創(chuàng)業(yè)板上市公司創(chuàng)新投入的影響因素研究

周 旻

(淮陰工學院 經(jīng)濟管理學院，江蘇 淮安 223001)

0 引言

創(chuàng)新理論的奠基人熊彼特(1926) 認為，所謂創(chuàng)新就是把一種從來沒有使用過的生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件的新組合引入生產(chǎn)系統(tǒng)，從而建立一種新的生產(chǎn)函數(shù)，他認為企業(yè)只有持續(xù)創(chuàng)新才能持續(xù)獲得超額利潤。

企業(yè)的創(chuàng)新能力是國家創(chuàng)新能力的基本要素，是企業(yè)創(chuàng)造力與核心競爭力的重要體現(xiàn)。企業(yè)只有進行長期的持續(xù)的創(chuàng)新投入，實施基于創(chuàng)新的發(fā)展戰(zhàn)略，才能獲得稀缺的、有價值且難以模仿甚至不可替代的資源或能力，才能幫助企業(yè)在現(xiàn)有市場中取得取競爭上的優(yōu)勢，創(chuàng)造更多的價值。

1 理論分析和假設

企業(yè)的盈利是企業(yè)生存、發(fā)展之本，劉曦、于驥指出企業(yè)對利潤最大化的追求是創(chuàng)新的根本動力[1，2]。Johnson等運用加拿大的樣本數(shù)據(jù)研究了企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)盈利能力之間的相關關系，結果發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出對企業(yè)市場價值有顯著的正面作用[3]。Grabowski等、Connolly 和 Hirschey研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)盈利與研發(fā)投入之間存在正相關關系[4，5]。企業(yè)的盈利能力越強，資金的自由度就也高，可供創(chuàng)新投入的資金就越多。因而，在利潤和投資機會一定的情況下，企業(yè)經(jīng)營獲取的現(xiàn)金越多，就擁有更充足的資金進行研發(fā)投入。

假設1：盈利能力越高，創(chuàng)新投入水平越高。

目前關于企業(yè)規(guī)模結構與創(chuàng)新之間關系的研究存在著不同的觀點：(1)正相關：吳延兵等認為創(chuàng)新投入隨著企業(yè)規(guī)模的擴大而增加[6]；(2)負相關：Katrak等認為創(chuàng)新投入隨著企業(yè)規(guī)模的擴大而減少[7]；(3)U 型：Pavitt 等提出大型和小型企業(yè)的創(chuàng)新投入較大，而中型企業(yè)的創(chuàng)新投入較小[8]；(4)倒 U 型：Scherer、Nahm、柴俊武、萬迪昉認為中型企業(yè)的創(chuàng)新投入較小型企業(yè)和大型企業(yè)的投入更大[9]；(5)無相關關系：Arvanitis等認為企業(yè)規(guī)模不影響企業(yè)創(chuàng)新投入力度。本文認為企業(yè)規(guī)模結構與創(chuàng)新需要昂貴的資源，而且創(chuàng)新的回報常常與規(guī)模正相關。一般來說公司發(fā)展到一定規(guī)模后，其擴張速度會相對變緩，為保持企業(yè)可持續(xù)的高成長能力就必須有高創(chuàng)新投入作為支撐，同時由于企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)定，外部籌資能力較強，有能力增加創(chuàng)新研發(fā)的投入。

假設2：公司規(guī)模越大，創(chuàng)新投入水平越高。

Jordon認為較高負債率的企業(yè)一般會采用成本戰(zhàn)略，而低負債率的企業(yè)一般采用創(chuàng)新戰(zhàn)略[10]。戴躍強、達慶利的實證研究結果也表明：企業(yè)資本結構與創(chuàng)新之間呈現(xiàn)出負相關趨勢，資本結構影響到創(chuàng)新戰(zhàn)略的選擇[11]。本文認為由于創(chuàng)新活動收益所具有的不確定性和長期性的特點，導致市場要么不愿意以債務形式提供資金，要么就會要求一個較高的收益率。對企業(yè)管理者而言，除了對創(chuàng)新結果的高度不確定而不愿過多的使用負債外，債務資金有限的使用期限和諸多限制性條款的存在也不利于研發(fā)活動的開展，故而一般情況下企業(yè)更傾向于采用內(nèi)部融資而不是外部負債方式進行新技術的研發(fā)和運用等創(chuàng)新行為。

假設3：資產(chǎn)負債率越低，創(chuàng)新投入水平越高。

Shlerifer等人認為高度分散的股權結構不利于企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇。理由是大股東持股比例的提高，股權的相對集中，股東有權力也有動力有效監(jiān)控管理者的行為，促使管理者關注企業(yè)的長期發(fā)展，積極為企業(yè)的技術創(chuàng)新提供支持，而高度分散的股權結構使得企業(yè)的資本結構缺乏穩(wěn)定性，會引起經(jīng)理層的投機行為，從而失去對企業(yè)創(chuàng)新決策的關注[12]。Hill 和Snell發(fā)現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)費用與股權集中度有非常強的正相關性，大股東趨向于增加研發(fā)投入，以獲取高額的回報和企業(yè)穩(wěn)定盈利能力[13]。本文認為高度分散的在股權適當集中的情況下，大股東有能力去制約和影響經(jīng)營者的行為，較好地解決代理問題，關注企業(yè)長期利益加大創(chuàng)新投入，使得企業(yè)的發(fā)展更加具有可持續(xù)性。然而，當大股東持股比例過高，持股達到控股比例，甚至出現(xiàn)“一股獨大”現(xiàn)象時，考慮到創(chuàng)新投入的特點，大股東勢必會產(chǎn)生強烈的風險規(guī)避心理，創(chuàng)新投入的意愿降低。

假設4：控股股東持股比例越高，創(chuàng)新投入的可能性就越小。

董事規(guī)模與創(chuàng)新投入之間的關系有不同的觀點：徐偉、尹元甲在團隊功效相關研究成果的基礎上提出：董事會規(guī)模對企業(yè)技術創(chuàng)新投資具有顯著的正向影響[14]。Jensen、Zahra 認為董事會的規(guī)模不宜過大，隨著董事會規(guī)模的過度擴大，成員之間的交流容易受“集體行動邏輯”的困擾，反而削弱了董事們決策和監(jiān)督的能力[15-16]。徐金發(fā)、劉翌認為引入支持企業(yè)創(chuàng)新的機構投資者、縮小董事會的規(guī)模、增加外部董事的數(shù)量、設立董事會專業(yè)委員會以及分離董事長與總經(jīng)理的職責有助于促進企業(yè)技術創(chuàng)新[17]。本文認為隨著董事會規(guī)模的逐步擴大，不同職業(yè)背景、多元化知識結構的董事會成員的參與可提高決策的質(zhì)量水平，一定程度上降低創(chuàng)新的風險，從而對企業(yè)創(chuàng)新活動產(chǎn)生積極影響。

假設5：董事會規(guī)模越大，創(chuàng)新投入的可能性就越小。

Tihanyi等發(fā)現(xiàn)，高管團隊受教育水平均值越大，團隊獲得的有效信息也會越多，因而越有可能制定有利于企業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略[18]。企業(yè)家的個人經(jīng)歷、知識結構、對經(jīng)濟政策的敏感度和對市場機會的把握能力等會對企業(yè)的技術創(chuàng)新、企業(yè)文化以及戰(zhàn)略選擇等各方面產(chǎn)生直接影響，進而影響企業(yè)的成長軌跡。決策者應具有必要的機會識別和認知能力，這些能力與其所接受的教育程度密切相關。當高管擁有領先知識時，可推動管理創(chuàng)新、企業(yè)文化和技術等一系列創(chuàng)新、選擇正確的企業(yè)成長路徑，協(xié)調(diào)企業(yè)組織高管活動，促進董事會知識共享，由此擺脫成長鎖定，實現(xiàn)持續(xù)快速成長。

假設6：董事學歷越高，創(chuàng)新投入水平就越大。

2 數(shù)據(jù)來源和變量確定

2.1 數(shù)據(jù)來源

截止2013年5月11日，創(chuàng)業(yè)板共有356家上市公司，蘇州恒久(股票代碼300060)因為提供虛假公司公告而被取消了上市資格。因此，本文即以這355家上市公司作為研究對象，針對表1所列示的變量研究影響創(chuàng)新投入的因素，采用SPSS 18.0社會科學統(tǒng)計軟件，對這355家公司進行實證分析，研究所需的數(shù)據(jù)主要來源于巨潮資訊網(wǎng)。

2.2 變量確定

技術創(chuàng)新是反映企業(yè)核心競爭力的關鍵因素，對其創(chuàng)新能力及成長能力有著決定性的影響，同時考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文將以研發(fā)投入費用/營業(yè)收入的比值為因變量對創(chuàng)新投入進行測度，以凈利潤、資產(chǎn)總額、資產(chǎn)負債率、實際控制人股份、董事會規(guī)模、董事學歷等方面指標作為自變量設計線性回歸模型，根據(jù)模型分析各個因素對創(chuàng)業(yè)板研發(fā)投入的影響程度(見表2)。

表1 變量匯總表

表2 變量描述性統(tǒng)計表

國際上一般認為，研發(fā)投入強度達到2%的企業(yè)才能維持生存，達到5%企業(yè)才具有競爭力，表2中數(shù)據(jù)表明我國創(chuàng)業(yè)板公司研發(fā)投入強度均值達7.2235% ，可認為創(chuàng)業(yè)板公司研發(fā)水平較強，研發(fā)投入公司資產(chǎn)負債率均值為20.17%，普遍負債水平較低；創(chuàng)業(yè)板上市公司控股股東控制程度普遍較高；董事會規(guī)模普遍不大；董事學歷(碩士及以上比例)差異很大。

3 相關性和回歸分析

3.1 變量間的相關性分析

本文采用線性回歸模型，對是否研發(fā)投入的影響因素做出回歸檢驗，表3提供了各變量之間總的相關系數(shù)?；貧w模型具體為：R﹠D =β0+β1NP +β2ASSET +β3RODA +β4SHR +β5DS +β6RODD +δ，其中，βn表示待估參數(shù)，δ為隨機干擾項。

在1%的顯著性水平下，研發(fā)投入與凈利潤、資產(chǎn)總額、董事學歷顯著正相關，且相關系數(shù)較大，印證了描述性統(tǒng)計分析的初步結論。而研發(fā)投入與資產(chǎn)負債率、實際控制人股份、董事會規(guī)模的相關性并不顯著。究其原因可能有兩種：一是這些自變量本身對研發(fā)投入并沒有顯著性影響，二是顯著性水平設定存在問題或相關系數(shù)統(tǒng)計量本身固有的缺陷，導致不能完全反映變量間的關系。

表3 相關系數(shù)

注：*在 0.05 水平(雙側)上顯著相關；**在 0.01 水平(雙側)上顯著相關。

3.2 變量間的回歸分析

本文對不同自變量的影響進行回歸分析，通過共線性診斷，結合變量間的相關系數(shù)，將存在共線性的變量從模型中刪除?；貧w結果顯示，模型不存在嚴重的多重共線性，最終得到如下模型匯總表(見表4)和回歸系數(shù)及共線性診斷表(見表5)。

表4 模型匯總

表5 回歸系數(shù)及共線性診斷

從表4中可以看出，調(diào)整的R2為0.264，說明模型擬合程度較好，Sig.為0.00(小于0.05)，說明模型具有較強的整體解釋能力。在統(tǒng)計量F檢驗下，該模型整體顯著，表明自變量的選擇是恰當?shù)?。從表中的顯著性水平Sig.來看，在10%的顯著性水平下，凈利潤對研發(fā)投入有顯著的正相關關系，說明凈利潤越大，研發(fā)投入水平越高；資產(chǎn)總額對企業(yè)研發(fā)投入呈現(xiàn)出完全的正相關關系，表明資產(chǎn)總額越高或規(guī)模越大的公司，其研發(fā)投入的水平越高；董事學位比例(碩士及以上比例)與研發(fā)投入也呈現(xiàn)出完全的正相關關系，說明董事學歷越高的公司其研發(fā)投入的水平就越高。資產(chǎn)負債率、實際控制人股份和董事會規(guī)模的顯著性水平Sig.均大于0.1，所以可以認為這三個指標對研發(fā)投入沒有顯著影響。

5 實證結果及啟示

通過對創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入影響因素的實證研究，發(fā)現(xiàn)公司的凈利潤、資產(chǎn)總額、董事學歷(碩士及以上比例)與創(chuàng)新研發(fā)水平有完全的正相關關系，支持上文分析的假設1、假設2和假設6成立。然而創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入與資產(chǎn)負債率、控股股東持股比例和董事會規(guī)模之間沒有顯著關系，故拒絕假設3、假設4和假設5，可能的原因是：我國創(chuàng)業(yè)板目前發(fā)展還不成熟，公司創(chuàng)新能力和動力不足；二是公司治理制度不夠完善，持股股東和董事對企業(yè)創(chuàng)新投入作用不明顯。

基于以上發(fā)現(xiàn), 提出政策建議如下：(1)加強知識產(chǎn)權管理體系建設，加大知識產(chǎn)權保護力度，保護企業(yè)的創(chuàng)新收益；深化稅制改革，打造創(chuàng)新稅收優(yōu)惠體系，調(diào)動企業(yè)的創(chuàng)新積極性。改善上市公司創(chuàng)新的外部環(huán)境，增強上市公司創(chuàng)新動力。(2)著力培養(yǎng)具有創(chuàng)新精神的高素質(zhì)的創(chuàng)新人才，充分調(diào)動創(chuàng)新人才的積極性，提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力(3)完善公司內(nèi)部管理機制，培養(yǎng)企業(yè)家的戰(zhàn)略眼光，加強持股股東和董事會對公司技術創(chuàng)新戰(zhàn)略的指導。

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