股權(quán)集中度和股權(quán)制衡對R&D支出與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

王迪++范亞東

摘要：國家科技實(shí)力的提升和經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展都依賴于R&D支出發(fā)揮的重要作用。相對集中的股權(quán)和有效的制衡能使代理問題得到有效的緩解，益于維持良好的利益相關(guān)者關(guān)系，為提高R&D項(xiàng)目執(zhí)行力打下良好的基礎(chǔ)，從而為企業(yè)帶來相應(yīng)的績效。本文采用2009年至2011年的上市公司R&D支出數(shù)據(jù)，選取滯后一年的凈資產(chǎn)收益率衡量企業(yè)績效對該問題進(jìn)行研究。實(shí)證結(jié)果表明，我國上市公司當(dāng)年的R&D支出與滯后一年的績效有顯著的正向關(guān)系；其他條件不變時(shí)，股權(quán)集中度能夠正向調(diào)節(jié)這一關(guān)系，股權(quán)制衡則對這一關(guān)系有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞：R&D支出 股權(quán)集中度 股權(quán)制衡 調(diào)節(jié)作用

隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程不斷加速，科學(xué)技術(shù)飛速發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新對于企業(yè)生存與發(fā)展越來越重要。代表企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的Research and Development（以下簡稱“R&D”）活動(dòng)能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來技術(shù)競爭優(yōu)勢，為企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的提高產(chǎn)生巨大的促進(jìn)作用。可以說，企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新都離不開R&D活動(dòng)的有效執(zhí)行。決定公司投資策略的重要因素是公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)成，也是公司治理結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)，反映著公司績效情況。本文從股權(quán)集中度和股權(quán)制衡兩個(gè)維度對企業(yè)研發(fā)投資過程中，股權(quán)結(jié)構(gòu)對研發(fā)支出與企業(yè)績效的關(guān)系是否起到調(diào)節(jié)作用展開探討。

一、文獻(xiàn)回顧及假設(shè)提出

R&D的投入和產(chǎn)出關(guān)系到國家經(jīng)濟(jì)的增長與企業(yè)核心競爭力水平的提升，國內(nèi)外大部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)的研發(fā)支出與績效呈正相關(guān)關(guān)系。Lev，B.和 T. Sougiannis（1996）選取了1975年至1985年的樣本實(shí)證得出結(jié)論：研發(fā)支出與企業(yè)績效之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，但具有明顯的滯后性。梁萊歆、張煥鳳（2005）以高科技上市公司為研究對象，趙心剛、汪克夷（2012）則用制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，兩者的研究數(shù)據(jù)年份分別為2001年至2003年和2007年至2011年，結(jié)果均表明我國上市公司的研發(fā)投入顯著的正向影響了滯后兩年的績效。另外有研究顯示，所選樣本行業(yè)區(qū)域的不同也會(huì)對研究結(jié)果造成一定的影響，甚至有少部分研究結(jié)果表明二者不相關(guān)或反向相關(guān)。上述研究結(jié)論表明，R&D支出作為企業(yè)不斷掌握核心技術(shù)和研發(fā)核心產(chǎn)品的過程中形成長期有效的特殊經(jīng)營能力的一種途徑，能有效地、可持續(xù)地提升企業(yè)的績效?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)：

H1：上市公司R&D支出對企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系。

不同的公司治理機(jī)構(gòu)會(huì)導(dǎo)致其選用不同的技術(shù)創(chuàng)新策略，也同樣使企業(yè)的R&D支出有所差別。本文選擇股權(quán)集中度和股權(quán)制衡水平來探討公司治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D支出與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。在股權(quán)集中度方面，其與公司R&D支出的關(guān)系沒有公認(rèn)的結(jié)論。Hill和Snell研究發(fā)現(xiàn)對于大型高新技術(shù)來說，企業(yè)股權(quán)集中度與企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入存在較強(qiáng)的正相關(guān)性關(guān)系。有些學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度與R&D支出呈非線性關(guān)系。例如劉勝強(qiáng)（2011）研究2004年至2009年A股制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)得出，第一大股東持股比例與企業(yè)R&D投資間為顯著的U型關(guān)系；文芳（2008）、胡娟（2009）研究證明，兩者之間為N型關(guān)系。馮根福、溫軍（2008）的研究則表明，并非股權(quán)集中度越高就越有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，當(dāng)達(dá)到臨界點(diǎn)時(shí)，較高的股權(quán)集中度開始反向影響技術(shù)創(chuàng)新水平，使之呈下降趨勢，所以兩者之間呈“倒U” 型關(guān)系。還有一些學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度與R&D支出呈負(fù)相關(guān)關(guān)系或不相關(guān)。筆者認(rèn)為，由于股權(quán)集中在一定程度上緩解了股東和經(jīng)理人之間的代理問題，公司的治理效率受到因股權(quán)集中度不同而產(chǎn)生的不同代理成本的影響，最終企業(yè)的投資決策也將受到影響。在股權(quán)適度集中的情況下，使股東利益和經(jīng)營者利益趨于一致，當(dāng)大股東持股比例繼續(xù)增加時(shí)，大股東和企業(yè)的利益緊密聯(lián)系，大股東會(huì)為增加企業(yè)價(jià)值而努力，此時(shí)企業(yè)傾向于增加R&D投資活動(dòng)?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效有正向調(diào)節(jié)作用。

股權(quán)制衡方面，相關(guān)學(xué)者對其與R&D支出的關(guān)系也眾說紛紜。Jacobs（1991）研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)企業(yè)存在多個(gè)大股東時(shí)能夠產(chǎn)生有效的制衡作用，或管理層持股比例較高，則激勵(lì)作用較為明顯，企業(yè)的研發(fā)支出會(huì)明顯高于其他較低水平的企業(yè)。胡娟（2008）的研究表明，國有上市公司股權(quán)制衡度的提高效果越明顯，越有利于R&D支出的增加。任海云（2010）研究發(fā)現(xiàn)，一定程度的股權(quán)制衡能夠顯著的正向影響R&D支出，其樣本來源于我國A股制造業(yè)上市公司。孫兆斌（2006）選取1999年至2004年全樣本數(shù)據(jù)研究表明，股權(quán)制衡度對提高上市公司技術(shù)效率毫無益處，二者之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，大股東不存在“掏空”行為，股權(quán)制衡反而降低了股東的“支持效應(yīng)”，阻礙了企業(yè)效率的提高。筆者認(rèn)為，理想的股權(quán)結(jié)構(gòu)需要多個(gè)大股東同時(shí)存在，這樣既可以分散“一股獨(dú)大”的風(fēng)險(xiǎn)，使股東之間形成相互監(jiān)督和約束的關(guān)系，有效地抑制大股東對中小股東的利益侵占，又可以使股東意見中和，制定有利于企業(yè)長期發(fā)展的路線，要求管理層決策符合企業(yè)價(jià)值最大化。所以合理分散股權(quán)，集體決策保證了研發(fā)決策的科學(xué)合理，能有效地降低研發(fā)投資活動(dòng)的潛在風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)研發(fā)投資帶來企業(yè)績效。基于以上分析，提出以下假設(shè)：

H3：股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效有正向調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文從國泰安數(shù)據(jù)庫選取了滬深兩市A股上市公司作為研究對象。為了確保數(shù)據(jù)的有效性，剔除了金融類上市公司、B股上市公司、ST類公司及缺省或者存在明顯錯(cuò)誤的數(shù)據(jù)。得到R&D支出觀測樣本值共計(jì)896個(gè)，2009年至2011年分別為211、306和379個(gè)，選取滯后一年的凈資產(chǎn)收益率數(shù)據(jù)的期間為2010年至2012年。本研究中的R&D支出為“支付的其他與經(jīng)營活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金”中披露的“研究支出”和“開發(fā)支出”。

（二）變量定義endprint

1.被解釋變量。本文選取凈資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。凈資產(chǎn)收益率是杜邦分析系統(tǒng)中的核心指標(biāo)，用以衡量上市公司盈利能力，以自有資本獲得凈收益，反映股東資金的使用效率。該指標(biāo)越高，說明投資帶來的收益越高；反之所有者權(quán)益的獲利能力越弱。本文中該指標(biāo)為滯后研發(fā)支出一年的凈資產(chǎn)收益率。

2.解釋變量。由于R&D支出的選取決定了R&D的流量性質(zhì)，所以本文選取R&D強(qiáng)度進(jìn)行衡量，由于企業(yè)總資產(chǎn)相對于營業(yè)收入和公司規(guī)模來說相對穩(wěn)定，故采用研究開發(fā)支出與總資產(chǎn)期末余額的比值進(jìn)行計(jì)算。

3.調(diào)節(jié)變量。為明確企業(yè)績效與股權(quán)集中度之間的關(guān)系，本文參照以前學(xué)者研究選用前五大股東持股比例之和作為股權(quán)集中度的衡量指標(biāo)；同時(shí)選用第二到第十大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權(quán)制衡度水平。

4.控制變量。Griliches在研究熊彼特假說后，強(qiáng)調(diào)應(yīng)關(guān)注企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績效即R&D產(chǎn)出間的關(guān)系，不僅僅是與R&D投入之間的關(guān)系。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，越需要制定長期的可行性發(fā)展戰(zhàn)略，使企業(yè)盡可能多的獲得創(chuàng)新性資源，開展更多的R&D活動(dòng)并使之有效執(zhí)行，這會(huì)影響到企業(yè)R&D支出與績效的關(guān)系。本文以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示企業(yè)規(guī)模。資本結(jié)構(gòu)為公司負(fù)債總額與權(quán)益總額之比。當(dāng)企業(yè)負(fù)債增加時(shí)，股東可能向債權(quán)人轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，將有助于提高企業(yè)的長期贏利能力，這種情況能夠刺激技術(shù)創(chuàng)新的投資。本文采用滯后R&D強(qiáng)度一年的負(fù)債權(quán)益比率作為代理變量。上述變量的說明，詳見表1。

（三）模型的建立

ROE0=β00+β01R&Dzt+β02Size+β03Lev+e0 （模型1）

ROE1=β10+β11R&Dzt+β12CR5+β13R&Dzt×CR5+β14Size+β15Lev+e1

（模型2）

ROE2=β20+β21R&Dzt+β22CAB+β23R&Dzt×CAB+β24Size+β25Lev+e2 （模型3）

模型1用來檢驗(yàn)R&D支出與企業(yè)績效的相關(guān)性；模型2和模型3分別引入股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度作為調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)其對R&D支出與企業(yè)績效相關(guān)性的調(diào)節(jié)作用。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性分析

描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果詳見表2。其中凈資產(chǎn)收益率ROE的最小值為 -0.608，最大值為0.617，標(biāo)準(zhǔn)差為0.092，表明雖然最大值和最小值的差異較大，但是樣本總體較為均衡。R&D強(qiáng)度最大值為0.160，與最小值相差顯著，表明不同的樣本企業(yè)間的研發(fā)支出差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.017，表明樣本數(shù)據(jù)分布較為均勻。前五大股東持股比例均值為53.949，表明企業(yè)股權(quán)掌握在少數(shù)股東手中，其持股比例偏高。第二到第十大股東比例之和/第一大股東比例的均值為0.943，如果樣本公司中存在股權(quán)制衡，則均值越大制衡效果越明顯。

（二）回歸結(jié)果分析

1.R&D支出與企業(yè)績效的實(shí)證檢驗(yàn)分析。回歸結(jié)果如表3所示。在進(jìn)行回歸分析前，筆者估計(jì)了模型中變量的方差膨脹因子VIF值，結(jié)果均小于10，表明變量間不存在多重共線性問題?；貧w方程的方差檢驗(yàn)量F值為18.813，在1%水平下顯著，本文擬合的方程存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。R&Dz的系數(shù)為0.505，說明研發(fā)支出與滯后一年的企業(yè)績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)一成立。

2.股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表4所示。變量間不存在多重共線性的問題。模型F值為6.380，并通過顯著性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果表明CR5的系數(shù)為0.001，在1%水平上顯著。股權(quán)集中度與R&D強(qiáng)度的乘積為交互項(xiàng)，系數(shù)為0.018，通過顯著性檢驗(yàn)。股權(quán)集中度對R&D支出與滯后一年企業(yè)績效間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)二成立。這說明隨著股權(quán)集中度的提高，大股東也會(huì)積極地提高對管理層的監(jiān)督力度，使大股東利益與企業(yè)整體利益趨于一致，只有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，股東才能從中獲得長遠(yuǎn)利益，這有利于企業(yè)開展長期的R&D投資活動(dòng)，并使之長期有效的執(zhí)行，促進(jìn)企業(yè)績效的增長。

3.股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表5所示。變量的方差膨脹因子VIF值最大為4.321，小于標(biāo)準(zhǔn)值10，變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性的問題。模型F值為3.848，并通過顯著性檢驗(yàn)。股權(quán)制衡度CAB的系數(shù)為正且顯著，表明CAB與滯后一年的企業(yè)績效是正相關(guān)關(guān)系。股權(quán)制衡度與R&D強(qiáng)度乘積的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，通過顯著性檢驗(yàn)，表明股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系起到反向調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果與假設(shè)三相反。

四、結(jié)論

本文研究表明，我國上市公司當(dāng)年的R&D支出有效地正向影響滯后一年的企業(yè)績效，為了進(jìn)一步分析R&D支出與企業(yè)績效之間的關(guān)系，引入了調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。作為決定公司治理結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，在R&D活動(dòng)中發(fā)揮著重要的作用，股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度都對R&D投資與企業(yè)績效關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。其他條件不變時(shí)，股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用，股權(quán)制衡則未能發(fā)揮理論上應(yīng)有的作用，反向調(diào)節(jié)了R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系。究其原因，一方面可能由于現(xiàn)階段我國上市公司股權(quán)集中度過高，其他大股東無法有效地發(fā)揮其監(jiān)督、約束作用。另一方面股權(quán)制衡在一定程度上分散了大股東的決定權(quán)，股權(quán)制衡在中和股東意見時(shí)有效地防止控股股東侵占的行為，同時(shí)更有可能因?yàn)樾」蓶|希望快速的實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值，獲得回報(bào)，而制約了大股東希望企業(yè)長期發(fā)展而做出的R&D投資決策，不能有效的提高企業(yè)績效。

因此，企業(yè)在配置股權(quán)結(jié)構(gòu)時(shí)，既要充分發(fā)揮股權(quán)集中度的正向調(diào)節(jié)作用，又要防止由于股權(quán)過度集中產(chǎn)生的代理問題，實(shí)現(xiàn)適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)制衡，從而減少經(jīng)營者投資短視行為，使企業(yè)能夠立足長期發(fā)展，從研發(fā)創(chuàng)新中提高企業(yè)價(jià)值。X

參考文獻(xiàn)：

1.馮根福，溫軍.中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008，（7）.

2.胡娟.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投資的關(guān)系研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2009.

3.劉勝強(qiáng).股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投資行為的影響及經(jīng)濟(jì)后果研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2011.

4.趙心剛，汪克夷，孫海洋.我國上市公司研發(fā)投入對公司績效影響的滯后效應(yīng)研究[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2012，（8）.

作者簡介：

王迪，女，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院會(huì)計(jì)系2011級研究生。研究方向：財(cái)務(wù)管理理論與實(shí)務(wù)。

范亞東，男，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院會(huì)計(jì)系，教授，碩士研究生、博士生導(dǎo)師。研究方向：財(cái)務(wù)管理理論與實(shí)務(wù)。endprint

1.被解釋變量。本文選取凈資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。凈資產(chǎn)收益率是杜邦分析系統(tǒng)中的核心指標(biāo)，用以衡量上市公司盈利能力，以自有資本獲得凈收益，反映股東資金的使用效率。該指標(biāo)越高，說明投資帶來的收益越高；反之所有者權(quán)益的獲利能力越弱。本文中該指標(biāo)為滯后研發(fā)支出一年的凈資產(chǎn)收益率。

2.解釋變量。由于R&D支出的選取決定了R&D的流量性質(zhì)，所以本文選取R&D強(qiáng)度進(jìn)行衡量，由于企業(yè)總資產(chǎn)相對于營業(yè)收入和公司規(guī)模來說相對穩(wěn)定，故采用研究開發(fā)支出與總資產(chǎn)期末余額的比值進(jìn)行計(jì)算。

3.調(diào)節(jié)變量。為明確企業(yè)績效與股權(quán)集中度之間的關(guān)系，本文參照以前學(xué)者研究選用前五大股東持股比例之和作為股權(quán)集中度的衡量指標(biāo)；同時(shí)選用第二到第十大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權(quán)制衡度水平。

4.控制變量。Griliches在研究熊彼特假說后，強(qiáng)調(diào)應(yīng)關(guān)注企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績效即R&D產(chǎn)出間的關(guān)系，不僅僅是與R&D投入之間的關(guān)系。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，越需要制定長期的可行性發(fā)展戰(zhàn)略，使企業(yè)盡可能多的獲得創(chuàng)新性資源，開展更多的R&D活動(dòng)并使之有效執(zhí)行，這會(huì)影響到企業(yè)R&D支出與績效的關(guān)系。本文以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示企業(yè)規(guī)模。資本結(jié)構(gòu)為公司負(fù)債總額與權(quán)益總額之比。當(dāng)企業(yè)負(fù)債增加時(shí)，股東可能向債權(quán)人轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，將有助于提高企業(yè)的長期贏利能力，這種情況能夠刺激技術(shù)創(chuàng)新的投資。本文采用滯后R&D強(qiáng)度一年的負(fù)債權(quán)益比率作為代理變量。上述變量的說明，詳見表1。

（三）模型的建立

ROE0=β00+β01R&Dzt+β02Size+β03Lev+e0 （模型1）

ROE1=β10+β11R&Dzt+β12CR5+β13R&Dzt×CR5+β14Size+β15Lev+e1

（模型2）

ROE2=β20+β21R&Dzt+β22CAB+β23R&Dzt×CAB+β24Size+β25Lev+e2 （模型3）

模型1用來檢驗(yàn)R&D支出與企業(yè)績效的相關(guān)性；模型2和模型3分別引入股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度作為調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)其對R&D支出與企業(yè)績效相關(guān)性的調(diào)節(jié)作用。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性分析

描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果詳見表2。其中凈資產(chǎn)收益率ROE的最小值為 -0.608，最大值為0.617，標(biāo)準(zhǔn)差為0.092，表明雖然最大值和最小值的差異較大，但是樣本總體較為均衡。R&D強(qiáng)度最大值為0.160，與最小值相差顯著，表明不同的樣本企業(yè)間的研發(fā)支出差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.017，表明樣本數(shù)據(jù)分布較為均勻。前五大股東持股比例均值為53.949，表明企業(yè)股權(quán)掌握在少數(shù)股東手中，其持股比例偏高。第二到第十大股東比例之和/第一大股東比例的均值為0.943，如果樣本公司中存在股權(quán)制衡，則均值越大制衡效果越明顯。

（二）回歸結(jié)果分析

1.R&D支出與企業(yè)績效的實(shí)證檢驗(yàn)分析?；貧w結(jié)果如表3所示。在進(jìn)行回歸分析前，筆者估計(jì)了模型中變量的方差膨脹因子VIF值，結(jié)果均小于10，表明變量間不存在多重共線性問題?；貧w方程的方差檢驗(yàn)量F值為18.813，在1%水平下顯著，本文擬合的方程存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。R&Dz的系數(shù)為0.505，說明研發(fā)支出與滯后一年的企業(yè)績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)一成立。

2.股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸結(jié)果如表4所示。變量間不存在多重共線性的問題。模型F值為6.380，并通過顯著性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果表明CR5的系數(shù)為0.001，在1%水平上顯著。股權(quán)集中度與R&D強(qiáng)度的乘積為交互項(xiàng)，系數(shù)為0.018，通過顯著性檢驗(yàn)。股權(quán)集中度對R&D支出與滯后一年企業(yè)績效間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)二成立。這說明隨著股權(quán)集中度的提高，大股東也會(huì)積極地提高對管理層的監(jiān)督力度，使大股東利益與企業(yè)整體利益趨于一致，只有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，股東才能從中獲得長遠(yuǎn)利益，這有利于企業(yè)開展長期的R&D投資活動(dòng)，并使之長期有效的執(zhí)行，促進(jìn)企業(yè)績效的增長。

3.股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表5所示。變量的方差膨脹因子VIF值最大為4.321，小于標(biāo)準(zhǔn)值10，變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性的問題。模型F值為3.848，并通過顯著性檢驗(yàn)。股權(quán)制衡度CAB的系數(shù)為正且顯著，表明CAB與滯后一年的企業(yè)績效是正相關(guān)關(guān)系。股權(quán)制衡度與R&D強(qiáng)度乘積的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，通過顯著性檢驗(yàn)，表明股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系起到反向調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果與假設(shè)三相反。

四、結(jié)論

本文研究表明，我國上市公司當(dāng)年的R&D支出有效地正向影響滯后一年的企業(yè)績效，為了進(jìn)一步分析R&D支出與企業(yè)績效之間的關(guān)系，引入了調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。作為決定公司治理結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，在R&D活動(dòng)中發(fā)揮著重要的作用，股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度都對R&D投資與企業(yè)績效關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。其他條件不變時(shí)，股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用，股權(quán)制衡則未能發(fā)揮理論上應(yīng)有的作用，反向調(diào)節(jié)了R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系。究其原因，一方面可能由于現(xiàn)階段我國上市公司股權(quán)集中度過高，其他大股東無法有效地發(fā)揮其監(jiān)督、約束作用。另一方面股權(quán)制衡在一定程度上分散了大股東的決定權(quán)，股權(quán)制衡在中和股東意見時(shí)有效地防止控股股東侵占的行為，同時(shí)更有可能因?yàn)樾」蓶|希望快速的實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值，獲得回報(bào)，而制約了大股東希望企業(yè)長期發(fā)展而做出的R&D投資決策，不能有效的提高企業(yè)績效。

因此，企業(yè)在配置股權(quán)結(jié)構(gòu)時(shí)，既要充分發(fā)揮股權(quán)集中度的正向調(diào)節(jié)作用，又要防止由于股權(quán)過度集中產(chǎn)生的代理問題，實(shí)現(xiàn)適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)制衡，從而減少經(jīng)營者投資短視行為，使企業(yè)能夠立足長期發(fā)展，從研發(fā)創(chuàng)新中提高企業(yè)價(jià)值。X

參考文獻(xiàn)：

1.馮根福，溫軍.中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008，（7）.

2.胡娟.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投資的關(guān)系研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2009.

3.劉勝強(qiáng).股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投資行為的影響及經(jīng)濟(jì)后果研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2011.

4.趙心剛，汪克夷，孫海洋.我國上市公司研發(fā)投入對公司績效影響的滯后效應(yīng)研究[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2012，（8）.

作者簡介：

王迪，女，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院會(huì)計(jì)系2011級研究生。研究方向：財(cái)務(wù)管理理論與實(shí)務(wù)。

范亞東，男，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院會(huì)計(jì)系，教授，碩士研究生、博士生導(dǎo)師。研究方向：財(cái)務(wù)管理理論與實(shí)務(wù)。endprint

1.被解釋變量。本文選取凈資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。凈資產(chǎn)收益率是杜邦分析系統(tǒng)中的核心指標(biāo)，用以衡量上市公司盈利能力，以自有資本獲得凈收益，反映股東資金的使用效率。該指標(biāo)越高，說明投資帶來的收益越高；反之所有者權(quán)益的獲利能力越弱。本文中該指標(biāo)為滯后研發(fā)支出一年的凈資產(chǎn)收益率。

2.解釋變量。由于R&D支出的選取決定了R&D的流量性質(zhì)，所以本文選取R&D強(qiáng)度進(jìn)行衡量，由于企業(yè)總資產(chǎn)相對于營業(yè)收入和公司規(guī)模來說相對穩(wěn)定，故采用研究開發(fā)支出與總資產(chǎn)期末余額的比值進(jìn)行計(jì)算。

3.調(diào)節(jié)變量。為明確企業(yè)績效與股權(quán)集中度之間的關(guān)系，本文參照以前學(xué)者研究選用前五大股東持股比例之和作為股權(quán)集中度的衡量指標(biāo)；同時(shí)選用第二到第十大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權(quán)制衡度水平。

4.控制變量。Griliches在研究熊彼特假說后，強(qiáng)調(diào)應(yīng)關(guān)注企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績效即R&D產(chǎn)出間的關(guān)系，不僅僅是與R&D投入之間的關(guān)系。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，越需要制定長期的可行性發(fā)展戰(zhàn)略，使企業(yè)盡可能多的獲得創(chuàng)新性資源，開展更多的R&D活動(dòng)并使之有效執(zhí)行，這會(huì)影響到企業(yè)R&D支出與績效的關(guān)系。本文以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示企業(yè)規(guī)模。資本結(jié)構(gòu)為公司負(fù)債總額與權(quán)益總額之比。當(dāng)企業(yè)負(fù)債增加時(shí)，股東可能向債權(quán)人轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，將有助于提高企業(yè)的長期贏利能力，這種情況能夠刺激技術(shù)創(chuàng)新的投資。本文采用滯后R&D強(qiáng)度一年的負(fù)債權(quán)益比率作為代理變量。上述變量的說明，詳見表1。

（三）模型的建立

ROE0=β00+β01R&Dzt+β02Size+β03Lev+e0 （模型1）

ROE1=β10+β11R&Dzt+β12CR5+β13R&Dzt×CR5+β14Size+β15Lev+e1

（模型2）

ROE2=β20+β21R&Dzt+β22CAB+β23R&Dzt×CAB+β24Size+β25Lev+e2 （模型3）

模型1用來檢驗(yàn)R&D支出與企業(yè)績效的相關(guān)性；模型2和模型3分別引入股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度作為調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)其對R&D支出與企業(yè)績效相關(guān)性的調(diào)節(jié)作用。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性分析

描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果詳見表2。其中凈資產(chǎn)收益率ROE的最小值為 -0.608，最大值為0.617，標(biāo)準(zhǔn)差為0.092，表明雖然最大值和最小值的差異較大，但是樣本總體較為均衡。R&D強(qiáng)度最大值為0.160，與最小值相差顯著，表明不同的樣本企業(yè)間的研發(fā)支出差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.017，表明樣本數(shù)據(jù)分布較為均勻。前五大股東持股比例均值為53.949，表明企業(yè)股權(quán)掌握在少數(shù)股東手中，其持股比例偏高。第二到第十大股東比例之和/第一大股東比例的均值為0.943，如果樣本公司中存在股權(quán)制衡，則均值越大制衡效果越明顯。

（二）回歸結(jié)果分析

1.R&D支出與企業(yè)績效的實(shí)證檢驗(yàn)分析?；貧w結(jié)果如表3所示。在進(jìn)行回歸分析前，筆者估計(jì)了模型中變量的方差膨脹因子VIF值，結(jié)果均小于10，表明變量間不存在多重共線性問題?；貧w方程的方差檢驗(yàn)量F值為18.813，在1%水平下顯著，本文擬合的方程存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。R&Dz的系數(shù)為0.505，說明研發(fā)支出與滯后一年的企業(yè)績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)一成立。

2.股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸結(jié)果如表4所示。變量間不存在多重共線性的問題。模型F值為6.380，并通過顯著性檢驗(yàn)。回歸結(jié)果表明CR5的系數(shù)為0.001，在1%水平上顯著。股權(quán)集中度與R&D強(qiáng)度的乘積為交互項(xiàng)，系數(shù)為0.018，通過顯著性檢驗(yàn)。股權(quán)集中度對R&D支出與滯后一年企業(yè)績效間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)二成立。這說明隨著股權(quán)集中度的提高，大股東也會(huì)積極地提高對管理層的監(jiān)督力度，使大股東利益與企業(yè)整體利益趨于一致，只有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，股東才能從中獲得長遠(yuǎn)利益，這有利于企業(yè)開展長期的R&D投資活動(dòng)，并使之長期有效的執(zhí)行，促進(jìn)企業(yè)績效的增長。

3.股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表5所示。變量的方差膨脹因子VIF值最大為4.321，小于標(biāo)準(zhǔn)值10，變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性的問題。模型F值為3.848，并通過顯著性檢驗(yàn)。股權(quán)制衡度CAB的系數(shù)為正且顯著，表明CAB與滯后一年的企業(yè)績效是正相關(guān)關(guān)系。股權(quán)制衡度與R&D強(qiáng)度乘積的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，通過顯著性檢驗(yàn)，表明股權(quán)制衡水平對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系起到反向調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果與假設(shè)三相反。

四、結(jié)論

本文研究表明，我國上市公司當(dāng)年的R&D支出有效地正向影響滯后一年的企業(yè)績效，為了進(jìn)一步分析R&D支出與企業(yè)績效之間的關(guān)系，引入了調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。作為決定公司治理結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，在R&D活動(dòng)中發(fā)揮著重要的作用，股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度都對R&D投資與企業(yè)績效關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。其他條件不變時(shí)，股權(quán)集中度對R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用，股權(quán)制衡則未能發(fā)揮理論上應(yīng)有的作用，反向調(diào)節(jié)了R&D支出與企業(yè)績效的關(guān)系。究其原因，一方面可能由于現(xiàn)階段我國上市公司股權(quán)集中度過高，其他大股東無法有效地發(fā)揮其監(jiān)督、約束作用。另一方面股權(quán)制衡在一定程度上分散了大股東的決定權(quán)，股權(quán)制衡在中和股東意見時(shí)有效地防止控股股東侵占的行為，同時(shí)更有可能因?yàn)樾」蓶|希望快速的實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值，獲得回報(bào)，而制約了大股東希望企業(yè)長期發(fā)展而做出的R&D投資決策，不能有效的提高企業(yè)績效。

因此，企業(yè)在配置股權(quán)結(jié)構(gòu)時(shí)，既要充分發(fā)揮股權(quán)集中度的正向調(diào)節(jié)作用，又要防止由于股權(quán)過度集中產(chǎn)生的代理問題，實(shí)現(xiàn)適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)制衡，從而減少經(jīng)營者投資短視行為，使企業(yè)能夠立足長期發(fā)展，從研發(fā)創(chuàng)新中提高企業(yè)價(jià)值。X

參考文獻(xiàn)：

1.馮根福，溫軍.中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008，（7）.

2.胡娟.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)R&D投資的關(guān)系研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2009.

3.劉勝強(qiáng).股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)R&D投資行為的影響及經(jīng)濟(jì)后果研究[D].重慶：重慶大學(xué)，2011.

4.趙心剛，汪克夷，孫海洋.我國上市公司研發(fā)投入對公司績效影響的滯后效應(yīng)研究[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2012，（8）.

作者簡介：

王迪，女，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院會(huì)計(jì)系2011級研究生。研究方向：財(cái)務(wù)管理理論與實(shí)務(wù)。

范亞東，男，東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院會(huì)計(jì)系，教授，碩士研究生、博士生導(dǎo)師。研究方向：財(cái)務(wù)管理理論與實(shí)務(wù)。endprint