公司内部治理机制对Ramp;D投入的影响——基于总经理持股与董事会结构的实证研究，本文主要内容关键词为：董事会论文,公司内部论文,总经理论文,机制论文,结构论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 研究背景
技术创新是公司迎合市场需求、塑造长期竞争优势、形成可持续发展能力的重要前提。自20世纪90年代末，西方学者就开始不断地研究驱动公司技术创新的主要因素，试图探索出提升公司技术创新能力的有效路径。由于技术创新是一种投入较高、周期较长、不确定性较高的活动[1]，而总经理与股东之间存在的信息不对称与利益不兼容导致了二者对技术创新持不同的偏好，具体表现为：关注企业长期发展的股东对技术创新持支持态度，而风险规避型的总经理常常为了满足个人效用而阻碍了技术创新活动。因此，是否建立有效的公司治理机制优化资源配置、提高公司决策效率，成为影响技术创新活动的主要因素，公司治理机制对技术创新的影响便成为国外很多学者研究的焦点。而国内现有研究多是从宏观层面探索外部法律、政策等环境对技术创新投入的影响，从微观层面探索公司内部治理机制对公司技术创新投入影响的研究文献较为罕见。本文基于委托代理理论，从公司内部治理机制的两个重要维度——激励与控制，分别选择总经理持股和董事会结构两个表征变量，以及R&D投入作为技术创新投入的代理变量，检验中国上市公司内部治理机制对技术创新投入的影响。
2 研究假设
2.1 总经理持股与R&D投入
技术创新是通过分析企业的经营环境、技术特性等相关信息，旨在满足未来市场需求、争当行业领先者的一种活动，一旦成功，将会产生特有的竞争能力，在一段时间内可为企业带来较高的垄断利润。但技术创新具有较大的不确定性，存在较高的风险。由于股东可以将资本在公司外部通过投资组合的方式将风险分散，因此，股东更偏好于较高的公司R&D投入；而人力资本风险无法超越单一公司通过组合的方式被分散，相应地，管理者为了提高其职位的安全性，更偏好于回收期较短、回报率较可靠的投资项目，如兼并收购，而不愿意选择那些投资回收期较长、回报率较高的R&D投入。很多学者的研究也发现[2,3]，管理者经常通过缩减R&D投入来满足个人效用。因此，在所有权与经营权分离后，总经理与股东之间的利益冲突阻碍公司技术创新的投入水平，产生代理成本、造成了公司价值的损失。Jensen和Meckling[4] 提出，总经理持股可以导致他承担部分由于满足个人私利而对公司价值造成的的损失，并且持股比例越高，其所承担的份额越大，总经理与股东之间利益越一致。Miller等[5] 关于“拥有股权的管理者更愿意承受风险”的研究结论进一步证明，总经理持股可以减少股东与总经理之间的利益冲突，使总经理与股东风险的态度趋同，有利于促进技术创新的投入。Hoskisson等也证实了这一命题[6]。
“管理者势力（Management entrenchment）”理论的出现导致了很多关于管理者持股与公司价值之间非线性关系的研究成果[7,8]，但我国总经理持股比例相对国外较小，无法达到理论上的“管理者防御”点，因此，作者只提出了关于二者线性关系的研究假设。
假设1 管理者持股比例与公司R&D投入正相关。
2.2 外部董事与R&D投入
作为公司治理另一重要维度的董事会制度强调如何在公司内部引入监督控制机制，从而降低总经理与股东之间的代理问题。由于外部独立董事不参与公司的管理和经营活动，可以更加客观、独立地在公司战略选择、经营运作、资源配置等重大问题上做出判断，解决了由于内部人控制导致的董事会职能失效问题。因此，与内部董事相比，可以更加有力监督控制管理者，降低管理者短视行为。Weisbach[9] 的一项实证研究表明，以独立（外部）董事主导的董事会结构要比非独立（内部）董事主导的董事会更易于在公司业绩滑坡时更换总经理。很多研究也发现[7,10]，较高比例的外部独立董事会减少由于所有权和控制权分离所引发的代理成本。基于这一理论可以认为，外部独立董事可以积极促进公司的技术创新活动，而内部董事受总经理控制的可能性较大，不利于公司技术创新活动。Chung等和Boone等的研究证实了这一观点[11,12]，他们发现公司外部独立董事所占的比例与R&D比重正相关。
随着公司治理的目标从监督制衡上升到科学决策层面[13]，一些学者发现董事会已不仅仅作为监督控制机制，还发挥着重要的决策保障职能。然而，实践中外部董事的消极效应，尤其是对技术创新的抑制作用已成为很多学者的观点。一方面，当涉及到不确定性和风险的项目时，如新产品的创新，内部董事能够拥有充分的信息，从而可以更加准确地预测与评估研发所带来的经济价值，降低了技术创新的不确定性，积极地推动了公司内部技术创新活动；而外部董事由于受到时间、精力和信息等因素的约束，无法准确评价经营环境，只能通过市场来发现一些经营状况较好的产品，因此，总经理所提出的技术创新战略决策在外部独立董事占主导的董事会中很难通过[14]。另一方面，董事会是评价管理者绩效的主体，由于外部独立董事对公司内部信息的匮乏，很难看出管理者行为所带来的长期效应，因此，外部独立董事更偏好于财务控制，而非战略控制[6]，由此诱发了总经理为提高短期绩效而放弃战略性投资项目所需的技术创新投资，因此，外部独立董事会阻碍公司内部的技术创新活动。Hoskisson等[6] 的研究结果表明，外部独立董事促进了公司的兼并收购活动，但抑制R&D的投入，而内部董事促进了R&D的投入。
通过上述分析可知，外部独立董事对技术创新的影响在理论界并没有形成一致的结论，而我国董事会构成对技术创新的影响更是一个有待深入研究的课题。随着中国公司治理实践的不断发展，国内上市公司都建立了独立董事制度，并且其比例不小于董事会人数三分之一。由于独立董事的引入是一种政府主导，并非公司自愿的行为，因此，中国上市公司的独立董事很难发挥作用。胡勤勤和沈艺峰[15] 以2000年深沪两地已建立独立董事制度的上市公司为研究对象，发现其经营业绩与独立外部董事之间存在不显著的相关关系。随着实践界独立董事制度的不断完善，肖曙光[16] 以2004年初实施独立董事制度的全部A股上市公司为样本，重新研究了独立董事是否影响公司业绩的问题，结果仍然表明，独立董事对公司业绩的影响非常有限。尽管国外很多学者研究表明，外部独立董事对技术创新的影响是消极的，但由于中国独立董事无论是监督控制机制，还是管理者评价机制，抑或科学决策机制均被弱化，因此，本文认为，他们对公司内部创新活动并不会产生显著的影响。
实践表明，将董事会成员分成内部董事和外部独立董事的分类过于简单，一些学者把董事再细分为内部董事、关联外部董事（affiliated outside director）和独立外部董事（independent outside director）[17]。尽管他们从业务层面分离出了关联外部董事，即那些虽然不是公司的全日制雇员但又通过某种方式与公司发生关联关系的董事，如商业银行、投资银行、律师、咨询顾问以及客户，但学者们很难通过所披露的信息准确地分辨出这种业务层面的关联，因此，对这部分董事作用的实证研究较为少见。中国上市公司董事会成员的构成更加复杂，不仅有外部独立董事、内部董事和存在业务关联的外部董事，而且存在着在控股单位任行政管理职务的董事，他们是公司管理团队与控股股东之间的“联结点”。一方面，这部分董事同时在控股股东单位担任行政管理职务，他们的利益与股东公司更加密切，这部分代表股东公司利益的董事将更加积极地行使监督控制总经理的权力，减少股东和总经理之间的代理成本，另一方面，这部分董事的存在有效地促进总经理与股东单位的沟通，降低了二者之间的信息不对称程度，使得股东单位拥有充足的信息判断技术创新决策的科学性，不仅可以得到股东单位的资源支持，而且可以更有效地进行战略控制，从而降低管理者的短视行为，促进公司的技术创新活动。
通过西方学者的研究思路，结合中国上市公司的特点，提出假设2、假设3和假设4。其中，假设2包含两个对立假设，即从监督控制的视角，内部董事不利于公司技术创新活动；从降低信息不对称、解决对管理者评价的视角，内部董事可以促进公司内部技术创新活动。
假设2a 内部董事所占比例与公司R&D投入正相关；
假设2b 内部董事所占比例与公司R&D投入负相关。
假设3 外部独立董事所占比例与公司R&D投入不相关。
假设4 在股东单位任职的董事所占比例与公司R&D投入正相关。
2.3 董事会规模与R&D投入
关于影响董事会解决管理者与股东之间代理问题效率的另一重要的维度是董事会规模。董事会的重要职能是监督控制与评价管理者的行为，当董事会规模较小时，管理者控制董事会的可能性上升，管理者的机会主义行为更加严重。随着董事会规模的不断上升，不仅可以对管理者形成压力，而且在董事会中可以综合更多专家的意见，从而更加科学与准确地评价管理者的行为，降低管理者与董事会成员的信息不对称问题，促进公司的技术创新活动。但随着董事会规模的过度庞大，董事会成员的“搭便车”倾向便会产生，董事会的效率下降。Jensen[18] 认为规模较大的董事会很难有效发挥监控功能，管理者更容易实现内部控制。Lipton和Lorsch[19] 也指出，当董事会的规模超过10人时，因协调和沟通所带来的损失会超过因人数增加所带来的收益，董事会因而会变得缺乏效率，并且也更容易被公司经理所控制。因此，一个适度的董事会规模可以更加有效地促进公司的内部技术创新活动[20]。
假设5 董事规模对公司R&D的影响呈倒U型。
3 研究设计
（1）样本选取。由于研发费用并不是中国上市公司年报必须明确披露的信息，因此本文以2005年年报中披露研究开发投入相关信息的中国沪深两地上市公司为研究样本。其中研发投入的信息，主要从财务报表中“支付的与经营活动相关的现金流量”一项获取，尽管“长期待摊费用”和“预提费用”也可能出现相关信息，但这两个账户主要记录的是一个存量，并不能明确反映出当年投入的状况。剔除其他变量数据无法获取的样本后，得到最终样本160家。
（2）模型设计。所选取的样本在管理者持股与董事会构成方面在不同年度变化并不明显，因此，利用多个年度的数据只是有助于公司特征其他方面对技术创新的影响，相应地，不同年度之间的差异也会为本研究产生影响。本文利用横截面数据（Cross-section data）的回归分析方法，检验不同公司治理特征差异对技术创新投入的影响。基本模型如下：
其中：R&D为被解释变量；GOV为解释变量；ε为随机误差项。
（3）变量说明参见表1。
1）被解释变量。本文选择R&D投入／主营业务收入作为该变量的度量指标。刘运国和刘雯[21] 在一项高管任期与研发投入关系的研究采用R&D投入／总资产指标度量了R&D投入比例，而国外现有研究文献关于技术创新投入的度量主要采用R&D投入／总资产、R&D投入／主营业务收入和R&D投入／市场价值三种方式。R&D度量当年研发投入状况，是一个流量的概念，不仅由公司规模决定，而且受到当年经营状况的影响，利用R&D投入／主营业务收入可以更好地剔除该因素的影响。
2）解释变量。包括总经理持股比例、外部独立董事比例、在股东单位任职董事比例、内部董事比例和董事会规模。其中，内部董事是在本公司兼任行政管理职务；股东单位任职董事是指在主要控股单位兼任行政管理职务。作者发现中国上市公司董事会成员可能同时兼任本公司和控股公司的行政管理职务，为了防止重复计算，将其归入在主要控股单位兼任行政管理职务的董事，这一现象在样本公司中出现的极少，这种划分误差对结果没有产生显著影响外部独立董事是上市公司年报中界定的独立董事。
3）反映公司特征的控制变量。①公司规模对技术创新的影响效应存在两个方面：一方面，技术创新投入不仅需要资金投入，而且存在风险，规模越大的公司在融资能力和抗风险能力方面均存在着优势，因此，公司规模促进了技术创新活动；另一方面，大规模的公司面临的竞争压力较小，而且缺少弹性，他们更加偏好于兼并收购而不是内部技术创新。②负债水平，由于债权人和股东对待风险的态度存在差异，R&D投入占用公司的特殊资源，影响公司稳定的现金流，所以，债权人不支持公司的内部创新活动；同时，当公司负债压力较高时，面临的风险和资金压力较大，从而降低了技术创新能力。一些研究[22,23] 的结论也证实公司负债水平与R&D呈负相关关系。③投资机会，R&D的投入是公司一种长期投资行为，而长期投资机会是驱动公司投资的重要力量。④公司风险，当风险规避型管理者面临较高的市场风险时，其行为会更加保守，从而不会选择提高未来不确定性的R&D投资活动；与此相反，当公司风险较低时，管理者进行R&D投资的倾向上升。⑤行业。不同行业对技术创新所提出的要求不同，处于高科技行业的企业更加严重地依赖于技术创新形成的竞争优势，对是否为高科技行业的判断主要根据《国家高新技术产业开发区高新技术企业认定条件和办法》中对高新技术行业的划分方法。
公司特征是影响公司治理制度的重要变量，为了更好地满足零条件均值假设，本文选择可能同时会影响R&D投资的公司特征指标作为控制变量。刘运国和刘雯[21] 将企业性质和地区因素作为控制变量，但结果并没有通过显著性检验。当然，从不同的视角研究公司技术创新活动会产生不同的影响变量，如高管团队理论认为，高管特征（包括年龄、性别、任期等）及异质性会影响技术创新活动，本文不可能将所有变量涵盖于模型之中，为了提高模型的自由度、防止过度识别问题，仅将这些特征纳入随机误差项。
4 实证结果及分析
（1）数据的描述性统计。利用SPSS 13.0对样本数据进行描述性统计（见表2）。统计结果显示，总体样本公司2005年平均R&D投入占主营业务收入的0.84％，Chung[11] 等发现，1991—1995年美国公司的R&D投入与销售收入比率达到了7.2％，这一结果说明，中国上市公司的研发投入与美国存在着较大的差距。同时，由R&D投入比例的标准差可以发现，R&D投入在不同公司中存在较大差异。此外，中国上市公司总经理持股比例较低，平均水平为0.88％，本文认为总经理无法通过持股的方式达到“管理者防御”点，因此，没有假设管理者持股与研发投入呈倒U型关系①。通过样本公司平均的董事会人员构成情况发现，外部独立董事、内部董事和在股东单位任职的董事在董事会中所占的比例差距不大，并且这三部分董事平均占董事会人数高达84.5％，因此，对这三部分董事的作用进行比较研究具有重要的现实意义。
表2列出了高科技企业与非高科技企业R&D投入比例和其他变量的比较。高科技公司的数量为71家，非高科技公司的数量为89家。分析发现，高科技企业的平均R&D投入要远远高于非高科技企业，同时两类公司的管理者持股水平也存在着很大的差异，其他公司特征变量差异不大。这一现象给我们提出一点值得注意的疑问，驱动R&D投入差异的是行业因素还是总经理持股水平？两组样本中R&D投入的标准差存在着较大的差异，因此，回归模型中的异方差问题同样是一个值得检验的关键因素。
（2）回归分析。利用Stata 9.0对各回归模型进行检验，结果见表3～表5。表3中，模型1仅将控制变量作为回归元进行检验，结果发现，回归模型中出现了严重的异方差问题，White值为14.8516，显著拒绝了无异方差的原假设，说明模型中存在很多因素影响着公司研发的变动，这也体现了一些不同特征的上市公司在选择技术开发投入空间方面具有较大的差异。尽管在进行普通的T检验时，公司规模、负债水平与公司成长机会对研发投入具有显著影响，但考虑了异方差性的稳健性检验之后，这些变量的显著性消失，只有行业因素对技术创新活动始终表现出显著的积极效应，这与表2中的描述性统计结果一致，但在没有引入总经理持股这一变量时，尚不能回答上文中所提到的疑问：驱动R&D投入产生差异的是行业因素还是总经理持股水平？并且模型1没有通过回归系数的联合性检验，这一结果使得我们对这些控制变量的作用开始提出异议。在将管理者持股比例加入回归模型后（模型2），结果发现该变量对技术创新具有显著的积极效应，尽管回归模型没有通过异方差性检验，但利用稳健性统计量进行检验时，结果的显著性没有产生变化，并且包括行业在内的所有控制变量的回归系数没有通过显著性检验，可以认为，行业的差异不是驱动技术创新的因素，而不同行业所表现出的总经理持股水平的差异才是影响技术创新的因素之一。由于引入过多的无关变量，导致了模型的统计性质变得较差，这些变量的过度识别将引发回归系数的方差增大，模型2也没有通过回归系数的联合性检验，可以认为控制变量对模型的回归效果产生了不利影响。在后面的模型中将剔除这些变量进行关键解释变量的检验。
模型3只将总经理持股变量与R&D投入比例进行回归分析，结果显示，回归系数为0.249，尽管模型出现了异方差性，但无论是利用普通的T检验值，还是稳健性统计量，结果均通过了95％水平以上的显著性检验，并且在后面的所有模型中，这一结论始终保持不变。该结果支持了假设1，印证中国上市公司存在着管理者短视行为的假设，而总经理持股这一激励机制可以解决由于利益冲突产生的代理成本，促进了总经理进行技术创新活动的积极性。模型4是将内部董事所占比率加入模型3，其回归系数仅为－0.004，并且没有通过显著性检验，可以认为，无论是经济意义还是统计意义，内部董事对技术创新没有产生影响，既没有支持假设2a，也没有支持假设2b。这一结果说明，尽管中国上市公司内部董事在信息方面存在着优势，但同时存在着无法独立行使决策职能，更可能存在内部人控制的缺陷，这种积极和消极效应的共同作用使得内部董事对技术创新产生影响无法通过统计检验。模型5是将外部独立董事比例纳入模型3，回归结果表明中国上市公司独立董事对技术创新没有产生显著的影响，回归系数为－0.026，与假设3一致，由此也证明了中国上市公司独立董事功能的弱化。模型6检验了在主要控股股东公司任职的董事对技术创新的影响，回归系数为0.012，普通的T统计量为2.14，通过了95％水平的显著性检验，尽管模型仍然存在异方差问题，但稳健性统计量也通过了10％的显著水平，可以认为，这部分董事对技术创新具有显著的积极作用，结论与假设4一致。
模型7检验了董事会规模对技术创新的影响，根据假设，在模型中引入了董事会规模及其平方项，回归系数的普通T检验结果显示，在控制总经理持股比例后，董事会规模对技术创新的影响呈正U型，即董事会规模对技术创新的影响开始为负，随后出现积极作用，与假设矛盾。但该结果的稳健性统计量没有通过显著性检验，由于模型出现了异方差问题，因此，稳健性统计量更加有效地度量了回归系数的显著状况，同时，由VIF值发现，董事会规模和其平方项出现了共线性问题，将平方项去除后重新建立模型8进行回归分析，结果表明无论是普通T检验还是稳健性检验，董事会规模对技术创新的影响显著为负，回归系数为－0.012，由此说明，中国上市公司董事会规模的上升，非但没有起到决策多元化的积极作用，而且表现出监督、控制与决策效率的下降，阻碍了公司的技术创新活动。模型9加入了管理者持股、内部董事比例、外部独立董事比例、在控股股东单位任职董事比例和董事会规模这些变量对R&D投入比例进行回归分析，由于加入了一些无关变量，可能出现过度识别问题，因此各变量回归系数的方差增加，结果的显著性整体下降，但由模型9的结果不难看出，总体上，各变量的回归结果及显著性与单独回归分析的结果基本一致，前面所得的结论稳健性较高，并且这些变量解释了技术创新投入的42.97％，尽管还存在着一些本文没有涉及到的因素，但这一数字足以说明公司治理对技术创新活动的重要意义。
5 研究结论及建议
尽管中国经济发展的速度在国际上处于领先地位，但通过数据分析发现我国技术创新投入与西方发达国家相比仍处于一个相对较低的水平。由于经济环境尚不稳定，经理人市场的不健全，管理者短视行为较为严重，极大阻碍了公司的技术创新活动，一个国家的技术创新水平是由微观层面的公司创新活动所构成的，尽管目前国内学者从宏观层面不断地探索提高技术创新水平的方式，但从微观层面探索公司治理制度对公司技术创新影响的实证研究较为鲜见。本文从管理者激励与监督控制两个层面，以验证“管理者短视”行为为视角，利用实证的研究方法检验了管理者持股与董事会构成对中国上市公司研发投入比例的影响，通过本文的实证结果，为上市公司构建以创新为导向的公司治理制度具有一定的借鉴意义。
本文主要研究结论如下：①总经理持股可以减少“管理者短视”行为，降低管理者和股东的利益冲突，提高管理者进行技术创新的积极性，提高公司研发费用的投入比例；②外部独立董事对技术创新的影响不显著，再次说明，现阶段独立董事监督、控制与科学决策功能的弱化与失效；同样，尽管内部董事在信息收集方面具有重要的意义，但由于他们的决策缺乏独立性，并没有对技术创新活动表现出积极的效应；③在控股东单位任职的董事对技术创新具有显著的积极作用，说明在控股股东任职的董事不仅可以发挥有效的监督控制职能，同时利用其自身的工作经验和信息优势，可以提高公司进行技术创新的积极性；④董事会规模对技术创新的影响显著为负，这一结果使得我们必须关注董事会规模扩张所产生的低效率问题，一味地强调董事会规模的扩大并不能真正意义上发挥其应有的功能。
由此，现阶段，加强上市公司对总经理的激励制度，提高控股股东参与决策是提高技术创新活动的重要手段，如何进一步完善独立董事制度，提高独立董事的监督控制效率仍为未来公司治理改革的重点，同时适当缩减董事会规模，塑造“小而精”的董事会是提升上市公司技术创新活动的有效路径之一。
注释：
① 作者在计量分析中作了U型关系的检验，结果没有通过显著性检验，与文章分析一致，由于篇幅的关系结果没有列出，如需要，可向作者获取。