技術創新、公司治理與企業績效研究
——基于潮汕地區制造業上市公司數據

田云玲 梁記玲 陳曉棠

（韓山師范學院廣東潮州521041）

熊波特指出，企業要想獲得持續的競爭優勢離不開技術創新，這一論斷在當前知識經濟時代背景下更為適用。企業要想生存和不斷發展，越來越離不開創新。創新的成功與否關乎一家企業能否立足于日新月異的市場。然而在信息技術背景下，隨之而來的是技術的復雜性、技術創新面臨的不確定性，單個企業的創新能力稍顯欠缺，無法高效及時地獲得創新成果。因而越來越多的企業選擇加入政府、科研機構、供應商、其他企業等多種組織結交形成的協同創新網絡，以期獲得協同創新效應。但企業能否有效整合內外部資源，充分考驗著企業的治理能力。由此可見，研究技術創新與公司治理對企業績效的影響，預期研究成果將有利于企業獲得競爭優勢，進而獲得較好的業績，從而實現企業的可持續發展。

一、文獻綜述

針對技術創新是否會對企業績效產生影響這一問題，現有研究給出了兩方面回答。一方面，技術創新與企業業績存在正相關關系。李季春（2009）、趙暉（2010）分別以高新技術企業數據為樣本，研究發現增加企業的創新投入，可以使企業降低成本，增強企業的盈利能力，進而提升企業的績效。這一結論不僅適用于高新技術企業，在醫藥行業也同樣適用。近幾年的研究表明醫藥行業上市公司的科技創新投入有利于擴大市場、增加銷售，進而提升企業績效（周煊等，2012；楊佳欣，2018）。謝云霏（2019）以通信行業為樣本，研究發現企業增加研發投入可以提升產品質量，擴大銷售額，進而提高企業績效。另一方面，張煥鳳和梁萊歆（2005）及王淑芳和王君彩（2008）的研究證明技術創新對企業績效的影響具有滯后性。朱艷華（2013）的研究也證實了此結論，并指出滯后兩期時效果最明顯。

針對公司治理是否影響企業績效這一問題的研究相對較少，其中實證研究成果更是匱乏。已有研究中，謝云霏（2019）認為公司治理中為降低代理成本而實施的高管激勵，以及企業內部治理結構中的股權結構和董事會規模都會對企業績效產生影響。廖艷和駱珣（2016）、田東伶和柴菁敏等（2019）的研究發現管理層持股比例對研發投入與企業績效具有正向調節作用，但不顯著。另外，廖艷和駱珣（2016）還發現獨立董事比例不是研發投入和企業績效的調節因素，田東伶和柴菁敏等（2019）發現股權結構對研發投入與企業績效的關系無明顯調節作用。此外，朱乃平等（2014）研究發現企業社會責任正向調節了企業的研發投入與財務績效。

綜上所述，已有研究關于技術創新和公司治理對企業績效的影響，雖然成果不少，但尚未形成一致的結論。而且現有研究側重于內部治理，忽視了公司治理中的外部治理，即企業外部利益相關者資源的整合。因此，本文選取潮汕地區制造業上市公司數據為樣本，研究同一地緣下技術創新、公司治理結構對企業績效的影響，預期研究結論將進一步豐富現有研究成果。

二、研究設計

（一）樣本和數據來源

本文以潮汕地區制造業上市公司數據為樣本，從深交所網站和巨潮資訊網上收集潮汕地區上市公司2014—2018年年報數據，考慮到異常數據，剔除了經營虧損和研發支出數據不全的樣本，最后共整理出120份有效樣本。

（二）研究假設

1.技術創新。技術創新作為企業的核心競爭力，不僅能夠為企業建立高效率、高標準和低成本的生產系統，還能為企業帶來新的生產工藝，為企業在研發新產品以及開拓新市場等方面作出貢獻，從而提高企業的經濟效益。因此本文提出假設1：

H1：創新投入越大，企業績效越高。

2.獨立董事。獨立董事在董事會中充分發揮監督、制衡職責，督促經營者不偏離所有者目標，發表獨立意見，提升決策質量，提高企業運行效率。因此本文提出假設2：

H2：獨立董事比例越高，越有利于提升企業績效。

3.高管激勵。高管與股東的目標有所不同，為了有效約束高管的行為而采取的股權激勵措施可以降低代理成本，使管理層更加關注企業的戰略目標和長遠發展，進而提高企業的經濟效益。因此本文提出假設3：

H3：高管持股比例與企業績效存在正相關關系。

4.兩職合一。根據管家理論，兩職合一賦予管理者更多權力，能夠激發管理者的責任感和使命感，有力地推動創新，從而提升企業績效。因此本文提出假設4：

H4：兩職合一與企業績效正相關。

5.股權集中度。股權越集中，越有利于企業戰略的制定與推行，弱化了中小股東與大股東在智豬博弈中想搭便車的舉動，強化了企業的集中管理。因此本文提出假設5：

H5：股權集中度越高，越有利于企業績效的提升。

6.顧客集中度。企業服務的顧客集中度越高，那么一方面企業所生產和提供的產品或服務的質量就越標準化，生產成本就越低，另一方面企業需要提供創新性的產品來滿足顧客，對技術創新性需求的程度越高。因此本文提出假設6：

H6：顧客集中度越高，企業績效越好。

7.供應商集中度。在價值鏈管理中，供應商是上游組織。供應商越集中，企業在采購環節需要交涉的企業越少，企業采購來的原材料質量標準化程度越高，企業得到的商業優惠也就越多，會對企業績效產生積極影響。因此本文提出假設7：

H7：供應商集中度與企業績效存在正相關關系。

8.政府補助。企業得到的政府政策性補貼或研發補助越多，企業越有能力投資于提升企業綜合能力、創新技術手段及服務功能的項目，進而促進企業通過創新獲得績效的提升。因此本文提出假設8：

H8：企業得到的政府補助越多，越有利于提升績效。

9.企業社會責任。企業承擔社會責任可以獲得大眾的認可，贏得市場和美譽，形成一種公關營銷，更容易開拓及占領市場，進而提升企業績效。因此本文提出假設9：

H9：企業越積極承擔社會責任，越有利于提升企業績效。

（三）變量選擇

1.被解釋變量。如何度量企業績效，現有研究給出了眾多指標，如總資產報酬率、每股凈收益、凈資產收益率等，考慮到企業是以營利為目的的組織，本文選取了更為普遍的總資產報酬率作為考量企業績效的變量，來反映企業的總體經營效益。

2.解釋變量。本研究以企業的技術創新和公司治理作為解釋變量，以研發費用占營業收入的比例作為考量企業技術創新投入的重要指標，選取獨立董事比例、高管持股比、兩職合一、股權集中度四個指標度量公司治理中的內部治理結構。同時，鑒于突破以往研究僅局限于內部治理結構，本文基于協同創新網絡理論，選取顧客集中度、供應商集中度、政府補助、社會責任參與度作為衡量外部治理機制的指標。其中，精準扶貧支出占營業收入比例用來度量企業社會責任參與度，反映企業對于社會和環境方面的貢獻，該指標的量化以企業是否響應黨和國家號召參與精準扶貧活動以及參與扶貧活動的強度來分析。

3.控制變量?？紤]到財務杠桿會對企業績效產生杠桿效應，以及企業規模對企業績效的影響，本文選取企業規模（資產總額取對數）和資產負債率作為控制變量。

具體被解釋變量和解釋變量如表1所示。

表1 變量定義匯總表

（四）模型設計

本文構建的模型不僅包含前一期投入強度、本期投入強度，也包含了企業內部治理和外部治理變量，以檢驗不同時期研發投入和內外部治理是否會顯著作用于企業績效。具體模型如下：

其中，RDt為當期研發投入強度，RDt-1為前一期研發投入強度。

三、實證分析

（一）描述性統計分析

由表2可知:

首先，來自經濟欠發達的潮汕地區上市公司，其總資產收益率整體水平比較低，均值僅為5.36%，遠低于行業的平均報酬率10%，其最大值20.97%和最小值0.24%相差20.73%，可見潮汕地區不同上市公司之間的績效差距懸殊。

其次，樣本企業當期研發投入強度的均值為4.03%，比上一期增加0.19%，這表明潮汕地區制造業企業的技術創新投入水平不是很高；政府補助的最大值為17.9602，均值為13.2578，可以看出地方政府對企業的補助力度比較強。

再次，樣本企業的前五顧客銷售收入占總收入比例的最大值為95.82%，均值為27.38%，說明該區域企業的顧客集中度相對較高；同樣地，前五供應商采購支付占總采購費用比例的均值為41.25%，最大值為99.35%，可知該區域企業的供應商集中度較高。

最后，樣本企業精準扶貧支出占營業收入比例平均達到0.01%，最高達到0.54%，說明該區域企業社會責任感比較強，能夠在社會公眾面前樹立較好的企業形象。此外，樣本企業獨立董事比例的最高值達60%，平均可達到37.13%，說明董事會結構中獨立董事占比較大。

表2 變量的描述性統計表

（二）模型回歸分析

本文利用SPSS 25.0軟件，采用進入回歸法對潮汕地區2014—2018年制造業上市公司的120份樣本數據進行分析，以檢驗前期投入強度、本期投入強度、內部及外部治理變量與被解釋變量企業績效之間的關系。從表3可以看出本文所構建模型的整體回歸情況。模型的擬合度R為0.572，R2為0.327，雖然擬合度不高，但至少說明模型中部分自變量具有較強的說服力，也說明可能還有其他重要的解釋變量尚未納入模型。DW的統計值為1.94，接近2，基本上可以認為自變量之間相互獨立，模型不存在一階自相關。

表3 模型的擬合優度檢驗表

由表4可以看出各解釋變量的回歸系數以及顯著程度。雖然模型中涉及多個變量，但VIF值均遠小于10，不存在多重共線性。

表4 回歸系數及其顯著程度

首先，模型中企業本期研發投入強度的系數為-0.096，Sig值為0.771，表明企業當期的研發投入越大，企業績效越小，但不顯著；回歸模型中企業前一期研發投入強度的系數為0.083，Sig值為0.801，表明企業前一期研發投入越大，本期企業績效越大，但也不顯著。原假設未通過顯著性檢驗，但仍可以得出結論：技術創新對企業績效起到了積極影響，并存在滯后性。

其次，在內部治理結構中，獨立董事比例這一解釋變量與企業績效在5%的水平上顯著正相關。董事長與總經理兩職合一則在10%的水平上與企業績效顯著正相關。高管持股比例對企業績效幾乎無影響，可能是因為高管已擁有一定的股份，根據馬斯諾需求理論，要對其產生激勵，就要滿足其更高層次的需求。股權集中度對企業績效有正向促進作用，但不顯著。

最后，前五顧客銷售收入占營業收入比重與企業績效負相關，并在5%水平上顯著，該結果與假設6正好相反。當期政府補助與企業績效在5%顯著性水平上存在正相關關系。供應商集中度變量的回歸結果并不顯著，這可能是因為企業并未與主要供應商達成戰略合作伙伴關系，供應商也在企業的協同創新網絡中發揮了積極作用。此外，企業精準扶貧支出額度占比這一變量依然能對企業績效起到很好的促進作用，檢驗結果在5%水平上顯著。

（三）穩健性檢驗

為驗證研究結論是否可靠，本文做了進一步檢驗。一是采用凈資產收益率代替總資產報酬率來衡量企業績效，除顧客集中度呈正相關但不顯著外，研究結論基本一致。二是采用企業研發技術人員占比來衡量企業研發投入強度，除當期研發投入強度與當期企業績效正相關外，研究結論基本一致。由此可以看出，本文構建的模型及研究結論具有穩健性。

四、研究結論與政策建議

本文以經濟欠發達的潮汕地區制造業上市公司為研究樣本，結合協同創新網絡理論，實證檢驗了企業研發投入、內部治理結構及外部治理機制對企業績效的影響。通過實證分析，得出如下結論：

一是企業當期技術創新投入越大，則當期績效越小，企業前一期技術創新投入越大，則當期績效越好，但均不顯著。研發投入對改善企業績效不明顯，這可能是因為制造業企業研發活動效應也存在滯后性，即企業技術研發為企業帶來業績效益需要一定的時間。

二是獨立董事比例越高，越有利于企業績效的顯著提升。獨立董事在董事會中的比例越高，獨立董事在企業做出重大決策時的影響力也越大，更能充分發揮專家職能，通過提高決策的科學性，進而提升企業績效。

三是兩職合一與企業績效正相關。兩職合一，管理者有更大的決策權和執行力，可以決定重大資源的配置，推動企業創新發展，提升績效。

四是企業獲得的政府補助越多，越有利于企業績效的顯著提升。企業達到一定的資質才能獲得政府補助，而獲得的政府補助不僅可以使企業面臨較小的融資約束，增加有效投資，進而提升企業績效，也增加了企業連續獲得政府補助的機會。

五是顧客集中度與企業績效顯著負相關。顧客越集中，企業過于依賴目標市場，越容易受制于顧客，進而降低企業績效。

六是企業越主動參與承擔社會責任，會為企業樹立良好的公眾形象，獲得市場認可，進而提升企業績效。

針對以上研究結論，為提升企業績效，本文提出如下建議：企業要通過技術創新獲得持續競爭優勢，應制定長期戰略加以支持；企業應加強并重視協同創新網絡建設，促進企業協同創新能力及經營效益的提升；完善內部治理結構，充分發揮獨立董事、兩職合一的積極作用；企業應增強社會責任感，多關注周邊社會問題，并從這些問題中挖掘更多的創新機會，以促進企業實現經濟利潤和社會效益的雙贏。