廖艷　駱珣

內(nèi)容摘要：本文采用廣東珠海上市公司2009-2014年的面板數(shù)據(jù)，選取公司規(guī)模和財務(wù)杠桿作為控制變量，運用逐步回歸分析和分組分析方法，研究公司治理對研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明：獨立董事占董事總?cè)藬?shù)的比例不是研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)變量；董事會會議頻率是研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，呈負向調(diào)節(jié)作用；董事會成員持股比例對研發(fā)投入與公司績效間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用；高層管理人員持股比例對研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞：公司治理 研發(fā)投入 公司績效 調(diào)節(jié)作用

中圖分類號：F270 文獻標識碼：A

引言

現(xiàn)代經(jīng)營的公司都是所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)相分離的，所有者與經(jīng)營者在這種委托代理關(guān)系中難以避免會出現(xiàn)利益沖突。股東投資的目的在于其投資價值和長期利益最大化，而管理者的目的在于確保其個人財富、工作職務(wù)及管理權(quán)利得到保障，這種分歧使得管理者與股東在公司戰(zhàn)略定位的決策與實施上就會出現(xiàn)利益沖突。公司的研發(fā)戰(zhàn)略則是受其影響的因素之一。而公司研發(fā)戰(zhàn)略中最核心的內(nèi)容就是研發(fā)投入的決策。研發(fā)投資的目的是通過研發(fā)新的產(chǎn)品或技術(shù)，提升公司的業(yè)績。

從理論上來說，研發(fā)投入是能夠為公司增加新的產(chǎn)品或新的技術(shù)，從而帶動公司的生產(chǎn)效率或增加公司存貨的流動性，從而為公司創(chuàng)造更多的利潤，提升公司業(yè)績的。國內(nèi)關(guān)于研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的實證研究較多，研究結(jié)論大多為研發(fā)投入與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系，也有部分研究顯示創(chuàng)新投入與公司績效的正相關(guān)關(guān)系并不顯著。這就表明研發(fā)支出金額愈大，并不一定愈能提升公司的業(yè)績，這或許是研發(fā)支出的資金未能得到有效使用而導致的。因此，公司的業(yè)績關(guān)鍵取決于研發(fā)支出的資金是否得到有效利用，而不在于研發(fā)支出金額的多少。加之研發(fā)活動本身具有較高的風險，在高風險的研發(fā)活動中，要確保資金得到有效利用，就必須建立一個有效的決策機構(gòu)和執(zhí)行機制。因此，從某種意義上來說，公司治理在很大程度上影響著研發(fā)投入與公司績效的關(guān)系強弱。

珠海市轄區(qū)內(nèi)目前的上市公司數(shù)量并不多，僅有27家，其公司治理機制的形成與執(zhí)行也不是特別完善。雖然當?shù)卣粩喙膭罟炯哟笱邪l(fā)力度，但不同的公司收效差異較大。由此可見，研發(fā)投入到底在多大程度上能有效轉(zhuǎn)換成科技成果以提升公司績效，從而促進珠海市城市經(jīng)濟的發(fā)展，這種投入是否會受到公司治理要素的調(diào)節(jié)影響，非常值得研究。本文為了檢驗珠海市轄區(qū)內(nèi)上市公司的公司治理對研發(fā)投入與公司績效的調(diào)節(jié)作用，收集了珠海市所有上市公司2009-2014年的面板數(shù)據(jù)，選取反映公司治理的代表性的指標作為調(diào)節(jié)變量，分析公司治理對研發(fā)投入與公司績效的調(diào)節(jié)方向和調(diào)節(jié)影響程度。

理論分析與假設(shè)提出

（一）代理理論與公司治理

代理理論（Jensen， Meckling，

1976）表明由于所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離，必然會出現(xiàn)委托人（所有者）和代理人（經(jīng)營者）之間的利益沖突。大型上市公司所有權(quán)與控制權(quán)的分離導致職業(yè)經(jīng)理人與股東之間存在潛在的利益沖突。大型上市公司要在激烈的市場競爭中取得成功，就難以避免地要開展研發(fā)活動，加大研發(fā)投入。研發(fā)活動的特點是其本身固有的風險性，無論管理者做出多大的努力，研發(fā)活動固有的風險仍然可能使得研發(fā)活動的結(jié)果存在較大的不確定性，失敗的可能性也較大。Shrihari 等（2013）收集美國高科技制造業(yè)公司1990-2011年的面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)廣告支出和持有存貨能增加公司銷售，廣告支出和研發(fā)支出有利于公司價值的增加。

從理論上來說，研發(fā)投入是能夠為公司增加新的產(chǎn)品或新的技術(shù)，從而提高公司的生產(chǎn)效率或增加公司存貨的流動性，從而為公司創(chuàng)造更多的利潤，提升公司業(yè)績的。國內(nèi)關(guān)于研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的實證研究較多，研究結(jié)論大多為研發(fā)投入與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系，也有部分研究顯示創(chuàng)新投入與公司績效的正相關(guān)關(guān)系并不顯著。這就表明研發(fā)支出金額愈大，并不一定愈能提升公司的業(yè)績，這或許是研發(fā)支出的資金未能得到有效使用而導致的。因此，公司的業(yè)績關(guān)鍵取決于研發(fā)支出的資金是否得到有效利用，而不在于研發(fā)支出金額的多少。加之研發(fā)活動本身具有較高的風險，在高風險的研發(fā)活動中，要確保資金得到有效利用，就必須建立一個有效的決策機構(gòu)和執(zhí)行機制。因此，從某種意義上來說，公司治理在很大程度上影響著研發(fā)投入與公司績效的關(guān)系強弱。研發(fā)投入的會計計量與披露不同于有形資產(chǎn)，研發(fā)投入（研發(fā)支出）通常都計入財務(wù)報表的當期費用，因此研發(fā)投入的披露并不會向投資者傳遞任何有價值的信息。研發(fā)支出的這些特點可能激發(fā)管理者的投機行為，從而在研發(fā)項目中產(chǎn)生代理成本，最終影響公司績效。因此，研發(fā)活動的代理問題不僅影響研發(fā)投入的多少，也會影響研發(fā)活動實施的結(jié)果。合理的公司治理機制可以減少信息不對稱，監(jiān)督管理者，控制管理者的投機行為，從而確保研發(fā)活動以股東利益最大化為目的而得以執(zhí)行（Wright等，2002） ?？傊?，公司治理會影響研發(fā)投入和研發(fā)產(chǎn)出。研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系會因為公司治理環(huán)境的變化而變化。因此，公司治理可以作為研發(fā)投入與公司績效的調(diào)節(jié)變量。

（二）經(jīng)驗證據(jù)與假設(shè)提出

Chung 等（2003）發(fā)現(xiàn)研發(fā)投資與公司資本的市場價值之間的關(guān)系關(guān)鍵是取決于董事會組成，而不是機構(gòu)持股。對于擁有高比例的外部董事的公司，其研發(fā)投資與公司資本價值之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。Le等（2006）發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者對研發(fā)支出的形式和公司績效之間的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用，獨立外部董事成員則影響這種關(guān)系的強度。本文鑒于對珠海市上市公司的數(shù)據(jù)收集整理，結(jié)合對獨立董事的知識背景及履職情況來看，獨立董事對公司的經(jīng)營決策并未能產(chǎn)生較大的影響，同時通過對珠海市上市公司的數(shù)據(jù)收集整理，本文發(fā)現(xiàn)獨立董事占全部董事人數(shù)的比例并不是特別高，并不會因為比例過高而導致該比例值對研發(fā)投入與公司績效之間的負向調(diào)節(jié)關(guān)系出現(xiàn)。結(jié)合對獨立董事的知識背景及履職情況來看，獨立董事對公司的經(jīng)營決策并未能產(chǎn)生較大的影響，因此，基于珠海上市公司的特殊情況，本文提出了假設(shè)1。

假設(shè)1：董事會成員中獨立董事人數(shù)占的比例不是研發(fā)投入與公司績效的調(diào)節(jié)變量。

Vafeas（1999）通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)董事會會議的次數(shù)對研發(fā)支出和公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)起負向作用。這意味著董事會會議在公司研發(fā)項目業(yè)績表現(xiàn)不好時的頻率會比較高，反之亦然。此外他還驗證了公司董事會會議次數(shù)與公司價值呈負向關(guān)系的結(jié)論。Chen、Liu（2006）發(fā)現(xiàn)中國上市公司的董事會會議次數(shù)與公司績效之間呈負向關(guān)系。這些結(jié)論驗證了公司董事會在公司出現(xiàn)危機時顯得格外重要，當股東的利益遭遇明顯的危機，公司績效下滑時，董事會就會比較主動地處理這些問題，而不是在此之前去預(yù)防問題的發(fā)生。本文認為，董事會會議次數(shù)是衡量董事會執(zhí)行董事事務(wù)很重要的一個指標，董事會會議次數(shù)越多，表明董事有越充分的時間用于履行董事職責，從而能及時處理研發(fā)投入決策的問題，從而確保研發(fā)活動的順利開展，有利于提升公司的績效。因此，基于以上分析，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：董事會會議次數(shù)對研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

董事會，作為聯(lián)結(jié)股東和管理層的紐帶，不僅扮演著股東代理人的角色，也作為委托人監(jiān)督管理層經(jīng)營企業(yè)業(yè)務(wù)。因此董事會與股東之間也存在著委托代理的關(guān)系，但是董事如果持有一定的股份，其進行各種決策時就能站在股東的角度思考問題，考慮股東的利益需求，從而促進各項決策的理性思考，提升公司的業(yè)績。董事會成員持股比例越高，就越能與企業(yè)所有者保持一致的利益需求，提升公司的業(yè)績。因此，基于以上分析，本文提出了假設(shè)3。

假設(shè)3：董事會成員持股比例對研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

委托代理關(guān)系中，股東與管理者之間的利益沖突尤為顯著。股東一般偏好于高風險高回報，而管理者認為研發(fā)投入不僅會增加當期成本費用，減少當期利潤，還有可能由于其固有的高風險，出現(xiàn)研發(fā)失敗，而影響后期利潤，因此管理者可能會放棄一些需要長期投資的研發(fā)項目。由于股東與管理者的目標利益與風險偏好不同，對待研發(fā)投入的決策態(tài)度和結(jié)果可能就不同。如果研發(fā)投入較大，研發(fā)結(jié)果并不如預(yù)期，管理者可能會因為擔心決策失誤導致工作和薪酬等失去保障而隱瞞這些研發(fā)投入的信息，這就使得股東與管理者之間出現(xiàn)了信息不對稱的問題。反之，如果研發(fā)投入的結(jié)果比預(yù)期好，但是管理者認為未能獲得相應(yīng)的薪酬或獎勵，就可能隱瞞這些好的研發(fā)成果。因此，股東需要耗費一定的代理成本監(jiān)督管理者，或者以股權(quán)激勵的形式使管理者持有一定的股份，從而與股東保持一致的利益需求。解決企業(yè)所有者與員工之間利益沖突的方法之一就是讓員工持股（Pugh等，2000）。管理層持股比例越高，就越能與企業(yè)所有者保持一致的利益需求，越能促進公司績效的提升?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)4。

假設(shè)4：管理層持股比例對研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

研究方案設(shè)計

（一）研究變量的選取

1.自變量與因變量。宋潔（2011）以研發(fā)投入密度作為衡量企業(yè)進行研發(fā)投入的程度：研發(fā)投入密度（RD）=研發(fā)投入/主營業(yè)務(wù)收入。Chen、Huang（2006）則將研發(fā)投入密度定義為研發(fā)投入除以公司總資產(chǎn)的比值。研發(fā)投入密度采用總資產(chǎn)作為分母會更加合適，原因在于公司的總資產(chǎn)相對穩(wěn)定，而主營業(yè)務(wù)收入則可能受市場影響波動很大（Haiyun Ren等，2012）。本文認同Haiyun Ren的觀點，將研發(fā)密度界定為研發(fā)投入與公司平均總資產(chǎn)的比值，作為自變量（R&D intensity，RDI）。

曹婷（2011）以44家醫(yī)藥、生物制品企業(yè)為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入能給企業(yè)帶來良好的成長性和盈利性，但這種影響具有一定的滯后性。朱艷華、許敏（2013）收集中小板上市公司2006-2010年的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對企業(yè)當期績效具有顯著的負向關(guān)系，且具有滯后效應(yīng)，研發(fā)投入對滯后兩期的公司績效具有最顯著的正向關(guān)系。本文認為，研發(fā)投入通常需要較長的期限才能有成果，而研發(fā)成果應(yīng)用到公司經(jīng)營并提升公司績效具有一定的滯后性，而表達公司績效的最優(yōu)指標應(yīng)該是股東權(quán)益報酬率ROE（Return on equity，ROE），其值等于滯后一期的凈利潤與平均股東權(quán)益的比值。

2.調(diào)節(jié)變量。根據(jù)前文的理論分析，本文選取的調(diào)節(jié)變量包括獨立董事人數(shù)占全體董事的比例（Independent board director ratio，IBDR）、董事會會議頻率（Board meeting frequency，BMF）、董事會成員持股比例（Board ownership，BO）、管理層持股比例（Management ownership，MO）。其中IBDR等于各年度末公司獨立董事的人數(shù)除以全體董事人數(shù)的比值，BMF為當年內(nèi)公司董事會會議的次數(shù)，BO為期末董事會成員所持股份數(shù)量除以公司期末股份總數(shù)的比值，MO為期末高層管理人員所持股份數(shù)量除以公司期末股份總數(shù)的比值。

3.控制變量。宋潔（2011）將公司規(guī)模、總資產(chǎn)增長率、資本結(jié)構(gòu)、資本支出率和總資產(chǎn)報酬率作為控制變量。高財務(wù)杠桿的公司績效相比低財務(wù)杠桿公司的業(yè)績，好的時候會更好，差的時候會更差，因此研究引入負債權(quán)益比作為控制變量（Haiyun Ren等，2012）。為了減少模型驗證的偏差，本文加入公司規(guī)模（Firm Size，F(xiàn)S）和財務(wù)杠桿（Leverage， Lev）作為控制變量，其中公司規(guī)模用營業(yè)收入規(guī)模的自然對數(shù)來表示，財務(wù)杠桿用資產(chǎn)負債率（負債除以資產(chǎn)的比值）來表示。

（二）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以珠海上市公司作為研究對象，剔除上市不到兩年的公司和境外上市的公司后，共有22家，其中深市主板上市公司5家，滬市主板上市公司4家，中小板上市公司8家，創(chuàng)業(yè)板上市公司5家。

本文的數(shù)據(jù)來源為巨潮資訊網(wǎng)（www.cninfo.com.cn），通過收集珠海市22家上市公司的年報數(shù)據(jù)，獲得2009年樣本觀察數(shù)18個，2010年樣本觀察數(shù)20個，2011年樣本觀察數(shù)22個，2012年樣本觀察數(shù)22個，2013年樣本觀察數(shù)22個，2014年樣本觀察數(shù)22個，合計獲得樣本觀察數(shù)量126個。

（三）研究思路與方法

本文參考Sharma等（1981）的研究，采用逐步回歸分析和分組分析的方法，結(jié)合本文的研究目的，即識別公司治理對公司研發(fā)投入與公司績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建本文的分析思路如圖1所示。

實證檢驗結(jié)果及分析

（一）研究變量的描述性統(tǒng)計分析

珠海市上市公司的樣本觀察量為126個，各研究變量的描述性統(tǒng)計分析數(shù)據(jù)如表1所示。

由表1可知，珠海上市公司的研發(fā)投入密度的最小值為0，最大值為4.519%，均值為0.758%，表明珠海市上市公司的研發(fā)投入力度偏小。股東權(quán)益報酬率的標準差為11.902%，而研發(fā)投入密度的標準差為1.134%，表明研發(fā)投入的差異遠小于股東權(quán)益報酬率的差異，可以推測公司治理對研發(fā)投入與公司績效存在較強的調(diào)節(jié)作用。采用主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)表示公司規(guī)模，公司規(guī)模的標準差為1.807%，差異不大，而資產(chǎn)負債率的最小值為4.65%，最大值為83.74%，標準差為27.433%，表明珠海上市公司的財務(wù)杠桿差異化較大，主要原因在于珠海上市公司分屬不同行業(yè)，如格力集團、華發(fā)股份等涉及地產(chǎn)的公司資產(chǎn)負債率較大，而高新技術(shù)類企業(yè)的資產(chǎn)負債率較小。

由表2可知，調(diào)節(jié)變量獨立董事占董事總?cè)藬?shù)的比例、董事會會議頻率、董事會成員持股比例及管理層持股比例與自變量研發(fā)投入和因變量股東權(quán)益報酬率的相關(guān)性不顯著，因此有必要進一步進行回歸分析和分組分析。

（二）回歸分析與分組分析

各調(diào)節(jié)變量的邏輯回歸分析結(jié)果如表3至表10所示。其中表3、表5、表7、表9分別顯示各調(diào)節(jié)變量的逐步回歸結(jié)果，表4顯示以獨立董事占董事總?cè)藬?shù)的比例的均值為界進行分組分析的結(jié)果，表6顯示以董事會會議頻率的均值為界進行分組分析的結(jié)果，表8顯示以董事會成員是否持股為標準進行分組分析的結(jié)果，表10顯示以管理層是否持股為標準進行分組分析的結(jié)果。

由表3和表4可知，獨立董事占董事總?cè)藬?shù)的比例與自變量研發(fā)投入之間的交互作用不顯著，且獨立董事占董事總?cè)藬?shù)的比例與自變量研發(fā)投入和因變量股東權(quán)益報酬率之間的相關(guān)性也不顯著，結(jié)合分組分析的結(jié)果，R2差異不顯著，因此，獨立董事占董事總?cè)藬?shù)的比例IBDR不是研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)變量。這與本文的假設(shè)1相符。

由表5和表6可知，董事會會議頻率與自變量研發(fā)投入之間的交互作用不顯著，且董事會會議頻率與自變量研發(fā)投入和因變量股東權(quán)益報酬率之間的相關(guān)性也不顯著，結(jié)合分組分析的結(jié)果，R2差異顯著，因此，董事會會議頻率BMF是研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，且呈負向調(diào)節(jié)作用，這與本文的假設(shè)2剛好相反。

由表7和表8可知，董事會成員持股比例與自變量研發(fā)投入之間的交互作用不顯著，且董事會成員持股比例與自變量研發(fā)投入和因變量股東權(quán)益報酬率之間的相關(guān)性也不顯著，結(jié)合分組分析的結(jié)果，R2差異顯著，因此，董事會成員持股比例BO是研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，且呈正向調(diào)節(jié)作用，這與本文的假設(shè)3相符。

由表9和表10可知，管理層持股比例與自變量研發(fā)投入之間的交互作用不顯著，且管理層持股比例與自變量研發(fā)投入和因變量股東權(quán)益報酬率之間的相關(guān)性也不顯著，結(jié)合分組分析的結(jié)果，R2差異顯著，因此，管理層持股比例MO是研發(fā)投入與公司績效關(guān)系的同質(zhì)調(diào)節(jié)變量，且呈正向調(diào)節(jié)作用，這與本文的假設(shè)4相符。

研究結(jié)論、局限性與展望

（一）研究結(jié)論

結(jié)論1：珠海市上市公司獨立董事占董事總?cè)藬?shù)的比例對研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系不具有顯著的調(diào)節(jié)作用，不是其調(diào)節(jié)變量，這與國內(nèi)獨立董事履職現(xiàn)狀有關(guān)，目前國內(nèi)有部分公司設(shè)立的獨立董事席位只是虛有其名，獨立董事未能盡責履職。珠海雖屬經(jīng)濟特區(qū)，但是上市公司數(shù)量較少，競爭環(huán)境不激烈，公司未能對獨立董事的設(shè)立引起足夠重視，因此體現(xiàn)出獨立董事對研發(fā)投入和公司績效產(chǎn)生的影響并不顯著。

結(jié)論2：董事會會議頻率對研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系呈負向調(diào)節(jié)作用，這與本文的假設(shè)剛好相反，驗證了Vafeas（1999）和Chen、Liu（2006）的檢驗結(jié)論。說明珠海上市公司的董事會對公司技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)戰(zhàn)略問題仍缺乏事前預(yù)防的機制，發(fā)現(xiàn)研發(fā)問題后才會組織董事會會議，而不是采取戰(zhàn)略性的預(yù)防措施。

結(jié)論3：董事會成員持股對研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系呈正向調(diào)節(jié)作用，與研究假設(shè)相符。

結(jié)論4：管理層持股對研發(fā)投入與公司績效之間的關(guān)系呈正向調(diào)節(jié)作用，與研究假設(shè)相符。

（二）研究局限性及展望

本文雖然得到了公司治理對研發(fā)投入與公司績效關(guān)系具有一定調(diào)節(jié)作用的證據(jù)，但還存在一些不足，需要在今后的研究中不斷完善。主要不足之處在于：一是珠海上市公司樣本數(shù)量較小，因此不可將結(jié)論推斷至國內(nèi)上市公司總體的情況，研究結(jié)論僅適合于珠海上市公司；二是珠海上市公司包括傳統(tǒng)制造業(yè)、高新技術(shù)類、房地產(chǎn)行業(yè)等多個行業(yè)，鑒于珠海市上市公司數(shù)量較少，本研究未能進行行業(yè)區(qū)分，今后若研究國內(nèi)上市公司的總體情況，應(yīng)考慮加入行業(yè)因素作為控制變量之一。

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