（華東師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200062）

引 言

與英美成熟的資本市場不同， “一股獨(dú)大”是我國上市公司的普遍現(xiàn)象，多數(shù)上市公司存在控股股東（Jiang和 Kenneth， 2015）［1］。 這一典型事實(shí)導(dǎo)致控股股東與中小股東之間的利益沖突（即第二類代理問題）成為我國資本市場需要面臨的關(guān)鍵問題（左晶晶等，2013）［2］。近年來我國資本市場頻頻 “暴雷”，康得新、康美藥業(yè)等上市公司被指財(cái)務(wù)造假，控股股東涉嫌大規(guī)模資金占用，類似案件不一而足。而同時(shí)，我國制造業(yè)關(guān)鍵領(lǐng)域創(chuàng)新水平不高、企業(yè)創(chuàng)新動力不足的瓶頸問題仍然突出（葉祥松和劉敬，2018）［3］。第二類代理問題是否是抑制我國企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)鍵因素？其傳導(dǎo)機(jī)制是什么？這一系列問題對于加強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新主體地位，引領(lǐng)高質(zhì)量企業(yè)發(fā)展具有重要意義。

企業(yè)研發(fā)（Research and Development，簡稱R＆D）是以創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的動力源泉。由于研發(fā)活動本身面臨高風(fēng)險(xiǎn)、長周期、嚴(yán)重信息不對稱等問題，創(chuàng)新型企業(yè)通常面臨較高的外部融資成本， 無法獲得最優(yōu)的融資規(guī)模（Hall， 2002）［4］。已有研究認(rèn)為，銀行融資的企業(yè)需要承受較大的利息負(fù)擔(dān)和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，相比而言，股票市場具有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，更利于企業(yè)創(chuàng)新（Cull等，2013；Hsu 等， 2014）［5，6］。 然而， 在資本市場不完善及監(jiān)管體系較為落后的發(fā)展中國家，企業(yè)是否會將外部融資用于研發(fā)等創(chuàng)新活動尚未有定論。Belloc（2012）［7］指出，追求利潤最大化的公司是否投資于創(chuàng)新項(xiàng)目是提升全社會技術(shù)水平的關(guān)鍵，而這些投資決策是由公司治理體系決定的。Almeida和Wolfenzon（2006）［8］發(fā)現(xiàn)， 在投資者保護(hù)不足的制度環(huán)境下，企業(yè)會通過金字塔結(jié)構(gòu)在集團(tuán)內(nèi)部形成融資市場，支持新設(shè)立公司的融資需求。

公司治理可能是影響企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)鍵因素，但長期以來卻并未得到相關(guān)文獻(xiàn)的重視。成熟的股票市場之所以能夠培育出大量科技巨頭，一個(gè)重要條件是中小投資者受到了較好的保護(hù)。新興資本市場通常缺乏完善的中小投資者法律保護(hù)體系，導(dǎo)致上市公司股權(quán)集中度偏高，控股股東與中小股東代理問題突出（La Porta等，1999）［9］。大股東為實(shí)現(xiàn)對公司的控制，會通過交叉持股和金字塔結(jié)構(gòu)方式獲得絕大多數(shù)的投票權(quán)，導(dǎo)致公司現(xiàn)金流量權(quán)與投票權(quán)偏離（Ownership-Cash Flow Divergence）。在此情形下，公司治理的主要代理問題也從經(jīng)典的管理權(quán)與所有權(quán)分離引致的利益沖突（Jensen 和 Meckling， 1976）［10］轉(zhuǎn)移為控股股東與中小股東間的利益沖突，即第二類代理問題。姜付秀等（2017）［11］研究發(fā)現(xiàn)，大股東與中小股東間的利益沖突形成的第二類代理問題是導(dǎo)致我國上市公司融資約束的重要原因。如圖1所示，與世界其它主要經(jīng)濟(jì)體相比，我國上市公司的股權(quán)集中度（用投票權(quán)表示）處于較高的水平。中國大陸境內(nèi)上市公司第一大股東的平均投票權(quán)接近40%，遠(yuǎn)高于英國、美國、日本、加拿大、韓國等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的水平（約20%左右），前三大股東的平均投票權(quán)超過50%，同樣居于高位。

圖1 2012年世界主要經(jīng)濟(jì)體上市公司股權(quán)集中度

立足于當(dāng)前我國資本市場股權(quán)集中度較高、企業(yè)研發(fā)水平不足的典型現(xiàn)實(shí)，本文基于2008～2018年上市公司數(shù)據(jù)，考察了第二類代理問題對企業(yè)研發(fā)投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在控制其他條件不變的情況下，與無實(shí)際控制人的公司相比，存在實(shí)際控制人的上市公司研發(fā)強(qiáng)度顯著較低。實(shí)際控制人控制權(quán)越高，第二類代理問題對企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)面影響越顯著。進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，股權(quán)集中度越高，實(shí)際控制人更有可能存在 “掏空”行為，進(jìn)一步加劇企業(yè)融資約束，抑制其研發(fā)投入。民營企業(yè)和新興制造業(yè)企業(yè)尤其應(yīng)該警惕第二類代理問題對其創(chuàng)新投入產(chǎn)生的負(fù)面影響。

現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的研究主要聚焦金融發(fā)展（解維敏和方紅星，2011）［13］、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度（王海成和呂鐵， 2016）［14］以及創(chuàng)新補(bǔ)助（霍江林和劉素榮， 2018； 郭玥， 2018）［15，16］等外部因素，而較少從公司治理視角出發(fā)研究代理問題如何影響企業(yè)的投資決策。本文認(rèn)為第二類代理問題可能加劇實(shí)際控制人的 “掏空”傾向，進(jìn)而對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生負(fù)面影響；討論了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)的情形下第二類代理問題對企業(yè)研發(fā)投入的影響，進(jìn)一步深化了異質(zhì)性企業(yè)公司治理水平與其創(chuàng)新能力之間關(guān)系的認(rèn)識。

1 理論分析與研究假設(shè)

在投資者保護(hù)不足的制度環(huán)境中，實(shí)際控制人的控制權(quán)是其獲取上市公司資源并通過集團(tuán)內(nèi)部配置實(shí)現(xiàn)更大私人收益的關(guān)鍵。以往的文獻(xiàn)認(rèn)為實(shí)際控制人現(xiàn)金流量權(quán)與控制權(quán)的分離是導(dǎo)致第二類代理問題的重要原因（La Porta等，1999；Villalonga和Amit，2006；唐躍軍和左晶晶，2010、2014）［17-19］。事實(shí)上，在現(xiàn)代公司治理體系的結(jié)構(gòu)中，現(xiàn)金流量權(quán)與控制權(quán)高度分離的金字塔結(jié)構(gòu)并不普遍，很多擁有金字塔結(jié)構(gòu)的上市公司的二權(quán)分離率實(shí)際值很小，之所以選擇該種股權(quán)結(jié)構(gòu)，是因?yàn)樵谕顿Y者保護(hù)較弱的環(huán)境下，實(shí)際控制人可以獲得更多收益，并為集團(tuán)內(nèi)部獲得融資便利（Almeida 和 Wolfenzon， 2006）［8］， 顯然， 二權(quán)分離并非實(shí)際控制人追逐個(gè)人利益最大化并加劇第二類代理問題的邏輯支撐。因此，影響第二類代理問題的關(guān)鍵在于實(shí)際控制人控制權(quán)大小。

在資本市場上，控股股東或?qū)嶋H控制人同時(shí)控制多個(gè)公司是普遍現(xiàn)象，導(dǎo)致多數(shù)控股股東的自身利益最大化偏離所持上市公司股權(quán)價(jià)值最大化，而偏向集團(tuán)股權(quán)價(jià)值總和最大化。在投資者保護(hù)不足的制度環(huán)境中，控股股東可以通過金字塔式的股權(quán)結(jié)構(gòu)控制上市公司資源，在集團(tuán)內(nèi)部形成資本市場來支持新設(shè)公司（Almeida和Wolfenzon， 2006）［8］， 當(dāng)金融市場不發(fā)達(dá)的情況下， 幫助企業(yè)集團(tuán)放大杠桿效應(yīng)，緩解企業(yè)集團(tuán)的融資約束（李增泉等，2008）［20］，如控股股東的財(cái)務(wù)狀況不健康時(shí)，資源就會從上市公司流向控股股東（韓鵬飛等，2018）［21］。股權(quán)過度集中可能增加外部投資者對于隱藏信息的監(jiān)督成本，降低外部投資人投資意愿，導(dǎo)致上市公司外部融資成本攀升（Lin 等， 2011a； Lin 等， 2011b）［22，23］。

上市公司普遍存在實(shí)際控制人是既定投資者保護(hù)環(huán)境下的內(nèi)生選擇，背后邏輯是追逐個(gè)人利益最大化的經(jīng)濟(jì)人動機(jī)，因此，實(shí)際控制人或控股股東缺乏通過持續(xù)增加研發(fā)投入以提升上市公司業(yè)績的強(qiáng)烈意愿。研發(fā)活動通常具有較高的不確定性，且需要保證長期性和穩(wěn)定性，控股股東通常更偏好于其他短期資本化項(xiàng)目（Bebchuk，1999；馮根福和溫君， 2008）［24，25］。 基于上述理論分析，本文提出假設(shè)1與假設(shè)2。

假設(shè)1：存在實(shí)際控制人會降低企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。

假設(shè)2：在其他條件不變時(shí)，第二類代理問題越嚴(yán)重，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越低。

大股東持股比例超過一定閾值時(shí)容易誘發(fā)實(shí)際控制人的侵占和 “掏空”。絕對控制權(quán)為實(shí)際控制人追求私人利益創(chuàng)造了條件?？毓晒蓶|雇傭家族成員或親信擔(dān)任高管，進(jìn)而左右公司決策（Claessens等， 1999、 2000）［26，27］。 控股股東可能通過直接盜竊、轉(zhuǎn)讓定價(jià)、投資者稀釋、侵占投資機(jī)會、投資無利潤的項(xiàng)目、關(guān)聯(lián)交易、以公司資產(chǎn)抵押貸款擔(dān)保等多種方式侵占公司資產(chǎn)（La Porta等，2000； Johnson 等， 2000a； Djankov 等， 2008）［28-30］。許多公司的破產(chǎn)都與控股股東或內(nèi)部人的攫取行為有關(guān)（Friman 等， 2003）［31］。

低效的外部治理環(huán)境與投資者保護(hù)不足等外部因素便利了實(shí)際控制人依靠隱性 “掏空”占用上市公司資源的行為。在非有效市場中，控股股東侵占成本較低，可以通過 “財(cái)務(wù)粉飾”甚至財(cái)務(wù)造假行為逃避市場投資者與監(jiān)管當(dāng)局的監(jiān)督，致使隱藏信息短期內(nèi)不被資本市場捕捉和反應(yīng)，進(jìn)而損害中小投資者利益和企業(yè)現(xiàn)金流。第二類代理問題會加劇上市公司的融資約束［32］和現(xiàn)金流不確定性，進(jìn)而影響企業(yè)研發(fā)投入?；诖?，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：第二類代理問題加劇了企業(yè)融資約束，抑制其研發(fā)投入。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008～2018年中國滬深兩市A股上市公司為樣本，按照以下規(guī)則進(jìn)行樣本選擇：（1）考慮到制造業(yè)公司的創(chuàng)新活動更多依賴于持續(xù)的研發(fā)投入，使用證監(jiān)會三級行業(yè)分類，選取29個(gè)制造業(yè)行業(yè)的上市公司； （2）剔除被預(yù)警的ST公司；（3）為避免極端值影響，對連續(xù)變量進(jìn)行1%與99%分位的Winsorize縮尾處理。數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR公司研究數(shù)據(jù)庫與Wind金融數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義

本文的核心解釋變量是第二類代理問題。選取實(shí)際控制人作為虛擬變量，用于檢驗(yàn)第二類代理問題是否存在，本文的分析研究建立在我國存在投資者保護(hù)不充分的潛在假設(shè)的基礎(chǔ)上，可以對這一假設(shè)的合理性做檢驗(yàn)。關(guān)于衡量第二類代理問題的嚴(yán)重程度，一般分為兩類，（1）將投票權(quán)與現(xiàn)金流量權(quán)二者的差值即二權(quán)偏離程度作為衡量指標(biāo)［2，9，22］， 但前文借鑒 Almeida 和 Wolfenzon（2006）［8］的研究，二權(quán)分離并不是引發(fā)第二類代理問題的邏輯起點(diǎn)，而是投資者保護(hù)不足環(huán)境下，實(shí)際控制人所擁有的控制權(quán)（投票權(quán)）； （2）用其他應(yīng)收款與資產(chǎn)總額之比作為衡量指標(biāo)［33-35］，這一指標(biāo)的缺點(diǎn)在于通過其他應(yīng)收賬款占用上市公司資金僅是第二類代理問題的一種具體表現(xiàn)形式，這樣衡量具有較為明顯的度量誤差，如當(dāng)實(shí)際控制人通過虛構(gòu)貨幣金額、關(guān)聯(lián)擔(dān)保、票據(jù)交換等其他的手段①占用上市公司資金時(shí)，使用其他應(yīng)收款指標(biāo)就無法捕捉這一信息。結(jié)合上述分析，本文使用實(shí)際控制人所持上市公司的投票權(quán)衡量第二類代理問題的嚴(yán)重程度。

本文使用企業(yè)本年度研發(fā)投入總額占主營業(yè)務(wù)收入的比重度量研發(fā)強(qiáng)度。其他控制變量包括：（1）股權(quán)制衡（ctr210），使用第二到第十大股東所持股份平方倒數(shù)之和作為代理變量；（2）實(shí)際控制人性質(zhì)（soe），國有控股記為1，反之記為0；（3）董事長與CEO二職兼任情況（duality），如果董事長與CEO為同一人兼任，取值為1，反之取值為0；（4）董事會規(guī)模（bodnum），使用董事會人數(shù)衡量；（5）獨(dú)立董事參與（indbo），參考王洪盾等（2019）［36］的做法，當(dāng)獨(dú)立董事人數(shù)減1與董事會人數(shù)之比仍大于1／3（證監(jiān)會最低要求） 則記為1，否則記為0；（6）高管薪酬（XC），用董監(jiān)高薪酬總額的對數(shù)值表示。其他控制變量還包括：盈利能力（roe），用股權(quán)收益率表示；市場競爭（hhi），用赫芬達(dá)爾指數(shù)表示；企業(yè)競爭力（grosra），用毛利率表示；杠桿水平（lev），用資產(chǎn)負(fù)債率表示；分析師關(guān)注（instinum），用分析師關(guān)注數(shù)量表示；機(jī)構(gòu)投資者持股比例（instihld）；企業(yè)上市年齡（firmage）；企業(yè)規(guī)模（size），用資產(chǎn)總額的對數(shù)表示。

此外，為檢驗(yàn) “第二類代理問題-融資約束-企業(yè)研發(fā)”的作用機(jī)制，參考鞠曉生等（2013）［37］的做法， 采用 Hadlock 和 Pierce（2010）［38］所構(gòu)建的SA指數(shù)②衡量上市公司融資約束程度，這一指標(biāo)的優(yōu)點(diǎn)在于并不涉及盈利、資產(chǎn)等財(cái)務(wù)指標(biāo)，從而弱化了內(nèi)生性問題。

2.3 計(jì)量模型

結(jié)合研究假設(shè)， 借鑒左晶晶等（2013）［2］關(guān)于第二類代理問題對企業(yè)研發(fā)的方法構(gòu)建模型，用于檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2，考慮到股權(quán)結(jié)構(gòu)變化、盈利狀況等因素對研發(fā)影響可能存在的滯后效應(yīng)，以及研發(fā)費(fèi)用與當(dāng)期盈利的相互影響，本文采用通常的做法將因變量滯后一期處理。

為驗(yàn)證假設(shè)3，檢驗(yàn) “第二類代理問題-融資約束-企業(yè)研發(fā)”的作用機(jī)制，參考魏志華等（2017）［39］的研究方法，構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下：

其中，被解釋變量是企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度，核心解釋變量是企業(yè)第二類代理問題vrit，式（3）中β1表示第二類代理問題對下一期研發(fā)強(qiáng)度的總效應(yīng)；式（4）中η1衡量第二類代理問題對上市公司融資約束的影響程度；式（5）中γ1代表第二類代理問題對上市公司下一期研發(fā)強(qiáng)度的直接效應(yīng)。將式（4） 帶入式（5），得到式（6）如下：

式（6）中γ2η1為第二類代理成本通過中介變量融資約束對我國上市公司研發(fā)強(qiáng)度的間接影響。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。股權(quán)過于集中與研發(fā)水平過低，是當(dāng)前我國上市公司的典型特征。大多數(shù)樣本存在實(shí)際控制人且其平均投票權(quán)為40.95%，存在 “一股獨(dú)大”。34%的樣本公司由董事會兼任CEO，但僅8%的公司愿意在滿足證監(jiān)會法定獨(dú)立董事占比最低要求之外增加獨(dú)立董事席位。這表明上市公司缺乏通過設(shè)立外部董事以改善公司治理的動機(jī)。我國對于高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定的最低要求是研發(fā)強(qiáng)度為3%～6%，而上市公司平均研發(fā)強(qiáng)度僅為4.31%，整體研發(fā)投入不高。

3.2 實(shí)際控制人與企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度

模型中公司治理變量為虛擬變量，且在一定時(shí)間內(nèi)公司控制權(quán)不易發(fā)生明顯變化，這種情況不適用于固定效應(yīng)模型（楊典，2013）［40］。本文采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

表2檢驗(yàn)了實(shí)際控制人對企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響。第（1）列的實(shí)證結(jié)果顯示，控制其他條件不變時(shí)，擁有實(shí)際控制人的公司比無實(shí)際控制人的公司研發(fā)強(qiáng)度平均低0.72%。存在實(shí)際控制人顯著地抑制了企業(yè)的研發(fā)投入，假設(shè)1得以驗(yàn)證。

第二類代理問題對公司研發(fā)投入的影響存在顯著的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性。民營企業(yè)融資受到 “所有制歧視” （張杰等，2012）［41］，而擁有國有背景的公司具有融資便利（胡杰和秦路，2013）［42］，更易獲得銀行貸款和更長的貸款期限（余明桂和潘洪波，2008）［43］，這是維持企業(yè)研發(fā)的重要條件。本文進(jìn)一步對實(shí)際控制人背景進(jìn)行區(qū)分，方程（2）估計(jì)了國有企業(yè)子樣本，發(fā)現(xiàn)存在實(shí)際控制人（actctrl）提升了企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度；方程（3）關(guān)于非國有企業(yè)子樣本的估計(jì)與全樣本一致，發(fā)現(xiàn)實(shí)際控制人對上市公司的研發(fā)強(qiáng)度存在顯著的抑制作用。

方程（4）分析了存在實(shí)際控制人的上市公司，其實(shí)際控制人的控制權(quán)如何影響上市公司研發(fā)強(qiáng)度。結(jié)果顯示，實(shí)際控制人的控制權(quán)每增加1%，上市公司的研發(fā)強(qiáng)度就下降0.90%。實(shí)際控制人對上市公司的控制權(quán)越大，其研發(fā)強(qiáng)度就越低，假設(shè)2得以驗(yàn)證。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 實(shí)際控制人與企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度

3.3 第二類代理問題、融資約束與企業(yè)研發(fā)

表3中第（1）、（3） 列的估計(jì)結(jié)果顯示，實(shí)際控制人的投票權(quán)每增加1%，公司的研發(fā)強(qiáng)度會平均下降0.8%；實(shí)際控制人投票權(quán)每增加1%，會使研發(fā)投入下降0.7%。第（2）列的估計(jì)結(jié)果顯示，實(shí)際控制人投票權(quán)每提升1%，企業(yè)面臨的融資約束增加0.05%。據(jù)式（7）計(jì)算而得，中介效應(yīng)γ2η1為-0.00025，即實(shí)際控制人投票權(quán)每提升1%，會間接地導(dǎo)致研發(fā)強(qiáng)度降低0.025%。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

其中，sη1和sγ2分別是回歸系數(shù)1和2的標(biāo)準(zhǔn)差，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量z＝2122／sγ2η1。由表3可直接得到1＝0.0005，2＝-0.510，并計(jì)算得到η1＝0.0002，γ2＝0.1295， 代入式（7） 中可得統(tǒng)計(jì)值z＝2.11，p＝0.03， 表明中介效應(yīng)γ2η1在 5%的顯著性水平下顯著。兩種檢驗(yàn)方法都證明了 “存在第二類代理問題-增加融資約束-抑制研發(fā)投入”的作用機(jī)制，驗(yàn)證假設(shè)3。

3.4 穩(wěn)健性分析

3.4.1 內(nèi)生性問題

考慮到研發(fā)投入與當(dāng)期公司財(cái)務(wù)指標(biāo)可能存在互為因果關(guān)系，本文在模型設(shè)定中將解釋變量與控制變量進(jìn)行滯后一期處理。進(jìn)一步使用兩階段系統(tǒng)GMM方法，控制可能存在的遺漏變量及其他內(nèi)生性問題。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示（表略），系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸保持一致。是否存在實(shí)際控制人參考陳艷瑩和王二龍（2013）［44］的方法，本文進(jìn)一步對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。原假設(shè)（H0）為η1＝0和γ2＝0，即中介效應(yīng)不顯著。本文的回歸結(jié)果顯示η1＝0與γ2＝0顯著不為0，拒絕原假設(shè)。為了保證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)H0∶γ2η1＝0是否成立。如果H0被拒絕，則表明中介效應(yīng)顯著。本文借鑒Sobel（1982）［45］的標(biāo)準(zhǔn)差統(tǒng)計(jì)量公式：（actctrl）對研發(fā)強(qiáng)度影響的方向、大小以及顯著性并未發(fā)生明顯變化；實(shí)際控制人股權(quán)對上市公司研發(fā)強(qiáng)度影響也保持穩(wěn)健。在控制內(nèi)生性問題后，實(shí)際控制人對上市公司研發(fā)強(qiáng)度影響降低，在系統(tǒng)GMM方法下所得間接效應(yīng)η1γ2＝-0.0032?？偟膩碚f，在控制內(nèi)生性問題后，所得估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致。

3.4.2 第二類代理問題與 “掏空”行為

第二類代理問題可能產(chǎn)生實(shí)際控制人損害小股東利益的 “掏空”行為，進(jìn)而影響上市公司研發(fā)。本文借鑒姜付秀等 （2017）［11］、張瑞君等（2017）［46］和李長青等（2018）［47］的研究， 選用關(guān)聯(lián)交易（retrd）③、股權(quán)質(zhì)押率（pledratio）④作為“掏空”行為的代理變量。檢驗(yàn)結(jié)果顯示（表略），解釋變量的回歸系數(shù)與顯著性水平基本與前文檢驗(yàn)結(jié)果保持一致。

4 進(jìn)一步分析：行業(yè)異質(zhì)性

相較于傳統(tǒng)制造業(yè)，新興行業(yè)對研發(fā)的依賴更為顯著。由于不同行業(yè)在技術(shù)和市場特征上的差異，不同行業(yè)對資本、勞動、技術(shù)與知識等要素的依賴存在差別，產(chǎn)業(yè)演化的時(shí)空動態(tài)差異使企業(yè)研發(fā)行為產(chǎn)生內(nèi)生化的行業(yè)差異（安同良等，2006）［48］。本文進(jìn)一步分析行業(yè)異質(zhì)性下第二類代理問題對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

本文將研發(fā)強(qiáng)度排名在前8位的行業(yè)定義為新興行業(yè)⑤，剩余21個(gè)行業(yè)為傳統(tǒng)制造業(yè)。表4中的式（1）～（4）以新興制造業(yè)公司為樣本，式（5）～（8）以傳統(tǒng)行業(yè)為樣本。研究發(fā)現(xiàn)，在新興制造業(yè)公司中，虛擬變量實(shí)際控制人與研發(fā)強(qiáng)度呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而這一關(guān)系在傳統(tǒng)行業(yè)中并不顯著，說明第二類代理問題對公司研發(fā)影響主要表現(xiàn)在研發(fā)相對密集的新興行業(yè)。新興行業(yè)企業(yè)實(shí)際控制人的控制權(quán)與研發(fā)強(qiáng)度顯著成反比，與融資約束顯著呈正比，融資約束的中介效應(yīng)依然顯著，但傳統(tǒng)制造業(yè)公司并不顯著。

與表3不區(qū)分行業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果相比，實(shí)際控制人控制權(quán)同增1%，新興制造業(yè)公司比傳統(tǒng)制造業(yè)公司的研發(fā)強(qiáng)度要多下降0.20個(gè)百分點(diǎn)；控制權(quán)提升對新興制造業(yè)企業(yè)的間接抑制作用更為顯著，融資約束間接效應(yīng)由0.0003提升至0.0007。

表4 基于行業(yè)異質(zhì)性的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

5 研究結(jié)論與政策建議

在我國上市公司股權(quán)集中度普遍較高的背景下，本文考察了第二類代理問題對企業(yè)研發(fā)投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）第二類代理問題與上市公司研發(fā)強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。第二類代理問題程度越嚴(yán)重，上市公司的研發(fā)投入越低。擁有實(shí)際控制人的上市公司，其研發(fā)強(qiáng)度要低于無實(shí)際控制人的公司，且實(shí)際控制人的控制權(quán)越大，上市公司的投入強(qiáng)度越低；（2）相較于國有背景實(shí)際控制人，非國有背景實(shí)際控制人對上市公司研發(fā)投入的抑制作用更為顯著；（3）相較于傳統(tǒng)制造業(yè)公司，第二類代理問題對新興制造業(yè)公司研發(fā)投入的抑制作用更為明顯；（4）第二類代理成本與上市公司的融資約束呈正相關(guān)關(guān)系，由第二類代理問題引致的資金占用等 “掏空”行為會加劇上市公司的融資約束，間接抑制研發(fā)投入，融資約束對實(shí)際控制人的控制權(quán)與研發(fā)投入強(qiáng)度存在中介效應(yīng)關(guān)系。

第二類代理問題作為影響上市公司研發(fā)投入的重要因素，是促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的重要條件。規(guī)范上市公司實(shí)際控制人的經(jīng)營管理行為，提升上市公司信息的透明度，優(yōu)化和發(fā)揮上市公司外部治理作用，有利于提升企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度。具體的建議包括：增強(qiáng)關(guān)鍵信息的強(qiáng)制性披露，充分利用互聯(lián)網(wǎng)平臺的便利性與傳播優(yōu)勢，提升投資者對于公司監(jiān)督的參與度；改善投資者法律保護(hù)環(huán)境，通過立法增加大股東侵占上市公司資源的犯罪成本，嚴(yán)格執(zhí)法懲戒實(shí)際控制人、控股股東的違法犯罪行為；增強(qiáng)對民營企業(yè)融資的支持。

注釋：

①2019年12月23日中國證券監(jiān)督管理委員會發(fā)布的 《會計(jì)監(jiān)管風(fēng)險(xiǎn)提示第9號——上市公司控股股東資金占用及其審計(jì)》，將控股股東資金占用分為余額模式和發(fā)生額模式，列舉了資金占用的主要形式，其他應(yīng)收款只是眾多形式之一。具體可見http：／／www.csrc.gov.cn／pub／zjhpublic／G00306213／201912／t20191223_368127.htm。

②Hadlock和Pierce發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模（size）與年齡（age）可以作為衡量企業(yè)融資約束的有效指標(biāo)，并構(gòu)建了SA指數(shù)：SA＝-0.737 lnsize＋0.043（lnsize）2-0.040lnage， 其中size用上市公司資產(chǎn)總額表示，age為公司自Compusta中開始有財(cái)務(wù)與股價(jià)信息的年齡，因此，本文采用公司上市的年數(shù)。

③關(guān)聯(lián)交易并不一定產(chǎn)生掏空，在計(jì)算該指標(biāo)時(shí)，需要剔除一些可能的噪音類別，借鑒姜付秀等（2017）［11］的做法，根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫的分類，剔除 “17＝合作項(xiàng)目”、“18＝許可協(xié)議”、“19＝研究與開發(fā)成果”、“20＝關(guān)鍵管理人員報(bào)酬”以及 “21＝其他事項(xiàng)”等可能并非以獲取私利為目的而發(fā)生的關(guān)聯(lián)交易。

④控股股東的股權(quán)質(zhì)押本身并不是掏空企業(yè)的行為，張瑞君等（2017）［46］和李長青（2018）［47］的研究指出， 控股股東的高質(zhì)押率往往與其財(cái)務(wù)緊張有關(guān)，因此更有動機(jī)從事?lián)p害公司價(jià)值的私利活動，加劇了控股股東與中小股東的委托代理沖突。

⑤上述8個(gè)行業(yè)包括：儀器儀表、計(jì)算機(jī)、專用設(shè)備、電氣機(jī)械、醫(yī)藥制造、通用設(shè)備、鐵路船舶與航天航空以及汽車制造，由于篇幅限制并未展示研發(fā)強(qiáng)度的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。