林素燕，賴逸璇

(浙江工業(yè)大學管理學院，浙江 杭州 310023)

一、引 言

新古典增長理論認為，經濟增長的主要動力之一是技術創(chuàng)新，外生的技術進步促使經濟得以持續(xù)增長[1]。經歷了四十年靠勞動和資本驅動的粗放型快速發(fā)展后，中國經濟迫切需要轉型到以技術進步和生產率提高為驅動的集約型增長方式。技術創(chuàng)新作為技術進步和生產率提高的前提，是現階段我國轉變經濟增長方式的必由之路。作為技術創(chuàng)新的主體，企業(yè)為得到可持續(xù)發(fā)展則需要根據內外環(huán)境進行技術創(chuàng)新決策。而公司治理是提高企業(yè)經營管理效率及決策水平的制度安排，它對包括技術創(chuàng)新決策在內的各項決策影響重大。

無論是技術創(chuàng)新還是公司治理，均受外部環(huán)境影響。企業(yè)技術創(chuàng)新程度與企業(yè)所在地區(qū)的科技投入、創(chuàng)新氛圍密切相關[2]；同樣，公司治理結構的建立也會受區(qū)域市場化進程的影響[3]。近年來，學者們從許多方面探究了公司治理與技術創(chuàng)新之間的關系，如股權結構[4]、公司治理在國家間的差異[5]、行業(yè)差異[6]等，但是由于技術創(chuàng)新和公司治理均受外部環(huán)境影響，在不同地區(qū)的企業(yè)，公司治理差異對其技術創(chuàng)新是否產生影響，公司治理對技術創(chuàng)新產生的影響在不同地區(qū)之間是否具有一致性，公司治理的各個層面對于不同地區(qū)企業(yè)技術創(chuàng)新的作用是否相同，針對不同地區(qū)技術創(chuàng)新差異，如何完善公司治理以促進技術創(chuàng)新等都是非常值得研究的問題，這些問題的研究對于不斷提高企業(yè)的技術創(chuàng)新能力從而進一步轉變經濟增長方式具有相當的現實意義。

二、文獻回顧與研究假設

(一)股權結構與企業(yè)技術創(chuàng)新

現代契約理論認為，企業(yè)是“一系列契約的組合”，企業(yè)的締約主體包括投資者、債權人、管理者、員工等，各締約主體之間存在各種代理問題，公司治理正是源于解決各類代理問題尤其是所有權和經營權分離所導致的代理問題。

通常認為，股權結構是緩解所有者與經理人代理沖突的一個重要制度安排。在股權相對分散的情況下，由于在制度上受到的監(jiān)管力度和利益保護的力度相對較弱，中小股東容易產生“搭便車”行為，對企業(yè)在技術創(chuàng)新中代理沖突的緩解產生不利影響[4]。股權的適度集中能夠有助于經理人更注重企業(yè)的長遠規(guī)劃，推進技術創(chuàng)新有關戰(zhàn)略的制定與實施。但是隨著大股東持股比例的提高，其承擔的相關風險也隨之加大。而由于技術創(chuàng)新項目本身具有一定的風險性，出于風險規(guī)避和自利傾向，大股東往往會降低投資意愿[7]。而Vito等(2010)認為企業(yè)的股權集中度較高或存在控制性股東時，其研發(fā)支出與研發(fā)產出均很少[8]。由多個大股東共同監(jiān)督的股權結構是理想型的股權結構，這樣可以內部化控制權私人收益[9]。因此，股權制衡的存在有助于企業(yè)治理效率的提高并進一步有利于企業(yè)技術創(chuàng)新。這與呂新軍(2015)的研究結論一致，認為提高股權集中度與股權制衡度，制定并實施高管激勵政策，能夠有利于提高企業(yè)治理效率[10]。因此，本文提出假設1：

H1：企業(yè)股權相對集中有助于技術創(chuàng)新，但股權制衡度過低不利于技術創(chuàng)新。

股權類型同樣是對企業(yè)技術創(chuàng)新產生影響的重要因素之一。一方面由于國有企業(yè)存在多元的經營目標、所有者缺位、多層次代理關系的問題，再加上技術創(chuàng)新具有復雜、專業(yè)和非程序化的特點，造成國有股東對經理人工作的監(jiān)督動力有所不足，監(jiān)督的效果也隨之減弱，因此容易出現內部人員控制的現象，產生治理缺陷并可能導致企業(yè)的經營目標趨于短期化，從而在技術創(chuàng)新上受到一定的限制[11][12][13]；但另一方面，黃蘋和徐彬(2009)對我國國有企業(yè)與外資企業(yè)的研發(fā)配置效率進行了探究，發(fā)現在總體技術效率上國有企業(yè)相比于外資企業(yè)較高[14]。解維敏等(2009)研究表明政府對企業(yè)研發(fā)資助越高，企業(yè)越可能進行技術創(chuàng)新，即企業(yè)的自主創(chuàng)新程度越高[15]。基于以上分析，本文提出競爭性假設2：

H2a：國有產權企業(yè)的技術創(chuàng)新能力比非國有產權企業(yè)的技術創(chuàng)新能力弱；

H2b：國有產權企業(yè)的技術創(chuàng)新能力比非國有產權企業(yè)的技術創(chuàng)新能力強。

(二)董事會結構與企業(yè)技術創(chuàng)新

董事會是公司治理結構的核心，提高其治理水平能夠促進企業(yè)績效的提升，且董事會規(guī)模及其成員構成在一定程度上可以緩解代理問題。為了提高董事會的獨立性以保障其治理水平，獨立董事的引入尤為必要。加強獨立董事的專業(yè)性和制衡性有助于改進董事會的結構，減少內部人的控制，完善對于董事與管理層的制約與監(jiān)察制度，能夠有助于做出技術創(chuàng)新的相關決策。趙旭峰和溫軍(2011)探究獨立董事比例與技術創(chuàng)新投入的關系，認為企業(yè)獨立董事比例越高，技術創(chuàng)新的投入越高[16]。而馮根福和溫軍(2008)的結論同樣支持該觀點[11]。因此，本文提出假設3：

H3：獨立董事比例的提高有利于企業(yè)技術創(chuàng)新。

從效率的角度考慮，盡管董事長和總經理的兩職分離可以提高董事會的獨立性，增強董事會監(jiān)督的有效性[16]，但是在很大程度上兩職分離會影響決策效率。相反，兩職合一能有效提升技術創(chuàng)新的決策效率。然而從另一角度考慮，董事長代表股東利益，出于企業(yè)長遠發(fā)展和個人利益最大化傾向，企業(yè)具有技術創(chuàng)新動機，而技術創(chuàng)新的高風險往往對總經理的能力提出較高要求，一旦失敗可能會對其工作穩(wěn)定性、職業(yè)聲譽等產生威脅，因此從這一角度看，兩職合一不利于技術創(chuàng)新決策。學者們對這一問題的研究結論并不統(tǒng)一，一部分學者認為董事長總經理兩職合一與技術創(chuàng)新之間存在負向關系[16][17]，而另一部分學者卻認為董事長總經理兩職合一能夠促進技術創(chuàng)新[6]?；谝陨戏治?，本文提出競爭性假設4：

H4a：董事長與總經理的兩職合一與企業(yè)技術創(chuàng)新存在正相關關系；

H4b：董事長與總經理的兩職合一與企業(yè)技術創(chuàng)新存在負相關關系。

(三)高管激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新

代理理論提出激勵能夠一定程度上解決委托代理問題。在股東和高管的委托代理關系中，高管可能會出于自利的原則而侵害股東的利益，而制定合理的薪酬契約，以薪酬作為激勵可以促進高管和股東的利益一致性，能促使高管對企業(yè)盡職盡心，降低代理沖突，從而使股東價值得以提升[18]。同時對高管人員的高額薪酬激勵使其更換職位的機會成本較高，從而促進高管人員在技術創(chuàng)新決策時考慮公司長遠發(fā)展戰(zhàn)略，能在一定程度上減少刻意回避具有風險的創(chuàng)新項目的幾率。因此良好的激勵機制有利于企業(yè)加大研發(fā)力度開展技術創(chuàng)新活動。魯桐和黨印(2014)認為董監(jiān)高的薪酬、持股比例及對核心技術員工進行的期權激勵等因素都對研發(fā)投入有顯著正向作用[6]。因此，本文提出假設5：

H5：高管激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新存在正相關關系。

三、研究設計

(一)模型與變量設定

綜合以上分析，本文構建以下回歸模型以考察公司治理對技術創(chuàng)新的作用，并進一步區(qū)分東部、中部和西部以檢驗其區(qū)域差異。

RDTA=β0+β1×Sh1+β2×Sh2_10+β3×Sh1dum+β4×Indepen+β5×Dir_ceo+

β6×Pay+β7×Size+β8×Lev+∑β×Industry+∑β×Year+ε

(1)

模型(1)中，被解釋變量研發(fā)支出占資產總額的比重(RDTA)衡量企業(yè)技術創(chuàng)新，數值越大表明企業(yè)研發(fā)投入越多，越重視技術創(chuàng)新。一般而言，度量技術創(chuàng)新的相關指標包含技術創(chuàng)新投入與技術創(chuàng)新產出。學者們通常以企業(yè)研發(fā)支出占資產比重或企業(yè)研發(fā)支出占收入比重兩個指標衡量技術創(chuàng)新投入；技術創(chuàng)新產出包含專利權、專用技術等無形資產的形成，也包括運用無形資產創(chuàng)造新產品的能力。由于技術創(chuàng)新產出往往受外生因素影響較大，而較少受管理層影響[19]。因此本文探究公司治理對技術創(chuàng)新的影響主要使用與管理層相關性較大的技術創(chuàng)新投入指標以衡量企業(yè)技術創(chuàng)新。

解釋變量反映公司治理情況，包括第一大股東持股比例、第二至第十大股東持股比例、股權性質、董事會結構、董事長和總經理兩職合一、董監(jiān)高薪酬總額。控制變量包括杠桿比率、公司規(guī)模、所處地區(qū)、行業(yè)、年份等基本特征。各變量的具體說明見表1所示。

表1 變量定義或說明

(二)樣本選擇與數據來源

本文選取2010～2016年至少有1年研發(fā)支出大于0的中國A股非金融類上市公司為樣本，并將全國各省市自治區(qū)分成東部、中部、西部三大區(qū)域以考察公司治理對技術創(chuàng)新影響的區(qū)域差異。其中，東部區(qū)域包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南；中部區(qū)域包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北、重慶、四川、陜西；西部區(qū)域包括內蒙古、貴州、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏、新疆[20]?；跀祿目杀刃?，樣本中剔除財務異常的ST公司和數據不全的公司，最終得到1002家樣本公司，其中東部690家，中部250家，西部62家。數據源自CSMAR數據庫，并利用Wind數據庫和手工收集手段補充部分缺失數據。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

實證研究的描述性統(tǒng)計結果見表2。數據顯示，2010～2016年1002家樣本公司研發(fā)支出占資產比重(RDTA)的均值是0.020，而東部上市公司研發(fā)支出占資產比重的均值是0.022，明顯高于中部和西部上市公司，西部上市公司不僅研發(fā)支出占資產比重的均值最小為0.013，且標準差也最小，說明西部上市公司普遍存在研發(fā)支出不高的現象。

股東方面，第一大股東持股比例(Sh1)均值為34.5%，東部、中部、西部上市公司不存在顯著差異，表示上市公司的股權集中度較高的現象比較廣泛，地域差異不明顯。第二至第十大股東持股比例(Sh2_10)均值為22.149%，與第一大股東持股比例相比較低，說明樣本公司的股權制衡度較弱，相比之下，東部上市公司的股權制衡度優(yōu)于中部和西部上市公司。

股權類型上看，第一大股東股權性質(Sh1dum)均值為0.371，東部、中部、西部上市公司的均值分別為0.296、0.520、0.613，說明西部上市公司第一大股東是國有性質的比例最高，大部分企業(yè)是國有控股企業(yè)，其次是中部、東部企業(yè)第一大股東為國有性質的比例最低。

董事會方面，全部樣本公司董事長總經理兩職合一(Dir_ceo)的均值是0.264，東部為0.306，遠高于中部的0.183和西部的0.118，可見東部上市公司董事長兼總經理的現象比中部和西部普遍，這可能是因為東部上市公司中民營經濟占較大比重，民營企業(yè)中董事長兼總經理的現象比國有企業(yè)普遍。描述性統(tǒng)計數據顯示東部、中部、西部上市公司獨立董事比例(Indepen)的均值幾乎不存在差異，都在0.37左右，這說明各地區(qū)上市公司在獨立董事人員設置上均按照證監(jiān)會的要求設置，不存在明顯差異。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

從薪酬激勵來看，全部樣本公司董監(jiān)高薪酬總額(Pay)的均值為0.047億元，相比之下，東部上市公司董監(jiān)高薪酬總額均值為0.050億元，明顯高于中部和西部上市公司，而中部和西部上市公司董監(jiān)高薪酬總額的均值接近，中部略低于西部。東部、中部、西部上市公司杠桿比率(Lev)的均值呈階梯上升的趨勢，東部的均值最低為39.129%，西部最高為50.378%。

表3 連續(xù)變量的Pearson檢驗

注：*** 、** 分別表示在0.01、0.05水平(雙側)上顯著相關。

表3是連續(xù)型變量之間的Pearson檢驗。在各連續(xù)型變量之間的Pearson檢驗中，相關系數均小于0.5，因此基本能夠判斷變量之間不存在明顯的多重共線性問題。同時本文注意到，除了反映董事會結構的獨立董事比例外，公司治理的相關變量與企業(yè)技術創(chuàng)新均呈顯著相關。

(二)回歸結果分析

為了與分地區(qū)回歸結果對比，本文先不區(qū)分地區(qū)，而對全部上市公司進行全樣本回歸，然后分地區(qū)對東部、中部、西部進行回歸，以比較全國和不同地區(qū)企業(yè)公司治理對技術創(chuàng)新的影響，回歸結果見表4。

表4 主要變量回歸結果

注：*** 、** 、*分別表示在1%、5%和10%置信水平上顯著。括號內為t統(tǒng)計量，下同。

1.不分地區(qū)的全樣本回歸結果。就全國1002家樣本公司而言，解釋變量中第一大股東的持股比例(Sh1)及其性質(Sh1dum)、第二至第十大股東持股比例(Sh2_10)、董事長總經理兩職合一(Dir_ceo)、董監(jiān)高薪酬總額(Pay)與企業(yè)的研發(fā)支出占資產比重均呈顯著正相關關系。這表示股權集中度越高、股權性質為國有、具有一定的股權制衡、董事長總經理兩職合一及董監(jiān)高薪酬越高都越有利于管理層關注企業(yè)長遠發(fā)展，有利于促進企業(yè)技術創(chuàng)新。因此假設1、假設2b、假設4a、假設5得以驗證。但是假設3沒有得到驗證，回歸結果顯示，獨立董事占比對技術創(chuàng)新不產生顯著影響，這可能是因為盡管我國上市公司按照證監(jiān)會的要求設置了不低于1/3比例的獨立董事，但是由于各種原因，總體而言獨立董事沒有真正在企業(yè)包括技術創(chuàng)新在內的各項決策中發(fā)揮有效作用，導致回歸結果顯示兩者關系并不顯著。

2.東部、中部、西部樣本回歸結果比較。通過對東部、中部、西部地區(qū)樣本上市公司回歸結果比較，本文發(fā)現公司治理因素的不同層面對不同地區(qū)企業(yè)的技術創(chuàng)新產生不完全相同的影響。

第一，董監(jiān)高薪酬總額對不同地區(qū)企業(yè)技術創(chuàng)新均產生顯著正向影響。對東部、中部、西部樣本公司回歸結果比較分析得出，在所有解釋變量中，最穩(wěn)定的是董監(jiān)高薪酬總額，無論是全樣本回歸結果還是分地區(qū)回歸結果均顯示董監(jiān)高薪酬總額對企業(yè)技術創(chuàng)新產生顯著正向影響，這意味著良好的激勵措施有利于減輕企業(yè)的各種代理問題，對董監(jiān)高的激勵措施越到位，董監(jiān)高的利益與股東利益、企業(yè)利益越能保持一致，越有利于企業(yè)技術創(chuàng)新。

第二，股東方面因素對不同地區(qū)企業(yè)技術創(chuàng)新的影響差異較大。股東方面，第一大股東持股比例對東部和西部企業(yè)技術創(chuàng)新的影響沒有通過顯著性檢驗。第一大股東的股權性質對東部、西部企業(yè)研發(fā)支出產生不同的影響，國有性質的第一大股東不利于東部企業(yè)的研發(fā)支出，卻顯著有利于中部和西部企業(yè)研發(fā)支出的增加。這可能主要是因為中西部地區(qū)民營經濟欠發(fā)達，國有控股企業(yè)更有技術創(chuàng)新投入的動機和實力。第二至第十大股東持股比例對東部企業(yè)研發(fā)支出存在顯著正向作用，而對西部企業(yè)研發(fā)支出的影響不顯著，換而言之，一定的股權制衡能促進東部企業(yè)進行技術創(chuàng)新，卻對西部企業(yè)技術創(chuàng)新不發(fā)揮顯著作用。

第三，公司治理對中部企業(yè)進行技術創(chuàng)新發(fā)揮的作用具有獨特性。第一大股東持股比例對中部企業(yè)的研發(fā)支出在1%置信水平上產生顯著的正向作用，而它對東部和西部企業(yè)的研發(fā)支出是不產生顯著的影響；第一大股東股權性質對中部企業(yè)的技術創(chuàng)新投入在1%置信水平上產生顯著正向影響。董事會方面，董事長總經理兩職合一和獨立董事比例對中部企業(yè)的研發(fā)支出都有顯著影響，對東部和西部企業(yè)的研發(fā)支出不產生顯著影響。并且兩職合一對中部企業(yè)技術創(chuàng)新產生顯著正向影響，也就是說兩職合一有助于提高中部企業(yè)的技術創(chuàng)新決策效率。但獨立董事比例對東部和西部地區(qū)企業(yè)研發(fā)支出的影響不顯著，而對中部地區(qū)企業(yè)研發(fā)支出在1%置信水平上產生負向的顯著影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為考察實證結果的穩(wěn)健性，本文將被解釋變量研發(fā)支出占資產總額的比重(RDTA)替換為研發(fā)支出占收入的比重(RDTR)，同樣分別以全國1002家、東部690家、中部250家、西部62家上市公司為樣本，進一步進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結果見表5所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗：替換技術創(chuàng)新投入指標

替換技術創(chuàng)新指標后，前文相關基本結論沒有實質性改變。從全樣本回歸結果來看，第二至第十大股東持股比例(Sh2_10)、股權性質(Sh1dum)、兩職合一(Dir_ceo)、董監(jiān)高的薪酬總額(Pay)對技術創(chuàng)新都產生顯著的正向影響。而第一大股東持股比例(Sh1)存在部分不穩(wěn)定現象，這與魯桐和黨印(2014)[6]的部分結果相似，可能是因為我國相當部分上市公司存在一股獨大，而第一大股東在事實上缺位的現象使得第一大股東持股比例對技術創(chuàng)新的作用存在不確定性。另外，獨立董事占比(Indepen)對研發(fā)支出的作用也存在不穩(wěn)定性，全樣本回歸結果來看，獨立董事占比對技術創(chuàng)新不發(fā)揮顯著作用，可能由于大多數上市公司往往是為達到證監(jiān)會標準而設立獨立董事，使其不能在企業(yè)包括技術創(chuàng)新決策在內的管理決策中起到有效的作用。且獨立董事往往在多家企業(yè)兼任獨立董事，時間與精力的限制使得獨立董事難以對企業(yè)經營狀況深入了解以做出最佳決策。

從三大地區(qū)的穩(wěn)健性檢測結果看，東部地區(qū)的回歸結果最為穩(wěn)健，和替換變量前的結論基本一致，然而中部和西部地區(qū)的回歸結果存在差異，公司治理因素對研發(fā)支出占資產比重的影響及其對研發(fā)支出占收入比重的影響存在較大的差異性。這一方面可能是由于中部和西部地區(qū)樣本公司較少的緣故，另一方面可能跟中部、西部企業(yè)的股權性質、市場環(huán)境、經營情況密切相關。

五、研究結論與相關建議

本文以2010～2016年1002家滬深上市公司為樣本，按照上市公司注冊地所在省份將1002家上市公司分為東部、中部、西部三大地區(qū)，以探究公司治理對技術創(chuàng)新的影響，并進一步比較東部、中部、西部三大地區(qū)企業(yè)的公司治理各個因素對技術創(chuàng)新的作用差異。研究發(fā)現：第一，在不區(qū)分地區(qū)前，第一大股東的持股比例及其性質、第二至第十大股東的持股比例、董事長總經理兩職合一、董監(jiān)高薪酬總額均能顯著促進技術創(chuàng)新，但獨立董事占比對技術創(chuàng)新不發(fā)揮顯著作用；第二，區(qū)分地區(qū)后，不同地區(qū)企業(yè)的公司治理各個因素對技術創(chuàng)新發(fā)揮不同作用?？傮w來看，公司治理因素對技術創(chuàng)新的作用在東西部地區(qū)企業(yè)與中部地區(qū)企業(yè)之間存在較大差異；第三，從東部到西部，企業(yè)的研發(fā)支出是遞減的，這可能是因為企業(yè)的技術創(chuàng)新不僅和企業(yè)的公司治理有關，也和企業(yè)所在地的經濟發(fā)展程度及市場化水平相關，經濟越發(fā)展、市場化程度越高的東部，企業(yè)技術創(chuàng)新的需求越強烈，技術創(chuàng)新程度也越高。

基于上述研究結果，本文認為，第一，為提高技術創(chuàng)新，企業(yè)首先應合理設置股權結構，解決第一大股東一股獨大及實際缺位問題，促使在技術創(chuàng)新的決策中第一大股東起到有效的作用。另外，適度提高第二至第十大股東的持股比例，增強股權制衡度，以保證股東長遠利益，使其具有不斷加大技術創(chuàng)新投入的意愿；第二，董事會方面，總體來看，實證檢驗結果支持兩職合一有助于提高技術創(chuàng)新決策效率、增強技術創(chuàng)新投入的結論，但是兩職合一在一定程度上容易使管理者擁有過高的權力，從而使得董事會的監(jiān)督效力降低，所以企業(yè)應權衡考慮董事長總經理的兩職設置情況。另外，企業(yè)需要改變獨立董事的設置只是滿足證監(jiān)會要求的狀況，真正充分發(fā)揮獨立董事在包括技術創(chuàng)新決策在內的各項決策中的作用；第三，企業(yè)應當通過貨幣資金或股權、期權等形式加強對董監(jiān)高的激勵，使其利益與股東利益保持一致，以減少技術創(chuàng)新決策和執(zhí)行過程中的代理問題；第四，由于不同地區(qū)企業(yè)公司治理因素對技術創(chuàng)新投入產生不同的影響，政府部門尤其是地方政府在出臺相關政策時，需要結合本地區(qū)企業(yè)的公司治理特點，針對性地出臺促進企業(yè)技術創(chuàng)新的政策。對于東部企業(yè)，適當合理增加非國有性質第一大股東持股比例并兼顧股權制衡度有利于技術創(chuàng)新決策，而對于中西部企業(yè)，則需要適當增加國有性質第一大股東持股比例才有利于企業(yè)技術創(chuàng)新投入。

另外，關于兩職設置問題，僅從技術創(chuàng)新角度考慮，東部和中部企業(yè)應將董事長和總經理兩職合一以提高技術創(chuàng)新效率；西部地區(qū)企業(yè)應設置兩職分離，而加強董事會對總經理的監(jiān)督才能提高技術創(chuàng)新投入。這種差異可能主要是因為中東部尤其是東部地區(qū)民營經濟發(fā)達，兩職合一與非國有性質第一大股東持股比例高等因素都有利于促進東部企業(yè)的技術創(chuàng)新，而西部民營經濟不發(fā)達，兩職分離與國有性質第一大股東才有助于其技術創(chuàng)新。