唐建榮，李 晴

(江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214122)

一、 引言

我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長階段，目前正處在優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期。創(chuàng)新是引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展的第一動力，也是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。作為國家經(jīng)濟(jì)的微觀縮影，企業(yè)的生存和發(fā)展都離不開研發(fā)創(chuàng)新活動[1]。但與發(fā)達(dá)國家相比，我國企業(yè)的研發(fā)能力仍然有一定差距。在市場經(jīng)濟(jì)背景下，企業(yè)所有者和管理者固有的利益沖突導(dǎo)致兩者具有不同的創(chuàng)新偏好，信息不對稱問題和代理問題引發(fā)的非效率投資行為成為企業(yè)合理配置資源的嚴(yán)重阻礙，從而影響了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的進(jìn)程。企業(yè)要想在激烈的市場競爭中立于不敗之地，必須提高研發(fā)水平，彌補(bǔ)技術(shù)短板，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動。

研發(fā)創(chuàng)新活動具有高風(fēng)險性、高不確定性和正外部性等特征[2]，這就導(dǎo)致了決策者對研發(fā)創(chuàng)新活動的投資更加謹(jǐn)慎，政府補(bǔ)助在一定程度上可以矯正研發(fā)投入的外部性問題從而激勵企業(yè)的創(chuàng)新行為。股權(quán)激勵的差異會影響高管的創(chuàng)新偏好和利用政府補(bǔ)助的行為[3]，高管持股情況在政府補(bǔ)助的作用路徑中發(fā)揮著重要的作用。優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)以平衡各方利益，提高資源配置水平和政府補(bǔ)助利用效率進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動的集約化管理，是目前我國公司治理中亟須解決的問題。

基于此，本文選取2010—2015年公開披露研發(fā)投入信息的創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，以公司治理結(jié)構(gòu)為邏輯起點(diǎn)，運(yùn)用回歸分析法和Bootstrap抽樣法探索了公司治理結(jié)構(gòu)、企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效的邏輯聯(lián)系，并研究了政府補(bǔ)助對研發(fā)投入的作用路徑。研究發(fā)現(xiàn)，公司治理機(jī)構(gòu)可以顯著影響企業(yè)研發(fā)投入的決策，研發(fā)活動又能促進(jìn)企業(yè)長期績效的提升，高管的股權(quán)激勵影響了政府補(bǔ)助對研發(fā)投入的激勵過程。本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：(1)綜合考量了內(nèi)部與外部治理結(jié)構(gòu)的多個側(cè)面，考慮了治理結(jié)構(gòu)要素之間的相互影響，系統(tǒng)地討論了各個治理結(jié)構(gòu)要素對企業(yè)研發(fā)投入的影響；(2)基于“利益協(xié)調(diào)”和“壕溝防御”假說，證明這兩種效應(yīng)在政府補(bǔ)助激勵研發(fā)投入的過程中發(fā)揮了作用，對優(yōu)化政府補(bǔ)助機(jī)制具有重要的政策意義；(3)進(jìn)一步研究表明，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)研發(fā)投入對滯后兩期的企業(yè)績效具有明顯的提升作用，對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)把握研發(fā)時機(jī)、提升企業(yè)績效具有重要的啟示意義。

余文安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分為研究假設(shè)；第四部分為樣本選擇與模型設(shè)計；第五部分為實(shí)證研究與結(jié)果分析；第六部分為結(jié)論與建議。

二、 文獻(xiàn)綜述

在熊彼特提出創(chuàng)新技術(shù)理論后，學(xué)者們致力于研究和尋找影響科技創(chuàng)新的關(guān)鍵因素。早期研究更多關(guān)注市場競爭、行業(yè)特征、企業(yè)利益相關(guān)者等因素對創(chuàng)新績效的影響[4-6]；隨著公司治理理論的成熟，治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新策略的廣泛影響受到了學(xué)術(shù)界的關(guān)注。治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投入影響機(jī)制的研究主要分為直接影響和間接影響兩個方面。一部分學(xué)者認(rèn)為，公司治理因素會直接影響企業(yè)的R&D投入決策，如Fey通過對英國和瑞典的一百家大公司調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析證實(shí)了公司的知識文化背景顯著影響企業(yè)的R&D投入[7]；楊典等證明了股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管激勵、董監(jiān)事會規(guī)模及企業(yè)的最終控制權(quán)會不同程度影響企業(yè)的R&D投入[8-9]；魯桐等將樣本按要素密度劃分后發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、基金持股比例和董監(jiān)高持股比例對R&D投入均有正向影響[10]。另一部分學(xué)者認(rèn)為，公司治理因素是通過調(diào)節(jié)R&D投入與企業(yè)績效之間的關(guān)系從而間接影響R&D投入決策的，如Le等認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者調(diào)節(jié)了R&D投入與企業(yè)績效的關(guān)系，而外部獨(dú)立董事比例會影響這種關(guān)系的強(qiáng)度[11]；李婧等通過對國有企業(yè)和家族企業(yè)的研究指出獨(dú)立董事比例正向調(diào)節(jié)了股權(quán)集中程度與企業(yè)效率的關(guān)系[12]。盡管以往的研究存在一定分歧，但學(xué)者們從不同的角度均證明了公司治理結(jié)構(gòu)是影響企業(yè)R&D投入的關(guān)鍵因素。

R&D活動提高了企業(yè)科技競爭能力，促進(jìn)了企業(yè)由“要素驅(qū)動”向“創(chuàng)新驅(qū)動”轉(zhuǎn)型升級，從而使企業(yè)在市場競爭中更具有優(yōu)勢。以往研究表明，提高企業(yè)R&D投入可以帶來企業(yè)績效水平的提升。梁萊歆等通過對電子信息業(yè)的樣本進(jìn)行實(shí)證研究，證明了R&D投入可以提高企業(yè)的成長能力、發(fā)展能力和技術(shù)能力[13]；Johnson等通過來自加拿大股票市場的證據(jù)證明了R&D投入與市場價值之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，還發(fā)現(xiàn)R&D投入的回報率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他資產(chǎn)投資的回報率[14]。但是在近年的研究中，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)R&D投入對企業(yè)績效的提升作用還伴隨著一定的條件，如兩者之間可能存在門檻效應(yīng)、滯后效應(yīng)等。戴小勇等通過門檻面板數(shù)據(jù)模型對我國工業(yè)行業(yè)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)R&D活動對企業(yè)績效的影響是非線性的，并且對于不同行業(yè)門檻值存在差異[15]；白旭云等認(rèn)為R&D投入對企業(yè)績效的提升具有滯后作用，在滯后兩期時能顯著提升企業(yè)的績效水平[16-17]?？傮w來看，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)可研發(fā)創(chuàng)新的投入可以為企業(yè)帶來良好的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

通過文獻(xiàn)梳理，我們發(fā)現(xiàn)目前學(xué)者的研究多集中于探索內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的某個側(cè)面與R&D投入及企業(yè)績效的關(guān)系，對外部治理結(jié)構(gòu)的影響研究不足。本文基于發(fā)展迅速、成長性強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)探索了治理結(jié)構(gòu)、R&D投入及企業(yè)績效之間的邏輯聯(lián)系，通過企業(yè)的內(nèi)、外部治理結(jié)構(gòu)分析，研究了R&D投入影響績效的傳導(dǎo)機(jī)制及其政府補(bǔ)助作用的路徑。

三、 研究假設(shè)

(一) 治理結(jié)構(gòu)與R&D投入

1. 國有股權(quán)性質(zhì)對R&D投入的影響。在我國，國有企業(yè)通常存在較嚴(yán)重的代理問題，企業(yè)所有人難以親自參與日常管理，而代理人多數(shù)具有行政背景，因追求“政績”的考核而更關(guān)注短期的經(jīng)營目標(biāo)，R&D活動常常會因?yàn)槠涫找嬷芷谛院褪找娌淮_定性被代理人忽略。同時，國有企業(yè)獲得政府支持，擁有穩(wěn)定的融資來源、長期的客戶資源和其他特殊政策[18]，這些優(yōu)勢可能會挫傷國有企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的積極性。相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)缺乏政府的支持和庇護(hù)，在市場競爭中具有更大的壓力，迫使企業(yè)加大R&D投入、提高科技創(chuàng)新能力以獲得核心競爭力。在國有參股的企業(yè)中，出于在任期內(nèi)獲得可觀投資回報的期望，代表國家利益的股東在決策時往往會表現(xiàn)出與國有企業(yè)相似的投資偏好[19]，表現(xiàn)為回避研發(fā)創(chuàng)新行為而偏好收益穩(wěn)健的投資方式。因此，本文提出如下假設(shè)。

H1a：國有持股負(fù)向影響企業(yè)R&D投入。

2. 股權(quán)結(jié)構(gòu)對R&D投入的影響。股權(quán)結(jié)構(gòu)是治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分，股東的決策影響著公司發(fā)展與治理過程[8]。大股東通常會付出高額的成本來衡量一個決策的可行性，出于對時間成本及監(jiān)督成本的考慮，小股東會產(chǎn)生“搭便車”的行為。缺乏制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致決策的片面性，損害小股東的利益，但是過于分散的股權(quán)機(jī)構(gòu)又會影響決策的效率。所以，合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)在公司治理中顯得尤為重要。

集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)可以最大限度地解決代理問題，提高股東對管理者的監(jiān)督效率，實(shí)現(xiàn)股東利益最大化。陳德萍、羅正英等學(xué)者的研究中指出，股權(quán)集中程度的增加對研發(fā)投資的傳導(dǎo)效應(yīng)是先下降后上升的非線性關(guān)系[20-21]。當(dāng)股權(quán)集中程度處于較低水平時，不利于企業(yè)的R&D活動：一方面，大股東尚未達(dá)到絕對控股，存在對外部投資者的“利益侵占”行為；另一方面，企業(yè)的控制權(quán)掌握在代理人手中，在缺乏激勵和監(jiān)督機(jī)制的情況下，代理人更多追求企業(yè)短期的盈利目標(biāo)從而獲得晉升和獎勵，可能會降低R&D投入以趨避風(fēng)險。隨著股權(quán)集中程度的提高，大股東減少了對外部投資者的攫取行為；同時，大股東真正掌握了公司的控制權(quán)，降低了代理成本。因此，在集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)下，具有風(fēng)險承擔(dān)能力的大股東更傾向于開展利于公司長遠(yuǎn)發(fā)展的R&D活動。因此，本文提出如下假設(shè)。

H1b：股權(quán)集中度與企業(yè)R&D投入呈正U型關(guān)系。

趙景文等指出，相對于“一股獨(dú)大”來說，制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)才能達(dá)到最有效率的監(jiān)督水平[22]。但是股權(quán)過度分散會導(dǎo)致決策效率低下，加劇小股東搭便車行為等問題，因此本文探討的股權(quán)制衡是指股權(quán)集中條件下各個大股東彼此牽制、相互監(jiān)督的模式。曹國華等基于股東侵占模型的研究表明，大股東減持股票可以減少利益侵占行為，保護(hù)中小股東利益[23]?？梢?，在股權(quán)集中的前提下，各大股東相對制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)可以同時有效地解決經(jīng)理人的短視問題、減少大股東的“掏空”行為和小股東的監(jiān)督權(quán)利受限等問題。此時，企業(yè)兼顧大股東和小股東的利益，青睞于投資R&D活動，提高全體股東利益。因此，本文提出如下假設(shè)。

H1c：股權(quán)制衡正向影響企業(yè)R&D投入。

3. 董事會規(guī)模對R&D投入的影響。董事會是處理公司事務(wù)、制定公司決策的機(jī)構(gòu)。組織結(jié)構(gòu)緊湊、成員能力互補(bǔ)的董事會能夠提高決策的效率。Yermack通過對452家上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，隨著董事會規(guī)模增長，董事會對CEO的監(jiān)督和激勵力度逐漸變小，董事會規(guī)模與企業(yè)價值存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[24]。臃腫的董事會規(guī)模主要有以下三點(diǎn)負(fù)面影響：第一，董事會規(guī)模的增大會造成單個董事的決策影響力降低，容易被CEO俘獲，使CEO獲得更多的決策權(quán)力；第二，隨著董事會成員的增多，每個董事為錯誤決策付出的成本隨之降低，致使單個董事降低責(zé)任感，產(chǎn)生“搭便車”傾向，導(dǎo)致消極的監(jiān)督行為；第三，由于董事會成員的異質(zhì)性，過于龐大的董事會規(guī)模難以協(xié)調(diào)各方意見，造成決策效率的低下[25]。可見，龐大的董事會規(guī)模增加了協(xié)調(diào)成本、降低了決策效率，難以識別出更多的研發(fā)機(jī)會從而不利于企業(yè)開展研發(fā)活動。因?yàn)?，本文提出如下假設(shè)。

H1d：董事會規(guī)模負(fù)向影響企業(yè)R&D投入。

4. 高管持股比例對R&D投入的影響。Morck等在針對高管持股比例與企業(yè)績效的研究中發(fā)現(xiàn)兩者具有顯著的非線性聯(lián)系，并提出著名的“利益趨同假說”和“壕溝防御假說”[26]，Cheng等、韓亮亮等發(fā)現(xiàn)該假說同樣可以解釋高管持股比例與R&D投入的關(guān)系[27-28]。通常，企業(yè)更傾向于選擇附帶授予條件的股票期權(quán)作為股權(quán)激勵的方式，這種方式不僅限制了高管出售股票套現(xiàn)的行為，還將高管與企業(yè)的利益長期捆綁在一起。當(dāng)高管持有企業(yè)一定股權(quán)時，高管與股東實(shí)現(xiàn)利益協(xié)同，降低了代理成本，避免了高管的短視行為，利于開展R&D活動。隨著高管股權(quán)份額的增長，在缺乏有效的監(jiān)督機(jī)制下，自利動機(jī)可能會驅(qū)使高管謀求自身利益、掠奪公司資源，壕溝防御效應(yīng)抵消了高管與股東的協(xié)同效應(yīng)；同時，當(dāng)高管持有公司大量股權(quán)時，高管會更加謹(jǐn)慎地做出決策以降低投資風(fēng)險，此時可能會出于防御心理而減少R&D投入。因此，本文提出如下假設(shè)。

H1e：高管持股與R&D投入呈倒U型關(guān)系。

(二) 政府補(bǔ)助與R&D投入

H2：政府補(bǔ)助能促進(jìn)企業(yè)R&D投入，但這一作用受到高管持股比例的調(diào)節(jié)。當(dāng)高管持股比例適中時，增強(qiáng)了政府補(bǔ)助對R&D投入的激勵作用；當(dāng)高管持股比例過高或過低時，抑制了政府補(bǔ)助對R&D投入的激勵作用。

(三) R&D投入的滯后性

企業(yè)的創(chuàng)新行為有助于提高企業(yè)的核心競爭力，優(yōu)化技術(shù)服務(wù)，促進(jìn)產(chǎn)品迭代更新。Sougiannis提出，企業(yè)每增加1%的R&D投入，將帶來5%的市場收益，但是這種收益具有滯后性[30]。賁友紅也指出R&D投入對當(dāng)期績效具有負(fù)向影響而對后期績效具有正向影響，且滯后效應(yīng)在滯后兩期最顯著[31]。在企業(yè)財務(wù)會計中，研發(fā)階段的支出應(yīng)計入期間費(fèi)用，開發(fā)階段的支出只有滿足資本化條件的部分才可以計入無形資產(chǎn)。費(fèi)用化的研發(fā)支出會沖減當(dāng)期利潤，無形資產(chǎn)的確認(rèn)及無形資產(chǎn)的使用均需要一定的周期，同時新的產(chǎn)品和技術(shù)也需要一定的時間被市場所接納從而給企業(yè)帶來價值，所以當(dāng)期的R&D投入會降低當(dāng)期的績效水平，但從長遠(yuǎn)來看，R&D投入會帶來績效的提升。因此，本文提出如下假設(shè)。

H3：R&D投入會顯著降低本期績效水平，對企業(yè)績效的提升具有滯后效應(yīng)。

(四) R&D投入的中介作用

學(xué)術(shù)界針對公司治理結(jié)構(gòu)、企業(yè)R&D投入和企業(yè)績效三者的研究已取得一定進(jìn)展，舒謙等在對私有企業(yè)樣本進(jìn)行研究后，證明了治理結(jié)構(gòu)與R&D投入的交互項(xiàng)顯著作用于公司績效[32]，李偉等的研究證明了治理結(jié)構(gòu)在R&D投入與企業(yè)價值的關(guān)系中充當(dāng)調(diào)節(jié)變量，以往學(xué)者的研究證明了三者之間絕非簡單的傳遞關(guān)系[33]。根據(jù)上文假設(shè)，本文認(rèn)為公司治理結(jié)構(gòu)可以顯著影響企業(yè)R&D投入，而R&D投入又會降低當(dāng)期企業(yè)績效而提升后期績效，同時，楊典的研究也證明了治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響是真實(shí)存在的[8]，根據(jù)溫忠麟提出的中介效應(yīng)模型[34]，公司治理結(jié)構(gòu)、企業(yè)R&D投入和企業(yè)績效滿足中介效應(yīng)的作用路徑，因此，本文提出如下假設(shè)。

H4∶R&D投入在治理結(jié)構(gòu)和企業(yè)績效的關(guān)系中起中介作用。

我國市場對水稻的需求十分巨大，水稻高產(chǎn)對保障我國糧食安全具有重要意義。當(dāng)前我國在水稻病蟲害防治領(lǐng)域的技術(shù)水平，相比于其他發(fā)展中國家的水平已經(jīng)較為先進(jìn)。通過在相關(guān)領(lǐng)域不斷鉆研，我國水稻種植行業(yè)在病蟲害防治技術(shù)上也有了新的認(rèn)識。在病蟲類型的監(jiān)測技術(shù)、病蟲害產(chǎn)生因素研究等方面取得了快速的發(fā)展。當(dāng)前我國在病蟲害防治技術(shù)領(lǐng)域之中的研究，依然將見效非?？斓幕瘜W(xué)農(nóng)藥作為研究重點(diǎn),在生態(tài)防控技術(shù)方面的研究明顯落后于西方發(fā)達(dá)國家[1]。

四、 樣本選擇與模型設(shè)計

(一) 樣本選擇

本研究以2010—2015年披露R&D信息的創(chuàng)業(yè)板塊上市公司為樣本，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)，為保證數(shù)據(jù)的完整性和可靠性，在樣本選擇過程中進(jìn)行如下篩選：①選擇上市時間為2010年1月1日前的樣本；②剔除未披露R&D信息或信息披露不完整的樣本；③剔除ST、*ST類樣本和金融類樣本。最終選取了155家上市公司的930個觀測值進(jìn)行實(shí)證研究，為消除極端異常值，本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%的Winsorize處理，所用統(tǒng)計軟件為Stata12.0和Spss20.0。

(二) 基本模型與變量度量

研究表明R&D活動是推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)業(yè)升級、提升企業(yè)經(jīng)營績效的動力源泉。在公司股東、董事會和高管之間相互制衡、彼此約束并進(jìn)行權(quán)利的爭奪與較量的過程中，公司治理結(jié)構(gòu)會影響企業(yè)的R&D投入決策。為尋找治理結(jié)構(gòu)中影響R&D投入的因素，并探究R&D投入與企業(yè)績效的關(guān)系，本文構(gòu)建如下回歸模型：

∑i≥3aicontroli，t+ξi，t

(1)

r&di，t=β0+β1subi，t+β2mshi，t+β3mshi，t×subi，t+∑i≥3βicontroli，t+ξi，t

(2)

表1 變量定義與說明

roei，t=γ0+γ1r&di，t-k+∑i≥3γicontroli，t+ξi，t

(3)

模型(1)用來測量內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)對R&D投入的影響，在模型中加入了二次項(xiàng)cr2、msh2以檢驗(yàn)股權(quán)集中度、高管持股比例對R&D投入的非線性影響；模型(2)用來探究政府補(bǔ)助是否受到高管股權(quán)激勵的調(diào)節(jié)，在模型中加入了交叉項(xiàng)msh×sub來檢驗(yàn)調(diào)節(jié)作用；模型(3)加入了滯后項(xiàng)來檢驗(yàn)滯后效應(yīng)是否存在。其中，t代表上市公司t年度的數(shù)據(jù)，k代表R&D滯后對企業(yè)績效影響的滯后期數(shù)，control表示控制變量。變量定義如表1所示。

五、 實(shí)證研究與結(jié)果分析

(一) 描述性統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)分析

根據(jù)《全球企業(yè)研發(fā)調(diào)查報告》發(fā)布的調(diào)研數(shù)據(jù)，目前國際領(lǐng)先行業(yè)的研發(fā)投入水平為6.8%-11.7%，表2結(jié)果表明，我國創(chuàng)業(yè)板研發(fā)強(qiáng)度的均值為7.24%，已躋身全球領(lǐng)先水平，可見創(chuàng)業(yè)板作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的領(lǐng)頭羊，正在不斷迸發(fā)出新的活力。國有持股比例水平均值為0.114，說明我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)國有股份比例較低，可見國家對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的干預(yù)較少。前五大股東持股比例均值為55.27%，股權(quán)制衡指數(shù)均值為0.993，反映了我國創(chuàng)業(yè)板行業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)較為合理，股權(quán)的集中與制衡共存，一定程度上控制了代理成本，減少了利益侵占問題。董事會規(guī)模最大值為12，均值為8.25，數(shù)據(jù)波動不大，對于尚在飛速發(fā)展階段的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)來說，董事會規(guī)模略顯臃腫，可能會降低決策的效率。高管持股比例均值為19.86%，處于大多數(shù)學(xué)者認(rèn)同的適當(dāng)水平，有利于高管與股東利益的協(xié)調(diào)，但是標(biāo)準(zhǔn)差較大，反映出股權(quán)激勵行為在不同的企業(yè)存在較大的差異。政府補(bǔ)助處于較高水平且標(biāo)準(zhǔn)差較小，可以看出我國政府向創(chuàng)業(yè)板高科技新興產(chǎn)業(yè)注入了充足的資本，提供了強(qiáng)有力的支撐。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

創(chuàng)業(yè)板企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率的均值較低，偏向于保守型的發(fā)展策略，可能會導(dǎo)致喪失可觀的投資機(jī)會，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)正處于成長期，應(yīng)把握時機(jī)合理利用資金杠桿撬動企業(yè)發(fā)展。創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的企業(yè)規(guī)模和成長性均處于較高水平，可見創(chuàng)業(yè)板企業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引擎，充分吸引和調(diào)動了社會資本，推動了科技成果的轉(zhuǎn)化，助力我國經(jīng)濟(jì)的騰飛。行業(yè)競爭程度的最大值與最小值差異較大，可見不同行業(yè)的市場競爭情況具有明顯區(qū)別。尋租行為的均值為0.4193%，數(shù)據(jù)波動不大，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)多為新興中小高新技術(shù)企業(yè)，政企關(guān)系相對較弱，不存在嚴(yán)重的尋租行為。

(二) 治理結(jié)構(gòu)對R&D投入的影響機(jī)制分析

根據(jù)模型(1)、模型(2)、模型(3)及本文合理篩選后的樣本，三個回歸模型Hausman檢驗(yàn)的相伴概率為0.000，在1%的顯著性水平上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，故本文選用固定效應(yīng)模型。為解決回歸方程的異方差、序列相關(guān)和截面相關(guān)問題，本文采用Driscoll & Kraay提出的異方差-序列相關(guān)-截面相關(guān)穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤修正模型進(jìn)行回歸分析[35]。

表3列示了治理結(jié)構(gòu)、政府補(bǔ)助與R&D投入的回歸結(jié)果。模型1研究了控制變量對R&D投入的影響，模型2中加入了國有持股(stateshr)、股權(quán)集中(cr)和制衡度(eqb)、董事會規(guī)模(dsize)、高管持股比例(msh)等變量后R2明顯提高，證明模型2中加入的變量提高了對方程的解釋程度。

在模型2中，國有持股的回歸系數(shù)為-1.0671，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)H1a得證。由此本文認(rèn)為我國創(chuàng)業(yè)板的國有持股份額限制了企業(yè)的R&D活動，國有產(chǎn)權(quán)屬性決定了企業(yè)發(fā)展的短視局限性，從而牽制了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的行為。

股權(quán)集中度的一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)、二次項(xiàng)系數(shù)為正，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，為假設(shè)H1b提供了證據(jù)，即股權(quán)集中度與企業(yè)R&D投入的關(guān)系是一條U型曲線。該結(jié)論證實(shí)了股權(quán)集中度較低時大股東對小股東利益侵占現(xiàn)象的存在，這可能與我國公司治理、證券交易方面的法律不夠完善，行業(yè)規(guī)則不夠規(guī)范等原因有關(guān)；而股權(quán)較為集中有助于企業(yè)降低代理成本、提高決策效率、解決信息不對稱問題，有利于企業(yè)開展R&D活動。

股權(quán)制衡度對企業(yè)R&D投入的影響系數(shù)為1.9750，且在1%的水平上顯著，假設(shè)H1c成立，這一結(jié)論與陳德萍等的研究結(jié)論相同[20]，在股權(quán)集中的情況下，股東之間的相互制衡更利于公司治理。股權(quán)制衡能在一定程度上同時解決“代理問題”和“利益侵占問題”，此時提高了企業(yè)的風(fēng)險承受能力，企業(yè)的所有者更樂意將資源配置到企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的活動中，支持企業(yè)的R&D活動。

董事會規(guī)模對R&D投入的影響系數(shù)為負(fù)，可見龐大的董事會規(guī)模不利于企業(yè)的R&D投入，但是系數(shù)不顯著，無法證明假設(shè)H1d。周杰等的研究也證明了董事會規(guī)模與R&D投入之間不存在顯著的關(guān)系[25]，原因可能是創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的董事會成員多為公司股東和高管，容易影響董事會發(fā)揮獨(dú)立的監(jiān)督作用，而獨(dú)立董事大多存在“不獨(dú)立、不懂事”的問題，導(dǎo)致董事會機(jī)構(gòu)無法達(dá)成多元決策、協(xié)同共治的作用。

表3 治理結(jié)構(gòu)、R&D投入和企業(yè)績效的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別代表顯著水平為0.01、0.05和0.1；yes表示年度效應(yīng)絕大多數(shù)顯著。

高管持股比例的一次項(xiàng)系數(shù)為正、二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，通過了顯著性檢驗(yàn)，說明在高管持股比例較低時，在利益趨同效應(yīng)下高管增加企業(yè)R&D投入以實(shí)現(xiàn)高管與股東的協(xié)同共贏；而高管持股比例提高到一定水平時，壕溝防御效應(yīng)使高管畏懼風(fēng)險，在自利動機(jī)下降低企業(yè)的R&D投入，青睞風(fēng)險較小的投資項(xiàng)目。由此假設(shè)H1e得證，高管持股比例與企業(yè)R&D投入存在顯著的倒U型關(guān)系。

(三) 高管持股比例的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表3所示，模型3和模型4說明了高管持股比例(msh)在政府補(bǔ)助(sub)的作用路徑中起調(diào)節(jié)效應(yīng)。在模型3中，政府補(bǔ)助對R&D投入的相關(guān)系數(shù)為0.2473，并且通過顯著性檢驗(yàn)，可以證明政府補(bǔ)助顯著正向影響企業(yè)的R&D投入，政府這雙“無形的手”可以通過提供補(bǔ)助來激勵企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入，一定程度上彌補(bǔ)了外部性挫傷企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新積極性的問題。

目前學(xué)術(shù)界缺乏對于政府補(bǔ)助對企業(yè)R&D投入的影響路徑研究，本文嘗試打開這個“黑箱”。模型4考慮了交乘項(xiàng)msh×sub對研發(fā)投入的影響，可以看出交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0009并且通過了顯著性檢驗(yàn)，結(jié)合模型3的回歸結(jié)果可以看出高管持股比例確實(shí)調(diào)節(jié)了政府補(bǔ)助對R&D投入的作用路徑，假設(shè)H2得到初步的證明。

為驗(yàn)證高管激勵差異導(dǎo)致的“利益趨同效應(yīng)”和“壕溝防御效應(yīng)”在政府補(bǔ)助的作用路徑中是否真實(shí)存在，本文參考了Morck等的研究[26]，將全部樣本按照高管持股比例劃分為兩組，持股比例在5%-25%的樣本為控制組，落在該范圍內(nèi)的樣本高管持股比例適中，股權(quán)激勵效應(yīng)良好；持股比例小于5%或者大于25%的樣本為對照組，落在該范圍內(nèi)的樣本高管持股比例過低或者過高，存在股權(quán)激勵不足或股權(quán)激勵過度的問題。分組后，控制組有312個觀測值，對照組有618個觀測值，分組回歸的結(jié)果如表3所示。

模型5和模型6分別報告了控制組和對照組中政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入的相關(guān)情況。由模型5和模型6的回歸分析結(jié)果可見，控制組中政府補(bǔ)助對企業(yè)R&D投入的影響系數(shù)為2.9523，大于對照組的影響系數(shù)1.3245。為加強(qiáng)研究的謹(jǐn)慎性，本文對兩個樣本組的組間系數(shù)差異進(jìn)行SUEST檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示在1%的顯著性水平上，兩組樣本政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)存在顯著差異，分組回歸進(jìn)一步證明了假設(shè)H2，即高管持股比例調(diào)節(jié)了政府補(bǔ)助對企業(yè)R&D投入的作用路徑。

表4 R&D投入與當(dāng)期、滯后二期企業(yè)績效的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別代表顯著水平為0.01、0.05和0.1；yes表示年度效應(yīng)絕大多數(shù)顯著。

(四) R&D投入的滯后效應(yīng)分析

表4報告了R&D投入與當(dāng)期企業(yè)績效、滯后一期和滯后二期的企業(yè)績效的回歸結(jié)果。模型7展示了控制變量對企業(yè)績效(roe)的影響，R2為0.3838，說明控制變量能解釋企業(yè)績效變化的38.8%。在模型8中引入了R&D投入的作用，在10%顯著性水平上R&D投入的系數(shù)為負(fù)，可得R&D投入負(fù)向影響當(dāng)期企業(yè)績效。同時，模型8中R2為0.3893，相較模型7有所增加，說明加入R&D投入指標(biāo)后提高了對方程的解釋程度。模型9和模型10分別是R&D投入對滯后一期和滯后二期的績效水平的影響分析，由表4可見，R&D投入對滯后一期的績效的影響不顯著，而對滯后二期的績效為正向影響，并且相關(guān)系數(shù)顯著?；貧w結(jié)果為H3提供了證據(jù)，R&D投入負(fù)向影響本期的企業(yè)績效，對企業(yè)績效的提升具有滯后效應(yīng)，滯后期為兩期。這與孫瑩的研究結(jié)論相同[17]，R&D對企業(yè)績效水平有短暫的負(fù)向影響，而對企業(yè)的長期發(fā)展有著重要推動作用。

圖1 中介效應(yīng)模型圖

(五) 基于Bootstrap方法的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

目前學(xué)術(shù)界對于中介效應(yīng)的檢驗(yàn)有三種主流的方法[36]，分別是逐步檢驗(yàn)法、系數(shù)差異法和系數(shù)乘積法。隨著國內(nèi)外學(xué)者對中介效應(yīng)的研究，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)逐步檢驗(yàn)法在中介效應(yīng)較弱時檢驗(yàn)的效率很低，而系數(shù)差異法容易造成第Ⅰ類錯誤，因此，目前中介效應(yīng)的檢驗(yàn)多采用系數(shù)乘積法進(jìn)行研究。

系數(shù)乘積法中最主流的方法是Bootstrap方法，其本質(zhì)是通過重復(fù)抽樣以產(chǎn)生替代原始樣本的Bootstrap樣本，將得到的樣本系數(shù)乘積(即a×b)按照數(shù)值大小排序，位于第2.5個百分點(diǎn)和第97.5個百分點(diǎn)之間的數(shù)就構(gòu)成了95%的置信區(qū)間，若此區(qū)間內(nèi)[BootLLCI，BootULCI]不包含0，就證明系數(shù)乘積顯著，確認(rèn)中介效應(yīng)的存在。相較于其他方法，Bootstrap方法對總體的分布沒有嚴(yán)格要求，因此本文采用Bootstrap方法對R&D投入在治理結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系中是否起中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)，對三者的邏輯關(guān)系作進(jìn)一步研究。在進(jìn)行中介檢驗(yàn)前，本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了中心化處理。在Bootstrap抽樣過程中，抽樣次數(shù)為5000次，置信區(qū)間為95%。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5中BootLLCI(bootstraplower level of confidence interval)與BootULCI(bootstrapupper level of confidence interval)構(gòu)成了在95%置信水平下中介路徑系數(shù)a×b落入的置信區(qū)間。由表5可見，路徑①、②、③、④的中介效應(yīng)區(qū)間均包含0，中介效應(yīng)不顯著；路徑⑤的中介效應(yīng)區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)大小為-0.0006。檢驗(yàn)結(jié)果說明R&D投入在股權(quán)制衡度對企業(yè)績效的影響關(guān)系中承擔(dān)著中介作用，而在其他治理結(jié)構(gòu)因素與企業(yè)績效的關(guān)系中沒有充當(dāng)中介變量，假設(shè)H4部分得證。在劉和旺等的研究中，相較于非國有樣本，國有樣本具有更高的研發(fā)效率，但是其企業(yè)績效卻低于非國有樣本[37]，這是由于國有樣本沒有將其研發(fā)優(yōu)勢轉(zhuǎn)為市場優(yōu)勢，可見在路徑①的研究中，國有持股、R&D投入與企業(yè)績效之間并非簡單的中介關(guān)系，還需考慮市場環(huán)境、購買能力等因素的調(diào)節(jié)作用。周建等的研究中指出董事會規(guī)模與企業(yè)績效無顯著性聯(lián)系[38]，上文的研究中也證明董事會規(guī)模對企業(yè)R&D投入不存在顯著影響，結(jié)合本文路徑②的檢驗(yàn)結(jié)果，本文認(rèn)為董事會規(guī)模、R&D投入與企業(yè)績效之間不存在中介關(guān)系。路徑③與路徑④的影響系數(shù)均為0.0000，這可能是源于bootstrap檢驗(yàn)的原理是對中介模型中的系數(shù)a、b的乘積進(jìn)行檢驗(yàn)，從公司微觀層面來看，影響企業(yè)R&D投入和企業(yè)績效的因素數(shù)不勝數(shù)，這可能導(dǎo)致系數(shù)a、b數(shù)值較小，兩者的乘積更加微小，導(dǎo)致了a×b的系數(shù)在保留四位小數(shù)后報告為0.0000， 由于指標(biāo)觀測值的固有限制，導(dǎo)致本文不能對路徑③和路徑④的研究做出明確的結(jié)論， 造成本文研究的局限性。

表5 R&D投入中介效應(yīng)的bootstrap檢驗(yàn)

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)一

注：***、**、*分別代表顯著水平為0.01、0.05和0.1；yes表示年度效應(yīng)絕大多數(shù)顯著。

在路徑⑤對于股權(quán)制衡、R&D投入與企業(yè)績效的研究中，檢驗(yàn)結(jié)果證明了R&D投入的中介作用，在張其秀、舒謙等的研究中也發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡可以顯著調(diào)節(jié)R&D投入與企業(yè)績效的關(guān)系[39-40]，本文實(shí)證結(jié)果表明，股權(quán)制衡是通過R&D投入這個中介橋梁來影響企業(yè)績效的。

(六) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究的有效性，本文進(jìn)行了如下三方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)；(1)如表6所示，用總資產(chǎn)收益率ROA衡量企業(yè)績效水平，研究結(jié)果不變；(2)如表7所示，用前十大股東持股比例衡量股權(quán)集中度，研究結(jié)果不變；(3)如表8所示，考慮到股權(quán)結(jié)構(gòu)與R&D投入的內(nèi)生性問題，選取滯后一階的股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度作為工具變量，采用二階段最小二乘法進(jìn)行回歸，研究結(jié)果不變。通過以上三方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表明本文的研究具有穩(wěn)健性。

六、 結(jié)論與建議

本文以2010—2015年存續(xù)期為6年的155家創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)為樣本，考察了治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投入和績效水平的影響，并對政府補(bǔ)助的作用路徑進(jìn)行了探討，研究結(jié)果表明：

(1) 治理結(jié)構(gòu)顯著影響R&D投入。含有國有股份的企業(yè)會受到國有股東追求政績考核的囿制，從而制約了企業(yè)擴(kuò)張的野心，減少R&D投入；股權(quán)集中度較低時，大股東利益侵占的現(xiàn)象嚴(yán)重，而當(dāng)股權(quán)集中度提升至較高水平，降低了大股東利益侵占的空間，利于企業(yè)提高R&D投入；制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)有效減少了大股東的利益侵占行為和小股東的搭便車行為，企業(yè)更傾向于投資R&D活動以提高自身競爭能力； 董事會規(guī)模對企業(yè)R&D投入的影響為負(fù)且不顯著，可見董事會規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的制約作用有限；股權(quán)激勵的差異造成了“利益趨同效益”和“壕溝防御效益”的并存，高管持股數(shù)比例對R&D投入的影響呈倒U型曲線。因此，構(gòu)建一個合理的治理結(jié)構(gòu)有助于企業(yè)整合資源、優(yōu)化配置、推行R&D活動。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)二

注：***、**、*分別代表顯著水平為0.01、0.05和0.1；yes表示年度效應(yīng)絕大多數(shù)顯著。

(2) 高管持股比例具有調(diào)節(jié)作用。政府補(bǔ)助可以有效激勵企業(yè)R&D活動，但高管行為會影響政府補(bǔ)助的利用效率。當(dāng)股權(quán)激勵水平較低時，高管與企業(yè)形成利益共同體，更青睞于做出利于企業(yè)長期發(fā)展的R&D活動，此時對政府補(bǔ)助的利用效率達(dá)到高點(diǎn)；物極必反，由于我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)法律法規(guī)與市場準(zhǔn)則尚未完善，較高水平的股權(quán)激勵為高管創(chuàng)造了攫取私力的溫床，高管一方面傾向于尋找投資回收期較短的經(jīng)營活動，另一方面利用權(quán)力竊取公司利益，此時，企業(yè)可能減少R&D活動，導(dǎo)致政府補(bǔ)助的利用水平降低。

(3) R&D投入有正向滯后影響。R&D投入負(fù)向影響當(dāng)期績效水平，但對企業(yè)長期績效具有正向影響，滯后期為兩期。負(fù)向影響當(dāng)期績效水平是由無形資產(chǎn)確認(rèn)的跨周期性引起的，滯后作用是由R&D活動投資回收期較長的特征決定的。鑒于R&D投入存在滯后性，企業(yè)應(yīng)該把握合適的時機(jī)進(jìn)行R&D活動，同時保持長期充足的資本注入。

(4) R&D投入的中介作用不顯著。R&D投入在國有持股、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、高管持股比例等公司治理因素與企業(yè)績效之間均不承擔(dān)中介橋梁的作用。但是股權(quán)制衡度通過影響R&D投入從而影響企業(yè)績效，三者之間的關(guān)系滿足中介效應(yīng)模型的要求，R&D投入在股權(quán)制衡度與企業(yè)績效之間充當(dāng)了中介變量。

顯然，治理結(jié)構(gòu)的各個側(cè)面均會影響企業(yè)的R&D決策，政府補(bǔ)助激勵企業(yè)管理者將更多的資源向創(chuàng)新研發(fā)活動配置，從而長遠(yuǎn)提升企業(yè)績效。根據(jù)本文實(shí)證分析的結(jié)果，為促進(jìn)企業(yè)穩(wěn)健發(fā)展提出如下建議。

(1) 優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)，促進(jìn)利益主體協(xié)同共治。股權(quán)集中可以有效解決兩權(quán)分離產(chǎn)生的代理問題，縮短決策從制定到實(shí)施的時間，股權(quán)制衡有利于吸收各方的意見，保證決策的謹(jǐn)慎性和集體參與性，同時可以放大高管利益趨同效應(yīng)。因此，對于我國企業(yè)來說，在保持股權(quán)集中的情況下，引進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者，既可以利用其專業(yè)知識趨利避害，又能避免一股獨(dú)大帶來決策的單一性，促進(jìn)多元決策；精簡董事會規(guī)模，提高獨(dú)立董事和外部董事比例，同時引入專業(yè)型董事以提供技術(shù)、財務(wù)、法律方面的支持；進(jìn)行適度的股權(quán)激勵，提高管理者積極性的同時防止激勵過度導(dǎo)致的竊取行為，促進(jìn)大股東、外部投資者和管理者的協(xié)同共治。

(2) 整合補(bǔ)助資源，消除高管壕溝防御壁壘。政府補(bǔ)助彌補(bǔ)了研發(fā)活動的外部性缺陷，適度的高管股權(quán)激勵政策有利于提高政府補(bǔ)助的利用效率，過度激勵導(dǎo)致高管壕溝防御效應(yīng)，加劇管理層挪用政府補(bǔ)助的行為。對于起步較晚、資金鏈緊張的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)來說，加強(qiáng)政企聯(lián)系，保持良好政企關(guān)系有助于在立項(xiàng)申報、獲得補(bǔ)助等方面具有更高的效率。同時，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)應(yīng)合理利用政府補(bǔ)助資金，建立健全專用款項(xiàng)管理制度，關(guān)鍵崗位職權(quán)分離，避免高管利用職權(quán)徇私舞弊、非法侵占公司資產(chǎn)的現(xiàn)象，降低高管壕溝防御效應(yīng)危害；發(fā)揮董事會、監(jiān)事會的監(jiān)督職能，完善內(nèi)部監(jiān)管機(jī)制，力求政府補(bǔ)助效用最大化，以保證充足的研發(fā)資本投入。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)三

注：***、**、*分別代表顯著水平為0.01、0.05和0.1；yes表示年度效應(yīng)絕大多數(shù)顯著。

(3) 改善研發(fā)機(jī)制，技術(shù)引領(lǐng)創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型。技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級、提高競爭優(yōu)勢的必要手段。企業(yè)若想實(shí)現(xiàn)從資源導(dǎo)向到技術(shù)導(dǎo)向的轉(zhuǎn)型，可以從兩個方面入手：一方面加大對研發(fā)活動的長期資本投入，關(guān)注研發(fā)活動的長期技術(shù)積累，用發(fā)展的眼光來看待研發(fā)問題，避免投資的短視性，同時，把握好進(jìn)行研發(fā)投入的時機(jī)以應(yīng)對研發(fā)活動的滯后效應(yīng)；另一方面引進(jìn)高新技術(shù)人才，關(guān)注科研人力資本帶來的技術(shù)收益，同時對員工進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新培訓(xùn)，充分發(fā)揮員工的主觀能動性。企業(yè)只有落實(shí)研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略、高質(zhì)量發(fā)展新動能，才能在激烈的市場競爭中擁有技術(shù)優(yōu)勢而立于不敗之地。

本文的局限性在于，由于創(chuàng)業(yè)板企業(yè)存續(xù)期較短、數(shù)據(jù)披露不完善導(dǎo)致篩選后的樣本量較低，此外，受限于bootstrap方法的抽樣原理，本文未能完全證明研發(fā)投入在治理結(jié)構(gòu)因素與企業(yè)績效的傳導(dǎo)路徑中是否承擔(dān)中介作用。未來的研究可以從以下兩個角度展開：一方面是擴(kuò)大研究的樣本數(shù)量，將創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的實(shí)證經(jīng)驗(yàn)遷移到其他領(lǐng)域的公司治理的研究中，降低選擇性偏誤；另一方面，關(guān)注研發(fā)投入的中介作用，聚焦于研發(fā)投入在提升企業(yè)績效過程中的作用機(jī)理。