姚明安

（汕頭大學商學院，廣東 汕頭 515063）

一、引言

研發(fā)活動是企業(yè)一項重要的戰(zhàn)略性投資活動，它直接關系到企業(yè)能否健康穩(wěn)定發(fā)展和超越競爭對手[1]。然而，由于研發(fā)投資的風險高、周期長、見效慢，加上會計準則對于研發(fā)支出的資本化規(guī)定了嚴格的條件，高管人員往往缺乏將企業(yè)資源投入研發(fā)活動的動力。為了協(xié)調股東與高管的利益，賦予后者一定數(shù)量的股權通常被認為是最直接和最有效的方法[2，3]。

高管持股是否如理論預期的那樣有助于企業(yè)的研發(fā)活動？針對這一問題的研究主要從兩方面展開，一是研發(fā)投入，二是研發(fā)產出。前一類研究中，雖然有部分學者發(fā)現(xiàn)高管持股無助于企業(yè)的研發(fā)投入或者二者之間呈非線性關系[4，5]，但更多的研究認為股權激勵能夠促進研發(fā)投入[6，7]。后一類研究相對較少，其結論大多表明高管持股具有治理效應，如Bulan 和Sanyal[8]發(fā)現(xiàn)股權激勵對企業(yè)專利產出具有促進作用，專利數(shù)量會隨著管理層持股數(shù)量的增加而增多。

理論上，無論是研發(fā)投入還是研發(fā)產出，都只是企業(yè)研發(fā)過程中的一環(huán)，研發(fā)投入高的企業(yè)不一定能夠獲得理想的研發(fā)產出，研發(fā)產出高的企業(yè)也可能以嚴重的資源浪費為代價。因此，單獨從研發(fā)投入或產出的角度來反映企業(yè)的研發(fā)活動都是不完整的[9]。鑒于此，一些學者試圖以同時包含研發(fā)投入和研發(fā)產出信息的研發(fā)效率作為衡量研發(fā)活動整體狀況的指標，以考察高管持股的治理效應。比如，梁彤纓等[9]利用目前比較流行的以隨機前沿模型估計出來的技術無效項來度量研發(fā)效率，結果發(fā)現(xiàn)管理層股權激勵與企業(yè)研發(fā)效率之間呈顯著的倒U 型關系；朱德勝和周曉珮[10]以息稅前利潤變化值與研發(fā)投入之比測度企業(yè)創(chuàng)新效率，也得出了類似的結果。

以研發(fā)效率來替代單一的研發(fā)投入或研發(fā)產出固然有其可取的一面，但僅以此指標來反映企業(yè)整體的研發(fā)活動同樣是不完整的。畢竟，高管持股的目的不只是激勵高管人員在研發(fā)決策及其執(zhí)行過程中更加努力，從而提高研發(fā)效率；同時也包括增強其承擔研發(fā)投資風險的意愿，從而加大研發(fā)投入的強度。

很顯然，反映企業(yè)研發(fā)活動的研發(fā)投入、研發(fā)產出和研發(fā)效率三個變量中，任何一個變量都可由另外兩個變量推算而來。因此，要全面反映企業(yè)的研發(fā)活動，只需借助于其中的兩個變量。本文中，筆者將同時從研發(fā)投入和研發(fā)效率的角度來考察高管持股的治理效應。對于研發(fā)效率的度量，會計上的研發(fā)支出資本化率原本是一個適當?shù)倪x擇，但由于目前的會計準則規(guī)定研究支出必須全部費用化（即便是很有成效的研究活動），因而無法通過其中資本化的比例來揭示研究活動的成效。鑒于此，為了使分子和分母在口徑上保持一致，本文將關注的重點集中于開發(fā)活動，以開發(fā)支出資本化率度量開發(fā)活動的效率。筆者直接利用會計信息度量開發(fā)效率，而不是沿襲現(xiàn)有文獻的流行做法利用隨機前沿模型估計的結果，①利用隨機前沿模型估計出來的研發(fā)效率不是一般意義上的研發(fā)產出與研發(fā)投入的對比，而是指在一定的研發(fā)投入水平下，實際研發(fā)產出與帕累托最優(yōu)研發(fā)產出的比例關系[9]。其實，這種度量方法與我們習慣使用的“投入產出率”表達方式并無本質上的區(qū)別，二者之間可以相互轉換。以x 表示研發(fā)投入，y1和y2分別表示帕累托最優(yōu)研發(fā)產出和實際研發(fā)產出，則按現(xiàn)有文獻計算的研發(fā)效率a＝y(tǒng)2/y1，而按“投入產出率”形式反映的研發(fā)效率b=y2/x。由此，b＝ay1/x，其中，y1/x 表示帕累托最優(yōu)產出率（在一定的生產技術水平下為常數(shù)）。主要是基于以下幾點考慮：首先，開發(fā)支出的資本化率表示的是資本化的開發(fā)支出占開發(fā)支出總額的比例，而開發(fā)支出的資本化在會計上意味著開發(fā)活動的成功，因而它直觀地體現(xiàn)了開發(fā)活動的效率；其次，會計準則之所以規(guī)定開發(fā)支出可以有條件地資本化，主要是為了更真實地反映企業(yè)開發(fā)活動的成果，從而更好地服務于會計報表的使用者，因此，開發(fā)支出的資本化率在理論上應該具有決策價值，更何況會計準則對于開發(fā)支出的資本化規(guī)定了很嚴格的條件②現(xiàn)行會計準則規(guī)定，開發(fā)階段的支出必須同時滿足五個條件才能資本化：（1）完成該無形資產以使其能夠使用或出售在技術上具有可行性；（2）具有完成該無形資產并使用或出售的意圖；（3）無形資產產生經濟利益的方式，包括能夠證明運用該無形資產生產的產品存在市場或無形資產自身存在市場，無形資產將在內部使用的，應當證明其有用性；（4）有足夠的技術、財務資源和其他資源支持，以完成該無形資產的開發(fā)，并有能力使用或出售該無形資產；（5）歸屬于該無形資產開發(fā)階段的支出能夠可靠地計量。當然，開發(fā)支出的資本化離不開會計估計，因而不排除公司高管將其作為盈余管理甚至會計操縱工具的可能，但我們不能因噎廢食，畢竟，會計估計是權責發(fā)生制會計的重要特征。；再次，利用隨機前沿模型估計的技術無效項作為研發(fā)效率的度量，其估計方法涉及到生產函數(shù)形式的設定，因而很難避免因函數(shù)設定錯誤而導致的效率測量的誤差；最后，以開發(fā)支出資本化率度量開發(fā)效率進而探討其決策價值，有助于評價開發(fā)支出有條件的資本化這一會計規(guī)范的合理性。

由于科技程度不同的公司對研發(fā)的需求往往會存在較大差異，本文除了一般性地考察高管持股對研發(fā)投入及開發(fā)效率的影響外，還將進一步區(qū)分高新技術企業(yè)與非高新技術企業(yè)。研究發(fā)現(xiàn)，整體而言，增加高管持股有助于企業(yè)加大研發(fā)投入并提高研發(fā)效率，但高管持股的這種治理效應在科技含量不同的公司中存在顯著差別。具體來說，高管持股對研發(fā)投入的促進作用在高新技術企業(yè)和非高新技術企業(yè)中都顯著存在，但在高新技術企業(yè)中的作用更加突出；高管持股對開發(fā)效率的促進作用僅在高新技術企業(yè)中存在，而在非高新技術企業(yè)中的作用并不顯著。作為一種補充，筆者還專門檢驗了開發(fā)支出資本化率這一指標的信息內涵，筆者發(fā)現(xiàn)該指標能在一定程度上表征企業(yè)開發(fā)活動的效率。

本文的貢獻主要有三點：其一，對研發(fā)活動的反映，現(xiàn)有文獻大多基于單一維度（研發(fā)投入、研發(fā)產出或研發(fā)效率），本文同時考慮研發(fā)投入和研發(fā)效率，有助于更全面地了解高管持股與企業(yè)研發(fā)活動之間的關系；其二，對于研發(fā)效率的度量，本文采用會計上的開發(fā)支出資本化率，是一個有益的嘗試，對今后的相關研究具有一定的參考價值；其三，本文檢驗了開發(fā)支出資本化率的信息內涵，發(fā)現(xiàn)該指標能在一定程度上反映企業(yè)開發(fā)活動的效率，這對資本市場上投資者的決策具有一定的參考價值和借鑒意義。

二、理論分析與研究假設

根據(jù)代理成本假說，公司高管與股東之間存在著利益沖突：前者更關注與個人利益相關的工作績效，而工作績效的衡量通常與企業(yè)當期財務狀況和經營業(yè)績緊密聯(lián)系；后者的目標則是股東利益的最大化及企業(yè)長期價值的可持續(xù)增長。公司高管與股東之間目標的不一致性可能會導致前者在面臨經濟決策時，傾向于規(guī)避那些可能會對公司短期業(yè)績產生不良影響但可以帶來長期回報的項目，例如減少企業(yè)的研發(fā)活動。

緩解上述矛盾的一個有效辦法是讓高管持有公司股權，使其成為企業(yè)的所有者，與股東共享利潤、共擔風險[2，3]。這一制度安排可以促使原本利益沖突的高管與股東利益趨同，鼓勵高管在面臨經濟決策時，更多從企業(yè)長期價值與股東利益最大化的角度進行投資選擇。具體到研發(fā)活動中，高管在持有公司股權時，將更愿意承擔高風險研發(fā)活動固有的不確定性，從而能夠更積極地看待公司的研發(fā)活動[7，11]。由此，本文提出第一個研究假設。

假設1：高管持股比例的提高有助于企業(yè)加大研發(fā)投入。

高管持股對企業(yè)研發(fā)活動的影響不僅體現(xiàn)在研發(fā)投入上，而且可能會影響其研發(fā)效率，原因是高管持股比例的增加有助于協(xié)調高管的個人利益與公司股東整體的利益，從而使得高管不僅更加重視企業(yè)研發(fā)活動的投資力度，還會對可選的研發(fā)項目進行更為嚴謹?shù)暮Y選，在項目執(zhí)行過程中也會更加努力。這些都將有助于減少研發(fā)過程中的資源浪費，從而在同等研發(fā)投入水平下增加研發(fā)產出[9，12]。另外，高管持股還有助于減少并及時終結次優(yōu)投資項目，這無疑能提高企業(yè)整體研發(fā)活動的效率[13]。由于開發(fā)活動是研發(fā)活動的重要組成部分，由此可以提出第二個研究假設。

假設2：高管持股比例的提高有助于企業(yè)提高開發(fā)活動的效率。

技術創(chuàng)新能力是高新技術企業(yè)最核心的競爭力。為了獲取并保持這種能力，企業(yè)必須持續(xù)進行高強度的研發(fā)投入。Cohen 和Klepper[14]的研究發(fā)現(xiàn)，行業(yè)結構對企業(yè)研發(fā)活動有重大影響。很多研究也發(fā)現(xiàn)，高新技術行業(yè)的企業(yè)在宣布增加研發(fā)投入時，市場會產生顯著的積極反應，但對同樣的行為，市場卻對非高新技術行業(yè)的企業(yè)產生了顯著的消極反應[15]。這表明與非高新技術企業(yè)相比，高新技術企業(yè)加大研發(fā)投入更符合股東利益最大化的目標。但另一方面，由于高新技術企業(yè)的高風險特征，公司高管更可能會為了自身的利益而減少研發(fā)強度。因此，相對于對非高新技術企業(yè)，對高新技術企業(yè)的高管進行股權激勵顯得更為重要。因為只有這樣，才能使公司高管從企業(yè)自身的特點出發(fā)選擇更多的研發(fā)投入進而增加股東財富。由此，提出如下研究假設。

假設3：相對于非高新技術企業(yè)，高新技術企業(yè)中高管持股比例的提高更有助于企業(yè)加大研發(fā)投入。

高新技術企業(yè)屬于技術密集型企業(yè)，其技術往往是處于當代科技前沿的。在此基礎上再進行技術創(chuàng)新，其難度可想而知。由此帶來的一個后果是，相對于非高新技術企業(yè)，高新技術企業(yè)的高管更容易出現(xiàn)道德風險問題，因為越是前沿的創(chuàng)新其失敗的概率越大，高管很可能將自身原因導致的失敗歸咎于創(chuàng)新本身存在的高度不確定性。因此，對高新技術企業(yè)來說，讓公司高管持股更有助于減少其敗德行為，從而更有利于企業(yè)研發(fā)效率的提高。另外，一般而言，高新技術企業(yè)的高管往往本身就是企業(yè)的核心技術人員，他們在項目選擇、實施等重大問題上往往擁有很大的自由裁量權，如果這時再對他們進行股權激勵，無疑能更大限度地調動他們工作的積極性和主動性，從而導致研發(fā)活動效率的進一步提高。為此，提出第四個研究假設。

假設4：相對于非高新技術企業(yè)，高新技術企業(yè)中高管持股比例的提高更有助于企業(yè)提升開發(fā)活動的效率。

三、研究設計

（一）變量定義

1.被解釋變量。本文的被解釋變量之一是研發(fā)投入。關于研發(fā)投入的衡量，目前主要有兩種做法，一是采用研發(fā)支出總額這一絕對數(shù)指標，另一種則采用相對數(shù)指標，具體包括研發(fā)投入與營業(yè)收入之比、研發(fā)投入與資產總額之比以及研發(fā)投入與企業(yè)市場價值之比。為了增強不同公司規(guī)模下指標的可比性，同時考慮到研發(fā)投入和營業(yè)收入的關聯(lián)度較高，本文選用研發(fā)投入除以營業(yè)收入來衡量研發(fā)投入。為了提高研究結論的可靠性，在穩(wěn)健性檢驗部分，本文還將采用研發(fā)支出除以總資產這一替代變量。

本文的另一個被解釋變量是開發(fā)活動的效率，指企業(yè)將開發(fā)活動的投入轉化為產出的程度?；谇耙咽黾暗脑?，本文將采用開發(fā)支出的資本化率來衡量開發(fā)效率。

2.解釋變量。本文的基本解釋變量是高管持股?；诂F(xiàn)有文獻，本研究以董事、監(jiān)事和高級管理人員持股數(shù)量之和占公司總股本的比例來度量高管持股水平。

本文的另一個解釋變量是高管持股與企業(yè)所屬行業(yè)類型的交乘項，用于檢驗高管持股與研發(fā)投入及開發(fā)效率之間的關系在高新技術企業(yè)與非高新技術企業(yè)中是否相同。按照證監(jiān)會行業(yè)分類標準，并參照潘晶晶和趙武陽[16]等已有文獻，本研究將屬于化學原料及化學制品制造業(yè)（C26）、醫(yī)藥制造業(yè)（C27）、化學纖維制造業(yè)（C28）、專用設備制造業(yè)（C35）、計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)（C39）、儀器儀表制造業(yè)（C40）、互聯(lián)網(wǎng)和相關服務（I64）、軟件和信息技術服務業(yè)（I65）這八大行業(yè)門類的企業(yè)定義為高新技術企業(yè)。

3.控制變量。為了考察高管持股對研發(fā)投入的影響，基于已有的研究，本研究將控制高管薪酬、股權集中度、公司規(guī)模、財務杠桿、盈利能力及年度因素。為了考察高管持股對開發(fā)效率的影響，本研究將進一步控制研發(fā)投入的規(guī)模與結構。考慮到企業(yè)的研發(fā)投入和開發(fā)支出的資本化程度往往會受到會計穩(wěn)健性及盈余管理的影響，本研究還將控制這兩個因素。會計穩(wěn)健程度的衡量目前仍然是一個難題，本文將以市凈率來度量，因為會計越穩(wěn)健，權益的賬面價值相對于其市場價值越低[17，18]。當然也應意識到，在學術研究中，市凈率指標還經常被用來衡量公司的成長性。因此，本文中控制市凈率指標實際上是試圖控制會計穩(wěn)健性和公司成長性的凈影響。對于盈余管理程度的度量，本研究將利用修正的Jones 模型估計的結果。具體而言，首先按修正的Jones 模型分行業(yè)分年度估算出非操縱性應計利潤，然后以總的應計利潤（合并利潤表中的凈利潤-經營活動產生的現(xiàn)金流量凈額）減去非操縱性應計利潤得到操縱性應計利潤（即回歸模型中的殘差），最后以操縱性應計利潤作為盈余管理程度的度量?？紤]到盈余管理的方向與本文的被解釋變量密切相關，本研究對上述殘差沒有取絕對值。

上述變量的具體定義見表1。

（二）模型構建

為了檢驗假設1 和假設2，本研究分別構建了有關研發(fā)投入的回歸模型（1）和有關開發(fā)效率的回歸模型（2）。按照假設1 和假設2，高管持股有助于企業(yè)加大研發(fā)投入并提高開發(fā)效率，因此，MSR 的系數(shù)在兩個模型中均應顯著為正?；貧w模型（3）和（4）是在模型（1）和（2）的基礎上考慮企業(yè)所屬的行業(yè)類型（是否屬于高新技術企業(yè)），用于分別檢驗假設3 和假設4。按照這兩個假設，高管持股對研發(fā)投入和開發(fā)效率的促進作用在高新技術企業(yè)中表現(xiàn)得更為突出，因此，MSR的系數(shù)應維持顯著為正不變，同時MSR*HT 的系數(shù)在兩個模型中也都應顯著為正。為了減輕模型（3）和（4）中因為交乘項的存在而可能導致的嚴重共線性問題，本研究還將在區(qū)分行業(yè)類型的基礎上采用模型（1）和模型（2）分組檢驗假設3 和假設4?？紤]到回歸模型的被解釋變量研發(fā)投入（RD）和開發(fā)支出資本化率（CR）均是以0 為下限的截尾變量（CensoredVariable），本研究將采用Tobit 模型進行估計。

表1 變量定義

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到在檢驗開發(fā)支出資本化率的信息內涵時涉及到下一年的財務數(shù)據(jù)，本文將初始樣本確定為滬深A 股市場上2013-2017 年的所有上市公司。樣本隨后的篩選過程如下：（1）剔除金融類行業(yè)的公司；（2）剔除含B 股、H 股和N 股的上市公司；（3）剔除ST 和ST*公司的觀測；（4）剔除資產負債率大于100%的觀察；（5）剔除研發(fā)投入為零的觀測[19]；（6）剔除歸屬于上市公司股東的權益為負值的觀測；（7）為了緩解IPO 效應，剔除公司上市當年的觀測；（8）剔除相關數(shù)據(jù)缺失的觀測。經過上述篩選，最終得到用于模型（1）和模型（3）檢驗的觀測樣本8,626 個，用于模型（2）和模型（4）檢驗的觀測樣本2,605 個。除了開發(fā)支出方面的數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)均來自WIND 咨詢數(shù)據(jù)庫。為了減輕異常值對研究結果的影響，本研究對所有連續(xù)變量均在1%和99%的分位數(shù)上做了縮尾處理?？紤]到用于研發(fā)投入模型和開發(fā)效率模型的樣本量差異很大，縮尾處理將區(qū)分這兩組樣本分別進行。

（四）主要變量的數(shù)字特征

表2 列出了幾個主要變量的基本統(tǒng)計特征，其中，表的上半部分是基于研發(fā)投入模型使用的樣本，下半部分則是基于開發(fā)效率模型使用的樣本。比較這兩組樣本（全樣本）的研發(fā)投入和高管持股，可以看到二者雖然在樣本量上存在很大差別，但其均值、中位數(shù)等基本統(tǒng)計特征比較接近。對比高新技術企業(yè)組與非高新技術企業(yè)組，可以發(fā)現(xiàn)無論是用于研發(fā)投入模型的樣本，還是用于開發(fā)效率模型的樣本，高新技術組的平均高管持股比例更高、研發(fā)投入的強度也更大。有關開發(fā)效率模型的樣本中，高新技術企業(yè)組與非高新技術企業(yè)組在開發(fā)支出的資本化率上差異不大，在研發(fā)支出的構成上，二者也比較接近（平均而言，開發(fā)支出約占研發(fā)支出總額的三分之二）。上述兩個全樣本中，高管的平均持股水平雖然都在15%以上，但公司之間差別很大，最高的接近70%，最低的持股數(shù)為0；研發(fā)投入占營業(yè)收入的比重達到了5%左右，但考慮到本文在篩選樣本時已經剔除了研發(fā)投入為零的觀測值，這一投入比例其實并不算高。另外，值得注意的是，高新技術企業(yè)中，研發(fā)投入占營業(yè)收入比重最低的僅為0.01%，這可能是因為本研究在區(qū)分高新與非高新技術企業(yè)時依據(jù)的僅僅是行業(yè)分類標準，因而難免會出現(xiàn)某些公司“形式”與“本質”脫節(jié)的情況。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果及分析

（一）相關性分析

為了對本文主要變量之間的關系有一個初步了解，本研究對這些變量之間的相關性進行了考察。考慮到研發(fā)投入模型使用的樣本中開發(fā)支出及其資本化的數(shù)據(jù)缺失很多，本研究的分析以開發(fā)效率模型使用的樣本（N＝2605）為基礎，結果見表3。可以看出，高管持股（MSR）與研發(fā)投入（RD）及開發(fā)效率（CR）均顯著正相關，表明高管持股的增加有助于企業(yè)加大研發(fā)投入并提高開發(fā)效率，這符合研究假設1 和假設2 的預期。研發(fā)投入（RD）與開發(fā)效率（CR）顯著正相關，這符合經濟學的直覺，因為加大研發(fā)投入有助于積累研發(fā)經驗，從而提高開發(fā)活動的效率。反映行業(yè)類型的啞變量（HT）與高管持股及研發(fā)投入顯著正相關，表明高新技術企業(yè)的高管持股比例更高，研發(fā)投入更大，這一結果與描述性統(tǒng)計的情況一致。反映開發(fā)活動效率的變量（CR）與行業(yè)類型啞變量（HT）顯著正相關，表明高新技術企業(yè)開發(fā)支出資本化的程度更高。對于這一結果，其實從上述幾個變量之間的關系中很容易得出，因為高新技術企業(yè)有更高比例的高管持股和更多的研發(fā)投入，而高管持股和研發(fā)投入與開發(fā)效率呈正相關關系。

一個有趣的發(fā)現(xiàn)是，反映開發(fā)效率的變量（CR）與開發(fā)支出占研發(fā)投入的比重（D/RD）顯著負相關。這與筆者的直覺有些沖突，因為在現(xiàn)行的會計準則下，研究支出必須無條件的費用化，而開發(fā)支出可以有條件的資本化，因此開發(fā)支出占比的提高似乎更應該有助于開發(fā)支出的資本化。對此，一種可能的解釋是，研究支出雖然本身不能資本化，但它可以為開發(fā)活動奠定良好的基礎，因而相對開發(fā)支出占比高的研發(fā)活動，研究支出占比高的研發(fā)活動反而可能取得更多的研發(fā)產出。

表3 皮爾遜相關系數(shù)

（二）多變量回歸分析

1.對假設1 和假設2 的檢驗。表4 列示了對模型（1）和模型（2）采用Tobit 回歸技術估計的結果，其中，表的左側是對假設1 的檢驗，考察高管持股對研發(fā)投入的影響；表的右側是對假設2 的檢驗，考察高管持股對開發(fā)效率的影響。與普通的OLS 法不同，Tobit 模型的系數(shù)估計值不等于各變量的邊際效應，因此筆者同時列示了各變量的邊際效應以觀察其對被解釋變量的影響程度。

觀察表5 的左側，高管持股（MSR）的回歸系數(shù)顯著為正，并且在統(tǒng)計上高度顯著（t 值＝11.36），說明高管持股比例越高，企業(yè)研發(fā)投入越多。這一結果延續(xù)了相關性分析的結果，有力支持了假設1。經濟意義方面，變量MSR 的邊際效應為1.798，表明高管持股每增加1%，企業(yè)的研發(fā)投入平均來說將增加約0.018%。考慮到樣本公司中近一半公司的研發(fā)投入不足3.5%，最小值僅為0.001%，應該說高管持股對研發(fā)投入的積極作用還是具有一定經濟意義的。

控制變量方面，MPAY 的系數(shù)顯著為正、而FIRST 和LEV 的系數(shù)顯著為負，表明高管薪酬越高、股權集中度和財務杠桿程度越低，企業(yè)研發(fā)投入的強度就越大。PB 的系數(shù)顯著為正，說明成長性因素較會計穩(wěn)健性對研究投入的影響更大。ROE 的系數(shù)顯著為負，說明盈利能力越強的公司，其研發(fā)投入反而越少。這可能是由于盈利能力強的公司更可能安于現(xiàn)狀因而缺乏創(chuàng)新的動力，而盈利能力弱的公司因為壓力所迫反而有創(chuàng)新的積極性。

觀察表5 的右邊，高管持股（MSR）的回歸系數(shù)顯著為正，并且達到了1%的顯著性水平，說明高管持股比例越高，企業(yè)開發(fā)活動的效率越高。該結果也延續(xù)了相關性分析的結果，有力支持了假設2。經濟意義上，變量MSR 的邊際效應為0.128，表明高管持股每增加1%，開發(fā)支出的資本化率將平均提高0.1%以上。應該說，高管持股對開發(fā)活動效率的提高是具有重要的促進作用的。

控制變量中，RD 的系數(shù)顯著為正，說明研發(fā)投入越大，越有助于積累研發(fā)經驗，因而開發(fā)效率越高。D/RD 的系數(shù)顯著為負，說明在研發(fā)投入一定的情況下，開發(fā)支出越多，其產出越少。考慮到基礎研究在研發(fā)活動中的重要地位，出現(xiàn)這一實證結果是不難理解的。理論上，進行正向盈余管理的企業(yè)更可能傾向于開發(fā)支出資本化，而進行負向盈余管理的企業(yè)更可能傾向于開發(fā)支出費用化，這一點在本文中得到了證實——EM的系數(shù)顯著為正。其他控制變量的回歸結果與現(xiàn)有文獻大體一致，不再贅述。

表4 高管持股與研發(fā)投入及開發(fā)效率

2.對假設3 和假設4 的檢驗。為了考察高管持股與研發(fā)投入的關系是否因行業(yè)類型不同而異，筆者分別進行了全樣本檢驗和分組檢驗。表5 的左側是基于全樣本對模型（3）估計的結果，右側是分別對高新技術企業(yè)和非高新技術企業(yè)運用模型（1）估計的結果。基于全樣本檢驗的結果顯示，MSR 和MSR*HT 兩個變量的系數(shù)均顯著為正，并且都達到了1%的顯著性程度，說明高管持股有助于企業(yè)加大研發(fā)投入，并且這一正向作用在高新技術企業(yè)中更為突出。該結果不僅進一步支持了假設1，而且有力支持了假設3?；诜纸M檢驗的結果顯示，無論是基于高新技術企業(yè)組（HT=1）還是非高新技術企業(yè)組（HT=0），MSR 的系數(shù)均顯著為正，這仍然支持了假設1。比較兩組樣本下MSR 的邊際效應，當HT=1 時，MSR 的平均邊際效應為2.441，而這一數(shù)字在HT=0 時僅為1.02，并且二者的顯著性水平都遠遠超過的1%。很顯然，相對于非高新技術企業(yè)，高管持股對研發(fā)投入的促進作用在高新技術企業(yè)中更大。這一結果同樣有力支持了假設3?？刂谱兞康臋z驗結果與前文基本一致，不再贅述。

表5 行業(yè)類型、高管持股與研發(fā)投入

為了考察高管持股與開發(fā)效率之間的關系是否因行業(yè)類型不同而異，筆者也分別進行了全樣本檢驗和分組檢驗。表6 的左側是基于全樣本對模型（4）估計的結果，右側是分別對高新技術企業(yè)和非高新技術企業(yè)運用模型（2）估計的結果。基于全樣本檢驗的結果顯示，MSR 的系數(shù)為正但在統(tǒng)計上不顯著，而MSR*HT 兩個變量的系數(shù)顯著為正，這說明高管持股對開發(fā)活動效率的促進作用主要存在于高新技術企業(yè)中，而在非高新技術企業(yè)中作用并不顯著。分組檢驗的結果同樣支持這一結論。對于高新技術企業(yè)組而言，MSR的系數(shù)顯著為正，并且達到了1%的顯著性程度，表明高管持股有助于這類企業(yè)提高開發(fā)活動的效率。而對于非高新技術企業(yè)組而言，MSR 的系數(shù)雖然為正，但t 值很小，表明高管持股對開發(fā)活動效率的促進作用在這類企業(yè)中并不明顯。導致高管持股的治理效應在非高新技術企業(yè)中失效的一個可能原因是：與高新技術企業(yè)的高管往往又是核心技術人員不同，非高新技術企業(yè)的高管很可能在專業(yè)上不夠“內行”，因而即便他們因為股權激勵有很強的激勵監(jiān)督專業(yè)技術人員，但由于專業(yè)上的“信息不對稱”，其效果可能會大打折扣。畢竟，公司高管在評價研發(fā)活動時很難判斷是研發(fā)人員的主觀因素還是外界的客觀因素導致了研發(fā)產出[20]。控制變量的檢驗結果與前文基本一致，不再贅述。

表6 行業(yè)類型、高管持股與開發(fā)效率

3.穩(wěn)定性檢驗。為保證上述實證結果的可靠性，本文還進行了多重穩(wěn)健性測試：首先，改變被解釋變量的度量方法，將研發(fā)投入定義為研發(fā)支出總額與企業(yè)資產總額之比。（2）改變核心解釋變量的度量方法，以總裁或總經理持股數(shù)量占公司總股本的比例來度量高管持股水平。（3）在檢驗高管持股與研發(fā)投入的關系時不再剔除研發(fā)投入為0 的觀察值。（4）考慮到開發(fā)支出的費用化具有“節(jié)稅”效應，控制變量中增加稅負因素。（5）控制變量中納入股權激勵鎖定期因素和公司上市年限等因素。由此發(fā)現(xiàn)，這些測試均未對前文主要變量的回歸結果造成實質性的影響。

五、開發(fā)支出資本化率的信息內涵：前提檢驗

在上文檢驗高管持股與開發(fā)效率的關系以及行業(yè)類型對這一關系的影響時，本研究控制了會計穩(wěn)健性和盈余管理等因素。但可以肯定的是，這種控制是不完美的。因此，上述計量方面的控制處理，仍然不能完全排除開發(fā)支出資本化率代表的僅僅是盈余管理等方面的因素，而不是開發(fā)效率的一種度量。鑒于此，有必要就該指標的信息內涵加以檢驗，以確認該指標能在一定程度上反映開發(fā)活動效率的高低。考慮到技術創(chuàng)新的績效最終會落實到產品的市場競爭力上，而競爭力的變化又會在營業(yè)收入的變化及資本市場的評價上體現(xiàn)出來，本研究的檢驗將從這兩方面進行。如果本年開發(fā)支出資本化率的上升與下一年營業(yè)收入的增長和公司年報對外披露時更高的Tobin’Q相對應，則表明該指標能在一定程度上度量開發(fā)活動的效率，從而能合理保證上述研究結論具有較好的可靠性。

表7 報告了開發(fā)支出資本化率是否具有上述信息內涵的檢驗結果。兩個回歸模型中，我們均控制了研發(fā)投入的強度（RD）及其結構（D/RD）。另外，考慮到規(guī)模經濟特性和信息不對稱因素，筆者還控制了公司規(guī)模?？梢钥闯觯谄渌蛩夭蛔兊那闆r下，因變量無論是采用Tobin’Q，還是營業(yè)收入增長率①Tobin’Q＝（總股本*每股市價+少數(shù)股東權益+總負債）/總資產，其中，總股本和每股市價都是基于財務年度結束后第4 月末的數(shù)據(jù)；營業(yè)收入增長率=（下一年營業(yè)收入-本年營業(yè)收入）/本年營業(yè)收入。，CR 的系數(shù)均顯著為正，并且均達到了1%的顯著性程度。這表明開發(fā)支出資本化率越高，產品在市場上的競爭力越強，資本市場上的評價也越高；同時也意味著，本文以開發(fā)支出資本化率作為企業(yè)開發(fā)活動效率的度量具有一定合理性。

表7 開發(fā)支出資本化率的信息內涵

六、研究結論

本文在控制盈余管理、會計穩(wěn)健性等因素影響的基礎上，以滬深A 股市場2013-2017 年上市公司為樣本，考察了高管持股對企業(yè)研發(fā)投入的影響，并以開發(fā)支出資本化率代理開發(fā)活動的效率，考察了高管持股對開發(fā)效率的影響。研究結果顯示，總體而言，增加高管持股有助于企業(yè)加大研發(fā)投入并提高研發(fā)效率，但高管持股的這種治理效應在科技含量不同的公司中存在顯著差別。具體來說，高管持股對研發(fā)投入的促進作用在高新技術企業(yè)和非高新技術企業(yè)中都顯著存在，但在高新技術企業(yè)中的作用更加突出；高管持股對開發(fā)效率的促進作用僅在高新技術企業(yè)中存在，而在非高新技術企業(yè)中的并不顯著。本文補充討論的結果表明，開發(fā)支出資本化率能在一定程度上反映企業(yè)開發(fā)活動的效率，因而可以作為企業(yè)開發(fā)效率的一種度量。鑒于高管持股的治理效應在科技含量不同的公司中存在顯著差別，本文研究結果的政策含義是，通過高管持股來激勵企業(yè)加大研發(fā)投入并提高研發(fā)效率，必須結合企業(yè)自身的科技發(fā)展水平。