李經(jīng)路

(云南大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院， 云南 昆明 650500)

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股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)強(qiáng)度的影響：數(shù)理分析與數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

——對(duì)2007—2014年A股上市公司的觀察

李經(jīng)路

(云南大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院， 云南 昆明 650500)

股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度呈倒“N”形關(guān)系，二者的關(guān)系比較復(fù)雜，因?qū)嶋H控制人的性質(zhì)、兩權(quán)分離程度的不同而變化。在國(guó)有公司中呈倒“N”形關(guān)系，在法人和自然人控制的公司中呈“N”形關(guān)系；在兩權(quán)分離程度為零的公司中，呈倒“N”形關(guān)系，在兩權(quán)分離程度不為零的公司中呈“N”形關(guān)系。股權(quán)集中度分別對(duì)管理層薪酬和管理層持股存在正向調(diào)節(jié)作用。因而上市公司保持合理的股權(quán)集中度、制定有效的薪酬計(jì)劃有利于其研發(fā)投入，國(guó)家金融機(jī)構(gòu)提供資金支持能夠刺激上市公司的研發(fā)投入。

主板公司； 研發(fā)強(qiáng)度； 股權(quán)集中度； 門限回歸

一、引 言

國(guó)家“十三五”規(guī)劃提出了強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新在國(guó)家創(chuàng)新體系中的主體地位和主導(dǎo)作用，支持科技型中小企業(yè)健康發(fā)展的戰(zhàn)略部署。企業(yè)的創(chuàng)新對(duì)于提升國(guó)家創(chuàng)新力和構(gòu)建企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力意義深遠(yuǎn)，主板公司的研發(fā)投入強(qiáng)度在國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略中具有中流砥柱的作用。A股上市公司研發(fā)投入的微觀基礎(chǔ)是怎樣的，影響企業(yè)研發(fā)投入的機(jī)制如何，值得研究。

文章從股權(quán)集中度、股權(quán)集中度與管理層的貨幣薪酬交乘項(xiàng)、股權(quán)集中度與管理層持股交乘項(xiàng)三方面來(lái)探討這三個(gè)因素對(duì)A股上市公司研發(fā)強(qiáng)度的影響機(jī)制。文章嘗試著回答以下問(wèn)題：在公司治理中最優(yōu)的股權(quán)集中度是否用數(shù)學(xué)模型給予描述？A股上市公司的股權(quán)集中度能否有利于公司的研發(fā)投入？股權(quán)集中度與管理層貨幣薪酬對(duì)研發(fā)投入的影響以及管理層持股與股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)投入的影響如何？文章的其余部分安排如下：第二部分為數(shù)理分析，第三部分為理論分析與研究命題，第四部分為研究設(shè)計(jì)，第五部分為進(jìn)一步研究與穩(wěn)健性檢驗(yàn)，第六部分為研究結(jié)論與對(duì)策。

二、數(shù)理分析

(一)股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的數(shù)理分析

股權(quán)集中度是衡量公司股權(quán)分布狀態(tài)的指標(biāo)，體現(xiàn)為大股東持股份額或者前幾個(gè)大股東所持股份占公司總股份的比例，同時(shí)也是公司監(jiān)督機(jī)制的一種表現(xiàn)。從動(dòng)態(tài)來(lái)看，股權(quán)集中度是公司所有者根據(jù)公司行業(yè)特征、外部環(huán)境、內(nèi)部績(jī)效等因素通過(guò)調(diào)整股東持股比例而達(dá)到的狀態(tài)。Demsetz Lehn，“The Structure of Ownership：Causes and Consequences”， ，No.93，1985，pp.1155-1177.股權(quán)高度分散并不是各國(guó)股權(quán)結(jié)構(gòu)的事實(shí)，而股權(quán)集中態(tài)勢(shì)則是各國(guó)股權(quán)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀。各國(guó)上市公司中都或多或少地存在著控股股東，控股股東往往采取現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)相分離的非對(duì)稱性股權(quán)結(jié)構(gòu)。Burkart，M.，Lee，S.，“One Share-One Vote Debate: The Theory”， ，Vol.12，No.1，2008，pp.1-49.

一般而言，將第一大股東的持股比例大于50%的這種股權(quán)結(jié)構(gòu)界定為股權(quán)絕對(duì)集中；股東持股比例數(shù)額比較接近，并且持股比例介于20%到50%之間，這種股權(quán)結(jié)構(gòu)被界定為股權(quán)相對(duì)集中；上市公司的股份比較分散，任一股東持股比例小于20%，任一股東都難以對(duì)公司產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響，這種股權(quán)結(jié)構(gòu)被界定為股權(quán)高度分散。文章在借鑒委托代理理論下公司投資模型的同時(shí)Stulz，“Managerial Discretion and Optimal Financing Policies”， ，No. 26，1990，pp.3-27. ，建立博弈模型來(lái)分析股權(quán)高度分散、股權(quán)高度集中、股權(quán)適度集中情形下的公司R&D行為。

1.股權(quán)高度分散時(shí)公司的R&D投資行為

(1-1)

(1-2)

股權(quán)高度分散的時(shí)候，大股東不具有實(shí)質(zhì)控制權(quán)，監(jiān)督成本最終由全體股東承擔(dān)，只要V(M)≥V，監(jiān)督就是有效率的。

對(duì)(1-2)式求M和α的一階導(dǎo)數(shù)，得到(1-3)的結(jié)果：

(1-3)

2.股權(quán)高度集中時(shí)的投資行為

(1-4)

有效監(jiān)督的條件是：

(1-5)

(1-6)

對(duì)比表1中大股東的目標(biāo)函數(shù)可知，大股東無(wú)論是否監(jiān)督總能從“隧道行為”中獲取利益。公司將權(quán)衡大股東的隧道效應(yīng)與監(jiān)督經(jīng)理人非效率投資對(duì)研發(fā)投入的影響。當(dāng)隧道效應(yīng)小于某特定臨界值，并且大股東的監(jiān)督行為能抵消其隧道效應(yīng)時(shí)，此研發(fā)投入達(dá)到理想的狀態(tài)。

令V(M*)-w>V1,有

w

是大股東持股比例的增函數(shù)，

w

處于某一數(shù)值時(shí)，大股東的監(jiān)督效應(yīng)大于“隧道行為”，大股東的監(jiān)督能夠促進(jìn)公司的研發(fā)投入。遺憾的是，中國(guó)上市公司的外部市場(chǎng)監(jiān)督機(jī)制較為薄弱，導(dǎo)致

w

通常大于臨界值，從而出現(xiàn)研發(fā)投資減少的現(xiàn)象。

3.在適度股權(quán)集中情形下的行為

該結(jié)果表明，第一股東持股比例越大，股東的監(jiān)督越有效，監(jiān)督水平與監(jiān)督成本將越小。股權(quán)適度集中時(shí)的企業(yè)

R

&

D

投資決策博弈矩陣如表2所示。

表2 股權(quán)適度集中時(shí)的公司R&D 投資決策博弈矩陣表

現(xiàn)實(shí)情況是上市公司的

w

數(shù)值較大，如果某兩個(gè)股東持股比例較為接近，雙方都會(huì)監(jiān)督，就減少了侵占行為帶來(lái)的代理成本。股權(quán)相對(duì)分散降低了監(jiān)督的效率，同時(shí)持股比例較為接近的股東之間的控制權(quán)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)影響公司的決策時(shí)效。

通過(guò)分析可知，股權(quán)集中和股權(quán)分散兩種情形都不利于公司的研發(fā)投入，股權(quán)適度集中時(shí)才有利于公司的研發(fā)投入。這只是理想狀態(tài)下股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)強(qiáng)度的數(shù)理分析，現(xiàn)實(shí)情況怎樣，有待實(shí)證檢驗(yàn)。

三、理論分析與研究命題

到目前為止，探討股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)投入影響的文獻(xiàn)較多，但遺憾的是，目前尚無(wú)統(tǒng)一的說(shuō)法，并且影響研發(fā)投入的深層原因并未得到有效的揭示。

(一)股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度的關(guān)聯(lián)性

信息的不對(duì)稱分布是雙重委托代理問(wèn)題存在的主要原因。委托代理問(wèn)題分為兩類，一類委托代理問(wèn)題是股東與管理者的委托代理，由于管理者處于信息的優(yōu)勢(shì)地位，而股東處于信息的劣勢(shì)地位，在道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向風(fēng)險(xiǎn)的驅(qū)使下以及股東有限監(jiān)督的背景下，管理者選擇自身利益最大化，使得所有者的利益以及公司價(jià)值最大化目標(biāo)難以實(shí)現(xiàn)。另一類委托代理問(wèn)題是控股股東與少數(shù)股東的代理問(wèn)題，少數(shù)股東由于時(shí)間有限、能力有限，不能行使公司的決策權(quán)和表決權(quán)，當(dāng)股權(quán)集中度比較高的時(shí)候，代理問(wèn)題將由大股東與管理者的矛盾轉(zhuǎn)移到大股東與中小股東之間的矛盾。Li，J.，C. Qian，“Principal-Principal Conflicts under Weak Institutions：A Study of Corporate Takeovers in China”， ，Vol.34，No.4，2013，pp.498-508.

委托代理理論認(rèn)為集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠降低公司的代理成本，約束管理者的機(jī)會(huì)主義行為，左右著公司健康發(fā)展的方向。股權(quán)集中度越高，股東對(duì)管理者的控制力就越強(qiáng)，股權(quán)集中有利于減輕股東與管理者關(guān)于研發(fā)投入方面的利益沖突。股東更加注重公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，更加注重公司核心競(jìng)爭(zhēng)力的提升，而研發(fā)投入是公司提高競(jìng)爭(zhēng)力、獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要途徑，因此股權(quán)集中度高的公司會(huì)加大研發(fā)投入，股權(quán)集中度與公司研發(fā)強(qiáng)度呈正相關(guān)關(guān)系Francis，J.，Smith，A.，“Agency Costs and Innovation Some Empirical Evidence”， ，No.19，1995，pp.383-409. 。具體來(lái)講，大股東持股比例與研發(fā)強(qiáng)度正相關(guān)Hosono，K.，Tomiyama，M.，Miyagawa，T.，“Corporate Governance and Research and Development：Evidence from Japan”， ，No.13，2004，pp.141-164. ，股權(quán)集中度高的公司擁有更高的R&D 投入量Baysinge，B.D.，Kosnik，R.D.，Turk，T.A.，“Effects of Board and Ownership Structure on Corporate R&D Strategy”， ，Vol.34，No.1，1991，pp.205-214. 。股權(quán)集中度與公司研發(fā)投入正相關(guān)關(guān)系得到了后續(xù)研究的驗(yàn)證Tsao，S.，Chen，G.，“The Impact of Internationalization on Performance and Innovation：The Moderating Effects of Ownership Concentration”， ，Vol.29，No.3，2010，pp.617-642.Brossar Olivier，Lavigne Stéphanie，Saking M. Erdem，“Ownership Structures and R&D in Europe：The Good Institutional Investors，the Bad and Ugly Impatient Shareholders”， ，Vol.22，No.4，2013，pp.1031-1068. 。

雙重委托代理論認(rèn)為由于控股股東的目標(biāo)與其他外部投資者的目標(biāo)不完全一致，在法制不健全的情況下，控股股東就會(huì)以最大化私人收益為目標(biāo)，產(chǎn)生“侵占效應(yīng)”，股權(quán)集中度與研發(fā)投入負(fù)相關(guān)DeCleyn，S.H.，Braet，J.，“Do Board Composition and Investor Type Influence Innovativeness in SMEs?”， ，Vol.8，No.3，2012，pp.285-308.Deng，Z.，Hofinan，P.S.， Newman，A.，“Ownership Concentration and Product Innovation in Chinese Private SMEs”， ，Vol.30，No.3，2013，pp.717-734.。從大股東的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避角度來(lái)考量，股權(quán)集中度越高，那么大股東承擔(dān)公司特殊風(fēng)險(xiǎn)的可能性就越大，就越不愿意進(jìn)行研發(fā)投入Jackie，D.V.，Laurin，C.，Bozec，Y.，“R&D Activity in Canada: Does Corporate Ownership Structure Matter? ”， ，Vol.27，No.2，2010，pp.107-121．。

股權(quán)集中度與公司研發(fā)強(qiáng)度的關(guān)系并不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，存在著倒“U”、“U”、“N”、倒“N”形關(guān)系。倒“U”形關(guān)系是因?yàn)椋阂环矫骐S著股權(quán)集中度的增加，大股東有權(quán)力監(jiān)督管理者，降低股東與管理者的利益沖突，從而增加研發(fā)投資；另一方面是大股東控制權(quán)增大時(shí)，大股東會(huì)利用控制權(quán)獲取私有收益損害中小股東的利益以及公司的利益，從而降低研發(fā)投入，因而適度的股權(quán)集中度有利于公司的研發(fā)投入，過(guò)度集中與過(guò)于分散的股權(quán)集中度都不利于公司的研發(fā)投入Chen，V.，Li，J.，Shapiro，D.，Zhang，X.，“Ownership Structure and Innovation： An Emerging Market Perspective”， ，Vol.31，No.1，2014，pp.1-24.。“U”形關(guān)系是因?yàn)樵谀骋浑A段，大股東所有權(quán)的隧道效應(yīng)大于激勵(lì)作用，股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度負(fù)相關(guān)；當(dāng)大股東持股比例超越了該點(diǎn)時(shí)，大小股東之間出現(xiàn)利益趨同效應(yīng)，在此階段研發(fā)投入又隨著股權(quán)集中度的增加而增加。適度的股權(quán)分散和絕對(duì)的股權(quán)集中有利于公司的研發(fā)投入。也有研究表明集中度與研發(fā)投入呈“N”形關(guān)系，股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度在某一區(qū)間是負(fù)相關(guān)的，除此之外股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度正相關(guān)，股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)投入的影響存在著陷阱效應(yīng)Czarnitzki，D.，Kraft，K.，“Management Control and Innovative Activity”， ，Vol.24，No.1，2004，pp.1-24.。此外，有學(xué)者提出股權(quán)集中度與研發(fā)投入呈倒“N”形關(guān)系，該現(xiàn)象意味著股權(quán)集中度處在某一區(qū)間時(shí)，研發(fā)強(qiáng)度隨著股權(quán)集中度的升高而增加；當(dāng)股權(quán)集中度小于或者大于該區(qū)間的數(shù)值時(shí)，研發(fā)強(qiáng)度隨之下降。倒“N”關(guān)系表明了股權(quán)的趨同效應(yīng)和隧道效應(yīng)交替產(chǎn)生作用。

以委托代理理論與雙重委托代理理論為基礎(chǔ)的學(xué)者們?cè)谔接懝蓹?quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度關(guān)系之時(shí)，以管家理論(Stewardship Theory)作為指導(dǎo)思想的學(xué)者們異軍突起，他們也在深究股權(quán)集中度是如何影響研發(fā)強(qiáng)度的，令人遺憾的是，他們認(rèn)為股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度之間沒(méi)有必然的聯(lián)系。因?yàn)楣芗依碚撆烧J(rèn)為管理層是公司恪盡職守的管家，管理層的動(dòng)機(jī)是追求委托人利益最大化Davis，J.H. Schoorman，F(xiàn).D.,L. Donaldson，“Toward a Stewardship Theory of Management”， ，No.22，1997，pp.20-47.。

綜上所述，股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度的關(guān)系非常復(fù)雜，學(xué)者們已經(jīng)形成了不同的觀點(diǎn)。管家理論的經(jīng)理人假設(shè)和代理人機(jī)會(huì)主義行為假設(shè)一樣不切實(shí)際，過(guò)于簡(jiǎn)單化了Grandori，A.，“Reframing Corporate Governance：Behavioral Assumptions，Governance Mechanisms，and Institutional Dynamics”， : , Oxford：Oxford University Press，2004，p.27.。中國(guó)A股上市公司的股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)強(qiáng)度有什么樣的影響？文章認(rèn)為中國(guó)上市公司的公司治理結(jié)構(gòu)存在一個(gè)明顯的特征，那就是控股股東采用了不對(duì)稱的股權(quán)結(jié)構(gòu)。根據(jù)中國(guó)公司治理的特殊性(中國(guó)上市公司中第二類代理問(wèn)題比較嚴(yán)重)、中國(guó)股權(quán)改革的特殊性(中國(guó)國(guó)有股比例較大，非流通股比例較大)以及中國(guó)資本市場(chǎng)的特殊性(中國(guó)資本市場(chǎng)不太成熟、投機(jī)行為比較強(qiáng)、股市震蕩嚴(yán)重)，文章得到第一組研究命題：

命題H：股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度呈N型關(guān)系。

命題H：股權(quán)集中度與研發(fā)強(qiáng)度呈倒N型關(guān)系。

(二)管理層持股數(shù)量與研發(fā)強(qiáng)度的關(guān)聯(lián)性

管理層持股能否提高公司研發(fā)強(qiáng)度？西方文獻(xiàn)較多的以公司治理為突破口，試圖闡釋研發(fā)強(qiáng)度存在差異的深層原因。管理層持股比例越高，管理層與股東利益趨同性越強(qiáng)，管理層就越重視企業(yè)的研發(fā)投入Jensen，M.C.，Meckling，W.H.，“Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure”， ，No.3，1976，pp.305-360.。管理層持股可以激勵(lì)管理層增加研發(fā)投入Miller，J.S.，Wiseman，R.M.，Gomez-Mejia，L.R.，“The Fit between CEO Compensation Design and Firm Risk”， ，Vol.45，No.4，2002，pp.745-756.，因?yàn)檠邪l(fā)投入的剩余索取權(quán)能夠激勵(lì)管理層增加公司研發(fā)投入Chang，K.，“Residual Income Claimancy,Monitoring，and the R&D Firm：Theory with Application to Bio-Techs”， ，Vol.25，No.8，2004，pp.489-507. ，二者之間的顯著正相關(guān)關(guān)系得到了驗(yàn)證Marianna，M.，Lane，P.J.，Gomez-Mejia，L.R.，“CEO Incentives，Innovation and Performance in Technology-Intensive Firms：A Reconciliation Outcome and Behavior-Based Incentive Schemes”， ，Vol.27，No.11，2006，pp.1057-1080.。從正反兩方面進(jìn)行驗(yàn)證得到如下結(jié)論，如果公司CEO沒(méi)有持有該公司的股權(quán)，CEO就在任期的后幾年減少研發(fā)投入數(shù)額；如果公司CEO持有該公司的股權(quán)，公司CEO就沒(méi)有減少研發(fā)投入的傾向Dechow，P.M.，Sloan，R.G.，“Executive Incentive and the Horizon Problem：An Empirical Investigation”， ，Vol.14，No.1，1991，pp.51-89.。

中國(guó)上市公司管理層持股明顯提高了公司的研發(fā)強(qiáng)度。管理層持股比例越大，研發(fā)支出就越多。股權(quán)激勵(lì)對(duì)研發(fā)投入行為的促進(jìn)作用已經(jīng)得到相關(guān)文獻(xiàn)的驗(yàn)證。

與上述正相關(guān)關(guān)系的研究結(jié)論不同，有研究表明管理層持股不能促進(jìn)公司研發(fā)投入的增加。原因是這樣的，公司股權(quán)分散程度越大，管理層的控制權(quán)力就越大，管理層通過(guò)控制權(quán)獲得的私有收益就越多，管理層不愿意進(jìn)行收益不確定、金額大、周期性長(zhǎng)的研發(fā)活動(dòng)。另有研究發(fā)現(xiàn)管理層持股數(shù)量與研發(fā)強(qiáng)度之間的關(guān)系不顯著，尤其從股權(quán)激勵(lì)公司的市場(chǎng)表現(xiàn)來(lái)看，我國(guó)股權(quán)激勵(lì)與研發(fā)強(qiáng)度之間不存在顯著關(guān)系。據(jù)此，文章提出第二組研究命題：

命題H：管理層持股數(shù)量與公司研發(fā)強(qiáng)度呈正相關(guān)關(guān)系。

命題H：管理層持股數(shù)量與公司研發(fā)強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

命題H：管理層持股數(shù)量與公司研發(fā)強(qiáng)度沒(méi)有顯著關(guān)系。

(三)管理層的貨幣薪酬與研發(fā)強(qiáng)度的關(guān)聯(lián)性

合理的貨幣薪酬激勵(lì)可以抑制管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向，鼓勵(lì)管理層對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性項(xiàng)目的投資，當(dāng)然包括研發(fā)投入的投資Coles,J.L.，Daniel，N.D.， Navcen L.,“Managerial Incentives and Risk-Taking”， ，Vol.79，No.2，2006，pp.431-468.，也可以提高管理層研發(fā)投入的積極性。但是中國(guó)上市公司管理層的薪酬現(xiàn)狀與西方國(guó)家上市公司管理層的薪酬現(xiàn)狀不一樣，中國(guó)上市公司高管人員財(cái)富水平較低，且面臨權(quán)力及政治等因素的干擾，因此貨幣薪酬比管理層持股會(huì)有更好的激勵(lì)效果。據(jù)此文章提出第三個(gè)研究命題：

命題H：管理層貨幣薪酬與公司研發(fā)強(qiáng)度呈正相關(guān)關(guān)系。

(四)股權(quán)集中度對(duì)管理層薪酬的調(diào)節(jié)作用

股權(quán)集中度間接地影響著管理層薪酬與研發(fā)投入之間的關(guān)系，股權(quán)集中度決定了股東監(jiān)督職能的良莠以及股東實(shí)際控制權(quán)的歸屬。而監(jiān)督職能的履行和實(shí)際控制權(quán)的歸屬又影響著對(duì)管理層的激勵(lì)效果。具體而言，股東會(huì)借助董事會(huì)的力量決定管理層的激勵(lì)方案，從而影響管理層對(duì)研發(fā)投入的積極性。股權(quán)分散時(shí)，單一的股東無(wú)能力控制公司的重大決策，此時(shí)公司出現(xiàn)內(nèi)部人控制現(xiàn)象，股東無(wú)法掌握管理層薪酬激勵(lì)對(duì)于研發(fā)投入的刺激程度。當(dāng)股權(quán)比較集中時(shí)，大股東掌握了上市公司的實(shí)際控制權(quán)，可以通過(guò)董事會(huì)了解管理層薪酬激勵(lì)的狀況，能夠保證公司對(duì)管理層的激勵(lì)措施符合股東的意愿。股權(quán)集中度能從貨幣薪酬和管理層持股兩方面調(diào)節(jié)研發(fā)強(qiáng)度。此文章提出第四個(gè)研究命題：

命題H：股權(quán)集中度正向調(diào)節(jié)管理層貨幣薪酬與公司研發(fā)強(qiáng)度。

命題H：股權(quán)集中度正向調(diào)節(jié)管理層持股與公司研發(fā)強(qiáng)度。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)

在選取樣本公司時(shí)，按照下述條件進(jìn)行篩選。

1.公司的營(yíng)業(yè)性質(zhì)在研究期間沒(méi)有發(fā)生變化

如果在研究期間公司主營(yíng)業(yè)務(wù)性質(zhì)發(fā)生急劇變化，會(huì)使公司面臨不同的內(nèi)、外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境，隨之公司戰(zhàn)略要進(jìn)行調(diào)整，這些因素不利于本文研究。

2.剔除數(shù)據(jù)不全以及異常值的公司

文章剔除ST公司、金融行業(yè)以及數(shù)據(jù)不全的公司，在選取樣本公司時(shí)，我們采取較為嚴(yán)格的篩選條件，只要在2007年至2014年間，相關(guān)公司任何年份的開發(fā)支出或者管理費(fèi)用項(xiàng)目下的研發(fā)費(fèi)用有缺失，就刪除該公司。最終得到通訊、生物工程、生物制藥、化工、軟件、電子、傳媒、航空、衛(wèi)星制造等75家樣本公司?？紤]到研發(fā)投入存在時(shí)滯問(wèn)題，本文借鑒已有文獻(xiàn)的處理方法將研發(fā)強(qiáng)度滯后一期處理，將被解釋變量的觀測(cè)時(shí)間窗口設(shè)定為2008年1月1日到2014年12月31日，解釋變量和控制變量的觀測(cè)窗口設(shè)定為2007年1月1日到2013年12月31日。公司資本化費(fèi)用及其他數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR中的公司治理數(shù)據(jù)庫(kù)，費(fèi)用化研發(fā)費(fèi)用來(lái)自手工搜集的公司年報(bào)數(shù)據(jù)。

(二)變量與模型

1.被解釋變量、解釋變量、控制變量的界定與衡量

關(guān)于研發(fā)強(qiáng)度衡量。已有文獻(xiàn)從不同的側(cè)面來(lái)衡量研發(fā)強(qiáng)度，有的從研發(fā)的資金投入狀況反映，有的從研發(fā)投入的產(chǎn)出方面衡量(比如采用專利權(quán)申請(qǐng)數(shù))。產(chǎn)出方面的數(shù)據(jù)容易受到公司外部不可控制因素的影響，投入方面的數(shù)據(jù)較多地受公司治理因素的影響，本研究意欲探求公司治理因素對(duì)研發(fā)投入的影響，因而文章采用投入的資金和投入狀況指標(biāo)來(lái)衡量。

而資金投入方面又可以采用不同的口徑進(jìn)行測(cè)度，有用開發(fā)支出除以總資產(chǎn)的，有用開發(fā)支出除以營(yíng)業(yè)總收入的。由于上市公司的研發(fā)投入由兩部分構(gòu)成，即資本化的費(fèi)用和費(fèi)用化的投入，資本化的研發(fā)支出反映在資產(chǎn)負(fù)債表上，而費(fèi)用化的研發(fā)支出反映在管理費(fèi)用賬戶下的“開發(fā)費(fèi)用”、“研究與開發(fā)費(fèi)用”、“技術(shù)開發(fā)費(fèi)用”等項(xiàng)目中，為了全面反映A股公司在研發(fā)投入方面的總投資，文章將研發(fā)投入的數(shù)額界定為開發(fā)支出與開發(fā)費(fèi)用之和，并且研發(fā)成功的費(fèi)用資本化，不成功的費(fèi)用計(jì)入管理費(fèi)用。上市公司研發(fā)成功的概率較小，如果僅用資本化的開發(fā)支出不能全面反映A股公司研發(fā)投入的全貌。由于研發(fā)投入和公司營(yíng)業(yè)收入的依存度較高，和公司總資產(chǎn)之間的依存度不高，因而本文以開發(fā)支出與研發(fā)費(fèi)用之和除以營(yíng)業(yè)總收入為指標(biāo)來(lái)衡量研發(fā)投入強(qiáng)度。在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，采用開發(fā)支出與研發(fā)費(fèi)用之和的自然對(duì)數(shù)替代研發(fā)投入強(qiáng)度以消除異方差的影響。

關(guān)于公司規(guī)模的衡量。文章用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)或者營(yíng)業(yè)總收入的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行刻畫，在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)利用營(yíng)業(yè)總收入的自然對(duì)數(shù)指標(biāo)替代總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)指標(biāo)。

關(guān)于股權(quán)集中的衡量。已有文獻(xiàn)從第一大股東持股比例、前兩大股東持股比例、前十大股東持股比例的不同角度進(jìn)行衡量。由于中國(guó)第一大股東與其他大股東的持股比例懸殊，沒(méi)有必要采用Z指數(shù)來(lái)凸顯第一大股東與其他大股東持股比例的差異。鑒于本研究以探討A股上市公司股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)強(qiáng)度的影響為目的，考慮到A股股權(quán)較為集中的現(xiàn)實(shí)，本文試圖借鑒國(guó)外學(xué)者的做法，用前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)來(lái)刻畫股權(quán)集中度。赫芬達(dá)爾指數(shù)將大股東持股比例取平方后容易反映股權(quán)方面的馬太效應(yīng)，反映出股權(quán)向較大股東集中的情況。前五大股東持股比率的赫芬達(dá)爾指數(shù)和前十大股東持股比率的赫芬達(dá)爾指數(shù)非常接近，本研究采用前五大股東持股比率的赫芬達(dá)爾指數(shù)。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，采用前十大股東持股的赫芬達(dá)爾指數(shù)替代前五大股東持股比率的赫芬達(dá)爾指數(shù)。文章涉及的被解釋變量、解釋變量、控制變量的界定與衡量如表3所示。

表3 變量定義與衡量表

2.模型設(shè)定

文章主要探討股權(quán)集中度對(duì)上市公司研發(fā)強(qiáng)度的非線性影響，因而擬構(gòu)建非線性計(jì)量方程以及門限回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文引入前五大股東股權(quán)集中度的一次方、二次方、三次方，為了檢驗(yàn)文章的前三個(gè)研究命題構(gòu)建的非線性模型，如公式(2-1)所示：

RDr

,=

β

+

β

RDr

,-1+

β

shrhfd

5,-1+

β

(

shrhfd

5,-1)+

β

(

shrhfd

5,-1)+

β

salary

,-1+

β

ceohd

,-1+

β

ocfl

,-1+

β

size

,-1+

β

growth

,-1+

β

incentax

,-1+

β

control

+

β

seperation

+

ε

(2-1)

模型(2-1)中：

i

=1,2,…,75;

t

=2008,2009,…,2014。模型中第2項(xiàng)重在考察研發(fā)投入的持續(xù)性；第3項(xiàng)到第5項(xiàng)考察股權(quán)集中度的影響；第6項(xiàng)到第7項(xiàng)考量管理層薪酬的影響；第8項(xiàng)著重檢驗(yàn)現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比對(duì)研發(fā)強(qiáng)度的影響；第9項(xiàng)到第13項(xiàng)考察控制變量的影響；最后一項(xiàng)是殘差項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)研究命題四，以及避免多重共線性，在模型(2-1)中用前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)分別與管理層的貨幣薪酬和管理層持股變量二者的交乘項(xiàng)替代管理層貨幣薪酬和管理層持股變量。模型如下：

RDr

,=

β

+

β

RDr

,-1+

β

shrhfd

5,-1+

β

(

shrhfd

5,-1)+

β

(

shrhfd

5,-1)+

β

shrhfd

5,-1*

salary

,-1+

β

shrhfd

5,-1*

ceohd

,-1+

β

ocfl

,-1+

β

size

,-1+

β

growth

,-1+

β

incentax

,-1+

β

control

+

β

seperation

+

ε

(2-2)

3.主要變量的門限回歸模型

本研究主要探討前五大股東持股比例赫芬達(dá)爾指數(shù)平方項(xiàng)、立方項(xiàng)對(duì)研發(fā)強(qiáng)度的敏感性檢驗(yàn)問(wèn)題。

(1)固定效應(yīng)的處理。

本文首先探討股權(quán)集中度在上升或下降階段，研發(fā)強(qiáng)度對(duì)其敏感程度有何差異。將變量(

shrhfd

5,-1)作為門限變量，進(jìn)行面板門限回歸。門限回歸模型是在非線性回歸中應(yīng)用較廣的方法，可以利用數(shù)據(jù)得出門限值并確定非線性回歸下各因素的邊際影響。根據(jù)門限回歸估計(jì)的要求，需要通過(guò)固定效應(yīng)轉(zhuǎn)換來(lái)消除個(gè)體效應(yīng)，借鑒Hansen的方法，利用標(biāo)準(zhǔn)組內(nèi)轉(zhuǎn)換來(lái)消除固定效應(yīng)的影響，本文利用公式(2-3)來(lái)消除固定效應(yīng)。

(2-3)

(2)門限效果自抽樣檢驗(yàn)。

通過(guò)對(duì)

F

統(tǒng)計(jì)量利用Bootstrp方法反復(fù)抽樣500次得到的

P

值進(jìn)行分析可知，單一門限在1%水平下顯著,雙重門限在10%水平下顯著，對(duì)應(yīng)的

P

值分別是0.010、0.088，因此本文采用二重門限模型進(jìn)行分析。門限回歸的結(jié)果如表4所示。

表4 門限效果自抽樣檢驗(yàn)表

表5 門限估計(jì)值和門限置信區(qū)間表

利用Stata10.0軟件進(jìn)行回歸，得到門限估計(jì)值和門限置信區(qū)間，如表5所示。

當(dāng)(

shrhfd

5,-1)達(dá)到0.040、0.003時(shí)，(

shrhfd

5,-1)回歸的LR統(tǒng)計(jì)量會(huì)發(fā)生變化。因此二重門限值分別為0.040、0.003兩個(gè)數(shù)值。圖1、圖2分別為兩個(gè)門限值對(duì)應(yīng)的似然比函數(shù)圖。

圖1 第一個(gè)門限估計(jì)值與置信區(qū)間圖

圖2 第二個(gè)門限估計(jì)值與置信區(qū)間圖

依據(jù)同樣的思路，將變量(

shrhfd

5,-1)作為門限變量，可以得到(

shrhfd

5,-1)的門限效果自抽樣經(jīng)驗(yàn)報(bào)告和門限估計(jì)值與置信區(qū)間。前五大股東持股比例赫芬達(dá)爾指數(shù)立方項(xiàng)的門限效果自抽樣檢驗(yàn)如表6所示。

表6 門限效果自抽樣檢驗(yàn)表

表7 門限估計(jì)值和門限置信區(qū)間表

單一門限值在1%水平下顯著，雙重門限值在10%水平下顯著，對(duì)應(yīng)的

P

值分別是0.0008、0.072，因此本文采用二重門限模型進(jìn)行分析。門限回歸的估計(jì)值和門限置信區(qū)間如表7所示：當(dāng)(

shrhfd

5,-1)達(dá)到0.008、0.000時(shí)，(

shrhfd

5,-1)回歸的LR統(tǒng)計(jì)量會(huì)發(fā)生變化。因此二重門限值分別為0.008、0.000兩個(gè)數(shù)值。圖3、圖4分別為兩個(gè)門限值對(duì)應(yīng)的似然比函數(shù)圖。

圖3 第三個(gè)門限估計(jì)值與置信區(qū)間圖

圖4 第四個(gè)門限估計(jì)值與置信區(qū)間圖

前面研究得出，前五大股東持股比例赫芬達(dá)爾指數(shù)的平方項(xiàng)存在著雙重門限值，前五大股東持股比例赫芬達(dá)爾指數(shù)的立方項(xiàng)也存在著雙重門限值。據(jù)此模型(2-1)根據(jù)門限值的情況可以確定為模型(2-4)到模型(2-5)四種情形。

RDr

,=

μ

+

θ

′

X

,-1+

β

(

shrhfd

5,-1)·

I

[(

shrhfd

5,-1)≤

γ

]+

β

(

shrhfd

5,-1)·

I

[(

shrhfd

5,-1)>

γ

]+

ε

,

(2-4)

RDr

,=

μ

+

θ

′

X

,-1+

β

′(

shrhfd

5,-1)·

I

[(

shrhfd

5,-1)≤

η

]+

β

′(

shrhfd

5,-1)·

I

[(

shrhfd

5,-1)>

η

]+

ε

,

(2-5)

4.實(shí)證檢驗(yàn)與分析

(1)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

本研究的研發(fā)強(qiáng)度(

Rdr

)、滯后一期的研發(fā)強(qiáng)度(

LagRdr

)、前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)(

Shrhfd

5)、經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比(

Ocfl

)、管理層薪酬自然對(duì)數(shù)(

Salaryceo

3)、公司規(guī)模(

Size

)以及公司成長(zhǎng)能力(

Growth

)、管理層持股的自然對(duì)數(shù)(

Ceohd

)等變量的描述統(tǒng)計(jì)如表8所示：從表8可知，研發(fā)投入強(qiáng)度(

Rdr

)的均值是6.34%，高于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒2014》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，最大值是238.24%(是營(yíng)業(yè)收入的2.33824倍)，最小值是0.0000%，說(shuō)明樣本公司中研發(fā)投入強(qiáng)度差別較大。前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)(

Shrhfd

5)的均值是13.37%，最大值是70.74%，最小值是0.88%，分布差別較大。公司可持續(xù)增長(zhǎng)率(

Growth

)的均值是-18.88%，中位數(shù)是5.03%，最大值是180.73%，表明樣本公司的可持續(xù)增率較低。稅收返還率(

Incentax

)的均值是1.63%，中位數(shù)是1.65%，最小值是-27.79%，說(shuō)明樣本公司稅收激勵(lì)的整體水平偏低，稅收激勵(lì)水平有待提高。經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比(

Ocfl

)的均值是73.50%，中位數(shù)是17.15%，最大值是3249.94%，最小值是-478.48%，表明樣本公司的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比數(shù)值偏高，公司的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量充足。管理層前三名年薪自然對(duì)數(shù)(

Sslaryceo

3)的均值是14.29，中位數(shù)是14.18，最大值是16.31，最小值是0.00，表明樣本公司管理層年薪差距較大。管理層持股的自然對(duì)數(shù)(

Ceohd

)的均值是10.50，最小值是0.00，說(shuō)明有些上市公司的CEO未持有本公司的股份。

表8 關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)表 ±s

(2)關(guān)鍵變量的相關(guān)性分析。

為了檢驗(yàn)變量間是否存在多重共線性問(wèn)題，需要對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行相關(guān)性分析。文章對(duì)CEO持股、管理層薪酬、前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)、前十大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)、研發(fā)強(qiáng)度、公司規(guī)模的自然對(duì)數(shù)、稅收返還率、經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比這幾個(gè)變量進(jìn)行相關(guān)性分析，具體分析如表9所示。

表9 關(guān)鍵變量的相關(guān)性分析表

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)值是p統(tǒng)計(jì)量的值。

通過(guò)表9可知，這7個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)沒(méi)有超過(guò)0.8，說(shuō)明變量之間不存在多重共線性問(wèn)題，適合進(jìn)行下一步的多元回歸。相關(guān)變量之間的基本相關(guān)關(guān)系是：研發(fā)強(qiáng)度(Rdr)與

CEO

持股(Ceohd)正相關(guān)、與管理層薪酬(Salary)正相關(guān)、與公司規(guī)模(Size)正相關(guān)、與稅收返還率(Incentax)負(fù)相關(guān)、與前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)(Shrhfd5)負(fù)相關(guān)。

(3)實(shí)證結(jié)果。

在進(jìn)行實(shí)證研究之前，先對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，利用

Eviews

8.0軟件對(duì)被解釋變量、解釋變量以及控制變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，具體如表10所示：

根據(jù)相關(guān)變量單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，研發(fā)強(qiáng)度(Rdr)、 滯后一期的研發(fā)強(qiáng)度(Lagrdr)、前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)(Shrhfd5)、管理層薪酬的自然對(duì)數(shù)(Salary)、經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比(Ocfl)、公司成長(zhǎng)能力(Growth)、公司規(guī)模(Size)變量比較平穩(wěn)，不存在單位根現(xiàn)象，適宜進(jìn)行下一步的回歸分析。

理論上講，公司研發(fā)強(qiáng)度分別與公司規(guī)模、管理層薪酬、管理層持股、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比、稅收返還效應(yīng)、公司成長(zhǎng)能力等變量之間存在著長(zhǎng)期的或者短期內(nèi)的互動(dòng)關(guān)系，使得公式(2-1)以及(2-2)存在內(nèi)生性問(wèn)題。根據(jù)

Baltagi

..,“ ”,Journal of Applied Econometrics,.21，.4，2006，.543-547.關(guān)于面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)程序的觀點(diǎn)，首先應(yīng)該檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否存在內(nèi)生性問(wèn)題，然后才確定數(shù)據(jù)是適合固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型。如果模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，則需要選取工具變量；如果模型不存在內(nèi)生性問(wèn)題，使用了工具變量則降低結(jié)果的有效性?？梢?，解決這類問(wèn)題的首要工作是解決內(nèi)生性的存在問(wèn)題?？墒沁z憾的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)在檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛢?nèi)生性問(wèn)題時(shí)缺乏對(duì)工具變量有效性的檢驗(yàn)。因而本文吸取已有文獻(xiàn)的建議，遵循著“檢驗(yàn)工具變量有效性—判斷模型內(nèi)生性—確定模型形式”的邏輯順序展開分析。

表10 相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)表

* Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chis-quare distribution, All other tests assume asymptotic normality.

工具變量必須具備以下特征：(1)它必須是外生的，與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)；(2)它必須與內(nèi)生解釋變量偏相關(guān)；(3)它必須與其他解釋變量不相關(guān)，避免出現(xiàn)多重共線性。因此本文借鑒(Hausman&Taylor )Hausman J.A.，Taylor W.E.,“Identification in Linear Simultaneous Equations Models with Covariance Restrictions: An Instrumental Variables Interpretation”,, Vol.51，No.5,1981，pp.1527-1549. 、(Wooldridge)Wooldridge J.M., , The MIT Press,Cambridge,Massachusetts, 2002，p.105. 、(李后建、尹希果、卞小嬌)、(李任斯、劉紅霞)工具變量選取的方法，將工具變量確定為：滯后一期的研發(fā)強(qiáng)度的平方項(xiàng)、滯后兩期的研發(fā)強(qiáng)度的平方項(xiàng)、滯后兩期的研發(fā)強(qiáng)度的立方項(xiàng)、本期無(wú)形資產(chǎn)占本期總資產(chǎn)的比重、滯后一期的管理層薪酬的行業(yè)中位數(shù)、滯后一期的管理層持股比例的行業(yè)中位數(shù)、滯后一期的前五大股東持股比例赫芬達(dá)爾指數(shù)的行業(yè)中位數(shù)、滯后一期的管理層薪酬的行業(yè)中位數(shù)與滯后一期的管理層持股比例的行業(yè)中位數(shù)的交乘項(xiàng)。

從工具變量模型中的相關(guān)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量的指標(biāo)可知：不可識(shí)別檢驗(yàn)的 Anderson LM統(tǒng)計(jì)量結(jié)果表明工具變量的選擇合理，弱識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果表明模型不存在弱識(shí)別問(wèn)題，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)中Sargan 統(tǒng)計(jì)量則表明工具變量均是外生的。這三個(gè)統(tǒng)計(jì)量說(shuō)明文章所選擇的外生變量是合理且有效的(由于版面有限，相關(guān)統(tǒng)計(jì)結(jié)果省略)。

利用DWH 方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膬?nèi)生性，結(jié)果表明模型存在內(nèi)生性問(wèn)題。在估計(jì)模型中參數(shù)協(xié)方差時(shí)本文使用White 截面方法(White cross section)計(jì)算系數(shù)協(xié)方差。由于本研究采用的是均衡面板數(shù)據(jù)，通過(guò)固定效應(yīng)模型的F 檢驗(yàn)、LR 檢驗(yàn)結(jié)果可知，本次回歸宜采用隨機(jī)橫截面模型。因此，本文采用兩階段最小二乘法的隨機(jī)模型進(jìn)行回歸。

綜上分析，文章利用Eviews8.0 軟件及Stata10.0 軟件對(duì)門限回歸模型(2-1)和(2-2) 進(jìn)行數(shù)據(jù)擬合。本次回歸宜采用兩階段二乘法進(jìn)行擬合實(shí)證模型，回歸結(jié)果如表11 所示：

表11 全樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果表

注釋：***、**、*，表示估計(jì)值在1%、5%、10%水平上顯著。括號(hào)內(nèi)的數(shù)值是

t

統(tǒng)計(jì)量。

上一期的研發(fā)投入與本期的研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)在0.52左右，在1%水平下顯著，表明樣本公司在觀測(cè)期內(nèi)研發(fā)投入具有較強(qiáng)連續(xù)性，換言之，公司的研發(fā)投入具有一定的慣性。前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)與研發(fā)強(qiáng)度呈倒“N”關(guān)系，命題H通過(guò)了檢驗(yàn)。管理層年薪的自然對(duì)數(shù)與研發(fā)強(qiáng)度正相關(guān)，在1%水平下顯著，命題H通過(guò)檢驗(yàn)。經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比與研發(fā)投入負(fù)相關(guān)，在5%水平下顯著，說(shuō)明樣本公司存在舉債進(jìn)行研發(fā)投入的現(xiàn)象?？沙掷m(xù)增長(zhǎng)率與研發(fā)投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)。稅收返還率與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)，在1%水平下顯著。方程整體顯著，且不存在自相關(guān)現(xiàn)象。

五、進(jìn)一步研究與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)實(shí)際控制人的進(jìn)一步研究

為了進(jìn)一步探討股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響機(jī)理，文章根據(jù)上市公司實(shí)際控制權(quán)的性質(zhì)不同，將樣本公司劃分為國(guó)有控制的上市公司、自然人控制的上市公司、法人控制的上市公司這三類，針對(duì)這三大類別進(jìn)行分組回歸。

國(guó)有控股上市公司的研發(fā)投入影響因素比較復(fù)雜。首先，復(fù)雜的委托代理關(guān)系不僅使得研發(fā)投入的激勵(lì)作用不足，還導(dǎo)致研發(fā)投入監(jiān)督不力的問(wèn)題。其次，國(guó)有上市公司的目標(biāo)不僅僅是股東財(cái)富最大化，還有社會(huì)財(cái)富最大化、充分就業(yè)等目標(biāo)，由于目標(biāo)的沖突，國(guó)有上市公司存在弱化研發(fā)投入的動(dòng)機(jī)。在本研究中，國(guó)家控制的上市公司有36家。法人控制的上市公司，是社會(huì)機(jī)構(gòu)利用多余資金進(jìn)行投資形成的，該類上市公司更關(guān)注公司的價(jià)值。在本研究中，法人控制的上市公司的控制人全是來(lái)自于高等學(xué)校，共6家公司。自然人控制的上市公司一般為民營(yíng)公司，在本研究中共有33家。利用逐步回歸對(duì)這三組數(shù)據(jù)重新回歸，具體回歸情況如表12所示：

表12 根據(jù)實(shí)際控制人分組的回歸結(jié)果表

注釋：***、**、*，表示估計(jì)值在1%、5%、10%水平上顯著。括號(hào)內(nèi)的數(shù)值是

t

統(tǒng)計(jì)量。

前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)與研發(fā)強(qiáng)度關(guān)系，在國(guó)家控制的上市公司中呈倒“N”關(guān)系(命題H通過(guò)了驗(yàn)證)。在法人控制的6家上市公司以及自然人控制的33家公司中呈“N”關(guān)系，與全樣本回歸的倒“N”關(guān)系不一致。

管理層年薪的自然對(duì)數(shù)指標(biāo)，在國(guó)家控制的36家公司中沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；在法人自然人控制的上市公司中與研發(fā)投入正相關(guān)，說(shuō)明管理層薪酬對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度起到了激勵(lì)作用。

經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比指標(biāo)，在國(guó)家控制的36家上市公司和自然人控制的33家公司中沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明國(guó)家和自然人控制的公司中資金約束對(duì)研發(fā)投入沒(méi)有影響，不同于全樣本回歸結(jié)果。在法人控制的6家公司中，與研發(fā)投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，且在1%水平下顯著，與全樣本回歸結(jié)果一致。

可持續(xù)增長(zhǎng)率在國(guó)家控制的36家上市公司中與研發(fā)投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，在1%水平下顯著。在法人控制的6家公司和自然人控制的33家公司中沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

稅收返還率在國(guó)家控制的36家上市公司和法人控制的6家公司中，與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)，在10%水平下顯著。

(二)兩權(quán)分離的進(jìn)一步研究

中國(guó)上市公司或多或少地存在著控股股東，控股股東往往采取現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)相分離的不對(duì)稱股權(quán)結(jié)構(gòu)。若控股股東的現(xiàn)金流權(quán)大，則有更強(qiáng)的激勵(lì)動(dòng)機(jī)去監(jiān)督CEO的研發(fā)投入，實(shí)現(xiàn)控股股東的“激勵(lì)效應(yīng)”；若控制權(quán)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于現(xiàn)金流權(quán)，控股股東利用超額的控制權(quán)侵占公司利益，出現(xiàn)“攫取效應(yīng)”。根據(jù)兩權(quán)分離數(shù)據(jù)是否為零，將樣本分為兩權(quán)分離不為零的44家A股公司和兩權(quán)分離為零的31家公司。利用逐步回歸法，對(duì)這兩組數(shù)據(jù)重新回歸，進(jìn)行對(duì)比，具體情況如表13所示：

表13 根據(jù)兩權(quán)分離程度的分組回歸結(jié)果表

注釋：***、**、*，表示估計(jì)值在1%、5%、10%水平上顯著。括號(hào)內(nèi)的數(shù)值是

t

統(tǒng)計(jì)量。

前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)，在兩權(quán)分離程度為零的31家公司中，與研發(fā)投入強(qiáng)度呈現(xiàn)倒“N”形關(guān)系(命題H通過(guò)了驗(yàn)證)。在兩權(quán)分離程度不為零的44家公司中，與研發(fā)投入強(qiáng)度呈現(xiàn)“N”形關(guān)系，不同于全樣本回歸的結(jié)果。

管理層年薪指標(biāo)，在兩權(quán)分離程度為零的公司中，與研發(fā)投入的顯著性沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。在兩權(quán)分離程度不為零的公司中，與研發(fā)投入強(qiáng)度呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系，這說(shuō)明適度的管理層薪酬措施對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度能起到激勵(lì)作用。

管理層持股、管理層持股與管理層薪酬的交乘項(xiàng)這兩類指標(biāo)，在兩權(quán)分離程度不為零的公司中，與研發(fā)投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)，說(shuō)明了管理層持股對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度能起到激勵(lì)作用，以及管理層持股對(duì)董監(jiān)高薪酬的正調(diào)節(jié)作用。在兩權(quán)分離程度為零的公司中，兩個(gè)指標(biāo)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

前五大股東持股的赫芬達(dá)爾指數(shù)與管理層薪酬的交乘項(xiàng)在兩權(quán)分離程度為零的公司中沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，在兩權(quán)分離程度不為零的公司中與研發(fā)強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)對(duì)管理層薪酬起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)與管理層持股的交乘項(xiàng)在兩權(quán)分離程度為零的公司中不顯著，在兩權(quán)分離程度不為零的公司中與研發(fā)強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)對(duì)管理層持股起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

可持續(xù)增長(zhǎng)率指標(biāo)，在兩權(quán)分離程度為零的公司中與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)，不同于全樣本公司數(shù)據(jù)回歸的結(jié)果。在兩權(quán)分離程度不為零的公司中沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上述研究的穩(wěn)定性與可靠性，進(jìn)行了兩方面的檢驗(yàn)。第一，用研發(fā)投入的自然對(duì)數(shù)替代研發(fā)投入強(qiáng)度指標(biāo)進(jìn)行多元非線性回歸；第二，用前十大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)替代前五大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)。二次替換指標(biāo)回歸結(jié)果和上述的研究基本一致，具體如表14所示：

表14 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果表

注釋：***、**、*，表示估計(jì)值在1%、5%、10%水平上顯著。括號(hào)內(nèi)的數(shù)值是

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統(tǒng)計(jì)量。

六、研究結(jié)論與對(duì)策

(一)研究結(jié)論

文章利用2007年到2014年75家A股上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)，探討股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)強(qiáng)度的影響機(jī)制。研究表明，股權(quán)集中度與研發(fā)投入強(qiáng)度呈現(xiàn)倒“N”形關(guān)系，股權(quán)集中度存在4個(gè)門限值；股權(quán)集中度對(duì)管理層薪酬和管理層持股這兩個(gè)變量都有正向調(diào)節(jié)作用。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度與研發(fā)投入強(qiáng)度的關(guān)系因?qū)嶋H控制人的性質(zhì)不同而變化，在國(guó)有公司中呈現(xiàn)倒“N”形關(guān)系，而法人和自然人控制的公司中呈現(xiàn)“N”形關(guān)系；在兩權(quán)分離程度為零的公司中，呈現(xiàn)倒“N”形關(guān)系，兩權(quán)分離程度不為零的公司中呈“N”形關(guān)系。

管理層薪酬指標(biāo)，在國(guó)有公司中沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，在法人控制的公司中與研發(fā)投入正相關(guān)，說(shuō)明管理層薪酬對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度起激勵(lì)作用；在自然人控制的公司中，與研發(fā)投入負(fù)相關(guān)，管理層薪酬對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度起到了抑制作用。在兩權(quán)分離程度為零的公司中，與研發(fā)投入的顯著性沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。在兩權(quán)分離程度不為零的公司中，與研發(fā)強(qiáng)度呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系，說(shuō)明設(shè)置適度的管理層薪酬能對(duì)研發(fā)強(qiáng)度起到激勵(lì)作用。

經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比指標(biāo)，在國(guó)有公司和法人公司中沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明國(guó)家和法人控制的公司中資金約束對(duì)研發(fā)投入沒(méi)有影響，不同于全樣本回歸結(jié)果。在自然人控制的公司中，與研發(fā)投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，且在1%水平下顯著，與全樣本回歸結(jié)果一致。兩權(quán)分離程度沒(méi)有影響經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量帶息債務(wù)比，和全樣本公司的結(jié)果一致，都是負(fù)相關(guān)關(guān)系。

管理層持股指標(biāo)、管理層持股與管理層薪酬的自然對(duì)數(shù)交乘項(xiàng)指標(biāo)，在兩權(quán)分離程度不為零的公司中，與研發(fā)投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)，說(shuō)明了管理層持股對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度能起到激勵(lì)作用。在兩權(quán)分離程度為零的公司中，兩個(gè)指標(biāo)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

可持續(xù)增長(zhǎng)率指標(biāo)，在兩權(quán)分離程度為零的公司中與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)，不同于全樣本公司數(shù)據(jù)回歸的結(jié)果。在兩權(quán)分離程度不為零的公司中沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

(二)研究對(duì)策

根據(jù)實(shí)證研究的結(jié)論，文章從宏觀層面和微觀層面提出相應(yīng)的對(duì)策，以激發(fā)上市公司研發(fā)投入的積極性。

宏觀層面：適當(dāng)?shù)亟档凸径愂肇?fù)擔(dān)，或者給予稅收激勵(lì)，刺激上市公司從事研發(fā)投入。政府應(yīng)給公司提供廣闊的融資渠道，建立多樣化的資金融通機(jī)制，增加資金支持。在政策上和制度環(huán)境上提供有效的激勵(lì)機(jī)制。

微觀層面：適度保持股權(quán)集中度，激發(fā)大股東的監(jiān)督積極性，但要避免第一大股東對(duì)企業(yè)的絕對(duì)控制，發(fā)揮股東之間的制衡作用，營(yíng)造合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)提升公司的研發(fā)強(qiáng)度。巧妙地設(shè)計(jì)高管薪酬機(jī)制，將管理層的個(gè)人利益與公司研發(fā)投入的長(zhǎng)遠(yuǎn)利益有效地結(jié)合起來(lái)，刺激管理層的研發(fā)積極性。

[責(zé)任編輯 王治國(guó) 責(zé)任校對(duì) 王景周]

2016-10-20

李經(jīng)路(1974—)，男，河南平頂山人，云南大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院講師，會(huì)計(jì)學(xué)博士，主要研究方向?yàn)闊o(wú)形資產(chǎn)會(huì)計(jì)、財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)理論。

云南省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金《DEA視窗分析的云南高校科研效率測(cè)度》(批準(zhǔn)號(hào)：AC15010); 云南省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金《云南省生態(tài)文明指數(shù)研究》(批準(zhǔn)號(hào)：201305)。

F230.9； F270

A

1000-5072(2017)06-0022-17