高管持股變動(dòng)、技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值
——基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的比較

戚擁軍，王龍君

(三峽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 宜昌 443002)

0 引言

技術(shù)創(chuàng)新過程前期投入成本高，短期內(nèi)很難看到明顯回報(bào)，再加上有些創(chuàng)新成果極易被競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手模仿，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入動(dòng)力不足。中共十九屆五中全會(huì)審議通過的《中共中央關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二O三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》，明確提出提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力目標(biāo)，要求強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新主體地位，促進(jìn)各類創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚。作為擁有大量?jī)?yōu)勢(shì)資源的上市公司，必將成為推動(dòng)國(guó)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的核心力量，其創(chuàng)新活動(dòng)不僅是維持公司自身競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的關(guān)鍵，而且是我國(guó)實(shí)現(xiàn)科技強(qiáng)國(guó)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展不可或缺的一部分。技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出能否在公司價(jià)值中得以體現(xiàn)，是本文關(guān)注的主要內(nèi)容。此外，考慮到技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出收益具有極大的不確定性，外部投資者僅憑公司財(cái)務(wù)和專利數(shù)據(jù)很難準(zhǔn)確評(píng)估其潛在價(jià)值。熟悉內(nèi)部經(jīng)營(yíng)情況的高管對(duì)公司技術(shù)創(chuàng)新價(jià)值評(píng)估具有天然優(yōu)勢(shì)，持股變動(dòng)信息必然會(huì)影響外部投資者對(duì)公司創(chuàng)新活動(dòng)的潛在價(jià)值評(píng)判，在技術(shù)創(chuàng)新對(duì)公司價(jià)值的影響過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。最后，考慮到國(guó)有上市公司由政府行政部門控制，公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)不僅具有經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，而且兼具政治任務(wù)和社會(huì)公益目標(biāo)。與非國(guó)有上市公司相比，國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值的影響以及高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)作用存在差別。為此，本文基于2012—2019年A股上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)上述問題進(jìn)行研究。

本文貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下方面：一是研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)公司價(jià)值的影響存在嚴(yán)重內(nèi)生性問題，引入政府補(bǔ)貼變量可以極大地緩解該問題導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。二是研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值具有正向影響，并且高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，表明A股市場(chǎng)雖然對(duì)技術(shù)創(chuàng)新潛在價(jià)值作出了反應(yīng)，但由于未來收益的不確定性，資本市場(chǎng)的反應(yīng)必然存在較大偏差。高管持股變動(dòng)通過委托代理效應(yīng)和信號(hào)傳遞效應(yīng)可以讓外界準(zhǔn)確評(píng)估公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的未來價(jià)值。三是研究表明，國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)公司價(jià)值的影響和高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)作用顯著低于非國(guó)有上市公司。其原因在于，非國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)大多圍繞公司產(chǎn)品和服務(wù)展開，其對(duì)公司業(yè)績(jī)和價(jià)值的提升作用更直接；國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)往往兼顧政治任務(wù)和社會(huì)公益任務(wù)，其對(duì)價(jià)值的提升作用遠(yuǎn)不如非國(guó)有上市公司，加上國(guó)有上市公司高管持股比例普遍較低且變化不大，委托代理問題比較嚴(yán)重，信號(hào)傳遞作用有時(shí)會(huì)受阻，進(jìn)而影響其調(diào)節(jié)作用發(fā)揮。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值

自1912年熊彼特開創(chuàng)性地提出創(chuàng)新理論以來，技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)越來越受到世界各國(guó)的重視。關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新能否提高公司價(jià)值，學(xué)術(shù)界并沒有得出統(tǒng)一結(jié)論，但大多數(shù)研究表明，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)公司價(jià)值具有正向影響。Griliches[1]以研發(fā)支出和專利數(shù)量衡量技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，以托賓Q值衡量公司價(jià)值，結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)能夠提高公司價(jià)值；Hall[2]、Johnson& Pazderka[3]的研究也證實(shí)了上述結(jié)論；Chan等[4]、Monte & Papagni[5]研究發(fā)現(xiàn)，以研發(fā)強(qiáng)度代表的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)與公司價(jià)值和成長(zhǎng)性顯著正相關(guān)；Lev &Sougiannis[6]、Hana & Manry[7]研究發(fā)現(xiàn)，相比于研發(fā)支出費(fèi)用化，研發(fā)支出資本化對(duì)公司價(jià)值的提升作用更顯著；另有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入增長(zhǎng)與公司價(jià)值顯著正相關(guān)[8-10]。

此外，有學(xué)者從公司或行業(yè)特征研究技術(shù)創(chuàng)新對(duì)公司價(jià)值的影響。Chan等[11]研究發(fā)現(xiàn)，只有高科技公司增加研發(fā)支出公告才能提升公司價(jià)值，非高科技公司增加研發(fā)支出公告反而會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響；Xu等[12]利用美國(guó)生物行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出信息對(duì)公司價(jià)值具有正向影響；Ehie&Olibe[13]利用美國(guó)制造和服務(wù)行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出對(duì)上述兩個(gè)行業(yè)的公司價(jià)值具有積極影響。

國(guó)內(nèi)學(xué)者基于A股上市公司數(shù)據(jù)研究技術(shù)創(chuàng)新或研發(fā)投入與公司價(jià)值間的關(guān)系[14-17]。潘晶晶和趙武陽[18]、張倩倩等[19]研究研發(fā)支出資本化對(duì)公司價(jià)值的影響。還有學(xué)者從管理者特質(zhì)[20]、內(nèi)部控制[21]、社會(huì)責(zé)任(黃珺、賀國(guó)亮，2017)、產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)[22]、現(xiàn)金流不確定性[23]、管理層激勵(lì)[24]、全產(chǎn)業(yè)鏈[25]等角度，研究技術(shù)創(chuàng)新或研發(fā)投入與公司價(jià)值間的關(guān)系。結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新或研發(fā)投入對(duì)公司價(jià)值具有提升作用。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1：技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出均能提升公司價(jià)值。

1.2 高管持股變動(dòng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值的調(diào)節(jié)作用

雖然技術(shù)創(chuàng)新是提升公司競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和創(chuàng)造長(zhǎng)期利潤(rùn)的源泉，但由于投資周期長(zhǎng)、不確定性高、見效慢等原因，需要面對(duì)短期績(jī)效考核壓力和追求自身利益最大化的公司高管不愿意對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行投資[26]。高管持股變動(dòng)會(huì)改變其對(duì)技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目的決策和管理行為，通過委托代理效應(yīng)調(diào)節(jié)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)公司價(jià)值的影響。Jensen&Meckling[27]認(rèn)為，所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)分離導(dǎo)致公司管理者因追求自身利益最大化而損害股東利益，進(jìn)而產(chǎn)生代理成本。高管持股比例提升可以緩解這一代理問題，使高管與外部股東利益趨向一致，避免短視行為。如果高管愿意承擔(dān)技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，在創(chuàng)新項(xiàng)目篩選時(shí)就會(huì)選擇凈現(xiàn)值較大且有利于公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的項(xiàng)目，而不是凈現(xiàn)值和風(fēng)險(xiǎn)低、短期見效快的項(xiàng)目。此外，高管愿意投入更多時(shí)間和精力支持公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，進(jìn)而提升創(chuàng)新活動(dòng)管理效率[28]。高管人員持股比例提升能夠促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目選擇優(yōu)化和管理效率提升，使相同的創(chuàng)新投入獲取更多經(jīng)濟(jì)效益，從而提升公司價(jià)值。反之，高管持股比例下降會(huì)增加公司代理成本，導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目選擇短期化和技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)管理效率低下。

高管持股變動(dòng)可以通過信號(hào)傳遞效應(yīng)調(diào)節(jié)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)公司價(jià)值的影響。由于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)未來收益具有較大的不確定性，難以準(zhǔn)確估值。如果技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)收益前景非常樂觀，具有信息優(yōu)勢(shì)的公司高管就愿意提升其持股比例，進(jìn)而給外界傳遞積極信號(hào)，從而提升公司價(jià)值[29]。反之，如果技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)收益前景不容樂觀，公司高管就會(huì)不斷降低其持股比例以規(guī)避技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目估值過高的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而給資本市場(chǎng)傳遞負(fù)面信號(hào)，導(dǎo)致公司價(jià)值下降。基于高管持股變動(dòng)的委托代理效應(yīng)和信號(hào)傳遞效應(yīng)，本文提出以下假設(shè)：

H2：高管持股變動(dòng)在技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值關(guān)系間發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

1.3 高管持股變動(dòng)、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價(jià)值影響的差異分析

公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，其技術(shù)創(chuàng)新目標(biāo)、行為和效率也會(huì)有所差別，進(jìn)而影響公司發(fā)展前景和市場(chǎng)價(jià)值。研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新投入顯著低于民營(yíng)上市公司[30-32]，其創(chuàng)新績(jī)效也顯著低于民營(yíng)上市公司[33]。原因主要在于：一是國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目審核機(jī)制過于復(fù)雜，延誤最佳投資時(shí)機(jī)[34]；二是國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的剩余索取權(quán)與控制權(quán)不匹配，產(chǎn)生較高的代理成本[35]；三是國(guó)有上市公司非生產(chǎn)性尋租活動(dòng)產(chǎn)生的收益會(huì)降低公司創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力[36]；四是國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)在追求盈利目標(biāo)的同時(shí)，會(huì)兼顧政治目標(biāo)和社會(huì)公益任務(wù)。上述原因?qū)е聡?guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)公司價(jià)值的提升作用大打折扣。由此，本文提出以下假設(shè)：

H3a：國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)公司價(jià)值的提升作用低于非國(guó)有上市公司。

公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，高管持股變動(dòng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值的調(diào)節(jié)作用也會(huì)有所差別。政府部門直接負(fù)責(zé)國(guó)有上市公司高管的任命和晉升，高管持股比例一般較低，零持股現(xiàn)象非常普遍，薪酬待遇、股權(quán)分紅和股權(quán)增值對(duì)高管激勵(lì)作用有限，更大的激勵(lì)來自當(dāng)前在職消費(fèi)和未來政治前途。由于技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目選擇或多或少地受政府部門的影響，即使公司高管持股比例提升，考慮到自身政治前途，在選擇技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目時(shí)也會(huì)偏離凈現(xiàn)值和公司價(jià)值最大化目標(biāo)。與非國(guó)有上市公司相比，其持股變動(dòng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值的調(diào)節(jié)作用有所減弱。由此，本文進(jìn)一步提出以下假設(shè)：

H3b：國(guó)有上市公司高管持股變動(dòng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值的正向調(diào)節(jié)作用低于非國(guó)有上市公司。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取

本文選取2012—2019年A股上市公司作為研究對(duì)象，剔除ST類、退市整理類和金融行業(yè)上市公司以及凈資產(chǎn)為負(fù)的年度觀測(cè)值。最終，符合條件的公司有3 415家，年度觀測(cè)值有23 533組，為非平衡面板數(shù)據(jù)。其中，國(guó)有上市公司有5 506組觀測(cè)值，非國(guó)有上市公司有18 027組觀測(cè)值。反映技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)來自中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)(CNRDS)，高管持股變動(dòng)數(shù)據(jù)來自滬深交易所披露的董監(jiān)高及相關(guān)人員股份變動(dòng)信息，其它數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，對(duì)連續(xù)變量按上下1%進(jìn)行縮尾處理，以緩解異常值導(dǎo)致的偏誤。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量：公司價(jià)值(TQ)。本文以按年末數(shù)據(jù)計(jì)算的托賓Q值作為公司價(jià)值衡量指標(biāo)。該指標(biāo)具有一定的前瞻性，可以反映投資者對(duì)公司未來成長(zhǎng)的合理預(yù)期。在計(jì)算該指標(biāo)時(shí)，本文根據(jù)國(guó)內(nèi)資本市場(chǎng)的特殊情況，借鑒夏立軍和方秩強(qiáng)[37]、劉追等[38]的研究成果，對(duì)流通股和非流通股的價(jià)值分別進(jìn)行計(jì)算。具體計(jì)算公式為：(流通股市值+非流通股賬面凈值+負(fù)債賬面價(jià)值)/總資產(chǎn)賬面價(jià)值。

(2)解釋變量：公司技術(shù)創(chuàng)新投入(TII)和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(TIO)。借鑒崔也光等[39]、陳旭和哈今華[40]的研究成果，采用公司當(dāng)年研發(fā)支出占營(yíng)業(yè)收入的比例衡量技術(shù)創(chuàng)新投入(TII)。參考Dosi等[41]、黎文靖和鄭曼妮[42]、唐松等[43]的研究成果，采用專利申請(qǐng)數(shù)量衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(TIO)。專利授權(quán)具有不確定性，特別是發(fā)明專利等待時(shí)間漫長(zhǎng)，很可能在申請(qǐng)前就已在公司發(fā)揮作用?？紤]到該指標(biāo)在公司間的差距較大，且部分公司數(shù)據(jù)為0，為緩解異方差問題，本文在公司當(dāng)年專利申請(qǐng)數(shù)量的基礎(chǔ)上加1，再取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行計(jì)算。此外，為了比較不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值的影響差異，以及其對(duì)高管持股變動(dòng)調(diào)節(jié)效應(yīng)的差異在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性，本文引入反映公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的虛擬變量(Sta)作為Chow檢驗(yàn)的關(guān)鍵解釋變量。如果上市公司為國(guó)有企業(yè)，該變量取值為1，否則取值為0。

(3)調(diào)節(jié)變量：高管持股變動(dòng)(MOC)。該指標(biāo)采用當(dāng)年公司高管歷次持股變動(dòng)比例的合計(jì)數(shù)進(jìn)行衡量。股份送轉(zhuǎn)和配股雖然能夠增加股東持股數(shù)量，但不影響其持股比例，因而該變量剔除了因股份送轉(zhuǎn)和配股導(dǎo)致的持股變動(dòng)情況。其中，具體某次公司高管持股變動(dòng)情況=除送轉(zhuǎn)和配股外公司高管本次持股變動(dòng)數(shù)量/本次變動(dòng)前公司的總股本。

(4)工具變量。考慮到模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文引入政府補(bǔ)貼占比(GSR)、政府補(bǔ)貼規(guī)模(LnGS)分別作為公司技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的工具變量。其中，政府補(bǔ)貼占比=公司當(dāng)年政府補(bǔ)貼收入/營(yíng)業(yè)收入；政府補(bǔ)貼規(guī)模=ln(公司當(dāng)年政府補(bǔ)貼收入+1)。

(5)控制變量。除上述變量外，本文引入盈利能力(ROE)、現(xiàn)金流狀況(NCF)、公司規(guī)模(LnA)、杠桿程度(Lev)、成長(zhǎng)性(Grow)以及行業(yè)和年度虛擬變量作為控制變量，相關(guān)定義見表1。

表1 變量定義Tab.1 Variable definitions

2.3 模型構(gòu)建

(1)技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)公司價(jià)值的影響如式(1)所示。

TQi,t=α0+α1TIIi,t+α2MOCi,t+α3TIIi,t*MOCi,t+α4ROEi,t+α5NCFi,t+α6LnAi,t+α7Levi,t+α8Growi,t+α9Ind+α10Year+ε

(1)

模型(1)用于驗(yàn)證技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)公司價(jià)值的影響，以及高管持股變動(dòng)對(duì)該影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w過程分3步進(jìn)行：①引入技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TII)和控制變量；②增加高管持股變動(dòng)變量(MOC)；③增加上述兩個(gè)變量的交乘項(xiàng)(TII*MOC)。在上述回歸過程中，每次均引入政府補(bǔ)貼占比變量(GSR)作為技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TII)的工具變量，以緩解該模型內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。

(2)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值的影響如式(2)所示。

TQi,t=β0+β1TIOi,t+β2MOCi,t+β3TIOi,t*MOCi,t+β4ROEi,t+β5NCFi,t+β6LnAi,t+β7Levi,t+β8Growi,t+β9Ind+β10Year+ε

(2)

模型(2)用于驗(yàn)證技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值的影響，以及高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸過程仍分3步進(jìn)行，每次回歸均引入政府補(bǔ)貼規(guī)模變量(LnGS)作為技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TIO)的工具變量。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。從表2可以看出，反映國(guó)有樣本公司價(jià)值的托賓Q均值為1.848，非國(guó)有樣本公司價(jià)值的托賓Q均值為2.905，表明A股市場(chǎng)對(duì)國(guó)有上市公司的平均估值遠(yuǎn)低于非國(guó)有上市公司。國(guó)有樣本的托賓Q最大值為27.087，為2016年北汽藍(lán)谷重組S前鋒(600733)之前的估值；非國(guó)有樣本的托賓Q最大值為729.629，為2015年歡瑞世紀(jì)重組星美聯(lián)合(000892)之前的估值。反映國(guó)有樣本技術(shù)創(chuàng)新投入的均值和最大值分別為0.019、0.326，其研發(fā)支出占營(yíng)業(yè)收入比例的均值和最大值分別為1.9%、32.6%；反映非國(guó)有樣本技術(shù)創(chuàng)新投入的均值和最大值分別為0.045、1.694，其研發(fā)支出占營(yíng)業(yè)收入比例的均值和最大值分別為4.5%和169.4%，二者均高于國(guó)有樣本對(duì)應(yīng)數(shù)值。其中，非國(guó)有樣本的技術(shù)創(chuàng)新投入最大值為2014年彩虹股份(600707)相關(guān)數(shù)據(jù)，該公司當(dāng)年研發(fā)支出為其營(yíng)業(yè)收入的1.7倍。以專利申請(qǐng)量對(duì)數(shù)反映的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出在國(guó)有和非國(guó)有樣本中的差別不大，其中，國(guó)有樣本的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出最大值9.524，其原始數(shù)據(jù)是13 683，該數(shù)據(jù)為2018年格力電器(000651)專利申請(qǐng)量。2019年，格力電器控股股東格力集團(tuán)將15%的股權(quán)轉(zhuǎn)讓給珠海明駿投資合伙企業(yè)后，該公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變?yōu)榉菄?guó)有上市公司。非國(guó)有樣本的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出最大值9.737，將其還原為原始數(shù)據(jù)是16 934，該數(shù)據(jù)為2017年美的集團(tuán)(000333)專利申請(qǐng)量。國(guó)有樣本的高管持股變動(dòng)最小值為-0.12，為2015年川能動(dòng)力(000155)相關(guān)數(shù)據(jù)，其高管人員當(dāng)年累計(jì)減持了公司12%的股份；國(guó)有樣本的高管持股變動(dòng)最大值為0.208，為2015年京投發(fā)展(600683)相關(guān)數(shù)據(jù)，當(dāng)年公司董事程少良累計(jì)增持了公司20.8%的股份。非國(guó)有樣本的高管持股變動(dòng)最小值為-0.676，為2015年萬邦達(dá)(300055)相關(guān)數(shù)據(jù)，其高管人員當(dāng)年累計(jì)減持了公司67.6%的股份；國(guó)有樣本的高管持股變動(dòng)最大值為0.301，為2015年浙文互聯(lián)(600986)相關(guān)數(shù)據(jù)，當(dāng)年公司董事褚明理等3名高管參與公司非公開發(fā)行后其持股數(shù)較期初增加了30.1%。除上述重要變量外，其余變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2，此處不再贅述。

3.2 技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)公司價(jià)值的影響分析

采用式(1)的回歸模型分析技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)公司價(jià)值的影響，回歸結(jié)果見表3。為了減少解釋變量?jī)?nèi)生性導(dǎo)致的偏誤，每次回歸均以政府補(bǔ)貼占比變量(GSR)作為技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TII)的工具變量。引入工具變量后，國(guó)有樣本DWH檢驗(yàn)的卡方值和F值均大于39，非國(guó)有樣本DWH檢驗(yàn)的卡方值和F值均大于26，與之對(duì)應(yīng)的P值均接近0，拒絕技術(shù)創(chuàng)新投入變量的外生性假設(shè)。國(guó)有和非國(guó)有樣本弱工具變量檢驗(yàn)的F值分別為462.11、1 300.65，與之對(duì)應(yīng)的P值同樣接近0，拒絕政府補(bǔ)貼占比為弱工具變量的假設(shè)。因篇幅受限，此處省略第一階段回歸結(jié)果。

為了檢驗(yàn)高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，回歸過程分3步進(jìn)行：①引入技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TII)和控制變量；②增加高管持股變動(dòng)變量(MOC)；③增加上述兩個(gè)變量的交乘項(xiàng)(TII*MOC)。各步驟回歸結(jié)果見表3。表3最后一行的R2數(shù)據(jù)表明，無論是國(guó)有樣本還是非國(guó)有樣本，依次增加調(diào)節(jié)變量和交乘項(xiàng)后，其數(shù)值較上一步均有所增加，證明高管持股變動(dòng)的確在技術(shù)創(chuàng)新投入與公司價(jià)值關(guān)系間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Tab.2 Descriptive statistical results

表3 技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)公司價(jià)值的影響分析結(jié)果Tab.3 Analytical results of the impact of technological innovation input on company value

從表3可以看出，技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TII)在國(guó)有和非國(guó)有樣本中的系數(shù)均顯著為正，表明研發(fā)支出占營(yíng)業(yè)收入的比重越大，公司的托賓Q值就越大，從技術(shù)創(chuàng)新投入角度驗(yàn)證了H1。高管持股變動(dòng)變量(MOC)及其與技術(shù)創(chuàng)新投入變量的交乘項(xiàng)(TII*MOC)在國(guó)有和非國(guó)有樣本回歸中的系數(shù)同樣顯著為正，表明高管持股比例提升幅度越大，公司價(jià)值就越高，并且其正向調(diào)節(jié)技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)公司價(jià)值的影響，從技術(shù)創(chuàng)新投入角度證實(shí)了H2。將技術(shù)創(chuàng)新投入和高管持股變動(dòng)變量及其交乘項(xiàng)在國(guó)有樣本、非國(guó)有樣本回歸中的對(duì)應(yīng)系數(shù)進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)國(guó)有樣本回歸結(jié)果均小于非國(guó)有樣本，表明國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)公司價(jià)值的提升作用低于非國(guó)有上市公司，而且高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)作用也低于非國(guó)有上市公司。直觀上看，上述結(jié)果與H3a和H3b完全一致，但在統(tǒng)計(jì)上的顯著性有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

從控制變量方面看，兩類樣本回歸結(jié)果并非完全一致。其中，盈利能力(ROE)對(duì)兩類樣本公司價(jià)值的影響均顯著為正，但其在國(guó)有樣本中的系數(shù)和顯著性水平均低于非國(guó)有樣本；公司規(guī)模(LnA)和杠桿程度(Lev)對(duì)兩類樣本公司價(jià)值的影響均顯著為負(fù)，但系數(shù)大小和顯著性水平在兩類樣本中存在較大差異；成長(zhǎng)性(Grow)對(duì)兩類樣本公司的價(jià)值均具有正向影響，但上述影響在非國(guó)有樣本中并不顯著。此外，現(xiàn)金流狀況(NCF)對(duì)非國(guó)有樣本公司價(jià)值的影響顯著為正，與現(xiàn)有結(jié)論基本一致，但其對(duì)國(guó)有樣本的影響顯著為負(fù)，與現(xiàn)有結(jié)論明顯不符，其原因有待探究。

3.3 技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值的影響分析

采用式(2)回歸模型分析技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值的影響，回歸結(jié)果見表4，高管持股變動(dòng)調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)過程仍然分為3步，各步驟回歸結(jié)果見表4。將與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量(TIO)對(duì)應(yīng)的工具變量替換為政府補(bǔ)貼規(guī)模(LnGS)。引入工具變量后， DWH檢驗(yàn)的卡方值和F值均拒絕技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量的外生性假設(shè)，弱工具變量檢驗(yàn)的F值也拒絕政府補(bǔ)貼規(guī)模為弱工具變量的假設(shè)。因篇幅受限，第一階段回歸結(jié)果和各項(xiàng)檢驗(yàn)具體數(shù)值備索。

從表4可以看出，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量(TIO)在國(guó)有和非國(guó)有樣本中的系數(shù)均顯著為正，表明公司當(dāng)年專利申請(qǐng)數(shù)量越多，公司的托賓Q值就越大，從技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出角度驗(yàn)證了H1。高管持股變動(dòng)變量(MOC)及其與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量的交乘項(xiàng)(TIO*MOC)在國(guó)有和非國(guó)有樣本中的回歸系數(shù)同樣顯著為正，表明高管持股比例提升幅度越大，公司價(jià)值就越大，并且其在技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與公司價(jià)值間具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，從技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出角度證實(shí)了H2。將技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和高管持股變動(dòng)變量及其交乘項(xiàng)在國(guó)有樣本、非國(guó)有樣本回歸中的對(duì)應(yīng)系數(shù)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，國(guó)有樣本回歸結(jié)果均小于非國(guó)有樣本，表明國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值的提升作用低于非國(guó)有上市公司，而且高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)作用也低于非國(guó)有上市公司。上述結(jié)果與H3a和H3b完全一致，下文將進(jìn)一步檢驗(yàn)其顯著性水平。除上述變量外，各控制變量系數(shù)及顯著性與表3對(duì)應(yīng)結(jié)果大同小異，故不再贅述。

表4 技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值的影響分析結(jié)果Tab.4 Analytical results of the impact of technological innovation output on company value

3.4 技術(shù)創(chuàng)新對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價(jià)值影響差異的顯著性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價(jià)值的影響差異，以及高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)差異在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性，借鑒連玉君和廖俊平[44]的研究方法：一是對(duì)國(guó)有和非國(guó)有樣本回歸結(jié)果進(jìn)行SUR(seemingly unrelated regression)檢驗(yàn)，結(jié)果見表5；二是引入反映公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的虛擬變量(Sta)，將該變量與技術(shù)創(chuàng)新變量、高管持股變動(dòng)變量及其交乘項(xiàng)分別設(shè)定為交乘項(xiàng)，然后分析上述差異及顯著性水平(又稱Chow檢驗(yàn))，結(jié)果見表6。

從表5的SUR檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，技術(shù)創(chuàng)新投入(TII)、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(TIO)以及高管持股變動(dòng)(MOC)變量在國(guó)有和非國(guó)有樣本中的系數(shù)差異均在1%的水平上顯著，技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出與高管持股變動(dòng)的交乘項(xiàng)(TII*MOC和TIO*MOC)在兩類樣本中的系數(shù)差異均在5%的水平上顯著。上述結(jié)果再次驗(yàn)證技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價(jià)值的影響差異，以及高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)差異，也進(jìn)一步驗(yàn)證了上述差異在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性，H3a和H3b從統(tǒng)計(jì)意義上得到證實(shí)。此外，控制變量系數(shù)在兩類樣本中存在顯著差異，除杠桿程度(Lev)系數(shù)差異僅在10%的水平上顯著外，其它控制變量系數(shù)差異均在1%的水平上顯著。

表5 相關(guān)變量(國(guó)有減非國(guó)有)的SUR檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 SUR test results of relevant variables (state-owned minus non-state-owned)

表6 技術(shù)創(chuàng)新對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價(jià)值的影響差異分析結(jié)果Tab.6 Analytical results of the impact differences of technological innovations on company value with different property rights

從表6可以看出，反映公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的虛擬變量(Sta)及其與技術(shù)創(chuàng)新變量和調(diào)節(jié)變量的交乘項(xiàng)(Sta*TII、Sta*TIO和Sta*MOC)，以及該變量與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)交乘項(xiàng)的交乘項(xiàng)(Sta*TII*MOC和Sta*TIO*MOC)均顯著為負(fù)。上述結(jié)果再次驗(yàn)證了技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價(jià)值的影響差異，以及高管持股變動(dòng)對(duì)該影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)差異在統(tǒng)計(jì)上的顯著性，H3a和H3b進(jìn)一步得證。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量(Sta)的系數(shù)符號(hào)與表3～5中兩類樣本截距項(xiàng)差值符號(hào)完全一致，但數(shù)值明顯偏低，其原因有待進(jìn)一步研究。除該變量外，其它帶有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交乘項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)和數(shù)值大小與表3～5中的兩類樣本基本一致。在剔除國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響后，技術(shù)創(chuàng)新投入(TII)、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(TIO)和高管持股變動(dòng)(MOC)變量及其交乘項(xiàng)(TII*MOC和TIO*MOC)的系數(shù)值可以反映上述變量對(duì)非國(guó)有樣本公司價(jià)值的影響程度，其數(shù)值大小和顯著性水平與表3、表4對(duì)應(yīng)結(jié)果大致相同。另外，各控制變量系數(shù)能夠反映其對(duì)所有樣本公司價(jià)值的平均影響，與表3、表4中的對(duì)應(yīng)結(jié)果不再具有可比性，為節(jié)省篇幅，具體數(shù)值和分析過程從略。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)以上結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將衡量公司價(jià)值的非流通股改為按年末收盤價(jià)進(jìn)行計(jì)算，其原因在于，相對(duì)于賬面價(jià)值，上市公司股價(jià)均存在折價(jià)和溢價(jià)情況，將折價(jià)公司的非流通股按賬面凈值計(jì)算必然會(huì)高估公司價(jià)值，將溢價(jià)公司的非流通股按賬面凈值計(jì)算又會(huì)低估公司價(jià)值，而將其改為年末收盤價(jià)則可以緩解這一問題，故將由此計(jì)算得到的公司價(jià)值變量命名為TQ2。此外，本文將衡量技術(shù)創(chuàng)新投入變量的計(jì)算公式改為公司當(dāng)年研發(fā)支出占其總資產(chǎn)的比重，命名為TII2；將衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的變量替換為更能反映公司技術(shù)創(chuàng)新性的發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量，然后進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，命名為TIO2。經(jīng)過上述處理后，在保持原模型和工具變量不變的情況下進(jìn)行回歸。為節(jié)省篇幅，此處省略第一階段回歸結(jié)果，第二階段回歸結(jié)果見表7和表8。

表7 技術(shù)創(chuàng)新投入與公司價(jià)值穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.7 Robust test results of the impact of technological innovation input on company value

表8 技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與公司價(jià)值穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.8 Robust test results of the impact of technological innovation output on company value

在表7中，技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TII2)及其與高管持股變動(dòng)的交乘項(xiàng)(TII2*MOC)對(duì)公司價(jià)值變量(TQ2)的影響程度及顯著性水平與表3中的對(duì)應(yīng)數(shù)值大致相同，說明前文相關(guān)結(jié)論是可靠的。在表8中，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量(TIO2)及其與高管持股變動(dòng)的交乘項(xiàng)(TIO2*MOC)系數(shù)和對(duì)應(yīng)的Z值明顯增大，但系數(shù)符號(hào)和顯著性與表4中的對(duì)應(yīng)結(jié)果完整一致，說明上述變化并沒有影響前文相關(guān)結(jié)論的可靠性。除上述變量外，其余變量的系數(shù)和對(duì)應(yīng)的Z值沒有發(fā)生明顯變化。此外，本文對(duì)表7、表8中的技術(shù)創(chuàng)新變量和高管持股變動(dòng)變量及其交乘項(xiàng)在國(guó)有、非國(guó)有樣本中的系數(shù)差異進(jìn)行SUR檢驗(yàn)、Chow檢驗(yàn)，其符號(hào)和顯著性與表5、表6完全一致，說明前文相關(guān)結(jié)論是可靠的，為節(jié)省篇幅，具體數(shù)值和分析過程省略。

在完成上述檢驗(yàn)后，本文進(jìn)行以下測(cè)試：將公司價(jià)值變量替換為市凈率(PBR)，將技術(shù)創(chuàng)新投入變量替換為研發(fā)支出的對(duì)數(shù)，將技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量替換為發(fā)明專利和實(shí)用新型專利之和的對(duì)數(shù)，再次回歸后，各變量及其交乘項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)和顯著性完全一致。最后，本文將前文所有解釋變量均滯后一期進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示，結(jié)論具有穩(wěn)健性。

5 結(jié)語

5.1 結(jié)論

本文以2012—2019年A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)高管持股變動(dòng)、技術(shù)創(chuàng)新與公司價(jià)值的關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出對(duì)公司價(jià)值具有正向影響，并且高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響具有顯著正向調(diào)節(jié)作用。這表明A股市場(chǎng)雖然對(duì)技術(shù)創(chuàng)新潛在價(jià)值作出了反應(yīng)，但由于未來收益的不確定性，資本市場(chǎng)的反應(yīng)必然存在較大偏差。高管持股變動(dòng)通過委托代理效應(yīng)和信號(hào)傳遞效應(yīng)，可以促使外界準(zhǔn)確評(píng)估公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的未來價(jià)值。此外，本文發(fā)現(xiàn)，國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)公司價(jià)值的影響和高管持股變動(dòng)對(duì)上述影響的調(diào)節(jié)作用顯著低于非國(guó)有上市公司。其原因在于非國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)大多圍繞公司產(chǎn)品和服務(wù)展開，其對(duì)公司業(yè)績(jī)和價(jià)值的提升作用更加直接；國(guó)有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)往往兼顧政治任務(wù)和社會(huì)公益任務(wù)，其對(duì)價(jià)值的提升作用遠(yuǎn)不如非國(guó)有上市公司。再加上國(guó)有上市公司高管持股比例普遍較低且變化不大，委托代理問題比較嚴(yán)重，信號(hào)傳遞作用有時(shí)會(huì)受阻，進(jìn)而影響其調(diào)節(jié)作用的發(fā)揮。

5.2 建議

(1)政府部門利用經(jīng)濟(jì)手段促進(jìn)企業(yè)成為技術(shù)創(chuàng)新主體，上市公司應(yīng)通過經(jīng)濟(jì)手段成為推動(dòng)國(guó)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品升級(jí)的核心力量?？紤]到技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，政府部門應(yīng)對(duì)上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)給予一定的補(bǔ)貼。特別是國(guó)有上市公司承擔(dān)著政治任務(wù)和社會(huì)責(zé)任，應(yīng)對(duì)其技術(shù)創(chuàng)新投入給予適當(dāng)?shù)难a(bǔ)貼，并根據(jù)其產(chǎn)出的社會(huì)效益給予適當(dāng)?shù)莫?jiǎng)勵(lì)。

(2)適當(dāng)拉長(zhǎng)公司高管考核期限，并將其與股價(jià)掛鉤。技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)轉(zhuǎn)換為公司業(yè)績(jī)的周期相對(duì)漫長(zhǎng)，績(jī)效考核周期過短會(huì)影響公司高管對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入的積極性，從而影響公司競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和未來長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。由于公司股價(jià)會(huì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的潛在價(jià)值提前作出反應(yīng)，拉長(zhǎng)考核期限并將其與股價(jià)掛鉤有助于公司高管加大技術(shù)創(chuàng)新投入力度，從而提升公司未來價(jià)值。

(3)利用股權(quán)激勵(lì)手段促使高管利益與股東利益趨于一致。國(guó)有上市公司高管持股比例較低，持股的激勵(lì)作用有限，應(yīng)通過制定職業(yè)經(jīng)理人制度，采用限制性股票和股票期權(quán)等措施提升高管人員持股比例，促使其更加關(guān)注公司技術(shù)創(chuàng)新和長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。如此一來，高管持股增減變動(dòng)情況才能向資本市場(chǎng)傳遞有效的價(jià)值信息，從而更好地在技術(shù)創(chuàng)新和公司價(jià)值關(guān)系間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。