(石河子大學經(jīng)濟與管理學院，新疆 石河子 832000)

一、引言

技術(shù)創(chuàng)新是推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的核心驅(qū)動力。在當前經(jīng)濟增長下行壓力持續(xù)態(tài)勢中，面對我國經(jīng)濟高杠桿和人口老齡化的嚴峻形勢，以及中美愈演愈烈的科技競賽，技術(shù)創(chuàng)新成為推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、增強國際核心競爭力的關(guān)鍵利器。在我國構(gòu)建的產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新體系中，企業(yè)作為創(chuàng)新的重要主體，其創(chuàng)新能力的提升是國家創(chuàng)新質(zhì)量與效率的保證。

實施創(chuàng)新難以脫離資本的有效支撐，企業(yè)如何降低融資成本、緩解融資約束顯得尤為必要[1]。隨著經(jīng)濟全球化的推進及我國資本市場的改革深化，外源融資已經(jīng)成為企業(yè)重要的資金來源。我國外源融資整體漸趨于股權(quán)—債權(quán)的融資順序[2]，加之創(chuàng)新具有周期長、風險大等特點，銀行體系的脆弱性導致其難以對創(chuàng)新企業(yè)提供資金支持[3]，而股權(quán)融資則與創(chuàng)新企業(yè)的上述特點更匹配，故而相對債務融資而言，股權(quán)融資對企業(yè)創(chuàng)新的促進效應更顯著[4]。那么，企業(yè)如何降低權(quán)益資本成本，獲取股權(quán)融資優(yōu)勢顯得尤為重要。

權(quán)益資本成本因其影響因素的多元化和度量的復雜性，一直備受學界關(guān)注。傳統(tǒng)研究發(fā)現(xiàn)權(quán)益資本成本受市場風險[5]、股票流動性[6]等公司財務特征的影響?；谛畔⒉粚ΨQ和代理理論，實證研究又發(fā)現(xiàn)提高信息披露數(shù)量或質(zhì)量[7-8]、完善公司治理機制[9-10]、改善治理環(huán)境[11]均可降低權(quán)益資本成本。隨著創(chuàng)新投資理念的興起，學界開始關(guān)注投資者尤其股東如何看待企業(yè)的研發(fā)活動，投資者要求的報酬率是否受企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響？也即企業(yè)研發(fā)投入強度與技術(shù)創(chuàng)新效果是否會通過資本市場影響到投資者的決策行為，進而對企業(yè)權(quán)益資c本成本產(chǎn)生影響？

但企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響權(quán)益資本成本的現(xiàn)有研究較少且結(jié)論并不一致，其研究結(jié)論有負相關(guān)、正相關(guān)和非線性三種觀點。研究結(jié)論迥異的原因可能是：理論上，兼具高收益與高風險雙重特性的技術(shù)創(chuàng)新會從正反兩方面對權(quán)益資本成本產(chǎn)生影響。一方面，成功的技術(shù)創(chuàng)新活動會提升企業(yè)核心競爭力，預期會為股東帶來豐厚的回報，加之國家戰(zhàn)略層面的重視并輔之財政補貼、稅收優(yōu)惠等一系列產(chǎn)業(yè)政策的支持，科創(chuàng)題材股票更易受到投資者“青睞”，技術(shù)創(chuàng)新所發(fā)揮的“競爭力提升效應”和“投資者關(guān)注效應”可能會帶來正面的資本成本效應[12]。另一方面，由于技術(shù)創(chuàng)新具備投入多、周期長、結(jié)果高度不確定等特征導致企業(yè)異質(zhì)性風險提升，投資者勢必會索取更高的風險補償，權(quán)益資本成本隨之上升[13]。但現(xiàn)有研究卻只側(cè)重于某一方面(正面或負面)分析，結(jié)論難免有失偏頗。如側(cè)重前者，則會得出技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)權(quán)益資本成本具有降低作用的結(jié)論[14-15]；如若聚焦于后者結(jié)論則恰恰相反[16]。實際上技術(shù)創(chuàng)新所具有的正面、負面效應會通過多條路徑同時作用于權(quán)益資本成本，最終結(jié)果取決于各方力量的角逐。技術(shù)創(chuàng)新究竟會對權(quán)益資本成本產(chǎn)生怎樣的影響？以及技術(shù)創(chuàng)新究竟通過何種路徑作用于權(quán)益資本成本，進一步，何種路徑占主導作用？現(xiàn)有研究并未對其微觀影響機理進行檢驗。

此外，技術(shù)創(chuàng)新是長效釋緩的項目，亦需要企業(yè)內(nèi)部科學決策的支持。管理層作為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的最高決策者，在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新這一長期價值投資中起主導作用。為了緩解因兩權(quán)分離而導致的管理層自利行為，激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的正面效應，管理層激勵被現(xiàn)代企業(yè)廣泛采用，以期推動管理層利益與股東利益趨同，優(yōu)化其在企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策、資源分配、風險把控方面的表現(xiàn)。那么管理層激勵對技術(shù)創(chuàng)新的資本成本效應是否產(chǎn)生了預期的治理效應，以及不同管理層激勵方式的治理效應是否具有差異？進一步，通過何種路徑產(chǎn)生影響？

為回答上述問題，本文考察技術(shù)創(chuàng)新對權(quán)益資本成本的影響及具體的作用路徑，進一步檢驗不同的管理層激勵方式對二者之間關(guān)系的差異化影響及其影響機理。可能的貢獻在于：(1)本文從權(quán)益資本成本的視角實證檢驗了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極效果，為創(chuàng)新企業(yè)獲取股權(quán)融資優(yōu)勢、積極實施技術(shù)創(chuàng)新提供了檢驗證據(jù)，同時豐富了權(quán)益資本成本影響因素及技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)濟后果的文獻研究。(2)針對現(xiàn)有研究結(jié)論存在的分歧，本文從我國獨特的制度背景出發(fā)，從正、反兩方面盡可能全面、系統(tǒng)分析技術(shù)創(chuàng)新影響權(quán)益資本成本的作用機理，并從“技術(shù)創(chuàng)新→競爭力提升→權(quán)益資本成本”、“技術(shù)創(chuàng)新→投資者關(guān)注→權(quán)益資本成本”及“技術(shù)創(chuàng)新→異質(zhì)性風險→權(quán)益資本成本”三條路徑進行中介檢驗，以求明確技術(shù)創(chuàng)新影響權(quán)益資本成本的具體路徑以及主導路徑，彌補了現(xiàn)有研究理論分析不全面及路徑檢驗的不足。(3)現(xiàn)有研究雖然檢驗了管理層持股對技術(shù)創(chuàng)新的資本成本效應的影響[16]，但并未對比薪酬激勵與股權(quán)激勵對其是否會產(chǎn)生差異化影響以及具體的作用路徑。本文從技術(shù)創(chuàng)新資本成本效應的視角驗證了管理層不同激勵方式的實施效果，以期為新經(jīng)濟企業(yè)優(yōu)化管理層激勵方式提供理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本

權(quán)益資本成本是投資者在一定風險水平下索取的必要投資回報率。技術(shù)創(chuàng)新所具有的高收益與高風險的雙重特征，理論上會從正反兩個方向通過資本市場影響投資者的決策行為，進而對企業(yè)權(quán)益資本成本產(chǎn)生影響。具體影響路徑如下。

1.競爭力提升效應

新經(jīng)濟時代，創(chuàng)造企業(yè)價值的核心要素正在由財務資本逐步向“智力資本”過渡[17]，技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)核心競爭力的增強必然發(fā)揮舉足輕重的作用。一方面，企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新改進原產(chǎn)品或者開發(fā)新產(chǎn)品，實現(xiàn)產(chǎn)品的差異化發(fā)展，利于企業(yè)迅速進入新市場并進一步擴大市場份額，可鞏固并提升企業(yè)市場競爭地位。另一方面，企業(yè)通過創(chuàng)新在技術(shù)積累與整合的基礎(chǔ)上，可實現(xiàn)生產(chǎn)流程的優(yōu)化發(fā)展。生產(chǎn)流程的優(yōu)化不僅能夠提高生產(chǎn)效率，同時亦可降低企業(yè)生產(chǎn)成本。企業(yè)受益于開源節(jié)流效應的積極影響，得以投入更多資源用以市場競爭，從而不斷擴大其市場勢力。此外，技術(shù)創(chuàng)新所具有的排他性強、附加值高等優(yōu)點，提高了競爭者的模仿難度，故而有利于企業(yè)長期保持競爭優(yōu)勢[18]。

企業(yè)競爭優(yōu)勢地位可有效弱化行業(yè)競爭加劇導致的外部負面沖擊，減少外部沖擊對優(yōu)勢企業(yè)自身收益及現(xiàn)金流的異常影響，所以由創(chuàng)新所獲取的優(yōu)勢地位成為企業(yè)應對外部沖擊的“天然屏障”，產(chǎn)生了消除收益及現(xiàn)金流波動的“自然防護效應”。優(yōu)勢企業(yè)亦會通過其差異化產(chǎn)品或產(chǎn)品價格的主導權(quán)等方式，進一步掠奪競爭對手的市場份額，最終實現(xiàn)其收益及價值的穩(wěn)步上升。企業(yè)優(yōu)勢地位所發(fā)揮的“套期保值效應”傳遞著企業(yè)未來發(fā)展前景良好的有利信號，降低了投資者的投資風險，引發(fā)潛在投資者的積極反應[19]，投資者對企業(yè)未來收益的期望比較樂觀，因而更愿意對企業(yè)進行投資，投資者偏好無疑伴隨著更高的股票流動性，權(quán)益資本成本得以降低。

2.投資者關(guān)注效應

西方文獻認為，研發(fā)信息具有強專業(yè)性及高保密性，管理層出于長遠戰(zhàn)略的考慮，一般不愿意對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新信息進行過多的披露，創(chuàng)新的復雜性也導致其難以被準確表述與傳達，因而創(chuàng)新可能會加劇企業(yè)同投資者之間的信息不對稱[20]。

與國外制度背景不同，我國資本市場交易，投資者不僅關(guān)心公司業(yè)績，亦對股票“題材”關(guān)注頗多。當前國家在戰(zhàn)略層面大力推動技術(shù)創(chuàng)新，政府對創(chuàng)新高度重視所釋放的信號勢必傳導至資本市場，創(chuàng)新題材股票自然成為資本市場投資者關(guān)注的熱點[21]。政府頒布的一系列創(chuàng)新補貼及稅收優(yōu)惠政策又進一步強化了投資者投資于創(chuàng)新題材股票的信心。此外，我國最新會計準則要求企業(yè)披露研發(fā)信息，這為投資者關(guān)注科創(chuàng)題材股票提供了前提條件。投資者青睞于行業(yè)熱點，對科創(chuàng)題材付諸更多的興趣及更高的期望，有更強烈的動機獲取更多企業(yè)信息作為投資決策依據(jù)。投資者對創(chuàng)新的高度關(guān)注會促使企業(yè)自覺進行更多相關(guān)信息的披露。但普通投資者由于缺乏專業(yè)知識，可能會對企業(yè)研發(fā)信息的解讀存在一定障礙，分析師因其專業(yè)學科背景對企業(yè)創(chuàng)新活動的內(nèi)在價值的評估具有優(yōu)勢，投資者客觀上需要分析師對信息的專業(yè)解讀。分析師等信息中介為滿足投資者的信息需求便會趨于追蹤高創(chuàng)新投入企業(yè)。分析師通過長期跟蹤特定企業(yè)及相關(guān)行業(yè)，對企業(yè)創(chuàng)新活動的相關(guān)價值驅(qū)動因素進行深度挖掘、專業(yè)解讀并客觀傳遞，提升了市場對企業(yè)創(chuàng)新信息的解讀效率[22]，有助于投資者更加充分理解企業(yè)創(chuàng)新活動的價值進而作出理性投資決策。因此，專業(yè)分析師的介入提高了企業(yè)研發(fā)信息的披露質(zhì)量。由此，投資者關(guān)注促使企業(yè)增加了創(chuàng)新信息披露的“數(shù)量”，而由投資者關(guān)注引致的分析師介入則提升了企業(yè)創(chuàng)新信息披露的“質(zhì)量”。因此，投資者關(guān)注所帶來的信息效應從“數(shù)量”和“質(zhì)量”兩個方面緩解了企業(yè)同外部投資者之間的信息不對稱，以及由此導致的逆向選擇問題，進而有助于降低企業(yè)權(quán)益資本成本。

3.異質(zhì)性風險效應

技術(shù)創(chuàng)新自身的高風險特性所引致的企業(yè)異質(zhì)性風險效應會對企業(yè)權(quán)益資本成本產(chǎn)生負面影響。首先，企業(yè)在創(chuàng)新過程中，需要持續(xù)投入可觀的生產(chǎn)資源并且沉淀大量的人力資本，同時創(chuàng)新失敗概率極高，新技術(shù)是否研發(fā)成功、研發(fā)出的新產(chǎn)品能否被市場接受亦存在一定的不確定性[23]，技術(shù)創(chuàng)新因其過程的長期性與復雜性、結(jié)果的高度不確定性，極易導致企業(yè)經(jīng)營風險的攀升；其次，技術(shù)創(chuàng)新活動需要企業(yè)長期大額資金投入，且其回報期較長，難以產(chǎn)生短期財務收益[24]，企業(yè)容易面臨資金鏈斷裂的風險，同時由于技術(shù)創(chuàng)新的技術(shù)外溢性，創(chuàng)新成果一旦被競爭對手剽竊與模仿，企業(yè)就會喪失其獨有競爭優(yōu)勢，前期高成本便難以補償，因而企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新亦存在一定的財務風險。技術(shù)創(chuàng)新引致的企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的不穩(wěn)定性及現(xiàn)金流的波動性加劇了企業(yè)所面臨的異質(zhì)性風險。基于資產(chǎn)組合理論，企業(yè)的異質(zhì)性風險能夠被完全分散。然而現(xiàn)實中，由于市場不完備和投資者持股偏好等原因，投資者往往并不能如CAPM理論假設(shè)的那樣，持有充分分散化的投資組合，自然股票的異質(zhì)性風險無法通過投資組合來消除，因此股票的異質(zhì)性波動率會對資產(chǎn)的價格產(chǎn)生影響，投資者自然要為其所承擔的異質(zhì)性風險索要風險補償[13]。理性的投資者會綜合考慮技術(shù)創(chuàng)新引致的異質(zhì)性風險，企業(yè)異質(zhì)性風險越高，投資者所要求的風險溢價越高。企業(yè)權(quán)益資本成本隨之上升。

綜上，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新分別由上述三條路徑影響權(quán)益資本成本：其一，技術(shù)創(chuàng)新→企業(yè)競爭力→股票流動性→權(quán)益資本成本；其二，技術(shù)創(chuàng)新→投資者關(guān)注→信息不對稱→權(quán)益資本成本；其三，技術(shù)創(chuàng)新→公司異質(zhì)性風險→股票回報率→權(quán)益資本成本。前兩條路徑可能會對權(quán)益資本成本產(chǎn)生降低作用，而第三條路徑則可能會增加權(quán)益資本成本。據(jù)此，本文提出待檢驗的對立假說1。

H1a企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新會降低其權(quán)益資本成本，即技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)權(quán)益資本成本顯著負相關(guān)。

H1a-1企業(yè)競爭力是技術(shù)創(chuàng)新降低權(quán)益資本成本的中介變量之一。

H1a-2投資者關(guān)注是技術(shù)創(chuàng)新降低權(quán)益資本成本的中介變量之一。

H1b企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新會增加其權(quán)益資本成本，即技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)權(quán)益資本成本顯著正相關(guān)。

H1b-1異質(zhì)性風險是技術(shù)創(chuàng)新提升權(quán)益資本成本的中介變量之一。

(二)管理層貨幣薪酬激勵、技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本

將管理層個人收益同企業(yè)經(jīng)營業(yè)績相掛鉤的貨幣薪酬激勵方式，存在與企業(yè)創(chuàng)新活動不相協(xié)調(diào)的諸多顯性特征，如高管年薪的短期性特征與技術(shù)創(chuàng)新的長周期不相匹配、其事前約定性無法與技術(shù)創(chuàng)新結(jié)果的高度不確定性相容、薪酬粘性的存在使企業(yè)難以對創(chuàng)新失敗的高管采取降薪等懲戒措施等[25]，諸如此類不相協(xié)調(diào)的特征會對技術(shù)創(chuàng)新的資本成本效應產(chǎn)生影響。首先，薪酬誘發(fā)的管理層短視自利行為弱化了企業(yè)通過創(chuàng)新保持持久競爭力的動力。一方面，管理層可能以研發(fā)資源滿足自身利益需求，影響創(chuàng)新過程中的資源投入力度及其配置合理性；另一方面，管理層短視致使其在長期創(chuàng)新過程中怠于精進，對于技術(shù)創(chuàng)新付諸的支持力度與努力程度大打折扣[26]，由此帶來技術(shù)創(chuàng)新效率下降，對企業(yè)競爭力提升產(chǎn)生不利影響。其次，管理層為獲取較高薪酬利用自身權(quán)力及信息優(yōu)勢操縱研發(fā)信息并對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動進行選擇性披露，不利于分析師等信息中介有效解讀創(chuàng)新信息，削弱了投資者的有益關(guān)注。最后，薪酬粘性的存在使企業(yè)難以對創(chuàng)新失敗的高管采取降薪等懲戒措施，加之創(chuàng)新活動本身具有的高度不確定性利于高管卸責而無需承擔風險責任。高管為了創(chuàng)建商業(yè)帝國或提升自身聲譽等目的，可能會不顧風險盲目推進研發(fā)項目，因為創(chuàng)新失敗的原因可歸咎于創(chuàng)新本身的不確定性而非自身決策不利，如此便會加劇創(chuàng)新過程可能產(chǎn)生的經(jīng)營性風險和財務風險，即創(chuàng)新影響權(quán)益資本成本的異質(zhì)性風險效應隨之加劇。

綜上，管理層薪酬激勵與創(chuàng)新活動諸多不協(xié)調(diào)的顯性特征所誘發(fā)的管理層短視自利行為，弱化了企業(yè)通過創(chuàng)新保持持久競爭力的動力，降低了企業(yè)研發(fā)信息的披露質(zhì)量，進而削弱外部投資者對于企業(yè)創(chuàng)新的有益關(guān)注；加劇了創(chuàng)新活動中的異質(zhì)性風險，即“競爭力提升效應”和“投資者關(guān)注效應”被弱化的同時加劇了企業(yè)“異質(zhì)性風險效應”，最終對技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系產(chǎn)生了負面影響。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)2。

H2a管理層貨幣薪酬會弱化技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本之間的負相關(guān)關(guān)系。

H2b管理層貨幣薪酬會強化技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本之間的正相關(guān)關(guān)系。

(三)管理層股權(quán)激勵、技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本

管理層持股作為緩解代理沖突的長效激勵手段，將管理層利益與企業(yè)未來長遠利益緊密結(jié)合?；诶孚呁蓹?quán)激勵會驅(qū)使管理層推動技術(shù)創(chuàng)新實現(xiàn)正向市場反應。首先，管理層股權(quán)激勵能夠促進創(chuàng)新項目的科學選擇，提高技術(shù)創(chuàng)新效率[27-28]。管理層持股比例較高時，經(jīng)營者有足夠的動機與精力立足于公司長遠發(fā)展前景進行研發(fā)投資決策，在審慎評估研發(fā)項目價值和風險的基礎(chǔ)上，積極投資技術(shù)創(chuàng)新項目，減少并及時終結(jié)凈現(xiàn)值為負的次優(yōu)創(chuàng)新投資項目[29]，研發(fā)投入更多轉(zhuǎn)化為有效生產(chǎn)力，專利產(chǎn)出帶來的收益亦隨之增加，利于企業(yè)不斷提升市場競爭力。其次，較高的管理層持股比例意味著較少的管理層以權(quán)謀私行為，可提高投資者對企業(yè)創(chuàng)新行為的信任度，引致投資者對企業(yè)創(chuàng)新的更多關(guān)注。同時，為降低創(chuàng)新價值被低估的風險，受到激勵的管理層亦會主動進行創(chuàng)新信息披露為投資者決策提供更多依據(jù)，降低信息不對稱。最后，管理層持股促進創(chuàng)新資源的合理配置，有效把控創(chuàng)新風險。較高的持股比例能夠充分激發(fā)管理層的競爭意識與創(chuàng)造能力。管理層通過制定周詳計劃，合理調(diào)配人員、資金、設(shè)備等創(chuàng)新資源的使用，有效加強企業(yè)文化與制度建設(shè)，激勵核心技術(shù)人員努力作為，從而在最大程度上減少創(chuàng)新失敗的可能性，保持企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的穩(wěn)定性與資金鏈條的可持續(xù)性，避免創(chuàng)新風險對企業(yè)造成的負面沖擊，進而有助于降低企業(yè)異質(zhì)性風險。

綜上，管理層持股使管理層利益與企業(yè)長遠發(fā)展緊密結(jié)合，抑制了管理層的短視逐利行為。管理層更有動力克服技術(shù)創(chuàng)新過程中存在的各類風險，積極研發(fā)，增強企業(yè)的核心競爭力；為降低創(chuàng)新價值被低估的風險，管理層亦會主動增加信息披露，增強投資者關(guān)注度。總之，股權(quán)激勵通過弱化技術(shù)創(chuàng)新的“異質(zhì)性風險效應”，同時強化其“競爭力提升效應”、“投資者關(guān)注效應”，進而對技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本的關(guān)系產(chǎn)生正面影響。據(jù)此，提出研究假設(shè)3。

H3a管理層持股比例會強化技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本之間的負相關(guān)關(guān)系。

H3b管理層持股比例會弱化技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本之間的正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇滬深兩市2007—2015(1)2007年新會計準則要求新增“研發(fā)支出”科目，樣本數(shù)據(jù)始于2007年；使用OJ模型計算權(quán)益資本成本時需要兩年的預測期，參考現(xiàn)有文獻以實際數(shù)據(jù)替代預測數(shù)據(jù)，現(xiàn)行搜集數(shù)據(jù)截止到2017年，故OJ模型可計算至2015年，因此本文樣本期間為2007—2015年。年非金融行業(yè)上市公司為研究對象，并依次剔除ST類公司以及考察特征變量數(shù)據(jù)全部缺失的企業(yè)，為避免極端值的影響，對樣本連續(xù)變量進行前后各1%的Winsorize處理。行業(yè)劃分標準依據(jù)證監(jiān)會2012年《證監(jiān)會行業(yè)分類標準》，研發(fā)支出數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫，異質(zhì)性風險的Beta值來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。涉及創(chuàng)新投入的樣本量為3 105借鑒陳昆玉(2017)[30]做法，本文選取樣本僅包括有研發(fā)投入的上市公司，加之權(quán)益資本成本計量模型導致計算所得數(shù)據(jù)較少，故兩者合并后使得樣本數(shù)量偏少。，涉及創(chuàng)新產(chǎn)出的樣本量為3 714。使用Stata14進行實證分析。

(二)變量定義和模型構(gòu)建

1.被解釋變量：權(quán)益資本成本

目前我國權(quán)益資本成本的衡量方法主要集中在事前權(quán)益資本成本測度(GLS模型、OJ模型、ES與MPEG模型等)及事后權(quán)益資本成本測度(CAPM模型、FFM模型、APT模型等)兩個方面，且事前測度模型普遍優(yōu)于事后模型[31]。本文選用Ohlson等學者(2005)[32]提出的OJ模型衡量企業(yè)的權(quán)益資本成本(KOJ)。該模型僅需預測未來的盈利，而不需對賬面價值和凈資產(chǎn)收益率作出估計，亦不需假設(shè)股利支付，相較于其他模型，在模型測度效果、數(shù)據(jù)可得性及模型適用性方面均具備一定的優(yōu)勢。

2.解釋變量

(1)技術(shù)創(chuàng)新。本文參考權(quán)小鋒和尹洪英(2017)[33]的研究思路，從創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出兩個方面衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。其一，創(chuàng)新投入借鑒潘越等(2015)[34]文獻做法，選用企業(yè)研發(fā)強度這一相對指標進行測度，具體采用研發(fā)投入占營業(yè)收入比重(RD_SALE)予以衡量；其二，創(chuàng)新產(chǎn)出選用專利申請數(shù)量進行衡量，我國的專利包括發(fā)明專利、實用新型專利、外觀設(shè)計專利三種，由于三種專利所包含的技術(shù)含量及對企業(yè)的貢獻依次減弱，因而參考Bereskin(2016)[35]的做法，以三種專利分別按3∶2∶1的權(quán)重相加再加1后的自然對數(shù)(Lnpatent)進行測度。

(2)管理層激勵。本文從貨幣薪酬激勵與股權(quán)激勵兩個層面衡量管理層激勵。其中，管理層貨幣薪酬激勵借鑒許瑜和馮均科(2017)[36]的研究思路，采用前三名高管薪酬總和的自然對數(shù)(Lnpay)進行測度；管理層股權(quán)激勵參考朱德勝和周曉珮(2016)[28]做法，選取管理層持股數(shù)量占股本總數(shù)的比重(Hold)予以衡量。

3.中介變量

(1)企業(yè)競爭力。借鑒楊亭亭等(2017)[37]研究思路，采用營業(yè)利潤率(PCM)(營業(yè)利潤/營業(yè)收入)作為衡量指標。企業(yè)在產(chǎn)品市場競爭中的市場勢力越強，代表其定價能力越強，越能獲取壟斷利潤，則企業(yè)競爭力越強。

(2)投資者關(guān)注度。借鑒湯曉冬和陳少華(2017)[38]的研究方法，從金融資產(chǎn)交易特征角度出發(fā)，使用年度換手率(Turnover)(事件日前12個月平均換手率)作為投資者關(guān)注的替代指標，年度換手率越高，表示投資者關(guān)注程度越高。

(3)企業(yè)異質(zhì)性風險。借鑒吳昊旻等(2012)[39]的研究思路，采用CAPM模型月回歸殘差(個股收益率與市場收益率的回歸殘差)的絕對值按月加總得到異質(zhì)性風險的年度值，年度回歸殘差值越高，公司的異質(zhì)性風險(IR)亦越高。

4.控制變量

本文參考已有的文獻，采用如下控制變量：公司規(guī)模(Size)、財務杠桿(Lev)、盈利水平(Roa)、Beta系數(shù)(Beta)、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TAT)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Sta)，另外還控制了行業(yè)和年度的影響，具體變量定義見表1。

5. 模型構(gòu)建

(1)主變量關(guān)系及中介效應檢驗。本文同時采用Baron和Kenny(1986)[40]、溫忠麟和史寶娟(2014)[41]提出的中介效應檢驗程序以及Preacher和Hayes(2004)[42]提出的Bootstrap檢驗方法進行中介檢驗(2)Baron和Kenny(1986)[40]、溫忠麟和史寶娟(2014)[41]提出的中介效應檢驗程序，對路徑檢驗的邏輯呈現(xiàn)完整、直觀及清晰，但這種方法存在以主效應的存在為前提等缺陷。Bootstrap法正好可以加以彌補。故本文綜合采用兩種方法檢驗中介路徑，以求檢驗結(jié)果更具說服力。。

表1 變量定義一覽表

因果逐步回歸法。第一步，對模型(1)進行回歸，檢驗α1是否顯著，用以驗證本文的主關(guān)系，若顯著進行下一步；第二步，依次檢驗模型(2)中β1、模型(3)中λ2是否顯著，若β1和λ2都顯著，進一步檢驗模型(3)中的系數(shù)λ1，若λ1顯著且滿足|λ1|<|α1|，意味中介變量發(fā)揮部分中介作用，如果λ1不顯著，則說明中介變量完全發(fā)揮中介的作用；若β1和λ2至少有一個不顯著，則需要通過Bootstrap法(3)以往文獻基本采用Sobel檢驗法作為因果逐步回歸法的補充說明，但Soble檢驗要求ab服從正態(tài)分布，但通常很難滿足，因此容易導致檢驗結(jié)果犯第一類錯誤的概率增加，為此本文在此采用Bootstrap檢驗方法以彌補Sobel檢驗法的缺陷。檢驗判斷中介效應是否存在；最后對中介效應占總效應的比例(β1×λ2/α1)進行報告。其中，Mechanism對應中介變量企業(yè)競爭力(PCM)、投資者關(guān)注(Turnover)、異質(zhì)性風險(IR)。

KOJ=α0+α1RD_SALE/Lnpatent+Σcontrols+δ

(1)

Mechanism=β0+β1RD_SALE/Lnpatent+Σcontrols+δ

(2)

KOJ=λ0+λ1RD_SALE/Lnpatent+λ2Mechanism+Σcontrols+δ

(3)

Bootstrap中介檢驗法。針對因果回歸法存在的缺陷，本文對上述中介關(guān)系的存在與否采用Bootstrap檢驗法再次驗證，若系數(shù)乘積β1×λ2顯著(置信區(qū)間不包括0)，則中介效應成立[42]，并且若β1×λ2×λ1>0，則表明中介變量發(fā)揮了部分中介作用。

(2)調(diào)節(jié)效應檢驗。考察管理層激勵對于技術(shù)創(chuàng)新和權(quán)益資本成本關(guān)系的調(diào)節(jié)效應，在模型(1)的基礎(chǔ)上，分別依據(jù)管理層貨幣薪酬激勵(Lnpay)與管理層股權(quán)激勵(Hold)的中位數(shù)為界將樣本劃分為高激勵組和低激勵組，大于中位數(shù)一組取值為1，小于中位數(shù)一組取值為0，以此驗證假設(shè)2a/3a與2b/3b何者成立。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

主要變量描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表2所示，上市公司的權(quán)益資本成本(KOJ)的最小值為0.024 2，最大值為0.475，說明不同上市公司間的權(quán)益資本成本存在較大差異；同時，權(quán)益資本成本(KOJ)的均值為0.136，說明上市公司的權(quán)益資本成本水平仍有較大的下降空間。上市公司研發(fā)強度(RD_SALE)的最小值和最大值分別為0.000 3和0.886，表明不同上市公司間對于創(chuàng)新投入的重視程度不同；同時，研發(fā)強度的均值僅為0.032 9，可知我國上市公司研發(fā)投入普遍偏低，諸多上市公司的創(chuàng)新投入微乎其微。專利產(chǎn)出(Lnpatent)的最小值與最大值分別為0和10.648，有相當部分公司缺乏創(chuàng)新成果，且各公司之間差距明顯。此外，高管薪酬(LnPay)的均值高達14.159 2，表明貨幣薪酬是管理層激勵的重要方式，且我國上市公司管理層的貨幣薪酬整體居于較高水平，其中，高管薪酬自然對數(shù)的最大值為17.352 4，最小值為11.205 0，兩者差距較大。高管持股比例(Hold)的最小與最大值分別為0與0.672 2，相當數(shù)量上市公司存在管理層零持股現(xiàn)象，中位數(shù)僅為0.000 8，說明將近一半樣本公司的高管持股為0，遠未達到長期激勵的預期；且不同公司高管持股比例差距尤為突出，部分公司高管持股比例極高，對公司達到了絕對控股或相對控股的狀態(tài)。

表2 變量描述性統(tǒng)計表

(二)回歸分析

1.技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本的回歸分析

技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本的全樣本回歸結(jié)果如表3第(1)列及表4第(1)列所示。由表3可見，創(chuàng)新投入(RD_SALE)與權(quán)益資本成本(KOJ)的回歸系數(shù)為-0.231 5，且在1%的水平上顯著，表明企業(yè)的研發(fā)投入越多，權(quán)益資本成本越低；由表4可見，創(chuàng)新產(chǎn)出(Lnpatent)與權(quán)益資本成本(KOJ)的回歸系數(shù)亦在1%的水平上顯著為負，即上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出亦可起到降低其權(quán)益資本成本的作用。綜上，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本負相關(guān)，企業(yè)持續(xù)進行創(chuàng)新投入并努力增加創(chuàng)新產(chǎn)出降低了外部投資者所要求的資本回報率?；貧w結(jié)果支持假設(shè)H1a而拒絕假設(shè)H1b。

2.技術(shù)創(chuàng)新影響權(quán)益資本成本的路徑檢驗

(1)企業(yè)競爭力的中介效應檢驗。由表3第(2)列和表4列(2)知，創(chuàng)新投入及創(chuàng)新產(chǎn)出均與企業(yè)競爭力顯著正相關(guān)，說明企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新通過提高生產(chǎn)效率、擴大市場份額等提升了企業(yè)的市場競爭力；由表3列(5)知，在加入中介變量企業(yè)競爭力后，創(chuàng)新投入(RD_SALE)與權(quán)益資本成本(KOJ)在5%的水平上顯著負相關(guān)，且回歸系數(shù)的絕對值由表3列(1)的0.231 5降為0.168 0，說明企業(yè)競爭力是創(chuàng)新投入影響權(quán)益資本成本的部分中介因子，且中介效應占創(chuàng)新投入總效應的比重為27.29%(=7.521 7×-0.008 4/-0.231 5)；表4列(5)回歸結(jié)果表明，創(chuàng)新產(chǎn)出(Lnpatent)的回歸系數(shù)絕對值亦由表4第(1)列的0.002 1下降至0.001 9，證實企業(yè)競爭力亦是創(chuàng)新產(chǎn)出影響權(quán)益資本成本的的部分中介因子，中介效應占創(chuàng)新產(chǎn)出總效應的比重為8.45%(=0.000 6×-0.295 9/-0.002 1)。

Bootstrap中介檢驗如表5行(1)和行(4)所示，由創(chuàng)新投入和產(chǎn)出分別表征技術(shù)創(chuàng)新時，企業(yè)競爭力中介效應β1×λ2的系數(shù)分別為-0.070 66和-0.000 36，其置信區(qū)間為[-0.097 86，-0.048 68]和[-0.000 67，-0.000 07]，顯然，兩個置信區(qū)間都不包括0，故企業(yè)競爭力的中介效應成立；λ1如表3列(5)、表4列(5)所示分別為-0.168 0與-0.001 9，故β1×λ2×λ1>0，再次證明企業(yè)競爭力是技術(shù)創(chuàng)新作用于權(quán)益資本成本的部分中介變量。

綜上，由創(chuàng)新投入和產(chǎn)出所表征的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力越強，越能獲取較高的競爭地位及較強的競爭能力，為企業(yè)帶來更多未來收益，投資者更愿意投資創(chuàng)新投入或產(chǎn)出多的企業(yè)，投資者偏好無疑伴隨著更高的股票流動性，權(quán)益資本成本得以降低。假設(shè)H1a-1得到驗證。此外，企業(yè)競爭力中介效應占創(chuàng)新投入總效應的比重高于創(chuàng)新產(chǎn)出，說明相對于創(chuàng)新產(chǎn)出而言，創(chuàng)新投入更能通過企業(yè)競爭力這條中介路徑降低權(quán)益資本成本。

(2)投資者關(guān)注的中介效應檢驗。由表3列(3)和表4列(3)知，創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出均與投資者關(guān)注(Turnover)顯著正相關(guān)，顯然“創(chuàng)新”題材因國家產(chǎn)業(yè)政策支持等引發(fā)資本市場投資者的廣泛關(guān)注；如表3列(6)所示，在加入中介變量投資者關(guān)注后，創(chuàng)新投入(RD_SALE)與權(quán)益資本成本(KOJ)依然在1%的水平上顯著負相關(guān)，且回歸系數(shù)的絕對值由表3列(1)的0.231 5降至0.207 9，說明投資者關(guān)注是創(chuàng)新投入影響權(quán)益資本成本的部分中介因子，中介效應占創(chuàng)新投入總效應的比重為10.15%(=2.473 9×-0.009 5/-0.231 5)；由表4列(6)知，創(chuàng)新產(chǎn)出(Lnpatent)與權(quán)益資本成本(KOJ)的回歸系數(shù)的絕對值亦由表4列(4)中的0.002 1降至0.002 0，說明投資者關(guān)注亦是創(chuàng)新產(chǎn)出影響權(quán)益資本成本的的部分中介因子，中介效應占創(chuàng)新產(chǎn)出總效應的比重為5.32%(=0.000 1×-1.117 7/-0.002 1)。

Bootstrap中介檢驗如表5行(2)和行(5)所示，由創(chuàng)新投入和產(chǎn)出分別表征技術(shù)創(chuàng)新時，投資者關(guān)注中介效應β1×λ2的系數(shù)分別為-0.015 57和-0.000 18，其置信區(qū)間為[-0.031 66，-0.003 91]和[-0.000 34，-0.000 09]，因兩個置信區(qū)間均不包括0，故投資者關(guān)注的中介效應成立；λ1如表3列(6)、表4列6所示分別為-0.207 9與-0.002 0，故β1×λ2×λ1>0，再次獲證投資者關(guān)注是作用于技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本關(guān)系的部分中介變量。

綜上，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力越強，投資者關(guān)注度越高，越能促進信息在企業(yè)和投資者之間有效流通，緩解信息不對稱，進而有助于降低權(quán)益資本成本。假設(shè)H1a-2得到驗證。此外，投資者關(guān)注度中介效應占創(chuàng)新投入總效應的比重高于創(chuàng)新產(chǎn)出，說明相對于創(chuàng)新產(chǎn)出而言，創(chuàng)新投入更能通過投資者關(guān)注度這條中介路徑降低權(quán)益資本成本。

(3)異質(zhì)性風險的中介效應檢驗。由表3列(4)知，創(chuàng)新投入(RD_SALE)與異質(zhì)性風險(IR)的系數(shù)為1.627且在1%的水平上顯著；表3列(7)顯示，異質(zhì)性風險(IR)與權(quán)益資本成本的系數(shù)為-0.000 80，t值為0.223 6，未能通過顯著性檢驗，按照程序，需進行Bootstrap檢驗。表4列(4)中創(chuàng)新產(chǎn)出(Lnpatent)與異質(zhì)性風險(IR)的系數(shù)為0.006 4但不顯著；表4列(7)中異質(zhì)性風險(IR)與權(quán)益資本成本的回歸系數(shù)為-0.00 21亦不顯著。Bootstrap中介檢驗如表5行(3)和行(6)所示，由創(chuàng)新投入和產(chǎn)出分別表征技術(shù)創(chuàng)新時，異質(zhì)性風險中介效應β1×λ2的系數(shù)分別為-0.001 29和-0.000 01，其置信區(qū)間為[-0.001 16 0.009 08]和[-0.000 06 0.000 03]，顯然中介效應β1×λ2的置信區(qū)間均包含0，表明異質(zhì)性風險的中介效應未能得到證實。假設(shè)H1b-1未得到驗證。

(4)中介效應的總效應檢驗。鑒于異質(zhì)性風險的中介作用未能得到驗證，本部分只檢驗企業(yè)競爭力和投資者關(guān)注兩個中介變量的總效應。由表3列(8)及表4列(8)知，在考慮企業(yè)競爭力和投資者關(guān)注兩個中介變量的共同影響后，創(chuàng)新投入/產(chǎn)出均與權(quán)益資本成本仍呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，其回歸系數(shù)的絕對值均有所降低，由表3及表4列(1)的0.231 5和0.002 1分別下降至列(8)的0.146 7和0.001 9，說明兩個中介變量的合并效應發(fā)揮了作用。創(chuàng)新投入表征技術(shù)創(chuàng)新時，企業(yè)競爭力和投資者關(guān)注的總中介效應為-0.084 7(=7.5217×-0.008 5+2.473 9×-0.008 4)，總中介效應占創(chuàng)新投入總效應的比重為36.59%(=-0.084 7/-0.231 5)；創(chuàng)新產(chǎn)出表征技術(shù)創(chuàng)新時，企業(yè)競爭力和投資者關(guān)注的總中介效應為-0.000 3(=0.000 6×-0.312 3+0.000 1×-1.103 1)，總中介效應占創(chuàng)新產(chǎn)出總效應的比重為14.28%(=-0.000 3/-0.002 1)。

綜合上述分析可知：其一，相對于創(chuàng)新產(chǎn)出而言，創(chuàng)新投入更能通過企業(yè)競爭力和投資者關(guān)注這兩條中介路徑降低權(quán)益資本成本；其二，技術(shù)創(chuàng)新對權(quán)益資本成本的作用路徑包括但不限于企業(yè)競爭力與投資者關(guān)注，還有其他影響路徑需要后續(xù)研究探尋；其三，由前文所示，企業(yè)競爭力的中介效應占比高于投資者關(guān)注，說明相較于投資者關(guān)注效應而言，技術(shù)創(chuàng)新所帶來的企業(yè)競爭力提升效應對權(quán)益資本成本的降低作用更為顯著，即企業(yè)競爭力效應居主導地位。

上述中介效應檢驗的回歸結(jié)果再次印證了本文的假設(shè)1a，技術(shù)創(chuàng)新之所以對權(quán)益資本成本具有降低作用，原因是其影響路徑主要為競爭力效應和投資者關(guān)注效應而非異質(zhì)性風險效應。首先，技術(shù)創(chuàng)新雖然存在一定風險，但投資者更重視企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提升的競爭力所帶來的高盈利性及長期的價值增值，且大多創(chuàng)新企業(yè)具有實力雄厚的研發(fā)平臺、足夠的知識儲備和技術(shù)積累，也更有實力抵消創(chuàng)新風險對企業(yè)價值的不利影響[14]，故而相對風險效應而言，創(chuàng)新的競爭力提升效應更為凸顯；其次，國家以政府補貼等產(chǎn)業(yè)政策支持創(chuàng)新，證監(jiān)會強制要求企業(yè)披露研發(fā)信息，這在一定程度上增強了投資者對技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)的投資信心。因而，技術(shù)創(chuàng)新更多裨益于企業(yè)未來競爭力提升，又因創(chuàng)新題材股票備受投資者青睞，因而創(chuàng)新風險對權(quán)益資本成本所產(chǎn)生的負面效應得以弱化或抵消，投資者愿意以降低報酬率的方式鼓勵企業(yè)進行高效、規(guī)范的創(chuàng)新，從而技術(shù)創(chuàng)新對于權(quán)益資本成本的總體作用是降低而非提升。

表3 創(chuàng)新投入影響權(quán)益資本成本及其路徑檢驗的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為系數(shù)所對應t值。***、**、*、分別表示顯著性水平為 1%、5%、10%。

表4 創(chuàng)新產(chǎn)出影響權(quán)益資本成本及其路徑檢驗的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為系數(shù)所對應t值。***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%。

表5 中介效應的Bootstrap檢驗結(jié)果表

注：Estimate為衡量中介效應的β1×λ2的估計系數(shù)，SE為β1×λ2的標準差，BC95%置信區(qū)間為矯正偏差后的95%置信區(qū)間，最后一列為P值。

3.管理層激勵對技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本關(guān)系的影響檢驗

(1)管理層薪酬激勵對“技術(shù)創(chuàng)新—權(quán)益資本成本”關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。如表6列(1)、(2)及列(5)、(6)可見，管理層貨幣薪酬較低組(LnPay=0)中，KOJ與RD_SALE和Lnpatent的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負；而在管理層貨幣薪酬較高組(LnPay=1)中，KOJ與RD_SALE和Lnpatent的回歸系數(shù)均不顯著，表明只有在管理層貨幣薪酬較低時，技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本的負相關(guān)關(guān)系才顯著。原因在于，適當?shù)男匠晁接幸嬗诠芾韺蛹钚陌l(fā)揮，而管理層貨幣薪酬較高時，極易引發(fā)管理層的短視自利行為，從而加劇管理層創(chuàng)新過程中的代理風險，削弱了技術(shù)創(chuàng)新正向的資本成本效應。因此，較高的管理層貨幣薪酬弱化了技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本之間的負相關(guān)關(guān)系。假設(shè)2a得到驗證。

(2)管理層股權(quán)激勵對“技術(shù)創(chuàng)新—權(quán)益資本成本”關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。如表6列(3)、(4)及列(7)、(8)所示，管理層持股比例較低組(Hold=0)中，KOJ與RD_SALE和Lnpatent的系數(shù)并不顯著；而在管理層持股比例較高組(Hold=1)中，KOJ與RD_SALE和Lnpatent的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，表明管理層持股比例越高，技術(shù)創(chuàng)新和權(quán)益資本成本之間的負相關(guān)關(guān)系越顯著。原因在于，管理層持股比例越高，越能有效激勵管理層著眼于企業(yè)長遠目標而優(yōu)化創(chuàng)新決策，最大程度上增加創(chuàng)新收益并控制創(chuàng)新風險，同時向外部投資者傳遞更多有利信號，技術(shù)創(chuàng)新和權(quán)益資本成本之間的負相關(guān)關(guān)系得以強化，而當管理層持股比例較低時，利益趨同的激勵作用尚不能得到有效發(fā)揮，抑制了技術(shù)創(chuàng)新的正向資本成本效應。因此，管理層股權(quán)激勵強化了技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本的負相關(guān)關(guān)系。假設(shè)3a得到驗證。

表6 管理層激勵、技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本

注：括號內(nèi)為系數(shù)所對應t值。***、**、*、分別表示顯著性水平為 1%、5%、10%。

4.管理層激勵影響“技術(shù)創(chuàng)新—權(quán)益資本成本”關(guān)系的作用機制檢驗

上文已證實，管理層薪酬激勵弱化了技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本的負相關(guān)關(guān)系，管理層股權(quán)激勵則對兩者關(guān)系發(fā)揮強化作用，那么，管理層激勵是否通過“企業(yè)競爭力”、“投資者關(guān)注”及“異質(zhì)性風險”三條路徑作用于技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本的關(guān)系？基于此，分別以管理層薪酬激勵與管理層股權(quán)激勵的中位數(shù)為界將樣本分為兩組，在此基礎(chǔ)上，依次進行“企業(yè)競爭力”、“投資者關(guān)注”及“異質(zhì)性風險”的中介效應檢驗。

因果逐步回歸法中，在管理層薪酬激勵較高組與股權(quán)激勵較低組中，鑒于技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本的總體關(guān)系并不顯著，無需繼續(xù)進行路徑檢驗；而在管理層薪酬激勵較低組以及管理層股權(quán)激勵較高組中，企業(yè)競爭力及投資者關(guān)注的中介效應均顯著成立，異質(zhì)性風險的中介作用未能得到驗證。Bootstrap中介檢驗的結(jié)果支持上述結(jié)論。綜上，當管理層薪酬激勵較低或管理層股權(quán)激勵較高時，創(chuàng)新投入/產(chǎn)出可通過提升企業(yè)競爭力及引發(fā)投資者關(guān)注的路徑作用于權(quán)益資本成本。因此，管理層薪酬激勵通過弱化技術(shù)創(chuàng)新的“投資者關(guān)注效應”和“競爭力提升效應”，最終弱化了技術(shù)創(chuàng)新對權(quán)益資本成本的降低作用，管理層股權(quán)激勵則通過強化“投資者關(guān)注效應”和“競爭力提升效應”，最終對技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本之間的負相關(guān)關(guān)系發(fā)揮強化作用，與前文理論推演基本保持一致。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.變量替換

(1)更換權(quán)益資本成本的衡量模型。采用ES模型來衡量上市公司的權(quán)益資本成本，研究結(jié)論同上文一致。

(2)更換技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標。創(chuàng)新投入采用研發(fā)支出/總資產(chǎn)衡量，創(chuàng)新產(chǎn)出采用企業(yè)專利申請數(shù)量總和加1的自然對數(shù)測度，實證結(jié)果和上文保持一致。

2.控制可能遺漏的變量

鑒于公司治理可能會同時影響技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本，本文在控制變量中加入第一大股東持股比例(Large)、前十大股東持股比例(Top10)、董事會人數(shù)的自然對數(shù)(Lnboard)、獨立董事占比(Ind)、總經(jīng)理是否兼任董事長(AM)等常見的公司治理變量，重新回歸后其結(jié)果仍支持本文的基本結(jié)論。

3.內(nèi)生性檢驗

依據(jù)前文回歸結(jié)果可知，技術(shù)創(chuàng)新可有效降低權(quán)益資本成本，不過考慮到技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本也可能存在雙向因果關(guān)系，即權(quán)益資本成本較低的企業(yè)能夠在資本市場上獲得更多融資，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供更多資金支持。因而采用工具變量法排除內(nèi)生性問題的影響。

借鑒周銘山等(2017)[12]思路，分別選取年度行業(yè)創(chuàng)新投入均值(RD_SALE_mean)、年度行業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出均值(Lnpatent_mean)作為技術(shù)創(chuàng)新投入(RD_SALE)與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(Lnpatent)的工具變量，運用兩階段最小二乘法(2SLS)進行內(nèi)生性處理。工具變量在通過過度識別檢驗及弱工具變量檢驗基礎(chǔ)上，創(chuàng)新投入(RD_SALE)、創(chuàng)新產(chǎn)出(Lnpatent)均與權(quán)益資本成本(KOJ)顯著負相關(guān)，表明在控制內(nèi)生性后，技術(shù)創(chuàng)新依然能顯著降低權(quán)益資本成本。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文以滬深股市2007—2015年非金融行業(yè)上市公司為研究樣本，結(jié)合管理層激勵，通過理論推演和實證檢驗深入分析技術(shù)創(chuàng)新影響權(quán)益資本成本的客觀表現(xiàn)及傳導路徑。具體研究結(jié)論如下：(1)企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出均與權(quán)益資本成本顯著負相關(guān)，表明企業(yè)積極進行研發(fā)投入并且增加專利產(chǎn)出所帶來的正向資本市場反應有效降低了權(quán)益資本成本，為創(chuàng)新企業(yè)獲得股權(quán)融資優(yōu)勢提供了實證證據(jù)，有利于實現(xiàn)金融資源向創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)的高效流動和配置。(2)通過路徑檢驗發(fā)現(xiàn)，“企業(yè)競爭力”和“投資者關(guān)注”在技術(shù)創(chuàng)新對權(quán)益資本成本的影響中發(fā)揮了顯著的中介作用，且“企業(yè)競爭力”效應占主導地位。而“異質(zhì)性風險”的中介作用未能得到驗證。即技術(shù)創(chuàng)新主要通過提升“企業(yè)競爭力”以及引發(fā)“投資者關(guān)注”兩條路徑降低了權(quán)益資本成本，創(chuàng)新的不確定性導致的異質(zhì)性風險并未對權(quán)益資本成本產(chǎn)生顯著的負面影響。(3)不同管理層激勵方式對技術(shù)創(chuàng)新的資本成本效應存在影響差異，管理層薪酬激勵弱化了技術(shù)創(chuàng)新與權(quán)益資本成本之間的負相關(guān)關(guān)系，而管理層股權(quán)激勵則對二者之間的負相關(guān)關(guān)系具有強化作用，表明在我國當前的管理層激勵機制中，短期貨幣薪酬對技術(shù)創(chuàng)新的資本成本效應激勵效果欠佳，長期股權(quán)激勵成效卓然。就影響路徑而言，管理層薪酬激勵通過弱化“企業(yè)競爭力”和“投資者關(guān)注”這兩條路徑進而弱化了技術(shù)創(chuàng)新的資本成本效應，而管理層股權(quán)激勵卻通過強化這兩條路徑最終對技術(shù)創(chuàng)新的資本成本效應產(chǎn)生了正面影響。

本文的研究結(jié)論對企業(yè)的創(chuàng)新投資決策具有以下啟示意義：第一，技術(shù)創(chuàng)新具有正面的資本成本效應，企業(yè)應順勢而為，通過科學選擇創(chuàng)新項目加大研發(fā)投入，合理配置創(chuàng)新資源努力增加創(chuàng)新產(chǎn)出，由研發(fā)活動向資本市場傳遞積極信號，以降低其權(quán)益資本成本，發(fā)揮股權(quán)融資對創(chuàng)新企業(yè)的支持作用。第二，“企業(yè)競爭力”效應具有中介主導地位，說明相對于風險而言，股東更看重由企業(yè)的研發(fā)實力提升的企業(yè)競爭優(yōu)勢預期所創(chuàng)造的持續(xù)現(xiàn)金流。因此，企業(yè)應居安思危，增強研發(fā)意識、重視創(chuàng)新活動，以期推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。第三，雖然“投資者關(guān)注”所發(fā)揮的信息效應有益于企業(yè)發(fā)展股權(quán)市場，但股權(quán)融資比信貸融資更易產(chǎn)生信息不對稱問題[4]，所以僅靠企業(yè)的選擇性披露和投資者的積極關(guān)注難以根本緩解。政府應積極推動和完善信息披露、上市退市程序等制度，切實保障投資者權(quán)益，使優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新企業(yè)能得到投資者的充分識別和信任，更好的發(fā)揮股權(quán)融資對技術(shù)創(chuàng)新的重要支持作用。第四，股權(quán)激勵通過利益趨同效應可強化技術(shù)創(chuàng)新正向的資本成本效應，而貨幣薪酬激勵反而加劇了管理層短視化的機會主義行為，進而抑制了企業(yè)創(chuàng)新的正面效應發(fā)揮。因此，新經(jīng)濟企業(yè)應強化股權(quán)與期權(quán)等長效激勵方式，弱化以會計利潤為基礎(chǔ)的貨幣薪酬激勵機制。

本文從權(quán)益資本成本的視角考察了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的經(jīng)濟后果，雖然進行了一些有益探索和嘗試，但仍存在以下不足：第一，技術(shù)創(chuàng)新的度量問題。本文借鑒現(xiàn)有文獻，將技術(shù)創(chuàng)新分為投入和產(chǎn)出兩階段進行度量，實際上，技術(shù)創(chuàng)新還應包括中間的轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)，但因轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)本身的復雜性而未能進行有效度量。未來可以嘗試構(gòu)建更為完整的技術(shù)創(chuàng)新指標衡量體系。第二，技術(shù)創(chuàng)新影響權(quán)益資本成本的中介路徑還有待擴展。本文機制檢驗中，雖然驗證了“企業(yè)競爭力”和“投資者關(guān)注”兩個變量的中介作用，但其合并總效應只占了創(chuàng)新投入/產(chǎn)出總效應的36.59%和14.28%，說明技術(shù)創(chuàng)新對權(quán)益資本成本的作用路徑包括但不限于企業(yè)競爭力與投資者關(guān)注，還有其他影響路徑可供后續(xù)研究探尋。