民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式與研發(fā)投入

楊 楊，黃婉琳，池 毅

（西南財(cái)經(jīng)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.會(huì)計(jì)學(xué)院，四川 成都 611130）

一、引 言

創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的第一驅(qū)動(dòng)力，經(jīng)過多年的厚積薄發(fā)，中國(guó)總體創(chuàng)新水平不斷提升，《2021年全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》顯示，中國(guó)在創(chuàng)新領(lǐng)域的全球排名上升至第12位。雖然中國(guó)的創(chuàng)新水平取得了較快提升，但在關(guān)鍵技術(shù)領(lǐng)域的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)。就企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)而言，存在創(chuàng)新活力和創(chuàng)新激勵(lì)不足等問題，尤其是在中美貿(mào)易爭(zhēng)端的沖擊下，中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的短板凸顯。因此，在當(dāng)下國(guó)內(nèi)外宏觀復(fù)雜局勢(shì)下，如何提高中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新能力，不僅是企業(yè)生存和發(fā)展的關(guān)鍵，還關(guān)乎國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)。

當(dāng)前，大量文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入影響因素進(jìn)行探討，且主要聚焦于公司內(nèi)部治理或政府行為如何影響企業(yè)的研發(fā)投入。就公司內(nèi)部治理與研發(fā)投入的文獻(xiàn)而言，現(xiàn)有研究認(rèn)為，雖然公司股東將創(chuàng)新視為一種提升價(jià)值的投資策略，但公司經(jīng)理層不愿意提高企業(yè)的研發(fā)投入，從而導(dǎo)致企業(yè)的研發(fā)投入面臨較高的代理問題（O'Connor 和Rafferty，2012）［1］。而有效的公司治理機(jī)制，如董事會(huì)控制體系、少數(shù)股東權(quán)益保護(hù)等能夠緩解企業(yè)研發(fā)投入的代理問題，從而有效促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入（Hillier 等，2011）［2］。就政府行為與研發(fā)投入的研究而言，一方面，現(xiàn)有研究認(rèn)為，政府的投資和產(chǎn)權(quán)管理等行為是影響企業(yè)研發(fā)投入的重要因素（郭東風(fēng)，1990；吳超鵬和唐菂，2016）［3-4］。另一方面，還有研究探討了政府的激勵(lì)機(jī)制對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響。例如，馮海紅等（2015）發(fā)現(xiàn)，政府稅收優(yōu)惠政策能夠影響企業(yè)的研發(fā)投入，認(rèn)為政府的稅收優(yōu)惠在最優(yōu)的政策力度區(qū)間內(nèi)能夠顯著提高企業(yè)的研發(fā)投資，但稅收優(yōu)惠在最優(yōu)的政策力度區(qū)間之外的效果可能會(huì)減弱，甚至產(chǎn)生相反的效果［5］。也有學(xué)者探討了政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼從整體上能夠提高企業(yè)的研發(fā)投入（陳玲和楊文輝，2016）［6］。但也有研究發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入呈“倒U”型關(guān)系，甚至對(duì)企業(yè)研發(fā)投入存在一定的擠出效應(yīng)，從而降低了企業(yè)的自主創(chuàng)新水平（章元等，2018；吳偉偉和張?zhí)煲唬?021）［7-8］。

現(xiàn)有研究認(rèn)為，民營(yíng)企業(yè)的不同原始產(chǎn)權(quán)獲取方式是企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的重要影響因素。具體而言，唐松等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，民營(yíng)企業(yè)不同的原始產(chǎn)權(quán)獲得方式會(huì)影響企業(yè)的會(huì)計(jì)盈余信息含量［9］。進(jìn)一步地，唐松等（2020）發(fā)現(xiàn)，民營(yíng)企業(yè)不同的產(chǎn)權(quán)獲得方式還會(huì)影響企業(yè)的績(jī)效和股票市場(chǎng)反應(yīng)［10］。此外，還有研究發(fā)現(xiàn)，民營(yíng)企業(yè)的不同原始產(chǎn)權(quán)獲得方式還導(dǎo)致了民營(yíng)企業(yè)的公司治理結(jié)構(gòu)出現(xiàn)差異，從而影響企業(yè)的融資和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平（羅黨論和劉璐，2010；周澤將等，2019）［11-12］。在以上研究的基礎(chǔ)上，本文試圖探究民營(yíng)企業(yè)的不同原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)研發(fā)投入的具體影響和作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)的研發(fā)投入水平顯著低于創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)，且在信任水平較弱的地區(qū)、投資者和媒體關(guān)注度較高的公司中更為顯著。進(jìn)一步地，本文還發(fā)現(xiàn)，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)可以通過加強(qiáng)內(nèi)部控制和管理層薪酬激勵(lì)來降低原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，且機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督作用也能夠減輕原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)民營(yíng)企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用。

本文可能存在如下貢獻(xiàn)：第一，豐富和擴(kuò)展了企業(yè)創(chuàng)新影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的研究主要從“政府行為—企業(yè)創(chuàng)新”或“公司特征—企業(yè)創(chuàng)新”視角展開（李文貴和余明桂，2015；余明桂等，2016）［13-14］，但鮮有文獻(xiàn)有從民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲取方式視角進(jìn)行探討?；诖?，本文深入挖掘民營(yíng)企業(yè)不同創(chuàng)始背景對(duì)其研發(fā)投入的影響，從而豐富和擴(kuò)展了企業(yè)創(chuàng)新影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，本文擴(kuò)展民營(yíng)企業(yè)因原始產(chǎn)權(quán)獲取方式不同而引發(fā)出一定經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究?，F(xiàn)有研究探討了民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲取方式與企業(yè)的捐贈(zèng)行為、企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量以及企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系（唐松等，2017；唐松等，2020；李雪等，2020）［9-10，15］，而本文基于當(dāng)下創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)背景，并結(jié)合企業(yè)內(nèi)部治理和外部監(jiān)督，從企業(yè)研發(fā)投入視角進(jìn)行深入的探討，從而豐富民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲取方式及經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。第三，在國(guó)家層面上，本文的研究結(jié)論還對(duì)如何制定有效的民營(yíng)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新發(fā)展導(dǎo)向性政策、激勵(lì)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新發(fā)展提供了思路和經(jīng)驗(yàn)借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)創(chuàng)新是企業(yè)將生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)化為無形資產(chǎn)的活動(dòng)，具有長(zhǎng)期性和高風(fēng)險(xiǎn)屬性（Fernandes 和Paunov，2015）［16］。企業(yè)創(chuàng)新能為企業(yè)帶來具有異質(zhì)性的、難以被模仿和替代的創(chuàng)新產(chǎn)品，能夠提高公司的核心競(jìng)爭(zhēng)力（Barney，1991）［17］。因此，企業(yè)的研發(fā)投入不僅是企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展、謀取超額收益的基礎(chǔ)，還是一國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定增長(zhǎng)的主要抓手。理論上，創(chuàng)新能否激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵在于如何強(qiáng)化企業(yè)主體的產(chǎn)權(quán)管理（郭東風(fēng)，1990）［3］。在改革開放的一些特定階段，中國(guó)進(jìn)行了大刀闊斧的改革以提高國(guó)企運(yùn)營(yíng)效率和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式。根據(jù)產(chǎn)權(quán)理論，私有產(chǎn)權(quán)人享有企業(yè)經(jīng)營(yíng)的剩余利潤(rùn)，產(chǎn)權(quán)的私有化能夠激勵(lì)產(chǎn)權(quán)人不斷提高企業(yè)效益。在此背景下，地方政府開始將私有產(chǎn)權(quán)運(yùn)用到國(guó)有企業(yè)的改革中，從而形成混合所有制型國(guó)有控股企業(yè)和轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)兩類新興市場(chǎng)參與者。

雖然民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新水平得到顯著提高（Somé 等，2021）［18］，但也有研究發(fā)現(xiàn)，相較于創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)的原始財(cái)富積累方式的合法性受到更多的媒體和公眾關(guān)注［10，12］。因此，民營(yíng)企業(yè)的研發(fā)投入決策可能受不同產(chǎn)權(quán)獲得方式的潛在影響。具體而言，第一，相較于創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)能否改善企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效往往受到較高的社會(huì)關(guān)注，導(dǎo)致國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)天然背負(fù)著輿論壓力，在經(jīng)營(yíng)活動(dòng)上“畏首畏尾”，進(jìn)而降低企業(yè)的研發(fā)投入（余漢等，2017）［19］和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力（周澤將等，2019）［12］。第二，現(xiàn)有研究表明，與創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)相比，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)的績(jī)效較差（唐松等，2020）［10］，這導(dǎo)致國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)可能聚焦于企業(yè)的短期生存問題，進(jìn)而對(duì)有利于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的研發(fā)活動(dòng)投入較少。加之部分國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)對(duì)自身地位的焦慮，可能導(dǎo)致國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)以減輕負(fù)面影響（李雪等，2020）［15］，而這可能擠出企業(yè)的創(chuàng)新資源。第三，國(guó)有轉(zhuǎn)制的民營(yíng)企業(yè)以前大多是長(zhǎng)期虧損的地方中小型企業(yè)，企業(yè)家精神配置和體制機(jī)制等存在明顯的劣勢(shì)（陳林等，2019）［20］，這很可能導(dǎo)致管理者偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，采取穩(wěn)健的經(jīng)營(yíng)策略。就企業(yè)研發(fā)投入而言，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)可能傾向于進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)較小的創(chuàng)新項(xiàng)目，從而抑制了企業(yè)的研發(fā)投入。

反之，對(duì)于創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)來說，一方面，由于其產(chǎn)權(quán)界定更加明晰，所有者行使剩余利益權(quán)的動(dòng)機(jī)更加純粹。為了謀取更多、更長(zhǎng)遠(yuǎn)的收益，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)家更敢于開拓價(jià)值和風(fēng)險(xiǎn)更高的項(xiàng)目，從而提高企業(yè)的研發(fā)投入。根據(jù)需求層次理論，企業(yè)家除了追求物質(zhì)利益外，還會(huì)追求自我尊重和個(gè)人價(jià)值等高層次需求的實(shí)現(xiàn)。其中，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)家具有不斷創(chuàng)造的企業(yè)家精神，能助推社會(huì)不斷向前發(fā)展（何樹貴，2003）［21］。這種“創(chuàng)造精神”可能會(huì)促使創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)增加企業(yè)的研發(fā)投入。具體而言，相較于國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)家，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)家在創(chuàng)業(yè)過程中付出了更多的艱辛，為企業(yè)的生存和發(fā)展傾注了更多的心血，以期讓自創(chuàng)的企業(yè)能成為“百年老字號(hào)”。因此，本文推斷：創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)可能會(huì)更注重企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展，更傾向于增加研發(fā)投入，以實(shí)現(xiàn)“百年企業(yè)”的理想追求。另一方面，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)始人具有敢于冒險(xiǎn)、勇?lián)L(fēng)險(xiǎn)等品格，從而逐步形成以創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)為內(nèi)核的企業(yè)文化（逯東等，2020）［22］。創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)在創(chuàng)新文化的引導(dǎo)下，不僅能不斷吸引志同道合且具有創(chuàng)新意愿的人才加盟企業(yè)（朱曉文和呂長(zhǎng)江，2019）［23］，節(jié)約企業(yè)的員工培訓(xùn)成本、提高企業(yè)人才的穩(wěn)定性，而且能夠培養(yǎng)具有相同創(chuàng)新價(jià)值觀的管理者，從而打造一支具有創(chuàng)新思想的核心管理團(tuán)隊(duì)。此外，為了留住企業(yè)人才，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)往往具有更為完善的人才激勵(lì)政策（Lin 等，2011）［24］。因此，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)在創(chuàng)新型人才和管理者的支撐下，能夠有效應(yīng)對(duì)企業(yè)的研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而加大企業(yè)的研發(fā)投入。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

在其他條件相同的情況下，與創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)上市企業(yè)相比，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)上市企業(yè)的研發(fā)投入較低。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以中國(guó)滬深A(yù) 股民營(yíng)上市公司為研究樣本。上市公司自2006年才開始按要求披露研發(fā)費(fèi)用信息，因此本文樣本的時(shí)間區(qū)間選擇為2007—2019 年；以首次上市時(shí)實(shí)際控制人為個(gè)人或家族的1 660 家民營(yíng)企業(yè)作為初選樣本，剔除上市之初為國(guó)家控股的樣本、通過股權(quán)轉(zhuǎn)讓等方式將實(shí)際控制人轉(zhuǎn)變?yōu)樽匀蝗嘶蚣易宓臉颖疽约敖鹑谛袠I(yè)的企業(yè)。為克服極端值的影響，本文對(duì)所涉及的連續(xù)變量進(jìn)行1%水平的縮尾處理（Winsorize），最終得到樣本觀察值共計(jì)9 485 個(gè)。民營(yíng)上市企業(yè)的原始產(chǎn)權(quán)獲得方式數(shù)據(jù)主要根據(jù)上市公司招股說明書并經(jīng)手工收集整理所得。上市公司研發(fā)費(fèi)用、專利申請(qǐng)、專利獲得數(shù)據(jù)來源于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS）數(shù)據(jù)庫，企業(yè)內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)來源于迪博數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

表1為樣本公司及其觀測(cè)值的分布情況，可以看出，在1 660家公司樣本中，有國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)191家（11.51%），創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)1 469家（88.49%）。從樣本觀測(cè)值可以看出，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)樣本為1 232 個(gè)，占比12.99%，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)樣本為8 253個(gè)，占比87.01%。

表1 樣本公司及觀測(cè)值分布

（二）模型設(shè)定和變量定義

1.模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)研發(fā)投入的影響，本文參照李文貴和余明桂（2015）［13］的研究建立模型（1）。

其中：R&D為企業(yè)研發(fā)投入變量，采用研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入的比進(jìn)行衡量；OriginalSin 為民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲取方式變量；α為截距項(xiàng)；Controls 為控制變量；ε為殘差項(xiàng)。本文主要關(guān)注OriginalSinr的回歸系數(shù)β1。

2.變量定義與度量

本文借鑒李常青等（2018）［25］的研究，采用民營(yíng)上市公司當(dāng)年研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值來度量企業(yè)的研發(fā)投入水平（R&D）。對(duì)于民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式，本文借鑒唐松等（2017，2020）［9-10］、周澤將等（2019）［12］以及李雪等（2020）［15］的研究，根據(jù)上市公司招股說明書中發(fā)行人的歷史沿革以及實(shí)際控制人的基本情況，將民營(yíng)上市企業(yè)的原始產(chǎn)權(quán)獲得方式區(qū)分為國(guó)有轉(zhuǎn)制型和創(chuàng)業(yè)型兩類，設(shè)置虛擬變量OriginalSin，當(dāng)其為國(guó)有轉(zhuǎn)制型時(shí)變量值為1，為創(chuàng)業(yè)型時(shí)變量值為0。參考邵劍兵和吳珊（2021）［26］的研究，本文選取的控制變量包括：企業(yè)規(guī)模（Size）、盈利能力（Roa）、企業(yè)年齡（Age）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、成長(zhǎng)性（Growth）、第一大股東持股比例（Top1）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)立董事占比（Independent），此外還控制了不同行業(yè)、年度的影響。具體變量定義見表2所列。

表2 變量定義

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表3 所列，其中，企業(yè)研發(fā)投入（R&D）的均值為0.053，最大值為0.984，表明樣本期間民營(yíng)上市企業(yè)的平均研發(fā)投入水平較低。此外，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲取方式變量（OriginalSin）的均值為0.13，表明國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)上市企業(yè)的平均占比為13%。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸結(jié)果分析

表4 報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果，其中，列（1）為民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式與研發(fā)投入的單變量回歸結(jié)果，可以看出，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）變量的回歸系數(shù)為-0.011，且在1%的水平上顯著。列（2）-（4）為引入控制變量并逐步控制了行業(yè)和年度效應(yīng)后的回歸結(jié)果，可以看出，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù)（p＜0.01）。進(jìn)一步地，以列（4）為例，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）每提高1 個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)研發(fā)投入下降2.536%［（-0.004×0.336）/0.053］?？偟膩碚f，從經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)意義兩個(gè)層面都說明，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式會(huì)影響企業(yè)的研發(fā)投入，且國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)上市企業(yè)的研發(fā)投入水平更低，從而驗(yàn)證了本文的假設(shè)。本文推測(cè)，這可能是因?yàn)閯?chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)的高管激勵(lì)和內(nèi)部控制更好，且有更多的機(jī)構(gòu)投資者持股進(jìn)行監(jiān)督。對(duì)此，本文后續(xù)部分將進(jìn)一步分析其具體的作用機(jī)制。

表4 民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式與研發(fā)投入的回歸分析

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）替換被解釋變量

企業(yè)的研發(fā)投入可以轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新專利產(chǎn)出，因此創(chuàng)新專利產(chǎn)出的高低也代表企業(yè)研發(fā)投入的水 平。本文 參 考周 冬華 等（2019）［27］、劉歡 等（2020）［28］的研究，采用企業(yè)專利數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。專利數(shù)據(jù)具體包含公司當(dāng)年獨(dú)立申請(qǐng)的專利數(shù)量（PatentA）和公司當(dāng)年獲得的專利數(shù)量（PatentB）。表5 報(bào)告了替換被解釋變量后的回歸結(jié)果，可以看出，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）與企業(yè)專利數(shù)量（PatentA、PatentB）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（p＜0.01），說明本文的研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表5 替換被解釋變量

續(xù)表5

（二）互為因果內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了排除內(nèi)生性問題的影響，本文選擇2000年民營(yíng)上市企業(yè)所在地區(qū)人均GDP 的自然對(duì)數(shù)（GDP2000）作為工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行回歸，見表6 所列。表6 列（1）展示了第一階段的回歸結(jié)果，可以看出，GDP2000 與民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式顯著負(fù)相關(guān)（p＜0.01），即在人均GDP 越低的省份，地方政府越可能出于彌補(bǔ)虧損的目的將國(guó)有企業(yè)進(jìn)行民營(yíng)化轉(zhuǎn)制，進(jìn)而隨時(shí)間的推移形成較多的國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)上市企業(yè)。表6 列（2）展示了第二階段的估計(jì)結(jié)果，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)上市企業(yè)的研發(fā)投入顯著低于創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)上市企業(yè)（p＜0.01）。另外，經(jīng)Durbin 和Wu-Hausman 內(nèi)生性檢驗(yàn)，本文的解釋變量滿足外生性，并且不存在弱工具變量的問題。工具變量的估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步支持了本文的研究結(jié)論。

表6 互為因果內(nèi)生性檢驗(yàn)

（三）選擇性偏差與內(nèi)生性問題

考慮本文可能存在樣本的自選擇問題和變量的內(nèi)生性問題，即國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)本身可能就是那些研發(fā)投入較低的國(guó)有企業(yè)，從而導(dǎo)致本文結(jié)論可能存在選擇性的內(nèi)生性，因此，參照周澤將等（2019）［12］的做法，采用Heckman兩階段模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表7 所列。首先，采用2000 年民營(yíng)上市企業(yè)所在地區(qū)人均GDP 的自然對(duì)數(shù)（GDP2000）作為國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)上市企業(yè)的工具變量，選取企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、存續(xù)年限（Age）、行業(yè)和年度等作為協(xié)變量，估計(jì)民營(yíng)上市企業(yè)為國(guó)有轉(zhuǎn)制型的概率；其次，計(jì)算逆米爾斯比率（IMR），將其作為調(diào)整選擇性內(nèi)生性問題的控制變量進(jìn)行第二階段回歸。在第二階段的回歸結(jié)果中，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）的系數(shù)顯著為負(fù)（p＜0.10），說明在考慮選擇性問題后，本文的研究結(jié)論仍然成立。

表7 Heckman回歸結(jié)果

此外，由于本文的樣本觀測(cè)期為2007—2019年，而大多數(shù)國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)都是在“三年脫困”期間（1998—2000 年）產(chǎn)生的（周澤將等，2019）［12］，這可能導(dǎo)致本文選擇的樣本存在一定的樣本自選擇問題。因此，參照唐松等（2017，2020）［9-10］的研究，采用PSM 方法進(jìn)行緩解，結(jié)果見表8 所列。具體而言，將1998 年作為改制時(shí)點(diǎn)，選擇1995—1997 年企業(yè)所在地的平均財(cái)政赤字率（Deficit）、失業(yè)率（Unemp）、企業(yè)所處行業(yè)集中度（HHI）、注冊(cè)資本（Capital）以及截至1998 年民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)始人年齡（Age）、創(chuàng)始人性別（Gender）和政治關(guān)聯(lián)（PC）等指標(biāo)作為匹配變量，采用半徑為0.003 5 的方式進(jìn)行匹配。從表8 第一階段的回歸結(jié)果可以看出，那些處在三年間赤字率越小、失業(yè)率越大地區(qū)的，所處行業(yè)集中度和注冊(cè)資本越小的，且男性創(chuàng)始人越多、創(chuàng)始人年齡越大、有政治關(guān)聯(lián)的民營(yíng)上市企業(yè)，更有可能為國(guó)有轉(zhuǎn)制型企業(yè)。

表8 PSM第一階段的回歸結(jié)果

表9 列示了PSM 均衡性檢驗(yàn)的結(jié)果，可以看出，除Capital 外，其他變量經(jīng)過PSM 匹配后，在國(guó)有轉(zhuǎn)制型與創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)之間不存在顯著差異，說明PSM的均衡性檢驗(yàn)基本得到滿足。

表9 PSM的均衡性檢驗(yàn)結(jié)果

表10報(bào)告了匹配后的回歸結(jié)果，可以看出，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）與企業(yè)研發(fā)投入（R&D）的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)（p＜0.10），表明在控制了民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式的自選擇效應(yīng)后，本文的研究結(jié)論并未改變。

表10 PSM第二階段的回歸結(jié)果

續(xù)表10

六、進(jìn)一步研究

（一）異質(zhì)性分析

1.地區(qū)信任水平的異質(zhì)性分析

地區(qū)信任水平不同，可能會(huì)影響管理者的創(chuàng)新意愿。具體而言，中國(guó)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)更加頻繁，市場(chǎng)更加開放，其地區(qū)信任水平明顯優(yōu)于中西部地區(qū)（李蘭冰和劉秉鐮，2020）［29］。較高的地區(qū)信任水平有利于營(yíng)造創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的環(huán)境，有助于創(chuàng)新合作的開展，從而可能激發(fā)管理者增加研發(fā)投入（Kong等，2021）［30］。本文認(rèn)為，地區(qū)信任水平可能會(huì)影響企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而調(diào)節(jié)不同民營(yíng)企業(yè)研發(fā)決策的凈效應(yīng)。具體而言，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)由于面臨較高的外部監(jiān)督壓力而傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。相較于信任水平較高的地區(qū)，信任水平較低地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)可能更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致企業(yè)在進(jìn)行投資活動(dòng)時(shí)更為謹(jǐn)慎（周澤將等，2019）［12］。因此，本文認(rèn)為，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)的低研發(fā)投入效應(yīng)在信任水平較低的地區(qū)可能會(huì)更明顯。

借鑒陸瑤和李茶（2016）［31］的做法，本文的地區(qū)信任水平數(shù)據(jù)主要采用世界文化價(jià)值觀問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行度量。具體而言，本文按照各地區(qū)世界文化價(jià)值觀的中位數(shù)將全樣本分為高、低兩組，當(dāng)公司所在地的世界文化價(jià)值觀高于中位數(shù)時(shí)，將其鑒定為地區(qū)信任水平較高組，否則為地區(qū)信任水平較低組，見表11所列。表11的列（1）、列（2）分別為信任水平較高地區(qū)和信任水平較低地區(qū)的分組回歸結(jié)果。在地區(qū)信任水平較低的子樣本中，民營(yíng)上市企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）與研發(fā)投入（R&D）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（p＜0.01）；而在地區(qū)信任水平較高的子樣本中，民營(yíng)上市企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）與研發(fā)投入（R&D）的回歸系數(shù)并不顯著。此外，本文參考Cleary（1999）［32］的研究，采用費(fèi)舍爾組合方法（Fisher's Permutation Test），通過自體抽樣（Bootstrap）1 000 次進(jìn)行系數(shù)差異檢驗(yàn)。系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果表明，表11 的分組回歸系數(shù)存在顯著差異（P=0.000），說明國(guó)有轉(zhuǎn)制型企業(yè)的低研發(fā)投入效應(yīng)在地區(qū)信任水平較低的企業(yè)中更為明顯。

2.媒體關(guān)注的異質(zhì)性分析

媒體作為資本市場(chǎng)的參與者，不僅具有信息傳遞功能，還是重要的外部監(jiān)督力量?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，媒體的關(guān)注能夠有效提高上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量，從而緩解企業(yè)的代理問題（徐莉萍和辛宇，2011）［33］。就國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)制而言，媒體對(duì)相關(guān)事件進(jìn)行報(bào)道，從而引起社會(huì)各界對(duì)國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)制的廣泛關(guān)注。理論上，媒體關(guān)注可能對(duì)國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)的管理者起到有效的市場(chǎng)監(jiān)督作用。在此背景下，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)管理者可能為了轉(zhuǎn)移外界輿論壓力而更加重視短期業(yè)績(jī)（陽丹和夏曉蘭，2015）［34］，進(jìn)而降低企業(yè)的研發(fā)投入。因此，本文預(yù)計(jì)媒體關(guān)注度較高的地區(qū)可能會(huì)加劇國(guó)有轉(zhuǎn)型民營(yíng)企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)面效應(yīng)。

本文的媒體關(guān)注變量主要采用上市公司的網(wǎng)絡(luò)報(bào)道數(shù)量進(jìn)行衡量（該數(shù)據(jù)來源于CNRDS 數(shù)據(jù)庫）。具體而言，當(dāng)上市公司的網(wǎng)絡(luò)報(bào)道數(shù)量高于樣本均值時(shí)表明媒體關(guān)注程度較高，否則表明媒體關(guān)注程度較低。為了使結(jié)果更為穩(wěn)健，本文所采用的網(wǎng)絡(luò)報(bào)道數(shù)據(jù)包括網(wǎng)絡(luò)報(bào)道涉及詞匯總數(shù)、網(wǎng)絡(luò)報(bào)道標(biāo)題涉及詞匯數(shù)、網(wǎng)絡(luò)報(bào)道涉及負(fù)面詞數(shù)，具體回歸結(jié)果見表12所列。民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）與研發(fā)投入（R&D）的回歸系數(shù)在媒體關(guān)注度較高組中顯著（p＜0.01或p＜0.05），而在媒體關(guān)注度較低組并不顯著。進(jìn)一步地，為了驗(yàn)證不同分組中民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)研發(fā)投入水平的影響是否存在差異，本文進(jìn)行了系數(shù)差異檢驗(yàn)。從費(fèi)舍爾組合方法（Fisher's Permutation Test）檢驗(yàn)的結(jié)果來看，各組間系數(shù)差異均顯著（P=0.000或P=0.015）。這一回歸結(jié)果說明，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)對(duì)研發(fā)投入的負(fù)效應(yīng)在媒體關(guān)注度較高的公司更明顯，表明國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)傾向于采用保守的創(chuàng)新戰(zhàn)略以規(guī)避媒體的輿論壓力。

表12 媒體關(guān)注的異質(zhì)性分析

續(xù)表12

3.投資者關(guān)注的異質(zhì)性分析

現(xiàn)有研究表明，投資者關(guān)注作為一種非正式、非權(quán)威的外部監(jiān)督機(jī)制，能夠影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策（江軒宇等，2021）［35］。一方面，投資者可以通過媒體對(duì)公司行為進(jìn)行監(jiān)督和約束（孔東民等，2013）［36］，如投資者可以在網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)進(jìn)行討論進(jìn)而引發(fā)公眾的輿論和媒體報(bào)道，從而對(duì)企業(yè)管理者施加壓力，倒逼企業(yè)管理者采取積極的治理措施（Hsieh 等，2020）［37］；另一方面，投資者還可能采取“用腳投票”的方式，釋放對(duì)公司經(jīng)營(yíng)的不滿情緒（陳克兢，2019）［38］。事實(shí)上，當(dāng)媒體曝光國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)制過程中出現(xiàn)的問題時(shí)，投資者為降低投資風(fēng)險(xiǎn)，往往通過投資者互動(dòng)平臺(tái)或調(diào)研方式對(duì)公司進(jìn)行監(jiān)督，從而對(duì)企業(yè)管理者施加壓力。在投資者監(jiān)督力量比較強(qiáng)時(shí)，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)更可能規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的投入表現(xiàn)更為謹(jǐn)慎，從而導(dǎo)致其研發(fā)投入更低。因此，本文認(rèn)為，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)對(duì)研發(fā)投入的負(fù)效應(yīng)在投資者關(guān)注度較高的情況下更為明顯。

借鑒孫鯤鵬等（2020）［39］的研究，本文采用互聯(lián)網(wǎng)社交平臺(tái)評(píng)論數(shù)據(jù)（該數(shù)據(jù)來源于CNRDS 數(shù)據(jù)庫）來衡量投資者的關(guān)注度，在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行加“1”取對(duì)數(shù)處理后按其均值進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果見表13所列。具體而言，若上市公司社交平臺(tái)評(píng)論高于當(dāng)年均值時(shí)，表明樣本公司的投資者關(guān)注度較高，否則樣本公司的投資者關(guān)注度較低。表13異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（Original-Sin）與研發(fā)投入（R&D）之間的估計(jì)系數(shù)僅在投資者關(guān)注度較高組顯著為負(fù)（p＜0.01 或p＜0.05）。同時(shí)，在不同投資者關(guān)注的評(píng)論指標(biāo)中，各組間系數(shù)差異均在10%的水平上顯著，這說明國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)效應(yīng)在投資者關(guān)注度較高時(shí)更明顯。

表13 投資者關(guān)注的異質(zhì)性分析

（二）機(jī)制分析

上述分析結(jié)果表明，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有顯著影響，且國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)的研發(fā)投入顯著低于創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)。但原始產(chǎn)權(quán)獲得方式如何影響民營(yíng)上市企業(yè)的研發(fā)投入決策，還值得進(jìn)一步探究?，F(xiàn)有研究表明，有效的內(nèi)部制約和外部制度安排能夠使管理者更重視長(zhǎng)期、可持續(xù)、高價(jià)值創(chuàng)造的創(chuàng)新活動(dòng)（沈昊和楊梅英，2019）［40］。因此，本文認(rèn)為，有效的內(nèi)外部治理機(jī)制能緩解民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)面影響。

1.公司高管激勵(lì)的作用機(jī)制

現(xiàn)有研究表明，有效的管理層激勵(lì)能夠提高國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新水平，其中薪酬可能是高管激勵(lì)的一項(xiàng)重要因素（周銘山和張倩倩，2016）［41］。因此，本文認(rèn)為，提高管理層激勵(lì)可能是緩解民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)企業(yè)研發(fā)投入負(fù)面影響的途徑之一。參照逯東等（2017）［42］的研究，本文選擇前三名高管的貨幣薪酬總額來衡量高管激勵(lì)，并采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。具體過程為：第一步，民營(yíng)上市企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)研發(fā)投入進(jìn)行回歸（結(jié)果見表4所列）；第二步，民營(yíng)上市企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)中介變量（高管激勵(lì)）進(jìn)行回歸；第三步，民營(yíng)上市企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式與中介變量（高管激勵(lì)）一起對(duì)研發(fā)投入進(jìn)行回歸。第二、第三步驟的實(shí)證檢驗(yàn)采用模型（2）、模型（3）分別進(jìn)行：

回歸結(jié)果見表14 所列，其中，列（1）、列（2）分別報(bào)告了模型（2）、模型（3）的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯吖芗?lì)（CEO_compenst）與研發(fā)投入（R&D）的回歸系數(shù)顯著為正（p＜0.01），與現(xiàn)有文獻(xiàn)相符。民營(yíng)上市企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）與高管激勵(lì)（CEO_compenst）、研發(fā)投入（R&D）的回歸估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)（p＜0.05），表明國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)上市公司的高管激勵(lì)更低，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)上市公司的高管激勵(lì)更高，從而導(dǎo)致國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)的研發(fā)投入更低。綜上，高管激勵(lì)構(gòu)成了民營(yíng)上市企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲取方式影響研發(fā)投入的一個(gè)潛在機(jī)制，進(jìn)而支持了前文的研究結(jié)論。

表14 高管激勵(lì)作用機(jī)制的回歸結(jié)果

2.內(nèi)部控制的作用機(jī)制

現(xiàn)有研究認(rèn)為，有效的內(nèi)部控制能夠促使企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)（王亞男和戴文濤，2019）［43］。結(jié)合國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)制的現(xiàn)實(shí)背景，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)往往是一些長(zhǎng)期處于虧損狀態(tài)的國(guó)有企業(yè)，且缺乏有效的內(nèi)部控制（劉啟亮等，2012）［44］。因此，本文推斷內(nèi)部控制可能成為原始產(chǎn)權(quán)獲得方式影響民營(yíng)上市企業(yè)研發(fā)投入的另一影響機(jī)制。依照前文的做法，本文構(gòu)建模型（4）、模型（5）分別進(jìn)行檢驗(yàn)：

參考逯東等（2017）［42］的做法，本文選擇迪博上市公司內(nèi)部控制指數(shù)并將其標(biāo)準(zhǔn)化后作為內(nèi)部控制的替代變量，回歸結(jié)果見表15 所列。從表15第（1）列可以看出，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲取方式（OriginalSin）的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)（p＜0.01），表明相較于創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)整體的內(nèi)部控制質(zhì)量更低；列（2）展示了模型（5）的回歸結(jié)果，可以看出民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)（p＜0.01），結(jié)合列（1）可知，相較于國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)上市企業(yè)，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)上市企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量更高，因而使得創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)具有更高的研發(fā)投入水平。

表15 內(nèi)部控制作用機(jī)制的回歸結(jié)果

3.外部監(jiān)督的作用機(jī)制

現(xiàn)有研究認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者具有監(jiān)督功能（薄仙慧和吳聯(lián)生，2009）［45］，能對(duì)企業(yè)管理者形成較強(qiáng)的監(jiān)督壓力。按照前文的邏輯，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)前身可能是一些業(yè)績(jī)表現(xiàn)較差的中小企業(yè)。因此，機(jī)構(gòu)投資者可能更傾向于投資有增長(zhǎng)潛力的創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)，從而導(dǎo)致國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)缺乏有效的外部監(jiān)督?；诖耍疚耐茰y(cè)機(jī)構(gòu)投資者的外部監(jiān)督作用越強(qiáng)，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)管理者面臨更高的監(jiān)督壓力，從而有較多的研發(fā)投入。借鑒劉歡等（2020）［28］的做法，本文選擇機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)來衡量民營(yíng)企業(yè)外部監(jiān)督機(jī)制，以分行業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者持股中位數(shù)為基準(zhǔn)生成機(jī)構(gòu)投資者關(guān)注的虛擬變量（Holder）。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)高于中位數(shù)時(shí)，Holder 為1，表明機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督作用較強(qiáng)；反之Holder 為0，表明機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督作用較弱。

參考劉濤等（2013）［46］、宋玉（2009）［47］的研究，本文選取的控制變量包括公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)報(bào)酬率（Roa）、負(fù)債水平（Lev）、公司上市時(shí)間并取對(duì)數(shù)（Age）、董事會(huì)和總經(jīng)理兩職兼任（Dual）以及兩權(quán)分離度（WEDGE）、經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量（CFO）、市盈率（PE）、賬面市值比（MB）、企業(yè)價(jià)值（MV）、股價(jià)波動(dòng)（Vol）和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)（Beta）。采用Probit 模型對(duì)模型（6）進(jìn)行回歸，其次按照模型（7）進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，具體回歸模型如下：

回歸結(jié)果見表16所列。列（1）匯報(bào)了模型（6）的回歸結(jié)果，可以看出，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）對(duì)機(jī)構(gòu)投資者關(guān)注（Holder）的估計(jì)系數(shù)為-0.092（p＜0.10），說明相較于國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)具有更多的機(jī)構(gòu)投資者持股，從而面臨更強(qiáng)的外部監(jiān)督壓力；列（2）匯報(bào)了將機(jī)構(gòu)投資者關(guān)注（Holder）加入模型（1）后的回歸結(jié)果，可以看出，民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得方式（OriginalSin）和機(jī)構(gòu)投資者關(guān)注（Holder）對(duì)研發(fā)投入水平的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)（p＜0.01；p＜0.10），說明有效的外部監(jiān)督機(jī)制能夠促進(jìn)創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)的自主研發(fā)。

表16 外部監(jiān)督作用機(jī)制的回歸結(jié)果

續(xù)表16

七、研究結(jié)論與啟示

立足于民營(yíng)上市企業(yè)這一主體，本文搜集了2007—2019 年滬深兩市民營(yíng)企業(yè)原始產(chǎn)權(quán)獲得相關(guān)數(shù)據(jù)，探討民營(yíng)企業(yè)不同產(chǎn)權(quán)獲得方式對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響。研究結(jié)論如下：首先，相較創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)而言，產(chǎn)權(quán)源于國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)制的民營(yíng)企業(yè)研發(fā)投入更低；其次，這一效應(yīng)在地區(qū)信任水平較低、投資者和媒體關(guān)注度較高的民營(yíng)上市企業(yè)中更為明顯。進(jìn)一步研究表明，高管激勵(lì)、內(nèi)部控制和投資者外部監(jiān)督是國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)低研發(fā)投入效應(yīng)產(chǎn)生的重要影響機(jī)制，即國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)缺乏有效的高管薪酬激勵(lì)機(jī)制，缺乏有效的內(nèi)部控制和有效的外部監(jiān)督，從而抑制了研發(fā)投入水平。

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議：①創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)可能高于國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)，因此，創(chuàng)業(yè)型民營(yíng)企業(yè)應(yīng)當(dāng)堅(jiān)定不移地重視研發(fā)創(chuàng)新并加強(qiáng)相應(yīng)的激勵(lì)機(jī)制建設(shè)，從而為企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)；②國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力不足，對(duì)此，國(guó)有轉(zhuǎn)制型民營(yíng)企業(yè)應(yīng)當(dāng)認(rèn)識(shí)到創(chuàng)新已成為企業(yè)價(jià)值提升和持續(xù)發(fā)展的重要因素，因而需重視內(nèi)部治理機(jī)制的完善、正視公眾輿論的負(fù)面影響，進(jìn)而提升中國(guó)民營(yíng)企業(yè)整體的創(chuàng)新活力；③政府應(yīng)當(dāng)建立健全保護(hù)民營(yíng)企業(yè)的相關(guān)政策，民營(yíng)企業(yè)是創(chuàng)新的重要主體，雖然中國(guó)已經(jīng)出臺(tái)有關(guān)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的政策，給民營(yíng)企業(yè)的合法產(chǎn)權(quán)以安全保障，但要想讓民營(yíng)企業(yè)恒產(chǎn)恒心，還需要從國(guó)家層面繼續(xù)優(yōu)化政策，為民營(yíng)企業(yè)營(yíng)造良好創(chuàng)新環(huán)境，激發(fā)民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新活力。