公司治理对企业自主创新能力的影响研究

段海平

摘 要：企业自主创新能力的形成要以良好的公司治理机制为基础，以支撑其研发活动。基于动态面板系统GMM模型分析深交所A股上市的94家公司2011-2014年的公开数据，研究公司治理对企业自主创新能力的影响，结果发现：独立董事比例、两职合一与董事会行动强度正向影响而股权结构变动、国有持股比例负向影响企业研发支出总量与研发强度；股权集中度与研发支出总量和研发强度呈“倒U型”关系。为准确衡量企业对自主创新的支持力度，创新性地引入研发支出增长率指标，发现：独立董事比例与董事会行动强度均正向影响研发支出增长率，股权集中度与研发支出增长率为显著正向而非“倒U型”关系，两职合一负向影响研发支出增长率，相对而言，股本结构变动会对研发支出增长率造成更强的负面影响。

关键词：公司治理；企业自主创新；研发支出；研发支出增长率

一、引言

在科学技术迅猛发展、各行各业新产品更新换代速度不断加快的今天，若要保持企业持续的竞争力与长远的发展，掌握行业核心技术并不断提升自主创新能力成为了现有企业的必然选择。然而，自主创新要求企业长时间且大量地投入经济资源支撑其研发活动，以掌握行业的核心技术（赵洪江等，2008）。在当今所有权与经营权普遍分离的公司制企业中，是否存在一个科学有效的治理机制，使得公司所有者与经理人员有足够的魄力去支持结果，具有极大不确定性与失败风险的研发活动成为决定企业自主创新能力的重要因素。

目前已有许多文献从多个角度对公司治理与企业创新之间的关系进行了研究：在公司治理方面，现有文献主要从股本结构（赵洪江等，2008）、董事会架构（徐向艺、汤业国，2013）和公司治理模式（鲁桐、党印，2014）等角度展开；在企业的自主创新能力方面，内生增长理论认为，企业的自主创新能力是企业研发支出总量与科技人员投入的函数，提高企业研发支出与科技人员总数能够有效提升企业自主创新能力（Acemoglu，2009），因此，很多的学者主要从研发投入（如：杨勇等，2007）这个角度进行分析。对于公司治理的指标选取方面已有研究差异不大，但在研发投入方面，许多的学者主要从研发强度、研发支出总量和研发支出占营业收入比例等研发投入角度衡量企业的自主创新能力。

根据现行会计准则，研发支出项目期末余额反映的是企业正在进行的研发项目的所有满足资本化条件的累计支出，因而，研发支出在很大程度上是一个存量概念。研发支出期末余额是否能够准确反映企业对当期研发活动的投入，本文持否定态度。为准确反映企业当期对研发活动的资金投入力度，本文创新性地引入研发支出增长率指标，根据当期研发投入增加值对期初研发支出的比例来反映企业的自主创新能力。另外，为对比分析研发支出增长率与研发支出总量和研发支出占营业收入比例这两个已有研究常用的指标的差异，本文将构造三个不同模型，以期找出不同公司治理结构下对三个变量的不同影响。

本文主要结构安排如下：第一部分为引言；第二部分为文献回顾与理论提出；第三部分进行本文的实证分析；最后对本文的主要研究结论进行总结并提出相关建议。

二、文献回顾与假设提出

（一）董事会架构与企业自主创新

董事会作为公司最主要的权利决策主体之一，能够对公司发展的各个方面产生显著影响，例如，董事会作为公司战略决策主体可以通过制定公司发展战略、审议并决定高管薪酬以及提名任命CEO等途径影响整个公司运作。因而，董事会架构是否合理在很大程度上决定了公司治理结构的科学性以及公司的发展前景。为保证董事会的所有决策能够保护公司及所有股东的利益，有必要在董事会中形成有效的权利制衡机制。通常认为，独立董事制度被认为是能够保证董事会对公司及所有股东负责的有效机制，较高的独立董事比例能够改善公司治理水平，提升公司价值（徐向艺、汤业国，2013）。

我国证监会发布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》中对于独立董事的职责描述主要为：对关乎公司及小股东利益的重大决策发表独立事件，提供公司缺乏的专业技能与经验，参与新董事任命以及监督执行董事的行为等功能。由此可以推断，对于上市公司而言，独立董事制度能有效防止机会主义行为的发生，引导执行董事与公司高管重视公司的长远发展，从而会对企业的自主创新能力的增强具有促进作用。另外，Yermack（1996）通过对董事会结构进行研究发现，任命一定数量的独立董事能够为企业提供各种不同的创新意见，是企业做出更加科学的创新决策。国内许多学者也认为，独立董事比例与企业的自主创新能力之间存在显著正相关关系，独立董事比例高的企业其技术创新投入明显高于独立董事比例相对低得企业（陈昆玉，2010；刘星、张建斌，2010；赵旭峰、温君，2011）。

另外，董事长与总经理两职分离也被认为是有效的权力制衡安排，它反映了董事会的独立性与高层经理人的创新自由空间（徐向艺、汤业国，2013）。但目前对于两职合一的优劣存在着较大的争议。对此问题一般存在两种不同的观点：其一是代理理论，该理论认为两职合一会使得董事长的权力过大，导致董事会的独立性弱化，极易导致以董事长为首的高管发生道德风险和机会主义；其二是管家理论，该理论认为两职合一能提高企业创新决策的自由度，增强董事长创新决策的信息能力，也有助于提高企业适应快速变化的市场环境的能力，减少代理成本，提高公司经营绩效（刘渐和、王应德，2010）。而对两职合一与企业自主创新能力的关系，现有的研究大多倾向于支持管家理论：陈守明等（2012）对我国制造业上市公司的实证研究结论表明，两职合一能正向影响企业的研发强度与企业价值；康华等（2011）对我国821家上市公司进行的分析结果显示，两职合一与企业的研发战略显著正相关；徐向艺等（2013）的研究也认为，两职合一有利于促进企业的研发支出。

基于上述分析，提出以下两个假设：

H1：董事会独立董事比例与企业自主创新显著正相关

H2：两职合一与企业自主创新显著正相关

（二）股本结构与企业自主创新

股本结构主要通过股权集中度和国有持股比例这两方面的指标进行衡量。代理理论认为，股权结构作为经营者控制剩余控制权的控制机制之一，能够有效地解决经营者代理行为（Jensen&Meckling，1976）。当公司的股权结构高度分散时，中小股东数量角度但持股比例很小，此时小股东的监督收益小于监督成本，因此小股东在公司相关决策上会选择“搭便车”，因而不利于企业自主创新能力的形成（Francis&Smith，1995）；而当股权高度集中时，对导致公司大股东过度重视企业的长远发展而将资产高度集中于企业的技术创新，从而不利于自主创新能力的风险最有配置；而股权适度集中则能对上述两种矛盾进行有效的调节，从而合理地促进企业自主创新能力的发展（冯根福、温君，2008）。现有许多文献的实证研究结论也表明，适度的股权集中有利于促进企业的自主创新，股权集中度与企业的自主创新能力之间存在着“倒U型”的关系（冯根福、温君，2008；杨勇等，2007；鲁桐、党印，2014）。

另外，不同的大股东由于其监督能力与监督动力的差别，对企业的自主创新能力也存在不同的影响。一般认为，因为个人大股东的产权主体明确且清晰，不存在产权主体缺位的现象，最求公司的长远发展与利润最大化本身也是个人大股东的最根本出发点，这与企业的自主创新的根本木的一致。但对于国有大股东，由于其主要通过行政任命的方式任命管理着，故自身存在着委托代理问题，并且由于管理人员面临“政绩”考核的问题存在，使得国有大股东任命的管理人员存在短期行为动机，因而，认为国有资产持股比例越高，越不利于企业的自主创新。目前，很多学者的研究成果亦表明，国有持股比例与企业的自主创新能力存在负相关关系（冯根福、温君，2008；陈守明等，2012；赵洪江等，2008）。

另外，为反应股本结构的变动对公司自主创新能力的影响，本文引入股本结构变动指标。通常情况下，公司自主创新能力的培养在公司的经营策略中属于长期项目，只有在公司经营稳定的情况下，企业才会将目光聚焦于企业的长远发展上来。若企业刚刚经历了如兼并收购等导致股权结构发生变动的情况，此时企业的主要注意力更多地放在了如何快速地整合企业的资源和企业文化管理等问题上来，对企业的研发支持在短时间内可能出现中断现象，因而，本文认为企业的股权结构变动将不利于企业的自主创新能力的形成。

基于上述分析，本文提出以下假设：

H3：股权集中度与企业自主创新存在“倒U型”关系

H4：国有资产持股比例与企业自主创新存在显著负相关关系

H5：股权结构变动不利于企业自主创新

（三）公司治理会议与公司自主创新

董事会与监事会是公司治理的重要组成部分，衡量两者是否真正起到作用、是否有效提升公司治理水平，现有的常用显性指标就是其行为强度（宁家耀、王蕾，2012）。Vafeas（1999）提出了用董事会与监事会的会议次数来表示两者的行为强度，会议次数越多，则说明它们越积极、有效。Vafeas（1999）还认为，董事会的行为强度是一个可调节的、与公司价值存在正相关关系的董事会特征，调整董事会的会议次数来改善公司的治理效果比改变董事会架构和公司的股权结构更加容易，且成本更低。任云海（2011）的研究成果也表明，董事会会议的开会频率越高，则董事们越倾向于积极履行那些与股东利益相一致的职责，有助于改善企业研发活动中存在的各种额我难题，确保企业研发活动顺利进行。因而，董事会与监事会会议的次数越多，说明公司的治理水平越高，关乎企业长远发展的研发支出也越得到重视，这些都将对企业的自主创新起到积极的促进作用，基于此，本文提出以下假设：

H6：董事会会议次数与公司自主创新显著正相关

H7：监事会会议次数与公司自主创新显著正相关

三、公司治理对企业自主创新影响的实证分析

（一）变量选取

1、被解释变量。在现有文献中，大多采用两类指标来衡量公司的创新能力：其一，大多数的文献均采用公司对创新的投入来衡量，主要的具体指标包括研发支出总量，研发支出占营业收入的比例，研发支出占销售额的比例等；其二，还有文献以公司的创新产出来衡量，具体的指标包括公司新产品开发个数，专利申请数，专利获得数等指标。此外，还有文献采用科技人员总数占公司总员工比例，本科以上员工数占总员工人数的比例来衡量公司的创新能力。考虑到数据的可得性，本文主要采用第一类数据来衡量公司的创新能力。另外，通常的研发项目的研发周期大于一个会计期间，并考虑到研发支出的会计核算准则，因而本文认为研发支出在很大程度上是一个存量概念，研发支出的总量或其相对量并不能准确地反映公司当期对研发支出的实际投入，因而本文创新性的引入研发支出增长率指标来衡量公司的创新能力，并与公司研发支出总量和研发支出占营业收入比例这两个指标进行对比分析，以期得出它们的差异。

2、解释变量。本文主要从董事会治理架构、股本结构和治理会议情况三个角度来衡量公司治理结构。在董事会治理架构中，按照大多数学者的做法，以董事会中独立董事人数占董事总人数的比例来表示董事会架构，另外使用董事长与总经理是否两职合一来衡量董事会于管理层的权利制衡关系。在股本结构方面，本文选取公司前三大股东持股总比例与前十大股东持股总比例两个变量来反映公司的股权集中度，并引入国有资本持股比例来衡量国有资产股东对公司创新的影响。另外，本文还选取了股本结构是否发生变化这一指标来探究股本结构变动对公司创新的影响。在公司治理会议情况方面，本文选取了董事会会议次数和监事会会议次数两个指标来分析公司治理会议的召开次数是否能够有效地影响公司创新。因此，综合上述分析，本文所选取的所有指标如表1所示。

综合以上分析，本文通过构建一下三个模型来对本文研究问题展开分析：

（二）数据来源

本文所用的所有上市公司相关数据均来源于国泰安数据库（CSMAR）。由于我国现有的会计制度并没有强制要求上市公司披露其研发支出费用，国泰安所统计的不同公司的研发支出数据格式存在差异，且上市公司治理结构相关指标存在披露不一致的现象，因而本文选取了相关指标披露情况相一致的在深圳证券交易所上市A股市场上市交易的94家上市公司作为本文的研究对象，本文研究的时间跨度为2010—2014年。

（三）估计方法介绍

由于企业的研发支出在很大程度上是一个存量概念，因而当期研发支出受前期研发支出的显著影响，因而考虑将研发支出的支后期作为被解释变量加入到估计模型中。对把被解释变量的滞后项添加到解释变量中的动态面板数据常常会发生被解释变量与模型误差项存在相关性的现象，此时，继续使用传统的OLS等方法对模型进行估计，得到的结果通常是有偏的与非一致的。通常认为，工具变量法和广义矩估计能够有效的解决动态面板模型的这一问题。另外，与一般的估计方法相比，总体而言，使用广义矩估计方法的动态面板模型具备以下优点：第一，在不知道随机误差项的分布信息，存在单位根，以及模型可能存在异方差和序列相关的情况下，动态面板的广义矩估计亦能得到有效的结论；第二，广义矩估计方法能够通过使用恰当的工具变量有效地解决因变量与部分自变量的内生性问题。段会娟（2011）认为，对于截面单位较多而时间跨度相对较短的面板数据，以及解释变量非严格外生且与被解释变量之间存在现行函数关系的面板数据使用广义矩估计方法是比较适当的。

广义矩估计方法主要包括差分广义矩估计和系统广义矩估计。相对于系统广义矩估计而言，差分广义矩估计很容易出现弱工具变量的情况，并且其不能对不随时间变化而变化的变量进行准确估计。因而，使用系统广义矩估计方法能够有效提高模型的估计效率，故本文使用系统广义矩估计方法对模型进行估计。

由于本文所采用的样本数据有限，为提高模型的拟合优度，本文采用解释变量的滞后一期的值做为模型的工具变量，以消除模型的内生性问题。一般认为，广义矩估计的估计效果与工具变量的有效性密切相关。识别工具变量是否有效的方法主要有两种：其一，Sargan检验是识别工具变量是否有效的经典方法，其原假设为工具变量的设置是有效的；其二，如果模型回归结果的残差序列不存在二阶序列相关性，则也可认为工具变量的设定是合理的，一般可通过AR（1）和AR（2）检验来进行识别，若模型残差序列存在一阶序列相关而不存在二阶序列相关，则模型，则认为工具变量设定有效。

（四）变量描述性统计

本文变量的描述型统计结果见表2。研发支出总量的最大值与最小值之间存在着非常大的差距，并且研发支出总量的标准差较大，说明不同公司可能由于存在行业和体量的差异，上市公司研发支出总量存在较大的差别。从对研发强度的统计上看，上市公司当期研发支出占当期营业收入的均值为3.59%，并且从统计的标准差上看，各上市公司的研发强度差异并不大。研发支出增长率的均值为42.41%，最大值与最小值之间亦存在较大差异，说明上市公司的研发支出增长率差别较大。从治理架构上看，我国上市公司董事会的独立董事比例均值为37.33%，并且许多上市公司存在两职合一现象，该指标均值达到69.78%。从股本结构上看，样本统计的上市公司股权集中度适中，前十大股东持股总额均值为54.11%，且多为民营企业。从治理会议情况指标上看，不同公司每年召开的董事会与监事会会议的次数存在较大差异，董事会于监事会会议召开次数平均分别为9.4次和4次。

（五）系统广义矩估计回归结果

从表3所示的模型结果可知，所有模型中的AR（1）和AR（2）的检验结果表明，估计方程的残差序列存在一阶序列关，而不存在二阶序列相关，Sargan工具变量过度识别的检验的结果接受了原假设，这说明模型使用一阶自回归的动态面板模型估计结果是合理的，并且采用解释变量滞后一期的值作为工具变量的设定也是有效的。从模型的各项评价估计指标看，本文所估计的结果有效性较好。

从表3所述的估计结果可以看出，三个模型的因变量滞后一期值的系数都在99%的置信水平下显著，并且系数值较大并且为正，这说明了公司创新在很大程度上为一个存量概念，存在较大的自我强化机制，公司自主创新能力与研发支出的前期累计存量存在很大关系。

从治理架构上看，实证结果支持上文提出的H1和H2假设。独立董事比例对公司创新存在显著影响，独立董事占董事会董事人数越多，越有利于公司创新，这说明目前上市公司的独立董事制度是有效的，独立董事能够促进类似于研发支出等会对公司长远发展存在积极影响的事物的推进，避免经营者过度聚焦企业的短期利益。

董事长与总经理两职合一亦对公司创新存在显著影响，但对不同被解释变量的影响方向存在差异。两职合一能够正向调节公司的研发支出总量与研发强度，这与陈守明等（2012）的研究结论相一致，其认为两职合一能够有效激发经理人的积极性，并使经理人忠诚于企业股东的长远利益而不再仅仅关乎短期绩效，从而提高对企业创新的重视程度。但两职合一对于以研发支出的增长表示的创新活力造成显著负面影响，此结果与上文提出的H2相悖。本文认为，因为大多研发项目持续时间需要长于一个会计期间、较高的研发支出增长能够保证研发活动的持续有效进行。存在两职合一时，作为董事长，要求其树立一个关注公司长远发展的积极形象而对研发项目提供较大初始支持力度，但同时作为总经理的董事长为了展现其经营绩效，在一定程度上对于会影响公司短期利润的持续研发支出持消极态度，这说明两职合一的经理人员存在表面关注企业长期发展，但现实仍然聚焦于短期绩效的矛盾状态。

从公司股权集中度看来，模型（1）与模型（2）均认为股权集中度与公司创新存在“倒U型”关系，适当的股权集中度能够促进创新，但过度的股权集中对公司创新无利。并且模型（1）与模型（2）还显示了国有持股比例越高越不利于公司创新的情况，这说明国有持股较高的企业其经理人员都更加看重公司的短期绩效而忽视公司的长远发展。此结果支持了上文提出的H3与H4。

从模型（3）来看，其估计结论认为股权集中度越高，公司研发支出增长越快，公司创新活力越大，股权集中度与公司创新与“倒U型关系”，且国有资产持股比例对研发支出增长不产生显著影响。此结果与上文提出的H3与H4相悖。本文认为这是因为股权集中度越高的公司，其占据公司大部分股权的少数股东更加注重公司的长远发展，并且为保证已使用的研发支出的有效性，保证研发项目能够持续顺利进行，会十分重视研发项目的后续支出需要，而不会为了短期绩效而压缩对研发项目的持续投资。而股权结构较为分散的股东虽然在前期较为重视公司的长远发展而支持研发项目的开展，但由于研发项目普遍较为复杂，并没有意识到研发投入是一个长时间、大量且风险较大的支出项目，加之其持有的较少股权的特征可能导致其倾向于叫短期内获得收益，因而忽视对研发活动的持续支持力度。

另外，三个模型都显示了股本结构的变动会对公司创新造成显著的负面影响，且从变量的系数上看，股本结构变动对创新活力的影响程度最大，因为股本结构发生变动时，大股东通常优先考虑的并不是公司是否增加研发项目，特别是研发项目的持续开展，股本结构的变动还极有可能导致研发项目的中断。此结果支持了上文提出的H5。

从公司治理会议的情况看，股东大会的开展次数能够显著影响公司创新，这说明股东大会开会次数越多，说明公司股东大会的决策能力能够对关乎公司长远发展的决策造成积极影响。此结果支持了上文提出的H6。但监事会的会议次数并不能对公司创新形成显著影响，此结果与上文提出的H7相悖。这反映了我国上市公司的监事会主要将其工作内容放在了公司的负面管理上，监事会只会对经理人员滥用职权，损害公司与股东利益等负面事件进行监督，而不会对公司的长远发展有所关注。

对三个模型的估计结果进行比较发现，公司治理结构对本文提出的衡量公司自主创新能力的三个指标的影响大体相同，但也存在不可忽视的差异。通常认为，公司越重视研发支出所代表的公司创新，说明其越关注公司的长远发展（罗婷等，2009）。通过对模型的估计结果分析发现，研发支出增长率是一个相对于研发支出总量和研发强度更加长期的概念，其需要企业所有者与经营者更加重视企业的长远发展而放弃短期的收益。虽然合理的股权集中度能够促进公司创新，避免公司经营过度聚焦短期利益而忽视研发投入，但由于存在较多的小股东可能重视短期回报，其并不能完全保证公司会有足够的魄力去牺牲短期利益而保证足够大的研发增长率，而当股权高度集中的时候，研发增长率反而能够得到保证，因为此时公司能够做到真正为长远发展而牺牲短期利益。

四、结论与启示

企业的研发活动具有长期、高投入且高风险的特征，是保证企业取得自主创新能力、确保企业长远快速发展的必然选择。研发活动的顺利开展需要有一个科学有效的公司治理机制来保证。本文探讨了公司治理机制对企业自主创新能力影响，并创新性地引入研发支出增长率指标以准确衡量企业对自主创新的支持力度。本文利用在深交所上市交易的94个上市公司2011-2014年的相关数据，通过动态面板系统GMM模型分析了公司治理机制对企业自主创新的影响。实证结果显示，上市公司的研发活动具有较强的自我强化机制；独立董事比例，两职合一以及董事会会议次数能够显著正相影响企业的研发支出总量与研发强度，股本结构变动以及国有持股比例与企业研发支出总量和研发强度负相关，股权集中度与企业研发支出总量和研发强度存在“倒U型”关系。由于我国上市公司监事会当前将其中心放在负面管理上，监事会的行动强度对企业的自主创新不存在显著的影响。

另外，以研发支出增长率为因变量进行估计的结果与另外两指标存在一定程度的差异：由于研发支出增长率的提高依赖于公司所有者与经营者关注企业的更长期的发展，故股权集中度与研发支出增长率之间不存在“倒U型”关系，股权集中度越高，企业的研发支出增长率越大；并且两职合一时，作为总经理的董事长也需要较好的经营绩效来佐证其管理能力，因而会对影响短期利益的研发活动的持续投入保持消极态度。此外，相对于研发支出总量和研发强度而言，在股权结构发生变动时，企业的研发支出增长率会受到更加显著的负向影响。

（作者单位：华侨大学经济与金融学院）

参考文献：

[1] 赵洪江，陈学华，夏晖.公司自主创新投入与治理结构特征实证研究[J].中国软科学，2008，（7）145-149.

[2] Acemoglu，D.Introduction to Modern Economic Growth[D].Princeton：Princeton University Press，2009.

[3] 徐向艺，汤业国.董事会结构与技术创新绩效的关联性研究—来自中国中小上市企业的经验数据[J].经济与管理研究，2013，（2）：35-41.

[4] 鲁桐，党印.公司治理与技术创新：分行业比较[J].经济研究，2014，（6）：115-128.

[5] 杨勇，达庆利，周勤.公司治理对企业技术创新投资影响的实证研究[J].科学学与科学技术管理，2007，（11）：61-65.

[6] Yermack D.Higher Market Valuation of Companies with a Small Board of Directions[J].Journal of Financial Economics，1996，40（2）：185-211.

[7] 陈昆玉.创新型企业的创新活动、股权结构与经营业绩——来自中国A股市场的经验证据[J].宏观经济研究，2010（4）：49-57.

[8] 刘星，张建斌.中国上市银行公司治理与创新能力的实证研究[j].重庆大学学报（社会科学版），2010，16（6）：44-48.

[9] 赵旭峰，温军.董事会治理与企业技术创新：理论与实证[J].当代经济科学，2011，（5）：110-128.

[10] 刘渐和，王应德.领导权结构、董事长技术背景与技术创新动力——基于中小民营上市公司的实证研究[J].大连理工大学学报（社会科学版），2010，31（4）：60-64.

[11] 陈守明，冉毅，陶兴慧.R&D强度与企业价值—股权性质和两职合一的调节作用[J].科学学研究，2012，30（3）：441-448.

[12] 康华，王鲁平，王娜.股权集中度、CEO激励与企业研发战略—来自我国上市公司的证据[J].软科学，2011，25（10）：17-21.

[13] 宁家耀，王蕾.中国上市公司董事会行为与公司绩效关系实证研究[J].管理科学，2008，21（2）：9-17.

[14] Vafeas N.Board meeting frequency and firm performance[J].Journal of Financial Economics，1999，53（1）：113-142.

[15] 任云海.公司治理对R&D投入与企业绩效关系调节效应研究[J].管理科学，2011，24（5）：37-47.

[16] 罗婷，朱青，李丹.解析R&D拖入与公司价值之间的关系[J].金融研究，2009，（6）：100-110.

[17] 段会捐.集聚、知识溢出类型与区域创新效率—基于省级动态面板数据的GMM方法[J].科技进步与对策，2011，28（19）：140-144.