上市公司治理結構對技術創新投入的影響——基于中小企業板的實證研究

楊 倩 魏紀泳

（安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030）

上市公司治理結構對技術創新投入的影響
——基于中小企業板的實證研究

楊 倩 魏紀泳

（安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030）

文章以深交所中小企業板的81家上市公司為樣本，從創新決策主體的層面，分別檢驗了總經理持股與董事會特征對技術創新投入的影響。研究表明，總經理持股有利于其降低管理者短視行為，提高技術創新投入；董事會成員受教育水平對技術創新投入有顯著的促進作用，而董事會規模，外部獨立董事比例以及機構大股東對技術創新投入作用不顯著。

技術創新投入；總經理持股；董事會特征

一、引言

技術創新是提升企業核心競爭力，創造企業效益的核心途徑。如何有效提高企業的技術創新能力，已成為理論界和實務界高度關注的問題。公司治理作為一種制度框架，不僅僅是技術創新的基礎和條件，同時也會對技術創新的成敗產生重大的影響。

近年來，國內外學者們開始關注公司治理結構對技術創新的影響。從已有的文獻來看對上述問題的研究主要有兩條主線：一是公司治理結構整體如何影響企業技術創新；二是從公司治理內部研究與企業創新的關系。

雖然已有的研究有一定深度，其貢獻也是有目共睹的，特別是多數分析是建立在實證研究的基礎之上。然而，在揭示公司治理與創新的內在聯系時，已有研究很少關注公司決策主體對創新的影響。由于所有權與管理權的分離，股東和總經理的利益不一致導致兩者對技術創新的偏好不同，而兩者恰恰又是技術創新的最關鍵的決策者和組織實施者。因此，本文基于委托代理理論，從創新決策主體的層面，選擇總經理和董事會兩個方面研究公司治理結構對企業技術創新投入的影響。

二、研究假設

（一）總經理持股與技術創新

技術創新是一個以從創造性技術構想出發到新產品市場成功實現為基本特征的層次性經濟活動的全過程。盡管技術創新的過程存在極大的不確定性，但同時也可能會給企業帶來巨大利潤空間。在這一意義上，技術創新具有高風險和高收益相并存的特征。此外技術創新著眼于企業的長遠利益并且需要高額的資金投入。由于經營者的企業任期、報酬主要依賴于企業的當前經營績效，而且經營者無法像股東那樣通過組合投資來分散職業風險[1]。因此，作為代理人的經營者（在擁有很少股份時）有可能利用所得到的經營管理權力，進行一些偏離所有者財富最大化的個人利益最大化的投資。代理理論認為風險收入能夠激勵經營者做出有利于股東權益最大化的決策，使經營者與所有者利益趨于一致。Jensen和Murphy[2]的研究表明，大量持股能夠將經理人利益與股東財富統一起來。（假設1 總經理持股與技術創新投入成正比）。

（二）董事會規模與技術創新

作為企業的信息處理和決策中心，董事會的規模和權力分配決定了其信息處理能力，進而影響到創新決策。隨著規模的逐步擴大，不同職業、教育背景和經驗的董事會成員，有利于接受新思想，吸收和利用新的信息。因此在創新這樣的風險性活動中大的團隊更有優勢[3]。但是隨著董事會規模的過度擴大，成員之間的交流可能會受阻，從而降低了其協調能力，反而削弱了董事們決策和監督的能力。因此董事會規模與技術創新之間呈現倒U型曲線關系。（假設2 董事會規模與技術創新投入成倒U型）。

（三）外部獨立董事與技術創新

獨立董事制度的引入為董事會提供了一種均衡機制以保證其宗旨的實現。Kroll[4]的研究表明積極的外部董事則能夠通過有力的監管和鼓勵創新來更有效的促進企業長期價值創造活動。然而，實踐中很多學者的研究證實了外部獨立董事的消極效應和對企業技術創新的不利影響。這與Hill和Snell[5]研究發現相符，內部董事而不是外部董事更有利于企業的研發投入。

外部獨立董事制度的引入對我國上市公司技術創新的影響更為復雜。目前上市公司的獨立董事大多由股東推薦，使得獨立董事無法完全“獨立”，而且大多數的獨立董事只領取固定報酬，并不持有公司股票，個人利益與公司利益并不完全一致。周杰等[6]以2005年年報中披露研究開發投入相關信息的中國滬深兩地上市公司為研究樣本，結果表明中國上市公司獨立董事對技術創新沒有產生顯著的影響，由此也證明了中國上市公司獨立董事功能的弱化。結合以上分析，本文認為獨立董事對企業技術創新投入不會產生顯著影響。（假設3 外部獨立董事比例與技術創新投入不相關）。

（四）機構大股東與技術創新

在研究公司治理和資本市場時，機構投資者的作用越來越受到重視。根據委托代理理論，當總經理和董事會對技術創新行為產生較大爭議時，較大的持股比例使得機構投資者在股東會上擁有較多的表決權，通過各種手段支持和推動技術創新，減少委托人與代理人之間信息不對稱的程度，降低代理成本。機構投資者持股與上市公司的Tobin Q之間存在顯著的正相關關系，反映出機構投資者持股能夠使市場改變對于公司未來利潤的預期，而且是向好的方向預期，這是因為機構投資者介入以后，往往會改變公司的治理結構與機制，從而影響到管理層的運作，使上市公司獲得更高的收益[7]。（假設4 機構大股東與技術創新投入成正比）。

（五）董事會成員受教育水平與技術創新

企業技術創新的機會決策與實施加大了戰略決策的不確定性。董事會所提供的信息和用于解釋、分析及判斷的知識結構將會降低公司戰略決策過程中的不確定性。因此需要決策者具有必要的機會識別能力和認知能力，而這與董事會成員所接受的教育和學習密切關。Tihanyi[8]等發現，高管團隊受教育水平均值越大，團隊獲得的有效信息也會越多，因而越有可能制定有利于企業發展的戰略。

對于處在經濟轉型期的中國企業，決策者們尤其是董事會成員的教育水平對技術創新的影響更為重要。文芳[9]以中國上市公司1999～2006年的研發數據為樣本，實證檢驗了樣本公司高管團隊特征對公司R&D投資強度的影響。結果發現高管團隊平均受教育水平、與公司研發投資強度之間顯著正相關。（假設5董事會成員受教育水平與技術創新投入成正比）。

三、研究方法

（一）樣本選取

國內有關公司治理與技術創新關系的研究大多是圍繞大公司展開的，但這并不意味著基于大公司的研究結果對于中小型企業也具有同樣解釋力。中小企業不僅僅在數量上占據絕對優勢，而且在企業自身成長發展過程中具有與大企業截然不同的屬性和特征。因此本文以2008年年報中披露研究開發投入的中小企業板上市公司為研究樣本，其中研發投入的信息，主要從年報中的董事會報告和財務報告中“支付的與經營活動有關的現金流量”一欄中獲取，剔除了一些數據缺失的情況，最終獲得樣本81家。樣本數據來源于深圳證券交易所網站和中國證券監督管理委員會網站披露的上市公司2008年年報以及CSMAR系列研究數據庫。

（二）變量說明（見表1）

1.被解釋變量

企業技術創新的測量方法很多。一種是用人均研發費用或者研發費用與銷售收入的比值。還有是用企業相應時期的創新數量或者專利數量。本文以研發投入費用測量企業的技術創新，但是由于企業的規模差異導致研發投入的差異，于是對研發投入費用取自然對數作為該變量的度量指標。

2.解釋變量

根據假設，本文設計了5個公司治理的變量，包括總經理持股比例，董事會規模，外部獨立董事比例，是否存在機構大股東的虛擬變量和董事會成員受教育水平。其中能對控股股東和公司進行制衡和監督的機構大股東主要是第二至第五大股東，董事會成員受教育水平由董事會成員學歷的平均數表示（博士研究生為4，碩士研究生為3，本科為2，?？萍耙韵聻?）。

3.控制變量

控制變量可以評價回歸模型的正確性和拒絕實證結果的其他解釋。本文選取了四個控制變量:（1）公司規模：Fishman和Bob[10]通過實證檢驗發現，公司規模是公司R&D投入的影響因素。為了消除異方差，本文用對數化總資產來衡量企業規模。（2）公司前期業績：前期業績會對企業隨后的戰略選擇產生直接影響。因此，本文把測度公司創新戰略前一年的資產回報率作為控制變量。（3）負債水平：資金是企業技術創新所必需的資源。較高的資產負債率增加了企業的融資成本，不利于企業獲得穩定的現金流，同時會約束經營者對資金的處置權。實證研究也證明公司負債水平與技術創新投入成反比[11]。(4)行業：不同行業研發支出的強度不盡相同。本文根據《國家高新技術產業開發區高新技術企業認定條件和辦法》中高新技術企業的認定標準，將中小型企業劃分為高新技術企業和非高新技術企業。

表1

4.檢驗方法

本文圍繞公司治理對企業創新投入所產生的影響展開，并據此構建了一個可以有效檢驗變量間相互關系的多元回歸模型：R&D=F(MS,Size,IDR,Inst,EDU,C)其中C表示控制變量。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

利用spss16.0對樣本數據進行描述性統計，結果如表2：

表2

從表中可以看出，（1）總經理持股比例平均水平為9.12%，遠遠超過國內上市公司的平均水平，從一定程度上說明了中小企業更為重視高管層激勵。但是均值大于中位數，說明總經理持股比例在樣本公司中分布不均衡，且最小值與最大值差距過大，這是由于部分公司存在兩職合一的情況。（2）外部獨立董事比例的平均水平為36.19%，獨立董事人數達到了董事會人數的三分之一，說明樣本企業的獨立董事制度較為規范，樣本數據具有代表性。（3）董事會成員學歷平均數達到2.45，根據變量設定，我國中小企業板上市公司董事會成員的平均教育水平達到了大學學歷。從某種意義上說，學歷可以傳遞一種受教育者素質的信號。我們可以謹慎的認為，我國中小企業板上市公司董事們的素質還較為樂觀。

（二）回歸分析

為了進一步考察公司治理結構對技術創新投入的影響，我們對樣本進行回歸分析，結果如表3所示。每個回歸模型總體回歸效果都是顯著的，并且從R2來看，擬合優度基本滿意。模型1僅將控制變量作為回歸元進行檢驗，結果表明公司規模和行業因素對技術創新投入具有顯著的積極影響，并且在以后的模型檢驗中這一結論始終不變，這說明公司規模與行業因素是中小型企業技術創新投入的影響因素。模型2加入總經理持股比例，結果顯示相關系數為0.016并且通過了95%水平的顯著性檢驗，假設1成立，并且這一結論在模型3、4、5、6中同樣得到了證實，印證了總經理持股這一激勵機制能夠減少代理成本，促進了總經理對技術創新的積極性。但是總經理持股比例與技術創新投入的相關程度不高，僅為1.6%，并且在以后的模型中始終維持著這一水平。這也說明在中小企業中激勵機制的作用效果有待加強。

將董事會規模加入模型2（模型3），回歸系數沒有通過顯著性檢驗，董事會規模對技術創新的影響不顯著。根據假設2，我們還應將董事會規模的平方項加入模型3檢驗，但是無論是從經濟意義還是統計意義，這一檢驗已經沒有必要進行，所以我們得出假設2不成立，主要是由于中小企業董事會規模的變動并沒有帶來促進技術創新的專業知識、經驗以及有利的外部環境。模型4將外部獨立董事比例納入模型3，數據表明獨立董事對技術創新沒有顯著影響，假設3成立。再次說明獨立董事制度并沒有實現其作為制衡機制的功效。雖然占有一席之地，但是中小企業獨立董事在監管和決策方面的失效使其無法促進技術創新。模型5在模型4的基礎上加入了是否存在機構大股東這一虛擬變量，結果表明機構大股東對技術創新的影響不顯著，并且相關系數符號為負，從一定程度上證明了機構大股東對中小型企業技術創新的弱化。雖然樣本企業中存在機構大股東的比例高達80%，但研究結果表明機構大股東只追求股權投資的短期收益，缺乏對企業長期發展的關心，因此表現出對企業創新的負面作用。此外對中小企業發展前景的擔憂也是造成這一結果的原因之一。

加入了董事會成員受教育水平，相關系數為0.421，通過了95%水平的顯著性檢驗，證明董事會成員受教育水平與技術創新顯著正相關，假設5成立。受教育水平較高的董事會成員可能掌握較先進的該行業技術知識，更容易從變化迅速的行業環境中識別和把握機會，促進企業的技術創新。從模型6可以看出，各變量的回歸結果解釋了技術創新投入的55.1%，足以說明公司治理對技術創新的重要意義。

五、研究結論

本文以2008年中小企業板中披露研發投入的上市公司為樣本，從總經理持股和董事會兩個方面，實證檢驗了中小企業內部治理結構對技術創新投入的影響。主要研究結論如下：（1）總經理持股可以減少代理成本，使管理者與股東的利益趨于一致，提高管理者進行技術創新的積極性，促進企業對技術創新的投入。但是樣本企業范圍內總經理持股與技術創新相關系數不高，并且持股比例差異較大，由此表明中小企業應該完善管理層激勵機制。（2）董事會規模對中小企業技術創新影響不顯著。這一結果表明需要進一步完善董事會對公司技術創新戰略的指導作用，而不是僅僅關注規模的大小。（3）獨立董事對技術創新投入的影響不顯著，這主要是因為中小企業引入獨立董事制度在很大程度上市為了滿足管理當局的要求，程序和功能上不夠完善，獨立董事制度有待完善。（4）中小企業中機構大股東的存在對技術創新投入的影響不顯著。中小企業抵御風險的能力往往不能滿足創新戰略的要求，所以機構投資者更為關注短期收益而不是長期投資。（5）董事會成員受教育水平對技術創新有著顯著的促進作用。這說明中小企業在其高層管理者的人員選拔上應重視教育水平，提高管理層的知識水平。

表3

［1］Alchian A A,DemsetzH.Production Information Cost and Economic Organization［J］.American Economic Review,1972,(62).

［2］JensenM,MecklingW.Theory of the firm:Managerial behavior, agency costs and ownership structure［J］.Journal of Financial E-conomics,1976,(3):305-360.

［3］Eisenhardt K M,Schoonhoven C B.Organizational growth:linking founding team strategy,environment and growth among U.S. semiconductor ventures,1978-1988［J］.Adiministrative Science Quarterly,1990,(35):504-529.

［4］KrollM,WrightP,ToombsL,LeavellH.Form of control:A criticial determinant of acquisition perfourmance and CEO rewards［J］. Strategic Mangement Journal,1996,(39):441-463.

［5］Hill C W L，Snell S A.External control，corporate strategy and firm performance in research-intensive industries［J］.Strategic Management Journal,1988,(9):577～590.

［6］周杰,薛有志.公司內部治理機制對R&D投入的影響.研究與發展管,2008,20,(3):01-09.

［7］李維安,李濱.機構投資者介入公司治理效果的實證研究——基于CCGINK的經驗研究［J］.南開管理評論,2008,11(1):4-14.

［8］Tihanyi L,Ellstrand A E,Daily C M,Dalton D R.Composition of the top management team and firm international diversification［J］.Journal of Management,2000,26(6):1157-1177.

［9］文芳.上市公司高管團隊特征與R&D投資研究[J].山西財經大學學報，2008，30(8):77-83.

［10］Fishman,Bob.The Size of Firms and R&D Investment［J］.International Economic Review，1999，(4).

［11］楊勇，達慶利，周勤.公司治理對企業技術創新投資影響的實證研究[J].科學與科學技術管理，2007，11(5):61-65.

F270.7

A

1672-0547（2010）01-0037-03

2009-10-04

楊 倩（1985-），女，安徽財經大學管理學院碩士研究生，研究方向：項目投資與風險管理；魏紀泳（1977-），男，安徽財經大學管理學院副教授，管理學博士，研究方向：管理科學與工程、公司治理。

安徽財經大學青年科研項目（編號：ACKYQ0724）。