基于A股汽車制造業(yè)對所有權結構、研發(fā)投入與企業(yè)績效的研究

卓 敏, 陳麗麗, 朱家明

(1.安徽財經大學 會計學院，蚌埠233030；2.安徽財經大學 數(shù)量經濟研究中心，蚌埠233030)

0 引 言

自創(chuàng)新理論提出后，學者們一直熱衷于這一研究，且研究在不斷地升溫，特別是從內外部尋找影響企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策的因素的研究。2017年，孫曉華等指出，針對我國企業(yè)，金融發(fā)展、融資約束、市場化程度和地理位置等都是影響研發(fā)投入重要的外部因素[1]。2017年，張信東等研究發(fā)現(xiàn)，當年的資本市場改革能刺激企業(yè)研發(fā)，且取得股權融資的企業(yè)更易加大研發(fā)投入[2]。金融發(fā)展尤其是股權市場發(fā)展能促進我國的上市公司研發(fā)投入。此外，有學者發(fā)現(xiàn),具有不同文化的不同國家所有權結構也會發(fā)揮不同的作用。

組織行為學以及制度基礎觀都強調公司在進行決策時不僅受到其生存發(fā)展的市場外部環(huán)境的影響，也會受到其內部因素的影響。根據(jù)已有研究表明：產權制度、政治關聯(lián)、企業(yè)規(guī)模、腐敗、公司組織結構、CEO權利、所處行業(yè)和高管海外背景等，都會或多或少影響著企業(yè)的研發(fā)強度[3-5]。但是，這些研究并不能很好地解釋：一些企業(yè)擁有相似的規(guī)模及市場環(huán)境，為什么研發(fā)投入的績效表現(xiàn)卻存在如此大的差異？這是因為大多忽略了企業(yè)內部結構異質性這一事實情況。企業(yè)內部結構的核心也就是所有權結構，其對企業(yè)內部有形以及無形資源的分配方式產生一定影響，進一步影響企業(yè)的內部決策。基于此，本文試圖探索所有權結構對研發(fā)投入和績效的作用機理。

近年來，我國關于產權制度在不斷地進行深化改革。當下混合所有制成為其最大特點。但在混合所有制模式下各類所有權的股權比例如何設計是一個普遍性的問題。而汽車行業(yè)已經成為我國混合所有制形態(tài)的代表，不僅存在中外、中中和上市公司等混合所有制形式，同時，存在大量的國有資本與集體、民營、個人和境外資本的混合，這種現(xiàn)狀使得大多數(shù)汽車企業(yè)的控制權和經營權之間存在復雜的關系。所以，本文效仿前輩學者選取汽車行業(yè)為代表，也更具典型性。本文的研究結論亦適用于其他行業(yè)，可為其他行業(yè)或企業(yè)設計股權比例提供參考和借鑒。

1 理論分析與研究假設

1.1 股權集中度對研發(fā)投入和績效的影響

2003年，Ortega等研究發(fā)現(xiàn)，股權集中度越高越能夠在一定程度上減少委托代理問題的發(fā)生，但是，這必然會對當局管理者產生過多約束，失去決策專業(yè)化帶來的好處，并不利于企業(yè)的創(chuàng)新投入和產出[7]。也有研究顯示，由兩權分離引起的信息不對稱問題，會對企業(yè)的重大決策產生影響，特別是關于研發(fā)投入方面的決策。總之，在代理理論視角下的管理模式效率可能是低效的。2003年，Lee等檢驗了日本以及美國兩個發(fā)達國家的所有權結構對研發(fā)投入產生的影響，發(fā)現(xiàn)兩國間的文化差異導致了研發(fā)投入差異[8]。這也說明，在完善的市場經濟和文化背景共同作用影響下，代理理論會產生兩種不同的代理結果。美國驗證了委托代理模式，而日本文化促進了管家關系的形成，但管家理論并沒有得到足夠的實證支持以繼續(xù)發(fā)展。同受儒家文化的影響，日本與我國有諸多相似之處。2013年，Chen等認為我國作為新興經濟體，公司治理制度還不完善，控股股東廣泛存在，使得代理問題變得更復雜[9]。因此，將代理理論應用到中國時，應結合我國的基本情況。

梳理近幾年學者的相關研究發(fā)現(xiàn)，結論相悖的情況屢見不鮮。2014年，張斌研究發(fā)現(xiàn)，股權集中度與研發(fā)投入和創(chuàng)新產出呈負相關[10]。與此相反的結論是，2014年，周虹認為集中度越高,越能對職業(yè)經理人進行有效監(jiān)督，減小代理問題的影響，對提高企業(yè)的創(chuàng)新績效大有影響[11]。與此相似的研究結果表明，一股獨大的企業(yè)，其業(yè)績水平比其他類型更差一些。股權相對分散的公司更可能做出合理的決策，避免一股獨大作出不當決策，使公司績效更好。然而，2015年，張松旺等基于LaPorta等1999年提出的追溯控制鏈法，研究發(fā)現(xiàn)終極控制權的集中度與績效之間呈顯著的正相關[12]。此研究證明,企業(yè)股權集中度越高，越有利于提高運行效率并提升績效。綜合前輩學者的研究結果，本文從委托代理理論角度進行分析，做出如下論述：在大數(shù)據(jù)的加持下，通過統(tǒng)計分析軟件的運算，大多數(shù)的研究結果都顯示研發(fā)投入的水平會對企業(yè)的短期財務績效產生負面影響，對企業(yè)的長期運營效果產生明顯的正向作用。此外，綜合委托代理理論，股權越集中企業(yè)面臨的委托代理問題越小，也就是說出于謀求長期的可持續(xù)性發(fā)展目標，企業(yè)的所有者更愿意以現(xiàn)下的短期收益為代價來謀求未來的廣闊發(fā)展前景。但是基于委托代理理論，企業(yè)處于兩權分離的環(huán)境中，企業(yè)所有者對運營者的監(jiān)督和績效評價都促使著管理者更加注重短期效益。因此本文提出下面的假設一：

H1：股權集中度對研發(fā)投入強度和財務績效的關系起到促進作用。

1.2 股權性質對企業(yè)研發(fā)投入和績效的影響

2010年，宋敏基于資源依賴理論，對不同所有制下的企業(yè)創(chuàng)新活動進行研究，結果表明，國有企業(yè)更具有創(chuàng)新性[13]。此外，有學者指出，在新興市場中，與國家關聯(lián)程度越高的企業(yè)越有能力也更可能進行研發(fā)投入。而正相反的是，從代理理論出發(fā)，有一部分學者認為國有產權性質限制了企業(yè)的研發(fā)活動。2012年，吳延兵認為，國有企業(yè)具有嚴重的委托代理和預算軟約束問題，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)在研發(fā)投入、創(chuàng)新和生產效率上都不如民營企業(yè)[14]。2011年，王智穎研究發(fā)現(xiàn)，在汽車行業(yè)中，內資企業(yè)比中外合資企業(yè)更注重技術研發(fā)活動并由此獲得了成長，而在內資企業(yè)中，國有企業(yè)技術創(chuàng)新績效相對較差，由此認為股權性質會導致企業(yè)對創(chuàng)新的投入重視程度不同[15]。在2018年最新的研究中，李顯君等指出，在汽車行業(yè)中，企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)績效之間存在非線性關系，二者的關系會因為股權性質的不同而呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應[16]。

所有權類型也就是基于企業(yè)投資者視角的持股類型。根據(jù)以往學者的研究經驗，大量稀缺資源都掌握在國家手中，那么國有企業(yè)相比于其他類型企業(yè)有更大的天然優(yōu)勢來獲取稀缺資源。但是綜合前輩學者的研究結果，盡管國有企業(yè)具備此等優(yōu)勢，相比其他類型公司具備更高的研發(fā)投入能力，但是產出卻一直不甚理想，而外資企業(yè)在這方面擁有顯著優(yōu)勢。由此看來，委托代理理論在國有企業(yè)的研發(fā)投入和產出之間發(fā)揮著一定的作用。也就是說，股權性質對企業(yè)的研發(fā)投入強度有所影響，也會對企業(yè)的研發(fā)成果產生影響，進一步表現(xiàn)在企業(yè)的績效水平上。基于此，本文提出第二個假設：

H2：股權性質對研發(fā)投入強度和財務績效起到調節(jié)作用。

2 樣本變量的選取與模型的構建

2.1 樣本的選取

經過上述文獻梳理發(fā)現(xiàn)，很多學者的研究結論并不一致，導致這一結果的原因有以下幾點：首先，在樣本數(shù)據(jù)的選擇上存在偏差極可能是導致結論不一致的原因；其次，很難搜集到真實有效的研發(fā)數(shù)據(jù)，大多企業(yè)認為核心技術應該保密，并不愿意過多公開自己的研發(fā)信息；最后，在那些沒有披露相關信息的企業(yè)中，未必就真的沒有進行研發(fā)投入。據(jù)此，本文選取2009年至2016年A股汽車行業(yè)數(shù)據(jù)，去除了ST和PT公司，剔除異常值進行研究。同時，因為一些公司出于保密并沒有披露研發(fā)數(shù)據(jù)信息，故從樣本中刪除在時間跨度內從沒有披露過研發(fā)投入(如江鈴控股)的企業(yè)。經過處理發(fā)現(xiàn)，樣本中非國有數(shù)據(jù)包括235個。盡管樣本量不大，但是其關系的顯著性在統(tǒng)計學上有意義，而國有數(shù)據(jù)僅存18個，子樣本數(shù)量過少很可能在統(tǒng)計學上沒有意義。在后續(xù)相關研究中，可以繼續(xù)關注此方向。

2.2 變量及模型的選擇

2.2.1 變量的選取

①因變量：企業(yè)績效(ROA)，表示企業(yè)總資產回報率。②自變量：企業(yè)研發(fā)投入強度(yftrsrb)，表示研發(fā)投入占收入的比。③調節(jié)變量(股權結構)：股權集中度(shrhfd)，表示第一大股東持股比例；股權性質(s)，當表示國有時，s=1，當表示非國有時，s=0。④控制變量：企業(yè)創(chuàng)辦年限(clnx)，代表自成立至今的時間；企業(yè)上市年限(ssnx)，代表自上市至今的時間；規(guī)模(size)，表示采用總資產的自然對數(shù)；資產負債率(zcfzl)，表示總負債除以總資產；營業(yè)收入(yysr)，表示企業(yè)年度營業(yè)收入；凈利潤(jlr)，表示歸屬于上市公司股東的凈利潤。

本文選取當期的ROA來代表因變量財務績效這一指標；研發(fā)強度為自變量；調節(jié)變量為股權結構，對于股權結構中股權性質這一變量做了簡化處理，沒有借鑒以往學者按國有、民營、機構和外資等方式進行分類，僅僅試圖解釋國有與非國有這兩種類型分別對研發(fā)投入和績效的關系的影響；其余均為控制變量。[17]

2.2.2 模型的選取

自CDM模型提出以來，受到了不少學者的廣泛關注，眾多學者曾將不同國家的企業(yè)研發(fā)、創(chuàng)新和生產率應用到模型中[18]。近年來，一些學者將股權性質引入到模型中，探究股權性質對研發(fā)活動的影響。與以往相關研究不同，本文將股權集中度也引入其中，進一步豐富了所有權結構的維度，基于此構建兩個模型：

ROA=α+β1(yftrsrb)+β2(shrhfd)+β3(y*s)+βControls+ζ1

(1)

ROA=α+β1(yftrsrb)+β2s+βControls+ζ2

(2)

模型(1)中，因變量為當期資產回報率；自變量為研發(fā)投入強度；調節(jié)變量選用代表股權集中度的第一大股東占比，調節(jié)變量與自變量的交乘項y*s；控制變量包括：創(chuàng)辦年限、上市年限、企業(yè)規(guī)模、資產負債率、營業(yè)收入、凈利潤；ζ1為殘差項；α為模型的截距。在模型(2)中，因為調節(jié)變量從模型(1)中股權集中度這個連續(xù)變量調整為模型(2)中股權性質這個啞變量，采用s=0代表非國有企業(yè),s=1代表國有企業(yè)。此時的交乘項并不連續(xù)，無法參與回歸。因此，在隨后的回歸分析中將選擇分組進行回歸，對比不同股權性質發(fā)揮的作用。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

首先，對全樣本各個變量進行描述性統(tǒng)計，具體結果如表1所示。從表1中可以看出，全樣本共含有266個觀測值，有效觀測樣本為253，時間跨度為2009年到2016年。企業(yè)的總資產回報率平均為5.8%；研發(fā)投入占收入的比平均水平在3.71%；交乘項中產生13個缺失值，數(shù)據(jù)較少，一般不會對回歸結果產生影響；從股權性質可以看出國有數(shù)量很少；公司規(guī)模選擇取對數(shù)處理，方差較小；成立年限平均為17.5年；是相對較為成熟的企業(yè)。

表1 全樣本描述性統(tǒng)計

3.2 相關性分析

去除股權性質，來探究各個變量之間的相關性時，首先針對模型(1)進行相關性檢驗，結果如表2所示。

表2 模型(1)的相關性分析

表2中，研發(fā)投入強度與當期的資產收益率ROA負相關關系顯著；而股權集中度與當期的ROA有顯著的正相關關系，并且交乘項也顯示出顯著的正相關，或許可以猜想調節(jié)作用在這里弱化了解釋變量與被解釋變量之間的負向關系。公司的規(guī)模與當期的ROA也呈負相關，這可能是因為，公司的規(guī)模越大當期的研發(fā)投入強度越大，導致當期財務績效沒有增長。同時，作者也關注到凈利潤(jlr)與營業(yè)收入(yysr)的相關系數(shù)高達0.855 5，顯著正相關，可能會存在多重共線問題，后續(xù)在穩(wěn)健性檢驗中給予說明。

其次，針對模型(2)進行相關性檢驗，結果如表3所示。在模型(2)中，僅僅改變了調節(jié)變量，此時的調節(jié)變量股權性質(s)對ROA和研發(fā)投入強度都是正向影響，但是在統(tǒng)計學上并不顯著。

表3 模型(2)的相關性分析

3.3 實證檢驗

運用統(tǒng)計軟件進行處理，可求兩個模型的回歸結果，具體如表4和表5所示。表4中，因調節(jié)變量shrhfd是連續(xù)變量，所以采用模型中添加了交互項這一方式檢驗調節(jié)變量的作用。回歸結果顯示：β1<0,β2<0，β3>0，證明調節(jié)變量股權集中度的存在弱化了研發(fā)投入對財務績效的負向影響。同時可以說明，當期增加研發(fā)支出，會導致當期企業(yè)財務績效下滑，股權集中度越高越能減少代理成本，便可以弱化對當期財務績效的影響。

表4 模型(1)回歸結果

表5 模型(2)分組回歸結果

在表5中，此時調節(jié)變量股權性質(s)是啞變量，在分組回歸時發(fā)現(xiàn)，在s=1的子樣本中，所有關系都不顯著。可能是樣本量不足導致這一結果，也可能是本身在統(tǒng)計學上就沒有顯著關系，當然前者的可能性更大。兩個子樣本的樣本量上有巨大差異，這里歸納出兩個原因：首先，在國退民進的大浪潮下，國有產權逐漸退出，非國有產權逐漸成為市場主體，導致國有類型企業(yè)樣本量過少；再者，因為樣本中剔除了連續(xù)八年沒有披露研發(fā)支出的企業(yè)，大部分國有企業(yè)不愿意披露研發(fā)情況，一方面怕商業(yè)機密暴露，但更多的是盡管不披露研發(fā)情況也不影響企業(yè)的融資以及成長。因此，本研究關于國有股權性質在研發(fā)強度和績效之間發(fā)揮了怎樣的調節(jié)作用，無法做出肯定回答。但是，針對非國有企業(yè)這一子樣本來說，研發(fā)投入強度大，對短期的財務績效產生負面影響是可以確定的；此外規(guī)模越大、創(chuàng)立年限越長，企業(yè)的研發(fā)投入強度也越大，對當期財務績效影響越顯著。

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 多重共線分析

為了解多個變量之間是否存在多重共線的情況，特進行了檢驗。結果顯示，最大的方差膨脹系數(shù)(Variance inflation factor, VIF)<10,平均的VIF>1，不滿足多重共線的條件。因此，本樣本數(shù)據(jù)不存在多重共線問題。

4.2 內生性檢驗

為消除內生性的影響，本文選取公司規(guī)模作為工具變量進行回歸，結果如表6所示。在選取了外生的公司規(guī)模作為工具變量之后，并沒有影響之前得出的結論。

表6 采用工具變量回歸結果

5 結 論

以中國上市汽車企業(yè)為研究對象，以研發(fā)投入強度為核心解釋變量，以企業(yè)績效為被解釋變量，以股權結構為調節(jié)變量，借用CDM模型的研究得出如下結論：研發(fā)投入的強度會降低企業(yè)的短期財務績效。模型(1)調節(jié)變量發(fā)揮了減弱作用，即股權集中度越高，越能夠降低企業(yè)當期研發(fā)投入對企業(yè)當期財務績效的顯著負向影響，即股權集中度能夠減少代理問題，減少非效率投入。模型(2)針對國有類型企業(yè)調節(jié)變量是否在其中發(fā)揮了作用，因樣本量有限，不應輕易做出論斷，因此在后續(xù)研究中可以針對這次研究中的遺憾進一步探索。在資源依賴理論下驗證了國有公司更容易獲得稀缺性資源，會增加研發(fā)強度，并且對短期績效影響不太顯著。考慮到當期研發(fā)投入會給財務績效帶來負向影響，基于代理理論，有理由相信職業(yè)經理人會為規(guī)避風險，提高企業(yè)在其任期內的財務績效而不愿意從事高風險、高投入的長期研發(fā)活動。若在期末管理層績效考核中剔除當期研發(fā)投入對其績效的影響或者將研發(fā)近期成果給予鑒定并計入到績效考核中，會大大促進管理層對研發(fā)投入的決策支持。因股權集中度減弱了研發(fā)投入和績效的關系，若研發(fā)投入強度一定時，股權集中度越高當期財務績效下降的越少，這也說明股權越集中越能夠對管理者實施有效的監(jiān)督，進一步減少非效率投資和費用投入，減弱對績效的負向影響。因此，企業(yè)在完善董事會制度并提高信息透明度的同時，應該適度提高股權集中度來降低委托代理成本，以便達到提升企業(yè)績效的最終目的。