第二類代理問題與企業研發投入
——基于中國制造業上市公司的實證分析

（華東師范大學經濟學院，上海 200062）

引 言

與英美成熟的資本市場不同， “一股獨大”是我國上市公司的普遍現象，多數上市公司存在控股股東（Jiang和 Kenneth， 2015）［1］。 這一典型事實導致控股股東與中小股東之間的利益沖突（即第二類代理問題）成為我國資本市場需要面臨的關鍵問題（左晶晶等，2013）［2］。近年來我國資本市場頻頻 “暴雷”，康得新、康美藥業等上市公司被指財務造假，控股股東涉嫌大規模資金占用，類似案件不一而足。而同時，我國制造業關鍵領域創新水平不高、企業創新動力不足的瓶頸問題仍然突出（葉祥松和劉敬，2018）［3］。第二類代理問題是否是抑制我國企業研發投入的關鍵因素？其傳導機制是什么？這一系列問題對于加強企業創新主體地位，引領高質量企業發展具有重要意義。

企業研發（Research and Development，簡稱R＆D）是以創新驅動經濟持續增長的動力源泉。由于研發活動本身面臨高風險、長周期、嚴重信息不對稱等問題，創新型企業通常面臨較高的外部融資成本， 無法獲得最優的融資規模（Hall， 2002）［4］。已有研究認為，銀行融資的企業需要承受較大的利息負擔和破產風險，相比而言，股票市場具有更高的風險偏好，更利于企業創新（Cull等，2013；Hsu 等， 2014）［5，6］。 然而， 在資本市場不完善及監管體系較為落后的發展中國家，企業是否會將外部融資用于研發等創新活動尚未有定論。Belloc（2012）［7］指出，追求利潤最大化的公司是否投資于創新項目是提升全社會技術水平的關鍵，而這些投資決策是由公司治理體系決定的。Almeida和Wolfenzon（2006）［8］發現， 在投資者保護不足的制度環境下，企業會通過金字塔結構在集團內部形成融資市場，支持新設立公司的融資需求。

公司治理可能是影響企業研發投入的關鍵因素，但長期以來卻并未得到相關文獻的重視。成熟的股票市場之所以能夠培育出大量科技巨頭，一個重要條件是中小投資者受到了較好的保護。新興資本市場通常缺乏完善的中小投資者法律保護體系，導致上市公司股權集中度偏高，控股股東與中小股東代理問題突出（La Porta等，1999）［9］。大股東為實現對公司的控制，會通過交叉持股和金字塔結構方式獲得絕大多數的投票權，導致公司現金流量權與投票權偏離（Ownership-Cash Flow Divergence）。在此情形下，公司治理的主要代理問題也從經典的管理權與所有權分離引致的利益沖突（Jensen 和 Meckling， 1976）［10］轉移為控股股東與中小股東間的利益沖突，即第二類代理問題。姜付秀等（2017）［11］研究發現，大股東與中小股東間的利益沖突形成的第二類代理問題是導致我國上市公司融資約束的重要原因。如圖1所示，與世界其它主要經濟體相比，我國上市公司的股權集中度（用投票權表示）處于較高的水平。中國大陸境內上市公司第一大股東的平均投票權接近40%，遠高于英國、美國、日本、加拿大、韓國等發達經濟體的水平（約20%左右），前三大股東的平均投票權超過50%，同樣居于高位。

圖1 2012年世界主要經濟體上市公司股權集中度

立足于當前我國資本市場股權集中度較高、企業研發水平不足的典型現實，本文基于2008～2018年上市公司數據，考察了第二類代理問題對企業研發投入的影響。研究發現，在控制其他條件不變的情況下，與無實際控制人的公司相比，存在實際控制人的上市公司研發強度顯著較低。實際控制人控制權越高，第二類代理問題對企業研發投入的負面影響越顯著。進一步的機制檢驗表明，股權集中度越高，實際控制人更有可能存在 “掏空”行為，進一步加劇企業融資約束，抑制其研發投入。民營企業和新興制造業企業尤其應該警惕第二類代理問題對其創新投入產生的負面影響。

現有關于企業創新的研究主要聚焦金融發展（解維敏和方紅星，2011）［13］、知識產權保護制度（王海成和呂鐵， 2016）［14］以及創新補助（霍江林和劉素榮， 2018； 郭玥， 2018）［15，16］等外部因素，而較少從公司治理視角出發研究代理問題如何影響企業的投資決策。本文認為第二類代理問題可能加劇實際控制人的 “掏空”傾向，進而對企業研發投入產生負面影響；討論了不同產權性質和行業的情形下第二類代理問題對企業研發投入的影響，進一步深化了異質性企業公司治理水平與其創新能力之間關系的認識。

1 理論分析與研究假設

在投資者保護不足的制度環境中，實際控制人的控制權是其獲取上市公司資源并通過集團內部配置實現更大私人收益的關鍵。以往的文獻認為實際控制人現金流量權與控制權的分離是導致第二類代理問題的重要原因（La Porta等，1999；Villalonga和Amit，2006；唐躍軍和左晶晶，2010、2014）［17-19］。事實上，在現代公司治理體系的結構中，現金流量權與控制權高度分離的金字塔結構并不普遍，很多擁有金字塔結構的上市公司的二權分離率實際值很小，之所以選擇該種股權結構，是因為在投資者保護較弱的環境下，實際控制人可以獲得更多收益，并為集團內部獲得融資便利（Almeida 和 Wolfenzon， 2006）［8］， 顯然， 二權分離并非實際控制人追逐個人利益最大化并加劇第二類代理問題的邏輯支撐。因此，影響第二類代理問題的關鍵在于實際控制人控制權大小。

在資本市場上，控股股東或實際控制人同時控制多個公司是普遍現象，導致多數控股股東的自身利益最大化偏離所持上市公司股權價值最大化，而偏向集團股權價值總和最大化。在投資者保護不足的制度環境中，控股股東可以通過金字塔式的股權結構控制上市公司資源，在集團內部形成資本市場來支持新設公司（Almeida和Wolfenzon， 2006）［8］， 當金融市場不發達的情況下， 幫助企業集團放大杠桿效應，緩解企業集團的融資約束（李增泉等，2008）［20］，如控股股東的財務狀況不健康時，資源就會從上市公司流向控股股東（韓鵬飛等，2018）［21］。股權過度集中可能增加外部投資者對于隱藏信息的監督成本，降低外部投資人投資意愿，導致上市公司外部融資成本攀升（Lin 等， 2011a； Lin 等， 2011b）［22，23］。

上市公司普遍存在實際控制人是既定投資者保護環境下的內生選擇，背后邏輯是追逐個人利益最大化的經濟人動機，因此，實際控制人或控股股東缺乏通過持續增加研發投入以提升上市公司業績的強烈意愿。研發活動通常具有較高的不確定性，且需要保證長期性和穩定性，控股股東通常更偏好于其他短期資本化項目（Bebchuk，1999；馮根福和溫君， 2008）［24，25］。 基于上述理論分析，本文提出假設1與假設2。

假設1：存在實際控制人會降低企業研發投入強度。

假設2：在其他條件不變時，第二類代理問題越嚴重，企業研發投入強度越低。

大股東持股比例超過一定閾值時容易誘發實際控制人的侵占和 “掏空”。絕對控制權為實際控制人追求私人利益創造了條件。控股股東雇傭家族成員或親信擔任高管，進而左右公司決策（Claessens等， 1999、 2000）［26，27］。 控股股東可能通過直接盜竊、轉讓定價、投資者稀釋、侵占投資機會、投資無利潤的項目、關聯交易、以公司資產抵押貸款擔保等多種方式侵占公司資產（La Porta等，2000； Johnson 等， 2000a； Djankov 等， 2008）［28-30］。許多公司的破產都與控股股東或內部人的攫取行為有關（Friman 等， 2003）［31］。

低效的外部治理環境與投資者保護不足等外部因素便利了實際控制人依靠隱性 “掏空”占用上市公司資源的行為。在非有效市場中，控股股東侵占成本較低，可以通過 “財務粉飾”甚至財務造假行為逃避市場投資者與監管當局的監督，致使隱藏信息短期內不被資本市場捕捉和反應，進而損害中小投資者利益和企業現金流。第二類代理問題會加劇上市公司的融資約束［32］和現金流不確定性，進而影響企業研發投入。基于此，本文提出假設3。

假設3：第二類代理問題加劇了企業融資約束，抑制其研發投入。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本文選取2008～2018年中國滬深兩市A股上市公司為樣本，按照以下規則進行樣本選擇：（1）考慮到制造業公司的創新活動更多依賴于持續的研發投入，使用證監會三級行業分類，選取29個制造業行業的上市公司； （2）剔除被預警的ST公司；（3）為避免極端值影響，對連續變量進行1%與99%分位的Winsorize縮尾處理。數據來源于國泰安CSMAR公司研究數據庫與Wind金融數據庫。

2.2 變量定義

本文的核心解釋變量是第二類代理問題。選取實際控制人作為虛擬變量，用于檢驗第二類代理問題是否存在，本文的分析研究建立在我國存在投資者保護不充分的潛在假設的基礎上，可以對這一假設的合理性做檢驗。關于衡量第二類代理問題的嚴重程度，一般分為兩類，（1）將投票權與現金流量權二者的差值即二權偏離程度作為衡量指標［2，9，22］， 但前文借鑒 Almeida 和 Wolfenzon（2006）［8］的研究，二權分離并不是引發第二類代理問題的邏輯起點，而是投資者保護不足環境下，實際控制人所擁有的控制權（投票權）； （2）用其他應收款與資產總額之比作為衡量指標［33-35］，這一指標的缺點在于通過其他應收賬款占用上市公司資金僅是第二類代理問題的一種具體表現形式，這樣衡量具有較為明顯的度量誤差，如當實際控制人通過虛構貨幣金額、關聯擔保、票據交換等其他的手段①占用上市公司資金時，使用其他應收款指標就無法捕捉這一信息。結合上述分析，本文使用實際控制人所持上市公司的投票權衡量第二類代理問題的嚴重程度。

本文使用企業本年度研發投入總額占主營業務收入的比重度量研發強度。其他控制變量包括：（1）股權制衡（ctr210），使用第二到第十大股東所持股份平方倒數之和作為代理變量；（2）實際控制人性質（soe），國有控股記為1，反之記為0；（3）董事長與CEO二職兼任情況（duality），如果董事長與CEO為同一人兼任，取值為1，反之取值為0；（4）董事會規模（bodnum），使用董事會人數衡量；（5）獨立董事參與（indbo），參考王洪盾等（2019）［36］的做法，當獨立董事人數減1與董事會人數之比仍大于1／3（證監會最低要求） 則記為1，否則記為0；（6）高管薪酬（XC），用董監高薪酬總額的對數值表示。其他控制變量還包括：盈利能力（roe），用股權收益率表示；市場競爭（hhi），用赫芬達爾指數表示；企業競爭力（grosra），用毛利率表示；杠桿水平（lev），用資產負債率表示；分析師關注（instinum），用分析師關注數量表示；機構投資者持股比例（instihld）；企業上市年齡（firmage）；企業規模（size），用資產總額的對數表示。

此外，為檢驗 “第二類代理問題-融資約束-企業研發”的作用機制，參考鞠曉生等（2013）［37］的做法， 采用 Hadlock 和 Pierce（2010）［38］所構建的SA指數②衡量上市公司融資約束程度，這一指標的優點在于并不涉及盈利、資產等財務指標，從而弱化了內生性問題。

2.3 計量模型

結合研究假設， 借鑒左晶晶等（2013）［2］關于第二類代理問題對企業研發的方法構建模型，用于檢驗假設1和假設2，考慮到股權結構變化、盈利狀況等因素對研發影響可能存在的滯后效應，以及研發費用與當期盈利的相互影響，本文采用通常的做法將因變量滯后一期處理。

為驗證假設3，檢驗 “第二類代理問題-融資約束-企業研發”的作用機制，參考魏志華等（2017）［39］的研究方法，構建中介效應模型如下：

其中，被解釋變量是企業的研發強度，核心解釋變量是企業第二類代理問題vrit，式（3）中β1表示第二類代理問題對下一期研發強度的總效應；式（4）中η1衡量第二類代理問題對上市公司融資約束的影響程度；式（5）中γ1代表第二類代理問題對上市公司下一期研發強度的直接效應。將式（4） 帶入式（5），得到式（6）如下：

式（6）中γ2η1為第二類代理成本通過中介變量融資約束對我國上市公司研發強度的間接影響。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

描述性統計結果如表2所示。股權過于集中與研發水平過低，是當前我國上市公司的典型特征。大多數樣本存在實際控制人且其平均投票權為40.95%，存在 “一股獨大”。34%的樣本公司由董事會兼任CEO，但僅8%的公司愿意在滿足證監會法定獨立董事占比最低要求之外增加獨立董事席位。這表明上市公司缺乏通過設立外部董事以改善公司治理的動機。我國對于高新技術企業資格認定的最低要求是研發強度為3%～6%，而上市公司平均研發強度僅為4.31%，整體研發投入不高。

3.2 實際控制人與企業研發強度

模型中公司治理變量為虛擬變量，且在一定時間內公司控制權不易發生明顯變化，這種情況不適用于固定效應模型（楊典，2013）［40］。本文采用隨機效應模型進行估計。

表2檢驗了實際控制人對企業研發強度的影響。第（1）列的實證結果顯示，控制其他條件不變時，擁有實際控制人的公司比無實際控制人的公司研發強度平均低0.72%。存在實際控制人顯著地抑制了企業的研發投入，假設1得以驗證。

第二類代理問題對公司研發投入的影響存在顯著的產權性質異質性。民營企業融資受到 “所有制歧視” （張杰等，2012）［41］，而擁有國有背景的公司具有融資便利（胡杰和秦路，2013）［42］，更易獲得銀行貸款和更長的貸款期限（余明桂和潘洪波，2008）［43］，這是維持企業研發的重要條件。本文進一步對實際控制人背景進行區分，方程（2）估計了國有企業子樣本，發現存在實際控制人（actctrl）提升了企業研發強度；方程（3）關于非國有企業子樣本的估計與全樣本一致，發現實際控制人對上市公司的研發強度存在顯著的抑制作用。

方程（4）分析了存在實際控制人的上市公司，其實際控制人的控制權如何影響上市公司研發強度。結果顯示，實際控制人的控制權每增加1%，上市公司的研發強度就下降0.90%。實際控制人對上市公司的控制權越大，其研發強度就越低，假設2得以驗證。

表1 主要變量的描述性統計結果

表2 實際控制人與企業研發強度

3.3 第二類代理問題、融資約束與企業研發

表3中第（1）、（3） 列的估計結果顯示，實際控制人的投票權每增加1%，公司的研發強度會平均下降0.8%；實際控制人投票權每增加1%，會使研發投入下降0.7%。第（2）列的估計結果顯示，實際控制人投票權每提升1%，企業面臨的融資約束增加0.05%。據式（7）計算而得，中介效應γ2η1為-0.00025，即實際控制人投票權每提升1%，會間接地導致研發強度降低0.025%。

表3 中介效應檢驗

其中，sη1和sγ2分別是回歸系數1和2的標準差，檢驗統計量z＝2122／sγ2η1。由表3可直接得到1＝0.0005，2＝-0.510，并計算得到η1＝0.0002，γ2＝0.1295， 代入式（7） 中可得統計值z＝2.11，p＝0.03， 表明中介效應γ2η1在 5%的顯著性水平下顯著。兩種檢驗方法都證明了 “存在第二類代理問題-增加融資約束-抑制研發投入”的作用機制，驗證假設3。

3.4 穩健性分析

3.4.1 內生性問題

考慮到研發投入與當期公司財務指標可能存在互為因果關系，本文在模型設定中將解釋變量與控制變量進行滯后一期處理。進一步使用兩階段系統GMM方法，控制可能存在的遺漏變量及其他內生性問題。

檢驗結果顯示（表略），系統GMM的回歸結果與基準回歸保持一致。是否存在實際控制人參考陳艷瑩和王二龍（2013）［44］的方法，本文進一步對中介效應進行檢驗。原假設（H0）為η1＝0和γ2＝0，即中介效應不顯著。本文的回歸結果顯示η1＝0與γ2＝0顯著不為0，拒絕原假設。為了保證結果的可靠性，本文進一步檢驗H0∶γ2η1＝0是否成立。如果H0被拒絕，則表明中介效應顯著。本文借鑒Sobel（1982）［45］的標準差統計量公式：（actctrl）對研發強度影響的方向、大小以及顯著性并未發生明顯變化；實際控制人股權對上市公司研發強度影響也保持穩健。在控制內生性問題后，實際控制人對上市公司研發強度影響降低，在系統GMM方法下所得間接效應η1γ2＝-0.0032。總的來說，在控制內生性問題后，所得估計結果與基準回歸基本一致。

3.4.2 第二類代理問題與 “掏空”行為

第二類代理問題可能產生實際控制人損害小股東利益的 “掏空”行為，進而影響上市公司研發。本文借鑒姜付秀等 （2017）［11］、張瑞君等（2017）［46］和李長青等（2018）［47］的研究， 選用關聯交易（retrd）③、股權質押率（pledratio）④作為“掏空”行為的代理變量。檢驗結果顯示（表略），解釋變量的回歸系數與顯著性水平基本與前文檢驗結果保持一致。

4 進一步分析：行業異質性

相較于傳統制造業，新興行業對研發的依賴更為顯著。由于不同行業在技術和市場特征上的差異，不同行業對資本、勞動、技術與知識等要素的依賴存在差別，產業演化的時空動態差異使企業研發行為產生內生化的行業差異（安同良等，2006）［48］。本文進一步分析行業異質性下第二類代理問題對企業研發投入的影響。

本文將研發強度排名在前8位的行業定義為新興行業⑤，剩余21個行業為傳統制造業。表4中的式（1）～（4）以新興制造業公司為樣本，式（5）～（8）以傳統行業為樣本。研究發現，在新興制造業公司中，虛擬變量實際控制人與研發強度呈顯著的負相關關系，而這一關系在傳統行業中并不顯著，說明第二類代理問題對公司研發影響主要表現在研發相對密集的新興行業。新興行業企業實際控制人的控制權與研發強度顯著成反比，與融資約束顯著呈正比，融資約束的中介效應依然顯著，但傳統制造業公司并不顯著。

與表3不區分行業的檢驗結果相比，實際控制人控制權同增1%，新興制造業公司比傳統制造業公司的研發強度要多下降0.20個百分點；控制權提升對新興制造業企業的間接抑制作用更為顯著，融資約束間接效應由0.0003提升至0.0007。

表4 基于行業異質性的實證檢驗結果

5 研究結論與政策建議

在我國上市公司股權集中度普遍較高的背景下，本文考察了第二類代理問題對企業研發投入的影響。研究發現：（1）第二類代理問題與上市公司研發強度呈負相關關系。第二類代理問題程度越嚴重，上市公司的研發投入越低。擁有實際控制人的上市公司，其研發強度要低于無實際控制人的公司，且實際控制人的控制權越大，上市公司的投入強度越低；（2）相較于國有背景實際控制人，非國有背景實際控制人對上市公司研發投入的抑制作用更為顯著；（3）相較于傳統制造業公司，第二類代理問題對新興制造業公司研發投入的抑制作用更為明顯；（4）第二類代理成本與上市公司的融資約束呈正相關關系，由第二類代理問題引致的資金占用等 “掏空”行為會加劇上市公司的融資約束，間接抑制研發投入，融資約束對實際控制人的控制權與研發投入強度存在中介效應關系。

第二類代理問題作為影響上市公司研發投入的重要因素，是促進企業研發投入的重要條件。規范上市公司實際控制人的經營管理行為，提升上市公司信息的透明度，優化和發揮上市公司外部治理作用，有利于提升企業研發強度。具體的建議包括：增強關鍵信息的強制性披露，充分利用互聯網平臺的便利性與傳播優勢，提升投資者對于公司監督的參與度；改善投資者法律保護環境，通過立法增加大股東侵占上市公司資源的犯罪成本，嚴格執法懲戒實際控制人、控股股東的違法犯罪行為；增強對民營企業融資的支持。

注釋：

①2019年12月23日中國證券監督管理委員會發布的 《會計監管風險提示第9號——上市公司控股股東資金占用及其審計》，將控股股東資金占用分為余額模式和發生額模式，列舉了資金占用的主要形式，其他應收款只是眾多形式之一。具體可見http：／／www.csrc.gov.cn／pub／zjhpublic／G00306213／201912／t20191223_368127.htm。

②Hadlock和Pierce發現公司規模（size）與年齡（age）可以作為衡量企業融資約束的有效指標，并構建了SA指數：SA＝-0.737 lnsize＋0.043（lnsize）2-0.040lnage， 其中size用上市公司資產總額表示，age為公司自Compusta中開始有財務與股價信息的年齡，因此，本文采用公司上市的年數。

③關聯交易并不一定產生掏空，在計算該指標時，需要剔除一些可能的噪音類別，借鑒姜付秀等（2017）［11］的做法，根據CSMAR數據庫的分類，剔除 “17＝合作項目”、“18＝許可協議”、“19＝研究與開發成果”、“20＝關鍵管理人員報酬”以及 “21＝其他事項”等可能并非以獲取私利為目的而發生的關聯交易。

④控股股東的股權質押本身并不是掏空企業的行為，張瑞君等（2017）［46］和李長青（2018）［47］的研究指出， 控股股東的高質押率往往與其財務緊張有關，因此更有動機從事損害公司價值的私利活動，加劇了控股股東與中小股東的委托代理沖突。

⑤上述8個行業包括：儀器儀表、計算機、專用設備、電氣機械、醫藥制造、通用設備、鐵路船舶與航天航空以及汽車制造，由于篇幅限制并未展示研發強度的統計結果。