基于A股汽車制造業(yè)對所有權(quán)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入與企業(yè)績效的研究

卓 敏, 陳麗麗, 朱家明

(1.安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，蚌埠233030；2.安徽財經(jīng)大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟研究中心，蚌埠233030)

0 引 言

自創(chuàng)新理論提出后，學(xué)者們一直熱衷于這一研究，且研究在不斷地升溫，特別是從內(nèi)外部尋找影響企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策的因素的研究。2017年，孫曉華等指出，針對我國企業(yè)，金融發(fā)展、融資約束、市場化程度和地理位置等都是影響研發(fā)投入重要的外部因素[1]。2017年，張信東等研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)年的資本市場改革能刺激企業(yè)研發(fā)，且取得股權(quán)融資的企業(yè)更易加大研發(fā)投入[2]。金融發(fā)展尤其是股權(quán)市場發(fā)展能促進我國的上市公司研發(fā)投入。此外，有學(xué)者發(fā)現(xiàn),具有不同文化的不同國家所有權(quán)結(jié)構(gòu)也會發(fā)揮不同的作用。

組織行為學(xué)以及制度基礎(chǔ)觀都強調(diào)公司在進行決策時不僅受到其生存發(fā)展的市場外部環(huán)境的影響，也會受到其內(nèi)部因素的影響。根據(jù)已有研究表明：產(chǎn)權(quán)制度、政治關(guān)聯(lián)、企業(yè)規(guī)模、腐敗、公司組織結(jié)構(gòu)、CEO權(quán)利、所處行業(yè)和高管海外背景等，都會或多或少影響著企業(yè)的研發(fā)強度[3-5]。但是，這些研究并不能很好地解釋：一些企業(yè)擁有相似的規(guī)模及市場環(huán)境，為什么研發(fā)投入的績效表現(xiàn)卻存在如此大的差異？這是因為大多忽略了企業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)異質(zhì)性這一事實情況。企業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的核心也就是所有權(quán)結(jié)構(gòu)，其對企業(yè)內(nèi)部有形以及無形資源的分配方式產(chǎn)生一定影響，進一步影響企業(yè)的內(nèi)部決策?；诖耍疚脑噲D探索所有權(quán)結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入和績效的作用機理。

近年來，我國關(guān)于產(chǎn)權(quán)制度在不斷地進行深化改革。當(dāng)下混合所有制成為其最大特點。但在混合所有制模式下各類所有權(quán)的股權(quán)比例如何設(shè)計是一個普遍性的問題。而汽車行業(yè)已經(jīng)成為我國混合所有制形態(tài)的代表，不僅存在中外、中中和上市公司等混合所有制形式，同時，存在大量的國有資本與集體、民營、個人和境外資本的混合，這種現(xiàn)狀使得大多數(shù)汽車企業(yè)的控制權(quán)和經(jīng)營權(quán)之間存在復(fù)雜的關(guān)系。所以，本文效仿前輩學(xué)者選取汽車行業(yè)為代表，也更具典型性。本文的研究結(jié)論亦適用于其他行業(yè)，可為其他行業(yè)或企業(yè)設(shè)計股權(quán)比例提供參考和借鑒。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 股權(quán)集中度對研發(fā)投入和績效的影響

2003年，Ortega等研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度越高越能夠在一定程度上減少委托代理問題的發(fā)生，但是，這必然會對當(dāng)局管理者產(chǎn)生過多約束，失去決策專業(yè)化帶來的好處，并不利于企業(yè)的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出[7]。也有研究顯示，由兩權(quán)分離引起的信息不對稱問題，會對企業(yè)的重大決策產(chǎn)生影響，特別是關(guān)于研發(fā)投入方面的決策?？傊?，在代理理論視角下的管理模式效率可能是低效的。2003年，Lee等檢驗了日本以及美國兩個發(fā)達國家的所有權(quán)結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)兩國間的文化差異導(dǎo)致了研發(fā)投入差異[8]。這也說明，在完善的市場經(jīng)濟和文化背景共同作用影響下，代理理論會產(chǎn)生兩種不同的代理結(jié)果。美國驗證了委托代理模式，而日本文化促進了管家關(guān)系的形成，但管家理論并沒有得到足夠的實證支持以繼續(xù)發(fā)展。同受儒家文化的影響，日本與我國有諸多相似之處。2013年，Chen等認(rèn)為我國作為新興經(jīng)濟體，公司治理制度還不完善，控股股東廣泛存在，使得代理問題變得更復(fù)雜[9]。因此，將代理理論應(yīng)用到中國時，應(yīng)結(jié)合我國的基本情況。

梳理近幾年學(xué)者的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，結(jié)論相悖的情況屢見不鮮。2014年，張斌研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度與研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出呈負相關(guān)[10]。與此相反的結(jié)論是，2014年，周虹認(rèn)為集中度越高,越能對職業(yè)經(jīng)理人進行有效監(jiān)督，減小代理問題的影響，對提高企業(yè)的創(chuàng)新績效大有影響[11]。與此相似的研究結(jié)果表明，一股獨大的企業(yè)，其業(yè)績水平比其他類型更差一些。股權(quán)相對分散的公司更可能做出合理的決策，避免一股獨大作出不當(dāng)決策，使公司績效更好。然而，2015年，張松旺等基于LaPorta等1999年提出的追溯控制鏈法，研究發(fā)現(xiàn)終極控制權(quán)的集中度與績效之間呈顯著的正相關(guān)[12]。此研究證明,企業(yè)股權(quán)集中度越高，越有利于提高運行效率并提升績效。綜合前輩學(xué)者的研究結(jié)果，本文從委托代理理論角度進行分析，做出如下論述：在大數(shù)據(jù)的加持下，通過統(tǒng)計分析軟件的運算，大多數(shù)的研究結(jié)果都顯示研發(fā)投入的水平會對企業(yè)的短期財務(wù)績效產(chǎn)生負面影響，對企業(yè)的長期運營效果產(chǎn)生明顯的正向作用。此外，綜合委托代理理論，股權(quán)越集中企業(yè)面臨的委托代理問題越小，也就是說出于謀求長期的可持續(xù)性發(fā)展目標(biāo)，企業(yè)的所有者更愿意以現(xiàn)下的短期收益為代價來謀求未來的廣闊發(fā)展前景。但是基于委托代理理論，企業(yè)處于兩權(quán)分離的環(huán)境中，企業(yè)所有者對運營者的監(jiān)督和績效評價都促使著管理者更加注重短期效益。因此本文提出下面的假設(shè)一：

H1：股權(quán)集中度對研發(fā)投入強度和財務(wù)績效的關(guān)系起到促進作用。

1.2 股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)研發(fā)投入和績效的影響

2010年，宋敏基于資源依賴?yán)碚摚瑢Σ煌兄葡碌钠髽I(yè)創(chuàng)新活動進行研究，結(jié)果表明，國有企業(yè)更具有創(chuàng)新性[13]。此外，有學(xué)者指出，在新興市場中，與國家關(guān)聯(lián)程度越高的企業(yè)越有能力也更可能進行研發(fā)投入。而正相反的是，從代理理論出發(fā)，有一部分學(xué)者認(rèn)為國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)限制了企業(yè)的研發(fā)活動。2012年，吳延兵認(rèn)為，國有企業(yè)具有嚴(yán)重的委托代理和預(yù)算軟約束問題，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)在研發(fā)投入、創(chuàng)新和生產(chǎn)效率上都不如民營企業(yè)[14]。2011年，王智穎研究發(fā)現(xiàn)，在汽車行業(yè)中，內(nèi)資企業(yè)比中外合資企業(yè)更注重技術(shù)研發(fā)活動并由此獲得了成長，而在內(nèi)資企業(yè)中，國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效相對較差，由此認(rèn)為股權(quán)性質(zhì)會導(dǎo)致企業(yè)對創(chuàng)新的投入重視程度不同[15]。在2018年最新的研究中，李顯君等指出，在汽車行業(yè)中，企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)績效之間存在非線性關(guān)系，二者的關(guān)系會因為股權(quán)性質(zhì)的不同而呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應(yīng)[16]。

所有權(quán)類型也就是基于企業(yè)投資者視角的持股類型。根據(jù)以往學(xué)者的研究經(jīng)驗，大量稀缺資源都掌握在國家手中，那么國有企業(yè)相比于其他類型企業(yè)有更大的天然優(yōu)勢來獲取稀缺資源。但是綜合前輩學(xué)者的研究結(jié)果，盡管國有企業(yè)具備此等優(yōu)勢，相比其他類型公司具備更高的研發(fā)投入能力，但是產(chǎn)出卻一直不甚理想，而外資企業(yè)在這方面擁有顯著優(yōu)勢。由此看來，委托代理理論在國有企業(yè)的研發(fā)投入和產(chǎn)出之間發(fā)揮著一定的作用。也就是說，股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)的研發(fā)投入強度有所影響，也會對企業(yè)的研發(fā)成果產(chǎn)生影響，進一步表現(xiàn)在企業(yè)的績效水平上?；诖?，本文提出第二個假設(shè)：

H2：股權(quán)性質(zhì)對研發(fā)投入強度和財務(wù)績效起到調(diào)節(jié)作用。

2 樣本變量的選取與模型的構(gòu)建

2.1 樣本的選取

經(jīng)過上述文獻梳理發(fā)現(xiàn)，很多學(xué)者的研究結(jié)論并不一致，導(dǎo)致這一結(jié)果的原因有以下幾點：首先，在樣本數(shù)據(jù)的選擇上存在偏差極可能是導(dǎo)致結(jié)論不一致的原因；其次，很難搜集到真實有效的研發(fā)數(shù)據(jù)，大多企業(yè)認(rèn)為核心技術(shù)應(yīng)該保密，并不愿意過多公開自己的研發(fā)信息；最后，在那些沒有披露相關(guān)信息的企業(yè)中，未必就真的沒有進行研發(fā)投入。據(jù)此，本文選取2009年至2016年A股汽車行業(yè)數(shù)據(jù)，去除了ST和PT公司，剔除異常值進行研究。同時，因為一些公司出于保密并沒有披露研發(fā)數(shù)據(jù)信息，故從樣本中刪除在時間跨度內(nèi)從沒有披露過研發(fā)投入(如江鈴控股)的企業(yè)。經(jīng)過處理發(fā)現(xiàn)，樣本中非國有數(shù)據(jù)包括235個。盡管樣本量不大，但是其關(guān)系的顯著性在統(tǒng)計學(xué)上有意義，而國有數(shù)據(jù)僅存18個，子樣本數(shù)量過少很可能在統(tǒng)計學(xué)上沒有意義。在后續(xù)相關(guān)研究中，可以繼續(xù)關(guān)注此方向。

2.2 變量及模型的選擇

2.2.1 變量的選取

①因變量：企業(yè)績效(ROA)，表示企業(yè)總資產(chǎn)回報率。②自變量：企業(yè)研發(fā)投入強度(yftrsrb)，表示研發(fā)投入占收入的比。③調(diào)節(jié)變量(股權(quán)結(jié)構(gòu))：股權(quán)集中度(shrhfd)，表示第一大股東持股比例；股權(quán)性質(zhì)(s)，當(dāng)表示國有時，s=1，當(dāng)表示非國有時，s=0。④控制變量：企業(yè)創(chuàng)辦年限(clnx)，代表自成立至今的時間；企業(yè)上市年限(ssnx)，代表自上市至今的時間；規(guī)模(size)，表示采用總資產(chǎn)的自然對數(shù)；資產(chǎn)負債率(zcfzl)，表示總負債除以總資產(chǎn)；營業(yè)收入(yysr)，表示企業(yè)年度營業(yè)收入；凈利潤(jlr)，表示歸屬于上市公司股東的凈利潤。

本文選取當(dāng)期的ROA來代表因變量財務(wù)績效這一指標(biāo)；研發(fā)強度為自變量；調(diào)節(jié)變量為股權(quán)結(jié)構(gòu)，對于股權(quán)結(jié)構(gòu)中股權(quán)性質(zhì)這一變量做了簡化處理，沒有借鑒以往學(xué)者按國有、民營、機構(gòu)和外資等方式進行分類，僅僅試圖解釋國有與非國有這兩種類型分別對研發(fā)投入和績效的關(guān)系的影響；其余均為控制變量。[17]

2.2.2 模型的選取

自CDM模型提出以來，受到了不少學(xué)者的廣泛關(guān)注，眾多學(xué)者曾將不同國家的企業(yè)研發(fā)、創(chuàng)新和生產(chǎn)率應(yīng)用到模型中[18]。近年來，一些學(xué)者將股權(quán)性質(zhì)引入到模型中，探究股權(quán)性質(zhì)對研發(fā)活動的影響。與以往相關(guān)研究不同，本文將股權(quán)集中度也引入其中，進一步豐富了所有權(quán)結(jié)構(gòu)的維度，基于此構(gòu)建兩個模型：

ROA=α+β1(yftrsrb)+β2(shrhfd)+β3(y*s)+βControls+ζ1

(1)

ROA=α+β1(yftrsrb)+β2s+βControls+ζ2

(2)

模型(1)中，因變量為當(dāng)期資產(chǎn)回報率；自變量為研發(fā)投入強度；調(diào)節(jié)變量選用代表股權(quán)集中度的第一大股東占比，調(diào)節(jié)變量與自變量的交乘項y*s；控制變量包括：創(chuàng)辦年限、上市年限、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、營業(yè)收入、凈利潤；ζ1為殘差項；α為模型的截距。在模型(2)中，因為調(diào)節(jié)變量從模型(1)中股權(quán)集中度這個連續(xù)變量調(diào)整為模型(2)中股權(quán)性質(zhì)這個啞變量，采用s=0代表非國有企業(yè),s=1代表國有企業(yè)。此時的交乘項并不連續(xù)，無法參與回歸。因此，在隨后的回歸分析中將選擇分組進行回歸，對比不同股權(quán)性質(zhì)發(fā)揮的作用。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

首先，對全樣本各個變量進行描述性統(tǒng)計，具體結(jié)果如表1所示。從表1中可以看出，全樣本共含有266個觀測值，有效觀測樣本為253，時間跨度為2009年到2016年。企業(yè)的總資產(chǎn)回報率平均為5.8%；研發(fā)投入占收入的比平均水平在3.71%；交乘項中產(chǎn)生13個缺失值，數(shù)據(jù)較少，一般不會對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響；從股權(quán)性質(zhì)可以看出國有數(shù)量很少；公司規(guī)模選擇取對數(shù)處理，方差較??；成立年限平均為17.5年；是相對較為成熟的企業(yè)。

表1 全樣本描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

去除股權(quán)性質(zhì)，來探究各個變量之間的相關(guān)性時，首先針對模型(1)進行相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 模型(1)的相關(guān)性分析

表2中，研發(fā)投入強度與當(dāng)期的資產(chǎn)收益率ROA負相關(guān)關(guān)系顯著；而股權(quán)集中度與當(dāng)期的ROA有顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且交乘項也顯示出顯著的正相關(guān)，或許可以猜想調(diào)節(jié)作用在這里弱化了解釋變量與被解釋變量之間的負向關(guān)系。公司的規(guī)模與當(dāng)期的ROA也呈負相關(guān)，這可能是因為，公司的規(guī)模越大當(dāng)期的研發(fā)投入強度越大，導(dǎo)致當(dāng)期財務(wù)績效沒有增長。同時，作者也關(guān)注到凈利潤(jlr)與營業(yè)收入(yysr)的相關(guān)系數(shù)高達0.855 5，顯著正相關(guān)，可能會存在多重共線問題，后續(xù)在穩(wěn)健性檢驗中給予說明。

其次，針對模型(2)進行相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表3所示。在模型(2)中，僅僅改變了調(diào)節(jié)變量，此時的調(diào)節(jié)變量股權(quán)性質(zhì)(s)對ROA和研發(fā)投入強度都是正向影響，但是在統(tǒng)計學(xué)上并不顯著。

表3 模型(2)的相關(guān)性分析

3.3 實證檢驗

運用統(tǒng)計軟件進行處理，可求兩個模型的回歸結(jié)果，具體如表4和表5所示。表4中，因調(diào)節(jié)變量shrhfd是連續(xù)變量，所以采用模型中添加了交互項這一方式檢驗調(diào)節(jié)變量的作用。回歸結(jié)果顯示：β1<0,β2<0，β3>0，證明調(diào)節(jié)變量股權(quán)集中度的存在弱化了研發(fā)投入對財務(wù)績效的負向影響。同時可以說明，當(dāng)期增加研發(fā)支出，會導(dǎo)致當(dāng)期企業(yè)財務(wù)績效下滑，股權(quán)集中度越高越能減少代理成本，便可以弱化對當(dāng)期財務(wù)績效的影響。

表4 模型(1)回歸結(jié)果

表5 模型(2)分組回歸結(jié)果

在表5中，此時調(diào)節(jié)變量股權(quán)性質(zhì)(s)是啞變量，在分組回歸時發(fā)現(xiàn)，在s=1的子樣本中，所有關(guān)系都不顯著。可能是樣本量不足導(dǎo)致這一結(jié)果，也可能是本身在統(tǒng)計學(xué)上就沒有顯著關(guān)系，當(dāng)然前者的可能性更大。兩個子樣本的樣本量上有巨大差異，這里歸納出兩個原因：首先，在國退民進的大浪潮下，國有產(chǎn)權(quán)逐漸退出，非國有產(chǎn)權(quán)逐漸成為市場主體，導(dǎo)致國有類型企業(yè)樣本量過少；再者，因為樣本中剔除了連續(xù)八年沒有披露研發(fā)支出的企業(yè)，大部分國有企業(yè)不愿意披露研發(fā)情況，一方面怕商業(yè)機密暴露，但更多的是盡管不披露研發(fā)情況也不影響企業(yè)的融資以及成長。因此，本研究關(guān)于國有股權(quán)性質(zhì)在研發(fā)強度和績效之間發(fā)揮了怎樣的調(diào)節(jié)作用，無法做出肯定回答。但是，針對非國有企業(yè)這一子樣本來說，研發(fā)投入強度大，對短期的財務(wù)績效產(chǎn)生負面影響是可以確定的；此外規(guī)模越大、創(chuàng)立年限越長，企業(yè)的研發(fā)投入強度也越大，對當(dāng)期財務(wù)績效影響越顯著。

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 多重共線分析

為了解多個變量之間是否存在多重共線的情況，特進行了檢驗。結(jié)果顯示，最大的方差膨脹系數(shù)(Variance inflation factor, VIF)<10,平均的VIF>1，不滿足多重共線的條件。因此，本樣本數(shù)據(jù)不存在多重共線問題。

4.2 內(nèi)生性檢驗

為消除內(nèi)生性的影響，本文選取公司規(guī)模作為工具變量進行回歸，結(jié)果如表6所示。在選取了外生的公司規(guī)模作為工具變量之后，并沒有影響之前得出的結(jié)論。

表6 采用工具變量回歸結(jié)果

5 結(jié) 論

以中國上市汽車企業(yè)為研究對象，以研發(fā)投入強度為核心解釋變量，以企業(yè)績效為被解釋變量，以股權(quán)結(jié)構(gòu)為調(diào)節(jié)變量，借用CDM模型的研究得出如下結(jié)論：研發(fā)投入的強度會降低企業(yè)的短期財務(wù)績效。模型(1)調(diào)節(jié)變量發(fā)揮了減弱作用，即股權(quán)集中度越高，越能夠降低企業(yè)當(dāng)期研發(fā)投入對企業(yè)當(dāng)期財務(wù)績效的顯著負向影響，即股權(quán)集中度能夠減少代理問題，減少非效率投入。模型(2)針對國有類型企業(yè)調(diào)節(jié)變量是否在其中發(fā)揮了作用，因樣本量有限，不應(yīng)輕易做出論斷，因此在后續(xù)研究中可以針對這次研究中的遺憾進一步探索。在資源依賴?yán)碚撓买炞C了國有公司更容易獲得稀缺性資源，會增加研發(fā)強度，并且對短期績效影響不太顯著?？紤]到當(dāng)期研發(fā)投入會給財務(wù)績效帶來負向影響，基于代理理論，有理由相信職業(yè)經(jīng)理人會為規(guī)避風(fēng)險，提高企業(yè)在其任期內(nèi)的財務(wù)績效而不愿意從事高風(fēng)險、高投入的長期研發(fā)活動。若在期末管理層績效考核中剔除當(dāng)期研發(fā)投入對其績效的影響或者將研發(fā)近期成果給予鑒定并計入到績效考核中，會大大促進管理層對研發(fā)投入的決策支持。因股權(quán)集中度減弱了研發(fā)投入和績效的關(guān)系，若研發(fā)投入強度一定時，股權(quán)集中度越高當(dāng)期財務(wù)績效下降的越少，這也說明股權(quán)越集中越能夠?qū)芾碚邔嵤┯行У谋O(jiān)督，進一步減少非效率投資和費用投入，減弱對績效的負向影響。因此，企業(yè)在完善董事會制度并提高信息透明度的同時，應(yīng)該適度提高股權(quán)集中度來降低委托代理成本，以便達到提升企業(yè)績效的最終目的。