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    政府補貼、創(chuàng)新投資與公司價值
    ——兼論股權集中度的調節(jié)作用

    2018-11-26 06:40:10教授程鴻雁
    財會月刊 2018年20期
    關鍵詞:集中度補貼效應

    劉 博,劉 振(教授),程鴻雁

    一、引言

    十八大以來,我國加快實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略,但由于市場失靈,技術創(chuàng)新的溢出效應導致作為承擔創(chuàng)新重要主體的企業(yè)創(chuàng)新投資不足和存在“搭便車”行為,社會創(chuàng)新資源配置難以實現帕累托最優(yōu)。為了克服市場失靈、促進企業(yè)創(chuàng)新投資和提升公司價值,政府補貼成為各國普遍采用的干預經濟的重要政策工具之一。政府“有形之手”能否通過政府補貼促進企業(yè)創(chuàng)新投資和提升公司價值,一直是學術界關注和爭論的焦點問題。①政府補貼與創(chuàng)新投資。擠入效應假說認為:政府補貼能夠激勵企業(yè)增加技術創(chuàng)新,對企業(yè)創(chuàng)新投資具有擠入效應[1]。但是擠出效應假說認為,政府補貼不利于企業(yè)技術創(chuàng)新,對企業(yè)創(chuàng)新投資具有擠出效應[2]。而區(qū)間效應假說認為:在政府補貼的不同區(qū)間分別呈現“擠入效應”和“擠出效應”[3]。②創(chuàng)新投資與公司價值。價值創(chuàng)造觀認為增加創(chuàng)新投資能夠提升公司價值[4],但是價值毀損觀認為增加創(chuàng)新投資會降低公司價值[5]。③政府補貼與公司價值。Lee等[6]實證研究發(fā)現政府補貼能夠提升公司價值,但是Osati、Hamidian[7]實證研究顯示取消政府補貼對水泥行業(yè)產生負面影響,但對汽車行業(yè)產生積極影響。

    從上述文獻來看,分析政府補貼、創(chuàng)新投資與公司價值兩兩之間關系的文獻比較多,但是這些文獻在分析政府補貼與公司價值之間的關系時,忽視了創(chuàng)新投資的中介作用;基于代理問題分析政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響時,忽略了公司治理的調節(jié)作用,所以政府補貼、創(chuàng)新投資與公司價值三者之間的關系有待進一步厘清。

    基于此,本文在政府補貼與公司價值之間嵌入創(chuàng)新投資中介變量,構建“政府補貼→創(chuàng)新投資→公司價值”的邏輯分析框架,探討創(chuàng)新投資的中介作用;在分析政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響時,考慮了股權集中度的調節(jié)作用。本文的貢獻主要體現在兩個方面:①在分析內容上,打開了政府補貼與公司價值之間的“黑箱”,將政府補貼、創(chuàng)新投資、公司價值與股權集中度納入同一分析框架,不僅分析了創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間關系的中介作用,而且分析了股權集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間關系的調節(jié)作用。②在中介效應檢驗方法上,主要采用Bootstrapping檢驗方法。以前大部分文獻在分析中介效應時,主要采用因果判斷法[8]和Sobel檢驗,與因果法檢驗和Sobel檢驗方法相比,Bootstrapping檢驗方法具有更強的統(tǒng)計功效[9]。

    二、理論分析與研究假設

    (一)創(chuàng)新投資的中介效應

    由于創(chuàng)新投資具有信息非對稱性、高風險性和正外部性等特征,企業(yè)創(chuàng)新投資往往面臨融資約束、風險壓力和動力不足。資源獲取觀認為,政府補貼能夠直接補充企業(yè)稀缺的創(chuàng)新資源,彌補“內源融資缺口”[10],緩解融資約束,減輕研發(fā)資金壓力。信號傳遞理論認為,企業(yè)獲得政府補貼向外部資金供給者傳遞的是利好信號,說明企業(yè)活動符合國家產業(yè)政策,企業(yè)與政府保持著良好的關系,這有利于引導更多的外部資源流入企業(yè),有效解決企業(yè)外源融資難題,對企業(yè)創(chuàng)新投資具有顯著的促進作用。風險分擔理論認為,由于創(chuàng)新投資具有高風險性,政府補貼不僅能夠降低企業(yè)創(chuàng)新成本,而且能夠分散企業(yè)的創(chuàng)新風險??傊Y源獲取觀、信號傳遞理論和風險分擔理論均認為政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資。

    創(chuàng)新投資主要通過增加企業(yè)新產品和改善企業(yè)工藝流程來提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和競爭力,進而提升公司價值。企業(yè)資源理論認為,創(chuàng)新投資所創(chuàng)造的無形資產,以及研發(fā)過程所積累和培養(yǎng)的創(chuàng)新經驗與研發(fā)能力等是企業(yè)的異質性資源,擁有這些稀缺的、難以模仿和替代的異質性資源的企業(yè),具有持續(xù)的競爭優(yōu)勢。創(chuàng)新投資能夠提升企業(yè)的技術創(chuàng)新能力,使企業(yè)獲得區(qū)別于其他競爭對手的優(yōu)勢,保持競爭力,在市場競爭中形成產品差異化優(yōu)勢,提升企業(yè)的獲利能力和公司價值??傊?,創(chuàng)新理論和企業(yè)資源理論均認為,增加創(chuàng)新投資能夠提升公司價值。

    政府補貼對公司價值的影響可能存在創(chuàng)新投資的中介傳導作用,即存在“政府補貼→創(chuàng)新投資→公司價值”的路徑影響關系。上述分析表明,政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資,而創(chuàng)新投資能夠提升公司價值,政府補貼通過創(chuàng)新投資這一傳導機制對公司價值產生間接的促進作用。基于上述分析,本文提出以下假設:

    假設1:政府補貼通過創(chuàng)新投資中介變量對公司價值產生間接的正向影響。

    (二)股權集中度的調節(jié)效應

    在代理問題凸顯的現代公司,政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響程度受到公司治理機制的影響,尤其在“一股獨大”現象較為嚴重的情形下,政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響程度受到股權集中度的影響比較大。在股權集中的現代公司,對于控股大股東對政府補貼與創(chuàng)新投資之間關系的影響研究,學界主要存在支持和抑制兩大假說:支持假說認為大股東是企業(yè)創(chuàng)新投資的終極決策者,大股東持股比例越高,其利益與企業(yè)長期利益越一致,大股東會越關注企業(yè)的長期發(fā)展而不是短期回報,增加創(chuàng)新投資的動力和能力就越強;抑制假說認為隨著股權集中度的增加,控股股東承受的創(chuàng)新風險會上升,面臨股份的流動性限制和資本鎖定風險,大股東存在風險規(guī)避心理,對企業(yè)創(chuàng)新投資產生消極影響[11],從而減少創(chuàng)新投資。所以政府補貼對創(chuàng)新投資的影響作用受股權集中度的影響,控股大股東可能發(fā)揮“支持之手”的作用,也可能發(fā)揮“抑制之手”的作用?;谏鲜龇治?,提出以下備擇假設:

    假設2A:股權集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間的關系具有正向調節(jié)作用;

    假設2B:股權集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間的關系具有負向調節(jié)作用。

    綜上所述,本文研究的概念框架如下圖所示。

    概念框架圖

    三、研究設計

    (一)研究樣本與數據來源

    本文以2007~2016年滬深A股上市公司為樣本,并對研究樣本進行了如下篩選:首先,剔除金融類企業(yè);其次,選擇在公司年報附注中披露了R&D支出數據的上市公司;然后,因ST和?ST公司經營活動可能存在異常變動,故剔除該類公司,以及數據缺失的上市公司;最后,對于連續(xù)變量,運用箱線圖探測其是否存在異常值,對于出現異常值的變量,運用Winsorize進行縮尾處理。數據主要來源于CS?MAR數據庫、銳思數據庫和WIND數據庫,以及證監(jiān)會指定的網站和中國證券報等,并抽取部分樣本數據與上市公司年報進行核對,對錯誤數據進行了修正,最后得到總樣本7736個,其中,國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)的樣本數量分別為2539個和5197個。

    (二)模型設計與變量界定

    為檢驗假設1(即中介效應檢驗),主要借鑒Baron、Kenny[8]的因果分析方法,以及溫忠麟、葉寶娟[12]中介效應檢驗流程的思路,使用層次回歸法。模型設計如下:

    模型(1)是政府補貼(Gov_sub)對公司價值(Tobinq)的影響的總效應模型;模型(2)是政府補貼對創(chuàng)新投資(RDre)中介變量的直接影響關系模型,β1≠0且顯著是中介作用存在的必要條件;模型(3)是創(chuàng)新投資和政府補貼對公司價值的直接影響模型,γ2≠0且顯著是中介作用存在的必要條件。Boot?strapping檢驗:如果百分位置信區(qū)間和偏差校正的置信區(qū)間均不包含0,說明存在中介效應;并且如果γ1≠0,說明創(chuàng)新投資發(fā)揮部分中介作用;如果γ1=0,說明創(chuàng)新投資發(fā)揮完全中介作用。根據研究假設1,預計β1≠0、γ2≠0,且均顯著。

    為檢驗假設2A和假設2B(即調節(jié)效應檢驗),在模型(2)的基礎上,引入股權集中度(第一大股東持股比例)與政府補貼(政府資助/當期營業(yè)收入)的交乘項,用符號Con×Gov表示。模型設計如下:

    公司價值(Tobinq):借鑒劉振[13]的變量設計,采用托賓Q值作為公司價值的代理變量。

    創(chuàng)新投資(RDre):借鑒劉振[14]的變量設計,采用研發(fā)支出占當期營業(yè)收入的比例作為企業(yè)創(chuàng)新投資的代理變量。在穩(wěn)健性檢驗中,借鑒劉振[13]的變量設計,采用研發(fā)支出占期末資產總額的比例作為企業(yè)創(chuàng)新投資的代理變量。

    股權集中度(Con_own):借鑒唐松、孫錚[15]的做法,采用第一大股東持股比例衡量股權集中度。

    政府補貼(Gov_sub):借鑒佟愛琴、陳蔚[16]的變量設計方法,采用政府資助占期末資產總額的比例作為政府補貼的代理變量。在穩(wěn)健性檢驗中,采用政府資助占營業(yè)收入的比例作為政府補貼的代理變量。

    控制變量(Control):借鑒劉振[14]、唐松和孫錚[15]等相關研究文獻,控制變量主要包括凈資產收益率(Roe)、董事會規(guī)模(Lnbd_size)、董事會結構(BD_stru)、資本結構(Lever)、公司規(guī)模(Lnasset)、公司成立年數(Lnyear)。

    主要變量的名稱、符號和定義見表1。

    四、實證結果與分析

    (一)描述性統(tǒng)計

    表2顯示,在全樣本、國有控股和非國有控股企業(yè),政府補貼(Gov_sub)的平均值分別為0.010、0.008和0.011,說明國有控股企業(yè)的政府補貼強度小于非國有控股企業(yè);創(chuàng)新投資(RDre)的平均值分別為0.039、0.029和0.044,說明國有控股企業(yè)的研發(fā)強度小于非國有控股企業(yè);公司價值(Tobinq)的平均值分別為2.828、2.322和3.075,說明國有控股企業(yè)的公司價值小于非國有控股企業(yè);股權集中度(Con_own)的平均值分別為33.779%、36.621%和32.390%,說明國有控股企業(yè)的股權集中度高于非國有控股企業(yè)。

    (二)回歸分析

    1.中介效應的回歸分析??紤]到國有控股企業(yè)與非國有控股企業(yè)的治理環(huán)境存在差異,除了對全樣本企業(yè)進行分析,還對國有控股與非國有控股企業(yè)進行了分樣本檢驗。回歸結果見表3。

    表1 變量名稱、符號與定義

    表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

    表3顯示,在全樣本中:模型(1)中,政府補貼(Gov_sub)的回歸系數為8.885,T值為8.08,在1%的水平上顯著,說明在全樣本中政府補貼從總體上能夠提升公司價值,進一步驗證了Lee等[6]的研究結論。在模型(2)中,政府補貼(Gov_sub)的回歸系數為0.814,T值為26.96,在1%的水平上顯著,說明政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資,與Katrin[1]的研究結論一致,進一步驗證了擠入效應假說。在模型(3)中,創(chuàng)新投資(RDre)的回歸系數為4.040,T值為9.79,在1%的水平上顯著,說明創(chuàng)新投資能夠提升公司價值,與Hirschey等[4]的研究結論一致,進一步驗證了“價值創(chuàng)造假說”。Bootstrap中介效應檢驗:百分位置信區(qū)間和偏差矯正置信區(qū)間分別為[4.9159,7.0773]和[4.9444,7.1018],置信區(qū)間均未包含0,拒絕原假設,假設1通過顯著性檢驗,說明創(chuàng)新投資是政府補貼對公司價值影響的中介變量,即在全樣本企業(yè),政府補貼通過創(chuàng)新投資這一中介變量對公司價值產生間接的正向影響,并且在模型(3)中,政府補貼的回歸系數為5.595,T值為4.89,在1%的水平上顯著,說明創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間的關系發(fā)揮部分中介作用。

    表3顯示,在國有控股企業(yè)中:模型(1)中,政府補貼(Gov_sub)的回歸系數為4.254,T值為2.29,在5%的水平上顯著,說明在國有控股企業(yè)中政府補貼從總體上能夠提升公司價值;模型(2)中,政府補貼(Gov_sub)的回歸系數為0.758,T值為13.67,在1%的水平上顯著,說明政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資;模型(3)中,創(chuàng)新投資(RDre)的回歸系數為2.143,T值為3.20,在1%的水平上顯著,說明創(chuàng)新投資能夠提升公司價值。Bootstrap中介效應檢驗:百分位置信區(qū)間和偏差矯正置信區(qū)間分別為[1.9623,5.0105]和[1.9802,5.0290],置信區(qū)間均未包含0,拒絕原假設,假設1通過顯著性檢驗,說明創(chuàng)新投資是政府補貼對公司價值影響的中介變量,即在國有控股企業(yè)中政府補貼通過創(chuàng)新投資這一中介變量對公司價值產生間接的正向影響。并且在模型(3)中,政府補貼(Gov_sub)的回歸系數為2.630,T值為1.77,在10%的水平上顯著,說明在國有控股企業(yè)中創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間的關系發(fā)揮部分中介作用。

    表3顯示,在非國有控股企業(yè)中:模型(1)中,政府補貼(Gov_sub)的回歸系數為11.41,T值為8.55,在1%的水平上顯著,說明在非國有控股企業(yè)中政府補貼從總體上能夠提升公司價值;模型(2)中,政府補貼(Gov_sub)的回歸系數為0.844,T值為23.28,在1%的水平上顯著,說明政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資;模型(3)中,創(chuàng)新投資(RDre)的回歸系數為4.848,T值為9.55,在1%的水平上顯著,說明創(chuàng)新投資能夠提升公司價值。Bootstrap中介效應檢驗:百分位置信區(qū)間和偏差矯正置信區(qū)間分別為[5.7456,8.5213]和[5.7528,8.5496],置信區(qū)間均未包含0,拒絕原假設,假設1通過顯著性檢驗,說明創(chuàng)新投資是政府補貼對公司價值影響的中介變量,即在非國有控股企業(yè)中政府補貼通過創(chuàng)新投資這一中介變量對公司價值產生間接的正向影響。并且在模型(3)中,政府補貼(Gov_sub)的回歸系數為7.317,T值為5.26,在1%的水平上顯著,說明在非國有控股企業(yè)中創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間的關系發(fā)揮部分中介作用。

    表3 中介效應的回歸結果

    總之,無論在全樣本、國有控股企業(yè)樣本還是非國有控股企業(yè)樣本中,政府補貼通過創(chuàng)新投資這一中介變量對公司價值產生間接的正向影響,并且在政府補貼對公司價值的間接影響中,創(chuàng)新投資發(fā)揮著部分中介作用。

    2.調節(jié)效應的回歸分析。表4顯示,在全樣本中,股權集中度與政府補貼的交乘項(Con×Gov)的回歸系數為-0.0056,T值為-3.56,在1%的水平上顯著,假設2B通過顯著性檢驗,說明在全樣本企業(yè)中股權集中度抑制或弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。在國有控股企業(yè)中,股權集中度與政府補貼的交乘項(Con×Gov)的回歸系數為-0.0072,T值為-2.42,在5%的水平上顯著,假設2B通過顯著性檢驗,說明在國有控股企業(yè)中股權集中度抑制或弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。在非國有控股企業(yè)中,股權集中度與政府補貼的交乘項(Con×Gov)的回歸系數為-0.0050,T值為-2.66,在1%的水平上顯著,假設2B通過顯著性檢驗,說明在非國有控股企業(yè)中股權集中度抑制或弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。

    表4 調節(jié)效應的回歸結果

    總之,無論在全樣本、國有控股企業(yè)還是非國有控股企業(yè),股權集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間的關系均具有顯著的負向調節(jié)作用,即股權集中度抑制或弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響作用。

    (三)穩(wěn)健性檢驗

    1.中介效應的穩(wěn)健性檢驗。為檢驗中介效應回歸結果的穩(wěn)健性,主要對中介效應模型進行變量替換和滯后項分析。①在中介效應模型中,將公司價值Tobinq[(股權市值+凈債務市值)/期末資產總額]用Pb_rate(每股股價/每股凈資產)替換;將創(chuàng)新投資RDre(研發(fā)支出/本期營業(yè)收入)用RDas(研發(fā)支出/期末總資產)替換。②將政府補貼變量(Gov_sub)用滯后一期的變量(Lgov_sub)替換。其他變量不變,回歸結果與表3基本一致,說明中介效應的實證結果具有較強的穩(wěn)健性。由于篇幅限制,回歸結果沒有在文中列出。

    2.調節(jié)效應的穩(wěn)健性檢驗。為檢驗調節(jié)效應檢驗結果的穩(wěn)健性,主要對調節(jié)效應模型進行變量替換。在調節(jié)效應模型中,將創(chuàng)新投資RDre(研發(fā)支出/本期營業(yè)收入)用RDas(研發(fā)支出/期末總資產)指標替換,其他變量不變,回歸結果與表4基本一致,說明調節(jié)效應的實證結果具有較強的穩(wěn)健性。由于篇幅限制,回歸結果沒有在文中列出。

    五、研究結論與建議

    本文以2007~2016年我國A股上市公司為樣本,運用多元回歸分析模型,實證分析了創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間關系的中介作用,以及股權集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間關系的調節(jié)作用。實證結果顯示:①政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資,而創(chuàng)新投資能夠創(chuàng)造公司價值;②創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間的關系發(fā)揮著部分中介作用,政府補貼通過創(chuàng)新投資中介變量對公司價值產生間接的正向影響;③股權集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間的關系具有調節(jié)作用,股權集中度弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。

    在上述分析結論的基礎上,為促進企業(yè)增加創(chuàng)新投資,實現社會創(chuàng)新資源優(yōu)化配置和提升公司價值,提出兩點對策建議:①適度加大政府補貼力度。增加政府補貼,能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資,從而提升公司價值,實現政府目標(即創(chuàng)新強國)與企業(yè)目標(即公司價值最大)兼容。在全球競爭壓力下和我國創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略的指引下,無論是國有控股企業(yè)還是非國有控股企業(yè),都面臨戰(zhàn)略轉型或加大創(chuàng)新投資的資金壓力,由于創(chuàng)新投資具有正外部性和信息非對稱性,政府適當補貼,不僅能夠有效緩解企業(yè)創(chuàng)新投資正外部性難題和分擔企業(yè)創(chuàng)新風險,而且政府補貼的信號傳遞作用能夠緩解企業(yè)創(chuàng)新融資約束,激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資,這不僅能夠實現企業(yè)價值最大化,而且能夠實現社會創(chuàng)新資源配置優(yōu)化。②適度降低企業(yè)的股權集中度,因為股權集中度會弱化政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。在國有控股企業(yè)中,所有者“虛位”和多層委托代理關系等的存在,導致股權越集中,內部人控制越嚴重[17],經理人越有可能弱化政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響,實施個人利益最大化的機會主義行為。在非國有控股企業(yè)中,股權集中度越高,控股大股東越有動機規(guī)避創(chuàng)新風險,或通過各種“隧道”工具侵占公司利益,更加弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。企業(yè)股權集中度的適度降低,不僅能夠遏制經理人的“自利”行為,而且能夠遏制控股大股東的“隧道”行為,增強政府補貼對創(chuàng)新投資的正向激勵作用,通過中介效應傳導提升公司價值。

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