高管持股變動、技術(shù)創(chuàng)新與公司價值
——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，再加上有些創(chuàng)新成果極易被競爭對手模仿，導(dǎo)致國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入動力不足。中共十九屆五中全會審議通過的《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二O三五年遠景目標的建議》，明確提出提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力目標，要求強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位，促進各類創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚。作為擁有大量優(yōu)勢資源的上市公司，必將成為推動國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的核心力量，其創(chuàng)新活動不僅是維持公司自身競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵，而且是我國實現(xiàn)科技強國和經(jīng)濟高質(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務(wù)和專利數(shù)據(jù)很難準確評估其潛在價值。熟悉內(nèi)部經(jīng)營情況的高管對公司技術(shù)創(chuàng)新價值評估具有天然優(yōu)勢，持股變動信息必然會影響外部投資者對公司創(chuàng)新活動的潛在價值評判，在技術(shù)創(chuàng)新對公司價值的影響過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。最后，考慮到國有上市公司由政府行政部門控制，公司技術(shù)創(chuàng)新活動不僅具有經(jīng)濟目標，而且兼具政治任務(wù)和社會公益目標。與非國有上市公司相比，國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對公司價值的影響以及高管持股變動對上述影響的調(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)對上述問題進行研究。

本文貢獻主要表現(xiàn)在以下方面：一是研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新對公司價值的影響存在嚴重內(nèi)生性問題，引入政府補貼變量可以極大地緩解該問題導(dǎo)致的估計偏誤。二是研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出對公司價值具有正向影響，并且高管持股變動對上述影響具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，表明A股市場雖然對技術(shù)創(chuàng)新潛在價值作出了反應(yīng)，但由于未來收益的不確定性，資本市場的反應(yīng)必然存在較大偏差。高管持股變動通過委托代理效應(yīng)和信號傳遞效應(yīng)可以讓外界準確評估公司技術(shù)創(chuàng)新活動的未來價值。三是研究表明，國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動對公司價值的影響和高管持股變動對上述影響的調(diào)節(jié)作用顯著低于非國有上市公司。其原因在于，非國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動大多圍繞公司產(chǎn)品和服務(wù)展開，其對公司業(yè)績和價值的提升作用更直接；國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動往往兼顧政治任務(wù)和社會公益任務(wù)，其對價值的提升作用遠不如非國有上市公司，加上國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重，信號傳遞作用有時會受阻，進而影響其調(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)新活動越來越受到世界各國的重視。關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新能否提高公司價值，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)新對公司價值具有正向影響。Griliches[1]以研發(fā)支出和專利數(shù)量衡量技術(shù)創(chuàng)新活動，以托賓Q值衡量公司價值，結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新活動能夠提高公司價值；Hall[2]、Johnson& Pazderka[3]的研究也證實了上述結(jié)論；Chan等[4]、Monte & Papagni[5]研究發(fā)現(xiàn)，以研發(fā)強度代表的技術(shù)創(chuàng)新活動與公司價值和成長性顯著正相關(guān)；Lev &Sougiannis[6]、Hana & Manry[7]研究發(fā)現(xiàn)，相比于研發(fā)支出費用化，研發(fā)支出資本化對公司價值的提升作用更顯著；另有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入增長與公司價值顯著正相關(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)新對公司價值的影響。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值，非高科技公司增加研發(fā)支出公告反而會產(chǎn)生負面影響；Xu等[12]利用美國生物行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出信息對公司價值具有正向影響；Ehie&Olibe[13]利用美國制造和服務(wù)行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)支出對上述兩個行業(yè)的公司價值具有積極影響。

國內(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)支出資本化對公司價值的影響。還有學(xué)者從管理者特質(zhì)[20]、內(nèi)部控制[21]、社會責(zé)任(黃珺、賀國亮，2017)、產(chǎn)品市場競爭[22]、現(xiàn)金流不確定性[23]、管理層激勵[24]、全產(chǎn)業(yè)鏈[25]等角度，研究技術(shù)創(chuàng)新或研發(fā)投入與公司價值間的關(guān)系。結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新或研發(fā)投入對公司價值具有提升作用。由此，本文提出如下假設(shè)：

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

1.2 高管持股變動對技術(shù)創(chuàng)新與公司價值的調(diào)節(jié)作用

雖然技術(shù)創(chuàng)新是提升公司競爭優(yōu)勢和創(chuàng)造長期利潤的源泉，但由于投資周期長、不確定性高、見效慢等原因，需要面對短期績效考核壓力和追求自身利益最大化的公司高管不愿意對技術(shù)創(chuàng)新活動進行投資[26]。高管持股變動會改變其對技術(shù)創(chuàng)新項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)新對公司價值的影響。Jensen&Meckling[27]認為，所有權(quán)和經(jīng)營權(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，在創(chuàng)新項目篩選時就會選擇凈現(xiàn)值較大且有利于公司長遠發(fā)展的項目，而不是凈現(xiàn)值和風(fēng)險低、短期見效快的項目。此外，高管愿意投入更多時間和精力支持公司技術(shù)創(chuàng)新活動，進而提升創(chuàng)新活動管理效率[28]。高管人員持股比例提升能夠促進技術(shù)創(chuàng)新項目選擇優(yōu)化和管理效率提升，使相同的創(chuàng)新投入獲取更多經(jīng)濟效益，從而提升公司價值。反之，高管持股比例下降會增加公司代理成本，導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新項目選擇短期化和技術(shù)創(chuàng)新活動管理效率低下。

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

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

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

公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，其技術(shù)創(chuàng)新目標、行為和效率也會有所差別，進而影響公司發(fā)展前景和市場價值。研究發(fā)現(xiàn)，國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新投入顯著低于民營上市公司[30-32]，其創(chuàng)新績效也顯著低于民營上市公司[33]。原因主要在于：一是國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新項目審核機制過于復(fù)雜，延誤最佳投資時機[34]；二是國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動的剩余索取權(quán)與控制權(quán)不匹配，產(chǎn)生較高的代理成本[35]；三是國有上市公司非生產(chǎn)性尋租活動產(chǎn)生的收益會降低公司創(chuàng)新活動的動力[36]；四是國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動在追求盈利目標的同時，會兼顧政治目標和社會公益任務(wù)。上述原因?qū)е聡猩鲜泄炯夹g(shù)創(chuàng)新活動對公司價值的提升作用大打折扣。由此，本文提出以下假設(shè)：

H3a：國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動對公司價值的提升作用低于非國有上市公司。

公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，高管持股變動對技術(shù)創(chuàng)新與公司價值的調(diào)節(jié)作用也會有所差別。政府部門直接負責(zé)國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)增值對高管激勵作用有限，更大的激勵來自當前在職消費和未來政治前途。由于技術(shù)創(chuàng)新項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)新項目時也會偏離凈現(xiàn)值和公司價值最大化目標。與非國有上市公司相比，其持股變動對技術(shù)創(chuàng)新與公司價值的調(diào)節(jié)作用有所減弱。由此，本文進一步提出以下假設(shè)：

H3b：國有上市公司高管持股變動對技術(shù)創(chuàng)新與公司價值的正向調(diào)節(jié)作用低于非國有上市公司。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取

本文選取2012—2019年A股上市公司作為研究對象，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)為負的年度觀測值。最終，符合條件的公司有3 415家，年度觀測值有23 533組，為非平衡面板數(shù)據(jù)。其中，國有上市公司有5 506組觀測值，非國有上市公司有18 027組觀測值。反映技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的專利申請數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)，高管持股變動數(shù)據(jù)來自滬深交易所披露的董監(jiān)高及相關(guān)人員股份變動信息，其它數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，對連續(xù)變量按上下1%進行縮尾處理，以緩解異常值導(dǎo)致的偏誤。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量：公司價值(TQ)。本文以按年末數(shù)據(jù)計算的托賓Q值作為公司價值衡量指標。該指標具有一定的前瞻性，可以反映投資者對公司未來成長的合理預(yù)期。在計算該指標時，本文根據(jù)國內(nèi)資本市場的特殊情況，借鑒夏立軍和方秩強[37]、劉追等[38]的研究成果，對流通股和非流通股的價值分別進行計算。具體計算公式為：(流通股市值+非流通股賬面凈值+負債賬面價值)/總資產(chǎn)賬面價值。

(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，采用公司當年研發(fā)支出占營業(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)明專利等待時間漫長，很可能在申請前就已在公司發(fā)揮作用。考慮到該指標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，本文在公司當年專利申請數(shù)量的基礎(chǔ)上加1，再取自然對數(shù)進行計算。此外，為了比較不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對技術(shù)創(chuàng)新與公司價值的影響差異，以及其對高管持股變動調(diào)節(jié)效應(yīng)的差異在統(tǒng)計學(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檢驗的關(guān)鍵解釋變量。如果上市公司為國有企業(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(MOC)。該指標采用當年公司高管歷次持股變動比例的合計數(shù)進行衡量。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)致的持股變動情況。其中，具體某次公司高管持股變動情況=除送轉(zhuǎn)和配股外公司高管本次持股變動數(shù)量/本次變動前公司的總股本。

(4)工具變量。考慮到模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文引入政府補貼占比(GSR)、政府補貼規(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，政府補貼占比=公司當年政府補貼收入/營業(yè)收入；政府補貼規(guī)模=ln(公司當年政府補貼收入+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)新投入對公司價值的影響如式(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)用于驗證技術(shù)創(chuàng)新投入對公司價值的影響，以及高管持股變動對該影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸過程分3步進行：①引入技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TII)和控制變量；②增加高管持股變動變量(MOC)；③增加上述兩個變量的交乘項(TII*MOC)。在上述回歸過程中，每次均引入政府補貼占比變量(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)致的估計偏誤。

(2)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對公司價值的影響如式(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)用于驗證技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對公司價值的影響，以及高管持股變動對上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸過程仍分3步進行，每次回歸均引入政府補貼規(guī)模變量(LnGS)作為技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TIO)的工具變量。

3 實證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計

各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。從表2可以看出，反映國有樣本公司價值的托賓Q均值為1.848，非國有樣本公司價值的托賓Q均值為2.905，表明A股市場對國有上市公司的平均估值遠低于非國有上市公司。國有樣本的托賓Q最大值為27.087，為2016年北汽藍谷重組S前鋒(600733)之前的估值；非國有樣本的托賓Q最大值為729.629，為2015年歡瑞世紀重組星美聯(lián)合(000892)之前的估值。反映國有樣本技術(shù)創(chuàng)新投入的均值和最大值分別為0.019、0.326，其研發(fā)支出占營業(yè)收入比例的均值和最大值分別為1.9%、32.6%；反映非國有樣本技術(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%，二者均高于國有樣本對應(yīng)數(shù)值。其中，非國有樣本的技術(shù)創(chuàng)新投入最大值為2014年彩虹股份(600707)相關(guān)數(shù)據(jù)，該公司當年研發(fā)支出為其營業(yè)收入的1.7倍。以專利申請量對數(shù)反映的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出在國有和非國有樣本中的差別不大，其中，國有樣本的技術(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)專利申請量。2019年，格力電器控股股東格力集團將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猩鲜泄尽７菄袠颖镜募夹g(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(000333)專利申請量。國有樣本的高管持股變動最小值為-0.12，為2015年川能動力(000155)相關(guān)數(shù)據(jù)，其高管人員當年累計減持了公司12%的股份；國有樣本的高管持股變動最大值為0.208，為2015年京投發(fā)展(600683)相關(guān)數(shù)據(jù)，當年公司董事程少良累計增持了公司20.8%的股份。非國有樣本的高管持股變動最小值為-0.676，為2015年萬邦達(300055)相關(guān)數(shù)據(jù)，其高管人員當年累計減持了公司67.6%的股份；國有樣本的高管持股變動最大值為0.301，為2015年浙文互聯(lián)(600986)相關(guān)數(shù)據(jù)，當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)計結(jié)果見表2，此處不再贅述。

3.2 技術(shù)創(chuàng)新投入對公司價值的影響分析

采用式(1)的回歸模型分析技術(shù)創(chuàng)新投入對公司價值的影響，回歸結(jié)果見表3。為了減少解釋變量內(nèi)生性導(dǎo)致的偏誤，每次回歸均以政府補貼占比變量(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，國有樣本DWH檢驗的卡方值和F值均大于39，非國有樣本DWH檢驗的卡方值和F值均大于26，與之對應(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)。國有和非國有樣本弱工具變量檢驗的F值分別為462.11、1 300.65，與之對應(yīng)的P值同樣接近0，拒絕政府補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。

為了檢驗高管持股變動對上述影響是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，回歸過程分3步進行：①引入技術(shù)創(chuàng)新投入變量(TII)和控制變量；②增加高管持股變動變量(MOC)；③增加上述兩個變量的交乘項(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，無論是國有樣本還是非國有樣本，依次增加調(diào)節(jié)變量和交乘項后，其數(shù)值較上一步均有所增加，證明高管持股變動的確在技術(shù)創(chuàng)新投入與公司價值關(guān)系間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.2 Descriptive statistical results

表3 技術(shù)創(chuàng)新投入對公司價值的影響分析結(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)在國有和非國有樣本中的系數(shù)均顯著為正，表明研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重越大，公司的托賓Q值就越大，從技術(shù)創(chuàng)新投入角度驗證了H1。高管持股變動變量(MOC)及其與技術(shù)創(chuàng)新投入變量的交乘項(TII*MOC)在國有和非國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，公司價值就越高，并且其正向調(diào)節(jié)技術(shù)創(chuàng)新投入對公司價值的影響，從技術(shù)創(chuàng)新投入角度證實了H2。將技術(shù)創(chuàng)新投入和高管持股變動變量及其交乘項在國有樣本、非國有樣本回歸中的對應(yīng)系數(shù)進行比較，發(fā)現(xiàn)國有樣本回歸結(jié)果均小于非國有樣本，表明國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新投入對公司價值的提升作用低于非國有上市公司，而且高管持股變動對上述影響的調(diào)節(jié)作用也低于非國有上市公司。直觀上看，上述結(jié)果與H3a和H3b完全一致，但在統(tǒng)計上的顯著性有待進一步檢驗。

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)對兩類樣本公司價值的影響均顯著為正，但其在國有樣本中的系數(shù)和顯著性水平均低于非國有樣本；公司規(guī)模(LnA)和杠桿程度(Lev)對兩類樣本公司價值的影響均顯著為負，但系數(shù)大小和顯著性水平在兩類樣本中存在較大差異；成長性(Grow)對兩類樣本公司的價值均具有正向影響，但上述影響在非國有樣本中并不顯著。此外，現(xiàn)金流狀況(NCF)對非國有樣本公司價值的影響顯著為正，與現(xiàn)有結(jié)論基本一致，但其對國有樣本的影響顯著為負，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)出對公司價值的影響分析

采用式(2)回歸模型分析技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對公司價值的影響，回歸結(jié)果見表4，高管持股變動調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗過程仍然分為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)對應(yīng)的工具變量替換為政府補貼規(guī)模(LnGS)。引入工具變量后， DWH檢驗的卡方值和F值均拒絕技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量的外生性假設(shè)，弱工具變量檢驗的F值也拒絕政府補貼規(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)果和各項檢驗具體數(shù)值備索。

從表4可以看出，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量(TIO)在國有和非國有樣本中的系數(shù)均顯著為正，表明公司當年專利申請數(shù)量越多，公司的托賓Q值就越大，從技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出角度驗證了H1。高管持股變動變量(MOC)及其與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量的交乘項(TIO*MOC)在國有和非國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，公司價值就越大，并且其在技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與公司價值間具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，從技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出角度證實了H2。將技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和高管持股變動變量及其交乘項在國有樣本、非國有樣本回歸中的對應(yīng)系數(shù)進行比較發(fā)現(xiàn)，國有樣本回歸結(jié)果均小于非國有樣本，表明國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對公司價值的提升作用低于非國有上市公司，而且高管持股變動對上述影響的調(diào)節(jié)作用也低于非國有上市公司。上述結(jié)果與H3a和H3b完全一致，下文將進一步檢驗其顯著性水平。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)出對公司價值的影響分析結(jié)果Tab.4 Analytical results of the impact of technological innovation output on company value

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

為了進一步檢驗技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價值的影響差異，以及高管持股變動對上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)差異在統(tǒng)計學(xué)上的顯著性，借鑒連玉君和廖俊平[44]的研究方法：一是對國有和非國有樣本回歸結(jié)果進行SUR(seemingly unrelated regression)檢驗，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、高管持股變動變量及其交乘項分別設(shè)定為交乘項，然后分析上述差異及顯著性水平(又稱Chow檢驗)，結(jié)果見表6。

從表5的SUR檢驗結(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(MOC)變量在國有和非國有樣本中的系數(shù)差異均在1%的水平上顯著，技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出與高管持股變動的交乘項(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)果再次驗證技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價值的影響差異，以及高管持股變動對上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)差異，也進一步驗證了上述差異在統(tǒng)計學(xué)上的顯著性，H3a和H3b從統(tǒng)計意義上得到證實。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(國有減非國有)的SUR檢驗結(jié)果Tab.5 SUR test results of relevant variables (state-owned minus non-state-owned)

表6 技術(shù)創(chuàng)新對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價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(Sta*TII、Sta*TIO和Sta*MOC)，以及該變量與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗交乘項的交乘項(Sta*TII*MOC和Sta*TIO*MOC)均顯著為負。上述結(jié)果再次驗證了技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司價值的影響差異，以及高管持股變動對該影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)差異在統(tǒng)計上的顯著性，H3a和H3b進一步得證。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量(Sta)的系數(shù)符號與表3～5中兩類樣本截距項差值符號完全一致，但數(shù)值明顯偏低，其原因有待進一步研究。除該變量外，其它帶有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交乘項的系數(shù)符號和數(shù)值大小與表3～5中的兩類樣本基本一致。在剔除國有產(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(MOC)變量及其交乘項(TII*MOC和TIO*MOC)的系數(shù)值可以反映上述變量對非國有樣本公司價值的影響程度，其數(shù)值大小和顯著性水平與表3、表4對應(yīng)結(jié)果大致相同。另外，各控制變量系數(shù)能夠反映其對所有樣本公司價值的平均影響，與表3、表4中的對應(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

為了檢驗以上結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將衡量公司價值的非流通股改為按年末收盤價進行計算，其原因在于，相對于賬面價值，上市公司股價均存在折價和溢價情況，將折價公司的非流通股按賬面凈值計算必然會高估公司價值，將溢價公司的非流通股按賬面凈值計算又會低估公司價值，而將其改為年末收盤價則可以緩解這一問題，故將由此計算得到的公司價值變量命名為TQ2。此外，本文將衡量技術(shù)創(chuàng)新投入變量的計算公式改為公司當年研發(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)明專利申請數(shù)量，然后進行對數(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)新投入與公司價值穩(wěn)健性檢驗結(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)出與公司價值穩(wěn)健性檢驗結(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的交乘項(TII2*MOC)對公司價值變量(TQ2)的影響程度及顯著性水平與表3中的對應(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的交乘項(TIO2*MOC)系數(shù)和對應(yīng)的Z值明顯增大，但系數(shù)符號和顯著性與表4中的對應(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)和對應(yīng)的Z值沒有發(fā)生明顯變化。此外，本文對表7、表8中的技術(shù)創(chuàng)新變量和高管持股變動變量及其交乘項在國有、非國有樣本中的系數(shù)差異進行SUR檢驗、Chow檢驗，其符號和顯著性與表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。

在完成上述檢驗后，本文進行以下測試：將公司價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)支出的對數(shù)，將技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量替換為發(fā)明專利和實用新型專利之和的對數(shù)，再次回歸后，各變量及其交乘項的系數(shù)符號和顯著性完全一致。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，對高管持股變動、技術(shù)創(chuàng)新與公司價值的關(guān)系進行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出對公司價值具有正向影響，并且高管持股變動對上述影響具有顯著正向調(diào)節(jié)作用。這表明A股市場雖然對技術(shù)創(chuàng)新潛在價值作出了反應(yīng)，但由于未來收益的不確定性，資本市場的反應(yīng)必然存在較大偏差。高管持股變動通過委托代理效應(yīng)和信號傳遞效應(yīng)，可以促使外界準確評估公司技術(shù)創(chuàng)新活動的未來價值。此外，本文發(fā)現(xiàn)，國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動對公司價值的影響和高管持股變動對上述影響的調(diào)節(jié)作用顯著低于非國有上市公司。其原因在于非國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動大多圍繞公司產(chǎn)品和服務(wù)展開，其對公司業(yè)績和價值的提升作用更加直接；國有上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動往往兼顧政治任務(wù)和社會公益任務(wù)，其對價值的提升作用遠不如非國有上市公司。再加上國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重，信號傳遞作用有時會受阻，進而影響其調(diào)節(jié)作用的發(fā)揮。

5.2 建議

(1)政府部門利用經(jīng)濟手段促進企業(yè)成為技術(shù)創(chuàng)新主體，上市公司應(yīng)通過經(jīng)濟手段成為推動國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品升級的核心力量。考慮到技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，政府部門應(yīng)對上市公司技術(shù)創(chuàng)新活動給予一定的補貼。特別是國有上市公司承擔(dān)著政治任務(wù)和社會責(zé)任，應(yīng)對其技術(shù)創(chuàng)新投入給予適當?shù)难a貼，并根據(jù)其產(chǎn)出的社會效益給予適當?shù)莫剟睢?/p>

(2)適當拉長公司高管考核期限，并將其與股價掛鉤。技術(shù)創(chuàng)新活動轉(zhuǎn)換為公司業(yè)績的周期相對漫長，績效考核周期過短會影響公司高管對技術(shù)創(chuàng)新投入的積極性，從而影響公司競爭優(yōu)勢和未來長遠發(fā)展。由于公司股價會對技術(shù)創(chuàng)新活動的潛在價值提前作出反應(yīng)，拉長考核期限并將其與股價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值。

(3)利用股權(quán)激勵手段促使高管利益與股東利益趨于一致。國有上市公司高管持股比例較低，持股的激勵作用有限，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)新和長遠發(fā)展。如此一來，高管持股增減變動情況才能向資本市場傳遞有效的價值信息，從而更好地在技術(shù)創(chuàng)新和公司價值關(guān)系間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。