○東華理工大學 任宇冰 張 坤

一、引言

我國正處于要素驅動、投資驅動轉向創(chuàng)新驅動的關鍵時期，提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力被置于國家戰(zhàn)略的核心位置。企業(yè)內部有效的公司治理是技術創(chuàng)新能力提升的關鍵，能促使企業(yè)樹立技術創(chuàng)新意識，有利于改善創(chuàng)新資金投入和人員供給，幫助企業(yè)形成一套長期的技術創(chuàng)新投入體系，是技術創(chuàng)新的制度基礎，從根本上決定著企業(yè)技術創(chuàng)新戰(zhàn)略。因此，探討公司治理對技術創(chuàng)新的影響,使企業(yè)在市場競爭中占據優(yōu)勢,對實現國家經濟的可持續(xù)增長具有重要意義。

二、文獻綜述與假設

(一)公司治理的相關研究

公司治理問題最早出現在亞當·斯密的《國富論》中，其中涉及股份制公司中因兩權分離而產生的一系列思考。學術界公認的公司治理產生標志是Berle和Means提出并論述了公司治理的核心——所有權與控制權分離帶來的委托代理問題。有效的公司治理可以激勵和監(jiān)督董事會和管理層為所有者、企業(yè)和投資者等的利益奮斗,也可以提高企業(yè)的資源利用率，增強企業(yè)的實力。

關于公司治理的具體治理要素，不同的治理要素對創(chuàng)新的影響不同(黨印，2012)[1]。國外學者主要關注了董事會、股東等。國內學者不僅關注股東、董事會、管理層等內部治理要素，還有外部治理要素，如市場和政府監(jiān)管、企業(yè)外部利益相關者、市場競爭等。

本文結合我國市場經濟制度的實踐背景，從內部治理結構角度選取股權集中度、獨董比例、高管平均薪酬、高管持股比例作為衡量公司治理的變量，以研究其對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。

(二)技術創(chuàng)新的相關研究

1912年熊彼特在《經濟發(fā)展理論》中首次提出“創(chuàng)新理論”,他認為創(chuàng)新是在企業(yè)家實行對生產要素的新結合。對企業(yè)技術創(chuàng)新水平進行衡量時，研發(fā)投入情況和專利情況是國內外學者使用最為廣泛的兩方面測量指標，但是R&D數據不易收集，也無法準確衡量技術創(chuàng)新水平。而且研發(fā)活動存在風險和不確定性，所以企業(yè)的專利情況比研發(fā)投入情況更能體現企業(yè)真實的技術創(chuàng)新水平。專利情況主要包括公司發(fā)明專利申請數、授權數和引用情況等(Cornaggia J,2015)[2]。

中國專利從申請到授權時間較長(朱月仙、方曙，2007)[3]，一些學者提出，專利申請數是體現一個國家或企業(yè)真實的技術創(chuàng)新水平重要指標。專利申請數具有易獲得、質量高、易區(qū)分行業(yè)的特點，能全面反映企業(yè)治理結構和技術。一些研究也表明專利申請和授權情況與新產品、銷售增長率、創(chuàng)新和發(fā)明之間均有著緊密的聯系，是一個普遍認可的衡量技術創(chuàng)新的可靠指標，非常適合用來衡量高技術企業(yè)的技術創(chuàng)新水平。本文用專利申請數來衡量企業(yè)技術創(chuàng)新水平。

(三)公司治理與企業(yè)技術創(chuàng)新的相關研究

公司治理是企業(yè)內外部機制的總和，只有運行機制和組織結構實現向現代企業(yè)制度進行轉變，技術創(chuàng)新才能得以順利地實現。在現有文獻中，主要關注股權、董事會和激勵等因素對企業(yè)技術創(chuàng)新影響(彭禧陽，2014)[4]。

從經濟學角度來看,股東是企業(yè)創(chuàng)新資源條件的主要供給者,必然對企業(yè)技術創(chuàng)新產生作用。股權結構是所有者為了解決委托代理問題、管控經營者而設置的一種機制，主要包括股東性質、股權集中度等。股權集中程度是技術創(chuàng)新研究中的一個熱點問題被許多學者所關注，研究發(fā)現集中的股權有利于發(fā)揮企業(yè)管理者的冒險精神，在高風險和不確定性的情況下堅持企業(yè)技術創(chuàng)新，有利于大股東監(jiān)督管理層為企業(yè)的長期利益奮斗，降低了管理層代理成本，也趨向增加研發(fā)投入，最終更傾向于企業(yè)進行技術創(chuàng)新?，F階段我國大部分企業(yè)股權結構都比較集中，所以第一大股東持股比例能夠代表股權集中度。本文所選的企業(yè)中，第一大股東持股比例的中位數和平均數都大于20%，說明股東能有效地控制企業(yè)。由此，提出假設H1：

H1：股權集中度與企業(yè)技術創(chuàng)新存在正相關關系。

董事會作為公司治理機制的重要組成部分，其做出的決策會影響企業(yè)技術創(chuàng)新戰(zhàn)略的制定和實施。國外學者主要在Jensen和M的代理理論基礎上研究董事會與企業(yè)技術創(chuàng)新之間的關系，考察董事會的規(guī)模以及董事會主席是否兼任CEO。外部獨立董事沒有與企業(yè)直接相關的利益，引入更高比例的外部董事能保持董事會的獨立性，還能運用自身的經驗和專業(yè)知識，指導企業(yè)技術創(chuàng)新發(fā)現好的創(chuàng)新機會。利用薪酬激勵來鼓勵高層管理者創(chuàng)新，最終提高企業(yè)技術創(chuàng)新水平。本文研究樣本獨立董事比例在30%以上，符合上市公司獨董占比要求。由此，提出假設H2：

H2：獨董比例與企業(yè)技術創(chuàng)新存在正相關關系。

代理理論認為管理層是企業(yè)重要的人力資本，是推動企業(yè)技術創(chuàng)新的關鍵。管理層激勵分為股權激勵和薪酬激勵，在企業(yè)中都發(fā)揮著不可忽視的作用。Berle、Means在其經典著作《現代公司與私人財產》中提出經理人擁有的公司股份比例越多，他們與股東的利益和企業(yè)利益最大化目標越趨一致，緩解了“搭便車”現象，對于企業(yè)技術創(chuàng)新有治理作用，從而促進公司的創(chuàng)新發(fā)展和企業(yè)技術創(chuàng)新活動。黃園、陳昆玉(2012)[5]對深滬A股600家上市公司5年數據進行回歸分析；張暉、萬解秋[6]對2005—2010 年我國上市公司股權激勵情況進行分析，都發(fā)現股權激勵對企業(yè)技術創(chuàng)新有直接的正面作用。由此，提出假設H3：

H3：高管持股比例與企業(yè)技術創(chuàng)新存在正相關關系。

學術界普遍認為高管薪酬激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新正相關是因為董事會將技術創(chuàng)新的目的包含在高管薪酬激勵之中。管理層是技術創(chuàng)新活動的組織者，薪酬激勵能夠引導管理層增加研發(fā)投入，引進更高效的生產工藝和設備，提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力。張顯武(2011)[7]通過對中小企業(yè)板上市公司進行深入地分析得出高管薪酬激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新間的正相關關系。但值得注意的是，高管的兩種激勵方式需要根據企業(yè)的實際情況實施才能發(fā)揮作用。由此，提出假設H4：

H4：高管薪酬激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新存在正相關關系。

三、數據收集和實驗設計

(一)樣本選擇和數據來源

本文選取2011—2020年，滬深兩市信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)上市公司數據作為研究樣本，這類上市公司能很好地體現高技術企業(yè)的特征，更具有代表性、技術創(chuàng)新活動較為頻繁(劉文虎等，2020)[8]，剔除ST、資料不全的公司，最后獲得95個樣本公司，共950個有效樣本進行研究。

本文主要利用網絡搜集企業(yè)專利方面的數據，運用到的數據來源包括：中國專利之星檢索系統、國家知識產權局專利檢索系統、中國專利文獻數據庫系統、中國專利信息中心專利檢索系統、Patent Hub專利檢索分析平臺。公司治理指標數據均來源于國泰安CSMAR數據庫。

(二) 變量的含義及計量

表1 變量定義表

(三)模型構建

根據選取的變量，采用多元回歸分析的方法進行研究。多元回歸模型如下：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5LEV+β6SIZE6+ε

其中：β0為回歸方程的常數項，β1、β2、β3、β4、β5、β6為各自變量的系數；ε為隨機誤差項。

四、實證分析

(一)描述性統計

如表2所示，對選取變量做描述性統計。被解釋變量y(企業(yè)技術創(chuàng)新)、自變量x1(第一大股東持股比例)、x2(獨董比例)、x3(高管持股比例)的最大最小值、標準差都相差較大，說明各企業(yè)技術創(chuàng)新水平和公司治理結構差異較大。x4(高管薪酬)、控制變量LEV(資產負債率)和SIZE(公司規(guī)模)的變化幅度都較小。

表2 描述性統計結果

(二)相關性分析

相關性分析結果初步證明被解釋、解釋和控制變量存在一定的相關性。被解釋變量y(企業(yè)技術創(chuàng)新)與解釋變量x2(獨董比例)、x3(高管持股比例)存在顯著負相關關系，與解釋變量x1(股權集中度)、x4(高管薪酬)以及控制變量LEV(資產負債率)、SIZE(公司規(guī)模)都顯著正相關。

表3 相關性分析結果

表3 相關性分析結果

(三)多重共線性檢驗

通過多重共線性檢驗，結果表明，VIF小于4，即各變量之間不存在多重共線性。

表4 多重共線性檢驗

(四)回歸分析

方程回歸結果見表5，股權集中度的回歸系數、t值分別為0.34、1.84，在10%的水平上顯著，假設H1得到驗證，即股權集中度對企業(yè)技術創(chuàng)新有顯著正向影響。

表5 回歸分析結果

獨董比例的回歸系數、t值分別為-104.084、-2.43，在5%的水平上顯著，假設H2得到驗證，即獨董比例對企業(yè)技術創(chuàng)新有顯著負向影響，技術創(chuàng)新隨獨董比例的提高而降低。

高管持股比例的回歸系數、t值分別為35.753、2.85，在1%的水平上顯著，假設H3得到驗證，即高管持股比例對企業(yè)技術創(chuàng)新有顯著正向影響，技術創(chuàng)新隨高管持股比例的提高而提高。

高管薪酬的回歸系數、t值分別為34.171、3.78，在1%的水平上顯著，假設H4得到驗證，即高管薪酬對企業(yè)技術創(chuàng)新有顯著正向影響，技術創(chuàng)新隨高管薪酬的提高而提高。

資產負債率與企業(yè)技術創(chuàng)新呈顯著正相關，回歸系數、t值分別為20.789、1.73，在10%的水平上顯著；企業(yè)規(guī)模與技術創(chuàng)新呈顯著正相關，回歸系數、t值分別為38.410、3.48，在1%的水平上顯著；表明企業(yè)技術創(chuàng)新隨著公司規(guī)模的擴大而提高。

五、結論及建議

(一)股權集中度與企業(yè)技術創(chuàng)新呈顯著正相關關系

研究證明，股權高度集中會使股東們產生責任感并相互團結，會支持公司治理決策的實施，降低公司治理的成本，提高創(chuàng)新效率。如果股權過于分散，會造成管理層過于強勢使股東無法監(jiān)督的問題，不利于技術創(chuàng)新。因此，企業(yè)應適度集中股權，使所有者能夠有效監(jiān)控董事會和管理層、有權利選擇優(yōu)秀的管理者，確保管理者與自己的目標保持一致，促使管理者制定和實施有利于企業(yè)長期發(fā)展的企業(yè)技術創(chuàng)新戰(zhàn)略。

(二)獨董比例與企業(yè)技術創(chuàng)新呈顯著負相關關系

獨立董事一般只能通過閱讀財務報表了解企業(yè)，所以無法對企業(yè)的內部治理機制、業(yè)務熟悉程度和實際經營狀況進行全面了解。國內公司對獨立董事會的設定有嚴格的規(guī)定，大部分情況下公司只為了符合制度上的要求，獨立董事形同虛設，他們的薪酬甚至占用了企業(yè)技術創(chuàng)新資金。因此，企業(yè)應優(yōu)化董事會治理，聘請有能力的專家或企業(yè)家，充分調動他們的專業(yè)知識和管理經驗，構建出一套適用于企業(yè)的管理體系，發(fā)揮董事會的監(jiān)控作用，從而推動企業(yè)進行技術創(chuàng)新。

(三)高管持股比例與企業(yè)技術創(chuàng)新呈顯著正相關關系

高管股權激勵是可以使高管目標與股東目標更一致的激勵機制，讓高管愿意承受技術創(chuàng)新產生的經營風險，積極開展創(chuàng)新研發(fā)活動，提升企業(yè)的創(chuàng)新意愿，進而提升企業(yè)創(chuàng)新投入和產出效率。企業(yè)要完善股權激勵契約的設置方法，向對技術創(chuàng)新有貢獻的管理者分派股權，使他們逐漸形成與所有者一致的目標，推動創(chuàng)新發(fā)展。

(四)高管薪酬激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新呈顯著正相關關系

高管薪酬激勵具有應用范圍廣、效果穩(wěn)定的優(yōu)勢。高管會傾向于抑制自身在企業(yè)管理過程中的消極行為努力工作提高企業(yè)業(yè)績，激發(fā)工作熱情，增強了高管從事創(chuàng)新活動的意愿，提升了企業(yè)進行創(chuàng)新投入的水平。企業(yè)應重視和運用薪酬激勵，建立科學合理的高管薪酬評價機制和激勵體系，進一步增強公司薪酬分配制度的透明度，以確保薪酬制度在客觀規(guī)范的管理方式下高效運行，將高管個人行為決策的成效和公司整體運營業(yè)績與其薪資水平掛鉤，形成一套薪酬動態(tài)評價體系。