谷 瑩,洪 宸

（1.安徽中澳科技職業(yè)學(xué)院，安徽 合肥 230041；2.安徽省農(nóng)村綜合經(jīng)濟(jì)信息中心，安徽 合肥 230031）

股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投入關(guān)系的研究
——來自醫(yī)藥行業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

谷 瑩1,洪 宸2

（1.安徽中澳科技職業(yè)學(xué)院，安徽 合肥 230041；2.安徽省農(nóng)村綜合經(jīng)濟(jì)信息中心，安徽 合肥 230031）

本文以我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司2009-2011年的混合數(shù)據(jù)為樣本，對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投入之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究，旨在優(yōu)化我國上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)企業(yè)增加R&D的投入并最終為提升企業(yè)的創(chuàng)新能力提供一定的理論指導(dǎo)和實證經(jīng)驗。

股權(quán)結(jié)構(gòu)；股權(quán)集中度R&D投入

一、引言

R&D水平體現(xiàn)著企業(yè)的核心競爭力。企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的能力對于提升企業(yè)、區(qū)域乃至國家的競爭力和經(jīng)濟(jì)效益發(fā)揮著巨大的作用，也對于正處在轉(zhuǎn)型條件下的中國經(jīng)濟(jì)添加了新的增長動力。然而，由于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動所固有的一些特點，如固有的風(fēng)險使其產(chǎn)出具有很大的不確定性、投入與產(chǎn)出的跨期權(quán)衡性、信息不對稱性——使得代理問題變得尤為嚴(yán)重。恰當(dāng)?shù)墓局卫頇C(jī)制能夠降低代理問題，有效監(jiān)督經(jīng)理人，控制經(jīng)理人追求無效戰(zhàn)略的傾向，從而有助于保證恰當(dāng)水平的技術(shù)創(chuàng)新活動。股權(quán)結(jié)構(gòu)是解決經(jīng)營者代理行為的重要制度安排，不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)會帶來不同的戰(zhàn)略行動和產(chǎn)出。

二、研究假設(shè)與檢驗?zāi)Ｐ?/h2>

（一）假設(shè)提出

1.股權(quán)集中度與企業(yè)R&D投入的關(guān)系。

假設(shè)1：股權(quán)集中度有利于企業(yè)R&D投入

2.國有控股股東與企業(yè)R&D投入的關(guān)系。

假設(shè)2：國有控股不利于企業(yè)R&D投入

3.機(jī)構(gòu)股東與企業(yè)R&D投入的關(guān)系。

假設(shè)3a：機(jī)構(gòu)大股東持股與企業(yè)R&D投入負(fù)相關(guān)

假設(shè)3b：機(jī)構(gòu)大股東持股與企業(yè)R&D投入非負(fù)相關(guān)

4.非機(jī)構(gòu)法人股東與企業(yè)R&D投入的關(guān)系。

假設(shè)4a：非機(jī)構(gòu)法人股東持股比例與R&D投入正相關(guān)

假設(shè)4b：非機(jī)構(gòu)法人股東持股比例與R&D投入非正相關(guān)

5.個人大股東與R&D投入關(guān)系。

假設(shè)5a：個人大股東持股與R&D投入正相關(guān)

假設(shè)5b：個人大股東持股與R&D投入非正相關(guān)

（二）計量模型

1.樣本選取

本文選取我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司2009～2011年的混合數(shù)據(jù)為樣本：（1）選取2009～2011年在年報中披露了R&D投資數(shù)額的上市公司；（2）剔除掉各變量數(shù)據(jù)不全的上市公司；（3）剔除掉ST和資不抵債的上市公司。最終獲取的有效觀測值從2009～2011年分別為：90、94、92，共276個。

2.變量設(shè)計

（1）被解釋變量

R&D投資強(qiáng)度（RDI）：采用混合數(shù)據(jù)，R&D投入用R&D投資強(qiáng)度來測度。參照陳守明等（2012）[1]、張其秀等（2012）[2]和王艷等（2011）[3]的研究，在回歸分析中用R&D/營業(yè)收入來計算R&D強(qiáng)度。

（2）解釋變量

①股權(quán)集中度(CR10)：采用前十大股東持股之和（CR10）來度量股權(quán)集中度，即

其中，Si表示第i個股東的持股比例，累積方法給予所有重要股東相同權(quán)重。

②國有控股股東(UC)：根據(jù)最終控制人的性質(zhì)，將最終控制人分為國有和非國有，用UC作為國有股權(quán)變量的代理變量。UC是虛擬變量，如果最終控制人是國有，則UC取1，否則取0。

③機(jī)構(gòu)股東(IS)：機(jī)構(gòu)投資者包括證券中介機(jī)構(gòu)、證券投資基金、信托投資公司、社會保險基金、企業(yè)年金、保險公司、財務(wù)公司、投資公司以及QFII。用IS作為機(jī)構(gòu)股東股權(quán)變量的代理變量，IS是虛擬變量，如果前十大股東中至少有一個是機(jī)構(gòu)股東，則IS取1，否則取0。

④非機(jī)構(gòu)法人股東（NICS）：本文中的非機(jī)構(gòu)法人股東是指除機(jī)構(gòu)投資者和自 然人大股東以外的企業(yè)法人投資者。用NICS作為非機(jī)構(gòu)法人股東股權(quán)變量的代理變量，用前十大股東中非機(jī)構(gòu)法人股東持股比例之和表示。

⑤個人大股東（NPS）：本文中的個人大股東是指自然人大股東，用NPS作為個人大股東股權(quán)變量的代理變量。NPS是虛擬變量，如果前十大股東里有個人大股東，則NPS為1，否則為0。

（3）控制變量

①企業(yè)規(guī)模(SIZE)：經(jīng)濟(jì)學(xué)與組織理論都強(qiáng)調(diào)在R&D投入強(qiáng)度決策中企業(yè)規(guī)模是一個很重要的因素，許多實證研究表明，企業(yè)規(guī)模與R&D投入強(qiáng)度是顯著相關(guān)的。本文用總資產(chǎn)的自然對數(shù)來作為企業(yè)規(guī)模的代理變量。

②資本結(jié)構(gòu)（LEV）：關(guān)于資本結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投入的影響，研究結(jié)論并不統(tǒng)一。Baysinger和Hoskisson（1989）的研究表明：資本結(jié)構(gòu)中，如果債務(wù)越多，企業(yè)用于研發(fā)的可得資金就越少。負(fù)債比率=賬面負(fù)債總額/賬面資產(chǎn)總額，用于測度企業(yè)的債務(wù)約束。

3.模型構(gòu)建

為研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投入的影響，構(gòu)建如下回歸模型：

RDI=β0+β1CR10+β2UC+β3IS+β4NICS+β5NPS+β6SIZE+ β7LEV+ε

其中，RDI表示企業(yè)R&D投資強(qiáng)度，CR10表示股權(quán)集中度，IS、NICS和NPS分別表示機(jī)構(gòu)股東股權(quán)變量、非機(jī)構(gòu)法人股東股權(quán)變量和個人大股東股權(quán)變量的代理變量，SIZE表示企業(yè)規(guī)模的自然對數(shù)，LEV表示企業(yè)的負(fù)債比率；β0是常數(shù)項，β1、β2、β3、β4、β5、β6和 β7是回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項。

三、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

首先對全體樣本的主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，詳細(xì)數(shù)據(jù)見表1。從表1中可以看出：我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的R&D投資強(qiáng)度平均為1.64%，標(biāo)準(zhǔn)差為2.27%，說明不同企業(yè)之間的研發(fā)投入存在較大差異。Hall和Oriani（2006）的研究表明，美國、德國和法國企業(yè)在1989～1998年期間的R&D投資強(qiáng)度平均分別為4.2%、4.5%和4.9%，意大利和英國也分別達(dá)到3.3%和2.9%。這說明相對于歐美發(fā)達(dá)國家的企業(yè)而言，我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的R&D投入水平還比較低。從表1還可以看出，前十大股東的持股比例之和平均達(dá)到53.30%，說明醫(yī)藥行業(yè)上市公司的股權(quán)集中的較高。另外，非機(jī)構(gòu)法人股東持股比例平均也達(dá)到29.73%，占前十大股東持股比例的50%以上，說明前十大股東中機(jī)構(gòu)股東和個人大股東的持股比例還相對較小。

表1：主要變量的描述性統(tǒng)計

根據(jù)控股股東的不同性質(zhì)，分樣本主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。從表2中可以看出：兩類樣本主要變量的指標(biāo)存在明顯的差異，國有控股上市公司的R&D投資強(qiáng)度平均為1.53%，明顯低于非國有控股上市公司1.71%的平均水平，這與趙洪江等（2008）[4]、王艷等（2011）[3]的研究結(jié)論一致。由于國有控股股東自身存在委托代理問題，即國有控股股東在職管理者采取行政任命的方式，因為“政績”考核而存在短期行為動機(jī)。企業(yè)管理者利用政府在行政上的超強(qiáng)控制和產(chǎn)權(quán)上的超弱控制形成了事實上的內(nèi)部控制人，他們一般不愿進(jìn)行具有高風(fēng)險的R&D投資。平均來看，國有控股上市公司前十大股東持股比例（52.85%）也低于非國有控股上市公司前十大股東持股比例（53.63%）。

表2：分樣本主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）多變量回歸分析

1.股權(quán)集中度與企業(yè)R&D投入關(guān)系的回歸分析

由于模型中設(shè)置了較多的變量，為了避免多重共線性對回歸結(jié)果造成不良影響，在對模型做回歸分析之前先估計了模型中變量的方差膨脹因子，即VIF值。Mogel1變量的VIF直為 1.0849，Model2變量最大的 VIF值為 1.0567。Model1、Model2變量最大的VIF值均小于10，所以變量間的多重共線性不嚴(yán)重。

為了更好地揭示股權(quán)集中度對企業(yè)R&D投資強(qiáng)度的影響，回歸模型的構(gòu)建運用了變量添加法。Model1中只引入了控制變量，然后在此基礎(chǔ)上加入股權(quán)集中度（CR10）變量，構(gòu)建Model2。通過比較模型的解釋能力以及變量參數(shù)顯著性水平的變化，可以獲取股權(quán)集中度對企業(yè)R&D投資強(qiáng)度的影響。表5綜合了Model1和Model2的OLS回歸結(jié)果，如下所示：

表3：股權(quán)集中度與企業(yè)R&D投入關(guān)系的回歸分析

從表3中可以看出：在Model1的回歸結(jié)果中，企業(yè)規(guī)模在0.1%的顯著性水平上與企業(yè)R&D投資強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，即企業(yè)總資產(chǎn)越大，企業(yè)的R&D投入占/營業(yè)收入的比重反而越少。企業(yè)負(fù)債率與R&D投資強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，即企業(yè)總負(fù)債占總資產(chǎn)的比重越大，企業(yè)的R&D投入占/營業(yè)收入的比重反而越少，但不顯著。Model2是在控制了企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)之后，檢驗股權(quán)集中度（CR10）對企業(yè)R&D投資強(qiáng)度的關(guān)系，回歸結(jié)果表明，股權(quán)集中度在5%的顯著性水平下與企業(yè)R&D投資強(qiáng)度正相關(guān)，即股權(quán)集中度有利于企業(yè)R&D投入，假設(shè)1得到驗證。

2.大股東與企業(yè)R&D投入關(guān)系的回歸分析

同樣，由于模型中設(shè)置了較多的變量，為了避免多重共線性對回歸結(jié)果造成不良影響，在對模型做回歸分析之前先估計了模型中變量的方差膨脹因子，即VIF值。Model4變量的VIF最大值為1.0389，Model5變量最大的VIF值為1.1809，Model6變量最大的 VIF值為 1.2276。Model4、Model5和Model6變量最大的VIF值均小于10，所以變量間的多重共線性不嚴(yán)重。

表4：大股東與企業(yè)R&D投入關(guān)系的回歸分析

從表4中可以看出：在Model3的回歸結(jié)果中，國有控股在5%的顯著性水平上與企業(yè)R&D投資強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，說明國有股權(quán)所占比重越大，企業(yè)R&D投入反而越少，即國有控股不利于企業(yè)R&D投入，假設(shè)2得到驗證。Model4是在控制了企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)之后，檢驗機(jī)構(gòu)股東持股對企業(yè)R&D投資強(qiáng)度的關(guān)系，回歸結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)股東持股與企業(yè)R&D投入關(guān)系的回歸系數(shù)大于零，即機(jī)構(gòu)大股東持股與企業(yè)R&D投入非負(fù)相關(guān)，但不顯著，假設(shè)3b得到驗證，說明我國的機(jī)構(gòu)投資者已經(jīng)不符合短視投資者假設(shè)，機(jī)構(gòu)投資者不會追求短期利益而放棄企業(yè)的長遠(yuǎn)利益。Model5是在控制了企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)之后，檢驗非機(jī)構(gòu)法人股東持股比例對企業(yè)R&D投資強(qiáng)度的關(guān)系，回歸結(jié)果表明，非機(jī)構(gòu)法人股東持股比例與企業(yè)R&D投入關(guān)系的回歸系數(shù)小于零，即非機(jī)構(gòu)法人股東持股比例與R&D投入非正相關(guān)，但不顯著，假設(shè)4b得到驗證。Model6是在控制了企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)之后，檢驗個人大股東持股對企業(yè)R&D投資強(qiáng)度的關(guān)系；回歸結(jié)果表明，個人大股東持股與企業(yè)R&D投入關(guān)系的回歸系數(shù)小于零，但不顯著，假設(shè)5b得到驗證，這與表4中個人大股東的均值T檢驗結(jié)果相悖，所以個人大股東對企業(yè)R&D投入的影響關(guān)系不明確。

四、主要結(jié)論

研究結(jié)果表明，股權(quán)集中度對企業(yè)R&D投入有顯著的正向促進(jìn)作用，即股權(quán)集中度有利于企業(yè)R&D投入；國有控股不利于企業(yè)R&D投入；機(jī)構(gòu)股東持股對企業(yè)的R&D投入有正向影響，我國的機(jī)構(gòu)投資者已經(jīng)不符合短視投資者假設(shè)；非機(jī)構(gòu)法人股東持股越多，企業(yè)的R&D投入反而越少；個人大股東與企業(yè)R&D投入的關(guān)系不明確；企業(yè)規(guī)模與R&D投入顯著負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大，企業(yè)的R&D投入占/營業(yè)收入的比重反而越少；企業(yè)負(fù)債率對R&D投入有負(fù)向影響，說明企業(yè)負(fù)債率越大，企業(yè)的R&D投入則越少。

研究結(jié)論在管理和政策上的含義主要有：（1）中國經(jīng)濟(jì)正處在轉(zhuǎn)型的新階段，政策制定者面臨著新的市場環(huán)境和諸多挑戰(zhàn)，如何充分調(diào)動企業(yè)的積極性，增強(qiáng)企業(yè)的核心競爭力，并且充分發(fā)揮市場經(jīng)濟(jì)的作用，需要政策制定者對現(xiàn)有體制進(jìn)行深化改革，積極完善上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)；（2）國有企業(yè)在中國當(dāng)前的國民經(jīng)濟(jì)命脈中仍然占據(jù)主導(dǎo)地位，國有股“一股獨大”的問題仍然比較嚴(yán)重，而本文的研究結(jié)論表明國有控股不利于企業(yè)R&D的投入，所以政策制定者應(yīng)該繼續(xù)深化國有企業(yè)改革，優(yōu)化國有企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)；（3）由于我國的機(jī)構(gòu)投資者已經(jīng)不符合短視投資者假設(shè)，機(jī)構(gòu)股東持股對企業(yè)R&D投入有正向影響，所以企業(yè)應(yīng)該加快引入戰(zhàn)略投資者的步伐，壯大機(jī)構(gòu)投資者的隊伍和實力，促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，最終提高企業(yè)自身的核心競爭力。

[1]陳守明，冉毅，陶興慧.R&D強(qiáng)度與企業(yè)價值——股權(quán)性質(zhì)和兩職合一的調(diào)節(jié)作用[J].科學(xué)學(xué)研究，2012，30（3）：441-448.

[2]張其秀,冉毅,陳守明,王桂.研發(fā)投入與公司績效：股權(quán)制衡還是股權(quán)集中？——基于國有上市公司的實證研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2012，33（7）：126-132.

[3]王艷，賀新聞，梁萊歆.不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)組織冗余與自主創(chuàng)新投入關(guān)系研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2011，32（7）：140-147.

[4]趙洪江,陳學(xué)華,夏暉.公司自主創(chuàng)新投入與治理結(jié)構(gòu)特征實證研究[J].中國軟科學(xué)，2008，（7）145-149.