楊曉曉，尹宗成

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

研發(fā)創(chuàng)新能力日益成為企業(yè)最重要的競爭優(yōu)勢，而企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力在很大程度上由研究與開發(fā)(Research&Development，R&D)投資水平?jīng)Q定的。企業(yè)R&D 投資活動具有投入資金大，投入產(chǎn)出不確定等特點，而良好的外部政策環(huán)境和完善的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)能有效的提升企業(yè)的R&D 投資水平，保證企業(yè)研發(fā)活動的連續(xù)性。因此，研究股權(quán)制衡度是如何通過內(nèi)部治理機(jī)制影響企業(yè)R&D 投資以及政府補(bǔ)助作為重要的外部因素在兩者關(guān)系中發(fā)揮怎樣的作用，對提高我國上市公司的R&D 投資水平具有重要的意義。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資

20 世紀(jì)90年代，國外學(xué)者開始研究股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資之間的關(guān)系。Gomes and Novaes研究發(fā)現(xiàn)，良好的股權(quán)制衡機(jī)制能增加中小投資者的信心，從而有利于增加企業(yè)的R&D 投資[1]。Bennedsen and Wolfenzon 則認(rèn)為股權(quán)制衡度對企業(yè)R&D 投資既有積極的影響又有消極的影響[2]。

國內(nèi)學(xué)者大多認(rèn)為股權(quán)制衡度與R&D 投資具有正相關(guān)關(guān)系。任海云以我國A 股制造業(yè)上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)一定的股權(quán)制衡度對于企業(yè)R&D投資很有必要[3]。羅正英和李益娟通過研究民營企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)對R&D 投資的影響發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡度可以有效的緩解股權(quán)高度集中對R&D 投資的不利影響[4]。一般來說，股權(quán)制衡度越高，就可以在一定程度上制約大股東對其他股東的利益侵占，從而做出有利于企業(yè)長期發(fā)展的R&D 投資決策?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資呈正相關(guān)關(guān)系。

(二)政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D 投資

國外學(xué)者Aerts and Schmidit 通過OLS 回歸分析，認(rèn)為政府補(bǔ)助的支出對企業(yè)R&D 投資具有促進(jìn)作用[5]。Alecke 認(rèn)為政府補(bǔ)助對企業(yè)R&D 投資具有一定的促進(jìn)作用[6]。

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于兩者之間關(guān)系的研究，大多認(rèn)為兩者具有正相關(guān)關(guān)系。熊和平等研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助與處于創(chuàng)業(yè)初期的企業(yè)R&D 投資之間存在正相關(guān)關(guān)系[7]。曹陽等通過研究中國生物醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助可以有效促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入水平的提高[8]?？傮w而言，政府對于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的補(bǔ)助，增強(qiáng)了企業(yè)對于研發(fā)活動持續(xù)進(jìn)行的信心，從而有利于企業(yè)的R&D 投資水平的提高?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)2：政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D 投資呈正相關(guān)關(guān)系。

(三)股權(quán)制衡度、政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D 投資的關(guān)系

企業(yè)股東決定進(jìn)行R&D 投資是期望以此來提高自身的核心競爭力，從而獲得超額利潤。但是，蘇屹等明確提出股東獲得這些利益的前提是必須面對大量的資金投入、高度不確定性以及失敗的風(fēng)險[9]。這些因素都會動搖股東們的信心，從而減少研發(fā)資金的投入。政府補(bǔ)助是政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)活動的一種手段，杜珩通過研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助在R&D 投資影響企業(yè)績效的過程中充當(dāng)正向的調(diào)節(jié)作用[10]。對于政府補(bǔ)助在股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資中是否也充當(dāng)調(diào)節(jié)效應(yīng)，Meuleman M 認(rèn)為政府對企業(yè)研發(fā)活動的補(bǔ)助增強(qiáng)了外界投資者的信心，有助于增加企業(yè)的外部資金流入[11]。同時，也讓企業(yè)股東們明白研發(fā)活動決策的正確性，使股東們在進(jìn)行R&D 投資決策時更堅定，從而有利于企業(yè)R&D 投資的提高?；谝陨戏治?，初步判斷政府補(bǔ)助會影響股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資之間的關(guān)系。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：政府補(bǔ)助在股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資中具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2013—2018年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，通過篩選最終得到1890 個有效的樣本觀察值。本文數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，并使用Stata15.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和實證分析。

(二)變量定義及選取

1.因變量—企業(yè)R&D 投資。本文選用上市公司年報中所披露的研發(fā)投入占營業(yè)收入比來衡量企業(yè)R&D 投資。

2.自變量—股權(quán)制衡度。本文用第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值來衡量股權(quán)制衡度。

3.調(diào)節(jié)變量—政府補(bǔ)助。本文將政府補(bǔ)助與營業(yè)收入的比值作為衡量政府補(bǔ)助的指標(biāo)。

4.控制變量。在分析相關(guān)理論和借鑒相關(guān)學(xué)者已有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，本文選取高管持股、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率等作為控制變量?？刂谱兞慷x及說明見表1。

表1 控制變量定義表

(三)模型構(gòu)建

1.主效應(yīng)模型。為了驗證股權(quán)制衡度對企業(yè)R&D 投資的影響，本文構(gòu)建出以下主效應(yīng)模型。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。為驗證政府補(bǔ)助對企業(yè)R&D 投資的影響以及政府補(bǔ)助是否在股權(quán)制衡度影響企業(yè)R&D 投資的過程中起到調(diào)節(jié)作用，本文構(gòu)建以下模型：

因為本文的自變量和調(diào)節(jié)變量都是連續(xù)變量，所以本文在分析調(diào)節(jié)效應(yīng)時分兩步做層次回歸分析：(1)做R&D 對EQB 和SUB 的回歸，得到模型(2)測定系數(shù)R-squared；(2)做R&D 對EQB、SUB和SUB*EQB 的回歸，得到模型(3)的測定系數(shù)R-squared。若模型(3)的測定系數(shù)顯著高于模型(2)，則調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著；或者直接看交互項SUB*EQB 的回歸系數(shù)是否顯著，若顯著，則調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

三、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2 是本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表中可以看出，企業(yè)R&D 投資(R&D)的最大值為33.03，最小值為0.4，平均值為7.063，表明我國企業(yè)整體研發(fā)投資水平較低，且不同企業(yè)的研發(fā)投資水平差距較大；政府補(bǔ)助(SUB)的最大值為19.555，最小值13.327，表明我國政府對企業(yè)的補(bǔ)助較多且對不同企業(yè)的補(bǔ)助都較為平均；股權(quán)制衡度(EQB)的最大值為4.662，最小值為0.119，平均值為1.238，表明我國整體股權(quán)制衡度處于較低水平。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

表3 是本文所有變量的相關(guān)性分析。從相關(guān)性分析結(jié)果可知，企業(yè)R&D 投資(R&D)與股權(quán)制衡度(EQB)和政府補(bǔ)助(SUB)都在1%的顯著性水平上正相關(guān)，這與我們的研究假設(shè)相一致。同時，企業(yè)R&D 投資(R&D)與高管持股(MSR)、企業(yè)規(guī)模(SIZE 等控制變量在1%的水平上顯著相關(guān)，表明本文所選取的控制變量較為合理。其中，盈利能力(ROA)未通過相關(guān)性檢驗，可能是因為本文研究樣本的創(chuàng)業(yè)板上市公司多為中小型創(chuàng)業(yè)期的民營公司，受盈利狀況的影響可能較少，故未通過相關(guān)性檢驗。

表3 主要變量相關(guān)性分析

(三)回歸結(jié)果與分析

根據(jù)本文所提出的的研究假設(shè)，構(gòu)建模型(1)、(2)、(3)。通過將自變量和控制變量滯后一期以及將相關(guān)變量中心化處理來減少內(nèi)生性和多重共線性的影響?；貧w結(jié)果如表4 所示。

1.股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資回歸結(jié)果分析。表4 中模型(1)的回歸結(jié)果顯示了股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資關(guān)系。從回歸結(jié)果來看，股權(quán)制衡度(EQB)的系數(shù)為0.643，且在1%的水平下顯著正相關(guān)，表明企業(yè)的股權(quán)制衡度越高，越有利于促進(jìn)企業(yè)R&D 投資，回歸結(jié)果與本文研究假設(shè)一致，假設(shè)1 得到驗證。模型(1)的F 值為39.799，且在1%的水平上顯著，R-squared較高，表明模型整體設(shè)計合理，且模型整體擬合度較好。

2.政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D 投資回歸結(jié)果分析。政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D 投資之間的關(guān)系如表4 顯示，政府補(bǔ)助(SUB)的回歸系數(shù)為1.581，且在1%的水平下顯著相關(guān)，表明政府補(bǔ)助對企業(yè)的研發(fā)投資具有一定程度的促進(jìn)作用。其他控制變量，如企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)等也通過了顯著性檢驗。模型(2)的R-squared為0.394，且通過檢驗，表明模型整體設(shè)計較為合理。

3.政府補(bǔ)助的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。由表4 中的回歸結(jié)果可知，模型(2)的R-squared為0.394，模型(3)的R-squared為0.397，測定系數(shù)有所增加，表明政府補(bǔ)助(SUB)具有一定程度的調(diào)節(jié)作用。進(jìn)一步觀察模型(3)中交叉項(SUB*EQB)的回歸系數(shù)為0.274，且在1%的水平上顯著相關(guān)，表明政府補(bǔ)助在股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資的關(guān)系中具有正向的調(diào)節(jié)作用。

表4 模型回歸分析結(jié)果

四、研究結(jié)論與啟示

本文通過實證研究得出以下結(jié)論：第一，股權(quán)制衡度與企業(yè)R&D 投資呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；第二，政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D 投資呈正相關(guān)關(guān)系；第三，政府補(bǔ)助在股權(quán)制衡度影響企業(yè)R&D 的過程中充當(dāng)調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文在豐富相關(guān)理論的同時得出以下幾點啟示：首先，股權(quán)制衡度的提高不僅能減少控股股東對其他股東利益的侵占，還能對高管的行為進(jìn)行有效的監(jiān)管。使大股東、企業(yè)高管在進(jìn)行研發(fā)投資決策時都能從企業(yè)的長遠(yuǎn)利益和發(fā)展出發(fā)，從而促進(jìn)企業(yè)R&D 投資。其次，企業(yè)不能過分依賴政府補(bǔ)助，要堅持以企業(yè)自身為主體，完善企業(yè)的內(nèi)部治理機(jī)制，優(yōu)化企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，再結(jié)合政府補(bǔ)助這樣有效的“調(diào)節(jié)劑”，進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)R&D 投資水平的提高及創(chuàng)新能力的發(fā)展。最后，對于政府而言國家整體競爭力的提升依賴于企業(yè)核心競爭力的發(fā)展。而企業(yè)研發(fā)能力作為最核心的競爭力，需要大量的資金投入，單純依靠企業(yè)自身的資金投入遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，外部投資者往往也會因為研發(fā)活動周期長，投入產(chǎn)出率低而選擇不投資。所以，亟需建立一個完善的政府補(bǔ)助機(jī)制來給予企業(yè)研發(fā)活動資金的支持和信心支撐。