研發(fā)對(duì)企業(yè)股權(quán)集中度和財(cái)務(wù)績(jī)效的中介效應(yīng)研究

王慧媛 董雨婷

摘 要：本文以2011—2020年我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)352家上市企業(yè)公開披露的面板數(shù)據(jù)為樣本，在中介效應(yīng)的研究框架下，分析了研發(fā)（R&D）投入對(duì)股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效的作用，得到了相應(yīng)結(jié)論：股權(quán)集中度過(guò)高的醫(yī)藥企業(yè)往往在R&D投入方面更加吝嗇，將抑制企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的提高，R&D投入作為調(diào)節(jié)變量在其中具有部分中介效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：醫(yī)藥行業(yè);股權(quán)集中度;R&D投入;企業(yè)績(jī)效;中介效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F272.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2022）05（b）--05

近年來(lái)，我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)保持著領(lǐng)先的飛速增長(zhǎng)速度，2016—2020年行業(yè)市場(chǎng)規(guī)模從13294億元增長(zhǎng)至17919億元，同時(shí)醫(yī)藥行業(yè)進(jìn)一步加強(qiáng)了政策改革，如帶量采購(gòu)、醫(yī)保談判等措施，給整個(gè)行業(yè)帶來(lái)了前所未有的機(jī)遇和挑戰(zhàn)，特別是新冠疫情的爆發(fā)，使企業(yè)不得不重新審視和布局經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略?？v觀全球行業(yè)發(fā)展歷程，產(chǎn)業(yè)鏈已然成熟的歐美醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)一般都經(jīng)歷了股權(quán)結(jié)構(gòu)由高度集中到逐步分散的過(guò)程。目前，納斯達(dá)克上市企業(yè)中醫(yī)藥行業(yè)大股東持股比例的行業(yè)均值為18.41%，而我國(guó)A股醫(yī)藥行業(yè)上市企業(yè)大股東持股比例高達(dá)25%以上，相較之下，這種過(guò)于集權(quán)的結(jié)構(gòu)會(huì)造成怎樣的影響成為值得探討的問題。

作為典型的智力密集型行業(yè)，R&D投入及其產(chǎn)出是醫(yī)藥行業(yè)的利潤(rùn)驅(qū)動(dòng)力和核心競(jìng)爭(zhēng)力，醫(yī)藥企業(yè)需要通過(guò)R&D費(fèi)用等投入不斷提高和鞏固自身的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，同時(shí)由于R&D投入給企業(yè)帶來(lái)的影響并不立竿見影，不同的企業(yè)對(duì)于該項(xiàng)支出有不同的決策考量，也就出現(xiàn)了不同治理結(jié)構(gòu)下對(duì)R&D的不同決策，從而傳導(dǎo)到企業(yè)最終的產(chǎn)出和績(jī)效差異。一款新藥上市之后，實(shí)際有效的專利保護(hù)期平均為6～10年，因此探討該行業(yè)R&D投入的中介效應(yīng)應(yīng)當(dāng)覆蓋相對(duì)應(yīng)的時(shí)間周期。本文將R&D投入的中介效應(yīng)聚焦到以R&D投入為主要驅(qū)動(dòng)力的醫(yī)藥行業(yè)，有別于以往的研究，將樣本的研究時(shí)間與行業(yè)實(shí)際的運(yùn)行周期相對(duì)應(yīng)，使研究結(jié)果更符合實(shí)際。

1 變量間關(guān)系與研究假設(shè)

1.1 股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效

股權(quán)集中度和企業(yè)績(jī)效關(guān)系的系統(tǒng)研究可以追溯至20世紀(jì)前半葉，在現(xiàn)代公司治理問題探討的開山之作——《現(xiàn)代公司和私有產(chǎn)權(quán)》中有所涉及，作者Barle和Means早在20世紀(jì)30年代就在論述所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離的過(guò)程中，系統(tǒng)探討了股權(quán)集中和企業(yè)表現(xiàn)的關(guān)系。此后，隨著學(xué)者研究的進(jìn)一步深入，在不同的法律制度、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)等外部治理環(huán)境下得到了不同的研究結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度過(guò)高往往限制企業(yè)財(cái)務(wù)表現(xiàn)。例如，Leech和Leahy（1991）發(fā)現(xiàn)英國(guó)企業(yè)的股權(quán)集中和企業(yè)績(jī)效是負(fù)相關(guān)關(guān)系;Slovin和Sushka（1998）也明確提出企業(yè)價(jià)值會(huì)隨著股權(quán)集中度的提高而下降。隨著研究情境的變化，有一部分學(xué)者分析得出股權(quán)集中度越高，控股股東能加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督，降低代理成本，從而有利于增加企業(yè)盈利，例如我國(guó)學(xué)者辛宗、徐莉萍（2006）在以我國(guó)上市企業(yè)為樣本的實(shí)證分析中就得出了一致的結(jié)論。

壕溝防御效應(yīng)認(rèn)為，大股東擁有控制權(quán)，有條件謀取私利，進(jìn)而做出犧牲企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)價(jià)值、相對(duì)短視的決策。因此，基于企業(yè)治理相關(guān)的理論基礎(chǔ)，結(jié)合以往學(xué)者的研究成果和我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)目前的發(fā)展階段與大股東持股比例水平較高的現(xiàn)狀，提出假設(shè)：

H1：股權(quán)越集中，醫(yī)藥企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效表現(xiàn)越消極。

1.2 股權(quán)集中度與R&D投入

長(zhǎng)期以來(lái)，國(guó)際大型醫(yī)藥企業(yè)對(duì)R&D不遺余力地投入，根據(jù)Evaluate Pharma的統(tǒng)計(jì)，2019年全球醫(yī)藥R&D投入達(dá)到1860億美元，同比增長(zhǎng)1.6%。羅氏醫(yī)藥集團(tuán)（Roche）和默克醫(yī)藥集團(tuán)（Merck KGaA）的R&D投入總額分別為103億美元、87億美元，都達(dá)到了銷售額比重的20%甚至更高，但是由于R&D投入風(fēng)險(xiǎn)較高，高投入并不意味著高成功率，即使R&D成功，R&D投入產(chǎn)生效益的時(shí)間較長(zhǎng)，那么我國(guó)醫(yī)藥企業(yè)是否同樣重視R&D，也就是說(shuō)大股東是否愿意重視R&D就成為值得分析的問題。

國(guó)內(nèi)學(xué)者楊建君和盛鎖（2007）的研究指出，中國(guó)企業(yè)股權(quán)集中度越高的公司，越傾向于抑制或輕視R&D投入。結(jié)合醫(yī)藥行業(yè)的現(xiàn)有發(fā)展階段，提出如下假設(shè)：

H2：股權(quán)越集中于醫(yī)藥企業(yè)， R&D投入力度越低。

1.3 股權(quán)集中度、R&D投入與企業(yè)績(jī)效

對(duì)于醫(yī)藥行業(yè)來(lái)說(shuō)，創(chuàng)新是發(fā)展的主要推動(dòng)力，而R&D投入是影響醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)出的主要驅(qū)動(dòng)因素。研究成果的轉(zhuǎn)化能夠直接創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)，R&D投入較低的醫(yī)藥企業(yè)難以具備競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)形成不同的決策取向，也就會(huì)間接控制R&D投入強(qiáng)度，最終影響企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造。也就是說(shuō)，R&D投入對(duì)股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效的作用有著一定的中介效應(yīng)， 因此作出如下假設(shè)：

H3：股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響通過(guò)R&D投入強(qiáng)度進(jìn)行傳導(dǎo)，即R&D投入強(qiáng)度為調(diào)節(jié)變量。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自萬(wàn)得（Wind）數(shù)據(jù)庫(kù)，選取中信證券行業(yè)分類下2011—2020年A股352家醫(yī)藥類上市企業(yè)為研究樣本，確定樣本前剔除了該期間出現(xiàn)過(guò)退市風(fēng)險(xiǎn)警示的企業(yè)。本文主要用Stata等軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析檢驗(yàn)，并用依次檢驗(yàn)法對(duì)變量之間的中介效應(yīng)進(jìn)行回歸和驗(yàn)證。為防止極端值對(duì)結(jié)果產(chǎn)生不良影響，對(duì)變量在5%和95%上進(jìn)行縮尾（Winsorize），同時(shí)為了數(shù)據(jù)處理的便利，對(duì)絕對(duì)變量如企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡等取對(duì)數(shù)。有關(guān)變量數(shù)據(jù)的摘取和計(jì)算均來(lái)自企業(yè)年報(bào)公告的數(shù)據(jù)。

2.2 變量指標(biāo)選擇

被解釋變量：使用資產(chǎn)回報(bào)率作為衡量企業(yè)財(cái)務(wù)表現(xiàn)的指標(biāo);解釋變量：通常認(rèn)為第一大股東是企業(yè)實(shí)際控制人的認(rèn)定依據(jù)，因此選擇第一大股東持股比例表示股權(quán)集中度，作為解釋變量，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中用第三大股東持股比例作為其替代變量;中間變量：用ln（R&D費(fèi)用/當(dāng)期營(yíng)業(yè)收入+1）作為R&D投入強(qiáng)度的衡量指標(biāo);控制變量：選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、企業(yè)成長(zhǎng)性、現(xiàn)金實(shí)力、企業(yè)年齡五個(gè)方面的代表變量，具體情況如表1所示。

2.3 股權(quán)集中度、R&D投入與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的關(guān)系模型構(gòu)建

2.3.1 針對(duì)H1的模型1

ROAit=α0+β1PS01it+β2Xit+μi+λt+εit（1）

模型1是依次檢驗(yàn)法中的基準(zhǔn)模型，即探討股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效的模型。其中，ROAit為被解釋變量，表示第i家企業(yè)t年的總資產(chǎn)報(bào)酬率;PS01it為第i家企業(yè)t年的第一大股東持股比例;Xit為控制變量，即企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、企業(yè)成長(zhǎng)性、現(xiàn)金實(shí)力和企業(yè)年齡;α、β為待估參數(shù);μi、λt分別為個(gè)體效應(yīng)和時(shí)點(diǎn)效應(yīng);εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，模型2和模型3同理。

2.3.2 針對(duì)H2的模型2

RD=α1+β3PS01it+β4Xit+μi+λt+εit（2）

模型2為依次檢驗(yàn)的第二步，以因變量對(duì)中介變量進(jìn)行回歸分析，本文中即第一大股東的持股比例對(duì)R&D投入力度的影響，模型檢驗(yàn)中考察待估參數(shù)是否顯著。

2.3.3 針對(duì)H3的模型3

ROAit=α2+β5PS01it+β6RD+β7Xit+μi+λt+εit（3）

模型3為依次檢驗(yàn)法的最后一步，用先前的兩個(gè)變量同時(shí)對(duì)自變量進(jìn)行回歸分析，即得到股權(quán)集中度和R&D投入力度同時(shí)對(duì)企業(yè)績(jī)效的回歸模型，考察該回歸是否顯著，在回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上進(jìn)一步判斷變量之間是否存在中介效應(yīng)，以及是否屬于完全中介效應(yīng)。

3 研究結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析

用Stata對(duì)樣本上市醫(yī)藥企業(yè)的各個(gè)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表2所示。

R&D投入力度平均值為14.964，與其他行業(yè)企業(yè)相比，我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)更重視創(chuàng)新研究，但與全球領(lǐng)先的醫(yī)藥企業(yè)相比R&D投入依然偏低，我國(guó)醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)進(jìn)一步加大創(chuàng)新研發(fā)投入力度;而看最小值和最大值發(fā)現(xiàn)不同企業(yè)之間差異很大，可見我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)上市企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新意愿存在較大差異;股權(quán)集中度平均25.5%，相較歐美發(fā)達(dá)國(guó)家同行業(yè)，我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)企業(yè)的股權(quán)相對(duì)集中;ROA平均8.1%，醫(yī)藥行業(yè)發(fā)展良好，績(jī)效普遍較高，最小值有負(fù)值，存在企業(yè)績(jī)效不佳的情況。

在Pearson分析結(jié)果中，解釋變量及控制變量與被解釋變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，可知變量選擇較為合理，并且大部分相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值小于0.5，多重共線性問題對(duì)模型影響在接受范圍之內(nèi)，下面用方差膨脹因子進(jìn)一步驗(yàn)證。

3.2 基準(zhǔn)模型的回歸及檢驗(yàn)

3.2.1 多重共線性檢驗(yàn)及回歸分析

在相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上，在對(duì)基準(zhǔn)模型即股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效做多元回歸之前，為排除多重共線性的影響，先用方差膨脹因子（VIF）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

經(jīng)過(guò)分析，基準(zhǔn)模型的膨脹因子最大值為1.49，遠(yuǎn)小于經(jīng)驗(yàn)值10，可以判定變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

經(jīng)過(guò)回歸，基準(zhǔn)模型1的因變量和自變量關(guān)系結(jié)果如表4所示。

表4分別列示了不控制個(gè)體但控制時(shí)點(diǎn)的隨機(jī)效應(yīng)模型和在控制個(gè)體時(shí)點(diǎn)雙固定效應(yīng)模型下的回歸結(jié)果，從表4中可知，無(wú)論使用隨機(jī)效應(yīng)還是固定效應(yīng)，PS01均在1%的顯著水平上為負(fù)，即第一大股東持股比例每增加1個(gè)單位，企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效ROA分別降低0.052和0.059，說(shuō)明股權(quán)越集中確實(shí)對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)表現(xiàn)有消極影響。

進(jìn)一步進(jìn)行豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)基準(zhǔn)模型具體選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，故以采用隨機(jī)效應(yīng)模型為原假設(shè)，以采用固定效應(yīng)模型為備擇假設(shè)。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)可以得出，卡方值對(duì)應(yīng)的P值為0.000，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.01，說(shuō)明模型在1%的顯著性水平上顯著，故拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型，后續(xù)的穩(wěn)健性和中介效應(yīng)檢驗(yàn)均選擇固定效應(yīng)模型。

3.2.2 基準(zhǔn)模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

模型1的穩(wěn)健性檢驗(yàn)如表5所示。

表5分別列示了將被解釋變量替換為ROE和將解釋變量替換為第三大股東持股比例的回歸結(jié)果。從結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，兩種情況下模型均至少在5%上顯著為負(fù)，說(shuō)明回歸結(jié)果不會(huì)受被解釋變量、解釋變量及樣本量而產(chǎn)生差異性，即模型1是穩(wěn)健的。綜上，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

3.3 股權(quán)集中度與R&D投入模型的回歸及檢驗(yàn)

模型2的回歸結(jié)果如表6所示。

模型2的回歸結(jié)果顯示PS01與RD顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明股權(quán)越集中，企業(yè)的R&D投入力度越低，因此H2得到驗(yàn)證。

3.4 中介效應(yīng)的回歸及檢驗(yàn)

表7為第一大股東持股（PS01）和中介變量R&D費(fèi)用（RD）對(duì)企業(yè)績(jī)效（ROA）回歸，中介變量R&D費(fèi)用（RD）的系數(shù)顯著為正，中介效應(yīng)成立，H3得到驗(yàn)證，并且說(shuō)明R&D投入會(huì)提高企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效。此外，第一大股東持股（PS01）的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，且系數(shù)由模型1的-0.059提高為-0.056，說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)。綜上可以發(fā)現(xiàn)，股權(quán)越集中，企業(yè)會(huì)減少R&D支出，R&D支出越低，企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效越低。

4 結(jié)語(yǔ)

本文對(duì)我國(guó)醫(yī)藥類上市企業(yè)2011—2020年R&D數(shù)據(jù)，進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性實(shí)證分析，分步驟檢驗(yàn)了R&D的中介效應(yīng)，得出以下四點(diǎn)研究結(jié)論：

第一，醫(yī)藥企業(yè)股權(quán)集中度抑制企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的提高，兩者具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。

第二，醫(yī)藥行業(yè)上市企業(yè)股權(quán)集中度對(duì)R&D投入具有負(fù)向影響，集權(quán)管理的企業(yè)往往在R&D投入方面更加吝嗇。

第三，R&D投入強(qiáng)度作為調(diào)節(jié)變量，部分傳導(dǎo)了股權(quán)集中度對(duì)醫(yī)藥企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響，企業(yè)股權(quán)過(guò)度集中往往會(huì)陷入抑制R&D投入，進(jìn)而降低企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的惡性循環(huán)。

根據(jù)以上結(jié)論，給出以下建議：

第一，充分認(rèn)識(shí)R&D投入對(duì)醫(yī)藥企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的貢獻(xiàn)，R&D驅(qū)動(dòng)型的企業(yè)應(yīng)當(dāng)更加重視R&D投入，醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)摒棄經(jīng)營(yíng)中的短視決策，經(jīng)營(yíng)過(guò)程中注重R&D投入強(qiáng)度的作用。

第二，醫(yī)藥行業(yè)股東和管理者應(yīng)當(dāng)尊重知識(shí)密集型行業(yè)的管理規(guī)律，把握股權(quán)集中度、R&D投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用，意識(shí)到“一言堂”等過(guò)度集權(quán)現(xiàn)象帶來(lái)的問題。

第三，鑒于我國(guó)醫(yī)藥行業(yè)處于快速成長(zhǎng)的階段，在企業(yè)發(fā)展過(guò)程中管理者和股東應(yīng)當(dāng)注意股權(quán)結(jié)構(gòu)的設(shè)計(jì)和管控，對(duì)相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)有充分的預(yù)判。

當(dāng)然，在目前我國(guó)上市企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)中，持股比例和其所代表的表決權(quán)幾乎是對(duì)等的，大股東往往對(duì)企業(yè)運(yùn)營(yíng)決策有決定性影響。未來(lái)隨著管理實(shí)踐的發(fā)展和資本制度的完善，會(huì)有越來(lái)越多的企業(yè)將股東/投資者表決權(quán)和分紅權(quán)分離開。隨著醫(yī)藥行業(yè)的不斷發(fā)展，創(chuàng)新發(fā)展理念進(jìn)一步深入人心，屆時(shí)三者間的關(guān)系值得進(jìn)一步審視和探討。

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Research on the Mediating Effect of R & D on Corporate Ownership Concentration and Financial Performance

—— Taking the Pharmaceutical Industry as an Example

Tianjin Zhongrui Think Tank Consulting Co.，Ltd. Tianjin 300000 WANG Huiyuan

Shanxi Health Vocational College Taiyuan， Shanxi 030000 DONG Yuting

Abstract： Based on the panel data publicly disclosed by 352 listed companies in China’s pharmaceutical industry from 2011 to 2020， this study analyzes the effect of R & D investment on ownership concentration and corporate performance under the framework of intermediary effect， and draws a conclusion that pharmaceutical companies with too high equity concentration tend to be more stingy in R & D investment， which will restrain the improvement of financial performance. As a regulatory variable， R & D investment has somewhat mediating effect.

Keywords： pharmaceutical industry; ownership concentration; R & D investment; corporate performance; mediating effect