股票誤定價、管理層持股與企業R&D投資
——基于我國高新技術上市公司的經驗證據

胡國強，肖志超

(天津財經大學商學院，天津 300222)

一、引 言

研發(R&D)投資是提高企業自主創新能力的根本途徑，對于我國推動經濟增長方式轉變、加快建設創新型國家具有戰略意義。正因如此，考察R&D投資影響因素一直是理論研究的重要課題。已有研究從稅收政策[1]、政府補貼[2]、社會關系資本[3]、市場化程度[4]、地區與行業特征[5]、融資約束[6]等公司外部因素，以及公司治理[7]、股權結構[8]、管理層特征[9]等內部因素考察對R&D投資的影響，但較少關注資本市場投資者非理性如何影響微觀企業R&D投資活動。

行為公司金融認為，資本市場投資者非理性會導致股票價格偏離其內在價值出現股票誤定價，并對企業投資產生重要影響[10]。但究其具體影響機制，現有研究存在不同觀點。一是“股權融資渠道”，認為股票誤定價通過影響融資約束企業股權融資成本，進而對投資產生間接影響[10][11]。二是“迎合渠道”，認為即使不受融資約束，當管理者的目標是最大化短視投資者財富，其仍有動機通過安排投資項目“迎合”(catering)當前誤定價，誤定價因此對企業投資產生直接影響[10][12]。國外研究基本證實“股權融資渠道”的存在[11]，但由于我國資本市場股權融資管制的存在，國內學者研究表明“迎合渠道”的作用在我國更明顯[13]。

然而，無論是“股權融資渠道”還是“迎合渠道”，均假定管理者決策是從股東角度出發，其中前者以利用市場時機為長期投資者牟利，后者以最大化短視投資者利益，兩者均忽略了管理者對其自身利益的關注。由于管理者持股使其個人財富與公司股價密切相關，當公司股票誤定價，持股管理者在R&D投資決策中是否會考慮自身持股價值？這是本文嘗試考察的問題。理論上，管理者持股在誤定價對R&D投資影響中可能存在治理與惡化兩種相反的作用效應。一方面，代理理論認為，管理者持股激勵因使其個人財富與長期公司價值捆綁在一起，有助于緩解管理者自利與短視行為引發的代理問題[14]。而已有研究證實，通過投資迎合當前誤定價是短視管理者非效率投資行為的表現[10][12][15]。從這個意義上講，管理者持股應有助于抑制R&D投資迎合沖動，產生“治理效應”。另一方面，Jensen(2005)最近提出的“股票高估的代理成本觀”認為，當股票高估時，管理者有動機采取實際行動維持或推高當前股價，使股東最終遭受巨大代理成本，如盈余管理、價值有損的并購、投資迎合等[16]。更為重要的是，旨在緩解股東-經理代理問題的管理層股權激勵，不但不能解決股票高估產生的代理問題，相反使這一問題變得更糟糕[16]。因為股權激勵管理者有動機維持并利用當前誤定價去從事內部人交易獲利[17][18]。因此，當股票高估時，基于自利動機，管理者持股可能加劇R&D投資迎合，產生“惡化效應”。

縱觀已有相關研究：一方面，多從投資者視角考察誤定價對企業投資影響，而忽略了管理者自身的動機；另一方面，多集中于有形資本投資，而較少關注R&D這一重要投資形式[12][19][20]。基于此，本文以2007～2015年高新技術上市公司為樣本，從管理者角度出發，考察管理層持股在誤定價影響企業R&D投資中的作用效應，以及其中的內部人交易動機與研發績效。研究貢獻如下：其一，研究有助于豐富R&D投資影響因素理論文獻，也為當前監管層對整治基于市場熱點題材形成的投資“泡沫化”現象提供理論支撐。其二，從管理者持股視角出發，考察股票誤定價如何影響企業R&D投資，研究放松了行為金融文獻基于股東與經理目標一致假定，豐富了行為公司金融文獻[10][12]。其三，通過進一步考察持股管理層在股票誤定價中的內部人交易以及R&D迎合投資效率，拓展了股票高估的代理成本理論文獻[16][17][18]。

二、 文獻回顧與假設發展

(一)文獻回顧

資本市場投資者非理性對企業投融資決策的影響是行為公司金融研究的前沿課題?？傮w而言，現有研究較多關注“股權融資渠道”，而較少關注“迎合渠道”；同時，較多關注有形資本投資，而較少關注R&D投資。以下集中梳理“迎合渠道”相關文獻。

這些研究得出不一致結論可能是因為沒有考慮投資迎合背后的管理者動機。最近的幾篇文獻開始關注管理層在其中的股權激勵薪酬動機，但結論不一。如Grundy和Li(2010)、夏冠軍(2012)分別基于美國和我國資本市場研究發現，管理層持股顯著提高了誤定價與資本投資的敏感性[29][30]。相反，張慶和朱迪星(2014)卻發現，管理層持股會顯著降低兩者的敏感性[13]。集中于R&D投資，肖虹和曲曉輝(2012)發現管理者持股對誤定價與R&D投資的敏感性沒有影響[26]。除了投資類型差異導致結論不同，這些研究在考察管理層股權激勵薪酬動機時均忽略了一個重要問題，即管理層持股是否可以自由交易。由于誤定價是短期現象，盡管管理層持股但若其無法在二級市場及時買賣，則將大大降低其利用誤定價獲取收益的自利動機，通過投資迎合當前誤定價的動機也隨之減弱。基于此，本文在驗證管理層持股對誤定價與R&D投資敏感性影響的基礎上，進一步考察隨后的內部人交易及研發投資績效，深入論證股票誤定價下持股管理層的R&D投資決策。

(二)假設發展

在Stein(1996)的理論框架里，管理者迎合行為起因于市場存在大量短視投資者，這使得管理者過多地關注股票短期表現[10]。在此情形下，管理者的目標是最大化短視投資者財富[13]?，F實中，當股票誤定價時，作為理性經濟人的管理者在R&D投資決策中是否會考慮自身持股價值？

一方面，代理理論認為，給予管理者一定企業所有權即股權激勵有助于緩解管理者與股東目標的不一致，進而激勵管理者采取有利于長期股東價值最大化的行動[14]。而已有研究證實，通過投資迎合當前誤定價是短視管理者非效率投資行為的表現[10][12][15]。因此，給定誤定價水平，隨著持股水平的提高，管理者對短視投資者利益的關注隨之降低，通過安排R&D投資項目迎合當前投資者情緒的動機也將減弱。而且，管理者持股在緩解誤定價與R&D投資敏感性中具有對稱性，即管理者持股有助于降低股票高估對R&D投資的正向影響，與股票低估對R&D投資的負向影響，發揮“治理效應”。

另一方面，管理者持股可能加大誤定價對R&D投資的影響，產生“惡化效應”。管理層持股發揮“治理效應”以管理者持股水平具有較高限制性股份比例為前提[13]。若管理者持股能在二級市場自由買賣，則會加大管理者利用當前誤定價從事內部人交易以獲取私利的動機，進而削弱與長期股東的利益趨同效應?；凇肮善备吖赖拇沓杀居^”[16]，已有研究證實，當股票高估時，管理層有動機采取實際行動維持或推高當前股價，并通過內部人交易從誤定價中獲取收益[17][18]。例如，Kothari等(2006)發現，股票高估公司管理者不但不會“糾正”市場的高估，反而會通過向上的盈余管理維持當前高估，并且這些公司隨后表現出更多內部人交易[17]。Sawicki和Shrestha(2014)發現，管理者預期股票高估最終將反轉，因此使用盈余管理維持高估，同時出售他們的持股以從當前高估中獲取收益[18]。迎合當前誤定價的企業投資也是這些行動之一[16]。

盡管控制權市場有助于緩解股票低估相關的代理問題(如股票低估面臨市場收購風險)，但股票高估的代理問題卻難以解決[16]。更為重要的是，旨在緩解代理問題的管理層股權激勵并不能解決股票高估帶來的代理問題，相反更是“火上澆油”[16]。由于當前市場股票定價直接影響股權激勵管理者個人財富，當股票高估時，短視管理層具有更強動機去擴大投資規模。一方面，這有助于迎合當前投資者高漲情緒，防止因“不作為”而使投資者拋售公司股票，造成外部市場壓力；另一方面，這有助于管理層利用當前股票高估，通過及時出售持有的公司股票，實現自利目的。而相比有形資本投資，管理層在R&D投資決策中的自利動機可能更為明顯。由于R&D投資代表著新產品或新服務的開發，從項目啟動到完成醞釀時間較長，未來現金流預期的不確定性，使得研發投資風險大大加大，進而更易被市場投資者錯誤定價[26]。因此，當股票高估時，持股管理層基于自利動機更有可能增加R&D投資。相反，對于股票低估公司，考慮到控制權市場的收購風險，管理者R&D投資迎合中的自利動機可能較弱。

綜上，管理者持股對誤定價與R&D投資敏感性影響的最終影響方向取決于管理者通過安排投資項目迎合當前誤定價所獲取的收益與成本的權衡。若通過及時內部人交易從當前誤定價中獲取的收益超過因非效率迎合投資使其長期持股價值受損成本，則“惡化效應”相比“治理效應”占優，管理層持股顯著加大股票誤定價對R&D投資的影響；反之，則“治理效應”占優?；诖耍岢鋈缦赂偁幮约僭O：

①合理調度計算任務。實現了全部后臺處理任務在6臺服務器、5臺高性能微機上的合理分配，并在其中一臺出現故障時，自動將該機器上的處理任務分配至其他計算機處理。

假設H1：管理層持股顯著降低股票高估對R&D投資的正向影響，與股票低估對R&D投資的負向影響。

假設H2：管理層持股顯著提高股票高估對R&D投資的正向影響，但在股票低估對R&D投資的負向影響中沒有顯著影響。

三、 研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

考慮到高新技術企業是研發投資的主體，本文以在我國A股市場上市的高新技術企業2007～2015年數據為初始樣本，剔除了ST和*ST公司與數據缺失樣本，最終獲得8541個年度-公司樣本觀測值。是否為高新技術企業以RESSET數據庫中披露的高新技術企業認定公告為判斷依據。除高新技術企業認定數據，其他數據均來自CSMAR數據庫。所有連續變量均進行兩端1%的winsorize處理，數據處理軟件為STATA12.0。

(二)研究模型與變量設計

參考已有文獻[13][27][28]，構建模型(1)檢驗研究假設H1與假設H2：

R&Di，t=α0+α1Mispi，t-1+α2Mispi，t-1×MagHSi，t-1+α3MagHSi，t-1+α4EQISSi，t+α5Sizei，t-1+α6Growi，t-1+α7CFOi，t-1+α8Levi，t-1+α9ROEi，t-1+α10SOEi，t-1+α11Agei，t-1+∑Year+∑Ind+εi，t-1

(1)

式(1)中，R&D為研發投資水平，用當期研發投資總額除以銷售收入并乘以100度量。MagHS分別包括管理層持股水平(MagHS_L)與持股啞變量(MagHS_D)。其中，MagHS_L等于管理層持股股數除以總股數，乘以100?？紤]到我國部分上市公司管理層持股比例較高，而部分甚至沒有持股，具有明顯截面特征，進一步設置管理層持股啞變量。若公司當年管理層持股水平高于樣本年度中位數，則MagHS_D為1；反之，則MagHS_D為0。

Misp為股票誤定價水平。本文借鑒Rhodes-Kropf等(2005)的市值賬面比(M/B)分解法[31]。該方法得到后續研究的廣泛運用[28][30]。具體地，首先對模型(2)分季度分行業回歸，利用所得的每個行業(j)在每個季度(t)的回歸系數，估計出每個公司各季末的基礎價值Ln(V)。第四季度末的Ln(M)與Ln(V)之差(Ln(M/V))即為公司層面年末誤定價水平(Misp)。若Misp>0則表示公司股票被高估，反之則表示股票被低估。為便于理解，對股票低估公司組，對Misp取絕對值，以反映其低估程度。

(2)

式(2)中，M為公司總市值與凈債務總額之和；B為總資產；|NI|+為當期凈利潤絕對值；I(<0)為啞變量，若NI為負取1，否則取0；Lev為資產負債率。

由于R&D數據具有歸并數據特征，本文使用Tobit回歸法對式(1)進行回歸，其中α2為本文關注重點。根據假設H1，預期α2在股票高估組顯著為負，而在股票低估組顯著為正；根據假設H2，預期α2在股票高估組顯著為正，而在股票低估組不顯著。基于已有研究，[12][26][27]在式(1)中加入如下控制變量：股權融資動機(EQISS)、公司規模(Size)、成長能力(Grow)、現金流能力(CFO)、負債水平(Lev)、盈利水平(ROE)、企業性質(SOE)和成長周期(Age)，以及年份(Year)與行業效應(Ind)。所有變量定義見表1。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計。結果顯示，研發投資占銷售收入比平均為0.98%，表明樣本公司研發投資水平總體還較低，但樣本間存在一定差異。Misp的均值(中位數)為-0.0152(-0.0561)，表明相比標的股票基礎價值，股票價格平均約被低估1.02倍，且有超過一半的樣本公司被低估。管理層持股比例(MagHS_L)平均為14.46%，中位數為0.16%，約1/4的樣本公司管理層未持股，最高持股比例為70.48%，表明管理層持股在樣本公司間存在一定差異。表2也報告了控制變量描述性統計，不予詳述。

表2 變量描述性統計表(N=8541)

(二)回歸分析

表3首先報告了全樣本下管理層持股對誤定價與R&D投資敏感性影響的Tobit回歸結果。當不包括Misp×MagHS_L時，列(1)顯示Misp的系數在1%水平下顯著為正，即Misp越大，R&D投資越多。但是，當考慮交互項時，列(2)與列(3)顯示，Misp×MagHS_L和Misp×MagHS_D均不顯著，說明對于總樣本，管理層持股對誤定價與R&D投資的敏感性沒有顯著影響。

表3 管理層持股在股票誤定價影響R&D投資中的作用效應(全樣本)

注：常數項結果未報告；*、** 、*** 分別表示10%、5%、1%統計水平下顯著(雙側)。下同。

表4 管理層持股在股票誤定價影響R&D投資中的作用效應(股票高估與低估子樣本)

但是，當進一步區分股票高估與低估時，得出不同發現。對于股票高估組，當不包括Misp×MagHS_L時，表4列(1)顯示取絕對值后|Misp|的系數顯著為正，即股票高估程度越大，R&D投資越多。當包括管理層持股與誤定價交互項時，列(2)與列(3)顯示，|Misp|×MagHS_L和|Misp|×MagHS_D的估計系數均顯著為正，表明管理層持股提高了股票高估對R&D投資的正向影響。對于股票低估組，表4列(4)顯示|Misp|的系數顯著為負，即股票低估程度越大，R&D投資越少。列(5)與列(6)顯示|Misp|×MagHS_L和|Misp|×MagHS_D的系數均為正，但僅前者顯著。這表明管理層持股一定程度可以抑制股票低估對R&D投資的負向影響。總體上，這些發現支持了研究假設H2，而沒有支持研究假設H1，表明當股票高估時，持股管理層在R&D投資決策中考慮了自身持股價值。這一結論與肖虹和曲曉輝[26]的發現不一致，可能原因有兩個：其一，本文發現對于股票高估與低估公司，管理層持股具有相反的作用效應。這可能是肖虹和曲曉輝[26]基于全樣本沒有找到持股管理層股權激勵薪酬最大化動機的原因所在。其二，在肖虹和曲曉輝[26]研究期間的大部分年份內管理層持股并不能在二級市場自由買賣，這大大削弱了持股管理層通過R&D投資迎合當前誤定價的自利動機。

五、進一步分析與穩健性檢驗

(一)持股管理層R&D投資迎合的自利動機：內部人交易

以上分析表明，當股票高估時，持股管理層會通過R&D投資迎合當前誤定價，其背后的動機在于為從當前高估中獲取收益。為了證實這一推論，以下構建模型(3)檢驗管理層是否利用當前高估從事內部人交易。

Selli，t=β0+β1Mispi，t-1+β2Insti，t-1+β3Followi，t-1+β4ARi，t-1+β5Sizei，t-1+β6ROEi，t-1+

β7MagHS_Li，t-1+∑Year+∑Season+∑Ind+γi，t

(3)

式(3)中，Sell為內部人股票凈賣出規模，為當期內部人賣出總股數與買入總股數之差除以期初總股數，并以千分數表示。內部人分別包括公司所有管理層人員(Sell_Mag)和公司所有管理層人員及其直系親屬(Sell_All)。Misp為股票高估公司的股票高估程度。由于內部人交易時效性較強，且只有期初持股的管理者才可能在當期賣出，因此采用管理層持股樣本的季度數據對模型(3)進行回歸。同時控制如下因素：機構投資者比例(Inst)、分析師跟蹤人數(Follow)、個股累計超額回報(AR)、公司規模(Size)、盈利水平(ROE)和管理層持股(MagHS_L)，以及年份(Year)、季度(Season)與行業(Ind)效應。

表5 股票高估對內部人交易的影響

表5報告了回歸結果。與上文預測一致，結果顯示對于Sell_Mag和Sell_All，Misp的系數均顯著為正，即股票高估程度越大，內部人賣出持股的規模越大。這表明，當股票高估時，持股管理層為了自身持股價值有動機通過安排R&D投資迎合當前誤定價，并及時賣出持股獲取收益。這與“股票高估的代理成本觀”一致[17]，進一步支持了研究假設H2。

(二)替代性解釋：“股權融資渠道”與“迎合渠道”

已有研究表明，股票誤定價會通過“股權融資渠道”與“迎合渠道”影響企業投資。前者認為誤定價對投資的影響主要集中在融資約束公司，而后者認為主要集中在投資者短視公司[10][11][12]。盡管本文主要關注管理層持股與誤定價的交互項，但本文實證發現仍可能存在替代性解釋：即管理層持股水平較高公司，同時面臨著較強融資約束或投資者更加短視，這使得本文實證發現可能是“股權融資渠道”或“迎合渠道”作用的結果。

為了排除這些可能，以下考慮融資約束與投資者短視的影響。對于融資約束，采用四因素KZ指數[32]*四因素KZ指數=-1.002×(CFi,t /Ai,t-1)-39.368×(DIVi,t /Ai,t-1)-1.315×(Cashi,t /Ai,t-1)+3.139×Levi,t，其中，CF為經營活動現金凈流量；DIV為現金股利支付額；Cash為貨幣資金；Lev為資產負債率；A為總資產。；對于投資者短視，采用年股票換手率度量[12]。依據KZ指數與股票換手率的年中位數分別將股票高估樣本劃分為融資約束強弱和投資者短視程度高低子樣本，并對模型(1)進行分組檢驗。表6報告了檢驗結果。可以看出，Misp×MagHS_D的系數在融資約束弱組和投資者短視程度低組均顯著，而在融資約束強組和投資者短視程度高組均不顯著。這表明替代性解釋并不成立，管理層持股對股票高估與R&D投資敏感性的正向影響不是“股權融資渠道”與“迎合渠道”作用的結果，檢驗進一步支持了假設H2*使用管理層持股水平(MagHS_L)得出類似結果。。

(三)R&D投資迎合的經濟后果：研發績效

最后，考察R&D投資迎合的經濟后果。根據上文分析，當股票高估時，如果管理層的R&D投資決策是基于自利動機，而非是長期股東價值最大化，那這一投資很可能是無效的資源配置行為，并因此導致企業隨后表現出更差的研發績效。為了證實這一推測，借鑒已有研究[12]，本文構建如下模型(4)進行檢驗：

PEFM=θ0+θ1Mispi，t-1+θ2Mispi，t-1×R&Di，t-1+θ3R&Di，t-1+θ4Sizei，t-1+θ5Levi，t-1+

θ6CFOi，t-1+θ7Growi，t-1+θ8MagHS_Li，t-1+θ9ROEi，t-1+θ10Insti，t-1+θ11Followi，t-1+

∑Year+∑Ind+δi，t-1

(4)

式(4)中，PEFM為研發績效，分別包括PEFM_PA和PEFM_PG。其中，PEFM_PA為專利申請數的自然對數；PEFM_PG為專利授予數的自然對數。考慮到研發績效具有滯后性，對兩個變量均取未來三年均值。用股票高估樣本對模型(4)進行回歸，θ2反映了股票高估對R&D投資績效的邊際影響。式(4)中加入如下控制變量：公司規模(Size)、負債水平(Lev)、現金流能力(CFO)、成長能力(Grow)、管理層持股(MagHS_L)、經營業績(ROE)、機構投資者持股比例(Inst)、分析師跟蹤(Follow)以及年份與行業效應。

表7報告了檢驗結果。結果顯示，對于PEFM_PA和PEFM_PG，R&D的系數顯著為正，但Misp×R&D的系數均顯著為負，表明股票高估顯著降低了研發投資對研發績效的正向影響。即R&D投資迎合公司隨后有著更差的研發績效。這些發現進一步證實了研究假設H2，表明在股票高估下持股管理層R&D投資決策降低了企業資源配置效率。

表7 R&D投資迎合的經濟后果檢驗

(四)其他穩健性檢驗

此外，本文執行以下穩健性檢驗：其一，替換因變量。以當期研發投資總額與期初總資產(R&D_A)度量R&D投資水平。其二，重新定義管理層。排除董事與監事，僅以高級管理人員持股(ExeHS)反映管理層持股。其三，剔除2007～2008年樣本以排除金融危機的影響。其四，剔除了當期未發生研發支出的樣本。無論是使用管理層持股水平還是持股啞變量，以上穩健性檢驗與實證發現基本一致(部分結果見表8)。

表8 其他穩健性檢驗

六、結論與啟示

本文利用2007～2015年A股高新技術上市公司樣本，考察管理層持股在股票誤定價對R&D投資影響中的作用效應，及其中的內部人交易動機與研發績效。研究發現，股票高估程度越大，R&D投資越多，而管理層持股加劇了這一正向影響，在股票高估誘致的R&D投資中產生“惡化效應”；同時，股票低估程度越大，R&D投資越少，而管理層持股有助于緩解這一負向影響，產生“治理效應”。進一步發現：股票高估程度越大，持股管理層隨后出售持股的規模越大，且高估公司隨后三年的專利申請數與授予數越少。本文研究表明，當股票高估時，持股管理層在R&D投資決策中具有明顯的自利動機，并降低了資源配置效率。

本文實踐意義在于從管理層持股視角揭示了管理層R&D投資迎合中的內在動機及背后的利益機制。首先，當前，我國股票市場以中小投資者為主體，投資者與公司管理層間信息不對稱嚴重，股票誤定價普遍存在，市場的非理性極易被上市公司所利用。因此，加強中小投資者教育、培育更多合格機構投資者，對降低非理性投資非常必要。其次，應進一步優化和完善上市公司內部治理機制與投資決策機制，有效抑制股東價值有損的R&D投資行為。最后，在積極推動我國管理層股權激勵制度同時，應加強對內部人交易行為的監管，尤其是股票期權與限制性股票行權進入市場流通后的監管。通過加強信息披露、對管理層股票買賣頻率與規模采取一定限制性措施，抑制管理層利用市場誤定價進行股票交易獲取不當利益。

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