自變量包括內(nèi)部和外部治理結(jié)構(gòu)變量。在內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)變量中,本文分別選取了股權(quán)集中度、獨(dú)立董事比例、高管人均年度薪金報(bào)酬、高管持股比例和資產(chǎn)負(fù)債率等變量構(gòu)建模型;外部治理結(jié)構(gòu)變量為政府資助強(qiáng)度,即政府研發(fā)補(bǔ)貼與銷售收入的比率。
在構(gòu)建模型時(shí),除了家具公司治理結(jié)構(gòu)因素外,影響R&D投入的還有很多其他性質(zhì)的因素。因此,筆者在回歸模型中加入了其他影響R&D投入水平的控制變量,主要選擇了家具公司規(guī)模、盈利能力、現(xiàn)金流量等可能對(duì)R&D投入金額有影響的因素作為控制變量。
變量定義詳見表1。
根據(jù)前述分析,本文構(gòu)建了如下的回歸模型,對(duì)家具公司R&D投入水平進(jìn)行擬合回歸,研究家具公司治理結(jié)構(gòu)如何對(duì)家具企業(yè)R&D投入產(chǎn)生影響,檢驗(yàn)本文的研究假設(shè),并進(jìn)行相應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)。
RDR=β0+β1GSR+β2SR5+β3AS+β4MSR+β5IDR
+β6ALR+β7SIZE+β8CFR+β9LPR+ε
其中,β0為截距,β1~β9為系數(shù),ε為殘差。
四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析
(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果
本文使用的統(tǒng)計(jì)軟件是SPSS13.0,在對(duì)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)以前,先對(duì)全部變量做描述性的統(tǒng)計(jì)分析,列示和分析樣本均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差等指標(biāo)。
從描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果(表2)來看,江蘇省高新技術(shù)家具企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度平均值為4.52%。國(guó)際上的相關(guān)研究顯示,研發(fā)強(qiáng)度為2%家具企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)勉強(qiáng)維持,5%以上才有競(jìng)爭(zhēng)力。數(shù)據(jù)說明江蘇高技術(shù)家具企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度不足,一般在發(fā)達(dá)國(guó)家高技術(shù)家具企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度可達(dá)到20%,我們的差距還很大。政府資助強(qiáng)度的均值為1.6%,政府補(bǔ)助的絕對(duì)額平均值為2 363.05萬元,金額比較大,為家具公司研發(fā)投入的52.6%,說明政府對(duì)家具企業(yè)創(chuàng)新行為的激勵(lì)力度是很大的。從內(nèi)部治理變量來看,股權(quán)集中度較高,前五大股東持股比例均值為52.8%,高管持股比例均值為17.46%;獨(dú)立董事的比例平均為30.15%;高管人員平均年薪差別很大,最高的達(dá)到100萬,最低的只有3萬;資產(chǎn)負(fù)債率均值為23.46%,說明樣本家具企業(yè)負(fù)債水平較低,財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較小,但也未充分利用財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)。從控制變量來看,獲取現(xiàn)金流量的能力和盈利能力都不理想,前者平均值僅為30.85%,后者也只有8.51%,現(xiàn)金流量和盈利的不足也會(huì)成為阻礙家具公司R&D投入的因素。
在分析中,分高管持股和未持股家具公司進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì),發(fā)現(xiàn)高管持股家具公司的R&D投入的平均值低于高管未持股家具公司的水平,而其家具公司盈利能力高于高管未持股的家具公司。這說明,高管作為家具公司的控股股東,既是家具公司價(jià)值增加的最大受益者,更是家具公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的最大承擔(dān)者,因此,對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)的家具企業(yè)研發(fā)活動(dòng),會(huì)進(jìn)行慎重的決策,所以在R&D投入指標(biāo)上會(huì)低于高管未持股的家具公司。
(二)相關(guān)性分析
從相關(guān)性分析的結(jié)果(表3)來看,研發(fā)投入強(qiáng)度與前五大股東持股比例及高管持股比例呈負(fù)相關(guān),與其他指標(biāo)呈正相關(guān),與政府資助強(qiáng)度、獨(dú)立董事比例及高管平均年薪等指標(biāo)的相關(guān)程度較高。說明股權(quán)集中度較高的家具企業(yè),其R&D投入強(qiáng)度較低,政府資助強(qiáng)度較高、獨(dú)立董事較多的家具企業(yè),R&D投入強(qiáng)度較高。
(三)回歸分析
從回歸分析的結(jié)果(表4)看,調(diào)整R2為0.602,模型具有較好的解釋能力。另外,考察了模型中自變量的VIF值,發(fā)現(xiàn)所有自變量的VIF值在可接受范圍內(nèi),表明回歸模型整體擬合效果較好。從實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果來看,前五大股東持股比例和資產(chǎn)負(fù)債率兩個(gè)變量未通過顯著性檢驗(yàn),其余變量均通過了顯著性檢驗(yàn)。
政府資助強(qiáng)度的回歸系數(shù)為正值,在5%的水平上顯著,說明政府對(duì)家具企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的補(bǔ)貼可以在一定程度上增加家具企業(yè)研發(fā)資金,降低研發(fā)風(fēng)險(xiǎn),激勵(lì)家具企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新行為。
獨(dú)立董事比例變量在1%的水平上顯著,系數(shù)為正值,說明獨(dú)立董事對(duì)家具企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)起到了較好的促進(jìn)作用。
資產(chǎn)負(fù)債率變量沒有通過顯著性檢驗(yàn),且系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期相反,不能證明負(fù)債水平對(duì)R&D投入存在消極影響。
高管人員平均薪酬的回歸系數(shù)為正值,并且通過了10%的顯著性檢驗(yàn),表明在高新技術(shù)家具企業(yè)中對(duì)高管人員進(jìn)行有效的激勵(lì),可以促進(jìn)家具企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的開展和技術(shù)創(chuàng)新。
高管持股比例的系數(shù)為負(fù)值,與預(yù)期不相符,在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān),說明高層管理者作為家具公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的承擔(dān)者,對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)活動(dòng),他們會(huì)更為慎重地決策;前五大股東持股比例變量未通過顯著性檢驗(yàn),說明股權(quán)集中對(duì)R&D投入不一定有促進(jìn)作用。
控制變量家具公司規(guī)模、家具企業(yè)現(xiàn)金流量和家具公司上年盈利能力都沒有通過顯著性檢驗(yàn),說明對(duì)于高新技術(shù)家具企業(yè)來說,對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有剛性需求,不會(huì)因?yàn)闆]有現(xiàn)金流或家具企業(yè)虧損而停止研發(fā)活動(dòng),而且家具公司規(guī)模大小與R&D投入強(qiáng)度也沒有必然的聯(lián)系,小家具企業(yè)也可能更注重研發(fā)。
五、研究結(jié)論
本文采用理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)相結(jié)合的方法,對(duì)江蘇省高技術(shù)家具企業(yè)家具公司治理結(jié)構(gòu)與R&D投入的關(guān)系進(jìn)行了分析。經(jīng)過研究,得到以下結(jié)論:政府對(duì)研發(fā)活動(dòng)的資助有利于促進(jìn)家具企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng),而前五大股東持股比例對(duì)R&D投入的影響并不顯著,且高管持股比例與R&D投入存在顯著的負(fù)相關(guān),獨(dú)立董事的存在對(duì)高新技術(shù)家具企業(yè)的R&D投入有一定的推動(dòng)作用,高管平均年薪對(duì)高新技術(shù)家具企業(yè)的R&D投入有顯著正面影響,資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)高新技術(shù)家具企業(yè)的R&D投入有負(fù)面影響但不顯著。
從本文的研究可以看出,雖然政府對(duì)家具企業(yè)的研發(fā)資助從絕對(duì)金額和相對(duì)資助強(qiáng)度來說都較高,但高技術(shù)家具企業(yè)的股東對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)活動(dòng)仍然保持比較謹(jǐn)慎的態(tài)度,主要是因?yàn)榧揖咂髽I(yè)的研發(fā)活動(dòng)與一般市場(chǎng)活動(dòng)不同,它具有風(fēng)險(xiǎn)性、外部性等特點(diǎn),有的家具企業(yè)就不會(huì)自主進(jìn)行研發(fā)活動(dòng),以求“搭便車”,坐享其成。因此政府應(yīng)該對(duì)R&D活動(dòng)進(jìn)行干預(yù),設(shè)計(jì)激勵(lì)和約束機(jī)制,對(duì)積極進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的家具企業(yè)給予稅收政策上的支持,對(duì)家具企業(yè)的R&D投資進(jìn)行引導(dǎo),消除R&D活動(dòng)的市場(chǎng)失靈,降低家具企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn),促進(jìn)研發(fā)活動(dòng)帶來的經(jīng)濟(jì)利益的實(shí)現(xiàn),使家具企業(yè)自愿進(jìn)行R&D投入,進(jìn)而提升高技術(shù)家具企業(yè)整體技術(shù)創(chuàng)新水平。
【參考文獻(xiàn)】
[1] 劉勝?gòu)?qiáng),劉星.家具公司治理對(duì)家具企業(yè)R&D投資行為的影響研究綜述[J].科技管理研究,2010(1):121-124.
[2] 馮根福,溫軍.中國(guó)上市家具公司治理與家具企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證分析[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2008(7):91-101.
[3] 胡衛(wèi).政府資助家具企業(yè)R&D的政策工具及其效果研究[J].自然辯證法通訊,2007(6):54-59.
[4] 劉勝?gòu)?qiáng),劉星.股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)家具企業(yè)R&D投資的影響[J].軟科學(xué),2010(7):32-36.
[5] 周杰,薛有志.家具公司內(nèi)部治理機(jī)制對(duì)R&D投入的影響[J].研究與發(fā)展管理,2008(6):1-9.
[6] 韓秋蘭.家具公司治理結(jié)構(gòu)與家具企業(yè)R&D投入關(guān)系研究[D].中國(guó)優(yōu)秀碩士學(xué)位論文,2011.
[7] 張子峰,王凱.外部治理機(jī)制對(duì)中國(guó)上市家具公司R&D投入影響的實(shí)證研究[J].生產(chǎn)力研究,2010(75):215-217.
[1]
在構(gòu)建模型時(shí),除了家具公司治理結(jié)構(gòu)因素外,影響R&D投入的還有很多其他性質(zhì)的因素。因此,筆者在回歸模型中加入了其他影響R&D投入水平的控制變量,主要選擇了家具公司規(guī)模、盈利能力、現(xiàn)金流量等可能對(duì)R&D投入金額有影響的因素作為控制變量。
變量定義詳見表1。
根據(jù)前述分析,本文構(gòu)建了如下的回歸模型,對(duì)家具公司R&D投入水平進(jìn)行擬合回歸,研究家具公司治理結(jié)構(gòu)如何對(duì)家具企業(yè)R&D投入產(chǎn)生影響,檢驗(yàn)本文的研究假設(shè),并進(jìn)行相應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)。
RDR=β0+β1GSR+β2SR5+β3AS+β4MSR+β5IDR
+β6ALR+β7SIZE+β8CFR+β9LPR+ε
其中,β0為截距,β1~β9為系數(shù),ε為殘差。
四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析
(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果
本文使用的統(tǒng)計(jì)軟件是SPSS13.0,在對(duì)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)以前,先對(duì)全部變量做描述性的統(tǒng)計(jì)分析,列示和分析樣本均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差等指標(biāo)。
從描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果(表2)來看,江蘇省高新技術(shù)家具企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度平均值為4.52%。國(guó)際上的相關(guān)研究顯示,研發(fā)強(qiáng)度為2%家具企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)勉強(qiáng)維持,5%以上才有競(jìng)爭(zhēng)力。數(shù)據(jù)說明江蘇高技術(shù)家具企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度不足,一般在發(fā)達(dá)國(guó)家高技術(shù)家具企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度可達(dá)到20%,我們的差距還很大。政府資助強(qiáng)度的均值為1.6%,政府補(bǔ)助的絕對(duì)額平均值為2 363.05萬元,金額比較大,為家具公司研發(fā)投入的52.6%,說明政府對(duì)家具企業(yè)創(chuàng)新行為的激勵(lì)力度是很大的。從內(nèi)部治理變量來看,股權(quán)集中度較高,前五大股東持股比例均值為52.8%,高管持股比例均值為17.46%;獨(dú)立董事的比例平均為30.15%;高管人員平均年薪差別很大,最高的達(dá)到100萬,最低的只有3萬;資產(chǎn)負(fù)債率均值為23.46%,說明樣本家具企業(yè)負(fù)債水平較低,財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較小,但也未充分利用財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)。從控制變量來看,獲取現(xiàn)金流量的能力和盈利能力都不理想,前者平均值僅為30.85%,后者也只有8.51%,現(xiàn)金流量和盈利的不足也會(huì)成為阻礙家具公司R&D投入的因素。
在分析中,分高管持股和未持股家具公司進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì),發(fā)現(xiàn)高管持股家具公司的R&D投入的平均值低于高管未持股家具公司的水平,而其家具公司盈利能力高于高管未持股的家具公司。這說明,高管作為家具公司的控股股東,既是家具公司價(jià)值增加的最大受益者,更是家具公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的最大承擔(dān)者,因此,對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)的家具企業(yè)研發(fā)活動(dòng),會(huì)進(jìn)行慎重的決策,所以在R&D投入指標(biāo)上會(huì)低于高管未持股的家具公司。
(二)相關(guān)性分析
從相關(guān)性分析的結(jié)果(表3)來看,研發(fā)投入強(qiáng)度與前五大股東持股比例及高管持股比例呈負(fù)相關(guān),與其他指標(biāo)呈正相關(guān),與政府資助強(qiáng)度、獨(dú)立董事比例及高管平均年薪等指標(biāo)的相關(guān)程度較高。說明股權(quán)集中度較高的家具企業(yè),其R&D投入強(qiáng)度較低,政府資助強(qiáng)度較高、獨(dú)立董事較多的家具企業(yè),R&D投入強(qiáng)度較高。
(三)回歸分析
從回歸分析的結(jié)果(表4)看,調(diào)整R2為0.602,模型具有較好的解釋能力。另外,考察了模型中自變量的VIF值,發(fā)現(xiàn)所有自變量的VIF值在可接受范圍內(nèi),表明回歸模型整體擬合效果較好。從實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果來看,前五大股東持股比例和資產(chǎn)負(fù)債率兩個(gè)變量未通過顯著性檢驗(yàn),其余變量均通過了顯著性檢驗(yàn)。
政府資助強(qiáng)度的回歸系數(shù)為正值,在5%的水平上顯著,說明政府對(duì)家具企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的補(bǔ)貼可以在一定程度上增加家具企業(yè)研發(fā)資金,降低研發(fā)風(fēng)險(xiǎn),激勵(lì)家具企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新行為。
獨(dú)立董事比例變量在1%的水平上顯著,系數(shù)為正值,說明獨(dú)立董事對(duì)家具企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)起到了較好的促進(jìn)作用。
資產(chǎn)負(fù)債率變量沒有通過顯著性檢驗(yàn),且系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期相反,不能證明負(fù)債水平對(duì)R&D投入存在消極影響。
高管人員平均薪酬的回歸系數(shù)為正值,并且通過了10%的顯著性檢驗(yàn),表明在高新技術(shù)家具企業(yè)中對(duì)高管人員進(jìn)行有效的激勵(lì),可以促進(jìn)家具企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的開展和技術(shù)創(chuàng)新。
高管持股比例的系數(shù)為負(fù)值,與預(yù)期不相符,在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān),說明高層管理者作為家具公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的承擔(dān)者,對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)活動(dòng),他們會(huì)更為慎重地決策;前五大股東持股比例變量未通過顯著性檢驗(yàn),說明股權(quán)集中對(duì)R&D投入不一定有促進(jìn)作用。
控制變量家具公司規(guī)模、家具企業(yè)現(xiàn)金流量和家具公司上年盈利能力都沒有通過顯著性檢驗(yàn),說明對(duì)于高新技術(shù)家具企業(yè)來說,對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有剛性需求,不會(huì)因?yàn)闆]有現(xiàn)金流或家具企業(yè)虧損而停止研發(fā)活動(dòng),而且家具公司規(guī)模大小與R&D投入強(qiáng)度也沒有必然的聯(lián)系,小家具企業(yè)也可能更注重研發(fā)。
五、研究結(jié)論
本文采用理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)相結(jié)合的方法,對(duì)江蘇省高技術(shù)家具企業(yè)家具公司治理結(jié)構(gòu)與R&D投入的關(guān)系進(jìn)行了分析。經(jīng)過研究,得到以下結(jié)論:政府對(duì)研發(fā)活動(dòng)的資助有利于促進(jìn)家具企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng),而前五大股東持股比例對(duì)R&D投入的影響并不顯著,且高管持股比例與R&D投入存在顯著的負(fù)相關(guān),獨(dú)立董事的存在對(duì)高新技術(shù)家具企業(yè)的R&D投入有一定的推動(dòng)作用,高管平均年薪對(duì)高新技術(shù)家具企業(yè)的R&D投入有顯著正面影響,資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)高新技術(shù)家具企業(yè)的R&D投入有負(fù)面影響但不顯著。
從本文的研究可以看出,雖然政府對(duì)家具企業(yè)的研發(fā)資助從絕對(duì)金額和相對(duì)資助強(qiáng)度來說都較高,但高技術(shù)家具企業(yè)的股東對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)活動(dòng)仍然保持比較謹(jǐn)慎的態(tài)度,主要是因?yàn)榧揖咂髽I(yè)的研發(fā)活動(dòng)與一般市場(chǎng)活動(dòng)不同,它具有風(fēng)險(xiǎn)性、外部性等特點(diǎn),有的家具企業(yè)就不會(huì)自主進(jìn)行研發(fā)活動(dòng),以求“搭便車”,坐享其成。因此政府應(yīng)該對(duì)R&D活動(dòng)進(jìn)行干預(yù),設(shè)計(jì)激勵(lì)和約束機(jī)制,對(duì)積極進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的家具企業(yè)給予稅收政策上的支持,對(duì)家具企業(yè)的R&D投資進(jìn)行引導(dǎo),消除R&D活動(dòng)的市場(chǎng)失靈,降低家具企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn),促進(jìn)研發(fā)活動(dòng)帶來的經(jīng)濟(jì)利益的實(shí)現(xiàn),使家具企業(yè)自愿進(jìn)行R&D投入,進(jìn)而提升高技術(shù)家具企業(yè)整體技術(shù)創(chuàng)新水平。
【參考文獻(xiàn)】
[1] 劉勝?gòu)?qiáng),劉星.家具公司治理對(duì)家具企業(yè)R&D投資行為的影響研究綜述[J].科技管理研究,2010(1):121-124.
[2] 馮根福,溫軍.中國(guó)上市家具公司治理與家具企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證分析[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2008(7):91-101.
[3] 胡衛(wèi).政府資助家具企業(yè)R&D的政策工具及其效果研究[J].自然辯證法通訊,2007(6):54-59.
[4] 劉勝?gòu)?qiáng),劉星.股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)家具企業(yè)R&D投資的影響[J].軟科學(xué),2010(7):32-36.
[5] 周杰,薛有志.家具公司內(nèi)部治理機(jī)制對(duì)R&D投入的影響[J].研究與發(fā)展管理,2008(6):1-9.
[6] 韓秋蘭.家具公司治理結(jié)構(gòu)與家具企業(yè)R&D投入關(guān)系研究[D].中國(guó)優(yōu)秀碩士學(xué)位論文,2011.
[7] 張子峰,王凱.外部治理機(jī)制對(duì)中國(guó)上市家具公司R&D投入影響的實(shí)證研究[J].生產(chǎn)力研究,2010(75):215-217.
本文為全文原貌 未安裝PDF瀏覽器用戶請(qǐng)先下載安裝 原版全文