研发投入的股权结构因素效应分析

内容摘要：本文以2007-2010年已披露研发支出的制造业、信息技术业上市公司为研究样本，实证分析了股权结构对研发投入的影响。研究发现：股权集中度与企业研发投入存在“N”型关系；股权制衡度、经营者持股与企业研发投入存在正相关关系；股权属性、国有股持股与研发投入存在负相关关系，但股权属性与研发投入的负相关关系在统计上并不具有显著性。

关键词：股权结构 研发投入 实证分析

引言

研发投入是企业获取核心竞争力的重要途径，如何有效提高其投入力度已成为政府、企业与学术界高度关注的一个焦点问题。股权结构是公司治理的重要组成部分，作为一种企业制度安排，它毫无疑问地会对研发投入产生重要影响。在我国特殊的股权背景下，股权结构如何影响企业研发投入？影响程度如何？由于理论数据的局限，已有文献对此问题研究还很薄弱。然而，从理论上厘清这些问题，对于优化我国股权结构和提高企业研发投入力度都有着重要的意义。基于这一认识，本文拟采用我国2007-2010年306家上市公司的765个样本数据，试图从股权集中度、股权制衡度、股权性质、国有股持股以及高管持股等多方面入手，系统地考察我国上市公司股权结构对研发投入的影响作用及其程度，并在此基础上提出相应的政策建议。

自从熊彼特提出创新理论以来，众多学者从多方面对技术创新问题进行了积极探索，并取得了丰硕成果；但从股权结构视角、采用实证分析的方法对研发投入的研究还比较少。Jacobs（1991）的研究发现，当公司的所有权结构比较分散时，经营者倾向于降低R&D投入来达到短期盈余目标。Lee（2003）的经验研究表明，外部大股东或内部持股人的出现，既可以缓解所有权结构分散状态下的股东搭便车问题，同时也能抑制经营者降低R&D投资的短视行为。文芳（2007）认为，第一大股东的持股比例与公司的研发投入强度呈“N”型关系；而且随着控股股东、股权集中度的不同，股权制衡对公司研发投入强度的影响也会有所不同。刘星等（2007）从高管持股视角对研发投入进行了研究，其结果表明，两者呈正相关关系，但这一关系仅存在于高科技类上市公司。白艺昕等（2008）的研究发现，第一大股东持股比例与研发投入呈“U”型关系；股权制衡虽能对研发投入产生积极作用，但不显著。从上述文献梳理中不难发现，学术界关于股权结构与研发投入关系的研究大多局限在对股权性质、股权集中度或股权制衡度的单一研究上，而将三者有机结合起来进行研究的并不多见。鉴于此，本文将从股权集中度、股权制衡度、股权性质、国有股持股以及高管持股等多方面入手，系统考察股权结构对企业研发投入的影响。

理论分析与假设提出

理论认为，股权结构是解决经营者行为的重要制度安排。当公司的股权处于高度分散时，单个股东由于持股比例较小，监督收益不足以弥补监督成本，从而出现“搭便车”现象。这一行为直接导致股东对管理者的内部监督弱化，管理者成为企业的实际控制者。他们出于短期效益目标考虑，很可能不愿从事过多的研发投入。随着股东持股比例逐步提高，大股东对管理者短视行为的监督效应逐渐增强，企业研发投入的力度开始加大。但是，当大股东的持股比例达到某一阀值时，他们便对公司拥有了足够的控制权，从而转向攫取小股东所不能获取的控制权私有收益。在堑壕效应的作用下，控制性股东利益主导下的投资行为将偏离公司价值最大化原则，使得研发投入力度再一次降低。在控制性股东持股比例进一步增大的过程中，他们对控制权私有收益的攫取成本将远远超过其获得的收益，此时，控制性股东和企业的利益紧密联系在一起。在利益趋同效应的作用下，企业的研发投入又会再度加大。综合上述因素考虑，本文认为企业的研发投入力度与股权集中度呈现一种先上升再下降、最后再上升的N型关系。因此可得以下假设：

H1：股权集中度与企业研发投入存在“N”型关系。

由上述分析可知，大股东的存在虽然能够强化对公司管理者的监督作用，但由于股东之间效用函数的差异，大股东在经营决策时并非会考虑全体股东的整体利益。正如Pagano and Roell（1988）的研究发现，当公司有多个大股东同时存在时，他们之间的相互监督可以缓解控制权私有收益的攫取。因此股权制衡的存在可以对增加企业长期价值的研发投入产生促进作用。由此可得以下假设：

H2：股权制衡度与企业研发投入存在正相关关系。

股东的监督动力和监督能力是具有差异性的，所以，不同的大股东对企业研发投入的影响也有所不同。国有股控股股东由于具有产权主体缺位、关系多层次性、经营目标多元化等特点，从而导致其对人的监督动力和监督能力不足，易形成严重的内部人控制。内部人控制常会造成企业经营目标的短期化，不利于企业的研发投入。对于非国有股控股股东而言，产权主体明晰，以追求利润最大化作为主要出发点，而这些正与研发投入的根本目的―获取创新垄断“准租”相一致。此外，非国有股控股股东常在其投资的企业担任管理者，这对研发投入过程中的问题具有一定的缓解作用。根据上述分析可提出以下假设：

H3：国有股持股比例的提高不利于企业的研发投入。

研发投入高风险与高收益并存的特征，对股东和经营者的吸引程度是不一样的。股东可以通过组合投资来分散研发投入的风险，同时又可预期获得高回报，因而研发投入对股东而言吸引力是很高的，但对公司的经营者来讲却并非如此。原因在于研发投入主要着眼于公司的长远利益，且需要高额的资金投入，因而会对公司财务的短期目标形成巨大压力，这与经营者的任期、报酬主要取决于公司当前的经营业绩相抵触。此外，企业的研发投入需要有新的管理技术作支撑，这将意味着经营者必须进行不断学习，但这会增加经营者的个人成本，削弱他们对创新的追求。因此，若没有有效的激励，经营者常会缺乏研发投入的动力。反之，当经营者持有公司股份时，他们的利益便与整个企业的价值紧密联系在一起，这在一定程度上可以避免经营者的道德风险，提高其对研发投入的支持力度。根据以上所述可提出以下假设：

H4：经营者持股比例的提高对企业研发投入存在积极效应。

变量选择与模型设计

样本筛选与数据来源。本文研究选取2007-2010年度披露了研发投入的制造业、信息技术业A股上市公司作为研究样本，其中剔除了数据缺失、经营成果不能真实反映市场价值的部分样本公司，最终得到有效样本306家。本文研发投入的数据是从公司年报“支付的与经营活动有关的现金”中进行摘录，至于其他的财务数据则来自于RESSET和CCER数据库。

模型设计。根据前述研究假设，同时参照国内外实证研究结论，本文构建如下模型：

RDSit=β0+β1C1it+β2C12it+β3C13it+β4Zit+β5SHSit+β6UCit+β7MSHit+β8SIZEit+

β9LEVit+∑β10-15Indj+∑β16-17Yearj+εit

模型中β0为截距，β1-β17为回归方程的系数，εit是残差项，其他变量具体描述如表1所示。

实证结果与分析

（一）描述性统计分析

表2是2007-2010年样本公司各变量的描述性统计。由表2可以看出，仅就样本公司而言，其研发支出的平均水平偏低，与发达国家要求的2%才能维持企业生存的标准相去甚远。代表股权集中度的C1均值为0.365，最高达到0.838，这表明第一大股东对样本公司的控制力极强。从股权制衡度Z值的描述性统计来看，样本公司的股权制衡度差异较大，有的公司制衡度很高，有的公司则直接由第一大股东完全控制，因此，总体来讲样本公司的股权制衡是不足的。值得注意的是，我国已于2007年年底基本完成股权分置改革，但样本公司国有股持股比例均值为0.2，最高值达0.78，国有股持股比例仍然较高。至于经营者的持股比例均值仅为0.018，持股比例偏低。股权制衡、国有股持股、经营者持股、企业规模以及资产负债率与研发投入的相关系数分别为0.139、-0.197、0.139、

-0.167、-0.203，均在5%的水平上显著，与理论分析一致。因此，初步的统计分析为以上假设提供了有力的支持。

（二）回归结果分析

表3是模型回归结果。模型1考察了控制变量对企业研发投入的影响，模型2、3、4、5、6分别考察了股权集中度、股权制衡度、国有股持股、股东性质以及经营者持股与企业研发投入的关系。各模型的拟合优度依次为0.126、0.148、0.137、0.143、0.13和0.138，相应F统计量的显著性水平均为0.000，且各模型的方差膨胀因子和D-W检验表明模型不存在多重共线性和序列相关性。因此，模型取得了较好的拟和效果。

与理论预期相同，企业的资本结构与其研发投入存在负相关关系，自变量的系数在各模型中均为负值，且都在1%的水平上显著。即企业拥有较高的负债水平会抑制企业的研发投入，表3中各模型均证实了这一点。行业特征变量Ind4、Ind5、Ind6在各模型中的系数在0.01、0.05、0.1的水平上显著且均为正值，这表明机械设备、医药生物、信息技术业的研发投入水平要明显高于食品饮料、纺织服装这一研发水平较为普通的行业。值得强调的是，公司规模变量在模型1-6的系数均为-0.001，且各系数均显著，这反映出企业规模与其研发投入呈负相关关系。即企业规模越大，研发投入水平越低，此发现验证了国黎安等（2005）的研究结论。

模型2中C1 、C12、C13与研发投入分别在5%、10%、1%的水平上显著相关，而且C1、C13与研发投入呈正相关关系，C12与研发投入则呈负相关关系。这表明公司的研发投入随着股权集中度的上升，呈现出先上升后下降再上升的趋势，即为“N”型关系。这验证了H1的正确性。仅就样本公司而言，两个极值点分别为0.2373和0.5438。即股权集中度在小于0.2373的区间内提高时，研发投入是逐渐增加的；当股权集中度在0.2373与0.5438之间提高时，研发投入是逐渐减少的；但当其提高到0.5438以上时，研发投入又会有所增加。

模型3中股权制衡度变量Z的系数为0.003，相应的t值则为2.363，因此，股权制衡度与企业研发投入存在正相关关系的H2得到支持。

本文的理论分析认为国有股持股比例与企业研发投入存在负相关关系，这一点通过模型4中系数为-0.01，显著性水平为1%的国有股持股比例变量SHS的回归结果得到证明。本文根据第一大股东的性质，又将样本分为国有和非国有两类，考察其与研发投入的关系。模型5的回归发现，第一大股东性质变量UC的系数为负，这表明国有控股企业的研发投入要低于非国有控股企业，但此发现在统计上并不具有显著性。对于经营者持股变量，其在模型6中的系数为0.018，相应的t值则为2.471，在5%的水平下显著。这说明经营者在激励效应下确实推动了企业的研发投入，H4得到了实证支持。

（三）稳健性检验

为了保证结论的可靠性，本文以2007-2010年连续披露研发信息的84家企业的年数据为样本，进行稳健性检验（由于篇幅所限，结果省略）。面板数据的回归结果与前文混合截面数据的回归结果并没有实质性的区别，模型的拟合优度和变量的回归系数都有所增加，这反映了面板数据的优势。但第一大股东属性变量仍不显著，在10%的水平下也无法通过显著性检验。这可能是由于样本数据的分布形态所造成的。在765个样本数据中，国有股控股企业就占72%，虽然其研发投入力度弱于非国有股控股企业，但数据分布的对称性、陡缓程度则优于非国有股控股企业，这些因素皆会使回归结果不显著。股权集中度、股权制衡度、经营者持股变量的回归结果仍然有力支持了H1、H2和H4。

研究结论与政策建议

本文以2007-2010年306家中国上市公司为样本，考察了股权集中度、股权制衡度、股权属性、国有股持股以及经营者持股对企业研发投入的影响。本文的主要发现和结论是：股权集中度与企业研发投入存在“N”型关系；股权制衡度与企业研发投入存在正相关关系，股权制衡度越高，企业研发投入力度越大；股权属性、国有股持股比例皆与研发投入存在负相关关系，但股权属性与研发投入的负相关关系在统计上并不具有显著性；经营者持股对研发投入能够产生显著的积极效应，经营者持股比例越高，企业的研发投入力度越强。

本文的发现和结论具有一定的政策含义。从股权结构视角来看，为了提高我国上市公司的研发投入力度，有必要从以下几方面进一步完善我国上市公司的股权结构：一是正确把握股权集中度的两个极点，尽可能使第一大股东的持股比例在小于23.73%的区间内变动；二是合理利用股权制衡的治理作用，抑制经营者的短视行为；三是进一步降低国有股的持股比例，尽快改善国有股“一股独大”的格局；四是加快推行上市公司经营者股权激励计划，适当加大经营者持股比例。

参考文献：

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2.Peggy M.Lee and Hugh M.O’Neill.Ownership[J].The Academy of Management Journal,2003,46(2):212-225.

3.文芳.控股股东与公司研发投资―来自我国上市公司的经验数据[J].软科学，2007（6）

4.刘伟，刘星.高管持股对企业R&D支出的影响研究[J].科学学与科学技术管理，2007（10）

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