本站小編為你精心準備了企業技術創新的實證分析參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

一、理論分析與假設提出

企業的技術創新行為與公司治理制度安排具有密切聯系。技術創新收益有著滯后性和不確定性，因此技術創新投資是一項高風險和高收益并存的行為。對此，股東和經營者體現為不同的偏好。股東投資的主要目的是投資收益的最大化，傾向于接受能夠帶來長期巨大收益的技術創新行為，而且對于創新所存在的風險股東可以通過組合投資的方式予以分散。因此，股東對于技術創新呈現出風險中性的態度。但經營者卻與之不同，顯示出較強的風險規避態度。因為企業經營者的任期與報酬取決于公司的短期業績，而高額的技術創新投入會加大公司的短期財務壓力；而且從長期看，技術創新成功所帶來的收益基本由股東獲得，但技術創新失敗的結果卻主要由經營者來承擔（Alchian&Demsetz,1972）〔26〕。因此，技術創新行為使經營者承擔風險較大而得不到積極支持，這就是股東與經營者之間委托—問題的一個重要體現。為了促進企業經營者對技術創新的積極性，就需要有效的激勵。一個思路就是本著“風險與收益對等”的原則，對經營者承擔的創新風險進行補償，即“創新收益的內部化”。假如經營者也能獲得技術創新所帶來的剩余收益，那么他就可以為了長期目標而忍受短期業績影響與創新風險壓力了。因此可以提出假設———H1：賦予經營者適當的剩余索取權對企業技術創新存在正效應。Jensen和Meckling（1976）認為，合適的股權結構是解決經營者問題的最重要的制度安排。股權過于分散，會造成持股份額較少的中小股東缺乏公司治理的積極性，更傾向于“搭便車”，因此股東治理不力易產生經營者控制的問題（Francis&Smith,1995）。在股權集中度過高的情況下，又會出現大股東左右技術投資決策、投資過度的現象，使得投資過于集中而風險加大，繼而影響投資效率。所以，只有股權的適度集中才能既解決技術創新投資動力問題，又解決技術創新資源的配置效率問題。這可以歸結為另一假設———H2：股權集中度與技術創新存在“倒U型”關系。

股東類型也是影響企業技術創新的一個重要因素。同樣作為大股東，國有股東與個人股東的治理效力大相徑庭。個人股東一旦持股份額較大，就成為既有動力又有能力的公司治理主體，其意志通過股東大會、董事會表達（用手投票），影響企業技術創新投資決策，還可以通過股票價格機制和接管機制對企業經營者產生制約（用腳投票），促進經營者為提高企業能力而加大技術創新力度。而國有股東會產生“產權主體缺位”的嚴重問題，國有股治理權力層層委托，形成了長長的鏈條，鏈條越長，權責越不清，而且國有股人也存在專業能力不足的問題，這就產生“內部人控制”的局面。這可得出另一個假設———H3：國有股比例提高不利于企業的技術創新。機構投資者作為專司投資活動的法人主體，運用自有資金或從公眾手中籌集資金進行有價證券的投資。退休基金、銀行、保險公司和投資信托公司是常見的機構投資者。機構投資者以投資目的明確、投資數額巨大、專業性強等為主要特征，相對于中小股東，獲得企業經營信息的能力、參與決策和對經營者的監督能力都更強。另外，機構投資者善于組合投資，分散風險的能力較強，因此對企業技術創新的支持力度較大。據此可以得出假設———H4：機構持股對企業技術創新存在正效應。現代公司法中，普遍執行的是“董事會中心主義”。董事會在公司治理結構中居于核心地位，它受股東委托、向股東大會負責，擔負公司重要的決策職能和約束經理人的任務。因此，董事會的構成是決定公司治理水平的重要因素。獨立董事制度的引入，不僅能加強董事會的獨立性，同時也會提高董事會的決策水平，從而更好地代表股東利益，尤其有利于中小股東利益的保護。但從目前的實際情況來看，我國獨立董事作用發揮并不理想，一個主要問題是因為獨立董事人數太少而造成無法與內部董事抗衡的局面。因此，可得出假設———H5：獨立董事比例的提升有利于促進企業的技術創新。

二、數據來源、變量選擇與實證分析

（一）數據來源與變量選擇本文以遼寧在境內上市的公司為研究對象，剔除ST和*ST公司，選取2009—2011年公司年報中披露研發支出信息的企業為樣本。數據主要來源于巨潮網的上市公司年報。其中，實行新會計準則的公司，有“開發支出”項目披露研發支出的入選；而執行舊會計準則的公司，在“管理費用”科目中披露“技術開發費”的也入選。這樣共形成60個樣本點，其中2009年16個、2010年20個、2011年24個。1.被解釋變量。根據現有研究，對技術創新的衡量可以從創新投入和創新產出兩個角度來衡量。從創新投入方面看，采用人均研發支出（Baysingeretal,1991;Wu&Tu,2007）和研發支出與銷售額比值（Hansen&Hill,1991;Berroneertal,2007）來衡量的技術創新水平的較普遍；從創新產出上看，新產品數量也可作為技術創新水平的衡量指標（Kochhar&David，1996）。但總的看來，企業研發產出的可比性較差，且受外界因素影響較大，作為衡量技術創新水平的指標來說噪音太大；而研發投入易比較、且受公司治理因素影響更大，更適合作為度量變量。因此，本文傾向于“研銷比”的選擇，因銷售額主要指主營業務收入，所以采用“研發支出/主營業務收入”指標作為企業技術創新的反映變量，記作R-Dint。2.解釋變量。（1）經營者剩余索取權用高管持股比例來表示，記作MHS；（2）股權集中度用公司前5大股東的持股百分比總和來衡量，表示為CR5；（3）國有股比例（公司前10大股東中國家股和國有法人股的百分比之和），記作SHS；（4）按照最大股東的終極產權性質，分為國有控股和非國有控股，用虛擬變量D表示，國有控股的記作0，否則為1；（5）機構持股以公司前10大股東中機構持股總比例表示，記作IHS；（6）獨立董事人數占董事總人數比例記作Out-Ratio。3.控制變量。第一，公司規模。企業規模對技術創新的巨大影響受到一致認同。熊彼特認為，大企業因為擁有資源優勢而比小企業更有利于技術創新。也有研究表明，大小企業各自存在自己的創新優勢，如Okamuro&Zhang（2006）認為大企業比小企業更善于大規模的研發投入；Arrow（1962）則認為小公司在技術創新上更具靈活性。本文采用公司總資產對數來衡量公司規模，記作Lnsize。第二，公司業績。企業業績影響高管的薪酬水平，繼而影響企業的創新戰略選擇（如張宗益，2007）。因此，公司業績可作為另一控制變量。本文采用前一期的資產收益率作為公司業績衡量指標，記作ROA。第三，行業屬性。不同行業因其競爭程度不同，技術創新的壓力也不一樣。比如皮寶華和寶貢敏（2005）的研究驗證了企業研發強度與行業屬性的關系〔27〕。本文將行業屬性作為控制變量。根據遼寧上市公司的行業特點，設置兩個虛擬變量：Ind1，當公司為機械制造業時，取值為1，否則為0；Ind2，當公司屬于信息、通信、電子、生物、制藥等高科技行業時，其取值為1，否則為0。

（二）實證分析1．模型設定。基于以上理論分析和各項假設，本文構造出如下回歸模型來研究公司治理各個要素對企業技術創新的影響效果：2．描述性統計。表2為2009—2011年樣本公司技術創新投入情況及其相關變量的描述性統計。可見，總體上遼寧上市公司的技術研發投資水平較低。據馮根福與溫軍（2008）的研究，2005—2007年中國上市公司的平均研銷比為0.0278，比本文數據0.0149要高出近一倍。與發達國家研發數據相比差距更大，如據Wahal和McConnel（l2000）的研究，美國各行業研發投入在0.059—0.072之間〔28〕。高管持股比例均值為0.0442，國有股比例均值為0.2477，最高值達0.8369，機構持股均值為0.0428，這些與張宗益（2007）、馮根福與溫軍（2008）研究中的全國平均數據相差不多，同樣存在國有股比例較高、股權集中度也相應較高的突出問題。與英美公司相比，發現機構投資比例遠遠落后（據Zahra的研究，1996年美國公司機構投資比例就已達到35.94%）。從各變量與技術研發支出的相關性來看，獨立董事比例與研發支出顯著性水平較低，但其符號與理論預期一致。高管持股、國有股比例與機構持股比例與研發支出的相關系數為0.272、-0.243、0.258，均在0.05的水平下顯著，與理論假設一致。3．回歸分析。下頁表3為公司治理各變量與技術創新的回歸分析結果。模型1中數據是各控制變量對企業創新開發支出的影響結果，模型2、3、4、5、6則體現了高管持股、股權集中度、國有股持股與是否控股、機構持股和獨立董事比例與研發支出的關系。各模型的擬合優度分別為0.251、0.241、0.220、0.220、0.335、0.345，相應的F值顯著，所以模型效果較好。從控制變量與研發支出的關系可以看出，公司規模變量Lnsize在各模型中的系數分別為-0.161、-0.153、-0.229、-0.246、-0.236、-0.248，且顯著性水平較高，而其平方項的系數均為正值且顯著性水平同樣，表明公司規模與技術創新存在“U”型關系，即大規模和較小規模的企業有利于技術創新，這與Kleinkneht（1989）和Okamuro&Zhang（2006）的研究結論一致。Lnd1與Lnd2在各模型中的系數均為正值且顯著，說明機械制造業和高新技術企業的技術創新投入較大，前者符合遼寧省老工業基地大力發展裝備制造業的戰略需求，后者符合高新技術企業的競爭要點。公司業績（ROA）的系數為正，但并不顯著，說明公司短期業績與技術創新存在正相關關系，但影響效果并不明顯。模型2中高管持股MHS與技術研發支出R-Dint的相關系數為0.016，正向關系與理論預期一致，但概率P值為0.733，顯著性檢驗無法通過，說明在樣本企業中高管持股對技術創新沒有顯著影響。究其原因，可能高管持股份額普遍偏低，其所發揮的所有權激勵作用尚不明顯。模型3中引入了表示股權集中度的兩個變量CR5（前五大股東持股總和）和，其相關系數分別為0.0666和-0.078，顯著性檢驗雖然沒有通過，但基本支持了股權集中度與企業技術創新存在“倒U型”關系的命題。模型4中引入了國有股變量，國有股比例SHS的相關系數為-0.041，在0.1的水平下顯著，表明國有股比例對技術創新存在負向相關關系；是否國有控股變量D的相關系數為0.023，也在0.1的水平下通過顯著性檢驗，這與理論預期一致，說明國有控股企業的技術創新投入要低于非國有控股企業。模型5顯示了機構持股對技術創新的影響：HIS的相關系數為0.247，概率P值為0.001，在0.01水平下高度顯著。因此，明確說明機構持股對技術創新有積極效應。模型6中引入了獨立董事比例這一變量，Out-Ratio的系數為0.043，概率P值為0.313，雖然獨立董事比例與技術創新投入的正向關系得以顯示，但顯著性檢驗沒有通過，說明這一變量對企業技術創新投入的影響并不明顯。結合描述性統計，可知在樣本企業中獨立董事比例的數據趨于集中，有可能是造成結果不顯著的原因。另外，調查得知，遼寧上市公司樣本中獨立董事的來源“名流化”問題嚴重，實質監督效應與決策效應的不足也可能限制了獨立董事作用的發揮。（本文來自于《遼寧大學學報哲學社會科學版》雜志。《遼寧大學學報哲學社會科學版》雜志簡介詳見）

三、結論與建議

本文以2009-2011年60家遼寧上市公司為樣本，考察了公司治理中經營者持股比例、股權結構（包括股權集中度及股東屬性特征）及獨立董事比例對企業技術創新的影響。研究結論如下：（1）公司高管持股比例與技術創新投入存在正相關關系，但關系并不顯著。（2）股權集中度與技術創新存在“倒U型”關系，但顯著性不明顯。（3）國有股比例與企業技術創新存在負相關關系，國有股比例越高，企業的技術創新投資越低，與此相應，國有控股企業的技術創新積極性要弱于非國有控股企業。（4）機構投資者對企業技術創新具有明顯的促進作用，機構持股比例越高，企業技術創新投資水平也越高。（5）獨立董事比例與技術創新存在正相關關系，但這種積極效應的顯著性并不明顯。根據上述研究結論，并結合遼寧企業發展的實際需求，可以得出改善上市公司治理、提升技術創新水平的一些有益啟示。第一，增加高管持股比例，促進股權激勵效果。遼寧上市公司目前高管持股比率明顯偏低，企業經營者感受不到明顯的所有權激勵，因此更多偏好于短期業績與在職消費而非可能帶來長期收益的技術創新投資。因此，為了激勵經營者、促進企業技術創新，必須改變以往的“象征性持股”情況，提高高管持股比例，完善股權激勵計劃。第二，改善公司股權結構，推動適當股權集中度形成。遼寧上市公司股權集中度普遍較高：樣本企業中，股權集中度大于50%的企業為36家，占總數60%；股權集中度40%-50%的共14家，占總數的23%。樣本分布高度集中造成了分析結果“股權集中度與技術創新呈‘倒U型’關系”的不顯著。據研究，只有適當集中的股權（大約45%）才是最能刺激技術創新的有利條件。就遼寧上市公司的具體情況而言，增加外部持股、適當降低股權集中度是促進企業技術創新的有效措施。第三，降低國有股比例，改變國有股“一股獨大”的局面，改善股東治理水平。國有股的減持會相應增加流動性股權，流動性股東力量的壯大會強化股東治理效應，增強對經營者的監督力度和對企業經營業績的壓力，繼而促進經營者對公司長期業績的更多關注，提高技術創新的戰略決策水平。第四，增加機構持股，提升公司治理水平與技術創新能力。機構投資者不但可以為國有股和法人股的逐步減持提供所需資金，而且還能更加有效地行使股東權利。所以，要重視國內機構投資者的發展，壯大證券投資基金力量，同時也應充分關注外國機構投資者的作用，這有可能在引進資金、技術與管理，加強競爭合作方面起積極作用。第五，完善上市公司獨立董事制度，加大獨立董事比例，提升獨立董事治理水平。遼寧上市公司樣本中，多數董事會只滿足“1/3獨立董事”的基本條件，獨立董事比例偏低，在決策中的制衡效果不理想。因此，一方面要提高獨立董事比例，另一方面也要通過健全獨立董事的選拔機制和激勵機制來提升其決策與監督水平。

作者：李博劉建華國麗華單位：遼寧大學商學院