唐 瑋 崔也光

(1.安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，安徽 蚌埠 233030； 2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 會計學(xué)院，北京100070)

政府控制、創(chuàng)新投入與公司價值
——基于投資者信心的中介效應(yīng)分析

唐 瑋1崔也光2

(1.安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，安徽 蚌埠 233030； 2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 會計學(xué)院，北京100070)

基于行為金融學(xué)視角，利用2007—2014年A股上市公司的混合截面數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建個股層面的投資者信心指數(shù)，運用多元層次回歸方法對政府控制的制度背景是否以及如何影響投資者信心介入創(chuàng)新投入與公司價值之間關(guān)系的問題進(jìn)行研究。實證檢驗表明，創(chuàng)新投入與公司價值顯著正相關(guān)，相對于政府控制的上市公司，非政府控制上市公司的創(chuàng)新投入對于公司價值的提升力較強，投資者信心是政府控制屬性得以發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的重要中介。

創(chuàng)新投入；投資者信心；公司價值；政府控制

一、研究背景與問題提出

2016年5月中共中央國務(wù)院印發(fā)的《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》中提出我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的“三步走”戰(zhàn)略，并指出戰(zhàn)略保障之一是多渠道增加創(chuàng)新投入，引導(dǎo)企業(yè)成為技術(shù)創(chuàng)新的投入主體。由此可見，企業(yè)的創(chuàng)新投入問題關(guān)系國家創(chuàng)新目標(biāo)實現(xiàn)的全局。技術(shù)創(chuàng)新有助于提高生產(chǎn)力，降低生產(chǎn)成本，增強企業(yè)的市場競爭能力，從而促進(jìn)企業(yè)價值的提升。然而，現(xiàn)實中企業(yè)創(chuàng)新資源的不斷投入是否必然提升企業(yè)價值？創(chuàng)新投入對企業(yè)價值創(chuàng)造的影響存在何種內(nèi)在作用機制？對此學(xué)界卻并未達(dá)成共識，亟待實證數(shù)據(jù)的解釋與檢驗。

目前，有關(guān)企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性研究大多圍繞公司治理、企業(yè)戰(zhàn)略、財政政策等維度展開，忽略了資本市場中投資者信心這一外部因素的影響。經(jīng)濟史實及資本市場的運行規(guī)律均已證實，投資者信心的增強有助于促進(jìn)市場環(huán)境的良序、健康發(fā)展，對于上市公司價值提升具有不容忽視的重要作用。并且，基于政府控制的制度環(huán)境在轉(zhuǎn)型期中國資本市場中的普遍存在性及影響的重要性，結(jié)合制度層面研究上市公司的價值投資問題更加符合實際。本文主要探討：在創(chuàng)新投入與公司價值之間，外部的投資者信心是否會介入其中并產(chǎn)生影響？這一影響又是否受公司所處制度環(huán)境的約束？制度背景如何影響投資者信心介入公司的創(chuàng)新投資？

綜上，本文基于行為金融學(xué)視角，以2007—2014年滬、深A(yù)股2277家上市公司10160個混合截面數(shù)據(jù)為研究樣本，通過合成個股層面的投資者信心指數(shù)，運用多元層次回歸方法，構(gòu)建聯(lián)立方程組模型，考察政府控制的制度背景是否以及如何影響投資者信心介入創(chuàng)新投入與公司價值之間關(guān)系的作用機理。本文的研究邏輯如圖1所示。本文可能的貢獻(xiàn)在于，立足我國資本市場現(xiàn)實與上市公司實際，將投資者的心理因素納入公司創(chuàng)新活動與價值創(chuàng)造的研究范疇，并通過嵌入政府控制的制度因素，進(jìn)一步揭示了制度設(shè)計是如何影響與干預(yù)心理因素介入企業(yè)微觀創(chuàng)新活動的作用過程。本文深化了行為金融理論在公司創(chuàng)新投資領(lǐng)域的研究，提供了制度背景基于投資者信心對創(chuàng)新投入與公司價值影響的經(jīng)驗證據(jù)，有利于充分理解政府控制的制度背景在我國資本市場所具有的經(jīng)濟后果，對于公司治理與企業(yè)創(chuàng)新具有重要的參考價值。

圖1 本文的研究邏輯

二、制度背景、理論分析與研究假說

(一)政府控制、創(chuàng)新投入與企業(yè)價值

近年來，學(xué)者圍繞企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新問題進(jìn)行了大量富有成效的研究，并通過選取不同的操控性計量指標(biāo)、行業(yè)層面樣本檢驗了企業(yè)創(chuàng)新投入對企業(yè)價值的影響。Griliches(1981)發(fā)現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新投入、專利擁有量與托賓Q值具有正向影響。Lee et al.(1995)以日本和美國的高科技公司為樣本，實證檢驗顯示公司的創(chuàng)新投入與公司價值呈正相關(guān)關(guān)系。王化成等(2005)發(fā)現(xiàn)企業(yè)的無形資產(chǎn)與未來的經(jīng)營業(yè)績正相關(guān)。梁萊歆等(2008)基于高新技術(shù)企業(yè)的價值鏈模型提出，研發(fā)、生產(chǎn)與營銷等價值活動的有機調(diào)動與整合有助于提升企業(yè)價值。林鐘高等(2011)的研究表明，企業(yè)創(chuàng)新投入能夠提升企業(yè)價值，但這種影響因企業(yè)負(fù)債率的不同而存在差異。楊中環(huán)(2013)以2006年的會計準(zhǔn)則頒布為背景，選取2007—2009年披露研發(fā)支出信息的上市公司為研究樣本，結(jié)論表明公司的創(chuàng)新投入具有價值相關(guān)性與滯后性。李江雁等(2016)以我國互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)上市公司為樣本開展的研究同樣發(fā)現(xiàn)，公司的創(chuàng)新能力對公司價值具有正向影響。

我國的資本市場中存在著眾多特殊的制度安排，其中，“新興+轉(zhuǎn)軌”的雙重特質(zhì)使得我國上市公司主要由政府控制，政府有動機也有能力對上市公司的投資決策產(chǎn)生實質(zhì)性影響(辛清泉 等，2007；花貴如 等，2014)。一方面，不同股權(quán)背景的公司在財務(wù)目標(biāo)、存續(xù)目的上具有本質(zhì)差異。非政府控制公司的存在目的是“盈利”，財務(wù)目標(biāo)是股東價值最大化，而政府控制公司的存在目的側(cè)重于實現(xiàn)相應(yīng)的經(jīng)濟與社會功能，社會利益最大化是其本質(zhì)屬性。政府控制的上市公司在承擔(dān)諸如穩(wěn)定物價、擴大就業(yè)、修建公共基礎(chǔ)設(shè)施等社會責(zé)任的同時，也享受著政府對其天然的“父愛”(謝德仁 等，2009)，如享受不同程度的隱形政策補貼、存在“預(yù)算軟約束”(林毅夫 等，2004；田利輝，2005)等，這往往導(dǎo)致其風(fēng)險意識較弱，經(jīng)營績效過于依賴政府資源，技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)生動力不足。另一方面，政府控制的公司因存在“制度性包袱”，在盈利能力、經(jīng)營效率與公司業(yè)績等方面要明顯弱于非政府控制的公司，并且其高管層與董事會受外部控制權(quán)市場的威脅較低，地位較為穩(wěn)固，管理層的更換防御易受“斬壕”保護，因而強化了內(nèi)部人控制，降低了公司治理效率，增加了公司在創(chuàng)新過程中的代理成本，加之受我國傳統(tǒng)體制與文化的束絆，進(jìn)一步導(dǎo)致公司創(chuàng)新動機明顯不足(華錦陽，2002)，創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性程度顯著降低。由此，本文提出：

假設(shè)1：創(chuàng)新投入與公司價值存在正向影響，且這種影響在政府控制的上市公司中相對較弱。

(二)政府控制、創(chuàng)新投入與企業(yè)價值：“投資者信心”的中介作用分析

現(xiàn)有文獻(xiàn)中，對于創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性的內(nèi)在作用機理剖析大多立足創(chuàng)新的內(nèi)生因素視角，基于技術(shù)創(chuàng)新理論與企業(yè)資源理論認(rèn)為，一方面，持續(xù)的創(chuàng)新投入有助于企業(yè)形成難以被競爭對手模仿的知識結(jié)構(gòu)與知識儲備，這決定了企業(yè)未來的發(fā)展機會與競爭優(yōu)勢；另一方面，持續(xù)的創(chuàng)新投入在未來可能形成專利權(quán)、商標(biāo)權(quán)、專有技術(shù)等異質(zhì)性資源，進(jìn)而提高企業(yè)的核心競爭力，幫助企業(yè)在市場競爭中占得先機(Barney，1991)，最終促進(jìn)企業(yè)價值的提升。但已有研究卻忽略了資本市場中投資者心理這一外生因素在其中所起的作用。我國新興的政策性市場環(huán)境，非理性且不穩(wěn)定，易受投資者心理因素的影響。根據(jù)行為金融學(xué)理論，資本市場中的投資者并非完全理性，投資者信心與情緒的變化會通過股票價格的信號傳導(dǎo)對企業(yè)的資本投資決策產(chǎn)生重要影響，進(jìn)而影響企業(yè)價值。如，雷光勇等(2012)的研究發(fā)現(xiàn)，外部投資者的信心與公司股票收益顯著正相關(guān)；杜勇等(2014)以農(nóng)業(yè)上市公司為研究對象，考察了董事會規(guī)模、投資者信心與公司價值三者之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：投資者信心對公司價值存在正向驅(qū)動效應(yīng)；在董事會規(guī)模負(fù)向驅(qū)動公司價值的過程中，投資者信心扮演完全中介的角色。杜軍等(2015)實證檢驗了企業(yè)的虧損扭轉(zhuǎn)質(zhì)量、投資者信心與公司價值三者之間的關(guān)系，結(jié)論表明投資者信心對企業(yè)價值具有顯著促進(jìn)作用。然而，目前有關(guān)創(chuàng)新投入與投資者信心的相關(guān)研究仍處于起步階段，實證分析側(cè)重于檢驗公司創(chuàng)新投入對于投資者情緒的迎合效應(yīng)(Dong et al.，2007；肖虹 等，2012)。那么，上市公司的創(chuàng)新投入水平是否會通過資本市場中投資者信心的信號傳導(dǎo)進(jìn)而對企業(yè)價值產(chǎn)生影響呢？

投資者情緒理論(Investor Sentiment Theory)認(rèn)為，投資者對市場信息的錯誤認(rèn)知與感受將通過其非理性行為表現(xiàn)出來，并反饋于市場價格中，形成互動關(guān)系。同時，有限套利的存在會加強上述互動關(guān)系。投資者情緒反映了投資者對于資產(chǎn)價格的總體樂觀抑或悲觀的態(tài)度，股票的價格既包括公司的基本價值，又包括市場投資者的主觀心理偏差。投資者情緒對股票收益的影響不僅存在總體效應(yīng)，也具有截面效應(yīng)(Malcolm et al.，2006)。結(jié)合投資者情緒理論及現(xiàn)有研究，本文認(rèn)為：首先，創(chuàng)新投入是培育自主創(chuàng)新能力、提高核心競爭力的關(guān)鍵。企業(yè)可以通過持續(xù)不斷的技術(shù)創(chuàng)新升級自有產(chǎn)品，或滿足并擴大市場需求，或獲得專有技術(shù)、專利權(quán)等“核心資源性資產(chǎn)”，奪得市場競爭優(yōu)勢，攫取壟斷性利潤，進(jìn)而促使公司價值不斷提升；其次，在我國投機性的市場環(huán)境中，股票易被誤定價，因公司的創(chuàng)新投資活動具有高度信息不對稱與主觀估值性，因而更易受投資者情緒的影響。近年來，資本市場的投資者對創(chuàng)新型公司及創(chuàng)新投資項目的價值愈加青睞及認(rèn)可。創(chuàng)新投資項目的信息披露會向市場發(fā)出公司具有良好發(fā)展前景以及未來利潤存在上升空間的信號，投資者對于創(chuàng)新投資的價值也具有一定的解讀與預(yù)測能力(謝小芳 等，2009)。投資者通常對創(chuàng)新型公司(或者創(chuàng)新投入水平較高的公司)的盈利預(yù)期持有較高的信心，進(jìn)而對公司股票的價值增長及公司成長性持樂觀態(tài)度。

進(jìn)一步，結(jié)合政府控制的制度背景進(jìn)行分析，首先，在公司層面，前已述及，政府控制的公司存續(xù)目的與非政府控制的公司有本質(zhì)不同。政府控制的上市公司在承擔(dān)社會責(zé)任的同時，也享有著各種“軟性”約束與“天然”優(yōu)勢，這些導(dǎo)致其風(fēng)險意識較薄弱，經(jīng)營績效依賴于政府資源。并且，所有者缺位、制度較僵化等會引致投資低效(Shleifer et al.，1994；張敏 等，2010；盛明泉 等，2012)，使技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)生動力不足(肖文等，2014)，對于外部資本市場的關(guān)注度也相應(yīng)減弱。相比非政府控制的上市公司，同一程度的投資者情緒或者信心對政府控制上市公司的業(yè)績影響的“重要性”較低(花貴如 等，2014)，這會驅(qū)使對于政府控制的上市公司，其創(chuàng)新投入與公司價值的正相關(guān)程度較弱。其次，在管理者個人動機層面，一方面，由于政府控制的上市公司對于管理者薪酬、股權(quán)激勵等存在政策性約束，一定程度上會降低管理者個人收益與公司股票價格波動的關(guān)聯(lián)性。國有企業(yè)高管的政治晉升、在職消費等帶來的租金能夠成為管理者職位薪酬的替代選擇，使得其對于資本市場反應(yīng)的關(guān)注度要弱于非政府控制的上市公司，這必然會削弱投資者信心對于政府控制上市公司的資本性投資的敏感性，影響價值相關(guān)性；另一方面，創(chuàng)新投資具有高風(fēng)險性、投資回報長期性以及盈利滯后性等特征，而作為國有企業(yè)的管理者，基于政治晉升等個人私利動機的考慮，其更傾向選擇能夠在短期內(nèi)快速提升公司業(yè)績且風(fēng)險較小的投資項目。同一程度的投資者信心對政府控制的上市公司的業(yè)績影響的“重要性”較低，這會驅(qū)使對于政府控制的上市公司，其創(chuàng)新投入與企業(yè)價值的正相關(guān)性較低，即創(chuàng)新投入對于公司價值存在正向影響，政府控制的股權(quán)背景在其中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，且“投資者信心”是該調(diào)節(jié)效應(yīng)的重要中介渠道。

假設(shè)2：政府控制在創(chuàng)新投入與公司價值之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，至少部分是通過“投資者信心”這一中介渠道發(fā)揮作用。

三、研究設(shè)計

(一)研究方法與模型構(gòu)造

本文旨在檢驗政府控制的制度背景在投資者信心介入創(chuàng)新投入與公司價值作用過程中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。其中，公司價值為因變量，創(chuàng)新投入為自變量，投資者信心為創(chuàng)新投入影響公司價值的中介變量。本文參考溫忠麟等(2006)有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗程序，借鑒花貴如等(2014)的研究模型，構(gòu)建如下遞歸模型(1)—(3)，檢驗政府控制的股權(quán)背景是否以及如何影響投資者信心介入公司價值投資的問題，即政府控制的“有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)”的存在性。

TOBINQ=α0+α1×RDr+α2×STATE×RDr+∑CONTROL+∑YEAR+∑IND+ε1

(1)

SENT=α0+α1×RDr+α2×STATE×RDr+∑CONTROL+∑YEAR+∑IND+ε2

(2)

(3)

上述模型中，α0為截距,αi為系數(shù)，εi為殘差，變量的具體定義見表1。

本研究模型的檢驗邏輯為：第一步，對模型(1)進(jìn)行回歸，若政府控制屬性(STATE)與公司創(chuàng)新投入(RDr)的交乘項，即調(diào)節(jié)效應(yīng)項STATE×RDr的回歸系數(shù)α2顯著，則說明政府控制在創(chuàng)新投入與公司價值之間的關(guān)系中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，并依次進(jìn)行對于模型(2)的回歸檢驗。第二步，在模型(2)的回歸結(jié)果中，若STATE×RDr的回歸系數(shù)α2仍顯著，則說明在創(chuàng)新投入與投資者信心的影響關(guān)系中，政府控制存在調(diào)節(jié)作用，此時依次進(jìn)入對于模型(3)的回歸檢驗。第三步，投資者信心(SENT)的回歸系數(shù)α3需顯著，說明政府控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)在創(chuàng)新投入影響公司價值的過程中至少部分地通過投資者信心這個中介變量產(chǎn)生作用。若此時STATE×RDr的回歸系數(shù)α2也顯著，則說明政府控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)部分通過投資者信心中介發(fā)揮作用；若α2不顯著，則說明政府控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)完全通過投資者信心這一中介發(fā)揮作用。

(二)變量設(shè)計

本文的測試變量為公司價值、投資者信心、創(chuàng)新投入與政府控制。變量選取借鑒了相關(guān)主流文獻(xiàn)的做法。

1.投資者信心綜合指數(shù)(SENT)

投資者情緒的概念主要來源于對有效市場假說造成極大沖擊的噪音交易理論，該理論認(rèn)為市場上長期存在大量噪音交易者，這些噪音交易者的主觀認(rèn)知偏差會導(dǎo)致股票價格系統(tǒng)地偏離其基本價值。而投資者信心屬于情緒范疇，其水平高低反映了投資者對于股票市場預(yù)期的樂觀程度，代表了投資者情緒中樂觀的方面，表現(xiàn)為信心不足或信心過度。鑒于投資者信心與投資者情緒這兩類概念的共通性，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用計量投資者情緒的方法來度量投資者信心。本文借鑒雷光勇等(2012)、靳光輝(2015)采用主成分分析法構(gòu)造個股投資者信心綜合指數(shù)的做法，首先選擇營業(yè)收入增長率、權(quán)益收益率、股票收益率、資產(chǎn)負(fù)債率等反映公司未來增長前景、風(fēng)險以及信息不對稱等基本面因素的替代變量，對賬面市值比、股票收益動量、托賓Q及股票換手率四個投資者情緒的子維度變量進(jìn)行正交，以消除公司基本面因素的影響, 然后將其殘差作為投資者信心的替代變量進(jìn)行主成分分析，選取特征根大于1的前兩個主成分因子(解釋方差達(dá)到85%)，最終構(gòu)造出個股層面的投資者信心綜合指數(shù)。

這種方法的理論依據(jù)在于：已有研究表明，賬面市值比、股票收益動量、托賓Q及股票換手率這四個變量可以反映投資者情緒對股票定價的影響。其中：(1)賬面市值比越低，代表市場對公司的估值越高，投資者較看好公司預(yù)期盈利與未來增長，信心程度較高(Daniel et al.，2001)；(2)股票收益動量效應(yīng)已被證明是基于市場投資者非理性行為所造成的股票“誤定價”現(xiàn)象(Hong et al.，1999)，因此，在較長一段時間被用來作為投資者情緒的替代指標(biāo)。股票收益動量值越高，表明投資者情緒越高漲，信心水平越高；(3)托賓Q被認(rèn)為不僅包含了公司未來的投資機會，同時也包含投資者情緒所引致的股票誤定價(Morch et al.，2000)，托賓Q值越大，說明投資者情緒越高漲，信心程度越高；(4)股票換手率反映了該股票的受關(guān)注度與活躍程度，換手率越高，表明投資者購買該股票的意愿越強烈，信心程度越高(Baker et al.，2004)。將上述四個反映投資者信心的變量與公司基本面因素進(jìn)行正交后的殘差作為消除公司基本面影響后的股票錯誤估值部分，可用來反映公司外部投資者的情緒或信心水平*在行為金融學(xué)理論中，“情緒”等同于錯誤，代表市場投資者的總體認(rèn)知錯誤在證券價格中的反映，即股票的錯誤定價(Shefrin，2007)。股票價格既包括公司的基本價值，又包含投資者的主觀認(rèn)知或心理偏差。因此，剔除基本面影響之后的部分可用于替代投資者情緒對股票價格的影響。。

(4)

2.公司價值變量(TOBINQ)

本文采用目前主流研究中較為常用的公司價值評估指標(biāo)——托賓Q值作為公司價值的替代變量。計算公式：TOBINQ=(股票市值+凈債務(wù))/有形資產(chǎn)的現(xiàn)值，TOBINQ值越高，表明公司價值越大。

3.創(chuàng)新投入變量(RDr)

本文參考Hansen et al.(1991)等的做法，采用公司研發(fā)支出/主營業(yè)務(wù)收入作為創(chuàng)新投入的替代變量。

4.政府控制變量(STATE)

本文參考花貴如等(2014)、謝德仁等(2009)，按照實際控制人性質(zhì)賦值，如果公司實際控制人為中央國有或地方國有，則賦值為1，反之，賦值為0。

變量的定義與計算說明見表1。

表1 變量的定義與計算說明

(三)樣本篩選

本文以滬、深兩市的A股非ST、非金融類上市公司為樣本，鑒于2006年財政部企業(yè)會計準(zhǔn)則才開始對研發(fā)費用的信息披露進(jìn)行規(guī)范，而2006年之前的企業(yè)財務(wù)報表中極少披露研發(fā)費用信息，因此初始樣本期間為2006—2014年，同時剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)缺失、無法計算及存在明顯異常的公司觀測值。為控制內(nèi)生性問題，樣本中所有自變量與其他控制變量均取滯后一期觀測值，最終樣本區(qū)間為2007—2014年，共獲得2277家上市公司的10160個混合截面數(shù)據(jù)。其中，實際控制人為中央及地方的國有企業(yè)樣本數(shù)為940家，4409個年度觀測值；非國有企業(yè)樣本數(shù)為1337家，5751個年度觀測值。為減少極端值影響，樣本中所有連續(xù)型變量均在上下各0.5%分位數(shù)進(jìn)行了縮尾處理。樣本中，實際控制人數(shù)據(jù)來自臺灣經(jīng)濟新報TEJ數(shù)據(jù)庫，公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，股票金融數(shù)據(jù)來自RESSET金融數(shù)據(jù)庫。其中，研發(fā)支出數(shù)據(jù)經(jīng)CSMAR數(shù)據(jù)庫上市公司年報手工整理獲得。本文數(shù)據(jù)處理與分析使用了Excel 2010、Stata13.0軟件。

四、實證結(jié)果檢驗與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2為測試變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從全樣本均值看，創(chuàng)新投入變量(RDr)的均值為2.56%，表明我國A股上市公司的創(chuàng)新投入水平整體仍然偏低。投資者信心綜合指數(shù)(SENT)的均值為負(fù)，表明樣本期間內(nèi)A股的投資者信心水平偏低，整體情緒較為低落，這與2007—2014年我國A股的行情走勢基本吻合。進(jìn)一步，區(qū)分政府控制的股權(quán)特征，分別對測試變量TOBINQ、RDr、SENT進(jìn)行均值差異的T檢驗，結(jié)果顯示均在1%水平顯著，表明本文考察政府控制的制度背景在創(chuàng)新投入與公司價值之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用是十分必要的。非政府控制組的公司價值(TOBINQ)、創(chuàng)新投入(RDr)的均值均顯著高于政府控制組，表明相對于政府控制的上市公司，非政府控制的上市公司創(chuàng)新投入水平較高，創(chuàng)造價值的能力較強。

表2 測試變量的描述性統(tǒng)計分析

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著。

表3列示了區(qū)分政府控制屬性主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

注：***、**、*分別代表在1%、5%與10%的水平上顯著。

從表3可見，兩兩變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值最高不超過0.5，不存在多重共線性問題。測試變量中，創(chuàng)新投入(RDr)與公司價值(TOBINQ)、投資者信心(SENT)與創(chuàng)新投入(RDr)的相關(guān)系數(shù)均呈顯著的正向關(guān)系。特別地，相對于政府控制的公司組別，上述變量之間的相關(guān)系數(shù)的顯著性水平及數(shù)值大小在非政府控制的公司組別較高，一定程度上驗證了本文的假設(shè)1，但由于未考慮所有變量之間的相關(guān)性，因此更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕Y(jié)論尚需進(jìn)一步的回歸檢驗。

(二)回歸分析

表4是對模型(1)—(3)進(jìn)行逐步回歸的檢驗結(jié)果。

模型(1)檢驗了政府控制(STATE)對于創(chuàng)新投入(RDr)與公司價值(TOBINQ)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由結(jié)果可知，創(chuàng)新投入(RDr)的回歸系數(shù)α1在5%水平上顯著為正，政府控制(STATE)與創(chuàng)新投入(RDr)的交乘項STATE×RDr的回歸系數(shù)α2在1%水平上顯著為負(fù)，表明政府控制屬性在其中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，可進(jìn)行下一步檢驗。另外，根據(jù)交乘項的構(gòu)造原理，當(dāng)實際控制人為非國有時，即STATE=0，創(chuàng)新投入(RDr)對于公司價值(TOBINQ)的影響效應(yīng)由回歸系數(shù)α1捕捉，此時α1在5%水平上顯著為正，表明創(chuàng)新投入水平對于非政府控制的上市公司價值確有提升作用；在實際控制人為國有時，即STATE=1，創(chuàng)新投入(RDr)對于公司價值(TOBINQ)的影響效應(yīng)由回歸系數(shù)α1+α2來捕捉，此時α2在1%水平上顯著為負(fù)，α1+α2顯著小于α1，表明對于政府控制的上市公司，創(chuàng)新投入水平確實有助于提升公司價值，但其作用弱于非政府控制的上市公司，假設(shè)1通過檢驗。

模型(2)報告了政府控制的股權(quán)背景在創(chuàng)新投入與投資者信心之間關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。通過回歸結(jié)果可知，創(chuàng)新投入(RDr)的回歸系數(shù)α1在5%水平上顯著為正，表明創(chuàng)新投入水平越高的公司，投資者信心越強，情緒越高漲。政府控制(STATE)與創(chuàng)新投入(RDr)的交乘項STATE×RDr的回歸系數(shù)α2在1%水平上顯著為負(fù)，表明政府控制在創(chuàng)新投入與投資者信心關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著存在。同時，由前述的交乘項的構(gòu)造原理可知，相對于政府控制的上市公司而言，投資者對于非政府控制的公司創(chuàng)新信心更強。

表4 模型(1)—(3)的檢驗結(jié)果

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著；括號內(nèi)為雙尾的t檢驗值。

進(jìn)一步，結(jié)合模型(3)的檢驗結(jié)果，我們可以判斷出政府控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否通過投資者信心的中介發(fā)揮作用。創(chuàng)新投入(RDr)的回歸系數(shù)α1在5%水平上顯著為正，投資者信心(SENT)的回歸系數(shù)α3在1%水平上顯著，且交乘項STATE×RDr的回歸系數(shù)α2在1%水平上顯著為負(fù)，表明投資者信心在創(chuàng)新投入影響公司價值的過程中，扮演了部分中介的角色，且政府控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)部分通過投資者信心這一中介發(fā)揮作用。即，相對于實際控制人為非國有的上市公司，國有上市公司的創(chuàng)新投入水平對于投資者信心的提振作用較弱，進(jìn)而部分地引致創(chuàng)新投入水平對于公司價值的驅(qū)動影響也較弱，假設(shè)2通過檢驗。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本部分的敏感性分析采用如下三種方法進(jìn)行測試：

首先，替換投資者信心的度量方式。本部分采用吳世農(nóng)等(2009)的半年期動量指標(biāo)來衡量投資者信心，其余變量均相應(yīng)地取半年期觀測值，原有研究樣本擴充至20280個觀測值。將新構(gòu)造的投資者信心變量代入原模型(1)—(3)中，回歸結(jié)果如表5所示，從中可見，主要測試變量回歸系數(shù)的符號及顯著性水平基本沒有變化。

表5 改變投資者信心度量方式的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著；括號內(nèi)為雙尾的t檢驗值。

其次，將原有樣本分為政府控制與非政府控制兩個子樣本，根據(jù)本文的研究意圖，構(gòu)造如下聯(lián)立方程組模型(5)—(7)，分樣本進(jìn)行回歸(限于篇幅，本部分未報告)。結(jié)果顯示，在政府控制與非政府控制的兩個子樣本中，模型(5)—(7)中的創(chuàng)新投入(RDr)的回歸系數(shù)α1、模型(7)中的投資者信心(SENT)的回歸系數(shù)α2均顯著為正，但在非政府控制的子樣本中，上述回歸系數(shù)均在1%水平顯著；在政府控制的子樣本中，α1在5%水平顯著，α2在10%水平顯著，這表明無論是政府控制，抑或非政府控制的公司，投資者信心均在創(chuàng)新投入影響公司價值的過程中扮演部分中介的角色，但這種內(nèi)在作用機制在非政府控制的上市公司相對較強，與本文的研究結(jié)論相一致。

TOBINQ=α0+α1×RDr+∑CONTROL+∑YEAR+∑IND+ε1

(5)

SENT=α0+α1×RDr+∑CONTROL+∑YEAR+∑IND+ε2

(6)

TOBINQ=α0+α1×RDr+α2×SENT+∑CONTROL+∑YEAR+∑IND+ε3

(7)

最后，將原模型(1)—(3)在剔除所有控制變量后進(jìn)行再次回歸，結(jié)果表明對結(jié)論并無實質(zhì)影響。

綜上所述，敏感性分析表明本研究模型的估計結(jié)果是穩(wěn)健、可靠的。

五、研究結(jié)論與啟示

本文立足于轉(zhuǎn)型期的我國資本市場現(xiàn)實與上市公司實際，將投資者心理因素引入公司創(chuàng)新與價值創(chuàng)造的研究范疇，并嵌入政府控制的制度因素，基于行為金融學(xué)視角，利用2007—2014年A股上市公司的混合截面數(shù)據(jù)，通過合成個股層面的投資者信心指數(shù)，運用多元層次回歸方法，構(gòu)造聯(lián)立結(jié)構(gòu)方程模型，考察了政府控制在創(chuàng)新投入與公司價值之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新投入與公司價值顯著正相關(guān)，相對于政府控制的上市公司，非政府控制的上市公司的創(chuàng)新投入對于公司價值的提升力相對較強，投資者信心是政府控制的股權(quán)背景得以發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的重要中介。

本文結(jié)論的政策啟示在于：一方面，針對政府控制的上市公司，應(yīng)當(dāng)合理發(fā)揮政府在高管薪酬契約設(shè)計中的主導(dǎo)作用，強化資本市場股票價格波動與管理者自身利益的關(guān)聯(lián)性，增強資本市場對于企業(yè)創(chuàng)新投資活動的影響力。另一方面，政府除了制定各種積極的財政稅收政策以激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之外，還應(yīng)充分了解投資者心理因素對于公司創(chuàng)新與價值創(chuàng)造所存在的積極影響。借助“有形之手”規(guī)范股票市場，保持與提振投資者信心，增強資本市場對于企業(yè)創(chuàng)新的影響力，特別是需提升國有上市公司的創(chuàng)新意識與價值創(chuàng)造能力，借助虛擬經(jīng)濟的助推力，驅(qū)動“制造經(jīng)濟”向“創(chuàng)新經(jīng)濟”的轉(zhuǎn)型調(diào)整。此外，我國資本市場的典型特征是投資者結(jié)構(gòu)不合理，機構(gòu)投資者規(guī)模與持股占比均偏低。因此，監(jiān)管層不僅要在“量”上“超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者”，更應(yīng)該在“質(zhì)”上培育更加“理性”、“專業(yè)”的機構(gòu)投資者群體，充分發(fā)揮其對于公司治理及企業(yè)投資方面的積極影響，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

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(責(zé)任編輯 張建軍)

Government Control, Innovation Input and Firm Value： Based on the Intermediary Channels of Investor Confidence

TANG Wei1CUI YeGuang2

(1.School of Accounting, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233030; 2. School of Accounting, Capital University of Economics and Business, Beijing 100070)

From the perspective of behavioral finance, this paper examines the institutional background of government control in the regulation of relationship between investor confidence, innovation input and firm value based on the A-share listed company data from 2007 to 2014, using hierarchical multiple regression method and constructing simultaneous equations model by compositing the investor confidence index. The empirical test shows that innovation input is significant positive correlated with firm value, which is stronger in non-government controlled listed companies than in the government controlled listed companies. “Investor confidence” is the important intermediary channel by which the government controlled property playing the regulating effects.

innovation input; investor confidence; firm value; government control

2017-04-11

唐 瑋(1981-)，女，安徽蚌埠人，博士，安徽財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院講師。 崔也光(1957-)，男，北京人，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)會計學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

國家社會科學(xué)基金項目“研發(fā)指數(shù)構(gòu)建與應(yīng)用評價研究”(14BGL023)；安徽高校自然科學(xué)研究項目“投資者異質(zhì)情緒與企業(yè)創(chuàng)新投資：影響機理與經(jīng)濟后果”(KJ2017A431)、“高管人力資本溢價與企業(yè)績效倒U型關(guān)系研究”(KJ2014A002)。

F275.5

A

1001-6260(2017)06-0101-10

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.06.010

財貿(mào)研究 2017.6