股权结构、公司治理与企业技术创新能力

2020-11-15 来源：汇智旅游网

第7期(总第416期)

2018年7月

ResearchonFinancialandEconomicIssues

财经问题研究

摇摇

Number7(GeneralSerialNo郾416)

July,2018

股权结构、公司治理

与企业技术创新能力

秦兴俊1,王柏杰2

(1郾山西财经大学工商管理学院,山西摇太原摇030031;2郾西北工业大学人文与经法学院,陕西摇西安摇710072)

摘摇要:笔者以深圳股票交易所94家上市公司2010—2014年的数据为样本,利用动态面板SGMM模型,考察股权结构对企业技术创新能力的影响。研究发现:国有产权与企业技术创新能力呈显著的负相关关系;股权集中度对企业的技术创新能力的作用显著为正;股权结构变动不利于企业技术创新能力的提升;独立董事和两职合一显著促进了企业技术创新能力;企业会议次数与技术创新能力呈显著的正相关关系。因此,笔者认为,应重视股权结构的稳定性,创造有利于企业创新的环境,发挥独立董事的智囊作用和监事会的监督作用,使企业技术创新能力得到长期的培养与提升。关键词:股权结构;公司治理;企业技术创新能力;系统广义矩

中图分类号:F276郾1摇摇文献标识码:A摇摇文章编号:1000鄄176X(2018)07鄄0086鄄08

一、问题的提出

自Schumpeter[1]提出“创造性破坏冶理论以来,创新和技术进步作为经济增长的重要因素日渐被重视。20世纪80年代,Romer[2]与Lucas[3]提出的新增长理论突破了新古典增长理论关于技术进步外生的假设,强调技术进步是内生的,资本积累和创新都是促进技术进步的重要力量。Romer[4]在动态一般均衡框架下将创新、研发与内生经济增长联系起来,奠定了Schumpeter增长理论的基础。

技术进步与创新密切相关,而承担创新的主体是企业家。张维迎和盛斌[5]指出企业家的两个基本功能是:发现不均衡和创造不均衡。赵洪江等[6]认为企业的技术创新有很大的风险性,企业需要大量并且长时期地投入经济资源支撑研发活动,才有可能获得本行业的能够给企业带来竞争优势的核心技术。显然,如何激励企业家积极创新,如何设计一种合理的激励制度鼓励企业创新是企业管理理论与实践面临的重要课题,也可以说,鼓励企业和企业家创新本质上是公司治理问题。

传统的公司治理关注如何“分蛋糕冶,公司治理的另一个层面是创新,也即如何“做蛋糕冶。理论上,鲁桐和党印[7]构建了多任务情况下的“股东—经理冶模型和企业层面的最优动态创新投资模型。“股东—经理冶模型显示,经理在创新工作和基本工作上努力的边际成本与其占据工作职位的代

摇摇收稿日期:2018鄄04鄄20

基金项目:国家自然科学基金项目“资源型地区地方公共投资效率与债务可持续性研究冶(71303182);中央高校基本业务费基

金项目“新常态下地方政府债务的经济效应研究冶(G2017KY0203)

作者简介:秦兴俊(1965-),男,山西运城人,教授,主要从事公司治理和品牌管理研究。E鄄mail:sxabc@263郾net

王柏杰(1979-),男,湖南武冈人,副教授,博士后,主要从事公司治理研究。E鄄mail:18602996408@163郾com

理收益有关,可见,经理人符合“理性经济人冶假设。此外,经理在创新活动中付出努力的边际成本取决于在该活动中拥有的边际代理收益、创新活动完成概率、创新产出的绩效激励系数、经理的能力、经理拥有的资源以及该工作面临外部环境的有利程度等。如果经理本身即是控股股东,其将拥有最大的创新动力,创新的代理问题将不存在,因此,创新的最佳条件是经理即股东。企业层面的最优动态创新投资模型表明,企业的当期利润和未来利润与企业的最优创新决策和公司治理质量存在相关关系。从上述两个模型显示的结果中可以看出,公司创新的动力源于创新的成本与收益之间的比较,但缺陷是企业的创新更多来自于基层员工,将企业的创新归结于管理层是有失偏颇的。鲁桐和党印[7]进一步对不同行业的公司治理与技术创新进行了考察,按要素密集度将公司分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类,相同点是大股东持股比例、基金持股比例和董事高持股比例对研发投入有正向影响,不同点是在资本密集型和技术密集型行业中,较高的董事薪酬激励有利于创新活动的开展,而且良好的市场化环境是企业技术创新的外部推动力。

理论界的相关学者就公司治理与企业创新之间可能存在的关系,主要在两个方面展开研究:第一,政府干预与企业技术创新。陈昆玉[8]采用2006年国家开展创新试点工作之后的37家试点上市公司为样本展开研究,发现样本公司在入选创新试点企业后效果非常明显,公司的创新产出短时间明显得以增加,但公司的财务业绩没有随着创新产出的增加而提高,因此,政府干预不能促进企业构建良性创新机制,也无法推动企业的长期发展。第二,董事会结构与企业创新。董事会作为企业的决策与领导机构决定了企业的研发投入,进而影响企业技术创新。影响董事会结构的主要因素有:独立董事比例,一般认为独立董事作为高学历、高职称及专家的代表,他们更倾向于鼓励企业创新;国有产权比例,一般认为国有产权比例过高不利于企业创新;股权变动程度,股权变动过大意味着企业的稳定性不高,不利于企业长期研发的持续投入;监事会作用,监事会对董事会和经理层有监督作用,监事会会议次数的多少与企业创新密切相关。

二、文献回顾与基本假设

(一)股权结构与企业技术创新能力1郾产权性质与技术创新能力的关系

借鉴葛蓉蓉[9]的研究,本文将从产权性质、股权集中度和股权变动三个层面来进行分析。产权性质即国有股权和民营股权在企业技术创新能力之间的差异。傅传锐[10]通过实证研究,检

验智力资本价值创造效率与公司产权性质、治理机制的关系,发现高管激励与股权治理能使企业的智力资本价值创造效率显著提升;与民营企业相比,国有产权性质拉低了国有企业的智力资本价值创造效率,并弱化了公司治理机制对智力资本治理的有效性。2006年,国务院部署开展创新型企业试点工作。陈昆玉[8]通过研究试点企业的股权结构、创新活动与公司业绩之间的关系,发现这些企业入选试点后,企业的创新产出得到显著增加,但公司业绩并没有随着创新产出的增加而提高。由此可以说明,政府干预不能促进企业构建良性创新机制,也无法推动企业的长期发展。杜瑞等[11]研究发现,技术创新与企业竞争优势正相关,考虑股权的二元性时,混合股权中的混合程度越高,越有利于企业发挥竞争优势,提升技术创新能力;同时,应当注意当管理层权力过大时,将不利于混合股权协同作用的充分发挥。

2郾股权集中度与技术创新能力的关系

本文用大股东占全部股东的比例即股权集中度,来衡量大股东是否侵占中小股东的利益,进而是

否对企业技术创新能力产生影响。吕新军[12]研究发现,公司股权集中度的提高、股权制衡力的增强以及高管激励政策的实施,有助于提升公司的治理效率;国有上市公司的治理效率普遍低于非国有上市公司,但二者之间的差距在逐步缩小。

3郾股权变动与技术创新能力的关系

股权结构的变动,易导致企业经营状况出现波动,尤其是大股东持股比例的变更导致企业股权性

质的变化时,更会造成企业的异常波动,这不利于企业进行长期的技术革新与创新研发的稳定投入。基于上述分析,笔者提出如下假设:

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假设1:国有产权上市公司的技术创新能力比民营产权上市公司的技术创新能力弱。

假设2:股权集中度越高,上市公司的技术创新能力越强,但企业技术创新能力随着股权集中度的提高而下降,即存在倒U型关系。

假设3:股权结构变动不利于上市公司技术创新能力的提升。(二)董事会结构与企业技术创新能力

董事会在企业拥有最高的决策权力,在企业的重大决策中起关键作用,在决定企业技术创新能力方面也同样如此。在双重委托代理关系下,董事会治理是公司治理的核心。从Pfeffer[13]开始研究董事会治理的近几十年中,董事会特征、董事会结构、董事会组成以及董事会程序是国内外学者主要研究的四个维度。Fama和Jensen[14]提出的资源依赖理论的观点认为董事被公司雇佣,董事要对公司负责,应当提供专业的咨询以及生产和研发方面的决策建议。同时,董事也负有加强公司与外部环境交流与沟通的责任。Pfeffer和Salancik

[15]

提出的代理理论认为,董事会对股东大会负责,受股东大会的

委托,讨论并决定公司的重大战略方案,日常的主要职责就是对企业高层管理者的经营活动进行监督。曹廷求等[16]的研究发现,董事会自主治理水平的提高能显著促进公司绩效,董事会自主治理对绩效的作用主要是董事会“独立性冶和“合规性冶机制发挥了作用,不同股权集中类型公司的自主性治理水平对绩效的促进效应存在差别。周婷婷[17]研究发现,董事会治理显著推动了公司的内部控制建设,信息环境的变动表现出正向调节效应,高层人事环境的变动与产品市场竞争的变动则主要发挥反向调节作用。

赵旭峰和温军[18]重点探讨了公司董事会治理与企业技术创新投入之间的关系,发现公司的独立董事占比与企业技术创新呈正相关关系;在企业的技术创新投入方面,独立董事所占比重较高的企业明显要比独立董事所占比重较低的企业有更多的投入;董事会规模与技术创新呈负相关关系;董事会股权激励促进了企业的技术创新,董事会股权激励的水平越高,则企业技术创新投入就越多。马连福等[19]从社会网络视角,以2010—2013年沪深两市技术密集型上市公司为研究样本,研究发现,企业董事会的网络位置会对技术创新投入产生显著为正的积极影响,相比于国有企业,董事会网络位置对民营企业技术创新投入的促进作用更显著;与市场化程度较低的地区相比,市场化程度较高地区的董事会网络位置对技术创新投入的提升作用更显著。

杨典[20]指出,为保证董事会对股东大会负责,董事会所做的决策必须能够维护公司和所有股东的正当利益,因而有必要在董事会建立并完善有效的利益权力制衡机制,比如外部董事制度和内部董事制度等。外部董事制度尽管在逻辑上有助于提升公司绩效,但支撑这一观点的经验数据很难找到。实践中,虽然外部董事并未有效提高公司绩效,但对于渴望尽快同国际最佳惯例接轨、加速实现企业管理现代化的中国企业来说,在董事会中聘任外部独立董事,既是企业治理上的需要,也是符合监管政策的举措。独立董事制度作为一种制度安排,可以进一步增强企业的政治关联。原因主要是,在正式制度相对欠缺的背景下,独立董事的政治关联可以作为正式制度的替代性机制,保护民营企业的知识产权,帮助民营企业获得所需的稀缺资源来推动民营企业的创新,进而促进民营企业的发展。独立董事一般为高级知识分子,富有远见和专业精神,他们可以使得公司决策更加科学。基于此,笔者提出如下假设:

假设4:独立董事制度提高了企业的技术创新能力。假设5:独立董事占比高的上市公司的技术创新能力更强。(三)监事会会议与企业技术创新能力

监事会的职责是独立行使监督公司业务执行状况、财务状况和其他公司重大事务的权力机构,是法律规定的股份公司必设的监督机构,是公司治理结构的重要组成部分。宁家耀和王蕾[21]认为,监事会行为强度是衡量其是否真正起到监督作用的关键指标。Vafeas[22]认为,用董事会会议次数这一指标来测度监事会的监督作用比较理想,理由是上市公司的董事会会议包括股东会议和监事会议,监事都会参加上述会议,并且调整董事会会议次数比改变企业股权结构和董事会结构来得更加容易而且成本更低。任云海[23]研究发现,企业董事会召开会议的次数越多,会议的频率越高,越能提高公司治

理效率。因此,笔者认为,发挥监事会在董事会会议中的监督作用,有利于企业技术创新能力的提升。基于此,笔者提出如下假设:

假设6:监事会会议次数越多,越有利于企业技术创新能力的提升。三、研究设计(一)变量选取

表1变摇量一级指标自变量

企业技术创新能力

二级指标研发支出总额研发支出强度研发支出增长率国有产权性质

因变量

董事会结构股权结构

最大股东比例前十大股东比例股权结构变动独立董事比例两职合一每股基本收益权益乘数现金比率净营业周期

固定资产投资扩张率

参考现有文献,本文选取的自变量、因变量和控制变量以及符号与度量如表1所示。

变量定义及预期符号符摇号YzzeYzqdGycqOneTenGqjgDldsLzhyJshEpsQycsXjblKzl

取值方法

本期末上市公司研发支出额

本期末上市公司研发支出额/营业收入本期末国有持股比例

本期末前三大股东的持股比例前十大股东本期末持股比例之和若本期股本存在变动取值为1,否则为0独立董事人数/董事会人员数

若总经理与董事长由同一人担任取值为1,否则取0董事会会议次数当期每股基本收益

当期资产总额相当于股东权益的倍数(货币资金+交易性金融资产)/流动负债

当期固定资产投资金额与前期固定资产投资金额之比

-++-+++预期符号

Yzzzl新增本期研发支出/本期末研发支出额

监事会监督监事会会议次数控制变量

Jyyzq存货周转天数+应收账款周转天数

1郾模型建立

(二)计量模型本文构建基本模型如下:

为了准确度量企业研发支出总额、研发支出强度和研发支出增长率三个被解释变量与解释变量董

(2)(3)(4)(1)

lnNovit=琢+琢1lnNovi,t-1+琢2Shareholderit+琢2Shardholder2it+琢3Boardit+琢4Meetingit+着

事会结构、股权结构和股东会议情况,我们将模型(1)具体细化为:

*lnYzzeit=琢+琢1lnYzzei,t-1+琢2Gycqit++琢3Oneit+琢4One2it+琢5Tenit+琢6Gqjgit+琢7Dldsit+琢8Lzhyit+琢9Jshit+着it*Yzqdit=琢+琢1Yzqdi,t-1+琢2Gycqit++琢3Oneit+琢4One2it+琢5Tenit+琢6Gqjgit+琢7Dldsit+琢8Lzhyit+琢9Jshit+着it*Yzzzlit=琢+琢1Yzzzli,t-1+琢2Gycqit++琢3Oneit+琢4One2it+琢5Tenit+琢6Gqjgit+琢7Dldsit+琢8Lzhyit+琢9Jshit+着it

2郾研究方法

其中,t和i分别表示上市公司年份和序号;着和琢分别表示误差项和常数项。

本文选取的变量有两个特点:一是被解释变量具有动态性,企业的研发投入作为一个流量概念易

受上一期研发支出的影响;二是小样本性质,样本容量偏小可能会导致估计量不一致,即一致性问题。解决变量流量特性的通行做法,是将研发支出的滞后一期值作为解释变量加入到估计模型中,这样做的缺点是容易导致多重共线性,因而使用传统的OLS估计方法会导致有偏性和不一致现象,通过寻找工具变量(IV)或采用广义矩(GMM)可以有效解决多重共线性问题。小样本估计同样容易导致估计有偏性。因此,寻找合适的工具变量和选择恰当的估计方法是消除多重共线性及估计偏误的关键。选用研发支出的滞后一期值作为工具变量,能够解决企业研发支出的流量特性。考虑到样本数据采用的是2010—2014年94家上市公司的面板数据,故采用广义矩(GMM)估计方法。识别工具变量有效性的方法主要有两种:一是Sargan检验;二是通过AR(1)和AR(2)检验来识别残差序列是否存在序列相关性。进一步,广义矩估计方法可分为系统广义矩估计和差分广义矩估计。通过比较,系统广义矩估计方法相对差分广义矩估计方法更能有效解决弱工具变量问题,故本文使用系统广

义矩估计方法。

四、实证检验及结果解析(一)数据来源与说明

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由于我国现行的会计制度与上市公司披露格式,对企业研发支出没有硬性规定和统一要求,各主要金融数据库对上市公司治理结构相关数据的披露也不一致,为了尽量解决数据差异造成的估计偏误,本文选用了94家在深圳交易所上市的公司信息披露情况较一致的公司2010—2014年的数据作为研究样本,共得到380个观测值。数据来源于国泰安数据库(CSMAR)。

(二)变量的描述性统计

变量的描述性统计结果如表2所示。

表2变摇量YzzeYzqdGycqOneTenGqjgDlds均摇值1郾070郾040郾420郾040郾450郾540郾150郾37标准差0郾3665郾870郾120郾160郾160郾360郾060郾07变量的描述性统计结果(N=380)最小值0郾750郾000郾000郾000郾090郾130郾000郾25最大值34郾86585郾400郾710郾840郾871郾000郾710郾73变摇量LzhyJshSalesEpsQycsXjblKzlJyyzq均摇值0郾7070郾310郾342郾07143郾1732郾921郾679郾44标准差0郾46171郾210郾491郾73174郾2978郾403郾323郾04最小值0郾003郾00-2郾321郾020郾06-79郾24-65郾831郾23最大值摇1郾001089郾3027郾551512郾70832郾0235郾752郾8819郾00Yzzzl由表2的相关数据可以发现,被解释变量的差异较大。从研发支出总额来看,94家上市公司平0郾04,最大值为0郾73,最小值为0郾00;从研发支出增长率来看,均值为0郾42,最小值为0郾00,最大值为585郾40,但标准差为65郾87。可见,从被解释变量的数据分布来看,企业的研发投入是一个流量。在股权结构方面,94家上市公司中,国有产权平均值为0郾04,说明民营企业的比重较大;前三大股东的平均值为0郾45,前十大股东的平均值为0郾54,说明股权比较集中;股权结构变动的平均幅度为0郾15,说明股权并不稳定。在董事会结构方面,独立董事的平均比例为0郾37,说明独立董事占比接近2/5,在上市公司的决策中起着较重要的作用;两职合一的平均值为0郾70,说明70%的上市9郾44次,不同公司每年召开的监事会会议的次数存在较大差异。模型中的各变量之间不会存在可能影响研究结果的多重共线性。

表3变摇量YzzeDldsOneTenJshYzqdLzhyGqjgGbjg

Yzze10郾12*0郾080郾060郾28

Yzqd1

Yzzzl

变量的Pearson相关系数矩阵Dlds

Lzhy

One

Ten

Gqjg

Gbjg

Jsh

均支出为1郾07亿元,最大值为34郾86亿元,标准差为0郾36亿元;从研发支出强度来看,均值为

公司董事长和总经理为同一人,有利于企业的技术创新。在监事会会议方面,监事会会议平均次数是

表3为本文所有变量的相关系数矩阵。从变量间的相关系数看,变量相关系数值都不大,说明在

Yzzzl-0郾05-0郾10-0郾37

-0郾07-0郾030郾040郾040郾070郾050郾11*

-0郾070郾050郾05-0郾060郾07

0郾09*0郾09*

-0郾27*0郾020郾03-0郾02

0郾19*0郾13*

-0郾080郾02

-0郾10*-0郾14*0郾23*

0郾92*0郾12*-0郾080郾03

摇摇注:*表示10%的显著性水平,Gbjg表示股本结构变动。

-0郾13*

-0郾10*0郾09*

-0郾03-0郾09

0郾11*

-0郾02-0郾05

0郾031

动态面板系统广义矩估计回归结果

Yzze-0郾030郾070郾08

0郾58*

****

(三)系统广义矩估计及结果解析

模摇型模型(2)模型(3)模型(4)

Yzqd-0郾080郾020郾06

0郾48*

********

表4为模型(2)—模型(4)的回归结果。从AR(1)和AR(2)的检验结果来看,各回归模型的残差序列存在一阶序列相关,由此可以表明,我们采用一阶自回归动态面板模型进行估计是可行的,工具变量采用被解释变量滞后一期的值也是有效的。由此,根据模型各项评价估计指标的结果来分析,本文的估计结果是有效的。

从表4的估计结果可知,在企业技术创新的动态特征与持续投入方面,从模型(2)、模型(3)和模型(4)的回归结果来看,企业技术创1%置信水平下显著,说明企业技术创新具有动态特征,且需要持续的研发投入;在股权结构方面,国有产权比率对企业技术创新的作用为负,且在模型(2)和模型(3)中显著,说明国有产权不利于企业技术创新,支持了假设1。大股东持股比例显著促进了企业技术创新,说明股权集中度越高,越容易增加研发支出。从大股东的平方项来看,仍然是显著为正,说明股权集中度与企业技术创新并不存在倒U型关系,与假设2新的滞后一期对本期有正向促进作用,且都在

因变量

InNovt-1GvcqOneOneTen

Yzzzl

0郾33*

GqjgLzhySargan检验P值住(常数项)

JshDlds

-0郾08***

-0郾02**

0郾06*

-0郾00*

0郾00*

0郾08*

0郾01**

-0郾26**

-0郾06**

0郾07*

0郾16

-0郾04

0郾35

0郾04*0郾01

0郾02*

0郾57

***

AR(1)检验P值AR(2)检验P值

样本量

0郾330郾020郾84364

-0郾48

0郾01

*****

0郾510郾050郾62364

0郾36

0郾08

***

0郾440郾030郾71364

***

摇摇注:采用STATA12郾0估计输出结果;*、*和*分别

表示检验参数在1%、5%和10%的置信水平下拒绝显著为零的原假设;AR(1)检验的原假设为模型残差序列差分后不存在一阶的序列相关性,AR(2)检验的原假设为模型残差序列差分后不存在二阶的序列相关性,说明模型的设计是有效的。

相悖。股权结构变动对企业技术创新有显著的负向作用,说明股权变动不利于技术创新,支持了假设3;在董事会结构方面,独立董事对企业技术创新有显著的正向促进作用,说明独立董事对企业长期发展和持续创新有积极的促进作用,加上独立董事具有专业性、高学历和高职称等特点,独立董事正向提高了企业的技术创新能力,支持了假设4和假设5。董事长和总经理两职合一对企业技术创新有显著的正向促进作用,这与陈守明等[24]研究结论相一致。董事长与总经理两职合一被认为是解决委托—代理难题的制度安排,可以使管理者更加关注公司的长期发展从而增加企业的研发投入,由于本文的样本多数为民营性质的上市公司,可以说两职合一有利于企业的技术创新;在监事会作用方面,董事会会议次数与企业技术创新为显著的正相关关系,说明发挥董事会会议与监事会会议的监督作用有利于企业做出长期发展和持续创新的决策,支持了假设6。

五、稳健性检验

本文利用动态GMM模型分析了公司治理与企业技术创新能力之间的关系。但也有部分文献,如鲁桐和党印[7]以及李胜兰等[25]在研究此类问题时采用了静态模型。借鉴上述文献的做法,本文进一步采用静态模型对结果予以进一步检验,以保证本文结论的稳健性。此外,为准确分析股权结构与企业创新能力之间是否存在倒U型的非线性关系,本文分别构建模型(5)和模型(6)。在这两个模型中,以企业研发支出总额和研发支出增长率为被解释变量,以董事会结构、股权结构和董事会会议次数为解释变量,并选用营业收入、每股基本收益、权益乘数、现金比率、营业周期、固定资产投资扩展率为控制变量,以判断企业的盈利能力和存续时间长短等变量对企业创新能力的影响。数据来源于国泰安数据库(CASMAR),时间跨度为2010—2014年。

具体的估计模型如下:

InNovit=琢+琢1Boardit+琢2Shareholderit+琢3Meetingit+移茁itControlit+着

InNovit=琢+琢1Boardit+琢2Shareholderit+琢3Shardholder2it+琢4Meetingit+移茁itControlit+着

(5)(6)

表5给出了企业研发支出总额和增长率与公司治理结构的分析结果。

表5变摇量DldsOneTenJshEpsLzhyOne2SalesQycsXjblKzlJyyzq琢(常数项)LM检验Hausman检验

模型(5)

2郾17*(3郾92)

财经问题研究摇摇2018年第7期摇摇总第416期

研发支出总额和增长率与公司治理结构的回归结果研发支出总额

模型(6)2郾08

***

研发支出增长率

模型(5)

33郾49*(4郾79)

模型(6)34郾11

***

-1郾60(-1郾4)-0郾52(-0郾77)

0郾58*(4郾16)

0郾07(0郾42)0郾05(0郾28)4郾12(1郾33)

(3郾75)

2郾11(1郾03)8郾26(0郾57)8郾38(0郾98)1郾96(1郾11)0郾10(0郾3)

-7郾130郾56

0郾15

(2郾09)

-0郾83(-1郾20)

0郾15*(2郾05)

***

(-1郾98)(4郾01)

-28郾25(-0郾72)45郾50(1郾00)10郾33(1郾18)2郾10(1郾19)0郾10(0郾29)

2郾26(1郾10)

(4郾86)

1郾72*(1郾88)*

1郾74*(1郾90)

-0郾41*(-3郾27)

-0郾04(-1郾35)-0郾01(-0郾91)-0郾01(-0郾28)4郾01(1郾32)

132郾65***

28郾95*

-0郾41*(-3郾26)

-0郾04(-1郾33)-0郾02(-0郾42)3郾75(1郾24)

149郾08***

17郾64*

-1郾02(-0郾64)-0郾03

-0郾19(-0郾97)-0郾27(-0郾46)

381郾95***

36郾86*

-1郾04(-0郾65)-0郾22(-1郾08)-0郾23(-0郾39)

421郾54***

32郾14*

0郾00*(3郾18)0郾00

-0郾01(0郾68)

***

(3郾39)(-2郾37)*

-0郾03*(-2郾46)

-56郾72(-1郾48)

0郾000郾00

-55郾04(-1郾43)

0郾000郾00

***

摇摇注:*、*和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,括号内为t统计值。

从表5的回归结果可以看出,模型(5)和模型(6)的LM检验结果均认为应采用能反映个体特性的固定效应或随机效应模型进行估计,而不应该使用混合回归。Hausman检验结果则表明,样本个体不可观测的异质性与某个解释变量存在相关关系,采用固定效应模型进行估计要优于随机效应模型。因而,采用固定效应模型是合理有效的。

从表5的估计结果来看,企业的董事会结构中,独立董事比例显著正向影响企业技术创新能力;董事长和总经理两职合一的效应尽管并不显著但回归系数为正,企业的两职合一促进了企业技术创新。股东会会议次数显著正向影响了企业技术创新能力,但从股权结构来看,模型(5)和模型(6)得出的结果恰恰相反且都不显著。从第一大股东的平方估计结果来看,模型(5)的系数显著为负,表明公司研发支出的增长与股权集中度呈倒U型关系,也说明股权结构与企业技术创新能力存在着倒U型的非线性关系,适当的股权集中度能够促进创新。另外,从控制变量来看,营业收入、每股基本收益和营业周期对企业技术创新能力有显著的影响,说明企业良好的经营状况和较长的经营时间对技术创新有积极作用。

六、结摇论

企业技术创新是技术进步的源泉和推动经济增长的重要因素。本文从股权结构、董事会结构和监事会会议次数三个维度来探讨公司治理与企业技术创新能力的内在关联性。考虑到企业研发投入是一个存量,易受到前期研发投入的影响,在被解释变量的选择上,除了采用研发投入总量和研发投入强度等通常做法外,还把企业研发支出增长率指标引入模型,以更加准确地衡量企业对技术创新的投入力度。通过选取2010—2014年深交所94家上市公司的统计样本,本文采用系统广义矩模型估计了公司治理机制对技术创新的影响。结果表明,公司的独立董事占比、两职合一以及监事会会议次数对企业的研发支出总额与研发强度能够起到显著的正向促进作用,国有股比例、股本结构变动与研发强度与企业研发支出总量呈负相关关系,公司股权集中度与研发强度、企业研发支出总量呈现出倒U型关系。由此可以说明,上市公司的研发创新活动具有显著的自我强化机制。

研究还发现,以研发支出增长率作为被解释变量的估计结果与另外两个指标相比,存在一定程度的差异。首先,企业研发支出增长率的提高受到公司所有者本身与公司经营者主体对企业长远发展重

视程度的制约,因而研发支出增长率与股权集中度之间没有呈现出倒U型关系,随着股权集中度的提高,企业研发支出的增长率也随之提高。其次,企业董事长与总经理两职合一时,担任公司总经理的董事长也需要好的经营业绩来证明其优秀的管理能力,因而考虑更多的是短期利益,不会持续长期进行R&D投入。抛开其它因素,对于研发强度和研发支出总量来说,当股权结构产生波动时,会对企业的研发支出增长率产生显著的负向影响,上述结论通过了稳健性检验。参考文献:

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(责任编辑:于振荣)

[DOI]10郾19654/j郾cnki郾cjwtyj郾2018郾07郾011

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