段海平

摘 要：企業(yè)自主創(chuàng)新能力的形成要以良好的公司治理機制為基礎(chǔ)，以支撐其研發(fā)活動?；趧討B(tài)面板系統(tǒng)GMM模型分析深交所A股上市的94家公司2011-2014年的公開數(shù)據(jù)，研究公司治理對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：獨立董事比例、兩職合一與董事會行動強度正向影響而股權(quán)結(jié)構(gòu)變動、國有持股比例負(fù)向影響企業(yè)研發(fā)支出總量與研發(fā)強度；股權(quán)集中度與研發(fā)支出總量和研發(fā)強度呈“倒U型”關(guān)系。為準(zhǔn)確衡量企業(yè)對自主創(chuàng)新的支持力度，創(chuàng)新性地引入研發(fā)支出增長率指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)：獨立董事比例與董事會行動強度均正向影響研發(fā)支出增長率，股權(quán)集中度與研發(fā)支出增長率為顯著正向而非“倒U型”關(guān)系，兩職合一負(fù)向影響研發(fā)支出增長率，相對而言，股本結(jié)構(gòu)變動會對研發(fā)支出增長率造成更強的負(fù)面影響。

關(guān)鍵詞：公司治理；企業(yè)自主創(chuàng)新；研發(fā)支出；研發(fā)支出增長率

一、引言

在科學(xué)技術(shù)迅猛發(fā)展、各行各業(yè)新產(chǎn)品更新?lián)Q代速度不斷加快的今天，若要保持企業(yè)持續(xù)的競爭力與長遠(yuǎn)的發(fā)展，掌握行業(yè)核心技術(shù)并不斷提升自主創(chuàng)新能力成為了現(xiàn)有企業(yè)的必然選擇。然而，自主創(chuàng)新要求企業(yè)長時間且大量地投入經(jīng)濟資源支撐其研發(fā)活動，以掌握行業(yè)的核心技術(shù)（趙洪江等，2008）。在當(dāng)今所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)普遍分離的公司制企業(yè)中，是否存在一個科學(xué)有效的治理機制，使得公司所有者與經(jīng)理人員有足夠的魄力去支持結(jié)果，具有極大不確定性與失敗風(fēng)險的研發(fā)活動成為決定企業(yè)自主創(chuàng)新能力的重要因素。

目前已有許多文獻從多個角度對公司治理與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系進行了研究：在公司治理方面，現(xiàn)有文獻主要從股本結(jié)構(gòu)（趙洪江等，2008）、董事會架構(gòu)（徐向藝、湯業(yè)國，2013）和公司治理模式（魯桐、黨印，2014）等角度展開；在企業(yè)的自主創(chuàng)新能力方面，內(nèi)生增長理論認(rèn)為，企業(yè)的自主創(chuàng)新能力是企業(yè)研發(fā)支出總量與科技人員投入的函數(shù)，提高企業(yè)研發(fā)支出與科技人員總數(shù)能夠有效提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力（Acemoglu，2009），因此，很多的學(xué)者主要從研發(fā)投入（如：楊勇等，2007）這個角度進行分析。對于公司治理的指標(biāo)選取方面已有研究差異不大，但在研發(fā)投入方面，許多的學(xué)者主要從研發(fā)強度、研發(fā)支出總量和研發(fā)支出占營業(yè)收入比例等研發(fā)投入角度衡量企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。

根據(jù)現(xiàn)行會計準(zhǔn)則，研發(fā)支出項目期末余額反映的是企業(yè)正在進行的研發(fā)項目的所有滿足資本化條件的累計支出，因而，研發(fā)支出在很大程度上是一個存量概念。研發(fā)支出期末余額是否能夠準(zhǔn)確反映企業(yè)對當(dāng)期研發(fā)活動的投入，本文持否定態(tài)度。為準(zhǔn)確反映企業(yè)當(dāng)期對研發(fā)活動的資金投入力度，本文創(chuàng)新性地引入研發(fā)支出增長率指標(biāo)，根據(jù)當(dāng)期研發(fā)投入增加值對期初研發(fā)支出的比例來反映企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。另外，為對比分析研發(fā)支出增長率與研發(fā)支出總量和研發(fā)支出占營業(yè)收入比例這兩個已有研究常用的指標(biāo)的差異，本文將構(gòu)造三個不同模型，以期找出不同公司治理結(jié)構(gòu)下對三個變量的不同影響。

本文主要結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分為引言；第二部分為文獻回顧與理論提出；第三部分進行本文的實證分析；最后對本文的主要研究結(jié)論進行總結(jié)并提出相關(guān)建議。

二、文獻回顧與假設(shè)提出

（一）董事會架構(gòu)與企業(yè)自主創(chuàng)新

董事會作為公司最主要的權(quán)利決策主體之一，能夠?qū)景l(fā)展的各個方面產(chǎn)生顯著影響，例如，董事會作為公司戰(zhàn)略決策主體可以通過制定公司發(fā)展戰(zhàn)略、審議并決定高管薪酬以及提名任命CEO等途徑影響整個公司運作。因而，董事會架構(gòu)是否合理在很大程度上決定了公司治理結(jié)構(gòu)的科學(xué)性以及公司的發(fā)展前景。為保證董事會的所有決策能夠保護公司及所有股東的利益，有必要在董事會中形成有效的權(quán)利制衡機制。通常認(rèn)為，獨立董事制度被認(rèn)為是能夠保證董事會對公司及所有股東負(fù)責(zé)的有效機制，較高的獨立董事比例能夠改善公司治理水平，提升公司價值（徐向藝、湯業(yè)國，2013）。

我國證監(jiān)會發(fā)布的《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》中對于獨立董事的職責(zé)描述主要為：對關(guān)乎公司及小股東利益的重大決策發(fā)表獨立事件，提供公司缺乏的專業(yè)技能與經(jīng)驗，參與新董事任命以及監(jiān)督執(zhí)行董事的行為等功能。由此可以推斷，對于上市公司而言，獨立董事制度能有效防止機會主義行為的發(fā)生，引導(dǎo)執(zhí)行董事與公司高管重視公司的長遠(yuǎn)發(fā)展，從而會對企業(yè)的自主創(chuàng)新能力的增強具有促進作用。另外，Yermack（1996）通過對董事會結(jié)構(gòu)進行研究發(fā)現(xiàn)，任命一定數(shù)量的獨立董事能夠為企業(yè)提供各種不同的創(chuàng)新意見，是企業(yè)做出更加科學(xué)的創(chuàng)新決策。國內(nèi)許多學(xué)者也認(rèn)為，獨立董事比例與企業(yè)的自主創(chuàng)新能力之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，獨立董事比例高的企業(yè)其技術(shù)創(chuàng)新投入明顯高于獨立董事比例相對低得企業(yè)（陳昆玉，2010；劉星、張建斌，2010；趙旭峰、溫君，2011）。

另外，董事長與總經(jīng)理兩職分離也被認(rèn)為是有效的權(quán)力制衡安排，它反映了董事會的獨立性與高層經(jīng)理人的創(chuàng)新自由空間（徐向藝、湯業(yè)國，2013）。但目前對于兩職合一的優(yōu)劣存在著較大的爭議。對此問題一般存在兩種不同的觀點：其一是代理理論，該理論認(rèn)為兩職合一會使得董事長的權(quán)力過大，導(dǎo)致董事會的獨立性弱化，極易導(dǎo)致以董事長為首的高管發(fā)生道德風(fēng)險和機會主義；其二是管家理論，該理論認(rèn)為兩職合一能提高企業(yè)創(chuàng)新決策的自由度，增強董事長創(chuàng)新決策的信息能力，也有助于提高企業(yè)適應(yīng)快速變化的市場環(huán)境的能力，減少代理成本，提高公司經(jīng)營績效（劉漸和、王應(yīng)德，2010）。而對兩職合一與企業(yè)自主創(chuàng)新能力的關(guān)系，現(xiàn)有的研究大多傾向于支持管家理論：陳守明等（2012）對我國制造業(yè)上市公司的實證研究結(jié)論表明，兩職合一能正向影響企業(yè)的研發(fā)強度與企業(yè)價值；康華等（2011）對我國821家上市公司進行的分析結(jié)果顯示，兩職合一與企業(yè)的研發(fā)戰(zhàn)略顯著正相關(guān)；徐向藝等（2013）的研究也認(rèn)為，兩職合一有利于促進企業(yè)的研發(fā)支出。

基于上述分析，提出以下兩個假設(shè)：

H1：董事會獨立董事比例與企業(yè)自主創(chuàng)新顯著正相關(guān)

H2：兩職合一與企業(yè)自主創(chuàng)新顯著正相關(guān)

（二）股本結(jié)構(gòu)與企業(yè)自主創(chuàng)新

股本結(jié)構(gòu)主要通過股權(quán)集中度和國有持股比例這兩方面的指標(biāo)進行衡量。代理理論認(rèn)為，股權(quán)結(jié)構(gòu)作為經(jīng)營者控制剩余控制權(quán)的控制機制之一，能夠有效地解決經(jīng)營者代理行為（Jensen&Meckling，1976）。當(dāng)公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)高度分散時，中小股東數(shù)量角度但持股比例很小，此時小股東的監(jiān)督收益小于監(jiān)督成本，因此小股東在公司相關(guān)決策上會選擇“搭便車”，因而不利于企業(yè)自主創(chuàng)新能力的形成（Francis&Smith，1995）；而當(dāng)股權(quán)高度集中時，對導(dǎo)致公司大股東過度重視企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展而將資產(chǎn)高度集中于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，從而不利于自主創(chuàng)新能力的風(fēng)險最有配置；而股權(quán)適度集中則能對上述兩種矛盾進行有效的調(diào)節(jié)，從而合理地促進企業(yè)自主創(chuàng)新能力的發(fā)展（馮根福、溫君，2008）?，F(xiàn)有許多文獻的實證研究結(jié)論也表明，適度的股權(quán)集中有利于促進企業(yè)的自主創(chuàng)新，股權(quán)集中度與企業(yè)的自主創(chuàng)新能力之間存在著“倒U型”的關(guān)系（馮根福、溫君，2008；楊勇等，2007；魯桐、黨印，2014）。

另外，不同的大股東由于其監(jiān)督能力與監(jiān)督動力的差別，對企業(yè)的自主創(chuàng)新能力也存在不同的影響。一般認(rèn)為，因為個人大股東的產(chǎn)權(quán)主體明確且清晰，不存在產(chǎn)權(quán)主體缺位的現(xiàn)象，最求公司的長遠(yuǎn)發(fā)展與利潤最大化本身也是個人大股東的最根本出發(fā)點，這與企業(yè)的自主創(chuàng)新的根本木的一致。但對于國有大股東，由于其主要通過行政任命的方式任命管理著，故自身存在著委托代理問題，并且由于管理人員面臨“政績”考核的問題存在，使得國有大股東任命的管理人員存在短期行為動機，因而，認(rèn)為國有資產(chǎn)持股比例越高，越不利于企業(yè)的自主創(chuàng)新。目前，很多學(xué)者的研究成果亦表明，國有持股比例與企業(yè)的自主創(chuàng)新能力存在負(fù)相關(guān)關(guān)系（馮根福、溫君，2008；陳守明等，2012；趙洪江等，2008）。

另外，為反應(yīng)股本結(jié)構(gòu)的變動對公司自主創(chuàng)新能力的影響，本文引入股本結(jié)構(gòu)變動指標(biāo)。通常情況下，公司自主創(chuàng)新能力的培養(yǎng)在公司的經(jīng)營策略中屬于長期項目，只有在公司經(jīng)營穩(wěn)定的情況下，企業(yè)才會將目光聚焦于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展上來。若企業(yè)剛剛經(jīng)歷了如兼并收購等導(dǎo)致股權(quán)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動的情況，此時企業(yè)的主要注意力更多地放在了如何快速地整合企業(yè)的資源和企業(yè)文化管理等問題上來，對企業(yè)的研發(fā)支持在短時間內(nèi)可能出現(xiàn)中斷現(xiàn)象，因而，本文認(rèn)為企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)變動將不利于企業(yè)的自主創(chuàng)新能力的形成。

基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H3：股權(quán)集中度與企業(yè)自主創(chuàng)新存在“倒U型”關(guān)系

H4：國有資產(chǎn)持股比例與企業(yè)自主創(chuàng)新存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系

H5：股權(quán)結(jié)構(gòu)變動不利于企業(yè)自主創(chuàng)新

（三）公司治理會議與公司自主創(chuàng)新

董事會與監(jiān)事會是公司治理的重要組成部分，衡量兩者是否真正起到作用、是否有效提升公司治理水平，現(xiàn)有的常用顯性指標(biāo)就是其行為強度（寧家耀、王蕾，2012）。Vafeas（1999）提出了用董事會與監(jiān)事會的會議次數(shù)來表示兩者的行為強度，會議次數(shù)越多，則說明它們越積極、有效。Vafeas（1999）還認(rèn)為，董事會的行為強度是一個可調(diào)節(jié)的、與公司價值存在正相關(guān)關(guān)系的董事會特征，調(diào)整董事會的會議次數(shù)來改善公司的治理效果比改變董事會架構(gòu)和公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)更加容易，且成本更低。任云海（2011）的研究成果也表明，董事會會議的開會頻率越高，則董事們越傾向于積極履行那些與股東利益相一致的職責(zé)，有助于改善企業(yè)研發(fā)活動中存在的各種額我難題，確保企業(yè)研發(fā)活動順利進行。因而，董事會與監(jiān)事會會議的次數(shù)越多，說明公司的治理水平越高，關(guān)乎企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的研發(fā)支出也越得到重視，這些都將對企業(yè)的自主創(chuàng)新起到積極的促進作用，基于此，本文提出以下假設(shè)：

H6：董事會會議次數(shù)與公司自主創(chuàng)新顯著正相關(guān)

H7：監(jiān)事會會議次數(shù)與公司自主創(chuàng)新顯著正相關(guān)

三、公司治理對企業(yè)自主創(chuàng)新影響的實證分析

（一）變量選取

1、被解釋變量。在現(xiàn)有文獻中，大多采用兩類指標(biāo)來衡量公司的創(chuàng)新能力：其一，大多數(shù)的文獻均采用公司對創(chuàng)新的投入來衡量，主要的具體指標(biāo)包括研發(fā)支出總量，研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例，研發(fā)支出占銷售額的比例等；其二，還有文獻以公司的創(chuàng)新產(chǎn)出來衡量，具體的指標(biāo)包括公司新產(chǎn)品開發(fā)個數(shù)，專利申請數(shù)，專利獲得數(shù)等指標(biāo)。此外，還有文獻采用科技人員總數(shù)占公司總員工比例，本科以上員工數(shù)占總員工人數(shù)的比例來衡量公司的創(chuàng)新能力?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文主要采用第一類數(shù)據(jù)來衡量公司的創(chuàng)新能力。另外，通常的研發(fā)項目的研發(fā)周期大于一個會計期間，并考慮到研發(fā)支出的會計核算準(zhǔn)則，因而本文認(rèn)為研發(fā)支出在很大程度上是一個存量概念，研發(fā)支出的總量或其相對量并不能準(zhǔn)確地反映公司當(dāng)期對研發(fā)支出的實際投入，因而本文創(chuàng)新性的引入研發(fā)支出增長率指標(biāo)來衡量公司的創(chuàng)新能力，并與公司研發(fā)支出總量和研發(fā)支出占營業(yè)收入比例這兩個指標(biāo)進行對比分析，以期得出它們的差異。

2、解釋變量。本文主要從董事會治理架構(gòu)、股本結(jié)構(gòu)和治理會議情況三個角度來衡量公司治理結(jié)構(gòu)。在董事會治理架構(gòu)中，按照大多數(shù)學(xué)者的做法，以董事會中獨立董事人數(shù)占董事總?cè)藬?shù)的比例來表示董事會架構(gòu)，另外使用董事長與總經(jīng)理是否兩職合一來衡量董事會于管理層的權(quán)利制衡關(guān)系。在股本結(jié)構(gòu)方面，本文選取公司前三大股東持股總比例與前十大股東持股總比例兩個變量來反映公司的股權(quán)集中度，并引入國有資本持股比例來衡量國有資產(chǎn)股東對公司創(chuàng)新的影響。另外，本文還選取了股本結(jié)構(gòu)是否發(fā)生變化這一指標(biāo)來探究股本結(jié)構(gòu)變動對公司創(chuàng)新的影響。在公司治理會議情況方面，本文選取了董事會會議次數(shù)和監(jiān)事會會議次數(shù)兩個指標(biāo)來分析公司治理會議的召開次數(shù)是否能夠有效地影響公司創(chuàng)新。因此，綜合上述分析，本文所選取的所有指標(biāo)如表1所示。

綜合以上分析，本文通過構(gòu)建一下三個模型來對本文研究問題展開分析：

（二）數(shù)據(jù)來源

本文所用的所有上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。由于我國現(xiàn)有的會計制度并沒有強制要求上市公司披露其研發(fā)支出費用，國泰安所統(tǒng)計的不同公司的研發(fā)支出數(shù)據(jù)格式存在差異，且上市公司治理結(jié)構(gòu)相關(guān)指標(biāo)存在披露不一致的現(xiàn)象，因而本文選取了相關(guān)指標(biāo)披露情況相一致的在深圳證券交易所上市A股市場上市交易的94家上市公司作為本文的研究對象，本文研究的時間跨度為2010—2014年。

（三）估計方法介紹

由于企業(yè)的研發(fā)支出在很大程度上是一個存量概念，因而當(dāng)期研發(fā)支出受前期研發(fā)支出的顯著影響，因而考慮將研發(fā)支出的支后期作為被解釋變量加入到估計模型中。對把被解釋變量的滯后項添加到解釋變量中的動態(tài)面板數(shù)據(jù)常常會發(fā)生被解釋變量與模型誤差項存在相關(guān)性的現(xiàn)象，此時，繼續(xù)使用傳統(tǒng)的OLS等方法對模型進行估計，得到的結(jié)果通常是有偏的與非一致的。通常認(rèn)為，工具變量法和廣義矩估計能夠有效的解決動態(tài)面板模型的這一問題。另外，與一般的估計方法相比，總體而言，使用廣義矩估計方法的動態(tài)面板模型具備以下優(yōu)點：第一，在不知道隨機誤差項的分布信息，存在單位根，以及模型可能存在異方差和序列相關(guān)的情況下，動態(tài)面板的廣義矩估計亦能得到有效的結(jié)論；第二，廣義矩估計方法能夠通過使用恰當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞坑行У亟鉀Q因變量與部分自變量的內(nèi)生性問題。段會娟（2011）認(rèn)為，對于截面單位較多而時間跨度相對較短的面板數(shù)據(jù)，以及解釋變量非嚴(yán)格外生且與被解釋變量之間存在現(xiàn)行函數(shù)關(guān)系的面板數(shù)據(jù)使用廣義矩估計方法是比較適當(dāng)?shù)摹?/p>

廣義矩估計方法主要包括差分廣義矩估計和系統(tǒng)廣義矩估計。相對于系統(tǒng)廣義矩估計而言，差分廣義矩估計很容易出現(xiàn)弱工具變量的情況，并且其不能對不隨時間變化而變化的變量進行準(zhǔn)確估計。因而，使用系統(tǒng)廣義矩估計方法能夠有效提高模型的估計效率，故本文使用系統(tǒng)廣義矩估計方法對模型進行估計。

由于本文所采用的樣本數(shù)據(jù)有限，為提高模型的擬合優(yōu)度，本文采用解釋變量的滯后一期的值做為模型的工具變量，以消除模型的內(nèi)生性問題。一般認(rèn)為，廣義矩估計的估計效果與工具變量的有效性密切相關(guān)。識別工具變量是否有效的方法主要有兩種：其一，Sargan檢驗是識別工具變量是否有效的經(jīng)典方法，其原假設(shè)為工具變量的設(shè)置是有效的；其二，如果模型回歸結(jié)果的殘差序列不存在二階序列相關(guān)性，則也可認(rèn)為工具變量的設(shè)定是合理的，一般可通過AR（1）和AR（2）檢驗來進行識別，若模型殘差序列存在一階序列相關(guān)而不存在二階序列相關(guān)，則模型，則認(rèn)為工具變量設(shè)定有效。

（四）變量描述性統(tǒng)計

本文變量的描述型統(tǒng)計結(jié)果見表2。研發(fā)支出總量的最大值與最小值之間存在著非常大的差距，并且研發(fā)支出總量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明不同公司可能由于存在行業(yè)和體量的差異，上市公司研發(fā)支出總量存在較大的差別。從對研發(fā)強度的統(tǒng)計上看，上市公司當(dāng)期研發(fā)支出占當(dāng)期營業(yè)收入的均值為3.59%，并且從統(tǒng)計的標(biāo)準(zhǔn)差上看，各上市公司的研發(fā)強度差異并不大。研發(fā)支出增長率的均值為42.41%，最大值與最小值之間亦存在較大差異，說明上市公司的研發(fā)支出增長率差別較大。從治理架構(gòu)上看，我國上市公司董事會的獨立董事比例均值為37.33%，并且許多上市公司存在兩職合一現(xiàn)象，該指標(biāo)均值達(dá)到69.78%。從股本結(jié)構(gòu)上看，樣本統(tǒng)計的上市公司股權(quán)集中度適中，前十大股東持股總額均值為54.11%，且多為民營企業(yè)。從治理會議情況指標(biāo)上看，不同公司每年召開的董事會與監(jiān)事會會議的次數(shù)存在較大差異，董事會于監(jiān)事會會議召開次數(shù)平均分別為9.4次和4次。

（五）系統(tǒng)廣義矩估計回歸結(jié)果

從表3所示的模型結(jié)果可知，所有模型中的AR（1）和AR（2）的檢驗結(jié)果表明，估計方程的殘差序列存在一階序列關(guān)，而不存在二階序列相關(guān)，Sargan工具變量過度識別的檢驗的結(jié)果接受了原假設(shè)，這說明模型使用一階自回歸的動態(tài)面板模型估計結(jié)果是合理的，并且采用解釋變量滯后一期的值作為工具變量的設(shè)定也是有效的。從模型的各項評價估計指標(biāo)看，本文所估計的結(jié)果有效性較好。

從表3所述的估計結(jié)果可以看出，三個模型的因變量滯后一期值的系數(shù)都在99%的置信水平下顯著，并且系數(shù)值較大并且為正，這說明了公司創(chuàng)新在很大程度上為一個存量概念，存在較大的自我強化機制，公司自主創(chuàng)新能力與研發(fā)支出的前期累計存量存在很大關(guān)系。

從治理架構(gòu)上看，實證結(jié)果支持上文提出的H1和H2假設(shè)。獨立董事比例對公司創(chuàng)新存在顯著影響，獨立董事占董事會董事人數(shù)越多，越有利于公司創(chuàng)新，這說明目前上市公司的獨立董事制度是有效的，獨立董事能夠促進類似于研發(fā)支出等會對公司長遠(yuǎn)發(fā)展存在積極影響的事物的推進，避免經(jīng)營者過度聚焦企業(yè)的短期利益。

董事長與總經(jīng)理兩職合一亦對公司創(chuàng)新存在顯著影響，但對不同被解釋變量的影響方向存在差異。兩職合一能夠正向調(diào)節(jié)公司的研發(fā)支出總量與研發(fā)強度，這與陳守明等（2012）的研究結(jié)論相一致，其認(rèn)為兩職合一能夠有效激發(fā)經(jīng)理人的積極性，并使經(jīng)理人忠誠于企業(yè)股東的長遠(yuǎn)利益而不再僅僅關(guān)乎短期績效，從而提高對企業(yè)創(chuàng)新的重視程度。但兩職合一對于以研發(fā)支出的增長表示的創(chuàng)新活力造成顯著負(fù)面影響，此結(jié)果與上文提出的H2相悖。本文認(rèn)為，因為大多研發(fā)項目持續(xù)時間需要長于一個會計期間、較高的研發(fā)支出增長能夠保證研發(fā)活動的持續(xù)有效進行。存在兩職合一時，作為董事長，要求其樹立一個關(guān)注公司長遠(yuǎn)發(fā)展的積極形象而對研發(fā)項目提供較大初始支持力度，但同時作為總經(jīng)理的董事長為了展現(xiàn)其經(jīng)營績效，在一定程度上對于會影響公司短期利潤的持續(xù)研發(fā)支出持消極態(tài)度，這說明兩職合一的經(jīng)理人員存在表面關(guān)注企業(yè)長期發(fā)展，但現(xiàn)實仍然聚焦于短期績效的矛盾狀態(tài)。

從公司股權(quán)集中度看來，模型（1）與模型（2）均認(rèn)為股權(quán)集中度與公司創(chuàng)新存在“倒U型”關(guān)系，適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中度能夠促進創(chuàng)新，但過度的股權(quán)集中對公司創(chuàng)新無利。并且模型（1）與模型（2）還顯示了國有持股比例越高越不利于公司創(chuàng)新的情況，這說明國有持股較高的企業(yè)其經(jīng)理人員都更加看重公司的短期績效而忽視公司的長遠(yuǎn)發(fā)展。此結(jié)果支持了上文提出的H3與H4。

從模型（3）來看，其估計結(jié)論認(rèn)為股權(quán)集中度越高，公司研發(fā)支出增長越快，公司創(chuàng)新活力越大，股權(quán)集中度與公司創(chuàng)新與“倒U型關(guān)系”，且國有資產(chǎn)持股比例對研發(fā)支出增長不產(chǎn)生顯著影響。此結(jié)果與上文提出的H3與H4相悖。本文認(rèn)為這是因為股權(quán)集中度越高的公司，其占據(jù)公司大部分股權(quán)的少數(shù)股東更加注重公司的長遠(yuǎn)發(fā)展，并且為保證已使用的研發(fā)支出的有效性，保證研發(fā)項目能夠持續(xù)順利進行，會十分重視研發(fā)項目的后續(xù)支出需要，而不會為了短期績效而壓縮對研發(fā)項目的持續(xù)投資。而股權(quán)結(jié)構(gòu)較為分散的股東雖然在前期較為重視公司的長遠(yuǎn)發(fā)展而支持研發(fā)項目的開展，但由于研發(fā)項目普遍較為復(fù)雜，并沒有意識到研發(fā)投入是一個長時間、大量且風(fēng)險較大的支出項目，加之其持有的較少股權(quán)的特征可能導(dǎo)致其傾向于叫短期內(nèi)獲得收益，因而忽視對研發(fā)活動的持續(xù)支持力度。

另外，三個模型都顯示了股本結(jié)構(gòu)的變動會對公司創(chuàng)新造成顯著的負(fù)面影響，且從變量的系數(shù)上看，股本結(jié)構(gòu)變動對創(chuàng)新活力的影響程度最大，因為股本結(jié)構(gòu)發(fā)生變動時，大股東通常優(yōu)先考慮的并不是公司是否增加研發(fā)項目，特別是研發(fā)項目的持續(xù)開展，股本結(jié)構(gòu)的變動還極有可能導(dǎo)致研發(fā)項目的中斷。此結(jié)果支持了上文提出的H5。

從公司治理會議的情況看，股東大會的開展次數(shù)能夠顯著影響公司創(chuàng)新，這說明股東大會開會次數(shù)越多，說明公司股東大會的決策能力能夠?qū)﹃P(guān)乎公司長遠(yuǎn)發(fā)展的決策造成積極影響。此結(jié)果支持了上文提出的H6。但監(jiān)事會的會議次數(shù)并不能對公司創(chuàng)新形成顯著影響，此結(jié)果與上文提出的H7相悖。這反映了我國上市公司的監(jiān)事會主要將其工作內(nèi)容放在了公司的負(fù)面管理上，監(jiān)事會只會對經(jīng)理人員濫用職權(quán)，損害公司與股東利益等負(fù)面事件進行監(jiān)督，而不會對公司的長遠(yuǎn)發(fā)展有所關(guān)注。

對三個模型的估計結(jié)果進行比較發(fā)現(xiàn)，公司治理結(jié)構(gòu)對本文提出的衡量公司自主創(chuàng)新能力的三個指標(biāo)的影響大體相同，但也存在不可忽視的差異。通常認(rèn)為，公司越重視研發(fā)支出所代表的公司創(chuàng)新，說明其越關(guān)注公司的長遠(yuǎn)發(fā)展（羅婷等，2009）。通過對模型的估計結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出增長率是一個相對于研發(fā)支出總量和研發(fā)強度更加長期的概念，其需要企業(yè)所有者與經(jīng)營者更加重視企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展而放棄短期的收益。雖然合理的股權(quán)集中度能夠促進公司創(chuàng)新，避免公司經(jīng)營過度聚焦短期利益而忽視研發(fā)投入，但由于存在較多的小股東可能重視短期回報，其并不能完全保證公司會有足夠的魄力去犧牲短期利益而保證足夠大的研發(fā)增長率，而當(dāng)股權(quán)高度集中的時候，研發(fā)增長率反而能夠得到保證，因為此時公司能夠做到真正為長遠(yuǎn)發(fā)展而犧牲短期利益。

四、結(jié)論與啟示

企業(yè)的研發(fā)活動具有長期、高投入且高風(fēng)險的特征，是保證企業(yè)取得自主創(chuàng)新能力、確保企業(yè)長遠(yuǎn)快速發(fā)展的必然選擇。研發(fā)活動的順利開展需要有一個科學(xué)有效的公司治理機制來保證。本文探討了公司治理機制對企業(yè)自主創(chuàng)新能力影響，并創(chuàng)新性地引入研發(fā)支出增長率指標(biāo)以準(zhǔn)確衡量企業(yè)對自主創(chuàng)新的支持力度。本文利用在深交所上市交易的94個上市公司2011-2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過動態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型分析了公司治理機制對企業(yè)自主創(chuàng)新的影響。實證結(jié)果顯示，上市公司的研發(fā)活動具有較強的自我強化機制；獨立董事比例，兩職合一以及董事會會議次數(shù)能夠顯著正相影響企業(yè)的研發(fā)支出總量與研發(fā)強度，股本結(jié)構(gòu)變動以及國有持股比例與企業(yè)研發(fā)支出總量和研發(fā)強度負(fù)相關(guān)，股權(quán)集中度與企業(yè)研發(fā)支出總量和研發(fā)強度存在“倒U型”關(guān)系。由于我國上市公司監(jiān)事會當(dāng)前將其中心放在負(fù)面管理上，監(jiān)事會的行動強度對企業(yè)的自主創(chuàng)新不存在顯著的影響。

另外，以研發(fā)支出增長率為因變量進行估計的結(jié)果與另外兩指標(biāo)存在一定程度的差異：由于研發(fā)支出增長率的提高依賴于公司所有者與經(jīng)營者關(guān)注企業(yè)的更長期的發(fā)展，故股權(quán)集中度與研發(fā)支出增長率之間不存在“倒U型”關(guān)系，股權(quán)集中度越高，企業(yè)的研發(fā)支出增長率越大；并且兩職合一時，作為總經(jīng)理的董事長也需要較好的經(jīng)營績效來佐證其管理能力，因而會對影響短期利益的研發(fā)活動的持續(xù)投入保持消極態(tài)度。此外，相對于研發(fā)支出總量和研發(fā)強度而言，在股權(quán)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動時，企業(yè)的研發(fā)支出增長率會受到更加顯著的負(fù)向影響。

（作者單位：華僑大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院）

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