明，企業(yè)的當(dāng)期利潤和未來利潤與企業(yè)的最優(yōu)創(chuàng)新決策和公司治理質(zhì)量存在相關(guān)關(guān)系。從上述兩個(gè)模型顯示的結(jié)果中可以看出，公司創(chuàng)新的動(dòng)力源于創(chuàng)新的成本與收益之間的比較，但缺陷是企業(yè)的創(chuàng)新更多來自于基層員工，將企業(yè)的創(chuàng)新歸結(jié)于管理層是有失偏頗的。魯桐和黨印[7]進(jìn)一步對不同行業(yè)的公司治理與技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行了考察，按要素密集度將公司分為勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三類，相同點(diǎn)是大股東持股比例、基金持股比例和董事高持股比例對研發(fā)投入有正向影響，不同點(diǎn)是在資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)中，較高的董事薪酬激勵(lì)有利于創(chuàng)新活動(dòng)的開展，而且良好的市場化環(huán)境是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的外部推動(dòng)力。

理論界的相關(guān)學(xué)者就公司治理與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在的關(guān)系，主要在兩個(gè)方面展開研究：第一，政府干預(yù)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。陳昆玉[8]采用2006年國家開展創(chuàng)新試點(diǎn)工作之后的37家試點(diǎn)上市公司為樣本展開研究，發(fā)現(xiàn)樣本公司在入選創(chuàng)新試點(diǎn)企業(yè)后效果非常明顯，公司的創(chuàng)新產(chǎn)出短時(shí)間明顯得以增加，但公司的財(cái)務(wù)業(yè)績沒有隨著創(chuàng)新產(chǎn)出的增加而提高，因此，政府干預(yù)不能促進(jìn)企業(yè)構(gòu)建良性創(chuàng)新機(jī)制，也無法推動(dòng)企業(yè)的長期發(fā)展。第二，董事會(huì)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新。董事會(huì)作為企業(yè)的決策與領(lǐng)導(dǎo)機(jī)構(gòu)決定了企業(yè)的研發(fā)投入，進(jìn)而影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。影響董事會(huì)結(jié)構(gòu)的主要因素有：獨(dú)立董事比例，一般認(rèn)為獨(dú)立董事作為高學(xué)歷、高職稱及專家的代表，他們更傾向于鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新；國有產(chǎn)權(quán)比例，一般認(rèn)為國有產(chǎn)權(quán)比例過高不利于企業(yè)創(chuàng)新；股權(quán)變動(dòng)程度，股權(quán)變動(dòng)過大意味著企業(yè)的穩(wěn)定性不高，不利于企業(yè)長期研發(fā)的持續(xù)投入；監(jiān)事會(huì)作用，監(jiān)事會(huì)對董事會(huì)和經(jīng)理層有監(jiān)督作用，監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)的多少與企業(yè)創(chuàng)新密切相關(guān)。

二、文獻(xiàn)回顧與基本假設(shè)

(一)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力

借鑒葛蓉蓉[9]的研究，本文將從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度和股權(quán)變動(dòng)三個(gè)層面來進(jìn)行分析。

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)即國有股權(quán)和民營股權(quán)在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力之間的差異。傅傳銳[10]通過實(shí)證研究，檢驗(yàn)智力資本價(jià)值創(chuàng)造效率與公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、治理機(jī)制的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高管激勵(lì)與股權(quán)治理能使企業(yè)的智力資本價(jià)值創(chuàng)造效率顯著提升；與民營企業(yè)相比，國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)拉低了國有企業(yè)的智力資本價(jià)值創(chuàng)造效率，并弱化了公司治理機(jī)制對智力資本治理的有效性。2006年，國務(wù)院部署開展創(chuàng)新型企業(yè)試點(diǎn)工作。陳昆玉[8]通過研究試點(diǎn)企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新活動(dòng)與公司業(yè)績之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)這些企業(yè)入選試點(diǎn)后，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出得到顯著增加，但公司業(yè)績并沒有隨著創(chuàng)新產(chǎn)出的增加而提高。由此可以說明，政府干預(yù)不能促進(jìn)企業(yè)構(gòu)建良性創(chuàng)新機(jī)制，也無法推動(dòng)企業(yè)的長期發(fā)展。杜瑞等[11]研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)競爭優(yōu)勢正相關(guān)，考慮股權(quán)的二元性時(shí)，混合股權(quán)中的混合程度越高，越有利于企業(yè)發(fā)揮競爭優(yōu)勢，提升技術(shù)創(chuàng)新能力；同時(shí)，應(yīng)當(dāng)注意當(dāng)管理層權(quán)力過大時(shí)，將不利于混合股權(quán)協(xié)同作用的充分發(fā)揮。

2.股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系

本文用大股東占全部股東的比例即股權(quán)集中度，來衡量大股東是否侵占中小股東的利益，進(jìn)而是否對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。呂新軍[12]研究發(fā)現(xiàn)，公司股權(quán)集中度的提高、股權(quán)制衡力的增強(qiáng)以及高管激勵(lì)政策的實(shí)施，有助于提升公司的治理效率；國有上市公司的治理效率普遍低于非國有上市公司，但二者之間的差距在逐步縮小。

3.股權(quán)變動(dòng)與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系

股權(quán)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，易導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營狀況出現(xiàn)波動(dòng)，尤其是大股東持股比例的變更導(dǎo)致企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的變化時(shí)，更會(huì)造成企業(yè)的異常波動(dòng)，這不利于企業(yè)進(jìn)行長期的技術(shù)革新與創(chuàng)新研發(fā)的穩(wěn)定投入?；谏鲜龇治?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：國有產(chǎn)權(quán)上市公司的技術(shù)創(chuàng)新能力比民營產(chǎn)權(quán)上市公司的技術(shù)創(chuàng)新能力弱。

假設(shè)2：股權(quán)集中度越高，上市公司的技術(shù)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，但企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力隨著股權(quán)集中度的提高而下降，即存在倒U型關(guān)系。

假設(shè)3：股權(quán)結(jié)構(gòu)變動(dòng)不利于上市公司技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

(二)董事會(huì)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力

董事會(huì)在企業(yè)擁有最高的決策權(quán)力，在企業(yè)的重大決策中起關(guān)鍵作用，在決定企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力方面也同樣如此。在雙重委托代理關(guān)系下，董事會(huì)治理是公司治理的核心。從Pfeffer[13]開始研究董事會(huì)治理的近幾十年中，董事會(huì)特征、董事會(huì)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)組成以及董事會(huì)程序是國內(nèi)外學(xué)者主要研究的四個(gè)維度。Fama 和Jensen[14]提出的資源依賴?yán)碚摰挠^點(diǎn)認(rèn)為董事被公司雇傭，董事要對公司負(fù)責(zé)，應(yīng)當(dāng)提供專業(yè)的咨詢以及生產(chǎn)和研發(fā)方面的決策建議。同時(shí)，董事也負(fù)有加強(qiáng)公司與外部環(huán)境交流與溝通的責(zé)任。Pfeffer 和Salancik[15]提出的代理理論認(rèn)為，董事會(huì)對股東大會(huì)負(fù)責(zé)，受股東大會(huì)的委托，討論并決定公司的重大戰(zhàn)略方案，日常的主要職責(zé)就是對企業(yè)高層管理者的經(jīng)營活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)督。曹廷求等[16]的研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)自主治理水平的提高能顯著促進(jìn)公司績效，董事會(huì)自主治理對績效的作用主要是董事會(huì)“獨(dú)立性”和“合規(guī)性”機(jī)制發(fā)揮了作用，不同股權(quán)集中類型公司的自主性治理水平對績效的促進(jìn)效應(yīng)存在差別。周婷婷[17]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)治理顯著推動(dòng)了公司的內(nèi)部控制建設(shè)，信息環(huán)境的變動(dòng)表現(xiàn)出正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，高層人事環(huán)境的變動(dòng)與產(chǎn)品市場競爭的變動(dòng)則主要發(fā)揮反向調(diào)節(jié)作用。

趙旭峰和溫軍[18]重點(diǎn)探討了公司董事會(huì)治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)公司的獨(dú)立董事占比與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新呈正相關(guān)關(guān)系；在企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入方面，獨(dú)立董事所占比重較高的企業(yè)明顯要比獨(dú)立董事所占比重較低的企業(yè)有更多的投入；董事會(huì)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；董事會(huì)股權(quán)激勵(lì)促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，董事會(huì)股權(quán)激勵(lì)的水平越高，則企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入就越多。馬連福等[19]從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角，以2010—2013年滬深兩市技術(shù)密集型上市公司為研究樣本，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)董事會(huì)的網(wǎng)絡(luò)位置會(huì)對技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)生顯著為正的積極影響，相比于國有企業(yè)，董事會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用更顯著；與市場化程度較低的地區(qū)相比，市場化程度較高地區(qū)的董事會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置對技術(shù)創(chuàng)新投入的提升作用更顯著。

楊典[20]指出，為保證董事會(huì)對股東大會(huì)負(fù)責(zé)，董事會(huì)所做的決策必須能夠維護(hù)公司和所有股東的正當(dāng)利益，因而有必要在董事會(huì)建立并完善有效的利益權(quán)力制衡機(jī)制，比如外部董事制度和內(nèi)部董事制度等。外部董事制度盡管在邏輯上有助于提升公司績效，但支撐這一觀點(diǎn)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)很難找到。實(shí)踐中，雖然外部董事并未有效提高公司績效，但對于渴望盡快同國際最佳慣例接軌、加速實(shí)現(xiàn)企業(yè)管理現(xiàn)代化的中國企業(yè)來說，在董事會(huì)中聘任外部獨(dú)立董事，既是企業(yè)治理上的需要，也是符合監(jiān)管政策的舉措。獨(dú)立董事制度作為一種制度安排，可以進(jìn)一步增強(qiáng)企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)。原因主要是，在正式制度相對欠缺的背景下，獨(dú)立董事的政治關(guān)聯(lián)可以作為正式制度的替代性機(jī)制，保護(hù)民營企業(yè)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)，幫助民營企業(yè)獲得所需的稀缺資源來推動(dòng)民營企業(yè)的創(chuàng)新，進(jìn)而促進(jìn)民營企業(yè)的發(fā)展。獨(dú)立董事一般為高級(jí)知識(shí)分子，富有遠(yuǎn)見和專業(yè)精神，他們可以使得公司決策更加科學(xué)?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：獨(dú)立董事制度提高了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

假設(shè)5：獨(dú)立董事占比高的上市公司的技術(shù)創(chuàng)新能力更強(qiáng)。

(三)監(jiān)事會(huì)會(huì)議與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力

監(jiān)事會(huì)的職責(zé)是獨(dú)立行使監(jiān)督公司業(yè)務(wù)執(zhí)行狀況、財(cái)務(wù)狀況和其他公司重大事務(wù)的權(quán)力機(jī)構(gòu)，是法律規(guī)定的股份公司必設(shè)的監(jiān)督機(jī)構(gòu)，是公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分。寧家耀和王蕾[21]認(rèn)為，監(jiān)事會(huì)行為強(qiáng)度是衡量其是否真正起到監(jiān)督作用的關(guān)鍵指標(biāo)。Vafeas[22]認(rèn)為，用董事會(huì)會(huì)議次數(shù)這一指標(biāo)來測度監(jiān)事會(huì)的監(jiān)督作用比較理想，理由是上市公司的董事會(huì)會(huì)議包括股東會(huì)議和監(jiān)事會(huì)議，監(jiān)事都會(huì)參加上述會(huì)議，并且調(diào)整董事會(huì)會(huì)議次數(shù)比改變企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)結(jié)構(gòu)來得更加容易而且成本更低。任云海[23]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)董事會(huì)召開會(huì)議的次數(shù)越多，會(huì)議的頻率越高，越能提高公司治理效率。因此，筆者認(rèn)為，發(fā)揮監(jiān)事會(huì)在董事會(huì)會(huì)議中的監(jiān)督作用，有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。基于此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，越有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量選取

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文選取的自變量、因變量和控制變量以及符號(hào)與度量如表1所示。

表1 變量定義及預(yù)期符號(hào)

(二)計(jì)量模型

1.模型建立

本文構(gòu)建基本模型如下：

為了準(zhǔn)確度量企業(yè)研發(fā)支出總額、研發(fā)支出強(qiáng)度和研發(fā)支出增長率三個(gè)被解釋變量與解釋變量董事會(huì)結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和股東會(huì)議情況，我們將模型(1)具體細(xì)化為：

其中，t和i分別表示上市公司年份和序號(hào)；ε和α分別表示誤差項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)。

2.研究方法

本文選取的變量有兩個(gè)特點(diǎn)：一是被解釋變量具有動(dòng)態(tài)性，企業(yè)的研發(fā)投入作為一個(gè)流量概念易受上一期研發(fā)支出的影響；二是小樣本性質(zhì)，樣本容量偏小可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)量不一致，即一致性問題。解決變量流量特性的通行做法，是將研發(fā)支出的滯后一期值作為解釋變量加入到估計(jì)模型中，這樣做的缺點(diǎn)是容易導(dǎo)致多重共線性，因而使用傳統(tǒng)的OLS估計(jì)方法會(huì)導(dǎo)致有偏性和不一致現(xiàn)象，通過尋找工具變量(IV)或采用廣義矩(GMM)可以有效解決多重共線性問題。小樣本估計(jì)同樣容易導(dǎo)致估計(jì)有偏性。因此，尋找合適的工具變量和選擇恰當(dāng)?shù)墓烙?jì)方法是消除多重共線性及估計(jì)偏誤的關(guān)鍵。選用研發(fā)支出的滯后一期值作為工具變量，能夠解決企業(yè)研發(fā)支出的流量特性?？紤]到樣本數(shù)據(jù)采用的是2010—2014年94家上市公司的面板數(shù)據(jù)，故采用廣義矩(GMM)估計(jì)方法。識(shí)別工具變量有效性的方法主要有兩種：一是Sargan檢驗(yàn)；二是通過AR(1)和AR(2)檢驗(yàn)來識(shí)別殘差序列是否存在序列相關(guān)性。進(jìn)一步，廣義矩估計(jì)方法可分為系統(tǒng)廣義矩估計(jì)和差分廣義矩估計(jì)。通過比較，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法相對差分廣義矩估計(jì)方法更能有效解決弱工具變量問題，故本文使用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果解析

(一)數(shù)據(jù)來源與說明

由于我國現(xiàn)行的會(huì)計(jì)制度與上市公司披露格式，對企業(yè)研發(fā)支出沒有硬性規(guī)定和統(tǒng)一要求，各主要金融數(shù)據(jù)庫對上市公司治理結(jié)構(gòu)相關(guān)數(shù)據(jù)的披露也不一致，為了盡量解決數(shù)據(jù)差異造成的估計(jì)偏誤，本文選用了94家在深圳交易所上市的公司信息披露情況較一致的公司2010—2014年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，共得到380個(gè)觀測值。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。

(二)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(N=380)

由表2的相關(guān)數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn),被解釋變量的差異較大。從研發(fā)支出總額來看，94家上市公司平均支出為1.07億元，最大值為34.86億元，標(biāo)準(zhǔn)差為0.36億元；從研發(fā)支出強(qiáng)度來看，均值為0.04，最大值為0.73，最小值為0.00；從研發(fā)支出增長率來看，均值為0.42，最小值為0.00，最大值為585.40，但標(biāo)準(zhǔn)差為65.87。可見，從被解釋變量的數(shù)據(jù)分布來看，企業(yè)的研發(fā)投入是一個(gè)流量。在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，94家上市公司中，國有產(chǎn)權(quán)平均值為0.04，說明民營企業(yè)的比重較大；前三大股東的平均值為0.45，前十大股東的平均值為0.54，說明股權(quán)比較集中；股權(quán)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的平均幅度為0.15，說明股權(quán)并不穩(wěn)定。在董事會(huì)結(jié)構(gòu)方面，獨(dú)立董事的平均比例為0.37，說明獨(dú)立董事占比接近2/5，在上市公司的決策中起著較重要的作用；兩職合一的平均值為0.70，說明70%的上市公司董事長和總經(jīng)理為同一人，有利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。在監(jiān)事會(huì)會(huì)議方面，監(jiān)事會(huì)會(huì)議平均次數(shù)是9.44次，不同公司每年召開的監(jiān)事會(huì)會(huì)議的次數(shù)存在較大差異。

表3為本文所有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣。從變量間的相關(guān)系數(shù)看，變量相關(guān)系數(shù)值都不大，說明在模型中的各變量之間不會(huì)存在可能影響研究結(jié)果的多重共線性。

表3 變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*表示10%的顯著性水平,Gbjg表示股本結(jié)構(gòu)變動(dòng)。

表4動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計(jì)回歸結(jié)果模 型模型(2)模型(3)模型(4)因變量YzzeYzqdYzzzlInNovt-10.58???0.48???0.33???Gvcq-0.03??-0.08???-0.04One0.07?0.02???0.16?One20.08?0.06??0.01??Ten-0.08???0.08??0.35Gqjg-0.02???-0.00?-0.26??Dlds0.06??0.02?0.07??Lzhy0.04?0.00??-0.06??Jsh0.01?0.01??0.08?Α(常數(shù)項(xiàng))0.57???-0.48???0.36???Sargan檢驗(yàn)P值0.330.510.44AR(1)檢驗(yàn)P值0.020.050.03AR(2)檢驗(yàn)P值0.840.620.71樣本量364364364 注:采用STATA12.0估計(jì)輸出結(jié)果;???、??和?分別表示檢驗(yàn)參數(shù)在1%、5%和10%的置信水平下拒絕顯著為零的原假設(shè);AR(1)檢驗(yàn)的原假設(shè)為模型殘差序列差分后不存在一階的序列相關(guān)性,AR(2)檢驗(yàn)的原假設(shè)為模型殘差序列差分后不存在二階的序列相關(guān)性,說明模型的設(shè)計(jì)是有效的。(三)系統(tǒng)廣義矩估計(jì)及結(jié)果解析表4為模型(2)—模型(4)的回歸結(jié)果。從AR(1)和AR(2)的檢驗(yàn)結(jié)果來看,各回歸模型的殘差序列存在一階序列相關(guān),由此可以表明,我們采用一階自回歸動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)是可行的,工具變量采用被解釋變量滯后一期的值也是有效的。由此,根據(jù)模型各項(xiàng)評價(jià)估計(jì)指標(biāo)的結(jié)果來分析,本文的估計(jì)結(jié)果是有效的。從表4的估計(jì)結(jié)果可知,在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)特征與持續(xù)投入方面,從模型(2)、模型(3)和模型(4)的回歸結(jié)果來看,企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的滯后一期對本期有正向促進(jìn)作用,且都在1%置信水平下顯著,說明企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有動(dòng)態(tài)特征,且需要持續(xù)的研發(fā)投入;在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面,國有產(chǎn)權(quán)比率對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用為負(fù),且在模型(2)和模型(3)中顯著,說明國有產(chǎn)權(quán)不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,支持了假設(shè)1。大股東持股比例顯著促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,說明股權(quán)集中度越高,越容易增加研發(fā)支出。從大股東的平方項(xiàng)來看,仍然是顯著為正,說明股權(quán)集中度與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新并不存在倒U型關(guān)系, 與假設(shè) 2

相悖。股權(quán)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的負(fù)向作用，說明股權(quán)變動(dòng)不利于技術(shù)創(chuàng)新，支持了假設(shè)3；在董事會(huì)結(jié)構(gòu)方面，獨(dú)立董事對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向促進(jìn)作用，說明獨(dú)立董事對企業(yè)長期發(fā)展和持續(xù)創(chuàng)新有積極的促進(jìn)作用，加上獨(dú)立董事具有專業(yè)性、高學(xué)歷和高職稱等特點(diǎn)，獨(dú)立董事正向提高了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，支持了假設(shè)4和假設(shè)5。董事長和總經(jīng)理兩職合一對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向促進(jìn)作用，這與陳守明等[24]研究結(jié)論相一致。董事長與總經(jīng)理兩職合一被認(rèn)為是解決委托—代理難題的制度安排，可以使管理者更加關(guān)注公司的長期發(fā)展從而增加企業(yè)的研發(fā)投入，由于本文的樣本多數(shù)為民營性質(zhì)的上市公司，可以說兩職合一有利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新；在監(jiān)事會(huì)作用方面，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新為顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明發(fā)揮董事會(huì)會(huì)議與監(jiān)事會(huì)會(huì)議的監(jiān)督作用有利于企業(yè)做出長期發(fā)展和持續(xù)創(chuàng)新的決策，支持了假設(shè)6。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文利用動(dòng)態(tài)GMM模型分析了公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。但也有部分文獻(xiàn)，如魯桐和黨印[7]以及李勝蘭等[25]在研究此類問題時(shí)采用了靜態(tài)模型。借鑒上述文獻(xiàn)的做法，本文進(jìn)一步采用靜態(tài)模型對結(jié)果予以進(jìn)一步檢驗(yàn)，以保證本文結(jié)論的穩(wěn)健性。此外，為準(zhǔn)確分析股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新能力之間是否存在倒U型的非線性關(guān)系，本文分別構(gòu)建模型(5)和模型(6)。在這兩個(gè)模型中，以企業(yè)研發(fā)支出總額和研發(fā)支出增長率為被解釋變量，以董事會(huì)結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)會(huì)議次數(shù)為解釋變量，并選用營業(yè)收入、每股基本收益、權(quán)益乘數(shù)、現(xiàn)金比率、營業(yè)周期、固定資產(chǎn)投資擴(kuò)展率為控制變量，以判斷企業(yè)的盈利能力和存續(xù)時(shí)間長短等變量對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CASMAR)，時(shí)間跨度為2010—2014年。

具體的估計(jì)模型如下：

表5給出了企業(yè)研發(fā)支出總額和增長率與公司治理結(jié)構(gòu)的分析結(jié)果。

表5 研發(fā)支出總額和增長率與公司治理結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值。

從表5的回歸結(jié)果可以看出，模型(5)和模型(6)的LM檢驗(yàn)結(jié)果均認(rèn)為應(yīng)采用能反映個(gè)體特性的固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，而不應(yīng)該使用混合回歸。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果則表明，樣本個(gè)體不可觀測的異質(zhì)性與某個(gè)解釋變量存在相關(guān)關(guān)系，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)要優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。因而，采用固定效應(yīng)模型是合理有效的。

從表5的估計(jì)結(jié)果來看，企業(yè)的董事會(huì)結(jié)構(gòu)中，獨(dú)立董事比例顯著正向影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力；董事長和總經(jīng)理兩職合一的效應(yīng)盡管并不顯著但回歸系數(shù)為正，企業(yè)的兩職合一促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。股東會(huì)會(huì)議次數(shù)顯著正向影響了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，但從股權(quán)結(jié)構(gòu)來看，模型(5)和模型(6)得出的結(jié)果恰恰相反且都不顯著。從第一大股東的平方估計(jì)結(jié)果來看，模型(5)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明公司研發(fā)支出的增長與股權(quán)集中度呈倒U型關(guān)系，也說明股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力存在著倒U型的非線性關(guān)系，適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中度能夠促進(jìn)創(chuàng)新。另外，從控制變量來看，營業(yè)收入、每股基本收益和營業(yè)周期對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著的影響，說明企業(yè)良好的經(jīng)營狀況和較長的經(jīng)營時(shí)間對技術(shù)創(chuàng)新有積極作用。

六、結(jié) 論

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是技術(shù)進(jìn)步的源泉和推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。本文從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)和監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)三個(gè)維度來探討公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性?？紤]到企業(yè)研發(fā)投入是一個(gè)存量，易受到前期研發(fā)投入的影響，在被解釋變量的選擇上，除了采用研發(fā)投入總量和研發(fā)投入強(qiáng)度等通常做法外，還把企業(yè)研發(fā)支出增長率指標(biāo)引入模型，以更加準(zhǔn)確地衡量企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的投入力度。通過選取2010—2014年深交所94家上市公司的統(tǒng)計(jì)樣本，本文采用系統(tǒng)廣義矩模型估計(jì)了公司治理機(jī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明，公司的獨(dú)立董事占比、兩職合一以及監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)對企業(yè)的研發(fā)支出總額與研發(fā)強(qiáng)度能夠起到顯著的正向促進(jìn)作用，國有股比例、股本結(jié)構(gòu)變動(dòng)與研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)研發(fā)支出總量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，公司股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度、企業(yè)研發(fā)支出總量呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系。由此可以說明，上市公司的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的自我強(qiáng)化機(jī)制。

研究還發(fā)現(xiàn)，以研發(fā)支出增長率作為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果與另外兩個(gè)指標(biāo)相比，存在一定程度的差異。首先，企業(yè)研發(fā)支出增長率的提高受到公司所有者本身與公司經(jīng)營者主體對企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展重視程度的制約，因而研發(fā)支出增長率與股權(quán)集中度之間沒有呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系，隨著股權(quán)集中度的提高，企業(yè)研發(fā)支出的增長率也隨之提高。其次，企業(yè)董事長與總經(jīng)理兩職合一時(shí)，擔(dān)任公司總經(jīng)理的董事長也需要好的經(jīng)營業(yè)績來證明其優(yōu)秀的管理能力，因而考慮更多的是短期利益，不會(huì)持續(xù)長期進(jìn)行R&D投入。拋開其它因素，對于研發(fā)強(qiáng)度和研發(fā)支出總量來說，當(dāng)股權(quán)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生波動(dòng)時(shí)，會(huì)對企業(yè)的研發(fā)支出增長率產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，上述結(jié)論通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。