摘要：本文采用广东珠海上市公司2009-2014年的面板数据，选取公司规模和财务杠杆作为控制变量，运用逐步回归分析和分组分析方法，研究公司治理对研发投入与公司绩效关系的调节作用。结果表明：独立董事占董事总人数的比例不是研发投入与公司绩效关系的调节变量；董事会会议频率是研发投入与公司绩效关系的同质调节变量，呈负向调节作用；董事会成员持股比例对研发投入与公司绩效间的关系起正向调节作用；高层管理人员持股比例对研发投入与公司绩效之间的关系起正向调节作用。

　　关键词：公司治理研发投入公司绩效调节作用

　　现代经营的公司都是所有权与经营权相分离的，所有者与经营者在这种委托代理关系中难以避免会出现利益冲突。股东投资的目的在于其投资价值和长期利益最大化，而管理者的目的在于确保其个人财富、工作职务及管理权利得到保障，这种分歧使得管理者与股东在公司战略定位的决策与实施上就会出现利益冲突。公司的研发战略则是受其影响的因素之一。而公司研发战略中最核心的内容就是研发投入的决策。研发投资的目的是通过研发新的产品或技术，提升公司的业绩。

　　从理论上来说，研发投入是能够为公司增加新的产品或新的技术，从而带动公司的生产效率或增加公司存货的流动性，从而为公司创造更多的利润，提升公司业绩的。国内关于研发投入与公司绩效关系的实证研究较多，研究结论大多为研发投入与公司绩效呈正相关关系，也有部分研究显示创新投入与公司绩效的正相关关系并不显著。这就表明研发支出金额愈大，并不一定愈能提升公司的业绩，这或许是研发支出的资金未能得到有效使用而导致的。因此，公司的业绩关键取决于研发支出的资金是否得到有效利用，而不在于研发支出金额的多少。加之研发活动本身具有较高的风险，在高风险的研发活动中，要确保资金得到有效利用，就必须建立一个有效的决策机构和执行机制。因此，从某种意义上来说，公司治理在很大程度上影响着研发投入与公司绩效的关系强弱。

　　珠海市辖区内目前的上市公司数量并不多，仅有27家，其公司治理机制的形成与执行也不是特别完善。虽然当地政府不断鼓励公司加大研发力度，但不同的公司收效差异较大。由此可见，研发投入到底在多大程度上能有效转换成科技成果以提升公司绩效，从而促进珠海市城市经济的发展，这种投入是否会受到公司治理要素的调节影响，非常值得研究。本文为了检验珠海市辖区内上市公司的公司治理对研发投入与公司绩效的调节作用，收集了珠海市所有上市公司2009-2014年的面板数据，选取反映公司治理的代表性的指标作为调节变量，分析公司治理对研发投入与公司绩效的调节方向和调节影响程度。

　　理论分析与假设提出

　　（一）代理理论与公司治理

　　代理理论（Jensen，Meckling，

　　1976）表明由于所有权与经营权的分离，必然会出现委托人（所有者）和代理人（经营者）之间的利益冲突。大型上市公司所有权与控制权的分离导致职业经理人与股东之间存在潜在的利益冲突。大型上市公司要在激烈的市场竞争中取得成功，就难以避免地要开展研发活动，加大研发投入。研发活动的特点是其本身固有的风险性，无论管理者做出多大的努力，研发活动固有的风险仍然可能使得研发活动的结果存在较大的不确定性，失败的可能性也较大。Shrihari等（2013）收集美国高科技制造业公司1990-2011年的面板数据，采用动态回归模型，研究发现广告支出和持有存货能增加公司销售，广告支出和研发支出有利于公司价值的增加。

　　从理论上来说，研发投入是能够为公司增加新的产品或新的技术，从而提高公司的生产效率或增加公司存货的流动性，从而为公司创造更多的利润，提升公司业绩的。国内关于研发投入与公司绩效关系的实证研究较多，研究结论大多为研发投入与公司绩效呈正相关关系，也有部分研究显示创新投入与公司绩效的正相关关系并不显著。这就表明研发支出金额愈大，并不一定愈能提升公司的业绩，这或许是研发支出的资金未能得到有效使用而导致的。因此，公司的业绩关键取决于研发支出的资金是否得到有效利用，而不在于研发支出金额的多少。加之研发活动本身具有较高的风险，在高风险的研发活动中，要确保资金得到有效利用，就必须建立一个有效的决策机构和执行机制。因此，从某种意义上来说，公司治理在很大程度上影响着研发投入与公司绩效的关系强弱。研发投入的会计计量与披露不同于有形资产，研发投入（研发支出）通常都计入财务报表的当期费用，因此研发投入的披露并不会向投资者传递任何有价值的信息。研发支出的这些特点可能激发管理者的投机行为，从而在研发项目中产生代理成本，最终影响公司绩效。因此，研发活动的代理问题不仅影响研发投入的多少，也会影响研发活动实施的结果。合理的公司治理机制可以减少信息不对称，监督管理者，控制管理者的投机行为，从而确保研发活动以股东利益最大化为目的而得以执行（Wright等，2002）。总之，公司治理会影响研发投入和研发产出。研发投入与公司绩效之间的关系会因为公司治理环境的变化而变化。因此，公司治理可以作为研发投入与公司绩效的调节变量。

　　（二）经验证据与假设提出

　　Chung等（2003）发现研发投资与公司资本的市场价值之间的关系关键是取决于董事会组成，而不是机构持股。对于拥有高比例的外部董事的公司，其研发投资与公司资本价值之间存在显著的正相关关系。Le等（2006）发现机构投资者对研发支出的形式和公司绩效之间的关系起调节作用，独立外部董事成员则影响这种关系的强度。本文鉴于对珠海市上市公司的数据收集整理，结合对独立董事的知识背景及履职情况来看，独立董事对公司的经营决策并未能产生较大的影响，同时通过对珠海市上市公司的数据收集整理，本文发现独立董事占全部董事人数的比例并不是特别高，并不会因为比例过高而导致该比例值对研发投入与公司绩效之间的负向调节关系出现。结合对独立董事的知识背景及履职情况来看，独立董事对公司的经营决策并未能产生较大的影响，因此，基于珠海上市公司的特殊情况，本文提出了假设1。

　　假设1：董事会成员中独立董事人数占的比例不是研发投入与公司绩效的调节变量。

　　Vafeas（1999）通过实证检验发现董事会会议的次数对研发支出和公司绩效关系的调节起负向作用。这意味着董事会会议在公司研发项目业绩表现不好时的频率会比较高，反之亦然。此外他还验证了公司董事会会议次数与公司价值呈负向关系的结论。Chen、Liu（2006）发现中国上市公司的董事会会议次数与公司绩效之间呈负向关系。这些结论验证了公司董事会在公司出现危机时显得格外重要，当股东的利益遭遇明显的危机，公司绩效下滑时，董事会就会比较主动地处理这些问题，而不是在此之前去预防问题的发生。本文认为，董事会会议次数是衡量董事会执行董事事务很重要的一个指标，董事会会议次数越多，表明董事有越充分的时间用于履行董事职责，从而能及时处理研发投入决策的问题，从而确保研发活动的顺利开展，有利于提升公司的绩效。因此，基于以上分析，本文提出假设2。

　　假设2：董事会会议次数对研发投入与公司绩效之间的关系起正向调节作用。

　　董事会，作为联结股东和管理层的纽带，不仅扮演着股东代理人的角色，也作为委托人监督管理层经营企业业务。因此董事会与股东之间也存在着委托代理的关系，但是董事如果持有一定的股份，其进行各种决策时就能站在股东的角度思考问题，考虑股东的利益需求，从而促进各项决策的理性思考，提升公司的业绩。董事会成员持股比例越高，就越能与企业所有者保持一致的利益需求，提升公司的业绩。因此，基于以上分析，本文提出了假设3。

　　假设3：董事会成员持股比例对研发投入与公司绩效之间的关系起正向调节作用。

　　委托代理关系中，股东与管理者之间的利益冲突尤为显著。股东一般偏好于高风险高回报，而管理者认为研发投入不仅会增加当期成本费用，减少当期利润，还有可能由于其固有的高风险，出现研发失败，而影响后期利润，因此管理者可能会放弃一些需要长期投资的研发项目。由于股东与管理者的目标利益与风险偏好不同，对待研发投入的决策态度和结果可能就不同。如果研发投入较大，研发结果并不如预期，管理者可能会因为担心决策失误导致工作和薪酬等失去保障而隐瞒这些研发投入的信息，这就使得股东与管理者之间出现了信息不对称的问题。反之，如果研发投入的结果比预期好，但是管理者认为未能获得相应的薪酬或奖励，就可能隐瞒这些好的研发成果。因此，股东需要耗费一定的代理成本监督管理者，或者以股权激励的形式使管理者持有一定的股份，从而与股东保持一致的利益需求。解决企业所有者与员工之间利益冲突的方法之一就是让员工持股（Pugh等，2000）。管理层持股比例越高，就越能与企业所有者保持一致的利益需求，越能促进公司绩效的提升。基于以上分析，本文提出假设4。

　　假设4：管理层持股比例对研发投入与公司绩效之间的关系起正向调节作用。

　　研究方案设计

　　（一）研究变量的选取

　　1.自变量与因变量。宋洁（2011）以研发投入密度作为衡量企业进行研发投入的程度：研发投入密度（RD）=研发投入/主营业务收入。Chen、Huang（2006）则将研发投入密度定义为研发投入除以公司总资产的比值。研发投入密度采用总资产作为分母会更加合适，原因在于公司的总资产相对稳定，而主营业务收入则可能受市场影响波动很大（HaiyunRen等，2012）。本文认同HaiyunRen的观点，将研发密度界定为研发投入与公司平均总资产的比值，作为自变量（R&Dintensity，RDI）。

　　曹婷（2011）以44家医药、生物制品企业为研究对象，研究发现研发投入能给企业带来良好的成长性和盈利性，但这种影响具有一定的滞后性。朱艳华、许敏（2013）收集中小板上市公司2006-2010年的数据，研究发现研发投入对企业当期绩效具有显著的负向关系，且具有滞后效应，研发投入对滞后两期的公司绩效具有最显著的正向关系。本文认为，研发投入通常需要较长的期限才能有成果，而研发成果应用到公司经营并提升公司绩效具有一定的滞后性，而表达公司绩效的最优指标应该是股东权益报酬率ROE（Returnonequity，ROE），其值等于滞后一期的净利润与平均股东权益的比值。

　　2.调节变量。根据前文的理论分析，本文选取的调节变量包括独立董事人数占全体董事的比例（Independentboarddirectorratio，IBDR）、董事会会议频率（Boardmeetingfrequency，BMF）、董事会成员持股比例（Boardownership，BO）、管理层持股比例（Managementownership，MO）。其中IBDR等于各年度末公司独立董事的人数除以全体董事人数的比值，BMF为当年内公司董事会会议的次数，BO为期末董事会成员所持股份数量除以公司期末股份总数的比值，MO为期末高层管理人员所持股份数量除以公司期末股份总数的比值。

　　3.控制变量。宋洁（2011）将公司规模、总资产增长率、资本结构、资本支出率和总资产报酬率作为控制变量。高财务杠杆的公司绩效相比低财务杠杆公司的业绩，好的时候会更好，差的时候会更差，因此研究引入负债权益比作为控制变量（HaiyunRen等，2012）。为了减少模型验证的偏差，本文加入公司规模（FirmSize，FS）和财务杠杆（Leverage，Lev）作为控制变量，其中公司规模用营业收入规模的自然对数来表示，财务杠杆用资产负债率（负债除以资产的比值）来表示。

　　（二）样本选择及数据来源

　　本文以珠海上市公司作为研究对象，剔除上市不到两年的公司和境外上市的公司后，共有22家，其中深市主板上市公司5家，沪市主板上市公司4家，中小板上市公司8家，创业板上市公司5家。

　　本文的数据来源为巨潮资讯网（www.cninfo.com.cn），通过收集珠海市22家上市公司的年报数据，获得2009年样本观察数18个，2010年样本观察数20个，2011年样本观察数22个，2012年样本观察数22个，2013年样本观察数22个，2014年样本观察数22个，合计获得样本观察数量126个。

　　（三）研究思路与方法

　　本文参考Sharma等（1981）的研究，采用逐步回归分析和分组分析的方法，结合本文的研究目的，即识别公司治理对公司研发投入与公司绩效之间关系的调节作用，构建本文的分析思路如图1所示。

　　实证检验结果及分析

　　（一）研究变量的描述性统计分析

　　珠海市上市公司的样本观察量为126个，各研究变量的描述性统计分析数据如表1所示。

　　由表1可知，珠海上市公司的研发投入密度的最小值为0，最大值为4.519%，均值为0.758%，表明珠海市上市公司的研发投入力度偏小。股东权益报酬率的标准差为11.902%，而研发投入密度的标准差为1.134%，表明研发投入的差异远小于股东权益报酬率的差异，可以推测公司治理对研发投入与公司绩效存在较强的调节作用。采用主营业务收入的自然对数表示公司规模，公司规模的标准差为1.807%，差异不大，而资产负债率的最小值为4.65%，最大值为83.74%，标准差为27.433%，表明珠海上市公司的财务杠杆差异化较大，主要原因在于珠海上市公司分属不同行业，如格力集团、华发股份等涉及地产的公司资产负债率较大，而高新技术类企业的资产负债率较小。

　　由表2可知，调节变量独立董事占董事总人数的比例、董事会会议频率、董事会成员持股比例及管理层持股比例与自变量研发投入和因变量股东权益报酬率的相关性不显著，因此有必要进一步进行回归分析和分组分析。

　　（二）回归分析与分组分析

　　各调节变量的逻辑回归分析结果如表3至表10所示。其中表3、表5、表7、表9分别显示各调节变量的逐步回归结果，表4显示以独立董事占董事总人数的比例的均值为界进行分组分析的结果，表6显示以董事会会议频率的均值为界进行分组分析的结果，表8显示以董事会成员是否持股为标准进行分组分析的结果，表10显示以管理层是否持股为标准进行分组分析的结果。

　　由表3和表4可知，独立董事占董事总人数的比例与自变量研发投入之间的交互作用不显著，且独立董事占董事总人数的比例与自变量研发投入和因变量股东权益报酬率之间的相关性也不显著，结合分组分析的结果，R2差异不显著，因此，独立董事占董事总人数的比例IBDR不是研发投入与公司绩效关系的调节变量。这与本文的假设1相符。

　　由表5和表6可知，董事会会议频率与自变量研发投入之间的交互作用不显著，且董事会会议频率与自变量研发投入和因变量股东权益报酬率之间的相关性也不显著，结合分组分析的结果，R2差异显著，因此，董事会会议频率BMF是研发投入与公司绩效关系的同质调节变量，且呈负向调节作用，这与本文的假设2刚好相反。

　　由表7和表8可知，董事会成员持股比例与自变量研发投入之间的交互作用不显著，且董事会成员持股比例与自变量研发投入和因变量股东权益报酬率之间的相关性也不显著，结合分组分析的结果，R2差异显著，因此，董事会成员持股比例BO是研发投入与公司绩效关系的同质调节变量，且呈正向调节作用，这与本文的假设3相符。

　　由表9和表10可知，管理层持股比例与自变量研发投入之间的交互作用不显著，且管理层持股比例与自变量研发投入和因变量股东权益报酬率之间的相关性也不显著，结合分组分析的结果，R2差异显著，因此，管理层持股比例MO是研发投入与公司绩效关系的同质调节变量，且呈正向调节作用，这与本文的假设4相符。

　　研究结论、局限性与展望

　　（一）研究结论

　　结论1：珠海市上市公司独立董事占董事总人数的比例对研发投入与公司绩效之间的关系不具有显著的调节作用，不是其调节变量，这与国内独立董事履职现状有关，目前国内有部分公司设立的独立董事席位只是虚有其名，独立董事未能尽责履职。珠海虽属经济特区，但是上市公司数量较少，竞争环境不激烈，公司未能对独立董事的设立引起足够重视，因此体现出独立董事对研发投入和公司绩效产生的影响并不显著。

　　结论2：董事会会议频率对研发投入与公司绩效之间的关系呈负向调节作用，这与本文的假设刚好相反，验证了Vafeas（1999）和Chen、Liu（2006）的检验结论。说明珠海上市公司的董事会对公司技术创新的研发战略问题仍缺乏事前预防的机制，发现研发问题后才会组织董事会会议，而不是采取战略性的预防措施。

　　结论3：董事会成员持股对研发投入与公司绩效之间的关系呈正向调节作用，与研究假设相符。

　　结论4：管理层持股对研发投入与公司绩效之间的关系呈正向调节作用，与研究假设相符。

　　（二）研究局限性及展望

　　本文虽然得到了公司治理对研发投入与公司绩效关系具有一定调节作用的证据，但还存在一些不足，需要在今后的研究中不断完善。主要不足之处在于：一是珠海上市公司样本数量较小，因此不可将结论推断至国内上市公司总体的情况，研究结论仅适合于珠海上市公司；二是珠海上市公司包括传统制造业、高新技术类、房地产行业等多个行业，鉴于珠海市上市公司数量较少，本研究未能进行行业区分，今后若研究国内上市公司的总体情况，应考虑加入行业因素作为控制变量之一。

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