董梅生

(安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山 243002)

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公司治理對技術創(chuàng)新和公司績效調(diào)節(jié)效應研究

董梅生

(安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山 243002)

收集2010～2013年我國A股5 536家上市公司數(shù)據(jù)，采取層次面板回歸和分組面板回歸方法，實證檢驗公司治理對技術創(chuàng)新與公司績效的調(diào)節(jié)關系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國有股比例、股權集中度、股權制衡和高管持股比例是半調(diào)節(jié)變量，且它們與技術創(chuàng)新是互補關系；獨立董事比例、董事會、股東大會、監(jiān)事會年內(nèi)召開次數(shù)和高管貨幣薪酬不是調(diào)節(jié)變量。

公司治理；技術創(chuàng)新；公司績效；調(diào)節(jié)效應

在“三期疊加”的新常態(tài)下，自主創(chuàng)新在建設國家創(chuàng)新體系、驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展、實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級上發(fā)揮著重要作用。Conesa等研究發(fā)現(xiàn)公司治理對企業(yè)技術創(chuàng)新具有高度的決定性作用。[1]魯桐和黨印也發(fā)現(xiàn)第二至第十大股東持股比例、基金持股比例和高管持股比例對研發(fā)投入有正向影響。[2]馮根福和溫軍發(fā)現(xiàn)國有股比例越高，技術創(chuàng)新能力越低；機構(gòu)持股比例越高，越利于技術創(chuàng)新；適度集中的股權結(jié)構(gòu)有利于技術創(chuàng)新。[3]楊勇等認為股權集中度和高管激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新投資正相關。[4]很顯然，上述文獻是直接研究公司治理與技術創(chuàng)新的關系，但現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)組織理論的哈佛學派認為，公司治理結(jié)構(gòu)(S)、技術創(chuàng)新行為(C)、企業(yè)績效(P)構(gòu)成一個完整的理論體系，三者不應相互割裂。因此，本文收集A股上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗公司內(nèi)部治理對技術創(chuàng)新與公司績效的調(diào)節(jié)關系，以充分辨識公司治理各因素的調(diào)節(jié)效應，精確揭示公司治理對公司績效的影響機理，為提高自主創(chuàng)新能力和公司績效提供一定的實證經(jīng)驗。

一、公司治理對技術創(chuàng)新和公司績效調(diào)節(jié)效應的理論分析

根據(jù)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)組織理論，技術創(chuàng)新是企業(yè)生產(chǎn)的中間過程，其最終目的是提高公司績效，因此公司治理、技術創(chuàng)新和公司績效構(gòu)成一個完整的SCP體系，應把三者綜合起來考察。公司治理不但對公司績效有直接影響，而且還可以通過公司治理的監(jiān)督機制和激勵機制控制經(jīng)理層的機會主義行為，引導經(jīng)理層有效配置技術創(chuàng)新資源，提升技術創(chuàng)新項目投入效果，從而間接提高公司績效，因此公司治理是技術創(chuàng)新與公司績效的調(diào)節(jié)變量。具體而言，董事會、股東會、監(jiān)事會和經(jīng)理層會充分權衡企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的變化，隨機調(diào)整企業(yè)的技術創(chuàng)新戰(zhàn)略，進而影響公司績效。很顯然，公司內(nèi)部治理的股東大會、董事會和監(jiān)事會形成的內(nèi)部監(jiān)督機制，會對企業(yè)自主創(chuàng)新的意識、管理方式產(chǎn)生影響；公司經(jīng)營者和職工的內(nèi)部激勵機制會對企業(yè)自主創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效果產(chǎn)生影響。因此，本文從監(jiān)督機制和激勵機制兩方面探討公司治理對技術創(chuàng)新和公司績效的調(diào)節(jié)效應。

二、公司治理對技術創(chuàng)新和公司績效調(diào)節(jié)效應的實證分析

(一)樣本收集和指標選取

本文中除國有股比例指標來自銳思(RESSET)數(shù)據(jù)庫，其他指標均來自國泰安CSMAR4.0數(shù)據(jù)庫。按照學者的通行做法，選取全部A股上市公司含有B股和H股的上市公司、金融和保險行業(yè)、st、pt公司、相關指標缺失的公司，為消除異常值影響，對主要指標進行了0.01的縮尾處理，最終收集了2010～2013年5 536家A股上市公司。

公司績效指標?？紤]到我國股票市場波動較大，且經(jīng)歷了7年熊市，嚴重背離了我國經(jīng)濟快速發(fā)展的現(xiàn)實，故不用托賓Q值反映上市公司市場價值，選取了常用的財務效率指標——凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)報酬率。凈資產(chǎn)收益率反映的是凈利潤對自有資本運用的效率，總資產(chǎn)報酬率反映的息稅前利潤對全部資產(chǎn)的回報率。

技術創(chuàng)新。測量企業(yè)技術創(chuàng)新的方法有多種。一種是用技術創(chuàng)新投入表示, 如用科技人員投入、企業(yè)研發(fā)經(jīng)費或者研發(fā)經(jīng)費占比表示。另一種是用企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出表示, 如用專利數(shù)量表示。本研究用研發(fā)經(jīng)費/營業(yè)總收入*100%表示。

公司治理。公司治理作為一種管理和控制體系的制度安排，內(nèi)容非常廣泛，借鑒已有經(jīng)驗以及指標的可得性，本研究從公司治理的內(nèi)部監(jiān)督機制和激勵機制兩個方面考察。監(jiān)督機制選取股權結(jié)構(gòu)和董事會，其中股權結(jié)構(gòu)考察股東性質(zhì)(國有股比例)、股權集中度(前十大股東持股比例)、股權制衡(第二大股東到第十大股東持股比例/第一大股東持股比例)；董事會選取獨立董事比例和年內(nèi)董事會、監(jiān)事會和股東大會召開的次數(shù)。激勵機制選取高管貨幣薪酬(前三名高管平均薪酬)和高管股權激勵(全部高管持股比例)。

控制變量。杠桿比例，用資產(chǎn)負債率(debt)表示。因技術創(chuàng)新具有高投入性、高風險性和收益延遲性，因此對當期財務現(xiàn)金充足性要求很高，所以把杠桿比例作為控制指標之一。企業(yè)成長性越好，未來的盈利能力越強，企業(yè)進行技術創(chuàng)新的實力越強，因此用凈資產(chǎn)增長率(netgrowth)表示成長性作為第二個控制指標。自1942年熊彼特指出大企業(yè)具有更強的技術創(chuàng)新能力后，[5]企業(yè)規(guī)模便作為影響技術創(chuàng)新的重要因素之一。本研究用總資產(chǎn)的自然對數(shù)(lnasset)表示企業(yè)規(guī)模。公司績效、技術創(chuàng)新、公司治理指標符號及其基本統(tǒng)計量見表1。

表1 選取的2010～2013年上市公司指標及其基本統(tǒng)計量

根據(jù)表1，研發(fā)投入的平均值為0.57%，中位數(shù)為0，最小值為0，最大值為12%，說明我國上市公司技術投入水平較低，因此技術創(chuàng)新能力很弱。國有股比例的平均值為44.08%，中位數(shù)為35%，說明進行股權分置改革后，我國上市公司國有股比例在下降。前十大股東持股比例在60%左右，所以我國上市公司是高度集中的股權結(jié)構(gòu)。第二大股東到第十大股東占第一大股東的比例平均值為40.12%，中位數(shù)為41.25%，說明一股獨大現(xiàn)象很普遍。獨立董事持股比例在33%左右，符合相關法律規(guī)定。年內(nèi)董事會、監(jiān)事會和股東大會召開在8次左右。前3名高管平均薪酬47.52萬元，中位數(shù)是37萬元，與國內(nèi)城鎮(zhèn)居民收入水平相比，高管薪酬很高。全部高管持股比例平均值為17.87%，中位數(shù)為1.36%，說明高管持股兩級分化現(xiàn)象比較嚴重，但總體持股水平較低。

(二)實證分析

為研究公司治理對技術創(chuàng)新、公司績效的調(diào)節(jié)效應，建立三個面板模型，以采取層次面板回歸和分組面板回歸方法：

perforit=α1rdit+α2debtit+α3netgrowthit+

α4ln assetit+λI+γt+uit

(1)

perforit=α1rdit+β0governit+α2debtit+

α3netgrowthit+α4ln assetit+λi+γt+uit

(2)

perforit=α1rdit+β0governit+β1rd*governit+

α2debtit+α3netgrowthit+α4ln assetit+

λi+γt+uit

(3)

其中：perfor是指公司績效，本文指roe和roa；rd是指技術創(chuàng)新；debt是指杠桿比例；netgrowth是指成長性；lnasset是指規(guī)模；gov代表公司治理的各種指標。λi，γt，uit分別表示個體效應、時間效應和隨機誤差。

模型1是反映技術創(chuàng)新(rd)對公司績效(perfor)的影響，模型2加入了公司治理(govern)，反映技術創(chuàng)新(rd)和公司治理(govern)對公司績效(perfor)的影響，模型(3)加入技術創(chuàng)新(rd)和公司治理(govern)的交叉項，反映公司治理對技術創(chuàng)新和公司績效的調(diào)節(jié)效應。判斷規(guī)則見圖1。[6]

實證過程中，先用Hausman檢驗判斷是用面板隨機效應模型，還是面板固定效應模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)Hausman檢驗的概率值都小于10%，因此統(tǒng)一采用面板固定效應模型，再用robust進行異方差穩(wěn)健性檢驗輸出面板回歸結(jié)果，見表2～表9。

1.國有股對技術創(chuàng)新與公司績效的調(diào)節(jié)效應

表2 國有股對技術創(chuàng)新與公司績效調(diào)節(jié)效應的實證結(jié)果

備注：*p<0.1;**p<0.05;***p<0.1，下同。

表2發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新與公司績效顯著負相關，這是因為技術創(chuàng)新需要大量的資金投入，而創(chuàng)新收益具有滯后性，所以對當期財務構(gòu)成較大現(xiàn)金壓力，因而拖累了當年公司績效。國有股與公司績效正相關，是因為經(jīng)過股權分置改革和政策性負擔剝離之后，國有企業(yè)與民營企業(yè)一樣接受市場競爭，但國有企業(yè)憑借雄厚的資金實力和良好的政商關系，績效在好轉(zhuǎn)。研究發(fā)現(xiàn)競爭性領域的國有企業(yè)和民營企業(yè)效率并無差異。[7]因為交叉項rd*state通過了系數(shù)檢驗，且國有股比例與公司績效正相關，所以國有股比例是半調(diào)節(jié)變量，且與技術創(chuàng)新是互補關系，即國有股比例提高，既能促進技術創(chuàng)新，也能提高公司績效。李紹東也發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)比例對技術創(chuàng)新投入和產(chǎn)出都有顯著的正效應。[8]

2.股權集中度對技術創(chuàng)新與公司績效的調(diào)節(jié)效應(表3)

表3 股權集中度對技術創(chuàng)新與公司績效調(diào)節(jié)效應的實證結(jié)果

表3表明高度集中的股權結(jié)構(gòu)有利于公司績效的提升，這是因為我國前十大股東持股比例超過了60%，屬于絕對控股，此時大股東考慮的是公司長遠發(fā)展，此時大股東與中小股東產(chǎn)生利益協(xié)同效應，不會發(fā)生掏空公司資產(chǎn)的短視行為，這與劉燁等的研究結(jié)果相同。[9]因為交叉項通過了檢驗，所以股權集中度是半調(diào)節(jié)變量，且股權集中度與技術創(chuàng)新是互補關系，即股權越集中，越利于技術創(chuàng)新，也利于公司績效提高。

3.股權制衡對技術創(chuàng)新與公司績效的調(diào)節(jié)效應(表4)

表4 股權制衡技術創(chuàng)新與公司績效調(diào)節(jié)效應的實證結(jié)果

根據(jù)表4，我們發(fā)現(xiàn)股權制衡與公司績效正相關，說明股權制衡度能在一定程度上緩解大股東侵害小股東利益，這與劉燁等的研究結(jié)果一致。[9]因交叉項通過了檢驗，所以股權制衡對公司績效是半調(diào)節(jié)變量，且股權制衡與技術創(chuàng)新是互補關系，即股權制衡強度越高，越有利于技術創(chuàng)新和公司績效，但從側(cè)面也反映了一股獨大的股權結(jié)構(gòu)不利于進行技術創(chuàng)新。

4.獨立董事比例對技術創(chuàng)新與公司績效的調(diào)節(jié)效應(表5)

表5 獨立董事比例對技術創(chuàng)新與公司績效調(diào)節(jié)效應結(jié)果

由表5發(fā)現(xiàn)獨立董事比例與公司績效不相關。國外許多研究都認為外部獨立董事比例能有效預防內(nèi)部人控制問題。[10]中國證監(jiān)會頒布《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，規(guī)定上市公司的董事會成員里至少包含1/3獨立董事。我國獨立董事一般是與董事有關聯(lián)的熟人或朋友，或是退休官員，或是專家學者，且獨立董事的薪酬由董事會決定，所以依賴獨立董事來鉗制經(jīng)營者行為只能是流于形式。因為交叉項沒有通過系數(shù)檢驗，且模型(3)里的技術創(chuàng)新和獨立董事比例與公司績效都不相關，所以以獨立董事平均值(37.12)為標準分成二組進行回歸(見表6)。

因兩組R2沒有顯著差異，所以獨立董事比例不是調(diào)節(jié)變量，這與任海云的研究結(jié)果一致。[6]

5.董事會、股東大會、監(jiān)事會年內(nèi)召開次數(shù)對技術創(chuàng)新和公司績效的調(diào)節(jié)效應(表7)

表6 獨立董事比例的分組回歸結(jié)果

績效指標roe(凈資產(chǎn)收益率)roa(總資產(chǎn)報酬率)Variable低比例組高比例組低比例組高比例組rd-0.11-0.141**-0.129**-0.133***debt-0.237***-0.211**-0.122***-0.076**netgrowth0.020.019***0.0050.010***lnasset0.871-0.2010.1220.002_cons-1.31418.6869.034**9.836R-sq:within0.12280.12060.05910.0665F13.66***13.59***11.95***16.36***

表7 董事會、股東大會、監(jiān)事會年內(nèi)召開次數(shù)對技術創(chuàng)新和公司績效調(diào)節(jié)效應的實證結(jié)果

績效指標roe(凈資產(chǎn)收益率)roa(總資產(chǎn)報酬率)Variable模型1模型2模型3模型1模型2模型3rd-0.151**-0.145**-0.143**-0.137***-0.133***-0.140***debt-0.253***-0.249***-0.249***-0.117***-0.114***-0.114***netgrowth0.016**0.016**0.016**0.008***0.008***0.008***lnasset0.9580.9420.9420.1180.1070.107number0.200***0.200***0.133***0.132***rd*number-0.0010.003_cons-3.595-5.037-5.0368.814**7.858**7.854**Hausman檢驗12.01**11.85**11.97*16.4**11.0*12.2*R-sq:within0.03320.03440.03440.06920.07380.0738F17.00***20.07***20.43***19.76***27.7923.23***

表7交叉項沒有通過系數(shù)檢驗，且技術創(chuàng)新與企業(yè)績效負相關，董事會、股東大會、監(jiān)事會年內(nèi)召開次數(shù)與公司績效正相關，因此它不是調(diào)節(jié)變量，也即董事會、股東大會、監(jiān)事會召開次數(shù)對公司績效產(chǎn)生直接影響，并沒有通過技術創(chuàng)新中介對公司績效產(chǎn)生間接影響。這是因為三會會議次數(shù)召開的越多，他們對高管層的監(jiān)督越嚴厲，迫于壓力，高管層必須履行那些與股東利益相一致的戰(zhàn)略方案，從而提高了公司績效，但對于技術創(chuàng)新這類專業(yè)性比較強的項目，還是讓擁有專屬知識的管理層決策較好。

6.高管貨幣薪酬對技術創(chuàng)新和公司績效影響的調(diào)節(jié)效應(表8)

表8 高管貨幣薪酬對技術創(chuàng)新和公司績效影響調(diào)節(jié)效應的實證結(jié)果

因表8交叉項沒有通過系數(shù)檢驗，且高管貨幣薪酬與公司績效正相關，技術創(chuàng)新與公司績效負相關，所以高管貨幣薪酬不是調(diào)節(jié)變量。這是因為高管貨幣薪酬是參考公司上年業(yè)績確定下年發(fā)放標準的，且是現(xiàn)收現(xiàn)付，所以貨幣薪酬越高，高管越有動力提高公司當年績效，當然厭惡具有風險性和收益延遲性的技術創(chuàng)新項目。

7.高管持股比例對技術創(chuàng)新和公司績效影響的調(diào)節(jié)效應(表9)

表9 高管持股比例對技術創(chuàng)新和公司績效影響調(diào)節(jié)效應的實證結(jié)果

因表9交叉項檢驗通過，且高管持股比例與公司績效正相關，因此高管持股比例是半調(diào)節(jié)變量，即高管持股比例直接促進公司績效提高的同時，也通過技術創(chuàng)新提高了公司當期績效。這是因為高管持有股權，可以分享公司的剩余價值，故更關注企業(yè)的長期績效。

另外，我們還發(fā)現(xiàn)控制變量的實證結(jié)果具有穩(wěn)定性，即杠桿比例與公司績效負相關，成長性與公司績效正相關，規(guī)模與公司績效不相關。這是因為我國上市公司對財務杠桿的利用并不理性和科學，沒有很好地發(fā)揮財務杠桿作用；成長性越高的公司，有較好的現(xiàn)金收入預期和投資機會，當然促進公司績效的提升；大企業(yè)抗風險能力強，但靈活性不足；小企業(yè)市場反應靈活，但抗風險能力弱，因此規(guī)模大小與公司績效無關。

三、主要結(jié)論與建議

按照SCP理論，公司治理通過技術創(chuàng)新的中間投入活動，會對公司績效產(chǎn)生影響。本文實證發(fā)現(xiàn)國有股比例、股權集中度、股權制衡和高管持股比例是半調(diào)節(jié)變量，且它們與技術創(chuàng)新是互補關系；機構(gòu)持股比例、獨立董事比例、董事會、股東大會和監(jiān)事會年內(nèi)召開次數(shù)和高管貨幣薪酬不是調(diào)節(jié)變量。

因此提出如下建議：

一是要發(fā)揮國有企業(yè)在自主創(chuàng)新中的引導作用。國有股產(chǎn)權雖然存在“虛位”，但經(jīng)過市場競爭的洗禮，國有股比例與公司績效正相關，且與技術創(chuàng)新相互促進公司績效的提高。因此我們建議可以適當提高國有股比例，在三期疊加的新常態(tài)下，發(fā)揮國有企業(yè)在自主創(chuàng)新中的主導地位，主動承擔一些風險比較大的原始創(chuàng)新和集成創(chuàng)新項目，引導其他公司自覺進行技術創(chuàng)新。但股權集中度和股權制衡與技術創(chuàng)新也是互補關系，所以國有股比例也不能一股獨大，要構(gòu)建相互制衡的多元股權結(jié)構(gòu)。

二是要應對高管實行股權激勵機制。因高管貨幣薪酬不是調(diào)節(jié)變量，而高管持股比例是半調(diào)節(jié)變量，所以對高管層進行股權激勵，可以有效解決技術創(chuàng)新信息不對稱導致的監(jiān)督難題，激勵高管著眼于公司長遠發(fā)展，投入費用進行技術創(chuàng)新。華為之所以成功，正是因為98.6%的股票都歸“奮斗者”所有，任正非只占1.4%，這種激勵模式促使華為員工主動“以客戶需求為導向” 進行各種研發(fā)活動，從而保持了產(chǎn)品的核心競爭力。

[1]Lehrer M., Conesa A. T. E. Corporate Governance, Innovation Systems and Industrial Performance[J].Industry&Innovation, 1999,6(1):25-50.

[2]魯桐,黨印.公司治理與技術創(chuàng)新:分行業(yè)比較[J].經(jīng)濟研究,2014(6):115-128.

[3]馮根福,溫軍.中國上市公司治理與企業(yè)技術創(chuàng)新關系的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟, 2008(7):91-101.

[4]楊勇,達慶利,周勤.公司治理對企業(yè)技術創(chuàng)新投資影響的實證研究[J].科學學與科學技術管理,2007(11):61-65.

[5]Schumpeter J. A.Capitalism,SocialismandDemocracy[M]. Social Science Electronic Publishing, 1942.

[6]任海云.公司治理對R&D投入與企業(yè)績效關系調(diào)節(jié)效應研究[J].管理科學, 2011(5):37-47.

[7]董梅生.國有和民營企業(yè)技術效率及影響因素比較研究[J].科技進步與對策，2012(13)：79-85.

[8]李紹東.中國裝備制造業(yè)的企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新[J].中國科技論壇, 2012(2):53-58.

[9]劉燁,惠士友,聶飛飛，等.智力資本、股權結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效關系研究——基于滬深股市2008-2012高科技公司的實證[J].產(chǎn)經(jīng)評論,2013(6):140-149.

[10]Brickley J. A., Coles J. L., Terry R. L. Outside Directors and the Adoption of Poison Pills[J].JournalofFinancialEconomics, 1994,35(94):371-390.

(責任編輯 汪繼友)

Research on the Moderating Effect of Corporate Governance on the Technology Innovation and Corporate Performance

DONG Mei-sheng

(School of Business, AHUT, Maanshan 243002, Anhui, China)

It is found in the empirical test, in the collection of data about 5,536 A-share listed companies from 2012 to 2013 and by use of the hierarchical panel regression and grouping panel regression, on the moderating effect of corporate governance on the technology innovation and corporate performance that the ratio of state-owned share, ownership concentration, check-and-balance ownership structure, and the ratio of managerial ownership are all demonstrated as the half moderator variables, four of which are in the complementary relationship with the technology innovation, and the ratio of independent directors, the number of meetings in a year respectively held by the board of directors and the board of supervisors as well as by shareholders, and the managerial cash pay are all not as moderator variables.

corporate governance; technology innovation; corporate performance; moderating effect

2015-10-28

安徽省軟科學項目(150205035)；馬鞍山市軟科學項目(R014100201)；安徽省教育廳人文社會科學研究重點項目(SK2013A038)；江蘇省研究生培養(yǎng)創(chuàng)新工程(KYZZ_0004)。

董梅生(1976-)，女，安徽潛山人，安徽工業(yè)大學商學院副教授，南京大學博士研究生。

F830.91

A

1671-9247(2015)06-0029-06