股權(quán)制衡度、研發(fā)經(jīng)費投入與創(chuàng)新產(chǎn)出

李慧聰

[摘 要]利用341家創(chuàng)業(yè)板上市公司2013—2017年面板數(shù)據(jù)，以股權(quán)制衡度為門限變量，構(gòu)建面板單門限回歸模型，實證分析了不同股權(quán)結(jié)構(gòu)下研發(fā)經(jīng)費投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化效率的差異性。結(jié)果顯示：研發(fā)經(jīng)費投入對創(chuàng)業(yè)板上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在基于股權(quán)制衡度的門限效應(yīng)。具體而言，當(dāng)股權(quán)制衡度低于門限值0.0506時，研發(fā)經(jīng)費投入的轉(zhuǎn)化效率較高。該文章的研究結(jié)論為創(chuàng)業(yè)板上市公司提高研發(fā)經(jīng)費投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化效率提供股權(quán)結(jié)構(gòu)層面的參考。

[關(guān)鍵詞]股權(quán)制衡度;研發(fā)經(jīng)費投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化效率;門限效應(yīng);創(chuàng)新產(chǎn)出

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2019.33.012

1 引言

黨的十九大報告提出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。2017年全國R&D經(jīng)費投入總量為17606.1億元，較2016年增長12.3%，增速較2016年提高1.7個百分點，穩(wěn)居世界第二位;各類企業(yè)研發(fā)經(jīng)費支出13660.2億元，比2016年增長12.5%，企業(yè)研發(fā)經(jīng)費支出占全社會研發(fā)經(jīng)費的77.6%，比2016年提高0.1個百分點

數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2017年全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》。。盡管中國在研發(fā)經(jīng)費投入上取得了重大突破，但是中國的研發(fā)經(jīng)費利用效率遠(yuǎn)不及發(fā)達(dá)國家：日本的研發(fā)經(jīng)費利用效率

本文定義研發(fā)經(jīng)費利用效率= Triadic patent families /Gross domestic expenditure on R&D （GERD） at current prices and PPP。數(shù)據(jù)來源于OECD報告。為0.1012、美國為0.0298，而中國僅為0.0083，約占發(fā)達(dá)國家的1/4。由此可見，與發(fā)達(dá)國家相比，我國研發(fā)投入資金的利用效率還有待進(jìn)一步提高。

企業(yè)是市場參與的主體、技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的媒介，提高企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化效率，強化其技術(shù)創(chuàng)新主體地位是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提質(zhì)增效的重要突破口。

因此，本文基于2013—2017年我國創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)數(shù)據(jù)，研究在不同的股權(quán)制衡度區(qū)間，研發(fā)經(jīng)費投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化效率是否存在區(qū)間差異。試圖為創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)、提高研發(fā)經(jīng)費投入轉(zhuǎn)化效率、增強企業(yè)核心競爭力提供理論依據(jù)。

2 研究設(shè)計

2.1 研究假說

部分學(xué)者認(rèn)為大股東間股權(quán)的相互制衡，能夠?qū)Φ谝淮蠊蓶|起到一定程度的約束作用。

但是朱紅軍和汪輝（2004）通過對宏智科技股份有限公司股權(quán)之爭的案例分析，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡往往造成多個大股東之間的股權(quán)斗爭，致使公司控制權(quán)出現(xiàn)混亂，導(dǎo)致公司內(nèi)部代理問題更為嚴(yán)重。同時，股權(quán)制衡還會導(dǎo)致股東決策過程復(fù)雜化，降低公司決策效率。

因此，基于上述分析，提出假說：

H1：研發(fā)經(jīng)費投入對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在股權(quán)制衡度的門限效應(yīng)。

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2013—2017年的創(chuàng)業(yè)板上市公司作為初始研究樣本。為保證樣本選取的合理性和研究結(jié)果的科學(xué)性，剔除研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出等關(guān)鍵數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失、資產(chǎn)負(fù)債率大于100%的公司，最后得到341家上市公司2013—2017年的面板數(shù)據(jù)、共計1705個觀測值作為最終研究樣本。本文數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫;數(shù)據(jù)處理采用Stata15.0統(tǒng)計軟件完成。

2.3 變量的定義及描述

本文的主要研究問題是股權(quán)結(jié)構(gòu)對研發(fā)經(jīng)費投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化效率的影響效應(yīng)，結(jié)合門限（檻）回歸理論模型的設(shè)定結(jié)構(gòu)，變量分為：被解釋變量、核心解釋變量、門限變量和控制變量。

（1）被解釋變量：創(chuàng)新產(chǎn)出（Grants）。本文選取本年度專利授權(quán)數(shù)作為被解釋變量?？紤]到專利授權(quán)有時滯，對解釋變量做滯后一期處理。

（2）核心解釋變量：研發(fā)投入（LnRD）。本文選取研發(fā)經(jīng)費投入的對數(shù)作為核心解釋變量，同時定義研發(fā)經(jīng)費投入的轉(zhuǎn)化效率為LnRD的系數(shù)β，當(dāng)β越大時，研發(fā)經(jīng)費投入的轉(zhuǎn)化效率越高。

（3）門限變量：股權(quán)制衡度（SC_5）。本文用第二大股東至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值來衡量股權(quán)制衡度。

（4）控制變量：本文參考前人經(jīng)驗，選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和成長性為控制變量。

變量名稱及定義如表1所示。

2.4 門限模型設(shè)定

基于上述分析，本文運用Hansen（1999）面板門限回歸模型對上述假設(shè)進(jìn)行檢驗。其中，單一門限模型如下：

yit=μi+β1xit·Iqit<γ+β2xit·Iqit≥γ+δZit+eit（1）

其中，xit為核心解釋變量;qit為門限變量;γ是對應(yīng)的門限值，其大小由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生決定;I·為示性函數(shù)，若括號內(nèi)表達(dá)式成立，則其值為1，否則為0;β1、β2表示門限效應(yīng)，是解釋變量在門限值所劃分兩個區(qū)域內(nèi)的回歸系數(shù);Zit為一組控制變量;μi是個體效應(yīng);eit是隨機擾動項。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 變量的描述性統(tǒng)計

對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，其中樣本數(shù)據(jù)為1705條，分析結(jié)果見表2。

3.2 門限效應(yīng)檢驗

根據(jù)設(shè)定的模型，借鑒Wang（2015）的“自抽樣法”（Bootstrap）程序命令，運用 State15.0 統(tǒng)計軟件，設(shè)定反復(fù)抽樣300次。

從表3可得股權(quán)制衡度只有一個門限值，因此本文選擇單門限模型進(jìn)行回歸。從表4可得，股權(quán)制衡度的門限值為0.0506，遠(yuǎn)低于其均值。