我國煤炭上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度關(guān)系的實(shí)證研究

呂靖燁 王 婷 張金鎖

(1.西安科技大學(xué)管理學(xué)院，陜西省西安市，710054； 2.延安大學(xué)，陜西省延安市，716000)

基于創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)學(xué)的組織控制理論認(rèn)為，合理的公司治理結(jié)構(gòu)對上市公司的研發(fā)投入強(qiáng)度具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理結(jié)構(gòu)的重要維度，反應(yīng)了各個投資主體的權(quán)力制衡。然而，我國煤炭上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入強(qiáng)度的促進(jìn)效應(yīng)尚不明確。本文試圖通過研究股權(quán)集中度、國有股比例、流通股比例分別和煤炭上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度的關(guān)系，為促進(jìn)我國煤炭上市公司的研發(fā)投入強(qiáng)度、提高創(chuàng)新能力提供參考。

1 理論分析與假設(shè)提出

1.1 國有股與研發(fā)投入強(qiáng)度

企業(yè)性質(zhì)不同，其研發(fā)投入強(qiáng)度也有所差異，國有股占比是衡量企業(yè)性質(zhì)的一個重要指標(biāo)，而且各個學(xué)者對國有股對企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響程度有兩種主要意見。第一，國有股比例越高，越不利于研發(fā)投入強(qiáng)度的提升，如馮根福、溫軍(2008)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，國有持股比例與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，國有持股比例阻礙企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。第二，國有股比例越高，越有利于企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度，如李春濤、宋敏(2010)通過選取投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)，對中國制造業(yè)創(chuàng)新活動進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)國有股比例高的企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度更具優(yōu)勢。

我國煤炭上市公司的前身基本都是國有企業(yè)，在國有企業(yè)改制過程中，國有股依舊占據(jù)著重要的地位。討論國有股比例對研發(fā)投入強(qiáng)度的影響很有必要，而且，在國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的號召下，煤炭企業(yè)也必將走在創(chuàng)新研發(fā)的前列。基于此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：國有股比例與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)。

1.2 流通股與研發(fā)投入強(qiáng)度

自2003年以來，我國流通股比例有所上升，股權(quán)分置改革的目的之一就是促進(jìn)股票的全部流通，從而為上市公司公司質(zhì)量的提升做出努力。但是，根據(jù)現(xiàn)有的研究，流通股比例的提升并沒有使企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。肖虹(2007)通過以自由資金進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新投資的上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)流通股比例的提升對研發(fā)投入強(qiáng)度具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即流通股股東通常偏好更快地取得投資收益而不是進(jìn)行長期的R&D投資。湯萱、湯穎蕾等(2016)在運(yùn)用CDM階段模型的基礎(chǔ)上，對新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新績效進(jìn)行實(shí)證研究，得到創(chuàng)新績效與流通股呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。

近年來，煤炭上市企業(yè)的流通股比例逐漸增加，但煤炭行業(yè)的景氣程度已經(jīng)不再像“黃金十年”的狀態(tài)了，流通股股東為獲得利益會偏好做出“短平快”的投資決策，而不愿投入大量的人財(cái)物到技術(shù)創(chuàng)新上。基于此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：流通股比例與研發(fā)投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)。

1.3 股權(quán)集中度與研發(fā)投入強(qiáng)度

股權(quán)結(jié)構(gòu)對管理者的支持或反對多是通過其集中程度反映的(湯業(yè)國，2013)，較多的文獻(xiàn)從不同方面表現(xiàn)出，股權(quán)集中程度即大股東的偏好或動機(jī)會對公司的研發(fā)投入強(qiáng)度具有重要的戰(zhàn)略意義。馮根福、溫軍(2008) 研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在“倒 U 型”關(guān)系，適度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)更有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。徐偉、尹元甲(2011)在研究創(chuàng)新型企業(yè)創(chuàng)新投入時指出，穩(wěn)定的大股東若擁有更多的控制權(quán)，就會更有動力和權(quán)力去監(jiān)管經(jīng)理層行為，從而主動承擔(dān)創(chuàng)新風(fēng)險，加大研發(fā)投入強(qiáng)度，有利于企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新。阮珂、何永芳等(2015)以我國上市商業(yè)銀行的治理結(jié)構(gòu)為研究對象，得出適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中度有利于股東有效溝通和統(tǒng)一決策，可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，提高企業(yè)績效。

煤炭上市公司第一大股東持股比例在2011-2016年均高于50%，股權(quán)集中度較高。同時，大股東往往更注重獲取長遠(yuǎn)利益，更傾向于長期的投資，也就更偏好加大研發(fā)投入。基于此，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：股權(quán)集中度與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)。

2 數(shù)據(jù)、變量定義及模型設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2011-2016年我國煤炭上市公司作為研究樣本，剔除ST類公司、被停止上市的公司以及數(shù)據(jù)不完全的公司，最終得到了23家公司的135個樣本觀測值。數(shù)據(jù)主要來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，上海證券交易所和深圳證券交易所的相關(guān)公告。統(tǒng)計(jì)分析和數(shù)據(jù)處理使用SPSS 22.0完成。

2.2 變量設(shè)計(jì)與解釋

(1)被解釋變量。研發(fā)投入強(qiáng)度，本文研究所使用這一指標(biāo)是通過分析我國煤炭上市公司2011-2016年數(shù)據(jù)，計(jì)算出樣本公司各年年報中披露的研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入的比例，用R&D表示。

(2)解釋變量。國有股比例，即樣本公司國有股股數(shù)占總股本的比重，用SSP表示；流通股比例，即樣本公司流通股股數(shù)占總股本的比重，用NSR表示；股權(quán)集中度，本文所使用的股權(quán)集中度及第一大股東持股比例，用CR1表示。

(3)控制變量。為了充分控制各種因素對研發(fā)投入強(qiáng)度的影響，本文引入企業(yè)規(guī)模，即樣本公司各年末的總資產(chǎn)，用SIZE表示。變量設(shè)計(jì)見表1。

2.3 模型構(gòu)建

本文運(yùn)用多元回歸分析法來檢驗(yàn)公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的各因素與公司研發(fā)投入強(qiáng)度的相關(guān)性，建立如下多元線性回歸模型：

(1)

式中：R&D——被解釋變量；

SSP、NSR、CR1——解釋變量；

SIZE——控制變量；

β0——回歸常數(shù)；

β1、β2、β3及β4——回歸系數(shù)；

ε——隨機(jī)變量。

表1 變量設(shè)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)收集到的數(shù)據(jù)對本文的研究變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果見表2，通過分析可以得知：

(1)國有資本主體地位穩(wěn)定，國有股占比趨于穩(wěn)定。我國煤炭行業(yè)上市公司大多數(shù)的前身都是國有企業(yè)，資產(chǎn)規(guī)模普遍較大，競爭力強(qiáng)，主營業(yè)務(wù)突出，市場份額高，具有很強(qiáng)的主導(dǎo)性，是煤炭類公司最有活力的一部分。2011-2016年，國有股所占比例平均值處于53%左右，可以反映出國有資本主體地位在煤炭上市企業(yè)中的穩(wěn)定性。

(2)流通股所占比例逐年增大。2011-2016年，流通股所占比例的平均值基本趨于增長狀態(tài)，僅在2015-2016年期間有下降趨勢，但也均高于2011年的78.19%。根據(jù)公司股價反映公司價值的研究，可以看出我國煤炭上市公司的公司價值還是處于不斷增大的過程。

(3)第一大股東持股比例趨于穩(wěn)定，股權(quán)集中度較高。2011-2016年，我國第一大股東持股比例基本保持不變，平均值均大于50%。同時，2011-2016年，煤炭上市公司平均有87.86%的公司第一大股東是國家持股，且這些國有資本均居于絕對控股的地位。

表2 煤炭上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)描述性統(tǒng)計(jì)表 %

同時，通過分析2011-2016年我國煤炭上市公司研發(fā)支出與主營業(yè)務(wù)收入數(shù)據(jù)，得到如表3所示的研發(fā)投入強(qiáng)度的描述性統(tǒng)計(jì)。2011-2015年研發(fā)投入強(qiáng)度均值幾乎沒有增長，但2015-2016年該指標(biāo)的均值得到了較大的增長。這主要是由于創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的大力號召，同時，個別公司在研發(fā)投入強(qiáng)度方面的表現(xiàn)值得肯定，比如潞安環(huán)能的研發(fā)投入強(qiáng)度于2012年達(dá)到了4%，成為行業(yè)首位。

3.2 我國煤炭上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度影響的回歸分析

運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)行回歸分析。首先對回歸方程總體線性顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)，F(xiàn)值為2.654，sig值為0.036(<0.05)，說明所構(gòu)建的回歸模型總體在5%的條件下顯著，反映出解釋變量與被解釋變量之間存在較高的線性關(guān)系。

其次，根據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)分析，研發(fā)投入強(qiáng)度與股權(quán)結(jié)構(gòu)如國有股比例、流通股比例以及股權(quán)集中度都存在不同程度的相關(guān)性，而且和公司規(guī)模也有相關(guān)性。所有相關(guān)系數(shù)都不超過0.3，國有股比例(0.148)、流通股比例(-0.074)、股權(quán)集中度(0.210)及公司規(guī)模(-0.066)與研發(fā)投入強(qiáng)度的相關(guān)系數(shù)，最高值為 0.210，即股權(quán)集中度與研發(fā)投入強(qiáng)度的相關(guān)性最強(qiáng)，其次是國有股比例，相關(guān)性系數(shù)是0.148，其余兩個變量的相關(guān)系數(shù)絕對值都低于0.1。同時，各個變量的容忍度均大于0.1，而且VIF均小于10，說明本文分析的變量不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，對回歸模型的分析不會造成影響。

最后，對變量進(jìn)行回歸及顯著性檢驗(yàn)，具體如表4所示。

表3 煤炭上市公司技術(shù)創(chuàng)新變量描述性統(tǒng)計(jì) %

表4 解釋變量回歸分析及顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表

由表3和表4可以看出：

(1)國有股比例對研發(fā)投入強(qiáng)度沒有顯著的影響，假設(shè)1沒有得到驗(yàn)證。而這一變量的回歸系數(shù)為0.003，結(jié)果為正值，說明國有股比例與研發(fā)投入強(qiáng)度具有正向的相關(guān)性，即在國有股占比高的煤炭上市公司中，當(dāng)前的國有股比例是有利于企業(yè)研發(fā)投入的。但這一實(shí)證結(jié)果并不顯著，有樣本選取所影響的，目前我國煤炭上市公司中，存在個別企業(yè)幾乎沒有國有股的情況，例如伊泰B股的國有股比例為0，這些極端數(shù)據(jù)在一定程度上也會對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。

(2)流通股比例對研發(fā)投入強(qiáng)度的影響呈顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)2得到驗(yàn)證。流通股比例的回歸系數(shù)為-0.008，且在5%的水平上顯著，與假設(shè)2一致，側(cè)面反映出流通股比例的加大不利于企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度。在分析了近幾年我國煤炭上市公司流通股結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)我國煤炭上市公司流通股比例持續(xù)升高，但是流通股股東中機(jī)構(gòu)投資者并沒有占據(jù)主導(dǎo)地位，一般的投資者往往更看重短期利益，不愿在研發(fā)創(chuàng)新上進(jìn)行長期投資。耿建新(2006)通過研究發(fā)現(xiàn)以機(jī)構(gòu)投資者為主的流通股力量可以有效提高企業(yè)質(zhì)量，這一結(jié)論對于解釋流通股比例提升阻礙了煤炭上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度的現(xiàn)象同樣適用。

(3)股權(quán)集中度對研發(fā)投入強(qiáng)度的影響呈顯著正相關(guān)，假設(shè)3得到驗(yàn)證。股權(quán)集中度的回歸系數(shù)為0.054，且在5%的水平上顯著，與假設(shè)3一致。表明較高的股權(quán)集中度，即第一大股東持股比例的增加有利于我國煤炭上市公司加大研發(fā)投入強(qiáng)度，進(jìn)一步促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。股權(quán)集中度有利于提高我國煤炭上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度，這是煤炭行業(yè)的特殊性所決定的。煤炭屬于國家管控的重要能源，煤炭上市公司的第一大股東基本都是國有企業(yè)(本文中股權(quán)集中度正是用第一大股東持股比例反映)，對于創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展等號召的響應(yīng)往往非常迅速，資金、人員等到位也比較快，同時，擁有更多的股份也促使他們希望獲得長遠(yuǎn)利益，從而會加大研發(fā)投入強(qiáng)度以確保企業(yè)不斷進(jìn)步。

通過上述分析可知，控制變量公司規(guī)模對企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響在10%的水平上顯著，回歸系數(shù)是0.001，為正值，即公司的規(guī)模越大對研發(fā)投入強(qiáng)度的正向影響越大。同時，流通股比例、股權(quán)集中度對企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響在5%的水平上顯著。而國有股比例的影響未通過顯著性檢驗(yàn)。因此，回歸方程為：

(2)

4 研究結(jié)論與建議

本文通過理論分析和對我國煤炭上市公司2011-2016年相關(guān)數(shù)據(jù)理論的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在我國煤炭上市公司中，股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度具有不同程度的影響：國有股比例未通過顯著性水平檢驗(yàn)；流通股比例對研發(fā)投入強(qiáng)度具有顯著負(fù)相關(guān)，即股票的流通性越強(qiáng)，其研發(fā)投入強(qiáng)度越弱，越不利于技術(shù)創(chuàng)新；股權(quán)集中度對研發(fā)投入強(qiáng)度具有顯著正相關(guān)，即股權(quán)集中度越高，我國煤炭上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度越強(qiáng)。基于上述的研究結(jié)論，本文提出以下兩點(diǎn)建議。

(1)完善信息披露制度，穩(wěn)定國有股比例，保持現(xiàn)有的股權(quán)集中度，引導(dǎo)持股方不斷加大研發(fā)投入強(qiáng)度。煤炭因其本身的特殊性，受國家管控程度較高，國有股比例較高，股權(quán)集中度較高，目前這些因素是有利于提高研發(fā)投入強(qiáng)度的。穩(wěn)定現(xiàn)有的國有股比例，使股權(quán)集中度處于穩(wěn)定狀態(tài)，都會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新良好的循環(huán)發(fā)展。同時，為了避免大股東濫用控制權(quán)，驅(qū)逐短期利益，我國煤炭上市公司應(yīng)主動進(jìn)行信息披露，加強(qiáng)內(nèi)外部監(jiān)督，使企業(yè)的創(chuàng)新能力得到提升。

(2)優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，增加機(jī)構(gòu)投資者持股比例。流通股的力量對刺激企業(yè)質(zhì)量提升具有積極作用，但目前我國煤炭上市公司卻沒有表現(xiàn)出這一規(guī)律。而機(jī)構(gòu)投資者由于本身的資金規(guī)模、技術(shù)及信息優(yōu)勢，可以更好地對市場動態(tài)做出理性決策。因此，提升機(jī)構(gòu)投資者持股比例，對于公司做出理性的市場行為有促進(jìn)作用，進(jìn)而為企業(yè)提高研發(fā)投入強(qiáng)度、提高創(chuàng)新能力營造有利的金融環(huán)境。

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