電子信息企業研發投入與企業價值
——基于股權結構調節視角

張 英， 宋 潔

(湖北工業大學經濟與管理學院， 湖北 武漢 430068)

研發能力是高新技術企業不斷創新、實現持續經營與長足發展的關鍵性因素。電子信息企業的研發創新能力與企業發展狀況愈來愈受到各方面的高度關注，如何實現企業的研發投入與企業價值之間的良性互動、如何以更好的公司結構治理調節研發投入與企業價值之間的關系等方面已成為學界的研究熱點之一。在我國推進創新發展的關鍵時段，電子信息企業如何堅實地抓緊核心、砥礪前行做研發創新、實現從低價值環節向高價值環節突破的重要性顯得尤為突出。本文以電子信息制造業上市公司為樣本，實證分析研發投入對該行業價值創造的影響，探討股權結構在研發投入與企業價值關系中的調節作用。

1 理論分析與研究假設

1.1 研發投入與企業價值

新經濟增長理論認為：研發投入能夠使創新技術更有價值，而創新技術也能夠使研發投入更有意義，這種長期穩定的循環會促進企業良性發展。學者們普遍認為，作為企業提升競爭力的重要活動，企業的創新研發活動比其他資產更能夠為企業創造價值。Patricia Laurensa et al[2](2015)認為企業的研發活動不僅僅能夠鼓勵企業自主研發新產品，還可以促進產品創新和流程創新，提高企業的生產效率，進而提高企業價值。國內學者大多認為研發活動能夠提升企業績效，關注研發活動與企業價值實現者相對較少。然而，研發活動前期投入規模較大，影響周期較長，企業績效多是企業的短期反映，因此研發投入對企業長期影響的研究亦十分重要。鄧曦東等[9](2016)實證檢驗得出高新技術企業研發投入對企業的價值實現有巨大的影響，即為顯著的正相關關系。王維等[10](2016)認為企業通過研發投入，能夠有足夠的資金學習先進知識，提高企業技術創新水平，使企業資金有效運營，從而提升企業價值。在我國經濟雙循環格局下，電子信息企業高質量創新發展勢在必行，企業對研發活動的支持，更好地賦予其核心競爭力，拓寬市場份額，取得市場優勢，提升企業價值。故此，本文提出

假設H1：電子信息企業研發投入與企業價值正相關。

1.2 股權結構的影響

股權結構是公司結構治理的重要組成部分，在公司治理、研發創新效果與企業價值等方面產生長遠影響。本文從股權集中度與股權制衡度兩方面，分析研究公司股權結構對研發投入與企業價值兩者之間關系的調節作用。

股權集中度決定著企業的資源配置和投資決策的方向，對企業的研發投入有著重要的影響，決定企業價值實現度。股權集中度越高，大股東對研發過程的監督會更加細致，且能夠緩解經營者的短視行為，積極進行研發投入，保障企業的長期發展。Hill et al(1998)研究發現，大股東控股程度越高，企業創新投入越高，有助于企業收獲相關報酬并保持長期發展。謝文剛[8](2017)研究發現企業的創新投入能夠給企業價值帶來積極的影響，而且股權集中度越高，創新投入與企業價值之間的關系會更加強烈。孫輝[13](2020)通過實證研究得出當企業股權較為分散時，股權集中度的提高能夠促進企業進行研發投入，并提升企業價值的結論。在當前形勢下，電子信息企業發展規模日益壯大，研發投入快速增長，但股權較為分散，使得股東不夠了解，不能及時調整管理人員的不當行為。因此當股權相對集中時，企業的決策會變得更加高效，大股東監督更加密切，還可以降低研發風險，帶動企業快速發展，最終企業價值得以高效實現。因此，本文提出

假設H2：股權集中度正向調節研發投入與企業價值的關系。

股權制衡意味著企業內部多個股東持股比例相當，能夠共同參與公司的經營決策，對公司治理模式和風險規避具有十分重要的意義(Sah et al[1]，1991)。從管理決策的角度進行研究，發現集體決策對于降低研發風險有積極的作用，因此認為股權制衡度能夠使企業做出更加科學謹慎的研發投資決策。舒謙等[11](2018)認為適當的股權制衡度有效避免股權集中度過高時產生的“一股獨大”“內部人控制”等問題，約束控股股東對公司利益的非法侵占行為，且股權制衡能夠防止大股東利用企業資產獲得私有收益，且有利于企業進行良好的內部管理。康佳[5](2019)實證得出研發投入能夠積極影響企業價值，并存在滯后效應，且股權制衡度在其中存在正向調節效應。一般來說，股權制衡度越高，各大股東共同承擔風險，在一定程度上能夠促使企業增加研發投入，且各方利益相關者能夠獲得有效信息以及資源，準確了解企業及外界發展狀況，作出對企業長期發展有利的戰略規劃與決策，提升企業價值。所以，本文提出

假設H3：股權制衡度正向調節研發投入與企業價值的關系。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本文取選2015-2019年電子信息制造業上市公司為樣本。從樣本數據的可靠性、完整性與有效性考慮，本文進行了如下處理：1)剔除ST類特殊上市公司；2)剔除財務報表中數據異常或不完整的企業；3)剔除資產負債率大于1或者為負數的企業。經過層層篩選和歸納整理，最終得到74家上市公司，共370個數據。本文的研究數據主要來源于國泰安CSMAR數據庫，數據整理與分析主要運用Excel 2010，SPSS 22.0。

2.2 變量定義

2.2.1被解釋變量被解釋變量為企業價值。目前國內外學者對企業價值的主要衡量方法包括總資產收益率、托賓Q值、市場價值三種。本文選取托賓Q值來衡量企業價值。

2.2.2解釋變量常見的研發投入衡量指標有研發投入/營業收入、研發投入/總資產等，用以反映投入產出之間的關系。考慮到研究對象的特點，以營業收入/研發支出作為回歸方程的解釋變量，命名為RD。另選擇總資產研發投入比進行穩健性檢驗。

2.2.3調節變量調節變量為股權結構。本文以第一大股東持股比例衡量股權集中度，命名為CR1；以第二大股東持股比例/第一大股東持股比例衡量股權制衡度，命名為Z。

2.2.4控制變量由于企業之間的經營差異可能會影響實證結果，本文參考夏娟等[4]的做法控制企業規模、資產負債率與年度。

2.3 模型構建

為檢驗研發投入對企業價值的影響，建立以下模型：

TQ=α0+α1RD+α2LEV+α3SIZE+α4YEAR+ε

(模型1)

為檢驗股權結構的調節作用，建立以下模型：

TQ=α0+α1RD+α2CR1+α3RD×CR1+α4LEV+α5SIZE+α6YEAR+ε

(模型2)

TQ=α0+α1RD+α2Z+α3RD×Z+α4LEV+α5SIZE+α6YEAR+ε

(模型3)

其中：α0為方程截距；αi為各變量回歸系數，i=1,2,3,4,5,6；ε為回歸殘差。TQ代表被解釋變量企業價值；RD代表解釋變量研發投入；RD×CR1、RD×Z為交互項；LEV、SIZE、YEAR為控制變量。

3 研究結果分析

3.1 KMO和Bartlett檢驗

本文對2015-2019年74家電子信息制造業的上市公司共6個指標進行了KMO和Bartlett檢驗。其中，KMO檢驗值為0.596>0.5，Bartlett檢驗的卡方值為459.298，且顯著性sig.<0.05，表明本文所選擇的變量適合做主成分分析。

3.2 描述性統計

觀測樣本基本信息，描述性統計分析結果見表1。1)企業價值TQ的平均數為2.485，中位數值為2.074，企業價值標準差為1.452，最大值、最小值之間差距懸殊，且大多數企業的企業價值水平處于平均水平之下，說明我國電子信息企業之間發展水平參差不齊。2)研發投入RD的平均數為0.0271，中位數為0.0114，表明企業研發投入普遍較高，這也符合我國電子信息制造業的發展現狀；標準差為0.047，表明各企業間對創新研發的投入并沒有太大差距。3)CR1的平均數為0.2816，中位數為0.2615，極值分別為0.69，0.03，表明電子信息制造業的股權大多較為分散，且樣本個體間有較大差距；股權制衡度Z的平均數為0.3636，中位數為0.2754，標準差為0.28，說明樣本公司股權制衡度較高，但存在較大差異。4)資產負債率的平均數為0.435，中位數為0.418，說明大多企業的資本結構較為適宜；企業規模的平均數與中位數差距較小，表明樣本企業在資產規模上大致在一定水平上。

表1 描述性統計表

3.3 相關性分析

基于相關性分析表(表2)作初步推斷，研發投入與企業價值在1%水平下顯著正相關，符合假設1。CR1與企業價值在1%水平下顯著正相關，與研發投入在10%的水平下顯著正相關，說明在電子信息制造業中股權集中度不僅促使企業的研發投入增加，同時也促進了企業價值實現，因此股權集中度越高，研發投入與企業績效的正相關關系越明顯。Z指數與企業價值在1%水平下顯著負相關，但與研發投入之間關系微弱，因而需要進行下一步研究。此外，除CR1與Z相關系數為-0.644外，其他各變量之間相關系數絕對值均小于0.5，且CR1與Z并未出現在一個模型中，故模型中各變量不存在多重共線性，相關性檢驗基本符合假定。

表2 Pearson相關系數表

3.4 回歸分析

從模型的整體來看，3個模型的F值分別為36.990、30.832、35.104，且均在1%的水平上顯著。3個模型的可決性系數調整R2分別為0.406、0.421、0.419，說明模型能夠解釋總體的40%以上，因此本文的模型設計是有效的。從模型1的回歸結果來看，研發投入RD與企業價值TQ之間顯著正相關，且在1%的水平上顯著，驗證了本文的假設1。從模型2的回歸結果來看，研發投入RD回歸系數為0.228，在10%水平上顯著，交互項RD×CR1系數為0.411，并在1%的水平上顯著，說明股權集中度越高，研發投入對企業價值的影響更加強烈，表明股權集中度對研發投入與企業價值的關系有積極的影響，驗證了本文的假設2。從模型3的回歸結果(表3)來看，研發投入RD回歸系數為0.255，在1%水平上顯著，交互項RD×Z的回歸系數值為-0.123，并在5%的水平上顯著，說明股權制衡度對調節研發投入與企業價值的關系有消極影響，與假設3不符。作為高科技行業的重要組成部分，電子信息制造業研發創新活動十分活躍，當股權制衡度過高時，有可能會使企業不能及時響應環境變化，影響決策效率或有責任推諉等情況的發生，無法實現資源的有效配置，給企業帶來機會損失，降低研發產出率，從而影響企業價值實現。

表3 回歸結果

3.5 穩健性檢驗

為進一步驗證研究結果，在確保被解釋變量、調節變量、控制變量一定的情況下，選擇RD1(RD1=研發投入/總資產)作為解釋變量重新進行回歸檢驗。研究表明，結果結論并未發生改變，通過穩健性檢驗，說明本文研究結果具有較強的可靠性。

4 結論及建議

4.1 結論

以2015-2019年我國電子信息制造業上市公司為樣本，研究了股權結構、研發投入與企業價值三者之間的關系。

1)研發投入與企業價值顯著正相關。就電子信息企業而言，在新的市場環境下，產品更新換代的速度明顯加快，企業合理地進行資源分配，增加研發投入，能夠提高技術與產品的不可替代性，打造屬于自己的競爭優勢，從而促進企業價值實現。

2)股權集中度積極影響研發投入與企業價值之間的關系。對于現階段我國電子信息制造企業，股權集中度越高，企業的治理模式更有利于發揮研發產出效應，提升企業價值。

3)股權制衡度消極作用于研發投入與企業價值的關系。股權制衡度越高，各方利益相關者的制約程度越高，企業進行決策的時間成本增大，降低了企業的研發投資效果，影響企業價值實現。

4.2 建議

1)電子信息企業應抓住現階段國家激勵政策的時機，規劃創新發展戰略，制定適當的研發投入計劃，積極進行創新研發，提高企業競爭力，促進企業的不斷成長和發展，努力實現企業價值；

2)企業需優化股權結構。對于我國電子信息企業，股權集中度高能使企業的研發決策更加高效，有利于公司的長遠發展。應當適當降低企業股權制衡度，否則企業的控制權分散，大股東對經營者的監督不夠主動，從而限制企業的進一步發展。在企業進行發展規劃與決策時，大股東能夠更清晰地把握外界變化以及企業自身的發展狀況，適時增加研發投入，提升企業的創新能力，促進企業的價值實現；

3)政府相關部門切實認識企業創新研發所面臨的困難，精準助力電子信息產業發展，從微觀層面的改善帶動全社會的經濟發展。另一方面，積極構建良好的社會與法律法規環境，使企業的技術創新以及研發成果得到保護。