股權結構、公司治理與企業技術創新能力

秦興俊,王柏杰

(1.山西財經大學工商管理學院,山西 太原 030031;2.西北工業大學人文與經法學院,陜西 西安 710072)

一、問題的提出

自Schumpeter[1]提出“創造性破壞”理論以來，創新和技術進步作為經濟增長的重要因素日漸被重視。20世紀80年代，Romer[2]與Lucas[3]提出的新增長理論突破了新古典增長理論關于技術進步外生的假設，強調技術進步是內生的，資本積累和創新都是促進技術進步的重要力量。Romer[4]在動態一般均衡框架下將創新、研發與內生經濟增長聯系起來，奠定了Schumpeter增長理論的基礎。

技術進步與創新密切相關，而承擔創新的主體是企業家。張維迎和盛斌[5]指出企業家的兩個基本功能是：發現不均衡和創造不均衡。趙洪江等[6]認為企業的技術創新有很大的風險性，企業需要大量并且長時期地投入經濟資源支撐研發活動，才有可能獲得本行業的能夠給企業帶來競爭優勢的核心技術。顯然，如何激勵企業家積極創新，如何設計一種合理的激勵制度鼓勵企業創新是企業管理理論與實踐面臨的重要課題，也可以說，鼓勵企業和企業家創新本質上是公司治理問題。

傳統的公司治理關注如何“分蛋糕”，公司治理的另一個層面是創新，也即如何“做蛋糕”。理論上，魯桐和黨印[7]構建了多任務情況下的“股東—經理”模型和企業層面的最優動態創新投資模型。“股東—經理”模型顯示，經理在創新工作和基本工作上努力的邊際成本與其占據工作職位的代理收益有關，可見，經理人符合“理性經濟人”假設。此外，經理在創新活動中付出努力的邊際成本取決于在該活動中擁有的邊際代理收益、創新活動完成概率、創新產出的績效激勵系數、經理的能力、經理擁有的資源以及該工作面臨外部環境的有利程度等。如果經理本身即是控股股東，其將擁有最大的創新動力，創新的代理問題將不存在，因此，創新的最佳條件是經理即股東。企業層面的最優動態創新投資模型表明，企業的當期利潤和未來利潤與企業的最優創新決策和公司治理質量存在相關關系。從上述兩個模型顯示的結果中可以看出，公司創新的動力源于創新的成本與收益之間的比較，但缺陷是企業的創新更多來自于基層員工，將企業的創新歸結于管理層是有失偏頗的。魯桐和黨印[7]進一步對不同行業的公司治理與技術創新進行了考察，按要素密集度將公司分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三類，相同點是大股東持股比例、基金持股比例和董事高持股比例對研發投入有正向影響，不同點是在資本密集型和技術密集型行業中，較高的董事薪酬激勵有利于創新活動的開展，而且良好的市場化環境是企業技術創新的外部推動力。

理論界的相關學者就公司治理與企業創新之間可能存在的關系，主要在兩個方面展開研究：第一，政府干預與企業技術創新。陳昆玉[8]采用2006年國家開展創新試點工作之后的37家試點上市公司為樣本展開研究，發現樣本公司在入選創新試點企業后效果非常明顯，公司的創新產出短時間明顯得以增加，但公司的財務業績沒有隨著創新產出的增加而提高，因此，政府干預不能促進企業構建良性創新機制，也無法推動企業的長期發展。第二，董事會結構與企業創新。董事會作為企業的決策與領導機構決定了企業的研發投入，進而影響企業技術創新。影響董事會結構的主要因素有：獨立董事比例，一般認為獨立董事作為高學歷、高職稱及專家的代表，他們更傾向于鼓勵企業創新；國有產權比例，一般認為國有產權比例過高不利于企業創新；股權變動程度，股權變動過大意味著企業的穩定性不高，不利于企業長期研發的持續投入；監事會作用，監事會對董事會和經理層有監督作用，監事會會議次數的多少與企業創新密切相關。

二、文獻回顧與基本假設

(一)股權結構與企業技術創新能力

借鑒葛蓉蓉[9]的研究，本文將從產權性質、股權集中度和股權變動三個層面來進行分析。

1.產權性質與技術創新能力的關系

產權性質即國有股權和民營股權在企業技術創新能力之間的差異。傅傳銳[10]通過實證研究，檢驗智力資本價值創造效率與公司產權性質、治理機制的關系，發現高管激勵與股權治理能使企業的智力資本價值創造效率顯著提升；與民營企業相比，國有產權性質拉低了國有企業的智力資本價值創造效率，并弱化了公司治理機制對智力資本治理的有效性。2006年，國務院部署開展創新型企業試點工作。陳昆玉[8]通過研究試點企業的股權結構、創新活動與公司業績之間的關系，發現這些企業入選試點后，企業的創新產出得到顯著增加，但公司業績并沒有隨著創新產出的增加而提高。由此可以說明，政府干預不能促進企業構建良性創新機制，也無法推動企業的長期發展。杜瑞等[11]研究發現，技術創新與企業競爭優勢正相關，考慮股權的二元性時，混合股權中的混合程度越高，越有利于企業發揮競爭優勢，提升技術創新能力；同時，應當注意當管理層權力過大時，將不利于混合股權協同作用的充分發揮。

2.股權集中度與技術創新能力的關系

本文用大股東占全部股東的比例即股權集中度，來衡量大股東是否侵占中小股東的利益，進而是否對企業技術創新能力產生影響。呂新軍[12]研究發現，公司股權集中度的提高、股權制衡力的增強以及高管激勵政策的實施，有助于提升公司的治理效率；國有上市公司的治理效率普遍低于非國有上市公司，但二者之間的差距在逐步縮小。

3.股權變動與技術創新能力的關系

股權結構的變動，易導致企業經營狀況出現波動，尤其是大股東持股比例的變更導致企業股權性質的變化時，更會造成企業的異常波動，這不利于企業進行長期的技術革新與創新研發的穩定投入。基于上述分析，筆者提出如下假設：

假設1：國有產權上市公司的技術創新能力比民營產權上市公司的技術創新能力弱。

假設2：股權集中度越高，上市公司的技術創新能力越強，但企業技術創新能力隨著股權集中度的提高而下降，即存在倒U型關系。

假設3：股權結構變動不利于上市公司技術創新能力的提升。

(二)董事會結構與企業技術創新能力

董事會在企業擁有最高的決策權力，在企業的重大決策中起關鍵作用，在決定企業技術創新能力方面也同樣如此。在雙重委托代理關系下，董事會治理是公司治理的核心。從Pfeffer[13]開始研究董事會治理的近幾十年中，董事會特征、董事會結構、董事會組成以及董事會程序是國內外學者主要研究的四個維度。Fama 和Jensen[14]提出的資源依賴理論的觀點認為董事被公司雇傭，董事要對公司負責，應當提供專業的咨詢以及生產和研發方面的決策建議。同時，董事也負有加強公司與外部環境交流與溝通的責任。Pfeffer 和Salancik[15]提出的代理理論認為，董事會對股東大會負責，受股東大會的委托，討論并決定公司的重大戰略方案，日常的主要職責就是對企業高層管理者的經營活動進行監督。曹廷求等[16]的研究發現，董事會自主治理水平的提高能顯著促進公司績效，董事會自主治理對績效的作用主要是董事會“獨立性”和“合規性”機制發揮了作用，不同股權集中類型公司的自主性治理水平對績效的促進效應存在差別。周婷婷[17]研究發現，董事會治理顯著推動了公司的內部控制建設，信息環境的變動表現出正向調節效應，高層人事環境的變動與產品市場競爭的變動則主要發揮反向調節作用。

趙旭峰和溫軍[18]重點探討了公司董事會治理與企業技術創新投入之間的關系，發現公司的獨立董事占比與企業技術創新呈正相關關系；在企業的技術創新投入方面，獨立董事所占比重較高的企業明顯要比獨立董事所占比重較低的企業有更多的投入；董事會規模與技術創新呈負相關關系；董事會股權激勵促進了企業的技術創新，董事會股權激勵的水平越高，則企業技術創新投入就越多。馬連福等[19]從社會網絡視角，以2010—2013年滬深兩市技術密集型上市公司為研究樣本，研究發現，企業董事會的網絡位置會對技術創新投入產生顯著為正的積極影響，相比于國有企業，董事會網絡位置對民營企業技術創新投入的促進作用更顯著；與市場化程度較低的地區相比，市場化程度較高地區的董事會網絡位置對技術創新投入的提升作用更顯著。

楊典[20]指出，為保證董事會對股東大會負責，董事會所做的決策必須能夠維護公司和所有股東的正當利益，因而有必要在董事會建立并完善有效的利益權力制衡機制，比如外部董事制度和內部董事制度等。外部董事制度盡管在邏輯上有助于提升公司績效，但支撐這一觀點的經驗數據很難找到。實踐中，雖然外部董事并未有效提高公司績效，但對于渴望盡快同國際最佳慣例接軌、加速實現企業管理現代化的中國企業來說，在董事會中聘任外部獨立董事，既是企業治理上的需要，也是符合監管政策的舉措。獨立董事制度作為一種制度安排，可以進一步增強企業的政治關聯。原因主要是，在正式制度相對欠缺的背景下，獨立董事的政治關聯可以作為正式制度的替代性機制，保護民營企業的知識產權，幫助民營企業獲得所需的稀缺資源來推動民營企業的創新，進而促進民營企業的發展。獨立董事一般為高級知識分子，富有遠見和專業精神，他們可以使得公司決策更加科學。基于此，筆者提出如下假設：

假設4：獨立董事制度提高了企業的技術創新能力。

假設5：獨立董事占比高的上市公司的技術創新能力更強。

(三)監事會會議與企業技術創新能力

監事會的職責是獨立行使監督公司業務執行狀況、財務狀況和其他公司重大事務的權力機構，是法律規定的股份公司必設的監督機構，是公司治理結構的重要組成部分。寧家耀和王蕾[21]認為，監事會行為強度是衡量其是否真正起到監督作用的關鍵指標。Vafeas[22]認為，用董事會會議次數這一指標來測度監事會的監督作用比較理想，理由是上市公司的董事會會議包括股東會議和監事會議，監事都會參加上述會議，并且調整董事會會議次數比改變企業股權結構和董事會結構來得更加容易而且成本更低。任云海[23]研究發現，企業董事會召開會議的次數越多，會議的頻率越高，越能提高公司治理效率。因此，筆者認為，發揮監事會在董事會會議中的監督作用，有利于企業技術創新能力的提升。基于此，筆者提出如下假設：

假設6：監事會會議次數越多，越有利于企業技術創新能力的提升。

三、研究設計

(一)變量選取

參考現有文獻，本文選取的自變量、因變量和控制變量以及符號與度量如表1所示。

表1 變量定義及預期符號

(二)計量模型

1.模型建立

本文構建基本模型如下：

為了準確度量企業研發支出總額、研發支出強度和研發支出增長率三個被解釋變量與解釋變量董事會結構、股權結構和股東會議情況，我們將模型(1)具體細化為：

其中，t和i分別表示上市公司年份和序號；ε和α分別表示誤差項和常數項。

2.研究方法

本文選取的變量有兩個特點：一是被解釋變量具有動態性，企業的研發投入作為一個流量概念易受上一期研發支出的影響；二是小樣本性質，樣本容量偏小可能會導致估計量不一致，即一致性問題。解決變量流量特性的通行做法，是將研發支出的滯后一期值作為解釋變量加入到估計模型中，這樣做的缺點是容易導致多重共線性，因而使用傳統的OLS估計方法會導致有偏性和不一致現象，通過尋找工具變量(IV)或采用廣義矩(GMM)可以有效解決多重共線性問題。小樣本估計同樣容易導致估計有偏性。因此，尋找合適的工具變量和選擇恰當的估計方法是消除多重共線性及估計偏誤的關鍵。選用研發支出的滯后一期值作為工具變量，能夠解決企業研發支出的流量特性。考慮到樣本數據采用的是2010—2014年94家上市公司的面板數據，故采用廣義矩(GMM)估計方法。識別工具變量有效性的方法主要有兩種：一是Sargan檢驗；二是通過AR(1)和AR(2)檢驗來識別殘差序列是否存在序列相關性。進一步，廣義矩估計方法可分為系統廣義矩估計和差分廣義矩估計。通過比較，系統廣義矩估計方法相對差分廣義矩估計方法更能有效解決弱工具變量問題，故本文使用系統廣義矩估計方法。

四、實證檢驗及結果解析

(一)數據來源與說明

由于我國現行的會計制度與上市公司披露格式，對企業研發支出沒有硬性規定和統一要求，各主要金融數據庫對上市公司治理結構相關數據的披露也不一致，為了盡量解決數據差異造成的估計偏誤，本文選用了94家在深圳交易所上市的公司信息披露情況較一致的公司2010—2014年的數據作為研究樣本，共得到380個觀測值。數據來源于國泰安數據庫(CSMAR)。

(二)變量的描述性統計

變量的描述性統計結果如表2所示。

表2 變量的描述性統計結果(N=380)

由表2的相關數據可以發現,被解釋變量的差異較大。從研發支出總額來看，94家上市公司平均支出為1.07億元，最大值為34.86億元，標準差為0.36億元；從研發支出強度來看，均值為0.04，最大值為0.73，最小值為0.00；從研發支出增長率來看，均值為0.42，最小值為0.00，最大值為585.40，但標準差為65.87。可見，從被解釋變量的數據分布來看，企業的研發投入是一個流量。在股權結構方面，94家上市公司中，國有產權平均值為0.04，說明民營企業的比重較大；前三大股東的平均值為0.45，前十大股東的平均值為0.54，說明股權比較集中；股權結構變動的平均幅度為0.15，說明股權并不穩定。在董事會結構方面，獨立董事的平均比例為0.37，說明獨立董事占比接近2/5，在上市公司的決策中起著較重要的作用；兩職合一的平均值為0.70，說明70%的上市公司董事長和總經理為同一人，有利于企業的技術創新。在監事會會議方面，監事會會議平均次數是9.44次，不同公司每年召開的監事會會議的次數存在較大差異。

表3為本文所有變量的相關系數矩陣。從變量間的相關系數看，變量相關系數值都不大，說明在模型中的各變量之間不會存在可能影響研究結果的多重共線性。

表3 變量的Pearson相關系數矩陣

注：*表示10%的顯著性水平,Gbjg表示股本結構變動。

表4動態面板系統廣義矩估計回歸結果模 型模型(2)模型(3)模型(4)因變量YzzeYzqdYzzzlInNovt-10.58???0.48???0.33???Gvcq-0.03??-0.08???-0.04One0.07?0.02???0.16?One20.08?0.06??0.01??Ten-0.08???0.08??0.35Gqjg-0.02???-0.00?-0.26??Dlds0.06??0.02?0.07??Lzhy0.04?0.00??-0.06??Jsh0.01?0.01??0.08?Α(常數項)0.57???-0.48???0.36???Sargan檢驗P值0.330.510.44AR(1)檢驗P值0.020.050.03AR(2)檢驗P值0.840.620.71樣本量364364364 注:采用STATA12.0估計輸出結果;???、??和?分別表示檢驗參數在1%、5%和10%的置信水平下拒絕顯著為零的原假設;AR(1)檢驗的原假設為模型殘差序列差分后不存在一階的序列相關性,AR(2)檢驗的原假設為模型殘差序列差分后不存在二階的序列相關性,說明模型的設計是有效的。(三)系統廣義矩估計及結果解析表4為模型(2)—模型(4)的回歸結果。從AR(1)和AR(2)的檢驗結果來看,各回歸模型的殘差序列存在一階序列相關,由此可以表明,我們采用一階自回歸動態面板模型進行估計是可行的,工具變量采用被解釋變量滯后一期的值也是有效的。由此,根據模型各項評價估計指標的結果來分析,本文的估計結果是有效的。從表4的估計結果可知,在企業技術創新的動態特征與持續投入方面,從模型(2)、模型(3)和模型(4)的回歸結果來看,企業技術創新的滯后一期對本期有正向促進作用,且都在1%置信水平下顯著,說明企業技術創新具有動態特征,且需要持續的研發投入;在股權結構方面,國有產權比率對企業技術創新的作用為負,且在模型(2)和模型(3)中顯著,說明國有產權不利于企業技術創新,支持了假設1。大股東持股比例顯著促進了企業技術創新,說明股權集中度越高,越容易增加研發支出。從大股東的平方項來看,仍然是顯著為正,說明股權集中度與企業技術創新并不存在倒U型關系, 與假設 2

相悖。股權結構變動對企業技術創新有顯著的負向作用，說明股權變動不利于技術創新，支持了假設3；在董事會結構方面，獨立董事對企業技術創新有顯著的正向促進作用，說明獨立董事對企業長期發展和持續創新有積極的促進作用，加上獨立董事具有專業性、高學歷和高職稱等特點，獨立董事正向提高了企業的技術創新能力，支持了假設4和假設5。董事長和總經理兩職合一對企業技術創新有顯著的正向促進作用，這與陳守明等[24]研究結論相一致。董事長與總經理兩職合一被認為是解決委托—代理難題的制度安排，可以使管理者更加關注公司的長期發展從而增加企業的研發投入，由于本文的樣本多數為民營性質的上市公司，可以說兩職合一有利于企業的技術創新；在監事會作用方面，董事會會議次數與企業技術創新為顯著的正相關關系，說明發揮董事會會議與監事會會議的監督作用有利于企業做出長期發展和持續創新的決策，支持了假設6。

五、穩健性檢驗

本文利用動態GMM模型分析了公司治理與企業技術創新能力之間的關系。但也有部分文獻，如魯桐和黨印[7]以及李勝蘭等[25]在研究此類問題時采用了靜態模型。借鑒上述文獻的做法，本文進一步采用靜態模型對結果予以進一步檢驗，以保證本文結論的穩健性。此外，為準確分析股權結構與企業創新能力之間是否存在倒U型的非線性關系，本文分別構建模型(5)和模型(6)。在這兩個模型中，以企業研發支出總額和研發支出增長率為被解釋變量，以董事會結構、股權結構和董事會會議次數為解釋變量，并選用營業收入、每股基本收益、權益乘數、現金比率、營業周期、固定資產投資擴展率為控制變量，以判斷企業的盈利能力和存續時間長短等變量對企業創新能力的影響。數據來源于國泰安數據庫(CASMAR)，時間跨度為2010—2014年。

具體的估計模型如下：

表5給出了企業研發支出總額和增長率與公司治理結構的分析結果。

表5 研發支出總額和增長率與公司治理結構的回歸結果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內為t統計值。

從表5的回歸結果可以看出，模型(5)和模型(6)的LM檢驗結果均認為應采用能反映個體特性的固定效應或隨機效應模型進行估計，而不應該使用混合回歸。Hausman檢驗結果則表明，樣本個體不可觀測的異質性與某個解釋變量存在相關關系，采用固定效應模型進行估計要優于隨機效應模型。因而，采用固定效應模型是合理有效的。

從表5的估計結果來看，企業的董事會結構中，獨立董事比例顯著正向影響企業技術創新能力；董事長和總經理兩職合一的效應盡管并不顯著但回歸系數為正，企業的兩職合一促進了企業技術創新。股東會會議次數顯著正向影響了企業技術創新能力，但從股權結構來看，模型(5)和模型(6)得出的結果恰恰相反且都不顯著。從第一大股東的平方估計結果來看，模型(5)的系數顯著為負，表明公司研發支出的增長與股權集中度呈倒U型關系，也說明股權結構與企業技術創新能力存在著倒U型的非線性關系，適當的股權集中度能夠促進創新。另外，從控制變量來看，營業收入、每股基本收益和營業周期對企業技術創新能力有顯著的影響，說明企業良好的經營狀況和較長的經營時間對技術創新有積極作用。

六、結 論

企業技術創新是技術進步的源泉和推動經濟增長的重要因素。本文從股權結構、董事會結構和監事會會議次數三個維度來探討公司治理與企業技術創新能力的內在關聯性。考慮到企業研發投入是一個存量，易受到前期研發投入的影響，在被解釋變量的選擇上，除了采用研發投入總量和研發投入強度等通常做法外，還把企業研發支出增長率指標引入模型，以更加準確地衡量企業對技術創新的投入力度。通過選取2010—2014年深交所94家上市公司的統計樣本，本文采用系統廣義矩模型估計了公司治理機制對技術創新的影響。結果表明，公司的獨立董事占比、兩職合一以及監事會會議次數對企業的研發支出總額與研發強度能夠起到顯著的正向促進作用，國有股比例、股本結構變動與研發強度與企業研發支出總量呈負相關關系，公司股權集中度與研發強度、企業研發支出總量呈現出倒U型關系。由此可以說明，上市公司的研發創新活動具有顯著的自我強化機制。

研究還發現，以研發支出增長率作為被解釋變量的估計結果與另外兩個指標相比，存在一定程度的差異。首先，企業研發支出增長率的提高受到公司所有者本身與公司經營者主體對企業長遠發展重視程度的制約，因而研發支出增長率與股權集中度之間沒有呈現出倒U型關系，隨著股權集中度的提高，企業研發支出的增長率也隨之提高。其次，企業董事長與總經理兩職合一時，擔任公司總經理的董事長也需要好的經營業績來證明其優秀的管理能力，因而考慮更多的是短期利益，不會持續長期進行R&D投入。拋開其它因素，對于研發強度和研發支出總量來說，當股權結構產生波動時，會對企業的研發支出增長率產生顯著的負向影響，上述結論通過了穩健性檢驗。