秦興俊,王柏杰

(1.山西財經(jīng)大學工商管理學院,山西 太原 030031;2.西北工業(yè)大學人文與經(jīng)法學院,陜西 西安 710072)

一、問題的提出

自Schumpeter[1]提出“創(chuàng)造性破壞”理論以來，創(chuàng)新和技術(shù)進步作為經(jīng)濟增長的重要因素日漸被重視。20世紀80年代，Romer[2]與Lucas[3]提出的新增長理論突破了新古典增長理論關(guān)于技術(shù)進步外生的假設(shè)，強調(diào)技術(shù)進步是內(nèi)生的，資本積累和創(chuàng)新都是促進技術(shù)進步的重要力量。Romer[4]在動態(tài)一般均衡框架下將創(chuàng)新、研發(fā)與內(nèi)生經(jīng)濟增長聯(lián)系起來，奠定了Schumpeter增長理論的基礎(chǔ)。

技術(shù)進步與創(chuàng)新密切相關(guān)，而承擔創(chuàng)新的主體是企業(yè)家。張維迎和盛斌[5]指出企業(yè)家的兩個基本功能是：發(fā)現(xiàn)不均衡和創(chuàng)造不均衡。趙洪江等[6]認為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有很大的風險性，企業(yè)需要大量并且長時期地投入經(jīng)濟資源支撐研發(fā)活動，才有可能獲得本行業(yè)的能夠給企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢的核心技術(shù)。顯然，如何激勵企業(yè)家積極創(chuàng)新，如何設(shè)計一種合理的激勵制度鼓勵企業(yè)創(chuàng)新是企業(yè)管理理論與實踐面臨的重要課題，也可以說，鼓勵企業(yè)和企業(yè)家創(chuàng)新本質(zhì)上是公司治理問題。

傳統(tǒng)的公司治理關(guān)注如何“分蛋糕”，公司治理的另一個層面是創(chuàng)新，也即如何“做蛋糕”。理論上，魯桐和黨印[7]構(gòu)建了多任務情況下的“股東—經(jīng)理”模型和企業(yè)層面的最優(yōu)動態(tài)創(chuàng)新投資模型?！肮蓶|—經(jīng)理”模型顯示，經(jīng)理在創(chuàng)新工作和基本工作上努力的邊際成本與其占據(jù)工作職位的代理收益有關(guān)，可見，經(jīng)理人符合“理性經(jīng)濟人”假設(shè)。此外，經(jīng)理在創(chuàng)新活動中付出努力的邊際成本取決于在該活動中擁有的邊際代理收益、創(chuàng)新活動完成概率、創(chuàng)新產(chǎn)出的績效激勵系數(shù)、經(jīng)理的能力、經(jīng)理擁有的資源以及該工作面臨外部環(huán)境的有利程度等。如果經(jīng)理本身即是控股股東，其將擁有最大的創(chuàng)新動力，創(chuàng)新的代理問題將不存在，因此，創(chuàng)新的最佳條件是經(jīng)理即股東。企業(yè)層面的最優(yōu)動態(tài)創(chuàng)新投資模型表明，企業(yè)的當期利潤和未來利潤與企業(yè)的最優(yōu)創(chuàng)新決策和公司治理質(zhì)量存在相關(guān)關(guān)系。從上述兩個模型顯示的結(jié)果中可以看出，公司創(chuàng)新的動力源于創(chuàng)新的成本與收益之間的比較，但缺陷是企業(yè)的創(chuàng)新更多來自于基層員工，將企業(yè)的創(chuàng)新歸結(jié)于管理層是有失偏頗的。魯桐和黨印[7]進一步對不同行業(yè)的公司治理與技術(shù)創(chuàng)新進行了考察，按要素密集度將公司分為勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三類，相同點是大股東持股比例、基金持股比例和董事高持股比例對研發(fā)投入有正向影響，不同點是在資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)中，較高的董事薪酬激勵有利于創(chuàng)新活動的開展，而且良好的市場化環(huán)境是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的外部推動力。

理論界的相關(guān)學者就公司治理與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在的關(guān)系，主要在兩個方面展開研究：第一，政府干預與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。陳昆玉[8]采用2006年國家開展創(chuàng)新試點工作之后的37家試點上市公司為樣本展開研究，發(fā)現(xiàn)樣本公司在入選創(chuàng)新試點企業(yè)后效果非常明顯，公司的創(chuàng)新產(chǎn)出短時間明顯得以增加，但公司的財務業(yè)績沒有隨著創(chuàng)新產(chǎn)出的增加而提高，因此，政府干預不能促進企業(yè)構(gòu)建良性創(chuàng)新機制，也無法推動企業(yè)的長期發(fā)展。第二，董事會結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新。董事會作為企業(yè)的決策與領(lǐng)導機構(gòu)決定了企業(yè)的研發(fā)投入，進而影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。影響董事會結(jié)構(gòu)的主要因素有：獨立董事比例，一般認為獨立董事作為高學歷、高職稱及專家的代表，他們更傾向于鼓勵企業(yè)創(chuàng)新；國有產(chǎn)權(quán)比例，一般認為國有產(chǎn)權(quán)比例過高不利于企業(yè)創(chuàng)新；股權(quán)變動程度，股權(quán)變動過大意味著企業(yè)的穩(wěn)定性不高，不利于企業(yè)長期研發(fā)的持續(xù)投入；監(jiān)事會作用，監(jiān)事會對董事會和經(jīng)理層有監(jiān)督作用，監(jiān)事會會議次數(shù)的多少與企業(yè)創(chuàng)新密切相關(guān)。

二、文獻回顧與基本假設(shè)

(一)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力

借鑒葛蓉蓉[9]的研究，本文將從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度和股權(quán)變動三個層面來進行分析。

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)即國有股權(quán)和民營股權(quán)在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力之間的差異。傅傳銳[10]通過實證研究，檢驗智力資本價值創(chuàng)造效率與公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、治理機制的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高管激勵與股權(quán)治理能使企業(yè)的智力資本價值創(chuàng)造效率顯著提升；與民營企業(yè)相比，國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)拉低了國有企業(yè)的智力資本價值創(chuàng)造效率，并弱化了公司治理機制對智力資本治理的有效性。2006年，國務院部署開展創(chuàng)新型企業(yè)試點工作。陳昆玉[8]通過研究試點企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新活動與公司業(yè)績之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)這些企業(yè)入選試點后，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出得到顯著增加，但公司業(yè)績并沒有隨著創(chuàng)新產(chǎn)出的增加而提高。由此可以說明，政府干預不能促進企業(yè)構(gòu)建良性創(chuàng)新機制，也無法推動企業(yè)的長期發(fā)展。杜瑞等[11]研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)競爭優(yōu)勢正相關(guān)，考慮股權(quán)的二元性時，混合股權(quán)中的混合程度越高，越有利于企業(yè)發(fā)揮競爭優(yōu)勢，提升技術(shù)創(chuàng)新能力；同時，應當注意當管理層權(quán)力過大時，將不利于混合股權(quán)協(xié)同作用的充分發(fā)揮。

2.股權(quán)集中度與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系

本文用大股東占全部股東的比例即股權(quán)集中度，來衡量大股東是否侵占中小股東的利益，進而是否對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。呂新軍[12]研究發(fā)現(xiàn)，公司股權(quán)集中度的提高、股權(quán)制衡力的增強以及高管激勵政策的實施，有助于提升公司的治理效率；國有上市公司的治理效率普遍低于非國有上市公司，但二者之間的差距在逐步縮小。

3.股權(quán)變動與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系

股權(quán)結(jié)構(gòu)的變動，易導致企業(yè)經(jīng)營狀況出現(xiàn)波動，尤其是大股東持股比例的變更導致企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的變化時，更會造成企業(yè)的異常波動，這不利于企業(yè)進行長期的技術(shù)革新與創(chuàng)新研發(fā)的穩(wěn)定投入?；谏鲜龇治觯P者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：國有產(chǎn)權(quán)上市公司的技術(shù)創(chuàng)新能力比民營產(chǎn)權(quán)上市公司的技術(shù)創(chuàng)新能力弱。

假設(shè)2：股權(quán)集中度越高，上市公司的技術(shù)創(chuàng)新能力越強，但企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力隨著股權(quán)集中度的提高而下降，即存在倒U型關(guān)系。

假設(shè)3：股權(quán)結(jié)構(gòu)變動不利于上市公司技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

(二)董事會結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力

董事會在企業(yè)擁有最高的決策權(quán)力，在企業(yè)的重大決策中起關(guān)鍵作用，在決定企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力方面也同樣如此。在雙重委托代理關(guān)系下，董事會治理是公司治理的核心。從Pfeffer[13]開始研究董事會治理的近幾十年中，董事會特征、董事會結(jié)構(gòu)、董事會組成以及董事會程序是國內(nèi)外學者主要研究的四個維度。Fama 和Jensen[14]提出的資源依賴理論的觀點認為董事被公司雇傭，董事要對公司負責，應當提供專業(yè)的咨詢以及生產(chǎn)和研發(fā)方面的決策建議。同時，董事也負有加強公司與外部環(huán)境交流與溝通的責任。Pfeffer 和Salancik[15]提出的代理理論認為，董事會對股東大會負責，受股東大會的委托，討論并決定公司的重大戰(zhàn)略方案，日常的主要職責就是對企業(yè)高層管理者的經(jīng)營活動進行監(jiān)督。曹廷求等[16]的研究發(fā)現(xiàn)，董事會自主治理水平的提高能顯著促進公司績效，董事會自主治理對績效的作用主要是董事會“獨立性”和“合規(guī)性”機制發(fā)揮了作用，不同股權(quán)集中類型公司的自主性治理水平對績效的促進效應存在差別。周婷婷[17]研究發(fā)現(xiàn)，董事會治理顯著推動了公司的內(nèi)部控制建設(shè)，信息環(huán)境的變動表現(xiàn)出正向調(diào)節(jié)效應，高層人事環(huán)境的變動與產(chǎn)品市場競爭的變動則主要發(fā)揮反向調(diào)節(jié)作用。

趙旭峰和溫軍[18]重點探討了公司董事會治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)公司的獨立董事占比與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新呈正相關(guān)關(guān)系；在企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入方面，獨立董事所占比重較高的企業(yè)明顯要比獨立董事所占比重較低的企業(yè)有更多的投入；董事會規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新呈負相關(guān)關(guān)系；董事會股權(quán)激勵促進了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，董事會股權(quán)激勵的水平越高，則企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入就越多。馬連福等[19]從社會網(wǎng)絡視角，以2010—2013年滬深兩市技術(shù)密集型上市公司為研究樣本，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)董事會的網(wǎng)絡位置會對技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)生顯著為正的積極影響，相比于國有企業(yè)，董事會網(wǎng)絡位置對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的促進作用更顯著；與市場化程度較低的地區(qū)相比，市場化程度較高地區(qū)的董事會網(wǎng)絡位置對技術(shù)創(chuàng)新投入的提升作用更顯著。

楊典[20]指出，為保證董事會對股東大會負責，董事會所做的決策必須能夠維護公司和所有股東的正當利益，因而有必要在董事會建立并完善有效的利益權(quán)力制衡機制，比如外部董事制度和內(nèi)部董事制度等。外部董事制度盡管在邏輯上有助于提升公司績效，但支撐這一觀點的經(jīng)驗數(shù)據(jù)很難找到。實踐中，雖然外部董事并未有效提高公司績效，但對于渴望盡快同國際最佳慣例接軌、加速實現(xiàn)企業(yè)管理現(xiàn)代化的中國企業(yè)來說，在董事會中聘任外部獨立董事，既是企業(yè)治理上的需要，也是符合監(jiān)管政策的舉措。獨立董事制度作為一種制度安排，可以進一步增強企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)。原因主要是，在正式制度相對欠缺的背景下，獨立董事的政治關(guān)聯(lián)可以作為正式制度的替代性機制，保護民營企業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)，幫助民營企業(yè)獲得所需的稀缺資源來推動民營企業(yè)的創(chuàng)新，進而促進民營企業(yè)的發(fā)展。獨立董事一般為高級知識分子，富有遠見和專業(yè)精神，他們可以使得公司決策更加科學?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：獨立董事制度提高了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

假設(shè)5：獨立董事占比高的上市公司的技術(shù)創(chuàng)新能力更強。

(三)監(jiān)事會會議與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力

監(jiān)事會的職責是獨立行使監(jiān)督公司業(yè)務執(zhí)行狀況、財務狀況和其他公司重大事務的權(quán)力機構(gòu)，是法律規(guī)定的股份公司必設(shè)的監(jiān)督機構(gòu)，是公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分。寧家耀和王蕾[21]認為，監(jiān)事會行為強度是衡量其是否真正起到監(jiān)督作用的關(guān)鍵指標。Vafeas[22]認為，用董事會會議次數(shù)這一指標來測度監(jiān)事會的監(jiān)督作用比較理想，理由是上市公司的董事會會議包括股東會議和監(jiān)事會議，監(jiān)事都會參加上述會議，并且調(diào)整董事會會議次數(shù)比改變企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會結(jié)構(gòu)來得更加容易而且成本更低。任云海[23]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)董事會召開會議的次數(shù)越多，會議的頻率越高，越能提高公司治理效率。因此，筆者認為，發(fā)揮監(jiān)事會在董事會會議中的監(jiān)督作用，有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。基于此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：監(jiān)事會會議次數(shù)越多，越有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

三、研究設(shè)計

(一)變量選取

參考現(xiàn)有文獻，本文選取的自變量、因變量和控制變量以及符號與度量如表1所示。

表1 變量定義及預期符號

(二)計量模型

1.模型建立

本文構(gòu)建基本模型如下：

為了準確度量企業(yè)研發(fā)支出總額、研發(fā)支出強度和研發(fā)支出增長率三個被解釋變量與解釋變量董事會結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和股東會議情況，我們將模型(1)具體細化為：

其中，t和i分別表示上市公司年份和序號；ε和α分別表示誤差項和常數(shù)項。

2.研究方法

本文選取的變量有兩個特點：一是被解釋變量具有動態(tài)性，企業(yè)的研發(fā)投入作為一個流量概念易受上一期研發(fā)支出的影響；二是小樣本性質(zhì)，樣本容量偏小可能會導致估計量不一致，即一致性問題。解決變量流量特性的通行做法，是將研發(fā)支出的滯后一期值作為解釋變量加入到估計模型中，這樣做的缺點是容易導致多重共線性，因而使用傳統(tǒng)的OLS估計方法會導致有偏性和不一致現(xiàn)象，通過尋找工具變量(IV)或采用廣義矩(GMM)可以有效解決多重共線性問題。小樣本估計同樣容易導致估計有偏性。因此，尋找合適的工具變量和選擇恰當?shù)墓烙嫹椒ㄊ窍嘀毓簿€性及估計偏誤的關(guān)鍵。選用研發(fā)支出的滯后一期值作為工具變量，能夠解決企業(yè)研發(fā)支出的流量特性。考慮到樣本數(shù)據(jù)采用的是2010—2014年94家上市公司的面板數(shù)據(jù)，故采用廣義矩(GMM)估計方法。識別工具變量有效性的方法主要有兩種：一是Sargan檢驗；二是通過AR(1)和AR(2)檢驗來識別殘差序列是否存在序列相關(guān)性。進一步，廣義矩估計方法可分為系統(tǒng)廣義矩估計和差分廣義矩估計。通過比較，系統(tǒng)廣義矩估計方法相對差分廣義矩估計方法更能有效解決弱工具變量問題，故本文使用系統(tǒng)廣義矩估計方法。

四、實證檢驗及結(jié)果解析

(一)數(shù)據(jù)來源與說明

由于我國現(xiàn)行的會計制度與上市公司披露格式，對企業(yè)研發(fā)支出沒有硬性規(guī)定和統(tǒng)一要求，各主要金融數(shù)據(jù)庫對上市公司治理結(jié)構(gòu)相關(guān)數(shù)據(jù)的披露也不一致，為了盡量解決數(shù)據(jù)差異造成的估計偏誤，本文選用了94家在深圳交易所上市的公司信息披露情況較一致的公司2010—2014年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，共得到380個觀測值。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。

(二)變量的描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果(N=380)

由表2的相關(guān)數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn),被解釋變量的差異較大。從研發(fā)支出總額來看，94家上市公司平均支出為1.07億元，最大值為34.86億元，標準差為0.36億元；從研發(fā)支出強度來看，均值為0.04，最大值為0.73，最小值為0.00；從研發(fā)支出增長率來看，均值為0.42，最小值為0.00，最大值為585.40，但標準差為65.87?？梢姡瑥谋唤忉屪兞康臄?shù)據(jù)分布來看，企業(yè)的研發(fā)投入是一個流量。在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，94家上市公司中，國有產(chǎn)權(quán)平均值為0.04，說明民營企業(yè)的比重較大；前三大股東的平均值為0.45，前十大股東的平均值為0.54，說明股權(quán)比較集中；股權(quán)結(jié)構(gòu)變動的平均幅度為0.15，說明股權(quán)并不穩(wěn)定。在董事會結(jié)構(gòu)方面，獨立董事的平均比例為0.37，說明獨立董事占比接近2/5，在上市公司的決策中起著較重要的作用；兩職合一的平均值為0.70，說明70%的上市公司董事長和總經(jīng)理為同一人，有利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。在監(jiān)事會會議方面，監(jiān)事會會議平均次數(shù)是9.44次，不同公司每年召開的監(jiān)事會會議的次數(shù)存在較大差異。

表3為本文所有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣。從變量間的相關(guān)系數(shù)看，變量相關(guān)系數(shù)值都不大，說明在模型中的各變量之間不會存在可能影響研究結(jié)果的多重共線性。

表3 變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*表示10%的顯著性水平,Gbjg表示股本結(jié)構(gòu)變動。

表4動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計回歸結(jié)果模 型模型(2)模型(3)模型(4)因變量YzzeYzqdYzzzlInNovt-10.58???0.48???0.33???Gvcq-0.03??-0.08???-0.04One0.07?0.02???0.16?One20.08?0.06??0.01??Ten-0.08???0.08??0.35Gqjg-0.02???-0.00?-0.26??Dlds0.06??0.02?0.07??Lzhy0.04?0.00??-0.06??Jsh0.01?0.01??0.08?Α(常數(shù)項)0.57???-0.48???0.36???Sargan檢驗P值0.330.510.44AR(1)檢驗P值0.020.050.03AR(2)檢驗P值0.840.620.71樣本量364364364 注:采用STATA12.0估計輸出結(jié)果;???、??和?分別表示檢驗參數(shù)在1%、5%和10%的置信水平下拒絕顯著為零的原假設(shè);AR(1)檢驗的原假設(shè)為模型殘差序列差分后不存在一階的序列相關(guān)性,AR(2)檢驗的原假設(shè)為模型殘差序列差分后不存在二階的序列相關(guān)性,說明模型的設(shè)計是有效的。(三)系統(tǒng)廣義矩估計及結(jié)果解析表4為模型(2)—模型(4)的回歸結(jié)果。從AR(1)和AR(2)的檢驗結(jié)果來看,各回歸模型的殘差序列存在一階序列相關(guān),由此可以表明,我們采用一階自回歸動態(tài)面板模型進行估計是可行的,工具變量采用被解釋變量滯后一期的值也是有效的。由此,根據(jù)模型各項評價估計指標的結(jié)果來分析,本文的估計結(jié)果是有效的。從表4的估計結(jié)果可知,在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動態(tài)特征與持續(xù)投入方面,從模型(2)、模型(3)和模型(4)的回歸結(jié)果來看,企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的滯后一期對本期有正向促進作用,且都在1%置信水平下顯著,說明企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有動態(tài)特征,且需要持續(xù)的研發(fā)投入;在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面,國有產(chǎn)權(quán)比率對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用為負,且在模型(2)和模型(3)中顯著,說明國有產(chǎn)權(quán)不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,支持了假設(shè)1。大股東持股比例顯著促進了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,說明股權(quán)集中度越高,越容易增加研發(fā)支出。從大股東的平方項來看,仍然是顯著為正,說明股權(quán)集中度與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新并不存在倒U型關(guān)系, 與假設(shè) 2

相悖。股權(quán)結(jié)構(gòu)變動對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的負向作用，說明股權(quán)變動不利于技術(shù)創(chuàng)新，支持了假設(shè)3；在董事會結(jié)構(gòu)方面，獨立董事對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向促進作用，說明獨立董事對企業(yè)長期發(fā)展和持續(xù)創(chuàng)新有積極的促進作用，加上獨立董事具有專業(yè)性、高學歷和高職稱等特點，獨立董事正向提高了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，支持了假設(shè)4和假設(shè)5。董事長和總經(jīng)理兩職合一對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向促進作用，這與陳守明等[24]研究結(jié)論相一致。董事長與總經(jīng)理兩職合一被認為是解決委托—代理難題的制度安排，可以使管理者更加關(guān)注公司的長期發(fā)展從而增加企業(yè)的研發(fā)投入，由于本文的樣本多數(shù)為民營性質(zhì)的上市公司，可以說兩職合一有利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新；在監(jiān)事會作用方面，董事會會議次數(shù)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新為顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明發(fā)揮董事會會議與監(jiān)事會會議的監(jiān)督作用有利于企業(yè)做出長期發(fā)展和持續(xù)創(chuàng)新的決策，支持了假設(shè)6。

五、穩(wěn)健性檢驗

本文利用動態(tài)GMM模型分析了公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。但也有部分文獻，如魯桐和黨印[7]以及李勝蘭等[25]在研究此類問題時采用了靜態(tài)模型。借鑒上述文獻的做法，本文進一步采用靜態(tài)模型對結(jié)果予以進一步檢驗，以保證本文結(jié)論的穩(wěn)健性。此外，為準確分析股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新能力之間是否存在倒U型的非線性關(guān)系，本文分別構(gòu)建模型(5)和模型(6)。在這兩個模型中，以企業(yè)研發(fā)支出總額和研發(fā)支出增長率為被解釋變量，以董事會結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會會議次數(shù)為解釋變量，并選用營業(yè)收入、每股基本收益、權(quán)益乘數(shù)、現(xiàn)金比率、營業(yè)周期、固定資產(chǎn)投資擴展率為控制變量，以判斷企業(yè)的盈利能力和存續(xù)時間長短等變量對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CASMAR)，時間跨度為2010—2014年。

具體的估計模型如下：

表5給出了企業(yè)研發(fā)支出總額和增長率與公司治理結(jié)構(gòu)的分析結(jié)果。

表5 研發(fā)支出總額和增長率與公司治理結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內(nèi)為t統(tǒng)計值。

從表5的回歸結(jié)果可以看出，模型(5)和模型(6)的LM檢驗結(jié)果均認為應采用能反映個體特性的固定效應或隨機效應模型進行估計，而不應該使用混合回歸。Hausman檢驗結(jié)果則表明，樣本個體不可觀測的異質(zhì)性與某個解釋變量存在相關(guān)關(guān)系，采用固定效應模型進行估計要優(yōu)于隨機效應模型。因而，采用固定效應模型是合理有效的。

從表5的估計結(jié)果來看，企業(yè)的董事會結(jié)構(gòu)中，獨立董事比例顯著正向影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力；董事長和總經(jīng)理兩職合一的效應盡管并不顯著但回歸系數(shù)為正，企業(yè)的兩職合一促進了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。股東會會議次數(shù)顯著正向影響了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，但從股權(quán)結(jié)構(gòu)來看，模型(5)和模型(6)得出的結(jié)果恰恰相反且都不顯著。從第一大股東的平方估計結(jié)果來看，模型(5)的系數(shù)顯著為負，表明公司研發(fā)支出的增長與股權(quán)集中度呈倒U型關(guān)系，也說明股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力存在著倒U型的非線性關(guān)系，適當?shù)墓蓹?quán)集中度能夠促進創(chuàng)新。另外，從控制變量來看，營業(yè)收入、每股基本收益和營業(yè)周期對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著的影響，說明企業(yè)良好的經(jīng)營狀況和較長的經(jīng)營時間對技術(shù)創(chuàng)新有積極作用。

六、結(jié) 論

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是技術(shù)進步的源泉和推動經(jīng)濟增長的重要因素。本文從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會結(jié)構(gòu)和監(jiān)事會會議次數(shù)三個維度來探討公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性?？紤]到企業(yè)研發(fā)投入是一個存量，易受到前期研發(fā)投入的影響，在被解釋變量的選擇上，除了采用研發(fā)投入總量和研發(fā)投入強度等通常做法外，還把企業(yè)研發(fā)支出增長率指標引入模型，以更加準確地衡量企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的投入力度。通過選取2010—2014年深交所94家上市公司的統(tǒng)計樣本，本文采用系統(tǒng)廣義矩模型估計了公司治理機制對技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明，公司的獨立董事占比、兩職合一以及監(jiān)事會會議次數(shù)對企業(yè)的研發(fā)支出總額與研發(fā)強度能夠起到顯著的正向促進作用，國有股比例、股本結(jié)構(gòu)變動與研發(fā)強度與企業(yè)研發(fā)支出總量呈負相關(guān)關(guān)系，公司股權(quán)集中度與研發(fā)強度、企業(yè)研發(fā)支出總量呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系。由此可以說明，上市公司的研發(fā)創(chuàng)新活動具有顯著的自我強化機制。

研究還發(fā)現(xiàn)，以研發(fā)支出增長率作為被解釋變量的估計結(jié)果與另外兩個指標相比，存在一定程度的差異。首先，企業(yè)研發(fā)支出增長率的提高受到公司所有者本身與公司經(jīng)營者主體對企業(yè)長遠發(fā)展重視程度的制約，因而研發(fā)支出增長率與股權(quán)集中度之間沒有呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系，隨著股權(quán)集中度的提高，企業(yè)研發(fā)支出的增長率也隨之提高。其次，企業(yè)董事長與總經(jīng)理兩職合一時，擔任公司總經(jīng)理的董事長也需要好的經(jīng)營業(yè)績來證明其優(yōu)秀的管理能力，因而考慮更多的是短期利益，不會持續(xù)長期進行R&D投入。拋開其它因素，對于研發(fā)強度和研發(fā)支出總量來說，當股權(quán)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生波動時，會對企業(yè)的研發(fā)支出增長率產(chǎn)生顯著的負向影響，上述結(jié)論通過了穩(wěn)健性檢驗。