股权结构对企业RD投资的影响Word格式文档下载.docx

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D投资强度与股权集中度呈现出先上升再下降，最后又上升的一种非线性关系。

但是，值得强调的是，我国上市公司所有权集中度通常较高，而且持股比例较高的大股东大都积极直接参与公司的经营管理，因此严格意义上的分散型所有权结构在我国上市公司中并不存在，监督效应没有相应存在的空间。

基于此，我们提出如下研究假设：

假设1：

在控制了其他因素后，我国上市公司R&

D投资强度与第一大股东持股比例呈现出先下降，再上升的二次非线性关系。

如何约束上述大股东的机会主义行为，成为近来学术界讨论的热点，不少学者指出股权制衡是约束大股东机会主义行为的一条重要途径：

多个大股东同时分享控制权，形成制衡型股权结构时，任何一个大股东都无法单独控制企业决策，单个大股东对控制权私有收益的追求将受到抑制。

Gomes认为，股权制衡一方面通过事前大股东之间的讨价还价，可以减少包括投资在内的企业决策对小股东利益的侵害程度，另一方面，多个大股东的出现，增大了企业决策团体的所有权比例，内部化控制权私有收益的获取成本，从而降低了大股东对小股东的利益侵占程度和非效率投资行为。

由此，本文提出假设2：

假设2：

在控制了其他因素后，股权制衡度与上市公司R&

D投资强度负相关。

2.2股权性质与R&

已有的研究表明，股权性质的差异会对企业的研发投资决策产生不同的影响，转型时期的中国经济最大特征是政府在社会经济活动中掌握着大量的资源，并通过政策和行政指令等对企业实施不同程度的引导和干预。

由于我国上市公司大部分由国有企业改制而来，为保持国家对上市公司的控制力，国有股权在上市公司中占据了很大比例，并且这些国有股权在股权分置改革前不能上市流通。

我国国有控股上市公司，一方面其经营目标与非国有控股上市公司的经营目标并不完全一致，其还兼有履行政府发展地方经济、促进就业和稳定社会等诸多目标，另一方面，国有控股上市公司内部政企不分现象较为严重，政府通过行政任命方式决定企业高管层，国有控股上市公司高管人员薪酬的决定程序和机制亦带有较浓重的行政管理和政府干预色彩。

陈信元、陈冬华和万华林（2005）发现，国有控股上市公司的高管薪酬普遍受到行政管制，难以对企业的长期业绩产生正面影响。

另外，目前我国国有上市公司的管理者持股比例普遍较低，期权激励计划也刚刚起步，且数量十分有限，国有控股公司的治理结构很难给予经理人员足够的长期激励以从事R&

D活动。

由于R&

D投资的高风险和长期性特征，重视短期盈余状况的国有上市公司管理者很可能为了短期盈余目标而消减当前的R&

D投资。

基于此，提出假设：

假设3：

在控制了其他因素的影响后，国有控股上市公司的R&

D强度显著低于非国有控股上市公司。

三、变量选择与模型设计

3.1样本筛选与数据来源

由于我国制造业上市公司占全部上市公司的近60%，已披露R&

D投资的公司占全部披露R&

D投资公司的80%以上。

我们选取2002~2008年度披露了R&

D投资的制造业A股上市公司作为研究样本，研究样本的确定遵行如下原则：

（1）2002~2008年年报中披露了R&

D支出的制造业上市公司；

（2）考虑到公司的决策制定和规划一般要先于决策的实施，同时为了避免变量之间可能存在的内生性问题，本文将解释变量滞后一期，因此剔除上市时间不足一年的公司；

（3）剔除所有者权益为负值的公司；

（4）剔除变量数据不全的公司。

根据我国会计准则和制定规定，企业的相关支出一方面应按照“权责发生制”记入利润表或资产负债表，另一方面也要按照“收付实现制”记入现金流量表。

记入资产负债表或利润表中的R&

D支出，在2007年1月1日前，除研发成功后的工商注册费外一般作为期间费用全额计入当期损益，2007年1月1日以后，处于开发阶段的R&

D支出，在满足一定条件的情况下可作为无形资产成本记入资产负债表。

而按照“收付实现制”记入现金流量表中的R&

D支出，在2007年前后账务处理方法未发生变化。

鉴于此，我们选择记入现金流量表中的R&

D支出额作为企业R&

D投资的替代变量，具体见报表附注中“支付的其他与经营活动有关的现金流量”的明细支出为“研发费、研究开发费、技术研究费、技术开发费、科研费、咨询及技术开发费等”，研究中所需要的其他财务数据和公司治理数据均来自于中国经济研究中心CCER的上市公司相关数据库。

经过筛选，我们最终得到有效样本1087家，其中，2002、2003、2004、2005、2006、2007、2008年的有效样本分别为85、115、140、172、189、196、190家。

3.2模型设计

根据前述研究假设，同时参照国内外的实证研究结论，本文构建如下R&

D投资决策模型：

为了避免解释变量与被解释变量之间可能存在的内生性问题，我们将解释变量滞后一期。

模型中的Ui,t是公司个体效应；

πi,t是年度宏观环境的影响；

εi,t表示误差项，其他变量具体描述如表1所示：

表1：

变量类型

变量名称

变量说明

预期符号

被解释变量

lnRDi,t

第t年i企业R&

D支出的自然对数

解

释

变

量

CRi,t-1

第t-1年i企业第一大股东持股比例。

截止到12月31日，持股比例最大的股东持有的股票数量占总股本的比例。

-

CR2i,t-1

第t-1年i企业第一大股东持股比例的平方

+

IDXi,t-1

第t-1年i企业第一大股东持股比例与第二至第五大股东持股比例的和之比

KDNi,t-1

第t-1年i企业实际控制人类别，哑变量。

截止到12月31日，上市公司第一大股东的最后控股股东的类别。

股东类别为：

国有控股=0；

否则=1。

控

制

LEVi,t-1

第t-1年i企业期末负债总额与期末资产总额之比

LnSIZEi,t-1

第t-1年i企业期末资产总额的自然对数

ROEi,t-1

i企业第t-1年净利润与期末净资产之比

TQi,t-1

第t-1年i企业的托宾Q值，托宾Q值=公司市场价格/公司重置成本=（年末流通市值＋非流通股份占净资产的金额＋长期负债合计＋短期负债合计）/年末总资产。

CFAi,t-1

第t-1年i企业净现金流净现金流与年末总资产之比

PAYi,t-1

报酬契约，哑变量。

有为1，没有为0

四、研究结果与分析

4.1描述性统计分析

从表2可以看出，因变量和自变量之间存在显著的相关关系，自变量之间、自变量和控制变量之间不存在多重相关性，因此可以初步证实前面的研究假设。

从表2中还可以看出，75%（1-24.56%）的是国有控股制造业上市公司，这在一定程度上说明，国有控股上市公司无论是在R&

D信息披露上，还是R&

D实际支出都比非国有控股公司走在前面，这又似乎与假设3相矛盾。

而第一股东持股比例最大为84.97%为最低持股比例（8.02%）的10倍多，这一方面说明我国上市公司股权结构差异较大，另一方面也可能是我国实施股权分置改革后的结果。

表2：

1

0.047

0.058*

0.981***

-0.062**

0.464***

0.517***

-0.074**

-0.332***

-0.311***

-0.189***

0.152***

0.028

0.027

-0.004

-0.104***

0.512***

0.184***

0.194***

0.107***

-0.253***

0.394***

0.117***

0.057*

0.059*

-0.009

-0.025

-0.177***

0.035

0.033

-0.232***

-0.220***

-0.138***

0.170***

-0.061**

-0.122***

-0.060**

0.142***

0.067**

0.081***

0.009

-0.108***

0.074**

0.135***

0.055*

0.064**

-0.03

-0.036

0.053*

-0.006

0.022

0.032

0.054*

-0.037

mean

15.5895

0.4335

0.2147

16.6843

0.2456

0.4535

21.2719

0.0329

1.1944

0.056

0.6201

media

15.6617

0.4403

0.1939

3.1004

0.4541

21.1963

0.0306

0.9672

0.0542

sd

1.4933

0.1639

0.1462

39.9337

0.4307

0.1655

0.8943

0.1617

0.7716

0.0711

0.4856

max

19.5002

0.8497

0.7219

397.8362

0.9702

24.3172

0.263

10.2065

0.4574

min

9.5039

0.0802

0.0064

0.3047

0.0583

18.9792

-4.9186

0.0001

-0.2365

注：

***表示在1%水平上显著，**表示在5%水平上显著，*表示在10%水平上显著。

4.2回归方法及结果分析

从现有文献来看，有关股权结构与企业R&

D投资之间关系的研究文献大多都假设不可观测的公司个体效应为零，并使用混合样本回归方法进行检验，而没有使用其他方法进行稳定性检验。

然而，混合样本回归的零假设是一个太强的假设，因为上市公司在行业、规模、地域、管理者个体特征等众多方面的差异，不同上市公司之间存在很大的异质性。

为了控制企业个体的异质性问题，本文拟使用面板数据的随机效应模型和固定效应模型估计方法。

由于使用的是面板数据，首先需要对模型的设定形式进行判断，对于本文所用到的模型，在PE（混合OLS模型）与FE（固定效应）之间进行选择时，F检验值在1%的水平下显著，应该选择FE模型；

在PE与RE（随机效应）之间进行选择时，通过LM检验，卡方值为676.57，在1%的水平下显著，应该选择RE模型；

在FE与RE间进行选择时，Hausman检验的卡方值为16.58，在10%的水平下显著，所以应该选择FE模型。

综合F检验、LM检验与Hausman检验的结果，模型应该选择FE模型。

Variable　

PE

FE

RE

系数

T值

-2.563**

-2.03

-2.976*

-1.79

-2.273*

-1.65

3.274**

2.25

3.047*

1.68

2.559*

1.66

-0.005***

-4.64

-0.002**

-2.06

-0.003***

-2.8

0.081

0.84

-0.024

-0.16

0.087

0.74

-0.247

-0.96

-0.336

-0.9

-0.383

-1.27

0.889***

18.29

0.657***

6.04

0.787***

11.83

0.754***

3.11

0.226

1.05

0.388**

1.99

0.145***

2.83

0.108***

2.61

0.114***

2.95

1.732***

3.16

0.943**

2.07

1.065**

2.47

0.179**

2.27

0.156*

1.86

0.175**

2.32

_cons

-3.146***

-3.01

2.166

0.93

-0.888

-0.63

年度

控制

R2

R2=0.3083

AdjR2=0.3019

within=0.0963

between=0.3301

overall=0.2979

within=0.0949

between=0.3401

overall=0.3035

F值

F（10,1074）=47.88，Prob>

F=0

F（10,824）=8.78，Prob>

F=0

Waldchi2（10）=212.07、Prob>

chi2=0

F检验

7.33***

LM检验

chi2

（1）=676.57***

Hausman检验

chi2（10）=16.58*

检验结果由STATA软件计算得到，***表示在1%水平上显著，**表示在5%水平上显著，*表示在10%水平上显著。

PE表示混合回归模型；

FE表示固定效应模型；

RE表示随机效应模型。

从表3中可以看出，在控制年度等变量的情况下，无论是利用混合年度截面数据进行回归，还是使用面板数据采用固定效应模型或随机效应模型进行估计，变量Cri,t-1的系数均为负，分别为：

-2.563，-2.976，-2.273；

CR2i,t-1的系数均为正，分别为：

3.274、3.047、2.559，并且均在10%显著性水平下都显著，支持了假设1。

由前面的分析可知，Cri,t-1和CR2i,t-1最适宜的系数应为：

-2.976和3.047，通过求偏导可以计算极值点是0.488（2.976/2*3.047），也就是说，在第一大股东持股比例尚未达到48.8%的之前，公司代理问题主要表现为：

大股东和小股东之间的冲突，由于我国上市公司股权集中度普遍偏高，使大股东拥有足够的能力实施有利于自己获取更多控制权私有收益的R&

D投资，从而导致所有权激励的正效应将被大股东盗窃的负效应所淹没，此阶段的控股股东持股比例与公司研发投入强度之间呈负向的激励效应。

当大股东持股比例超过上述极值点时，大股东的利益和小股东之间更多的表现为一致性，在利益趋同效应的作用下，R&

D随第一大股东持股比例的提高而增大。

具体表现如下图所示：

值得强调的是，我国上市公司所有权集中度通常较高，而且持股比例较高的大股东大都积极直接参与公司的经营管理，因此严格意义上的分散型所有权结构在我国上市公司中并不存在，监督效应没有相应存在的空间，因此并第一大股东持股比例与R&

D投资之间并不像有些学者所描述的成“N型”关系。

对于股权制衡与R&

D投资之间的关系，混合样本回归、面板数据的固定效应和随机效应模型中的IDXi,t-1在5%的显著性水平下都显著的，这说明第二至第五大股东对第一大股东的制衡是有效的，支持了假设2，从模型中的IDXi,t-1系数分别为：

-0.005，-0.002和-0.003可以看出，混合样本回归系数最低，这是混合模型忽略企业的个体效应以及个体效应与自变量的相关性而导致低估股权制衡对企业R&

D投资负向影响的结果。

对于股权性质与R&

D投资之间的关系，三种回归方法的IDXi,t-1系数不仅回归符号正负不一致，分别为0.081、-0.024和0.087，而且都没有通过统计学上的显著性水平，这表明国有控股上市公司和非国有控股上市公司的R&

D投资行为并无显著的差异，这与其他学者（文芳，2008）的研究结论存在一定的差异，具体原因，还需要进一步检验。

另外，由表3可知，企业规模、托宾Q净现金流量和报酬契约对R&

D投资的影响，在三种模型下都通过了显著性检验，这些变量的符号均与预期的一致。

资产负债率与R&

D投资在三个模型中都没有通过显著性水平，这表明我国上市公司负债相机决策机制缺失。

净资产收益率对R&

D投资虽然在混合模型和随机效应模型下通过了显著性检验，但由于固定效应模型没有通过统计检验，因此我们认为，净资产收益率对投资的影响并不显著,这可能与我国不同上市公司报表中净利润的可信度存在较大的有关。

五、稳健性检验

稳健性分析主要包括：

一是改变主要变量的定义与计算。

对于被解释变量R&

D投资，采用研发支出与主营业务收入之比，第一大股东持股比例改为前五大股东持股比例之和，对应的第一大股东持股比例的平方改为，前五大股东持股比例的平方和，股权制衡改为第二到第十大股东对第一大股东的制衡，规模改为主营业务收入的自然对数；

二是增加控制变量。

增加公司的成长性、两权设置状态等控制变量；

三是重新定义样本。

删除连续样本少于3年的公司，重新筛选样本进行分析。

回归结果显示，我们的研究结论没有发生显著变化，研究结果具有较好的稳健性。

六、研究结论

本文以我国制造业上市公司2002~2008年的研发数据为样本，研究了样本公司第t-1年第一大股东持股比例、股权制衡及股权性质对公司第t年的R&

研究发现：

第一大股东持股比例与R&

D投资之间存在“U型”关系，这主要是由于大股东追求的私有收益表现形式随持股比例的改变而改变。

考虑到面板数据技术上的特点，以及所得结论与现实情况及经典理论的吻合程度，我们认为第一大股东持股比例与R&

D投资之间存在“U型”关系的结论是值得信赖的。

第二至第五大股东持股比例之和对第一大股东的制衡效果是显著的，这意味着我国在改变国有股“一股独大”的同时，更应该注重对第一大股东制衡力量的培育。

关于股权性质对R&

D投资的影响，我们发现国有控股上市公司和非国有控股上市公司的R&

D投资行为并无显著的差异，具体原因，还需要进一步检验，对此我们将另文讨论。

参考文献：

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D投资——来自中国上市公司的经验证据[J]．南方经济2008（4）：

41-52；

[2]李丹蒙，夏立军．股权性质、制度环境与上市公司R&

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93-104；

[3]陈隆，张宗益，杨雪松．上市企业公司治理结构对技术创新的影响．科技管理研究[J]．2005（9）：

137-141；

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（2）：

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[5]孟祥霞．大股东控制：

利益协同效应还是壕沟防御效应——基于中国上市公司的实证分析．经济理论与经济管理[J]．2008（4）：

37-43；

[6]罗富碧，冉茂盛，杜家廷．高管人员股权激励与投资决策关系的实证研究．会计研究[J]．2008（8）：

69-76；

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33-40；

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