2020年,新冠状病毒肺炎疫情对企业产生了严重冲击,技术和创新作为企业核心战略资源,已成为企业熬过疫情寒冬屹立不倒的关键。自2018年3月中美贸易摩擦开始以来,美国特朗普政府以知识产权保护为由,联合部分西方发达国家,对中国进行技术封锁的意图越来越明显。在中国企业开展外部技术学习、获取逆向技术溢出的外源创新模式受阻的形势下,重视并深入探讨内源创新即企业自主研发创新具有很强的理论和现实意义。
现有企业创新影响因素研究中,股权结构治理效率一直是广大学者关注重点之一[1-4]。基于双重委托代理理论,学者们指出,较高的股权集中度一方面会为控股大股东利益攫取行为提供便利,对公司形成“掏空效应”[5],不利于企业创新;另一方面也会使控股大股东与中小股东利益趋同,使股东将自身更多资源投入公司,对公司形成“支持效应”[6-7],促进企业创新。然而,也有学者指出,两者之间存在显著非线性关系,如U型[8]或倒U型[9]等。此外,股权制衡作为公司大股东之间相互监督、避免中小股东利益受到掠夺的重要机制[10],学者们也进行了广泛研究,但却得到了不一致甚至完全相反的实证结果[11-12]。
董事会作为股东参与公司治理的重要途径,对企业创新具有重要影响[13-15]。特别是非执行董事作为董事会中除执行董事和独立董事外的董事,由股东委派,代表所委派股东利益,其治理作用受到学者们广泛关注[16]。一方面,非执行董事提名和委派主要掌握在大股东手中,受大股东持股比例和大股东间股权制衡度影响[17-18]。另一方面,非执行董事薪酬由股东单位而非企业管理层发放,具有更强的独立性和监督意愿;同时,非执行董事常常在母公司或关联企业任职,更容易获取企业内部信息,其监督作用也更容易发挥[19]。可见,企业非执行董事可能更易受股权结构影响,且具有更强的动机和能力参与公司创新决策,并对创新管理过程实施监督。
分行业企业创新绩效研究具有重要理论和现实意义。现有文献中信息技术行业创新绩效影响因素研究成果相对较少,而信息技术行业作为我国战略新兴产业的重中之重,是技术创新的新引擎,是实现“中国制造2025”和“互联网+”快速发展的关键。与高新技术企业具有高技术含量、高差异化特点相比,现代信息技术企业显著不同在于其高速率技术更新换代。这决定了该行业企业创新活动具有高度信息不对称且沉没成本高的风险,增加了公司治理中创新投入决策的不确定性以及创新产出过程监管成本和难度。
综上,鉴于股权集中度和制衡度对企业创新行为的多重可能影响,结合我国信息技术类上市公司股权集中度普遍很高的现状,本文综合考察股权结构两个不同维度(集中度和制衡度)的匹配方式,构建股权结构的不同集权形式,即绝对集权(高股权集中度、低股权制衡度)和相对集权(高股权集中度、高股权制衡度),并考察不同集权式股权结构对我国信息技术行业企业创新的差异性影响。结果发现,绝对集权形式下,企业对创新投入更加谨慎和理性,却有更高的创新产出数量和产出影响力;相对集权形式下,企业创新投入更多,创新产出数量和产出影响力反而更少。同时,基于中介效应的影响机制研究发现,绝对集权式企业中非执行董事占比较高,创新产出更多,体现非执行董事的“监督效应”较强;相对集权式企业中非执行董事占比较低,创新产出较少,体现非执行董事的“监督效应”较弱。此外,在进一步分析中,本文还研究了董事长和总经理两职分离与家族所有权性质的调节作用,结果发现,两职分离增强了总经理的相对独立性,有效缓解了相对集权式企业控股股东的“掏空效应”,促进了创新产出;相对于非家族企业,家族企业的相对集权“掏空效应”更明显,且家族企业的非执行董事“监督效应”更弱。
本文主要贡献如下:首先,基于中国企业股权集中度普遍偏高,而制衡度差异显著的现状,构建企业绝对集权和相对集权的复合研究维度,将传统公司治理领域股权结构研究聚焦到集权式股权结构问题研究,讨论不同股权制衡状态下,控股股东与其它大股东联合治理模式对信息技术企业创新的影响。这是对中国情境下第二类委托代理问题的再解释,也是对现有股权结构与技术创新影响领域文献的有力补充。其次,运用中介效应模型,讨论企业集权形式通过影响非执行董事占比,进而影响企业创新的传导机制。揭示不同集权式股权结构与董事会中非执行董事构成的相关关系,进而验证非执行董事的“监督效应”。这不仅丰富了董事会治理与企业创新领域的文献,还为我国信息技术上市公司在集权形式下,更好地优化股权结构和董事会构成,完善公司内部治理,促进企业创新效率提供了实证依据。最后,将两职分离和家族所有权性质作为调节变量引入创新研究,不仅从两职分离视角提出了缓解控股股东“掏空效应”、抑制相对集权对创新产出不利影响的可能机制,还从家族控制和代际传承维度深化了社会情感财富理论,丰富了家族企业分行业创新绩效影响因素的研究成果。
公司股权结构与技术创新的关系一直广受学者们关注[1-2]。股权集中度是股权结构研究的重要方面,决定了公司治理所要解决的主要问题[20-21]。股权集中(简称集权)是我国上市公司的主要特征,目前上市公司治理的主要问题是大股东与中小股东之间的利益冲突,即第二类委托代理问题。股权结构的另一方面即股权制衡,成为解决公司治理问题的重要思路[10]。由此,股权集中与股权制衡组合(简称集权形式)共同构成了公司治理的基本框架,进而影响企业创新。基于此,本文将股权集中且股权制衡度较低的集权形式称为绝对集权,将股权集中且股权制衡度较高的集权形式称为相对集权,着重分析不同集权形式下,控股股东和其它大股东对企业创新投入与产出的联合治理效果。
在集权式股权结构对企业创新投入决策影响方面,信息技术企业创新具有高投入、高风险和高收益并存特质,且创新结果具有高度不确定性[22]。一方面,创新失败会造成股东财富损失,降低企业经营业绩[1, 23];另一方面,成功的技术创新会提升企业未来适应能力和竞争能力,有利于企业长期绩效[24]。基于此,本文认为,绝对集权形式下,控股股东掌握公司绝对控制权,是创新投入的决策主体,基于损失规避动机,控股股东对创新投入活动会更加保守、谨慎。出于“同舟共济”或妥协合作动机,其它大股东会支持控股股东的保守性决策行为,从而使创新投入减少。相对集权形式下,控股股东风险追逐占主导,而此时其它大股东与控股股东抗衡能力提高,在创新投入决策上具有更多话语权,出于组织内斗原因或合谋“掏空”目的,公司创新决策往往更加大胆、激进,从而增加创新投入。
不同集权式股权结构下,控股股东与其它大股东的治理动机和行为存在差异,从而对企业创新产出具有不同治理效果。一方面,绝对集权形式下,控股股东股权集中度较高,其它大股东股权制衡度较低。此时,控股股东通过侵占中小股东利益,将企业资产和资源转移出去等“掏空”行为成本增加而收益减少[25],从而表现为更重视企业持久盈利能力,进而为公司提供自身资源,产生“支持效应”[6]。适度的股权制衡可以有效监督控股股东“掏空”公司的利益攫取行为[5]。基于此,本文认为,绝对集权形式下,控股股东与其它大股东间利益协同,在创新产出转化过程中“同舟共济”,从而增加创新产出。另一方面,在相对集权形式下,控股股东股权集中度高,其它大股东股权制衡度也较高。高股权制衡度在限制控股股东私利的同时,也可能降低其选择公利行为的积极性[12],带来控制权争夺,导致管理层有机可乘,产生更严重的代理矛盾[26]。此时,控股股东在其它大股东密切监督下,基于支持行为的共享收益成本增加而收益减少,对创新产出过程的监督支持动机减弱,可能更多表现为“掏空”行为;非控股股东在制衡能力较强时,容易形成过度监督,或发生控制权争夺,为自己谋取私利。基于此,本文认为,相对集权形式下,控股股东与其它大股东间利益冲突较严重,在促进创新产出转化过程中“同床异梦”,从而不利于企业创新产出。综上,本文提出以下假设:
H1a:绝对集权不利于信息技术企业创新投入,有利于创新产出;
H1b:相对集权有利于信息技术企业创新投入,不利于创新产出。
在现有《公司法》框架下,董事会已成为股东参与公司治理的重要途径。结合目前我国信息技术企业股权集中现状,董事会成员提名和席位分配主要掌握在公司大股东,尤其前三大股东手中。此外,目前我国上市公司董事会构成中包括执行董事、独立董事和非执行董事,其中执行董事是公司管理层在董事会中的代表,独立董事为独立第三方,而非执行董事则大多由具有重要影响力的大股东或中小股东推荐进入董事会,代表股东利益。因此,本文认为,董事会中更能代表股东权益的非执行董事席位将是大股东间争夺的焦点。
已有研究表明,大股东股权结构会对非执行董事构成产生影响[17-18]。一方面,大股东持股比例会影响非执行董事构成。如刘红娟等[27]发现,控股股东非执行董事比例与第一大股东持股比例正相关,与第二、三大股东持股比例负相关;段云等[17]不仅得出了相同结论,还通过模型推导指出,其它大股东可控的董事成员随第一大股东持股比例增加而减少,随其它大股东持股比例增加而增加。另一方面,非执行董事构成还与大股东间股权制衡度相关。当控股股东掌握公司绝对控制权时,有动机和能力派遣更多代表自己权益的非执行董事践行自身意志[28],从而占据更多董事会席位[29],甚至形成超额委派。非控股股东较高持股比例形成的股权制衡可以对超额委派起到一定缓解作用[18]。
不同集权形式下企业非执行董事比例差异形成机理分析见图1。本文认为,不同集权式股权结构下,基于控制权是否可抗衡,控股股东和其它大股东的非执行董事委派能力以及是否存在超额委派的差异,是造成董事会中非执行董事构成比例高低不同的重要原因。一方面,绝对集权形式下,股权集中度高、制衡度低,控股股东依据其较高的投票权掌握董事会绝对控制权,具有更大动机和能力委派更多代表自己权益的非执行董事进入董事会,且所受阻力较小,更容易获得通过,并形成超额委派;非控股股东持股比例较低,委派能力较弱,在控股股东的阻止下不会形成超额委派。因此,绝对集权形式下,董事会中非执行董事比例较高。另一方面,相对集权形式下,其它大股东持股比例较高,大股东间可抗衡。此时,控股股东委派非执行董事的能力降低,非控股股东委派能力提高。但股权较均衡时,大股东间利益冲突更大,对控制权争夺更激烈,控股股东和其它大股东均有更大动机与能力阻止对方超额非执行董事进入。此时,控股股东和非控股股东委派的非执行董事均较难通过董事会审核,不易形成非执行董事的超额委派。因此,相对集权形式下,董事会中非执行董事比例较低。综上,本文提出以下假设:
图1 集权式股权结构与非执行董事委派
H2a:绝对集权形式下,非执行董事比例较高;
H2b:相对集权形式下,非执行董事比例较低。
董事会治理是公司治理的重要组成部分[30]。已有研究表明,董事会不仅具有决策职能,还具有监督职能,且其功能发挥与董事会构成相关。董事会构成中,执行董事是参与公司经营管理的董事,主要功能是决策执行;独立董事因聘任和薪酬受管理层影响、多为兼职而信息不完全、现有政策框架约束机制单一等原因,其决策判断准确性以及对公司的监管参与度和参与意愿受限[19],治理效果并不理想;不同于独立董事的聘任机制,非执行董事大多由大股东或具有一定影响力的中小股东直接委派,从股东单位取酬,是股东意愿在董事会中的体现,具有更强的治理动机和能力。
在集权形式下,虽然非执行董事具有更强动机和能力参与企业创新投入决策[31],但由于股权集中度较高,大股东的监督收益和能力提升,股东与管理层之间的代理问题得到缓解[21]。此时,基于企业创新项目高风险、高收益特性,管理层在向董事会提交投资方案审核时会更加谨慎,并事先对董事会各利益方反应作出预判,以保证方案顺利通过。因此,非执行董事对企业创新投入的“决策效应”并不能得到有效发挥。大量研究表明,非执行董事对企业创新产出主要发挥监督作用。如Peng[32]研究发现,非执行董事的引入有利于提高董事会独立性,抑制管理者保守主义,监督公司的过度投资行为[33],促进创新产出[34]。此外,非执行董事往往在母公司或关联企业任职,比兼职的独立董事更了解公司,且具有丰富的行业经验和良好的关系网络,不仅能为企业提供专业咨询和建议[35],还能为企业提供更多外部资源[36],从而促进创新产出成果转化。因此,本文认为,集权形式下,非执行董事作为大股东利益代言人,具有更强的监督动机和能力,对企业创新产出有显著“监督效应”。综上,本文提出以下假设:
H3a: 非执行董事对创新投入的“决策效应”不显著;
H3b:非执行董事对创新产出有显著“监督效应”。
基于以上分析和假设,本文研究框架如图2所示。
图2 研究框架
本文以2005—2014年中国信息技术类全球上市公司为研究样本,研究区间截止2014年是因为我国专利公开和授权具有很长的滞后性,若采用近几年的专利数据,有相当一部分企业申请的专利尚未公开或授权,会导致“截断问题”[37-38]。为保证数据可靠性和完整性,数据收集结合多个数据库。其中,信息技术行业划分依据Osiris数据库GICS行业分类标准,将一级行业的信息科技和通信服务定义为信息技术企业,再将信息科技划分为3个二级行业:软件服务、硬件技术与设备以及半导体与半导体设备。同时,鉴于中国信息技术企业中部分为海外上市企业,如联想、搜狐、百度等,本文对BVD旗下Osiris全球上市公司分析数据库和CSMAR旗下中国海外上市公司研究库中的中国信息技术企业进行整合、筛选和去重,最终得到582家中国信息技术类企业样本,包括159家海外上市企业。此外,本文创新投入数据来自DataStream和Wind数据库,专利数据来自BVD旗下Oriana数据库,股权结构数据来自Wind数据库,非执行董事构成手工整理自CSMAR数据库,其它公司财务特征数据来自DataStream数据库。为了减少极端值影响,增强实证结果的可靠性,对所有连续变量进行1%和99%分位缩尾处理。
参照既有研究,本研究被解释变量涵盖创新投入和创新产出两个方面。其中,创新投入用研发密度(RDINTENSITY)衡量,创新产出则从专利数量和专利影响力两个维度确定为专利申请量(PATENT)与专利被引数(CITATION)[39],并遵循已有相关文献的主流处理方法,对企业创新产出进行加1的对数化处理。
本文主要解释变量包括绝对集权(CONCERN1)、相对集权(CONCERN2)和非执行董事比例(NONEXE)。其中,非执行董事数据为手动搜集。首先,从CSMAR数据库中提取样本企业高管信息数据,并根据职位类别编码筛选出董事会人员名单;其次,通过文本筛选法界定董事类别,将董事长或董事且担任公司总经理、副总经理、财务总监等具体职务的董事界定为执行董事,剔除独立董事,其它董事为非执行董事;最后,用非执行董事占董事会总人数比例衡量非执行董事。
鉴于公司年龄、规模、成长性、资产负债率等因素都会对公司研发投入和产出产生显著影响,本文采用上述变量作为控制变量。变量说明见表1。
表1 变量说明
变量名称变量设计因变量RDINTENSITY研发密度,研发支出与前后两年度营业收入均值之比PATENT专利数量,企业专利申请数CITATION专利影响力,企业专利被引数RD2是否披露研发信息,披露为1,否则为0解释变量CONCERN1绝对集权式股权结构,当第一大股东持股比例大于中值,股权制衡度RSH小于中值时为1,否则为0CONCERN2相对集权式股权结构,当第一大股东持股比例大于中值,股权制衡度RSH大于中值时为1,否则为0NONEXE非执行董事比例,非执行董事人数/董事会总人数控制变量AGE公司年龄,公司自注册成立以来的年份SIZE公司规模,总资产的对数MDR公司杠杆比率=总负债/(权益市值+总负债)TOBINQ公司权益市值与债务账面价值之和除以权益账面价值与债务账面价值之和AGROW(期末总资产/期初总资产)-1RULE2007年新财务披露政策出台。2007年后为1,其它为0INDUSTRY公司所属子行业:通讯服务,半导体与半导体设备,硬件技术及设备与软件服务
2.3.1 主效应研究——集权式股权结构与企业创新
为检验H1,本文构建绝对集权(CONCERN1)和相对集权(CONCERN2)两个股权结构变量。考虑到企业当期研发投入与前期研发投入以及研发投入与创新产出之间的高相关性,本文在模型中加入滞后一期的企业研发投入(RDINTENSITY)作为控制变量。此外,本文还控制了公司年龄(AGE)和滞后一期的财务变量(如企业规模(SIZE)、资产负债比率(MDR)、绩效(TOBINQ)、成长性(AGROW))。基于此,本文基准回归模型为:
INNOVATIONi,t=c0+c1CONCERNi,t+c2RDINTENSITYi,t-1+c3CONTROLSi,t-1+ε
(1)
其中,INNOVATIONi,t为因变量,表示企业创新,包括研发密度(RDINTENSITY)、专利数量(LN(1+PAT))和专利影响力(LN(1+CIT));CONCERNi,t表示企业股权结构的集权形式,即绝对集权和相对集权;RDINTENSITYi,t-1表示滞后一期的创新投入控制变量;CONTROLS表示其它控制变量。
鉴于本文创新投入因变量研发密度是介于0~1之间的受限变量,而创新产出因变量专利数量和专利影响力为连续变量。因此,运用Tobit模型检验集权式股权结构对企业创新投入的影响,而集权式股权结构对企业创新产出的影响则采用OLS模型进行验证。
2.3.2 影响机制分析——非执行董事的中介效应
进一步地,本文研究非执行董事在集权式股权结构对企业创新影响中的中介效应机制。依据Baron&Kenny [40]的逐步法,借鉴温忠麟等[41]提出的新中介效应检验流程,本文在式(1)基础上构建模型(2),检验集权式股权结构对非执行董事的影响,构建模型(3),检验非执行董事对企业创新的影响。
NONEXEi,t=a0+a1CONCERNi,t+a2RDINTENSITYi,t-1+a3CONTROLSi,t-1+ε
(2)
(3)
其中,NONEXE为中介变量,表示非执行董事比例。根据中介效应检验流程,若式(2)中集权式股权结构(CONCERN)的系数a1与式(3)中非执行董事(NONEXE)的系数b1均显著,则说明非执行董事的中介效应成立;若二者不同时显著,则需要对系数乘积H0:a1b1=0进行Bootstrap检验,如果经偏差校正的置信区间内不包含0,则中介效应成立,反之不成立。
鉴于中介变量非执行董事比例是介于0~1之间的受限变量,因此运用Tobit模型对式(2)进行检验。式(3)的检验方法同式(1),即当因变量为研发密度时,采用Tobit模型进行检验;当因变量为专利数量和专利影响力时,则采用OLS模型进行检验。
表2报告了主要变量的基本统计指标。可以看出,中国信息技术企业平均研发密度为3.6%,平均专利申请量达68个,平均专利被引量达99次;不同企业之间的专利申请量和专利被引数差距较大;按照本文绝对集权和相对集权的判定标准,绝对集权样本占16.2%,相对集权样本占53.4%,两者合计占比近70%;企业非执行董事人数占比均值接近30%。
表2 主要变量描述性统计结果
变量观测值均值标准差最小值最大值RDINTENSITY47120.0360.07000.409PATENT564668.155185.48401267CITATION564698.845362.13802745CONCERN156460.1620.36901CONCERN256460.5340.49901NONEXE21140.3000.13200.56AGE54369.9555.695028SIZE438311.1822.2105.27816.336MDR28850.2690.31700.993TOBINQ41681.6202.2960.00513.820AGROW33540.4560.892-0.4935.628
表3报告了因变量和中介变量在不同集权形式下的统计差异。结果显示,绝对集权形式下,企业研发密度较小,专利申请量和专利被引数较多,且均在1%水平上显著,说明绝对集权式股权结构下,企业创新投入降低,创新产出增加;相对集权形式下,研发密度较大,专利申请量和专利被引数较少,且均在1%水平上显著,说明相对集权式股权结构下,企业创新投入增加,创新产出降低,初步支持了H1a和H1b。此外,非执行董事在绝对集权形式下比例较高,在相对集权形式下比例较低,且在1%水平上显著,初步支持了H2a和H2b。
表3 不同集权形式下主要变量统计差异(T检验)
变量绝对集权mean1相对集权mean2mean(1-2)St_Errt值RDINTENSITY0.0170.044-0.0280.003-9.85∗∗∗PATENT148.11844.773103.3457.01914.7∗∗∗CITATION224.58867.677156.91113.72311.45∗∗∗NONEXE0.3170.2670.050.0086.1∗∗∗
注:***p<0.01
表4报告了集权式股权结构对企业创新的差异性影响。模型M1、M2、M3结果显示,绝对集权对研发密度的负向影响不显著,但对专利数量和专利影响力有显著正向作用,基本验证了H1a。模型M4、M5、M6结果表明,相对集权对研发密度有显著促进作用,但不利于专利数量和专利影响力提高,验证了H1b。综上,基于信息技术企业高速率更新换代特质,绝对集权式股权结构更有利于提高创新效率,进而增加企业创新产出。
表4 集权式股权结构对企业创新的影响回归结果
模型M1M2M3M4M5M6因变量研发密度专利数量专利影响力研发密度专利数量专利影响力RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)CONCERN1-0.0011.375∗∗∗1.543∗∗∗(0.003)(0.114)(0.122)CONCERN20.012∗∗∗-1.336∗∗∗-0.857∗∗∗(0.003)(0.114)(0.125)控制变量YESYESYESYESYESYESYEARYESYESYESYESYESYESF92.6821.64917.8595.57620.9699.434N220722412241220722412241
注:*** p<0.01
在本研究样本选取期间内,仅43.8%的公司披露了研发投入数据。考虑到选择披露研发信息的企业与未披露企业可能有禀赋上的差异,因此可能存在样本自选择问题。如果仅对披露研发信息的企业开展集权形式与技术创新研究,而决定是否披露研发信息的相关因素与本文主要解释变量之间存在彼此不独立,可能产生有偏估计。为解决可能存在的样本自选择带来内生性问题,本文构建Heckman两阶段模型,进一步检验我国信息技术企业集权形式对技术创新的影响。
本文将公司规模(SIZE)、成长性(TOBINQ)、所处行业(INDUSTRY)和财报制度新准则(RULE)作为企业是否披露研发投入信息(RD2)的解释变量,并建立Heckman一阶段回归模型。
RD2i,t=α+β1SIZEi,t+β2TOBINQi,t+β3INDUSTRY+β4RULE+ε
(4)
Heckman两步法回归结果见表5。结果显示,逆米尔斯比率显著为负,表明内生性问题确实存在,Heckman二阶段模型在此处使用恰当。表5结果与表4基本一致,即企业集权形式虽然对研发投入影响不显著,但绝对集权形式股权结构下的企业创新产出更高,而相对集权形式则相反。
表5 集权式股权结构与企业创新回归结果(HECKMAN两阶段法)
因变量研发密度专利数量专利影响力研发密度专利数量专利影响力RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)CONCERN10.0041.362∗∗∗1.714∗∗∗(0.003)(0.156)(0.165)CONCERN20.004-0.865∗∗∗-0.478∗∗∗(0.003)(0.144)(0.157)控制变量YESYESYESYESYESYESYEARYESYESYESYESYESYESRD2SIZE0.194∗∗∗0.194∗∗∗0.194∗∗∗0.194∗∗∗0.194∗∗∗0.194∗∗∗(0.012)(0.012)(0.012)(0.012)(0.012)(0.012)TOBINQ-0.051∗∗∗-0.051∗∗∗-0.051∗∗∗-0.051∗∗∗-0.051∗∗∗-0.051∗∗∗(0.011)(0.011)(0.011)(0.011)(0.011)(0.011)INDUSTRY-0.000∗∗-0.000∗∗-0.000∗∗-0.000∗∗-0.000∗∗-0.000∗∗(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)RULE6.297∗∗∗6.297∗∗∗6.297∗∗∗6.297∗∗∗6.297∗∗∗6.297∗∗∗(0.522)(0.522)(0.522)(0.522)(0.522)(0.522)millslambda-0.002-0.437∗-0.700∗∗∗-0.002-0.444∗-0.689∗∗(0.005)(0.249)(0.266)(0.005)(0.253)(0.276)chi23089.264263.815200.7773089.084217.63496.209N310931093109310931093109
表6报告了非执行董事中介效应影响机制的实证结果。其中,式(2)显示,绝对集权与非执行董事显著正相关,相对集权与非执行董事显著负相关,即绝对集权式股权结构下非执行董事比例较高,相对集权式股权结构下非执行董事比例较低,支持了H2a和H2b;式(3)显示,集权形式下(绝对集权和相对集权),非执行董事对研发密度的影响不显著,但对专利数量和专利影响力具有显著正向影响,说明非执行董事对创新投入的影响不显著(“决策效应”),但对专利产出和专利影响力有显著影响(“监督效应”),支持了H3a和H3b;根据中介效应检验流程,由Bootstrap检验结果可知,非执行董事在集权式股权结构对创新投入影响中的中介效应不成立,但在对创新产出影响中的中介效应成立,即非执行董事在集权式股权结构对企业创新产出的作用中发挥中介效应。
表6 非执行董事中介效应检验结果
集权形式因变量绝对集权研发密度专利数量专利影响力相对集权研发密度专利数量专利影响力(1)RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)CONCERN(c1)-0.0011.375∗∗∗1.543∗∗∗0.012∗∗∗-1.336∗∗∗-0.857∗∗∗(0.003)(0.114)(0.122)(0.003)(0.114)(0.125)(2)NONEXENONEXENONEXENONEXENONEXENONEXECONCERN(a1)0.018∗∗0.018∗∗0.018∗∗-0.025∗∗-0.025∗∗-0.025∗∗(0.008)(0.008)(0.008)(0.012)(0.012)(0.012)(3)RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)CONCERN(c1')0.010∗∗∗0.381∗∗∗0.887∗∗∗0.013∗∗-0.350∗0.315(0.003)(0.131)(0.161)(0.006)(0.195)(0.241)NONEXE(b1)0.0021.612∗∗∗2.292∗∗∗0.0061.648∗∗∗2.530∗∗∗(0.011)(0.452)(0.555)(0.011)(0.453)(0.561)控制变量YESYESYESYESYESYESYEARYESYESYESYESYESYESF63.7605.5426.78563.4195.1764.777N135513551355135513551355Bootstrap检验H0:a1∗b1=0[-0.00029,0.00049][0.00771,0.06015][0.01119,0.08603][-0.00076,0.00029][-0.08858,-0.00959][-0.12756,-0.01568]中介效应不存在存在存在不存在存在存在
本文采取3种方法进行稳定性检验。首先,用股权制衡度为第二到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例比值的中值重新定义集权式股权结构,即绝对集权式股权结构为第一大股东持股比例大于33.58%,股权制衡度小于0.719;相对集权式股权结构为第一大股东持股比例大于33.58%,股权制衡度大于0.719。其次,鉴于专利申请数和被引数都是非零正整数,且均值远小于方差,采用负二项回归模型进行检验。最后,以非执行董事人数替代非执行董事比例进行中介效应检验。3种方法的实证结果均显示,在替换不同变量后,非执行董事的中介效应依然显著成立,表明非执行董事的中介效应回归结果特别稳健。
非执行董事在企业创新产出过程中的“监督效应”可能被解释为,企业董事会规模较小,非执行董事具有更大话语权,对董事会影响较大,从而使其监督作用得到有效发挥。为排除这一可能的解释,本文借鉴赵宜一和吕长江(2017)的做法,选取样本中董事会人数大于等于中位数(9人)的子样本,重新检验非执行董事比例对企业创新产出的影响,结果与前文保持一致。这说明在董事会规模较大时,非执行董事也体现出显著监督治理作用,替代性解释得以排除。
已有研究表明,控股股东“掏空”行为的实施需要总经理配合,因此,总经理独立性提高能够有效降低控股股东的“掏空”程度[42]。为了验证这一机制,本文在主效应模型(1)的基础上加入两职分离(SEP)以及两职分离与集权式股权结构的交互项(SEP* CONCERN)进行检验,结果见表7。
表7 两职分离调节作用检验结果
因变量研发密度专利数量专利影响力研发密度专利数量专利影响力RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)SEP-0.006-0.093-0.098-0.001-0.098-0.145(0.004)(0.154)(0.190)(0.004)(0.146)(0.181)CONCERN10.0040.1100.852∗∗∗(0.005)(0.238)(0.293)SEP∗CONCERN10.0080.4370.100(0.006)(0.274)(0.338)CONCERN20.020∗∗-0.779∗∗∗-0.033(0.008)(0.281)(0.350)SEP∗CONCERN2-0.0110.669∗∗0.488(0.008)(0.316)(0.394)控制变量YESYESYESYESYESYESYEARYESYESYESYESYESYESF60.3184.3885.24760.5084.0463.334N134213421342134213421342
结果显示,两职分离与绝对集权的交互项系数为正,但不显著;两职分离与相对集权的交互项对专利数量的系数显著为正。这说明两职分离能够显著抑制控股股东在创新产出阶段的“掏空”动机,缓解相对集权式股权结构对创新产出的抑制作用。
本文进一步探究家族所有权性质(FAMILY)在集权式股权结构、非执行董事对企业创新影响中的调节作用,结果见表8。数据显示,本文样本中约20%的信息技术企业是家族企业。已有研究表明,家族式信息技术企业可能赋有社会情感财富,即家族控制和家族传承理念可能对公司治理存在调节性影响[23, 39, 43]。而且,信息技术行业的高科技特征决定了其创始人和高管一般受过良好的高等教育或具有较丰富的管理经验,这与一般家族中小企业也有不同。
表8 家族所有权性质的调节作用检验结果
因变量研发密度专利数量专利影响力研发密度专利数量专利影响力RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)RDINTENSITYLN(1+PAT)LN(1+CIT)FAMILY0.0091.263∗∗∗0.1730.0121.302∗∗∗0.326(0.008)(0.359)(0.442)(0.008)(0.361)(0.448)CONCERN10.009∗∗∗0.410∗∗∗0.834∗∗∗(0.003)(0.141)(0.174)FAMILY∗CONCERN10.002-0.1060.045(0.007)(0.371)(0.457)CONCERN20.015∗∗-0.1530.475∗(0.006)(0.206)(0.255)FAMILY∗CONCERN2-0.012-1.106∗∗-1.503∗∗∗(0.009)(0.445)(0.551)NONEXE0.0092.381∗∗∗2.450∗∗∗0.0142.441∗∗∗2.727∗∗∗(0.013)(0.501)(0.617)(0.012)(0.503)(0.624)FAMILY∗NONEXE-0.040∗-4.065∗∗∗-1.908-0.044∗-4.135∗∗∗-2.196(0.025)(1.205)(1.484)(0.024)(1.205)(1.494)控制变量YESYESYESYESYESYESYEARYESYESYESYESYESYESF53.6655.3575.92253.0055.3424.866N135513551355135513551355
结果表明,家族企业专利产出更多;相对集权的家族企业创新产出更少;家族企业的非执行董事对创新产出的“监督效应”减弱。这说明,与非家族企业相比,基于社会情感财富的家族控制和代际传承动机,家族控股股东具有更大动机和能力监督企业创新[23],并将自身资源和知识更多用于企业专利产出转化过程中,形成对公司更强的“支持效应”[6]。然而,相对集权导致较高的股权制衡,会威胁家族控股股东控制权,使其代际传承动机减弱,“掏空”动机占据上游,因而家族控股大股东对专利产出过程的监督支持作用下降,非执行董事的“监督效应”也相应弱化。
本文选取当前我国创新发展重点行业——信息技术行业企业样本,分析了具有中国特色的集权式股权结构对企业创新的影响,探究了非执行董事在二者关系中的中介效应机制,并进一步分析了两职分离和家族企业性质的调节作用。本文主要结论如下:
(1)绝对集权式股权结构治理下的信息技术企业创新效率更高。绝对集权更容易形成控股股东的“支持效应”和大股东间“同舟共济”的公司治理效果,体现为保守的创新投入以及较高的创新产出;相对集权更容易形成控股股东的“掏空效应”和大股东间的“同床异梦”,体现为较高的创新投入和较低的产出。
(2)非执行董事具有显著中介效应。非执行董事对创新投入的“决策效应”不显著,但对创新产出有显著“监督效应”。在绝对集权企业中,非执行董事比例更大,其通过更充分的内部信息和更强的监督意愿发挥显著监督作用,从而促进企业创新产出;在相对集权企业中,非执行董事比例较小,导致其在监督企业创新产出过程中的力量减弱,从而不利于企业创新产出。
(3)董事长和总经理两职分离能保持总经理的相对独立性,抑制控股股东的“掏空”行为,缓解相对集权对创新产出的抑制作用。此外,与非家族企业相比,家族企业在相对集权形式下,非执行董事监督能力下降,创新产出更少。
(1)源自西方的公司治理理论并不能完全解释中国的企业委托代理问题。民主和分权并不绝对是提高公司创新效率的“灵丹妙药”。本文实证研究表明,在信息不对称性强、技术更新换代快、创新风险高的信息技术行业中,绝对集权更有利于发挥控股大股东的公司治理责任感和“支持效应”,同时形成大股东间的“同舟共济”效果,降低内耗,提高创新效率。
(2)应重视非执行董事在信息技术企业创新中的决策和监督作用。提高非执行董事在企业创新投入决策过程中的参与度,充分发挥其创新决策作用。同时,也可通过适当超额委派,扩大董事会中非执行董事占比,强化企业创新产出过程中的监督力量。在相对集权企业中,应通过两权分离提高总经理的相对独立性,降低控股股东的“掏空”能力。
(3)家族企业应结合自身特点,构造有利于技术创新的股权结构形式。重视建立现代企业管理制度,规避家长式“一言堂”,释放非执行董事的决策和监督功能,通过管理层持股等形式激励、吸引更多创新人才。同时,政府应更关注信息技术行业家族企业的健康发展,在融资及其它政策层面提供与国企同等的平台和竞争机会,提高市场化程度和家族企业创造力。
本文不足之处在于,定义的集权式股权结构并未考虑金字塔股权结构对企业创新绩效的不同影响。此外,非执行董事具有显著“监督效应”,虽然“决策效应”不显著的结论与大部分研究结果一致,但对于如何更有效发挥非执行董事的“决策效应”,本文并未进行深入研究。下一步,将更加深入地探究“股权结构—董事会结构—企业创新”的影响机制,为我国上市公司治理结构改进和创新效率提高建言献策。
[1] CHEN V Z, LI J,SHAPIRO D M, et al.Ownership structure and innovation: an emerging market perspective[J].Asia Pac J Manag, 2014, 31(1):1-24.
[2] 顾露露,岑怡,郭三,等.股权结构、价值链属性与技术创新——基于中国信息技术企业的实证分析[J].证券市场导报, 2015,15(10): 27-35.
[3] 景奎,王磊,徐凤敏.产融结合、股权结构与公司投资效率[J].经济管理, 2019, 41(11): 174-192.
[4] 石晓军,王骜然.独特公司治理机制对企业创新的影响——来自互联网公司双层股权制的全球证据[J].经济研究, 2017, 52(1): 149-164.
[5] JOHNSON S,LA PORTA,LOPEZ-DE-SILANES, et al.Tunneling[J].American Economic Review, 2000, 90(2): 22-27.
[6] FRIEDMAN E,JOHNSON S,MITTON T.Propping and tunneling[J].Journal of Comparative Economics, 2003, 31(4): 732-750.
[7] 王敏,何杰.大股东控制权与上市公司违规行为研究[J].管理学报, 2020, 17(3): 447-455.
[8] 刘胜强,刘星.股权结构对企业R&D投资的影响——来自制造业上市公司2002—2008年的经验证据[J].软科学, 2010, 24(7): 32-36.
[9] 贾凯威,马成浩,赵丰义,等.不充分外部竞争环境下企业股权结构与创新关系再审视——基于非平衡面板数据分析[J].科技进步与对策, 2018, 35(20): 94-101.
[10] LA PORTA R, LOPEZ-DE-SILANES F,SHLEIFER A.Corporate ownership around the world[J].The Journal of Finance, 1999, 54(2): 471-517.
[11] 秦德智,邵慧敏,苏琳淳.技术创新对股权结构与企业绩效的中介效应——来自创业板上市制造企业的实证[J].科技进步与对策, 2019, 36(16): 77-83.
[12] 隋静,蒋翠侠,许启发.股权制衡与公司价值非线性异质关系研究——来自中国A股上市公司的证据[J].南开管理评论, 2016, 19(1): 70-83.
[13] 刘建华,李园园,段珅,等.董事会特征、创新投入与品牌价值——基于内生性视角的实证研究[J].管理评论, 2019, 31(12): 136-145.
[14] 李井林,阳镇.董事会性别多元化、企业社会责任与企业技术创新——基于中国上市公司的实证研究[J].科学学与科学技术管理, 2019, 40(5): 34-51.
[15] 李卿云,王行,吴晓晖.董事会国际化、地区廉洁程度与研发投资[J].管理科学, 2018, 31(5): 131-146.
[16] 桂荷发,黄节根.非执行董事与股东—管理层代理冲突——兼论管理层权力与产权属性对非执行董事治理效应的影响[J].当代财经, 2016,37(12): 55-64.
[17] 段云,王福胜,王正位.多个大股东存在下的董事会结构模型及其实证检验[J].南开管理评论, 2011, 14(1): 54-64.
[18] 郑志刚,胡晓霁,黄继承.超额委派董事、大股东机会主义与董事投票行为[J].中国工业经济, 2019, 36(10): 155-174.
[19] 祝继高,叶康涛,陆正飞.谁是更积极的监督者:非控股股东董事还是独立董事[J].经济研究, 2015, 50(9): 170-184.
[20] 陈仕华,郑文全.公司治理理论的最新进展:一个新的分析框架[J].管理世界, 2010, 26(2): 156-166.
[21] 衣凤鹏,徐二明,张晗.股权集中度与领导结构对连锁董事与企业社会责任关系的调节作用研究[J].管理学报, 2018, 15(9): 1359-1369.
[22] LEE P M,O'NEILL.Ownership structures and R&D investments of U.S.and Japanese firms: agency and stewardship perspectives[J].The Academy of Management Journal, 2003, 46(2): 212-225.
[23] DURAN P,KAMMERLANDER N,VAN ESSEN M, et al.Doing more with less: innovation input and output in family firms[J].Acad Manage J, 2016, 59(4): 1224-1264.
[24] GOMEZ-MEJIA L R,CAMPBELL J T,MARTIN G, et al.Socioemotional wealth as a mixed gamble: revisiting family firm R&D investments with the behavioral agency model[J].Entrep Theory Pract, 2014, 38(6): 1351-1374.
[25] CLAESSENS S,FAN J P H.Corporate governance in Asia: a survey[J].International Review of Finance, 2002, 3(2): 71-103.
[26] 徐莉萍,辛宇,陈工孟.股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响[J].经济研究, 2006,41(1): 90-100.
[27] 刘红娟,陈永忠,刘红刚.大股东特征与董事会结构关系的实证分析[J].统计与决策, 2004,20(7): 34-35.
[28] 郑丽,陈志军.母子公司人员嵌入、控制层级与子公司代理成本[J].经济管理, 2018, 40(10): 75-91.
[29] 唐建新,李永华,卢剑龙.股权结构、董事会特征与大股东掏空——来自民营上市公司的经验证据[J].经济评论, 2013,34(1): 86-95.
[30] HERMALIN B E,WEISBACH M S.Endogenously chosen boards of directors and their monitoring of the CEO[J].American Economic Review, 1998, 88(1): 96-118.
[31] 谢绚丽,赵胜利.中小企业的董事会结构与战略选择——基于中国企业的实证研究[J].管理世界, 2011, 27(1): 101-111,188.
[32] PENG M W.Outside directors and firm performance during institutional transitions[J].Strategic Management Journal, 2004, 25(5): 453-471.
[33] 胡诗阳,陆正飞.非执行董事对过度投资的抑制作用研究——来自中国A股上市公司的经验证据[J].会计研究, 2015,36(11): 41-48,96.
[34] LU J,WANG W.Managerial conservatism, board independence and corporate innovation[J].Journal of Corporate Finance, 2018, 48:1-16.
[35] 胡元木,纪端.董事技术专长、创新效率与企业绩效[J].南开管理评论, 2017, 20(3): 40-52.
[36] 王营,张光利.董事网络和企业创新:引资与引智[J].金融研究, 2018,39(6): 189-206.
[37] 陈思,何文龙,张然.风险投资与企业创新:影响和潜在机制[J].管理世界, 2017, 33(1): 158-169.
[38] WADHWA A, PHELPS C,KOTHA S.Corporate venture capital portfolios and firm innovation[J].J Bus Venturing, 2016, 31(1): 95-112.
[39] 顾露露,蔡良,雷悦.家族治理、所有权变更与企业创新——基于中国家族企业的实证研究[J].管理科学, 2017, 30(2): 39-53.
[40] BARON R M,KENNY D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6): 1173-1182.
[41] 温忠麟,叶宝娟.中介效应分析:方法和模型发展[J].心理科学进展, 2014, 22(5): 731-745.
[42] 刘少波,马超.经理人异质性与大股东掏空抑制[J].经济研究, 2016, 51(4): 129-145.
[43] 李常洪,郭嘉琦,焦文婷,等.家族控制与企业创新投入——信息透明度的调节效应[J].科技进步与对策, 2018, 35(23): 106-112.