2013 年11月,十八届三中全会明确提出要“积极发展混合所有制,形成国有资本、集体资本、非公有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济”。近年来,一批国有企业已经逐渐发展成为混合所有制企业,但治理机制和监管机制还需进一步完善。在国企改革进程中,对国有企业功能进行界定和分类是深化国企改革的重要内容。根据《中共中央国务院关于深化国有企业改革的指导意见》有关要求,可将国有企业划分为竞争类和公益类两种类型。其中,竞争类国有企业以实现国有资产保值增值为主要目标,公益类国有企业以保障民生、服务社会为主要目标。在上述背景下,民营资本与国有资本深度融合以及竞争类国有企业市场化运作成为混合所有制改革的主线。本文重点探讨在混合所有制改革中,非国有资本的深入渗透是否有利于不同类型国有企业创新意愿提升,以及高管股权激励是否对非国有资本影响创新投入具有促进效应。
现有文献对产权性质与创新关系的研究尚未形成一致结论。李春涛等[1]认为,由于国有企业比民营企业拥有更多资源禀赋,因此前者比后者更具有创新性;吕新军[2]提出,国有上市公司在2006年技术创新效率偏低,随后呈现稳步增长趋势,且渐渐高于非国有上市公司。但另外一些文献持相反观点,认为国企民营化能够促进企业创新投入。例如,李文贵、余明桂[3]认为,国有企业所有者缺位将导致更严重的委托代理问题,此时更高的非国有股权比例能够完善公司治理,促使企业更积极地开展创新活动;王业雯等[4]采用倾向得分匹配法,研究混合所有制改革对创新效率的影响,发现国企改革效率高于外资企业、民营企业和港澳台企业。但是,就混合所有制改革能否提高企业创新效率,有学者提出了相反观点。如钟昀珈等[5]认为,非国有大股东在国有企业民营化后表现出更多的掏空动机,且减少了创新活动、降低了创新效率。
从国企高管股权激励与创新效率关系看,现有文献也未达成共识。王燕妮[6]选用2007-2009年529家制造业企业数据建立模型,发现高管长期股权激励与研发投入呈正相关关系,且相比于非国有企业,国有企业高管股权激励对研发投入的影响更显著;张玉娟、汤湘希[7]指出,相较于民营企业,高管股权激励更能促进国有企业创新。但是,另外一些文献却持相反观点,他们认为国有企业股权激励对创新投入的影响并不显著。王姝勋等[8]研究发现,对于非国有企业来说,股权激励对企业创新具有显著促进作用,而在国有企业中则不显著;田轩、孟清扬[9]研究发现,股权激励计划对创新的正向影响主要来源于民营企业,国有企业股权激励并未发挥应有作用。
综上所述,关于股权结构与研发投入的关系,现有研究并未揭示当民营资本深入性增强,民营资本由原来的“配角”转变成“主角”后,这种产权结构的深刻改变是否有利于不同类型国有企业创新意愿提升,以及在此产权结构下,高管股权激励效应能否从根本上得到改善。本文针对上述两个方面展开深入研究。
本文主要贡献如下:①现有文献主要从所有权性质[1]、大股东持股[10]、民营化企业股权结构[3]等方面分析股权结构对企业创新的影响,但未从企业分类治理视角进行企业创新投入研究。本文在前人研究成果的基础上,将混合所有制企业分为竞争类和公益类,分析两类企业非国有资本的深入渗透对企业创新投入的影响,结果发现:竞争类国有企业混合主体深入程度对创新投入有显著促进作用,而公益类国有企业混合主体深入程度对研发投入的促进作用不显著;②现有文献主要从激励方式、股价信息含量等方面分析股权激励对创新投入的影响,也有从激励水平、约束机制[11]等方面分析股权激励在国有企业和民营企业中的激励效果。本文在前人研究的基础上,进一步检验不同类型国有企业股权激励对混合主体深入性影响创新投入的促进效应。结果发现:竞争类国有企业高管股权激励弱化了混合主体深入性对创新投入的促进效应;公益类国有企业高管股权激励对混合主体深入性影响创新投入的促进效应不显著。
企业创新活动不同于其它一般投资性活动,创新活动具有周期长、风险大、投入高等特点。就创新所需资源而言,一些研究认为,国有企业比民营企业拥有更多资源禀赋,尤其是在科技创新上,大部分资源都被国有企业掌控。因此,国有企业比民营企业有更多机会进行研发投资[1]。但将创新资源转化成创新投入,还需要有创新意愿。就创新意愿而言,国有企业并不如民营企业积极。原因在于:从政治观上看,现有研究认为,政府由于要兼顾一定的社会目标,不得不对企业经营加以干预,从而导致在高风险创新项目上投入不够[12、13]。从经理人观看,Laffont等[14]研究认为,国有企业由于存在所有者缺位,使得企业缺乏有效的监督和激励机制。作为代理人的管理者,缺乏对高风险项目投资的积极性,创新投入尤其不足。随着非国有资本的深入渗透,这种现状有望改变。首先,民营资本为追求利润回报,更具有创新投入积极性;其次,民营资本更有动力监督企业创新发展[3,15]。这种民营资本深入性的影响,在竞争类国有企业与公益类国有企业中的效应并不相同。
根据国家规定,竞争类国有企业以市场为导向、以企业利润最大化为目标,实现经济效益的同时兼顾社会效益。这类企业由于存在较大的竞争压力,同时又缺乏政府扶持,民营资本在其中发挥的作用更大。一方面,随着民营资本的逐渐深入,国有企业监督和激励机制有望得到较大改善;另一方面,由于国有资本在获取创新资源方面更具优势[1],因此民营资本可以整合这种优势,从而增加企业创新投入。
对于公益类国有企业而言,虽然主体多元化可以解决国有企业低效问题,但因其承担了更多政策性责任,导致政府干预超过竞争类国有企业。公益类国有企业以保障民生、服务社会、提供公共产品和服务为主要目标,而非实现利润最大化。因此,混合主体深入性加强并不能直接带来创新积极性提高。根据上述分析,本文提出如下假设:
H1a:竞争类国有企业混合主体深入程度对创新投入有显著促进作用;
H1b:公益类国有企业混合主体深入程度对研发投入的促进作用不显著。
如前文所述,竞争类国有企业以实现资产保值增值为目标。相比公益类国企,竞争类国企高管属于“市场高管”,有更大的竞争压力[16]。但单有竞争压力还不足以激发高层管理者的创新积极性。创新关乎企业长期发展,只有将高管利益与股东利益捆绑在一起,才有利于高管站在股东利益立场上从事创新活动。当民营资本深入程度不断提高时,对高管实行股权激励,一方面能够解决部分因所有权和经营权分离而产生的委托代理问题,使经理人与股东效用曲线趋同[17],避免经理人过度关注短期收益,不再轻易回避那些风险高、收益高的创新投资项目;另一方面,由于民营资本加盟,高管对企业创新活动与股权回报也更有信心。因此,高管股权激励越大,混合主体深入性越高,对创新投入的促进作用也就越显著。
对于公益类国有企业而言,一方面由于其需要承担更多行政性责任,实现社会效益的同时兼顾一定的经济效益。但同时,它们也会在一定行业领域受到政府保护,能获取一定的垄断利润和财税补贴,即使民营资本不断深入,股权激励对高管创新投入积极性的作用也不会太大;另一方面,公益类国有企业高管属于“行政高管”,比起股权激励,他们更关注的是政治晋升和政治前途,股权激励导致的创新投入收益远不如其政治前途更有诱惑力[16]。这也导致即使混合主体深入性增强,股权激励对创新的促进作用也不显著。根据上述分析,本文提出如下假设:
H2a:竞争类国有企业高管股权激励对混合主体深入性影响创新投入有显著促进效应;
H2b:公益类国有企业高管股权激励对混合主体深入性影响创新投入的促进效应不显著。
2013年11月,党的十八届三中全会明确提出积极发展混合所有制,因此,本文选取CSMAR、RESSET数据库中2013-2018年上海证券交易所上市公司为研究样本。由于本文研究对象为国有混合所有制企业,因此剔除2013年当年公司实际控制人为非国有企业的公司,同时选取研究期间内每年研发投入大于0的公司为总体样本。
根据《中共中央国务院关于深化国有企业改革的指导意见》(中发〔2015〕22号)有关要求,同时参考陈霞等[16]对国有企业功能的界定,本文将总样本分为竞争类和公益类两种。其中,竞争类国有企业以实现国有资产保值增值为主要目标,主要涉及制造业、建筑业、仓储业、信息技术业、批发和零售贸易业、文化传播业等。公益类国有企业以保障民生、服务社会、提供公共产品和服务为主要目标,主要涉及石油、天然气开采业,电力、煤气及水的生产和供应业;社会服务业中的公共设施服务业和邮政服务业,以及关系国家安全的行业(如航空航天类等)。
对初始样本作如下处理:①考虑非正常财务状况会对结果产生不良影响,故剔除ST、* ST、PT 公司;②考虑金融行业和房地产行业会计准则与一般行业会计准则差异较大,故进一步剔除上述行业中的上市公司。经样本筛选后,最终选取152家企业作为样本,共涵盖697个观测值,其中竞争类588个、公益类109个。为防止极端值对研究结果的不良影响,对连续变量在1%~99%水平上进行缩尾处理。
(1)被解释变量:研发投入(RD)。参照尹美群、盛磊[18]的做法,用研发支出占营业收入的比重表示。研发支出数据来源于CSMAR数据库,部分公司数据因在CSMAR数据库中缺失,故在RESSET数据库中补足。
(2)解释变量:混合主体深入性(mixra)、高管持股(mh)。其中,混合主体深入性(mixra)参考马连福[19]的做法,用样本公司前10大股东非国有股持股比例之和衡量。前10大股东的股份性质根据网站、公司定期报告逐一作出判断。本文将前10大股东股份性质划分为:国有股东、民营股东、机构投资者、外资股东和自然人。高管持股(mh)定义为高管持股比例。
(3)控制变量。根据吕新军[2]、尹美群[18]的研究,结合实际情况,本文将控制变量分为治理变量和公司特征因素变量两类。其中,治理变量包括:①高管薪酬激励(ms),本文将其定义为前3名高管年薪总额的自然对数;②股权集中度(concen),本文将其定义为第一大股东持股比例;③股权制衡度(restr),本文将其定义为第二至第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值;④独立董事比例(indepen),本文将其定义为年末独立董事占董事会人数的比例;⑤两职合一状态(dir_ceo),本文将其定义为董事长与总经理兼任情况,兼任取值为1,否则取值为2;⑥董事会规模(board),本文将其定义为董事总人数的自然对数。公司特征因素变量包括:①公司规模(size),本文将其定义为年末总资产的自然对数;②资产负债率(lev),本文将其定义为年度披露的资产负债表中负债总额与资产总额的比值;③成长性(grow),本文将其定义为公司期末总资产与期初总资产的差额除以期初总资产。主要变量名称及计算方式如表1所示。
表1 主要变量名称及计算方式
变量类型变量名称变量描述被解释变量研发投入(RD)研发支出占企业营业收入的比例解释变量高管持股(mh)高管持股比例混合主体深入性(mixra)前10大股东非国有股持股比例之和控制变量高管薪酬激励(ms)高管前3名年薪总额的自然对数股权集中度(concen)第一大股东持股比例公司治理变量股权制衡度(restr)第二至第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值独立董事比例(indepen)年末独立董事占董事会人数的比例两职合一状态(dir_ceo)董事长与总经理兼任情况,兼任取值为1,否则取值为2董事会规模(board)董事总人数的自然对数公司特征因素公司规模(size)年末总资产自然对数资产负债率(lev)年度披露的资产负债表中的负债总额与资产总额的比值成长性(grow)(期末总资产-期初总资产)/期初总资产
对假设H1进行检验,构建如下模型:
RDt=α0+α1mixrai,t-1+α2Xi,t-1+εi,t-1
(1)
其中,研发投入(RD)为被解释变量,混合主体深入性(mixra)为解释变量,X是由多个控制变量构成的向量。考虑到创新的滞后效应,被解释变量为第t期,解释变量为第t-1期。
对假设H2进行检验,构建如下模型:
RDt=β0+β1mixrai,t-1+β2mhi,t-1+β3mixrai,t-1*mhi,t-1+β4Xi,t-1+εi,t-1
(2)
模型(2)引入高管持股变量(mh),并用混合主体深入性(mixra)与高管持股(mh)作交乘项,用以检验竞争类和公益类国有企业高管股权激励对混合主体深入性影响创新投入的促进效应。其余变量与模型(1)完全一致。
表2为总体样本、竞争类、公益类国有企业各变量的描述性统计结果。从表2中可以看出,总体样本中研发投入强度(RD)的平均值为0.042,可见研发投入相对不足。其中,由于公益类国有企业承担了更多政策性责任,在兼顾经济效益的同时也要兼顾社会效益,而企业创新又存在周期长、不确定性大等特点,因此表中数据显示公益类国有企业研发投入占营业收入的比重(0.021)低于竞争类国有企业(0.040)。
表2 描述性统计结果
变量竞争类观测值平均值最小值最大值公益类观测值平均值最小值最大值总体样本观测值平均值最小值最大值RD5880.0400.0000.2951090.0210.0000.1396970.0420.0000.295mixra58814.6701.48053.00010912.0200.19066.61069714.3600.19066.610mh5880.0090.0000.1721090.0030.0000.1046970.0090.0000.172ms58814.44012.86016.06010914.31012.15015.64069714.42012.15016.060concen58834.9803.82065.19010943.0701.80387.46069735.9401.80387.460restr5880.7560.0343.5251090.5100.0433.9246970.7360.0343.924board5882.2181.7922.7081092.2661.7922.7086972.2211.7922.708lev5880.4630.0470.9651090.5080.0751.2806970.4720.0471.280grow5880.270-0.2988.0811090.443-0.35626.5606970.344-0.35626.560indepen5880.3640.2500.6001090.3600.2860.5006970.3630.2500.600size58822.37019.83025.39010923.16019.79028.51069722.49019.79028.510dir_ceo5881.895121091.927126971.89712
就混合主体深入性(mixra)来说,总体样本中混合主体深入性的平均值为14.67%,说明大部分样本还处于国有相对控股地位,非国有股权进入国有企业的程度不高。该数值相比马连福等[19]的研究数据(选取2001-2013年为样本期,数值为9.26%)略有提高,表明国有企业积极响应了党的十八届三中全会提出的“发展混合所有制”政策。其中,由于公益类国有企业大多属于关系国家命脉、处于垄断地位、提供重要公共产品的企业,因此表中数据显示公益类国有企业混合主体深入性(12.02%)略低于竞争类国有企业(14.867%)。
就高管持股比例(mh)来说,在总体样本中,高管持股比例平均值为0.9%,高管持股比例整体偏低。其中,竞争类国有企业主要以实现企业资产保值增值为目标,而公益类国有企业则以保障民生、提供公共产品为目标,相比公益类国有企业,竞争类国有企业更多地运用高管股权激励促进企业创新,提升企业绩效。因此,竞争类国有企业高管持股平均值为0.9%,略高于公益类国有企业的0.3%。
本文采用混合回归模型进行数据分析。同时,为防止同一个体在不同时期的扰动项存在自相关,在分析时采取聚类(cluster)调整。另外,考虑到公益类国有企业观测值为109,为避免伪回归现象的发生,本文进行Breitung检验。检验结果显示,P值为0.023 5,在5%水平上拒绝面板单位根的原假设,回归结果可信。
表3为模型(1)的检验结果。对于竞争类国有企业而言,在控制或者不控制年度和行业变量时,变量mixra估计值分别为0.000 5和0.000 4,并且在1%和5%水平上显著为正,假设H1a得证,即竞争类国有企业混合主体深入程度对创新投入有显著促进作用。这与李文贵、余明桂[3]的研究结果一致,表明非国有资本的渗透,使得个人或民营主体获得了一定的所有权,促使其有动力完善管理者监督和激励机制,改善治理效果,从而增强企业创新积极性。
表3 混合主体深入性与企业创新检验结果
变量竞争类(1)(2)公益类(3)(4)mixra0.0005∗∗∗0.0004∗∗-0.00050.0006(3.0783)(2.5789)(-0.6621)(0.7439)ms0.00170.0102∗∗∗-0.0199-0.0005(0.5626)(3.0853)(-0.7973)(-0.0264)concen-0.0004∗∗-0.0008∗∗∗-0.0028-0.0013(-2.0434)(-4.0014)(-1.0561)(-0.8537)restr-0.0113∗∗∗-0.0172∗∗∗-0.0277-0.0234(-2.7941)(-4.2449)(-0.9547)(-0.9790)board0.00130.0035-0.06660.0648∗(0.1228)(0.3170)(-0.9834)(1.8980)lev-0.0607∗∗∗-0.0708∗∗∗0.04400.0168(-5.3640)(-5.9633)(0.8481)(0.4978)grow0.00200.00220.00260.0011(1.0892)(0.9634)(0.9493)(0.7042)indepen0.02220.0615-0.7332-0.0942(0.5811)(1.5858)(-1.0848)(-0.4816)size0.0001-0.00230.0064-0.0102∗(0.0410)(-1.2360)(0.8112)(-1.7371)dir_ceo-0.00020.0090-0.01230.0554∗(-0.0417)(1.4561)(-0.3383)(1.8756)年度控制未控制控制未控制行业控制未控制控制未控制Constant0.0324-0.03660.75780.1169(0.6737)(-0.7520)(0.9364)(0.3364)Observations588588109109R20.28490.14050.22160.0623
注:***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1,括号内为计算得到的t值,下同
由表3第(3)列和第(4)列可知,对于公益类国有企业而言,无论是否控制年度和行业变量,混合主体深入性与企业研发支出并不显著相关,假设H1b得证,即公益类国有企业混合主体深入程度对研发投入的促进作用不显著。这表明,公益类国有企业存在更多的政策性负担,多是垄断性且提供公共服务的行业,因此政府对此类企业的干预多于竞争类国有企业。此时,混合主体深入程度提高并不能加大企业研发投入,亦不能刺激企业创新投入。
在控制变量方面,对于竞争类国有企业而言,高管薪酬激励在控制行业和年度变量时,与研发投入并不显著相关。这与周铭山、张倩倩[20]的研究一致,他们认为国有企业高管更具有政治人特征,不适用于一般的薪酬理论,政治晋升比薪酬对国有企业高管开展创新活动更具有激励作用。股权集中度分别在5%(控制行业和年度变量)、1%(未控制行业和年度变量)水平上显著为负,表明股权集中度过高不利于企业创新。股权制衡度与研发投入在1%水平上显著为负,这与张玉娟和汤湘希[7]的研究结论恰好相反。原因可能在于:多个大股东将导致监管过度,降低代理人的工作积极性,使得决策趋于保守,从而规避高风险、投资大、失败率高的研发项目[10]。资产负债率与研发投入在1%水平上显著为负,表明资产负债率越高,越会抑制企业创新。
模型(2)检验结果见表4。首先,在模型(1)的基础上引入对企业研发投入存在影响的另一变量——高管股权激励(mh);其次,利用混合主体深入性与高管股权激励的交乘项,检验竞争类和公益类国有企业高管股权激励对混合主体深入性影响创新投入的促进效应。由表4第(1)列和第(2)列可知,当引入mixra与mh交乘项时,无论是否控制年度和行业变量,竞争类国有企业的mixra*mh在1%水平上显著为负,系数估计值分别为-0.011 9和-0.018 5。这表明,高管股权激励弱化了混合主体深入性对创新的促进效应,这与假设H2a恰好相反。原因在于:①当民营资本在混合所有制中只拥有小部分股权时,国有企业依然存在一定程度上的所有者缺位,因此拥有较大控制权的管理层的决策出发点往往基于自身短期私人利益而非集体利益,从而形成了事实上的内部控制人。而当国有企业管理层约束机制较弱时,管理层有较大的控制权,从而导致股权激励计划成为“管理层权利”的产物[11]。“管理层权利论”认为,当激励效果达到最优所需的条件得不到满足时,股权激励不是解决代理问题的有效途径。相反,股权激励作为管理层寻租的一种途径,成为代理问题的一部分[21]。此外,吕长江等[22]的研究发现,股权激励既存在激励效应也存在福利效应,即上市公司激励计划可能为高管提供了变相的福利,此时,股权激励难以发挥真正作用;②股权激励方式分为股票期权和限制性期权两种。对于股票期权来说,当股价上涨给持有人带来收益时,持有人选择行权,而当股价下跌或期权设定目标未能实现时,持有人为避免遭受经济损失选择放弃行权[23]。因此,股票期权的约束力较弱,并不能激发管理者的创新活动。对于限制性期权来说,当激励对象利用自有资金购买股票后,股价上涨将带来收益,而股价跌破授予价格则会使持有人遭受经济损失[9、24]。此时,管理层属于风险厌恶型,在作出经营决策时,为保证其股票价格不会跌破授予价格,其会回避一些有利于企业发展的高风险创新项目,从而减少企业创新投入。因此,竞争类国有企业高管股权激励弱化了混合主体深入性对创新投入的促进效应。
由表4第(3)列和第(4)列可知,无论是否控制年度和行业变量,mixra*mh交乘项都不显著。原因在于:公益类国有企业承担更多的社会目标和国家政策性目标,相比竞争类国有企业,公益类国有企业考核重在社会效益而非经济效益。因此,高管股权激励对混合主体深入性影响创新投入的促进效应不显著,假设H2b成立。
表4 高管股权激励对混合主体深入性影响创新投入的促进作用
变量竞争类(1)(2)公益类(3)(4)mixra0.0004∗∗∗0.0004∗∗-0.00050.0012(2.7515)(2.2564)(-0.5798)(0.6800)mh0.5634∗∗∗0.8597∗∗∗-2.37491.5232(3.8374)(5.8981)(-0.6130)(0.6248)mixra∗mh-0.0119∗∗∗-0.0185∗∗∗0.0478-0.0523(-3.2852)(-4.8296)(0.6643)(-0.8226)ms0.00140.0091∗∗∗-0.0097-0.0003(0.4837)(2.8732)(-0.6578)(-0.0113)concen-0.0003-0.0007∗∗∗-0.0029-0.0014(-1.6208)(-3.4304)(-1.0456)(-0.8512)restr-0.0110∗∗∗-0.0163∗∗∗-0.0196-0.0322(-2.8131)(-4.0883)(-0.9284)(-0.8735)board0.00360.0054-0.08630.0528(0.3522)(0.5154)(-0.9045)(0.5010)lev-0.0571∗∗∗-0.0646∗∗∗0.06300.0175(-4.9403)(-5.3576)(0.7974)(0.2163)grow0.00210.00210.00280.0019(1.1549)(0.9805)(0.8662)(0.3081)indepen0.04200.0852∗∗-0.9640-0.0457(1.1218)(2.2560)(-0.9261)(-0.0999)size-0.0001-0.00190.0028-0.0099(-0.0585)(-1.0554)(0.3444)(-0.6627)dir_ceo0.00590.0169∗∗∗-0.02310.0567(1.1000)(2.8990)(-0.4391)(0.9737)年度控制未控制控制未控制行业控制未控制控制未控制Constant0.0107-0.06660.86050.1185(0.2233)(-1.3592)(0.8895)(0.2858)Observations588588109109R20.29840.17330.22780.0693
(1)对混合主体深入性(mixra)和高管股权激励(mh)作去中心化处理,将处理之后的结果再作交乘项,表5列示了这一回归结果。从中可见,对于竞争类国有企业而言,变量mixra系数估计值为0.000 5,在1%水平上显著为正。mixra与mh的交乘项系数估计值为-0.011 7,在1%水平上显著为负。对于公益类国有企业而言,变量mixra在第(2)列的回归结果不显著,mixra与mh的交乘项在第(4)列的回归结果也不显著,上述结果与所得结论基本一致。
表5 去中心化处理后的稳健性检验结果
变量Model1竞争类(1)公益类(2)Model2竞争类(3)公益类(4)mixra0.0005∗∗∗-0.00050.0003∗∗-0.0003(3.0533)(-0.6621)(2.0834)(-0.3973)mh0.3827∗∗∗-2.0228(3.8208)(-0.6037)mixra∗mh-0.0117∗∗∗0.0478(-3.2140)(0.6643)ms0.0018-0.01990.0015-0.0097(0.5732)(-0.7973)(0.4982)(-0.6578)concen-0.0004∗∗-0.0028-0.0003∗-0.0029(-2.0765)(-1.0561)(-1.6610)(-1.0456)restr-0.0115∗∗∗-0.0277-0.0113∗∗∗-0.0196(-2.8000)(-0.9547)(-2.8149)(-0.9284)board0.0010-0.06660.0033-0.0863(0.0945)(-0.9834)(0.3209)(-0.9045)lev-0.0618∗∗∗0.0440-0.0582∗∗∗0.0630(-5.3119)(0.8481)(-4.8933)(0.7974)grow0.00200.00260.00210.0028(1.0910)(0.9493)(1.1544)(0.8662)indepen0.0233-0.73320.0429-0.9640(0.6028)(-1.0848)(1.1331)(-0.9261)size0.00010.0064-0.00010.0028(0.0416)(0.8112)(-0.0562)(0.3444)dir_ceo0.0000-0.01230.0062-0.0231(0.0047)(-0.3383)(1.1347)(-0.4391)年度控制控制控制控制行业控制控制控制控制Constant0.03920.75420.02080.8479(0.8097)(0.9347)(0.4281)(0.8903)Observations588109588109R20.28320.22160.29600.2278
(2)参照李文贵、余明桂[3]的做法,将研发投入指标定义为年度研发支出占总资产的比例,表6列示了这一回归结果。从中可见,对于竞争类国有企业而言,变量mixra的系数估计值为0.000 2,在1%水平上显著为正。mixra与mh的交乘项系数估计值为-0.003 2,在5%水平上显著为负。对于公益类国有企业而言,变量mixra在第(2)列的回归结果不显著,mixra与mh的交乘项在第(4)列的回归结果也不显著。因此,回归结果未发生明显改变。
表6 稳健性检验结果(研发投入定义为研发支出占总资产的比例)
变量Model1竞争类(1)公益类(2)Model2竞争类(3)公益类(4)mixra0.0002∗∗∗-0.00030.0002∗∗∗-0.0004(3.1146)(-1.1876)(2.7743)(-1.2347)mh0.1478∗∗0.9273∗∗(2.2574)(2.1431)mixra∗mh-0.0032∗∗-0.0156(-1.9737)(-1.6605)ms0.0032∗∗0.0107∗∗0.0031∗∗0.0057(2.1797)(2.1230)(2.1400)(1.1688)concen-0.0001-0.0003-0.0001-0.0002(-1.1517)(-0.7011)(-0.8593)(-0.6283)restr-0.0047∗∗∗-0.0012-0.0046∗∗∗-0.0038(-3.3285)(-0.1805)(-3.3161)(-0.5588)board0.0198∗∗∗-0.00580.0204∗∗∗0.0037(3.9749)(-0.3258)(4.2215)(0.1965)lev-0.0137∗∗∗0.0325∗∗-0.0128∗∗∗0.0237(-3.5072)(2.0577)(-3.2390)(1.3334)grow0.0001-0.00100.0001-0.0012(0.0787)(-1.2588)(0.1350)(-1.4226)indepen0.01170.19790.01680.2902∗∗(0.7079)(1.5123)(1.0279)(2.1415)size-0.0038∗∗∗-0.0024-0.0038∗∗∗-0.0006(-4.0760)(-1.0406)(-4.1956)(-0.2123)dir_ceo0.00010.00160.00160.0057(0.0316)(0.2530)(0.6081)(0.8400)年度控制控制控制控制行业控制控制控制控制Constant0.0058-0.14000.0008-0.1794∗(0.2505)(-1.5103)(0.0361)(-1.8681)Observations588109588109R20.30630.31110.31110.3315
本文选取2013-2018年上海证券交易所上市公司为研究样本,实证检验和分析不同类型国有企业在混合所有制改革中,混合主体深入性增强是否有利于创新投入,并进一步分析不同类型国有企业高管股权激励对混合主体深入性影响创新的促进作用。研究发现:①竞争类国有企业混合主体深入程度对创新投入有显著促进作用,而公益类国有企业混合主体深入程度对研发投入的促进作用不显著;②竞争类国有企业高管股权激励弱化了混合主体深入性对创新投入的促进效应,公益类国有企业高管股权激励对混合主体深入性影响创新投入的促进效应不显著。结果表明:由于不同类型国有企业政策任务、实现目标以及在国民经济中所起的作用不同,当非国有股权逐步渗透时,一方面因为公司治理机制改善路径不同,从而导致创新投入不同;另一方面不同类型国有企业高管激励方式存在差异,高管行为选择也不同,从而导致股权激励效果不同。
(1)对竞争类国有企业而言,非国有资本的深入渗透可以改善国有企业监督和激励机制,从而增加创新投入。但由于高管股权激励具有正反两方面效应,在促进混合主体深入性影响创新投入上,股权激励并未发挥应有的积极效应。因此,对竞争类国有企业来说,应进一步弱化行政型治理,完善经济型治理,加快高管激励机制的市场化进程。在公司设置股权激励计划时,应综合考虑授予价格、激励条件、激励有效期等重要指标,选择合适的激励方式,使得股权激励方案的真正动机是激励而不是变相的福利[22],从而真正达到对高管权利进行约束和制衡的目的。更进一步地,只有加快混改进程,高管股权激励才能发挥应有作用,并带来创新投入。
(2)对公益类国有企业而言,在完成社会目标和政策目标的同时要兼顾一定的经济效益。此时,非国有资本的深入渗透,不能直接带来创新积极性提升。同时,由于公益类国有企业高管具备“行政高管”特性,股权激励带来的回报可能不及政治晋升。由此,在促进混合主体深入性影响创新投入上,股权激励也未发挥应有的积极效应。因此,对公益类国有企业来说,应积极探索更全面的高管激励机制。在强化各种层次监督的基础上,完善高管人员与政府人员交叉任职或职位交流渠道,用行政激励弥补股权激励的缺陷[16],从而设计出更加完善的治理结构和治理机制,最终保障公益类国有企业功能及目标的实现。
本研究不仅拓展了混合所有制改革对不同类型国有企业创新影响的理论研究,且实证检验混改过程中不同类型国有企业高管股权激励对混合主体深入性影响企业创新效果的差异,研究结论对指导我国国企分类治理实践具有一定借鉴。
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