企業類型、所有權集中度與創新研究

張 斌，陳 巖

(北京郵電大學經濟管理學院，北京 100876)

現有文獻大多僅從所有權結構的某個角度來考慮對創新投入或產出的影響，這種單一視角的經驗分析容易導致結論相悖，由此得出的政策含義也可能大相徑庭。基于此，本文借助于委托代理和資源依賴理論，將所有權集中度和企業類型嵌入CDM模型［1］，構建創新投入、創新函數和生產函數組成的聯立方程模型，實證對比分析了中國情境下企業所有權結構與創新和財務績效的關系。

1 理論分析和假設提出

依據所有權視角的創新管理研究，代理成本影響企業的創新投資決策和效率，而如何降低代理成本很大程度上取決于所有權結構［2］。一些學者認為集中型所有權能對經理人進行有效監督，降低代理成本，有利于提高企業的創新績效。與此相反，一些學者認為集中型所有權盡管在一定程度上降低了委托代理問題，但是對管理者的過分約束，犧牲了風險分擔和決策專業化的好處，不利于企業的創新投入和產出［3］。本文認為，不同的經濟體背景下，由于經濟、組織和制度條件的差異，所有權集中度與創新的關系可能并不一致。所以，將代理理論應用到中國時，必須重新考慮這些特征的影響。

在發達國家，企業所有權和控制權的分離引起委托人和代理人之間信息不對稱，這將導致委托代理沖突，會對企業重大決策產生負向影響，尤其是與創新相關的投資決策。像中國這樣的新興經濟體，公司治理制度還不完善，投資者保護機制還不成熟，而且控股股東廣泛存在，代理問題變得更加嚴重和復雜［4］。一方面，在由少數股東所控制的企業中，控股股東和小股東容易產生利益沖突，前者往往犧牲后者利益來最大化自己的利益［5］。這種情況不利于外部投資者對企業的長期投資，使企業缺乏創新所需的有效資源。另一方面，當控股股東將控制權轉移給經理人時，經理人則考慮到創新項目不能產生短期的回報，為了規避風險，并不愿從事長期的研發活動，更傾向于短期內能為企業帶來利潤的項目，以提高企業的財務績效為目標。因此，我們得到如下假設:

H1a:集中型所有權對企業研發投入、創新產出具有負向影響;

H1b:集中型所有權對企業財務績效具有正向影響。

委托代理理論表明不同所有權類型具有相似的創新行為，而經驗研究卻發現不同的所有權類型在創新戰略方面有不同的偏好。現有研究對國有企業、民營企業和外資企業的創新表現進行了積極的探索。例如，李春濤等［6］從定性的角度檢驗了不同所有制下企業創新投入和產出的情況，結果發現國有企業更具有創新性。相反，Li等［7］利用結構方程的方法檢驗了國有企業中政府對創新的影響，結果發現政府控制不利于企業創新，而內部治理改善對創新有正向效應。事實上，不僅國有企業的研究存在相反的結論，對外資企業和民營企業來說，也存在同樣的爭論。

針對這些矛盾，一些學者試圖利用資源依賴理論來解釋所有權類型對創新的影響，因為不同的投資者能為企業帶來創新所需的不同資源［8］。資源依賴理論把企業看作開放的系統，依賴于外部組織和環境，通過投資者提供外部資源將組織和外部環境聯系起來，減少環境的不確定性。創新需要企業提供有價值的特定資源，包括金融和技術等，而單一企業通常并不能擁有創新需要的所有資源，必須依賴能為企業提供外部資源的投資者。

具體來說，對于國有企業，政府作為資源豐富的外部控股者，能為企業帶來創新所需的資源，而且國有企業需要發揮引導作用，管理者迫于政府壓力不得不實施高風險的長期創新戰略。但是，國有企業的創新效率低下，主要有兩個原因:第一，國有企業存在多級代理問題，經理人市場不成熟，市場競爭并未能對經理人施加有效的壓力，經理人就有更多的機會享受非金錢收益;第二，企業管理者持有低工資卻擁有較大的權利，盡管按政府的意志開展創新活動，但是管理層更容易做出瀆職、怠慢等偏離股東目標的行為。因此，委托代理沖突造成了國有企業創新效率的損失，這種損失甚至大于生產效率的損失［9］。

而對外資企業來說，在創新產出方面擁有明顯的優勢［10］:跨國公司具有一定的技術競爭優勢，帶來的先進技術有助于提高國內企業的創新能力;為了共同的利益，外資合伙人通過轉移高級技術資源，鼓勵和幫助國內企業提高創新績效;外國投資者通過調控他們的股權來鼓勵國內合伙人更多地投資到技術的發展。因此，得到如下假設:相對民營企業來說，

H2a:國有企業具有較高水平的研發投入，但是創新產出較低;

H2b:外資企業具有較高水平的研發投入，而且創新產出也較高。

由于創新項目是一種高風險、高回報的長期投資，生產創新型產品所需要的成本相當高，當企業研發投資過高時，短期內產生的利潤就會受到限制，不利于企業的財務績效。因此，國有企業和外資企業擁有創新所需的各種資源，在研發方面有過多的投入，但這些投入并不能快速地轉化為財務績效。但是，對于國有企業，政府更注重企業的社會政治效應，如引導效應，政治穩定和社會公平性等。同時，國有企業管理者只是政府指令性計劃的執行者，績效通常作為管理者考核的重要指標，并且可能與管理者的仕途相關。于是，管理者為了表現業績，通常更注重企業的財務績效。

對于民營企業來說，面對更加激烈的競爭環境，解決生存性問題成了企業決策的首要目標，企業不得不放棄能產生巨額回報的研發項目，轉而投向能在短期帶來利潤的項目。而且，民營企業通常缺乏創新所需的資金和技術等資源，并不像外資企業那樣擁有技術優勢，也不像國有企業那樣擁有資金和政策支持。因此，得到如下假設:相對民營企業來說，

H3a:國有企業具有較高水平的財務績效;

H3b:外資企業具有較低水平的財務績效。

2 研究設計

2.1 樣本數據

本文數據來源于中國國家統計局的非上市工業企業數據，該數據涵蓋了年營業額在500萬元以上企業的財務和運營信息。國家統計局從不同地理范圍，不同行業和不同年代來收集數據，從而保證了數據的一致性和準確性。盡管該數據包含了1998—2008年的企業數據，但是我們研究所需的一些關鍵變量只有2005—2007年的數據可用，如研發經費等。此外，該數據包含全部的所有權類型，研究僅選取國有企業、民營企業和外資企業作為樣本。在實際分析時，我們剔除了一些不良樣本［11］，如所有權結構保持不一致，銷售額非正、實收資本小于其他資本之和等樣本，最終選擇了48775家企業的平衡面板數據。

2.2 變量定義

(1)內生變量。我們用企業研發密度做代理變量來衡量企業創新投入的水平，用研發費用與銷售額的比值來表示。創新績效用新產品產值與員工人數的比值來表示。與專利指標相比，選用新產品值來衡量創新產出有兩點優勢:第一，新產品值能很好地反應新產品的市場接受程度，能有效地體現企業創新投入所產生的回報;第二，一些企業為了技術保密并不愿意通過專利展示創新成果，所以新產品值能比較全面地衡量創新產出。由于新產品從研發決策到市場銷售需要一定的時間，我們對創新績效采用滯后一年的方法。根據 Le等［12］，財務績效用銷售收入的對數來表示。

(2)外生變量。我們用集中型和分散型所有權來衡量所有權集中度，用虛擬變量來表示，1表示集中型所有權，0表示分散型所有權。關于企業類型，以民營企業為基組，引入虛擬變量SOEs表示國有企業，FIEs表示外資企業。我們還采用行業技術機會 (OPPT)對行業特征進行了控制，選用3位碼行業數據，利用下式進行計算:

其他外生變量及其表示方法如表1所示。

2.3 模型設定

與以往研究不同，論文將所有權集中度引入CDM模型中，進一步豐富了所有權結構的維度，對比分析不同的所有權結構是創新導向還是績效導向。因此，基于CDM模型，論文構建了由研發投入、知識函數和生產函數組成的聯立方程模型，論文設定的循環方程模型如下所示:

其中，i代表企業 ID，t代表時間，ε1，ε2，ε3表示隨機誤差項。研發投入、創新產出和財務績效為該循環系統的內生變量。方程 (2)中的向量x包含7個外生變量，即出口密度、市場營銷投入、市場化程度、行業技術機會、行業外資滲透度、企業年齡和企業規模;方程 (3)中的向量y也包含7個外生變量，即職工教育投入、市場化程度、行業技術機會、行業外資滲透度、企業年齡、企業規模和資本密度;方程 (4)中的向量z包含4個外生變量，即人力資本、企業年齡、企業規模和資本密度。由于方程存在內生變量，如果直接用OLS估計聯立方程中的每個方程，將導致內生變量偏差或聯立方程偏差，得不到一致估計。為此，我們采用系統估計法“三階段最小二乘法”(3SLS)。

表1 變量定義

3 實證結果

3.1 描述性統計

本研究應用STATA軟件分析數據，計算各變量的描述性統計值。由于企業的創新產出差別很大，且相當大一部分企業新產品產值為0，盡管已經剔除一些異常值，變量NPE的標準差還是比較大，但這并不影響回歸結果。從變量之間的相關系數可以看到，SIZE與PERF、CAPITAL的相關系數高達0．80和0．85。因此，很有必要檢驗多重共線性，通過OLS回歸分別計算了單個方程的自變量膨脹因子，最高僅為4．18。這表明回歸分析中不存在多重共線性的問題。此外，在對聯立方程模型的總體參數進行估計之前，其參數必須可識別，這是進行參數估計的前提。根據論文建立的結構方程，結構方程所排斥的外生變量均大于方程所包含內生變量的個數，因此，該結構方程為過度識別。

3.2 回歸結果及討論

盡管OLS可能會存在聯立方程偏差，我們還是將其結果與3SLS結果進行對比，三個聯立方程分別對應三個模型，如表2所示。在模型1和模型2中集中型所有權對創新投入和創新產出的影響都是顯著為負的，假設H1a得到證明。而在模型3中集中型所有權與企業財務績效是正向顯著的，假設H1b得到了證明。這一結果與Ortega-Argiles等［7］的結論一致，說明集中型所有權有助于對企業管理者的有效監督，雖然提高了財務績效，但犧牲了管理者的決策專業化的好處，不利于企業創新。這一結果在OLS估計方法中也得到了很好的證明。

表2 聯立方程模型的回歸結果

續表

在模型1中，相對于民營企業來說，國有企業的研發投入水平較高，而創新產出卻處于較低水平，這說明國有企業具有較高的研發投入，但由于創新效率低下，創新產出卻很低，假設H2a得到了證明。但是，外資企業與民營企業的研發投入并沒有明顯的差別，而在模型2中外資企業的創新產出卻明顯高于民營企業，H2b并沒有得到完全支持。盡管外資企業的創新投入并沒有明顯高于民營企業，創新產出卻是最高的，這說明外資企業具有較高的創新效率。這一結果從企業層面為吳延兵［5］的結論提供了進一步的證據。在模型3中，國有企業的財務績效水平顯著高于民營企業，而外資企業的財務績效水平低于民營企業，H3a和H3b得到了支持。可見，國有企業在績效方面表現出明顯優勢，而外資企業則相對較弱。這說明國有企業更注重于財務績效，而外資企業傾向于企業的創新績效。此外，模型1中財務績效與研發投入是正向顯著的關系，模型2中研發投入對創新產出是正向顯著的關系，而在模型3中研發投入與財務績效負向相關，創新產出與財務績效正向相關。

3.3 穩健性檢驗

我們按照以下幾個步驟進行了穩健性檢驗。首先，對樣本進行分類，即國有企業、民營企業和外資企業，并對三組所有模型分別重新進行了回歸分析。結果發現，主要變量的回歸結果保持一致。其次，利用一些替代變量來進一步驗證結果的穩定性。選用人均研發投入替代RDS，新產品值與銷售額的比值替代NPE，并分別對所有模型重新進行了回歸分析，結果保持不變。最后，還檢驗了年份和行業對實證結果的影響，發現結果仍然保持一致。

4 研究結論和啟示

第一，集中型所有權能對管理者實施有效的監督，但管理者規避風險，以提高企業短期績效目標，并不愿意從事長期的研發活動，因而不利于企業的創新;第二，國有企業在政府的引導下，能充分利用政府資源并積極開展創新活動。但是，國有企業存在嚴重的委托代理問題，創新產出較低，而外資企業擁有技術上的優勢，具有較高的創新產出;第三，相對于外資企業來說，國有企業和民營企業更注重企業財務績效。

本文對政策制定者和企業管理提供重要實踐啟示。第一，由于新興經濟體存在制度缺陷，而本文強調所有權結構在創新方面的重要性，企業通過調整所有權戰略，積極引進有利于創新的長期投資者來克服外部制度缺陷，有助于提高創新績效。同時，完善對外部投資者的保護制度，才能提高投資者的積極性。第二，公司治理影響創新效率，降低委托代理沖突是提高創新績效必須要解決的問題。因此，在完善董事會制度和提高信息透明度的同時，適度降低所有權集中度，才能降低代理成本，提高創新績效。未來研究可進一步分析所有權結構對創新的影響，挖掘現有理論在解釋中國企業戰略行為獨特性的過程中存在的情境障礙，在此基礎上豐富基于所有權視角的創新理論體系，進而指導中國企業改革的最新實踐。

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