□ 劉 瑩1 鄺明明 夏丹莉
(1.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖南 長(zhǎng)沙 410000;2.湘潭大學(xué) 湖南 湘潭 411100)
在國(guó)家大力倡導(dǎo)“創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造”的濃厚氛圍下,企業(yè)創(chuàng)新意識(shí)不斷提升,日益成為創(chuàng)新活動(dòng)的推動(dòng)者。對(duì)作為高技術(shù)民營(yíng)企業(yè)重要組成部分的家族企業(yè)而言,創(chuàng)新更是其持續(xù)發(fā)展和轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要驅(qū)動(dòng)力。已有大量的研究表明家族企業(yè)獨(dú)有的家族管理、財(cái)富集中等特點(diǎn)對(duì)其創(chuàng)新有著顯著的影響。同時(shí)其內(nèi)在的保守主義和財(cái)富集中等特點(diǎn),對(duì)不同類型的創(chuàng)新影響也不相同。但這些研究集中于家族企業(yè)對(duì)創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出的影響,且結(jié)論大都相左。此外,由于家族企業(yè)的權(quán)利結(jié)構(gòu)不同,其在追求非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)上自主權(quán)會(huì)存在差異,這影響著整個(gè)企業(yè)的人才選拔和人員監(jiān)管,從而對(duì)整個(gè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化過程產(chǎn)生影響。因此,探索權(quán)利結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出關(guān)系的影響有著重要的理論與實(shí)踐意義。
創(chuàng)新投入是企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)的基石,大量的創(chuàng)新投入能促使企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)高效有序地進(jìn)行,并帶來創(chuàng)新活動(dòng)不可或缺的資源,如技術(shù)、財(cái)務(wù)和社會(huì)資源(Sirmon & Hitt,2003)[1]。同時(shí),創(chuàng)新投入可以提高企業(yè)自身現(xiàn)有知識(shí)識(shí)別、吸收和使用外部新知識(shí)的能力(Cohen & Levinthal,1990)[2],有利于創(chuàng)新成果的形成。此外,有關(guān)創(chuàng)新投入與企業(yè)二元?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出方面的研究表明,企業(yè)加大研發(fā)投入有利于對(duì)當(dāng)前已有的科技成果、服務(wù)或程序的深入探索,增強(qiáng)了既定組織潛在的開發(fā)能力,有利于企業(yè)漸進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出。此外,企業(yè)投入大量創(chuàng)新資源進(jìn)行研發(fā),有利于獲取新技術(shù)、新思想,審視不斷變化的客戶偏好,瞄準(zhǔn)有前途的市場(chǎng),進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)激進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出。因此提出如下假設(shè):
假設(shè)1:企業(yè)的創(chuàng)新投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響。
假設(shè)1a:企業(yè)的創(chuàng)新投入對(duì)激進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響。
假設(shè)1b:企業(yè)的創(chuàng)新投入對(duì)漸進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響。
控制權(quán)理論表明,權(quán)利結(jié)構(gòu)是影響企業(yè)決策和行動(dòng)的重要因素。家族企業(yè)所有者權(quán)力越集中越容易使“無才”的家族成員受益以確保家族成員占據(jù)企業(yè)核心地位,導(dǎo)致企業(yè)雇用能力較弱和技能較低的管理人員。優(yōu)質(zhì)人力資源的缺乏削弱了將創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果的相對(duì)能力,使創(chuàng)新效率惡化。同時(shí),家族企業(yè)所有者權(quán)力過于集中也會(huì)抑制與外界的技術(shù)合作,且裙帶關(guān)系會(huì)阻礙非家族成員之間分享知識(shí)(Chirico,2008)[3],而高效的創(chuàng)新投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化過程主要依賴于有效的知識(shí)共享、吸收和組合。因此,由于外部人才的缺乏、管理激勵(lì)不足使研發(fā)資源的配置與利用低效,會(huì)導(dǎo)致低水平的投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化率。因此提出如下假設(shè):
假設(shè)2:權(quán)利結(jié)構(gòu)負(fù)向調(diào)節(jié)企業(yè)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出之間的關(guān)系,在權(quán)利結(jié)構(gòu)高集中度的情境下,企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化率較低。
假設(shè)2a:權(quán)利結(jié)構(gòu)負(fù)向調(diào)節(jié)企業(yè)創(chuàng)新投入與漸進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系,在權(quán)利結(jié)構(gòu)高集中度的情境下,企業(yè)創(chuàng)新投入與漸進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出轉(zhuǎn)化率越低。
假設(shè)2b:權(quán)利結(jié)構(gòu)負(fù)向調(diào)節(jié)企業(yè)創(chuàng)新投入與激進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系,在權(quán)利結(jié)構(gòu)高集中度的情境下,企業(yè)創(chuàng)新投入與激進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出轉(zhuǎn)化率越低。
研究選取2013—2016年中國(guó)高技術(shù)四大行業(yè)中的所有民營(yíng)上市企業(yè)作為我們的樣本。數(shù)據(jù)主要來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、企業(yè)年報(bào)和國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局。
1.自變量
創(chuàng)新投入(RD)。通過企業(yè)年報(bào)實(shí)際披露的研發(fā)投入金額來衡量創(chuàng)新投入。
2.因變量
創(chuàng)新產(chǎn)出(INV)。選用樣本公司的專利申請(qǐng)滯后一年的數(shù)據(jù)來衡量企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出,并進(jìn)一步通過發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)測(cè)量企業(yè)的激進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出,用實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)數(shù)衡量漸進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出。
3.調(diào)節(jié)變量
權(quán)利結(jié)構(gòu)(PS)。用家族所有權(quán)與管理權(quán)的平均值測(cè)量家族企業(yè)對(duì)公司治理模式(權(quán)利結(jié)構(gòu))的偏好。數(shù)值越高說明權(quán)利越集中。其中,家族所有權(quán)以家族成員的持股比例之和衡量,家族管理權(quán)以家族成員占高管總?cè)藬?shù)的比例衡量。
4.控制變量
控制了企業(yè)償債能力(Debt)、企業(yè)盈利能力(ROA)、企業(yè)發(fā)展能力(TA)、企業(yè)的知識(shí)存量(PAT)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、董事長(zhǎng)類型(CIR)和政府補(bǔ)貼(Gov)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。
我們通過分層回歸方法來構(gòu)建我們的研究模型,具體如下:
INV(RIN/CIN)=β0+β1RD+β2Debt+β3ROA+β4TA+β5PAT+β6Age+β7Size+β8Gov+ε1
(1)
INV(RIN/CIN)=β0+β1RD+β2MD+β3RD*SP+β4Debt+β5ROA+β6TA+β7PAT+β8Size+β9Age+β10Gov+β11CIR+ε2
(2)
首先檢驗(yàn)企業(yè)創(chuàng)新投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出、二元?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出的影響,回歸結(jié)果如表1所示。模型1中創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈正向且顯著的關(guān)系;模型2中創(chuàng)新投入與激進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈正向且顯著的關(guān)系;模型3中創(chuàng)新投入與漸進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈正向且顯著的關(guān)系。因此,假設(shè)1、假設(shè)1a、假設(shè)1b得到支持。
表1 創(chuàng)新投入與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸結(jié)果
注:z-statistics in parentheses;***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。
根據(jù)研究構(gòu)建的調(diào)節(jié)模型,對(duì)自變量創(chuàng)新投入、調(diào)節(jié)變量權(quán)利結(jié)構(gòu)以及自變量和調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)(RD*SP)進(jìn)行了中心化,然后進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如表2。
表2 權(quán)利結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果
注:z-statistics in parentheses;***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。
模型2顯示創(chuàng)新投入和權(quán)利結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)與創(chuàng)新產(chǎn)出負(fù)相關(guān),驗(yàn)證了假設(shè)2;模型3表明創(chuàng)新投入和權(quán)利結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)與激進(jìn)式創(chuàng)新產(chǎn)出負(fù)相關(guān),驗(yàn)證了假設(shè)2a;模型4中創(chuàng)新投入和權(quán)利結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)與漸進(jìn)式創(chuàng)新負(fù)相關(guān),但并不顯著,假設(shè)2b沒有得到支持。
本文立足于前人的研究成果,使用2013—2016年中國(guó)115家滬深高技術(shù)民營(yíng)上市公司的面板數(shù)據(jù),探討了權(quán)利結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出(激進(jìn)式創(chuàng)新和漸進(jìn)式創(chuàng)新)轉(zhuǎn)化過程的重要影響。結(jié)合前面的理論研究與實(shí)證分析結(jié)果,我們得到以下啟示:家族企業(yè)帶來低水平的轉(zhuǎn)化率和更低的創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機(jī)制并不是一個(gè)“家族非家族的問題”,歸根結(jié)底是其權(quán)利結(jié)構(gòu)特征的問題。家族控制和家族涉入使企業(yè)管理層大多源于家族內(nèi)部的聘任和選拔,同時(shí)對(duì)于社會(huì)情感財(cái)富等非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的追求使家族企業(yè)管理結(jié)構(gòu)單一、治理效率低下。