金凤铭 黄晓波
(湖北大学商学院,湖北 武汉 430062)
党的“十九大”提出了2020年研发支出额占GDP比重达到2.5%,进入创新型国家行列的目标。研究与开发(R&D,research and dev elopment)是技术创新的关键,能为企业创造竞争优势,扩大市场份额,带来超额收益。但R&D周期较长,结果具有不确定性,存在较大风险。提升创新投入比例和效率,需要完善公司治理结构。为此,以2008-2016年深圳证券交易所制造业全部A股上市公司为研究对象,从股权结构和高管激励两个视角,对公司治理结构如何影响R&D投入进行理论分析和实证检验;并在此基础上提出相应的对策和建议。
用R&D强度和R&D效率来反映R&D投入,关注股权集中度、股权制衡度、薪酬激励和股权激励等公司治理结构的因素对R&D投入的影响。
2.1.1 R&D投入的计量
2007年新会计准则对研发投入的计量和披露发生了重大变化,上市公司开始陆续披露研发数据。企业的研发投入主要包括项目研究经费、研发人员的劳务费、研发设备的投入等相关支出。
R&D强度是指全年R&D支出与全年主营业务收入的比值,该指标可以有效剔除企业规模产生的影响,能客观地衡量企业研发活动投入情况。
R&D效率用全年获得的专利数与全年R&D支出的比值来衡量。
2.1.2 公司治理结构的计量
公司治理结构用股权结构变量和高管激励变量来衡量。
(1)股权结构变量,包括股权集中度和股权制衡度。前者指前5大股东持股比例之和,持股比例为持股数与公司总股数的比值;后者取第二到第五大股东持股之和与第一大股东持股的比值来衡量。
(2)高管激励变量,包括短期的薪酬激励和长期的股权激励。前者指上市公司披露的前三名高管薪酬总额,取其自然对数;后者高管持股总数和年末收盘价的乘积与总市值的比值。
本文以披露R&D投入的深圳证券交易所A股制造业上市公司为研究对象,样本时限为2008-2016年。2007年我国开始实施新企业会计准则,采用2007年之后的样本可以避免会计准则变更导致的会计数据可比性问题。样本中只包括有R&D费用记录的公司。
利用国泰安(CSMAR)数据库和锐思(RESEET)数据库进行样本公司原始数据搜集。剔除“ST”公司,以及财务数据异常或不完整的样本观测值。
利用STATA13.1对初选样本数据进行如下处理:(1)极端值的处理。采用winsor命令对连续变量进行5%的缩尾处理。(2)缺失值的处理。把含有缺失值的样本从初选样本中删除。
代理理论指出,恰当的公司治理机制可以通过监督和激励机制来控制经营者的机会主义行为,合理有效配置资源。因此,以公司治理结构为解释变量,从股权结构和高管激励两方面分析不同的公司治理机制对R&D投入的影响。
(1)股权结构对R&D投入的影响。
首先,从股权集中度看。如果股权集中度过高,大股东倾向于侵占中小股东利益,对经营者的监就会减弱。这不利于研发投入的增加。
假设1:股权集中度对R&D投入强度和效率具有显著的负面影响。
其次,从股权制衡度角度看。控制权由几个大股东分享,可以实现内部牵制,使得任何一个大股东无法单独做出决策。当股权制衡度提高时,各股东之间相互监督和相互制约有利于增加 R&D 投入。
假设2:股权制衡度对R&D投入强度和效率具有显著的正面影响。
(2)高管激励对R&D投入的影响。
高管激励机制是公司治理的一项重要举措,可以减少委托-代理问题带来的利益冲突。高管激励包括短期的薪酬激励和长期的股权激励。根据代理理论,对高管实施货币性薪酬激励,增加高管在企业的持股比例,可以建立起委托人与代理人之间的利益趋同机制,有利于鼓励高管主动进行研发创新,促进公司的研发创新活动。
假设3:薪酬激励对R&D投入强度和效率具有显著的正面影响。
假设4:股权激励对R&D投入强度和效率具有显著的正面影响。
为了检验上述假设,设定以下回归模型。
RDi,t=β0+β1CONi,t+β2BALi,t+β3SALi,t+β4STOi,t+β5LEVi,t+β6CASHi,t+β7GROWTHi,t
(1)
模型(1)中变量的类型、 名称和计量指标见表1。
表1 变量类型、名称和计量指标
全部样本的描述性统计分析结果,见表2。
表2 公司治理结构与R&D投入的描述性统计分析表
从表2可以发现:(1)在R&D投入变量中,R&D强度(DEN)均值为0.0402,而国际水平为5%,仍存在一定差距;R&D效率(EFF)均值为0.3666,标准差为0.6727,标准差是均值的1.8349倍,说明公司在自主创新方面差异较大。(2)在公司治理变量中,股权集中度(CON)均值为0.5750,标准差为0.1260;股权制衡度均值为0.8214,标准差为0.5584;薪酬激励(SAL)均值为14.0812,标准差为0.5105;股权激励均值为0.1586,标准差为0.1815。(3)在控制变量中,财务杠杆(LEV)均值为0.2920,标准差为0.1601;现金流(CASH)均值为0.2152,标准差为0.1565;企业成长性(GROWTH)均值为0.1984,标准差为0.2840;企业规模(SIZE)均值为21.3799,标准差为0.7197;所有制(STATE)均值为0.0565,标准差为0.2309。
变量的相关系数及显著性,见表3。
表3 Pearson相关系数及显著性
注:*、**和***分别代表10%、5%和1%置信水平下显著(双尾检验)。
从表3中可以发现:(1)与R&D强度(DEN)显著正相关的变量有股权制衡度(BAL)、薪酬激励(SAL)、股权激励(STO)、现金流(CASH)和所有制(STATE),其相关系数分别为0.0890、0.0733、0.1167、0.0515和0.0631。其中,现金流(CASH)和所有制(STATE)在5%水平上显著,其余的都在1%水平上显著;与R&D强度(DEN)显著负相关的变量有股权集中度(CON)、财务杠杆(LEV)和企业规模(SIZE),其相关系数分别为-0.0785、-0.2513和-0.2444,都在1%水平上显著;与R&D强度(DEN)没有显著相关关系的变量有企业成长性(GROWTH)。(2)与R&D效率(EFF)显著正相关的变量有股权制衡度(BAL)、财务杠杆(LEV)、企业成长性(GROWTH)、企业规模(SIZE)和所有制(STATE),其相关系数分别为0.0895、0.0566、0.1260、0.1011和0.0518。其中,财务杠杆(LEV)和所有制(STATE)在5%水平上显著,其余的都在1%水平上显著;与R&D效率(EFF)显著负相关的变量有股权集中度(CON)、股权激励(STO)和现金流(CASH),其相关系数分别为-0.1153、-0.1299、-0.1043,都在1%水平上显著;与R&D效率(EFF)没有显著相关关系的变量有薪酬激励(SAL)。
模型(1)的回归分析结果,见表4。
表4 公司治理结构与R&D投入的回归分析结果
注:*、**和***分别代表10%、5%和1%置信水平下显著(双尾检验)。
从表4的回归分析结果可以发现:(1)以R&D强度(DEN)为被解释变量的模型1的R2为19.53%,说明该模型具有较强的解释能力,且F值的显著性为0,说明该模型在1%的水平上通过了F检验。(2)股权集中度(CON)的回归系数为-0.0148,且在1%的水平上显著,说明股权集中度(CON)对R&D强度(DEN)有显著的负面影响,即股权集中度越低,R&D强度越大,假设1成立。(3)股权制衡度(BAL)的回归系数为0.0024,且在5%水平上显著,说明股权制衡度(BAL)对R&D强度有较为显著的正面影响,假设2成立。(4)薪酬激励(SAL)的回归系数为0.0073,且在1%水平上显著,说明随着高管薪酬的增加,用于研发活动的支出也会增多,假设3成立。(5)股权激励(STO)的回归系数为0.0141,在1%水平上显著,即高管持股数越多,对研发投入的促进作用越明显,假设4成立。
我们还可以发现:(1)财务杠杆(LEV)和企业规模(SIZE)的回归系数分别为-0.0276、-0.0102,且在1%水平上显著,即财务杠杆(LEV)和企业规模(SIZE)均对R&D强度(DEN)有显著的负面影响。(2)企业成长性(GROWTH)和所有制(STATE)的回归系数分别为0.0048、0.0105,且分别在5%和1%水平上显著,即企业成长性(GROWTH)和所有制(STATE)对R&D强度(D)有显著的正面影响。(3)现金流(CASH)的回归系数为0.0014,它是不显著的,即现金流(CASH)对R&D强度(DEN)没有显著的影响。
本文以2008年至2016年深圳证券交易所全部A股的制造业上市公司为样本,对公司治理结构与R&D投入进行实证检验。结果发现,公司治理结构对R&D投入有显著影响,具体表现为:(1)在股权结构方面,股权集中度对R&D投入有显著负面影响,股权制衡度对R&D投入有显著正面影响;(2)在高管激励方面,短期的薪酬激励和长期的股权激励均对R&D投入有显著的正面影响。
上述研究发现对于完善公司治理机制,充分调动企业主体对R&D投入的积极性,增强自主创新能力有重要借鉴意义。第一,应进一步优化股权结构,适当降低股权集中度,提高股权制衡度。第二,应加大对高管的激励强度,包括薪酬激励和股权激励,约束经营者的短期行为,促进研发投资。
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