高新技術企業(yè)股權性質、研發(fā)投入與企業(yè)價值

宋潔 張英

【摘 要】文章以2015—2020年高新技術企業(yè)為樣本，研究研發(fā)投入與企業(yè)價值的關系，并從股權性質方面分析治理結構的影響效應。結果表明：在高新技術企業(yè)中，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動會促進企業(yè)價值提升;機構投資者持股比例與國有持股比例對研發(fā)投入與企業(yè)價值關系均有負向調節(jié)作用。

【關鍵詞】研發(fā)投入;企業(yè)價值;股權性質;調節(jié)效應

【中圖分類號】 【文獻標識碼】A 【文章編號】1674-0688（2022）03-0017-03

0 引言

高新技術企業(yè)是指通過研發(fā)創(chuàng)新活動形成專利技術以滿足其生存和發(fā)展需求的經(jīng)濟實體。近年來，國家對科技創(chuàng)新的鼓勵與強力支持，使高新技術企業(yè)認定數(shù)量實現(xiàn)快速增長，規(guī)模逐漸擴張。2020年，我國研發(fā)投入規(guī)模達2.44億元，目前我國高新技術企業(yè)數(shù)量已達到27.5萬家。與一般企業(yè)相比，高新技術企業(yè)對技術與知識的更新迭代更加敏感，對創(chuàng)新研發(fā)強度要求更高，然而研發(fā)創(chuàng)新投入大、時間長，企業(yè)創(chuàng)新過程中存在許多不確定性因素與不可預知的風險，若研發(fā)失敗，不僅無法實現(xiàn)效益，還可能讓企業(yè)承擔巨大虧損。公司治理機制對企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略有重要影響，而股權性質同樣對企業(yè)的整體研發(fā)活動有重大且持續(xù)的影響，因此對不同性質的股權進行有效配置能夠降低研發(fā)風險并推動企業(yè)研發(fā)活動實現(xiàn)價值產(chǎn)出，有利于企業(yè)長遠發(fā)展。雖然已有學者開始分析股權性質對企業(yè)價值的影響，但是大多數(shù)學者將企業(yè)分為國有與非國有進行對比研究，對于股權性質、研發(fā)投入與企業(yè)價值三者之間的關系的研究仍然不夠全面且未有系統(tǒng)的定論，需要繼續(xù)深入探討。本研究針對高新技術企業(yè)，實證分析研發(fā)投入與企業(yè)價值的關系，并分析機構投資者持股與國有參股比例對企業(yè)研發(fā)價值的影響，以期為高新技術企業(yè)持續(xù)優(yōu)化研發(fā)機制與治理機制提供參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 研發(fā)投入與企業(yè)價值

企業(yè)的研發(fā)活動關系到其創(chuàng)新水平、競爭能力與未來持續(xù)發(fā)展能力。增長理論認為技術創(chuàng)新是驅動企業(yè)成長的重要動力。國內(nèi)外學者就研發(fā)投入促進企業(yè)價值提升大多得出一致結論。Stopford等人（1994）認為創(chuàng)新研發(fā)能夠改進生產(chǎn)條件，促進企業(yè)經(jīng)營發(fā)展，并為企業(yè)帶來長遠利益[1]。陳霞（2017）認為企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動能夠創(chuàng)造新的技術和產(chǎn)品，提升競爭優(yōu)勢并在長期發(fā)展中獲取較高的經(jīng)濟收益[2]。王保林等人（2019）認為研發(fā)投入活動實現(xiàn)了對新知識的吸收與運用，有利于創(chuàng)新產(chǎn)出并獲取超額收益[3]。王雪冰（2021）也認為研發(fā)是高新技術企業(yè)的發(fā)展根基，開展研發(fā)活動是增強企業(yè)核心能力與提升企業(yè)價值的有效途徑[4]。對于經(jīng)國家認定的高新技術企業(yè)，研發(fā)投入強度代表創(chuàng)新能力和研發(fā)水平，企業(yè)開展研發(fā)活動能夠提升其競爭優(yōu)勢，更有利于企業(yè)吸收投資，提升業(yè)務能力，開拓市場，進而創(chuàng)造企業(yè)價值?；谏鲜鲇^點，提出假設H1：高新技術企業(yè)研發(fā)投入促進企業(yè)價值提升。

1.2 股權性質的影響

機構投資者作為特殊的投資群體，長期以來受大環(huán)境投資觀念的影響，大多投資期限短于半年且買賣投資組合行為頻率較高，通常作為投機者而非長期戰(zhàn)略投資者出現(xiàn)，因而產(chǎn)生短視行為影響企業(yè)進行有價值的長期投資。宋建波等人（2012）研究表明，機構投資者持股會增加企業(yè)暫時盈余而降低盈余持續(xù)性，從而證明機構投資者偏好追逐短期收益的心理[5]。顧群等人（2020）通過研究得出機構投資者持股會影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的結論，認為我國機構投資者大多要求短期回報，對企業(yè)的研發(fā)策略通常消極對待，該短視化心理不利于企業(yè)長期發(fā)展[6]。周方召等人（2021）認為壓力敏感型機構投資者通常由于其經(jīng)營模式而偏向投機，對創(chuàng)新產(chǎn)出結果較為敏感，因而更加看重企業(yè)的短期收益，不利于企業(yè)進行創(chuàng)新研發(fā)[7]。在當下市場環(huán)境中，我國機構投資者可能會投資短期回報較高的項目，對企業(yè)研發(fā)保持高度謹慎，控制研發(fā)投入規(guī)模，不利于企業(yè)價值提升?；诖?，提出假設H2：機構投資者持股比例對研發(fā)投入與企業(yè)價值關系有消極影響。

國有持股比例代表國家對企業(yè)經(jīng)營活動的涉入程度，根據(jù)信號傳遞理論，國有參股企業(yè)的股東會主動契合國企投資方向，偏好風險較低、投資回收期較短的項目。當國有持股比例上升至重大影響或控股，相關董事通常會更多地考慮職位晉升、個人榮譽等私人利益，進而選擇不確定性較低的投資項目，減少創(chuàng)新研發(fā)類投入，從而阻礙企業(yè)長期發(fā)展。馮根福（2008）研究得出國有持股比例高，企業(yè)展開研發(fā)活動時所受到的約束會降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力[8]。郭倩文等人（2020）認為，當經(jīng)營者受雇于政府時，他們的經(jīng)營目標通常更偏向利潤最大化與政治地位的提升，進行創(chuàng)新研發(fā)有可能會因監(jiān)管不足導致資產(chǎn)配置不佳，進而影響研發(fā)成果效益，對實現(xiàn)企業(yè)價值有消極影響[9]。陳林（2021）的研究結果同樣表明非國有企業(yè)的研發(fā)投入對企業(yè)價值的正向效應比國有企業(yè)強[10]?；诖?，提出假設H3：國有持股比例對研發(fā)投入與企業(yè)價值關系有消極影響。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究選取的樣本為2015—2020年高新技術企業(yè)上市公司的財務數(shù)據(jù)。為保證樣本數(shù)據(jù)的可靠性與完整性，進行以下處理：①剔除ST類企業(yè)。②剔除數(shù)據(jù)異常或不完整的企業(yè)。③剔除資產(chǎn)負債率大于1的企業(yè)。經(jīng)過篩選和整理，獲得563家上市企業(yè)共3 378個數(shù)據(jù)。研究數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)整理與分析主要運用軟件Excel 2010和SPSS 22.0。

2.2 變量定義

？譹？訛被解釋變量：企業(yè)價值。目前，企業(yè)價值的主要衡量方法包括賬面價值法和市場價值法。本研究選取兩種方法結合計算出的指標托賓Q值衡量企業(yè)價值。？譺？訛解釋變量：研發(fā)投入。學者們大多以相對指標衡量研發(fā)投入，本研究以研發(fā)投入/營業(yè)成本作回歸分析變量。？譻？訛調節(jié)變量：股權性質。以機構投資者持股與國有持股比例代表兩類不同性質的股權。？譼？訛控制變量：選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)利潤率、總資產(chǎn)周轉率、年度、行業(yè)為控制變量。變量定義見表1。9A334ACE-30A5-4FCD-9F3D-6DACC2694B7B

2.3 模型設計

參考已有的研究方法，基于本研究的假設，設定回歸方程如下。

為檢驗研發(fā)投入對企業(yè)價值的影響，建立模型1：TQ=α0+α1RD+α2CONTROL+ε。

進一步研究調節(jié)因素對研發(fā)投入與企業(yè)價值的影響，建立模型2：TQ=α0+α1RD+α2INV+α3RD×INV+α4CONTROL+ε;模型3：TQ=α0+α1RD+α2STATE+α3RD×STATE+α4CONTROL+ε。

其中，α0為方程截距，α1、α2、α3、α4為各變量回歸系數(shù)，ε為回歸殘差。TQ為解釋變量企業(yè)價值，RD為解釋變量研發(fā)投入，RD*CV、RD*STATE為回歸方程的交互項，LEV、SIZE、ROA、TAT、YEAR、IND為模型的控制變量。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結果見表2，①TQ平均數(shù)為2.225，中位數(shù)值為1.762，標準差為1.616，最大值與最小值有較大差距，中位數(shù)值低于平均數(shù)，即大多企業(yè)發(fā)展在行業(yè)平均水平以下，說明我國高新技術企業(yè)還有較大的發(fā)展空間。②RD平均數(shù)為0.083，中位數(shù)為0.014，標準差為0.453，表明雖然高新技術企業(yè)整體研發(fā)投入規(guī)模較大，但各企業(yè)間差距較大，仍存在許多研發(fā)投入不足的企業(yè)。③INV平均數(shù)值為40.0%，中位數(shù)為41.52%，表明機構投資者持股比例偏高，基本達到重大影響;國有持股比例平均數(shù)為14.8%，中位數(shù)為7.1%，最大值與最小值差距懸殊，表明國有持股整體水平適中，但各企業(yè)間有所不同。④資產(chǎn)負債率平均數(shù)為0.435，中位數(shù)為0.418，表明企業(yè)資本結構相似且較為合理;其他相關指標差距較小，表明樣本企業(yè)運營狀況與資產(chǎn)規(guī)?？傮w處于一定水平。

3.2 相關性分析

相關性檢驗結果見表3，根據(jù)檢驗結果可以作為初步推斷。RD與TQ相關系數(shù)為0.171且顯著，表明研發(fā)投入能夠促進企業(yè)價值提升，結果支持假設H1。STATE與TQ、RD的相關系數(shù)分別為-0.137、-0.025且顯著，機構投資者持股比例與企業(yè)價值、研發(fā)投入的相關系數(shù)分別為-0.109（顯著）、-0.016（不顯著），初步表明國有參股與機構投資者持股可能對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)出有消極的影響。其他變量相互間的相關系數(shù)絕對值均小于0.4，故認為模型中無嚴重共線問題。

3.3 回歸分析

表4為回歸研究結果。整體來看，模型1、2、3的調整R2分別為0.379、0.411、0.382，表明模型能夠解釋變量之間的相互關系。從模型1的結果來看，RD的回歸系數(shù)為0.622且在1%的水平上顯著，表明在高新技術企業(yè)中，研發(fā)投入對企業(yè)價值有顯著的積極影響。企業(yè)增加研發(fā)投入時，市場通常有積極響應，隨即實現(xiàn)價值轉化效益，并在研發(fā)完成后給企業(yè)帶來巨大的增值效益。從模型2和模型3的檢驗結果來看，交互項RD*STATE、RD*INV分別為-0.125、-3.147且均在1%水平上顯著，表明高新技術企業(yè)價值實現(xiàn)十分依賴研發(fā)創(chuàng)新，機構投資者與國有持股等追求穩(wěn)定上升類投資者的加入，會抑制研發(fā)投入產(chǎn)出。

4 結論及建議

通過研究2015—2020年我國高新技術企業(yè)研發(fā)投入效益及股權性質因素的影響，得出以下結論：研發(fā)投入與企業(yè)價值正相關。在高新技術企業(yè)中，創(chuàng)新研發(fā)是推動企業(yè)發(fā)展的首要途徑，因此企業(yè)應積極開展研發(fā)活動，提升企業(yè)的競爭力與成長能力，最終實現(xiàn)企業(yè)價值的增長。機構投資者持股與國有持股比例均負向調節(jié)研發(fā)投入與企業(yè)價值關系。由于偏好短期收益的資本性投入會降低高新技術企業(yè)的研發(fā)投入，并且在企業(yè)研發(fā)過程中過度謹慎會降低企業(yè)的研發(fā)效率，因此不利于企業(yè)長遠發(fā)展。

結合本研究結論提出以下建議：首先，高新技術企業(yè)應當明確發(fā)展目標，提升研發(fā)投入水平，制訂科學的研發(fā)規(guī)劃，通過建立健全的研發(fā)機制降低研發(fā)風險，加強對企業(yè)整體資源的綜合與有效利用，從而推動高新技術企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。其次，企業(yè)應當合理引入不同性質的股東，合理優(yōu)化股權結構，主動融合多元化管理模式并豐富自己的管理機制與經(jīng)營手段，增加企業(yè)研發(fā)項目的可行性與效益性，以推動高新技術企業(yè)價值增長。再次，機構投資者應積極關注企業(yè)的各項活動并參與治理，并結合所投資企業(yè)的經(jīng)營狀況與經(jīng)營模式，用自己豐富的治理經(jīng)驗與專業(yè)知識為企業(yè)出謀劃策，幫助企業(yè)做出科學的研發(fā)決策并提供長期的資金支持與知識供給，以推動企業(yè)持續(xù)性發(fā)展。最后，監(jiān)管部門應切實認識企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)所面臨的困難，提升對高新技術企業(yè)的扶持力度并構建更加優(yōu)良的社會環(huán)境與法律環(huán)境保護研發(fā)成果，同時必須加強管控企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)的披露，并完善與投資者相關的政策，降低投資者的投資風險，使之關注企業(yè)長期發(fā)展，幫助我國科研企業(yè)做大做強。

參 考 文 獻

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