陳桃紅 馮正茂

經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下產(chǎn)業(yè)升級(jí)以及社會(huì)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)各個(gè)行業(yè)都提出了創(chuàng)新和精益化的要求，而行業(yè)創(chuàng)新源自于企業(yè)個(gè)體的具體實(shí)踐。在公司治理中，股權(quán)結(jié)構(gòu)居于中心地位，直接決定了公司的決策和議事方式，進(jìn)而影響和決定了董事會(huì)人員的構(gòu)成和公司的組織結(jié)構(gòu)、權(quán)力分配和制度安排等相應(yīng)治理體系（董斌、張振，2015）。杜瑞、王竹泉等（2016）通過(guò)研究證實(shí)，不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)和股東類(lèi)型會(huì)影響企業(yè)的創(chuàng)新投入，進(jìn)而影響企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)；混合股權(quán)有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新與競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的關(guān)系，不同性質(zhì)的股權(quán)混合程度越高，越有利于創(chuàng)新投入。根據(jù)Shleifer&Vishny（1997）提出的委托代理理論，在所有權(quán)和控制權(quán)高度分離的現(xiàn)代企業(yè)中，股東與董事會(huì)、高管之間利益訴求的差異、契約的非完備性、決策有限理性以及信息非對(duì)稱(chēng)性，是導(dǎo)致公司治理困境的根本原因；而通過(guò)完善股權(quán)結(jié)構(gòu)，提高大股東對(duì)公司治理的參與度是解決上述問(wèn)題的重要途徑。另一方面，Schmalensee（1985）認(rèn)為，行業(yè)效應(yīng)是影響公司之間盈利差異重要的因素。行業(yè)環(huán)境作為一種外部治理機(jī)制，主要通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)壓力所產(chǎn)生的破產(chǎn)威脅影響公司戰(zhàn)略決策和經(jīng)營(yíng)行為；因此，增加創(chuàng)新投入以獲取和保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)已經(jīng)成為企業(yè)改善績(jī)效、應(yīng)對(duì)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的關(guān)鍵。隨著公司治理研究的深入和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的加劇，股權(quán)結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新投入之間的關(guān)系引起了理論界的關(guān)注；但現(xiàn)有的研究還不夠豐富，且很少考慮到不同行業(yè)之間的影響。為此，本文將行業(yè)效應(yīng)納入研究范疇，建立了“股權(quán)結(jié)構(gòu)-競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度-創(chuàng)新投入”的研究框架，分析競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)各個(gè)維度與創(chuàng)新投入關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，進(jìn)一步豐富已有的研究。

一、理論分析和研究假設(shè)

（一）股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新投入的影響

股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理的核心內(nèi)容，其分布狀態(tài)反映出不同股東之間權(quán)力對(duì)比關(guān)系。而股權(quán)集中度是刻畫(huà)股權(quán)結(jié)構(gòu)的重要測(cè)量指標(biāo)，主要指全體股東尤其是大股東之間持股比例的差異以及因此所呈現(xiàn)的股權(quán)分布是集中還是分散狀態(tài)的量化工具。根據(jù)代理理論，職業(yè)經(jīng)理人的利益與股東的利益并不完全一致，導(dǎo)致前者出于私利會(huì)采取侵害股東利益的行為。因此，適度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)被認(rèn)為是最佳的治理環(huán)境，能強(qiáng)化大股東對(duì)公司的控制權(quán)，并有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。竇煒、劉星（2009）研究表明，在所有權(quán)集中的狀態(tài)下，公司會(huì)存在投資不足和過(guò)度投資兩種現(xiàn)象。當(dāng)存在單一的絕對(duì)控股大股東時(shí)，由于“利益趨同效應(yīng)”作用，企業(yè)的過(guò)度投資行為與股權(quán)集中度呈反向變動(dòng)趨勢(shì)，過(guò)度投資得到遏制；而在“塹壕效應(yīng)”作用下，股權(quán)集中度的提高導(dǎo)致投資不足增加，兩者呈現(xiàn)同方向變動(dòng)趨勢(shì)。Hill&Snell（1988）研究則證實(shí)了股權(quán)集中度與R&D支出呈顯著正相關(guān)，表明大股東傾向于強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新，大股東持股比例越高，R&D支出相應(yīng)越多。Lee&O'Neill（2003）證據(jù)也表明，美國(guó)公司的股票集中度與研發(fā)與銷(xiāo)售的比率呈正相關(guān)。這表明，不斷增加的股權(quán)集中度平衡了所有者與自私的管理者之間的力量，從而導(dǎo)致研發(fā)投入的增加。另一方面，Argilés，Serrano&Caralt（2005）通過(guò)選擇1994年和2000年的西班牙制造業(yè)的一個(gè)代表性樣本進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中會(huì)削弱研發(fā)投資，導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目將不會(huì)采用，可能是因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)高度集中在少數(shù)所有者的手中。楊建君、盛鎖（2007）也認(rèn)為，股東作為投資者有著天然的風(fēng)險(xiǎn)厭惡和規(guī)避心理，控股股東持股占比越高，意味著所承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)越大，創(chuàng)新投入的意愿和投入水平會(huì)越低，表現(xiàn)出股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入之間反向變化的關(guān)系。本研究認(rèn)為，股權(quán)集中是一種有利于進(jìn)行創(chuàng)新投資的機(jī)制，因?yàn)榇蠊蓶|對(duì)管理者的工作有更高的監(jiān)督水平，并且減少了未來(lái)控制企業(yè)中出現(xiàn)的機(jī)會(huì)主義問(wèn)題。因此，股權(quán)集中狀態(tài)下大股東的利益與公司的整體利益達(dá)到高度一致，大小股東之間主要表現(xiàn)為“協(xié)同效應(yīng)”，此時(shí)大股東及董事會(huì)最優(yōu)決策是持續(xù)開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)，不斷增加創(chuàng)新投入，提高創(chuàng)新產(chǎn)出的績(jī)效，確保公司的長(zhǎng)期穩(wěn)定的發(fā)展。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入呈正相關(guān)關(guān)系

（二）股權(quán)制衡對(duì)創(chuàng)新投入的影響

股權(quán)制衡反映的是股權(quán)在多個(gè)股東之間的分配形式，表明其它大股東對(duì)第一大股東的影響和制約程度。從維護(hù)廣大股東的利益出發(fā)，最優(yōu)的股權(quán)結(jié)構(gòu)應(yīng)包括幾個(gè)持有大量股份的股東，不僅能增加現(xiàn)金流，適度分散公司股權(quán)；還能通過(guò)聯(lián)盟獲取控制權(quán)，降低代理成本，優(yōu)化決策后果（Bennedsen&Wolfenzon，2000）。朱德勝、周曉珮（2016）則提出，通過(guò)建立股東之間相互制衡機(jī)制，能優(yōu)化管理層的決策程序并專(zhuān)注于公司的整體利益導(dǎo)向，避免個(gè)人決策不充分和侵占其它股東利益行為，提高決策的科學(xué)性和合理性，有利于企業(yè)的整體戰(zhàn)略和長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。張其秀、冉毅等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡對(duì)研發(fā)投入有顯著的正向影響作用，引入大股東間的制衡能有效提高創(chuàng)新投入向公司績(jī)效的轉(zhuǎn)化效率。陳志軍、趙月皎等（2016）研究表明，股權(quán)制衡有利于提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率，并對(duì)研發(fā)投入起到正向促進(jìn)作用。特別是當(dāng)制衡股東為非國(guó)有法人時(shí)，股權(quán)制衡的正向效應(yīng)更顯著。與上述觀點(diǎn)相反的是，李建英、趙美鳳等（2017）認(rèn)為，與制衡程度低的公司相比，股權(quán)制衡高的公司能有效約束管理層行為，顯著降低因管理層過(guò)度自信導(dǎo)致的過(guò)度投資行為。劉亞偉、張兆國(guó)（2016）也表示，制衡狀態(tài)下有利于約束和避免過(guò)度投資行為；特別在非國(guó)有上市公司中，股權(quán)制衡效果更顯著。不難看出，當(dāng)公司存在多個(gè)大股東時(shí)，通過(guò)相互制衡、相互制約，可有效降低大股東侵占中小股東利益的問(wèn)題。必須要指出的是：一方面，多個(gè)股東參與決策可避免個(gè)人決策不充分和侵占其它股東利益行為，提高決策的科學(xué)性和合理性；另一方面，群體決策行為會(huì)導(dǎo)致責(zé)任分散，最終決策結(jié)果往往偏離最優(yōu)目標(biāo)，即折衷方案往往占據(jù)上風(fēng)。此外，群體決策狀態(tài)下會(huì)放大對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的憂(yōu)慮和未來(lái)不確定性的畏懼，更傾向于保持現(xiàn)狀，而不愿意開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)。這意味著股權(quán)制衡狀態(tài)下股東之間往往為了避免風(fēng)險(xiǎn)以及個(gè)人決策后果承擔(dān)，更容易形成隨大流行為，故難以形成創(chuàng)新決策以及創(chuàng)新行為，制衡股東數(shù)量越多，創(chuàng)新決策和創(chuàng)新投入越難以得到實(shí)施。因此，提出以下假設(shè)：

H2：股權(quán)制衡與創(chuàng)新投入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系

（三）高管持股對(duì)創(chuàng)新投入的影響

LaPortaet.al（1999）認(rèn)為，隨著持有股份的增加，控股股東的利益與公司的利益就越容易達(dá)成一致，同時(shí)對(duì)經(jīng)理人監(jiān)督和約束的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，效果也更顯著，從而很好控制或降低經(jīng)理人的道德風(fēng)險(xiǎn)以及發(fā)生機(jī)會(huì)主義行為的概率。由于高管的利益訴求與控股股東并不完全一致，為了激勵(lì)管理層關(guān)注和重視公司創(chuàng)新，有必要對(duì)其進(jìn)行適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)激勵(lì)，使其利益能最大程度與公司利益相契合（朱德勝、周曉珮，2016;尹美群、盛磊，2018）。Gomes&Novaes（2005）提出，由于存在控制權(quán)私利以及經(jīng)理人與股東的目標(biāo)不一致，在公司的決策中容易出現(xiàn)過(guò)度投資和投資不足兩種現(xiàn)象。一方面，在私人利益高到足以抵消在低效項(xiàng)目的損失情況下，如果不加以約束，經(jīng)理人就會(huì)有過(guò)度投資的動(dòng)機(jī)。另一方面，即使項(xiàng)目是有效的，如果經(jīng)理人從公共收益中分得的份額不能抵消私人收益的損失，就會(huì)產(chǎn)生投資不足，進(jìn)而對(duì)創(chuàng)新投入產(chǎn)生阻礙作用。Morck（2005）表示，管理層持股比例增加能增強(qiáng)其投資及創(chuàng)新的動(dòng)力，相反當(dāng)他們持股占比較低時(shí)會(huì)抑制投資，以保持股價(jià)足夠高，抵御入侵者，安撫機(jī)構(gòu)投資者。李維安、李漢軍（2006）也認(rèn)為，高管股權(quán)激勵(lì)與控股大股東的持股比例密切相關(guān)，其效用隨著后者持股比例的大小而呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)變化。此外，劉偉、劉星（2007）及劉運(yùn)國(guó)、劉雯（2004）研究均表明，高管持股會(huì)對(duì)研發(fā)支出存在顯著正向影響，證實(shí)高管持股會(huì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。與此相反的是，王文華、張卓等（2014）則認(rèn)為，當(dāng)高管持股比較較低時(shí)，與研發(fā)戰(zhàn)略之間存在協(xié)同效應(yīng)，而隨著高管持股比例提高，會(huì)對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制作用，即存在管理防御效應(yīng)。翟淑萍、畢曉方（2019）的研究也表示，高管持股比例過(guò)低及過(guò)高均不利于研發(fā)投資，會(huì)對(duì)政府資助與創(chuàng)新投入起到負(fù)向影響作用。本研究認(rèn)為，給予高管一定的股權(quán)激勵(lì)能有效緩解委托—代理矛盾，通過(guò)將經(jīng)理人從代理人向股東身份的轉(zhuǎn)變，從而構(gòu)建起高管與股東之間利益捆綁邏輯基礎(chǔ)。而隨著高管持股比例的增加，將會(huì)更有效地激發(fā)企業(yè)高管的積極性與創(chuàng)造力，促使高管更加關(guān)注企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展和創(chuàng)新行為。因此，基于以上分析，本研究提出以下假設(shè)：

H3：高管持股對(duì)創(chuàng)新投入存在正向影響關(guān)系。

（四）競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)Arrow（1962）的觀點(diǎn)，即使在產(chǎn)品市場(chǎng)的完全競(jìng)爭(zhēng)下，也可能存在發(fā)明的動(dòng)機(jī)。當(dāng)壟斷租金較低時(shí)，意味著產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度較大，企業(yè)會(huì)有強(qiáng)烈的發(fā)明創(chuàng)新動(dòng)機(jī)，以獲取更多的資源和更高的邊際利潤(rùn)。Nickell（1996）提出，壟斷租金的存在使公司的利益相關(guān)者產(chǎn)生懈怠或偷懶行為，如果一個(gè)行業(yè)的壟斷租金更低，那么這個(gè)行業(yè)就會(huì)更有競(jìng)爭(zhēng)力；盡管競(jìng)爭(zhēng)可能會(huì)削弱盈利能力，卻會(huì)促進(jìn)效率和生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。這意味著競(jìng)爭(zhēng)可以提高管理層的努力，從而提高公司的績(jī)效。孫冰、沈瑞（2017）研究表明行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)能有效促進(jìn)知識(shí)吸收，進(jìn)而提升了創(chuàng)新擴(kuò)散的效率，表明了競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)起到了積極促進(jìn)作用。姚燦中、楊建梅（2011）及羅曉光、孫艷鳳（2015）也證實(shí)了行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)作為外部治理因素，對(duì)公司創(chuàng)新行為和創(chuàng)新效果發(fā)揮著重要作用。本研究認(rèn)為，在競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)中，競(jìng)爭(zhēng)的壓力使得公司股東（實(shí)際控制人）更加關(guān)注經(jīng)營(yíng)效果。在股權(quán)集中的條件下，大股東希望通過(guò)創(chuàng)新改變產(chǎn)品在中低端競(jìng)爭(zhēng)的不利地位，期待通過(guò)創(chuàng)新增加產(chǎn)品的附加值，提高產(chǎn)出品的溢價(jià)，改善企業(yè)績(jī)效水平。因?yàn)橐坏﹦?chuàng)新成功，不僅收益巨大，企業(yè)可以憑借創(chuàng)新成果培養(yǎng)或鞏固競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，形成同業(yè)中難以跨越的塹壕，獲得創(chuàng)新帶來(lái)差異化的額外溢價(jià)。其次，在股權(quán)相對(duì)集中且存在制衡的條件下，分享控制權(quán)的機(jī)制使得大股東難以獨(dú)占控制權(quán)私利；特別是在競(jìng)爭(zhēng)激烈的環(huán)境下，為了維持企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，股東之間更容易達(dá)成一致，更加關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)和持續(xù)性增長(zhǎng)。最后，高管持股意味著管理層的利益與股東能很好契合：在股權(quán)利益和管理權(quán)收益的雙重嵌入背景下，不僅從制度上明確了高管與公司利益風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)原則，更重要是在實(shí)際中得到了保障，會(huì)極大地激發(fā)其主動(dòng)性和創(chuàng)造力，改善經(jīng)營(yíng)管理。在面臨外部競(jìng)爭(zhēng)及不確定性環(huán)境條件下，高管從自身的利益出發(fā)，會(huì)持續(xù)關(guān)注并增加創(chuàng)新投入，以確保公司經(jīng)營(yíng)健康而具有可持續(xù)性。根據(jù)以上分析，提出如下假設(shè)：

H4：競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度正向調(diào)節(jié)股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入的關(guān)系。

H5：競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度負(fù)向調(diào)節(jié)股權(quán)制衡與創(chuàng)新投入的關(guān)系。

H6：競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度正向調(diào)節(jié)高管持股與創(chuàng)新投入的關(guān)系。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇及來(lái)源

筆者所選擇的樣本具體為2012～2017年度連續(xù)披露了研發(fā)支出的A股主板上市公司中的國(guó)有制造業(yè)企業(yè)，選擇該類(lèi)樣本的原因在于它們?cè)谘邪l(fā)投入和公司治理具有較強(qiáng)的代表性。本研究中所涉及的數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，對(duì)于缺失的部分?jǐn)?shù)據(jù)則通過(guò)查詢(xún)巨潮資訊網(wǎng)予以補(bǔ)充。在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析前，先按照以下原則進(jìn)行樣本篩選：①剔除上市時(shí)間一年以?xún)?nèi)的公司；②剔除ST、*ST、PT等類(lèi)型的上市公司；③剔除同時(shí)在中國(guó)大陸以外證券市場(chǎng)上市的公司。經(jīng)初步篩選后，本研究共包括1876個(gè)有效觀測(cè)值。此外，為避免數(shù)據(jù)中極端值的影響，本研究對(duì)文中所涉及的連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理，所使用的工具為統(tǒng)計(jì)分析軟件Stata14.0。

（二）變量定義

1.被解釋變量。創(chuàng)新投入主要是指公司的用于研究與開(kāi)發(fā)活動(dòng)的投入，包括資金的投入以及人員的投入；其衡量指標(biāo)分為絕對(duì)指標(biāo)和相對(duì)指標(biāo)兩種類(lèi)型。考慮到相對(duì)指標(biāo)能客觀刻畫(huà)出不同規(guī)模公司在創(chuàng)新投入的重視程度及相對(duì)大小，具有較強(qiáng)的可比性和實(shí)際意義；同時(shí)參照尹美群、盛磊等（2018）的做法，本研究選擇相對(duì)指標(biāo)即研發(fā)支出總額占營(yíng)業(yè)收入比重作為創(chuàng)新投入的測(cè)量指標(biāo)，記為RD。

表1 主要變量定義表

2.解釋變量。股權(quán)結(jié)構(gòu)是刻畫(huà)公司股權(quán)形式和狀態(tài)分布的復(fù)合體，參照王曉巍、陳逢博（2014）及楊風(fēng)、李卿云（2016）的研究成果，本文將股權(quán)結(jié)構(gòu)劃分為三個(gè)維度，分別為股權(quán)集中度、股權(quán)制衡和高管持股占比。由于中國(guó)上市公司的股權(quán)很大程度上表現(xiàn)為一股獨(dú)大的特征，參照上述學(xué)者及袁學(xué)英（2019）的做法，直接采用第一大股東持股比例來(lái)測(cè)量股權(quán)集中度。同時(shí)考慮到除第二大股東以外，我國(guó)上市公司中其它前十大股東所占股份較小，故參照李建英、趙美鳳等（2017）的研究，采取第二大股東持股比例與第一大股東持股比例之比來(lái)測(cè)量股權(quán)制衡。此外，參照江軒宇（2016）、朱冰等（2018）的研究，本文中采用排名前三位高管持股總數(shù)與總股份的比值作來(lái)衡量高管持股。

3.調(diào)節(jié)變量。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和指標(biāo)的客觀性，本研究借鑒李維安、韓忠雪（2006）的做法，采用赫芬達(dá)爾指數(shù)的即產(chǎn)業(yè)集中度（HHI）作為測(cè)量競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的逆指標(biāo)?？紤]到兩者之間的逆對(duì)應(yīng)關(guān)系，且由于0＜HHI＜1；為了使測(cè)量指標(biāo)更好與競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的表述相一致，本研究將進(jìn)行相應(yīng)變換，故取1與產(chǎn)業(yè)集中度之差作為競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的替代變量，意味產(chǎn)業(yè)集中度越高，競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度越低；反之則越高。

4.控制變量。邵帥、呂長(zhǎng)江（2015）、劉端、陳詩(shī)琪等（2019）等相關(guān)研究表明，企業(yè)規(guī)模對(duì)于股權(quán)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新活動(dòng)及企業(yè)績(jī)效都有著重要影響。杠桿率作為債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)或違約風(fēng)險(xiǎn)的代理變量，在衡量企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況以及創(chuàng)新決策中起著不容忽視的影響作用。此外，竇歡、陸正飛（2016），朱德勝、周曉珮（2016）及朱冰等（2018）研究進(jìn)一步證實(shí)了隨著企業(yè)上市時(shí)間增加，大股東及董事會(huì)更加關(guān)注風(fēng)險(xiǎn)控制，對(duì)創(chuàng)新的意愿和動(dòng)力有所下降，企業(yè)創(chuàng)新行為與上市年齡為反方向變動(dòng)趨勢(shì)。而現(xiàn)金持有能力會(huì)影響企業(yè)盈利能力，現(xiàn)金流越充裕，意味著公司的流動(dòng)性越強(qiáng)，就有更強(qiáng)的能力和動(dòng)機(jī)進(jìn)行創(chuàng)新投入。故綜合以上學(xué)者的研究成果，本文將企業(yè)規(guī)模（SIZE）、負(fù)債水平（LEV）、公司年齡（AGE）及成長(zhǎng)性（GROW）作為控制變量。各變量的具體定義詳見(jiàn)表1所示。

（三）模型定義

本研究以創(chuàng)新投入（RD）為被解釋變量，分別以股權(quán)集中度、股權(quán)制衡及高管持股比例為解釋變量，并將上述控制變量納入研究，建立回歸模型（1）～模型（3）來(lái)檢驗(yàn)H1、H2及H3。此外，考慮到調(diào)節(jié)變量對(duì)因果關(guān)系的影響，在模型（1）～模型（3）中分別加入競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度（COMP）與各自變量的交互項(xiàng)，建立多元回歸模型（4）～模型（6），可分別檢驗(yàn)H4、H5和H6，具體如下所示。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表2可以看出，從2012～2017年間，A股國(guó)有制造業(yè)上市公司的創(chuàng)新投入的中位數(shù)和均值低于3%，最低為0，最高達(dá)到12.2%；表明行業(yè)內(nèi)整體水平創(chuàng)新投入程度較低，且不同公司之間存在較大差異。股權(quán)集中度的中位數(shù)和均值略小于0.4，最大值為0.753，意味公司股權(quán)高度集中于第一大股東手中，形成中國(guó)上市公司治理中典型的一股獨(dú)大的現(xiàn)象。股權(quán)制衡的中位數(shù)、均值分別為0.142、0.270，標(biāo)準(zhǔn)差為0.281，最小值僅為0.008，最大值為0.983；說(shuō)明半數(shù)以上樣本第二大股東所持股份不及控股股東的1/6，再次印證了上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中廣泛存在的單寡頭現(xiàn)象，進(jìn)而表現(xiàn)出股權(quán)制衡程度普遍較低的顯著特征。高管持股比例均值僅為0.064%，最大值為7.719%，最小值為0。故從整體上看，高管不持有股份或所持股份較少已經(jīng)成為不爭(zhēng)的事實(shí)，意味著股權(quán)作為對(duì)高管的激勵(lì)手段在國(guó)有上市公司中并不常見(jiàn)。此外，控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，資產(chǎn)規(guī)模的自然對(duì)數(shù)最大值為25.88，均值及中位數(shù)超過(guò)22，標(biāo)準(zhǔn)差為1.263；表明樣本資產(chǎn)規(guī)模普遍較高，屬于典型的重資產(chǎn)資本密集型行業(yè)。資產(chǎn)負(fù)債率的均值及中位數(shù)超過(guò)50%，最小值不到10%，最大值則將近100%，表明負(fù)債經(jīng)營(yíng)成為國(guó)有制造業(yè)上市公司的普遍現(xiàn)象，且絕大多數(shù)樣本負(fù)債率較高，對(duì)借貸資金依賴(lài)程度大。公司年齡的均值和中位數(shù)（對(duì)數(shù)）為2.944、2.920，最小值和最大值分別為2.079、3.466；相對(duì)應(yīng)的具體年齡則為18.71、18.54、8、32，表明多數(shù)企業(yè)的發(fā)展階段處于成熟期。主營(yíng)業(yè)務(wù)增長(zhǎng)率的平均值為11.6%，從極值分布可以看到行業(yè)內(nèi)發(fā)展呈現(xiàn)顯著的兩極分化，不同企業(yè)之間存在高速增長(zhǎng)和顯著下降并存的現(xiàn)象；中位數(shù)不到5%則表明半數(shù)以上樣本年均業(yè)務(wù)增長(zhǎng)率較低，進(jìn)一步表明了行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)較為激烈，不少公司經(jīng)營(yíng)存在較大壓力。

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)表

（二）相關(guān)性分析

從表3的結(jié)果可以看到，各變量之間相關(guān)系數(shù)（絕對(duì)值）均低于0.4，可排除變量之間高度相關(guān)性。其次，本研究采用VIF診斷法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明模型中各變量的方差膨脹因子介于1.05～1.64之間，表明各變量之間獨(dú)立性較好，具有較好的穩(wěn)定性。此外，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型（1）～模型（6）均為固定效應(yīng)模型。

（三）回歸分析

創(chuàng)新投入影響因素的回歸結(jié)果如表4所示。從表4的模型（1）至模型（3）中可以看到，股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)為1.845，t=3.028，且在1%的水平下顯著，表明股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新投入存在著正向影響關(guān)系。因此，假設(shè)H1通過(guò)檢驗(yàn)。此外，股權(quán)制衡與創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)為-0.568，t值為-2.415，且在5%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，表明兩者之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著股權(quán)制衡的提高，創(chuàng)新投入程度會(huì)顯著下降，股權(quán)制衡強(qiáng)烈抑制了公司的創(chuàng)新活動(dòng)，故假設(shè)H2通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)。而高管持股比例與創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)為-0.464，t值為4.043，且在1%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，意味著兩者之間存在著顯著的負(fù)向影響關(guān)系，即高管持股并沒(méi)有起到促進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)的效應(yīng)，反而降低了創(chuàng)新投入水平。相應(yīng)地，對(duì)控制變量回歸結(jié)果也表明，公司規(guī)模與創(chuàng)新投入不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，表明資產(chǎn)總量并不是影響創(chuàng)新投入的重要因素。資產(chǎn)負(fù)債率則對(duì)創(chuàng)新投入起到顯著的負(fù)向影響作用，表明企業(yè)負(fù)債越高，創(chuàng)新活動(dòng)的支出越少。公司年齡對(duì)創(chuàng)新投入有顯著的正向影響，公司存活時(shí)間越長(zhǎng)，在創(chuàng)新投入方面的支出越高，且在所有模型中均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。公司的現(xiàn)金流水平對(duì)創(chuàng)新投入有顯著的負(fù)向影響，且在1%的水平下顯著，表明兩者之間為反方向變化關(guān)系，意味著創(chuàng)新投入會(huì)占用資金，導(dǎo)致現(xiàn)金流水平下降。

表4 創(chuàng)新投入影響因素回歸結(jié)果

更進(jìn)一步地，表4中的模型（4）至模型（6）所對(duì)應(yīng)回歸結(jié)果檢驗(yàn)了競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由模型（4）可以看出，加入競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的影響因素后，股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入的關(guān)系仍然顯著正相關(guān)，且競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度與股權(quán)集中度的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為23.334，t值為2.267，且在5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，表明競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度會(huì)正向影響股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新投入的關(guān)系；即競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度越大，越有利于促進(jìn)股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新投入正向效應(yīng)。在模型（5）中，股權(quán)制衡與創(chuàng)新投入之間的關(guān)系依然顯著為負(fù)，而股權(quán)制衡與競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-31.335，且在1%的水平下顯著，表明了競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度負(fù)向調(diào)節(jié)股權(quán)制衡與創(chuàng)新投入之間的負(fù)向影響關(guān)系，即競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度削弱了股權(quán)制衡對(duì)創(chuàng)新投入的抑制作用，意味著激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)減少股權(quán)制衡對(duì)創(chuàng)新投入的阻力，進(jìn)而有利于公司創(chuàng)新活動(dòng)的增加。此外，在模型（6）中，高管持股與創(chuàng)新投入之間的關(guān)系仍然顯著為負(fù)，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-7.464，t值為-1.490，表明競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度雖然會(huì)降低強(qiáng)兩者之間的負(fù)向影響關(guān)系，但該調(diào)節(jié)關(guān)系未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度在高管持股占比與創(chuàng)新投入關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，即外部競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境并不能影響高管持股對(duì)創(chuàng)新投入的抑制作用。綜合以上內(nèi)容，假設(shè)H1、H2、H4、H5得到了驗(yàn)證，而H3、H6未能通過(guò)驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文根據(jù)采取變量替換的方式進(jìn)行檢驗(yàn)。將創(chuàng)新投入改用企業(yè)研發(fā)投入金額的對(duì)數(shù)替代，股權(quán)集中度用前三大股東持股比例之和，股權(quán)制衡則采用第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比替代；高管持股比例則采用前五位高管持股比例之和進(jìn)行替代，并將替換后的變量分別代入模型（1）～（6），然后依次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明與上述結(jié)論基本一致，而且絕大多數(shù)模型的P值均在10%水平下顯著，說(shuō)明各模型整體顯著性較強(qiáng)。因此證明上文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與討論

為了研究股權(quán)結(jié)構(gòu)、競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度與創(chuàng)新投入三者之間的關(guān)系，本研究將股權(quán)結(jié)構(gòu)劃分為股權(quán)集中度、股權(quán)制衡、高管持股三個(gè)維度分別探討對(duì)創(chuàng)新投入的影響，以及競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度作為調(diào)節(jié)變量在上述關(guān)系中所起的作用。通過(guò)回顧、梳理和分析相關(guān)文獻(xiàn)，基于代理理論提出研究假設(shè)，并采用2012～2017年A股主板制造業(yè)國(guó)有上市公司共1876個(gè)樣本的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，本文得出以下結(jié)論。

（一）股權(quán)集中度能顯著正向促進(jìn)公司創(chuàng)新投入。前文分析指出，股權(quán)集中能激發(fā)和提升控股大股東的主體責(zé)任意識(shí)，促使其積極參與重大決策以獲取更好的公司績(jī)效。A股制造業(yè)上市公司不僅是國(guó)家工業(yè)體系的主體，更是開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)實(shí)踐的主體。而創(chuàng)新對(duì)于改造傳統(tǒng)制造業(yè)提質(zhì)增效，提升行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)乃至國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)力都至關(guān)重要。因此，在國(guó)有資本占有顯著優(yōu)勢(shì)地位的前提下，能充分發(fā)揮集中資源統(tǒng)籌全局的優(yōu)勢(shì)，避免追逐短期收益而忽略長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的短視行為，會(huì)更加關(guān)注創(chuàng)新投入和可持續(xù)發(fā)展，加強(qiáng)內(nèi)部管理，努力提升公司績(jī)效和實(shí)現(xiàn)盈利目標(biāo)。這也意味著，在國(guó)有企業(yè)推進(jìn)混改的進(jìn)程中，應(yīng)該重視并確保國(guó)有股本占主體或相對(duì)集中的優(yōu)勢(shì)地位，這對(duì)于踐行國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略以及實(shí)現(xiàn)“中國(guó)制造2025”，全面實(shí)施制造業(yè)強(qiáng)國(guó)的重大戰(zhàn)略，都具有深遠(yuǎn)而積極的現(xiàn)實(shí)意義。

（二）股權(quán)制衡對(duì)創(chuàng)新投入具有顯著的負(fù)向抑制作用。盡管有學(xué)者提出，分享控制權(quán)狀態(tài)下所形成的權(quán)力制衡有利于遏制大股東的利益侵占和挖隧道行為，能有利于減少委托代理成本。但本研究結(jié)果表明，股權(quán)制衡并不利于創(chuàng)新投入，可能是由于分享控制權(quán)而形成的團(tuán)隊(duì)投票決策機(jī)制不利于創(chuàng)新活動(dòng)及創(chuàng)新投資決策，出于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避以及畏懼創(chuàng)新失敗后的責(zé)任追究，股權(quán)制衡下的決策可能更傾向于平穩(wěn)而拒絕風(fēng)險(xiǎn)較大的創(chuàng)新活動(dòng)。這進(jìn)一步表明，在國(guó)有企業(yè)混改中，國(guó)有股本“一股獨(dú)大”不應(yīng)該被摒棄，尤其是在引入其它股本的同時(shí)堅(jiān)持國(guó)有資本占主體地位，要堅(jiān)決避免“雙寡頭”或“多股同大”的現(xiàn)象，后者將會(huì)因?yàn)楣蓶|之間的內(nèi)耗而不利于公司戰(zhàn)略和創(chuàng)新行為，甚至?xí)斐善髽I(yè)績(jī)效下降。

（三）高管持股顯著地負(fù)向影響創(chuàng)新投入水平。本研究發(fā)現(xiàn)，高管持股未能促進(jìn)創(chuàng)新投入，反而不利于創(chuàng)新活動(dòng)的投資決策。盡管已有研究表明高管持股有利于降低代理成本，抑制管理層的投機(jī)傾向和自利行為，從而更好地與股東的利益達(dá)成一致。但在實(shí)踐中，由于高管持股比例整體偏低（如本研究中高管平均持股占比只有0.064%），很難起到約束他們自利動(dòng)機(jī)以及充足的股權(quán)激勵(lì)作用；事實(shí)上，高管基于控制權(quán)隱性收益要遠(yuǎn)大于分享股權(quán)而獲得的收益。更重要的是，管理層的薪酬與當(dāng)期企業(yè)績(jī)效密切相關(guān)，而開(kāi)展創(chuàng)新投入占用資金不僅影響當(dāng)期的現(xiàn)金流，還會(huì)對(duì)高管的利益侵占行為形成阻礙作用，導(dǎo)致經(jīng)理人對(duì)公司創(chuàng)新投入缺乏熱情，甚至?xí)璧K創(chuàng)新投資決策。

（四）競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度正向調(diào)節(jié)股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入的關(guān)系，負(fù)向調(diào)節(jié)股權(quán)制衡與創(chuàng)新投入的關(guān)系。行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)作為重要的外部環(huán)境，會(huì)影響公司內(nèi)部治理以及企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)和創(chuàng)新行為。面對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力，為了在動(dòng)態(tài)環(huán)境中獲取持續(xù)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，具有股權(quán)集中特質(zhì)的企業(yè)創(chuàng)新投入程度更高，表明行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)強(qiáng)化股權(quán)集中度對(duì)創(chuàng)新投入的正向影響效應(yīng)，即更有利于創(chuàng)新投入。與此類(lèi)似，盡管分享控制權(quán)的股東之間對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新行為心存顧慮并存在較大分歧，但為了應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)，不得不改變?cè)械乃季S，重新審視并努力在公司創(chuàng)新投資方面達(dá)成一致，故競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度削弱了股權(quán)制衡對(duì)創(chuàng)新投入的負(fù)向影響關(guān)系。此外，競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度在高管持股與創(chuàng)新投入的關(guān)系中并沒(méi)有起到顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。說(shuō)明即使面臨外部較大的競(jìng)爭(zhēng)壓力，高管作為代理人可能并不會(huì)像股東那么關(guān)注創(chuàng)新和可持續(xù)發(fā)展，而更為關(guān)注自己的薪酬和短期收益。原因可能在于當(dāng)前高管薪酬設(shè)計(jì)中缺乏長(zhǎng)期激勵(lì)機(jī)制，高管持股未能實(shí)現(xiàn)與股東利益高度一致?！?/p>