胡國強，肖志超

(天津財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院，天津 300222)

一、引 言

研發(fā)(R&D)投資是提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力的根本途徑，對于我國推動經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變、加快建設(shè)創(chuàng)新型國家具有戰(zhàn)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(guān)系資本[3]、市場化程度[4]、地區(qū)與行業(yè)特征[5]、融資約束[6]等公司外部因素，以及公司治理[7]、股權(quán)結(jié)構(gòu)[8]、管理層特征[9]等內(nèi)部因素考察對R&D投資的影響，但較少關(guān)注資本市場投資者非理性如何影響微觀企業(yè)R&D投資活動。

行為公司金融認(rèn)為，資本市場投資者非理性會導(dǎo)致股票價格偏離其內(nèi)在價值出現(xiàn)股票誤定價，并對企業(yè)投資產(chǎn)生重要影響[10]。但究其具體影響機制，現(xiàn)有研究存在不同觀點。一是“股權(quán)融資渠道”，認(rèn)為股票誤定價通過影響融資約束企業(yè)股權(quán)融資成本，進(jìn)而對投資產(chǎn)生間接影響[10][11]。二是“迎合渠道”，認(rèn)為即使不受融資約束，當(dāng)管理者的目標(biāo)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(dāng)前誤定價，誤定價因此對企業(yè)投資產(chǎn)生直接影響[10][12]。國外研究基本證實“股權(quán)融資渠道”的存在[11]，但由于我國資本市場股權(quán)融資管制的存在，國內(nèi)學(xué)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(quán)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(fā)，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(guān)注。由于管理者持股使其個人財富與公司股價密切相關(guān)，當(dāng)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(yīng)。一方面，代理理論認(rèn)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(fā)的代理問題[14]。而已有研究證實，通過投資迎合當(dāng)前誤定價是短視管理者非效率投資行為的表現(xiàn)[10][12][15]。從這個意義上講，管理者持股應(yīng)有助于抑制R&D投資迎合沖動，產(chǎn)生“治理效應(yīng)”。另一方面，Jensen(2005)最近提出的“股票高估的代理成本觀”認(rèn)為，當(dāng)股票高估時，管理者有動機采取實際行動維持或推高當(dāng)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(jīng)理代理問題的管理層股權(quán)激勵，不但不能解決股票高估產(chǎn)生的代理問題，相反使這一問題變得更糟糕[16]。因為股權(quán)激勵管理者有動機維持并利用當(dāng)前誤定價去從事內(nèi)部人交易獲利[17][18]。因此，當(dāng)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(chǎn)生“惡化效應(yīng)”。

縱觀已有相關(guān)研究：一方面，多從投資者視角考察誤定價對企業(yè)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(guān)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(shù)上市公司為樣本，從管理者角度出發(fā)，考察管理層持股在誤定價影響企業(yè)R&D投資中的作用效應(yīng)，以及其中的內(nèi)部人交易動機與研發(fā)績效。研究貢獻(xiàn)如下：其一，研究有助于豐富R&D投資影響因素理論文獻(xiàn)，也為當(dāng)前監(jiān)管層對整治基于市場熱點題材形成的投資“泡沫化”現(xiàn)象提供理論支撐。其二，從管理者持股視角出發(fā)，考察股票誤定價如何影響企業(yè)R&D投資，研究放松了行為金融文獻(xiàn)基于股東與經(jīng)理目標(biāo)一致假定，豐富了行為公司金融文獻(xiàn)[10][12]。其三，通過進(jìn)一步考察持股管理層在股票誤定價中的內(nèi)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(xiàn)[16][17][18]。

二、 文獻(xiàn)回顧與假設(shè)發(fā)展

(一)文獻(xiàn)回顧

資本市場投資者非理性對企業(yè)投融資決策的影響是行為公司金融研究的前沿課題。總體而言，現(xiàn)有研究較多關(guān)注“股權(quán)融資渠道”，而較少關(guān)注“迎合渠道”；同時，較多關(guān)注有形資本投資，而較少關(guān)注R&D投資。以下集中梳理“迎合渠道”相關(guān)文獻(xiàn)。

這些研究得出不一致結(jié)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(xiàn)開始關(guān)注管理層在其中的股權(quán)激勵薪酬動機，但結(jié)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(fā)現(xiàn)，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(fā)現(xiàn)，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(fā)現(xiàn)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(dǎo)致結(jié)論不同，這些研究在考察管理層股權(quán)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(xiàn)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(dāng)前誤定價的動機也隨之減弱?；诖?，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(chǔ)上，進(jìn)一步考察隨后的內(nèi)部人交易及研發(fā)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(shè)發(fā)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(guān)注股票短期表現(xiàn)[10]。在此情形下，管理者的目標(biāo)是最大化短視投資者財富[13]。現(xiàn)實中，當(dāng)股票誤定價時，作為理性經(jīng)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(rèn)為，給予管理者一定企業(yè)所有權(quán)即股權(quán)激勵有助于緩解管理者與股東目標(biāo)的不一致，進(jìn)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(dāng)前誤定價是短視管理者非效率投資行為的表現(xiàn)[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(guān)注隨之降低，通過安排R&D投資項目迎合當(dāng)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(fù)向影響，發(fā)揮“治理效應(yīng)”。

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(chǎn)生“惡化效應(yīng)”。管理層持股發(fā)揮“治理效應(yīng)”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(dāng)前誤定價從事內(nèi)部人交易以獲取私利的動機，進(jìn)而削弱與長期股東的利益趨同效應(yīng)?；凇肮善备吖赖拇沓杀居^”[16]，已有研究證實，當(dāng)股票高估時，管理層有動機采取實際行動維持或推高當(dāng)前股價，并通過內(nèi)部人交易從誤定價中獲取收益[17][18]。例如，Kothari等(2006)發(fā)現(xiàn)，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(dāng)前高估，并且這些公司隨后表現(xiàn)出更多內(nèi)部人交易[17]。Sawicki和Shrestha(2014)發(fā)現(xiàn)，管理者預(yù)期股票高估最終將反轉(zhuǎn)，因此使用盈余管理維持高估，同時出售他們的持股以從當(dāng)前高估中獲取收益[18]。迎合當(dāng)前誤定價的企業(yè)投資也是這些行動之一[16]。

盡管控制權(quán)市場有助于緩解股票低估相關(guān)的代理問題(如股票低估面臨市場收購風(fēng)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(quán)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(dāng)前市場股票定價直接影響股權(quán)激勵管理者個人財富，當(dāng)股票高估時，短視管理層具有更強動機去擴大投資規(guī)模。一方面，這有助于迎合當(dāng)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(dāng)前股票高估，通過及時出售持有的公司股票，實現(xiàn)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(chǎn)品或新服務(wù)的開發(fā)，從項目啟動到完成醞釀時間較長，未來現(xiàn)金流預(yù)期的不確定性，使得研發(fā)投資風(fēng)險大大加大，進(jìn)而更易被市場投資者錯誤定價[26]。因此，當(dāng)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(quán)市場的收購風(fēng)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(dāng)前誤定價所獲取的收益與成本的權(quán)衡。若通過及時內(nèi)部人交易從當(dāng)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(yīng)”相比“治理效應(yīng)”占優(yōu)，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(yīng)”占優(yōu)?；诖?，提出如下競爭性假設(shè)：

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

假設(shè)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(fù)向影響。

假設(shè)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(fù)向影響中沒有顯著影響。

三、 研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到高新技術(shù)企業(yè)是研發(fā)投資的主體，本文以在我國A股市場上市的高新技術(shù)企業(yè)2007～2015年數(shù)據(jù)為初始樣本，剔除了ST和*ST公司與數(shù)據(jù)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(shù)企業(yè)以RESSET數(shù)據(jù)庫中披露的高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定公告為判斷依據(jù)。除高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定數(shù)據(jù)，其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。所有連續(xù)變量均進(jìn)行兩端1%的winsorize處理，數(shù)據(jù)處理軟件為STATA12.0。

(二)研究模型與變量設(shè)計

參考已有文獻(xiàn)[13][27][28]，構(gòu)建模型(1)檢驗研究假設(shè)H1與假設(shè)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(fā)投資水平，用當(dāng)期研發(fā)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(shù)除以總股數(shù)，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(jìn)一步設(shè)置管理層持股啞變量。若公司當(dāng)年管理層持股水平高于樣本年度中位數(shù)，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(xù)研究的廣泛運用[28][30]。具體地，首先對模型(2)分季度分行業(yè)回歸，利用所得的每個行業(yè)(j)在每個季度(t)的回歸系數(shù)，估計出每個公司各季末的基礎(chǔ)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(wù)總額之和；B為總資產(chǎn)；|NI|+為當(dāng)期凈利潤絕對值；I(<0)為啞變量，若NI為負(fù)取1，否則取0；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率。

由于R&D數(shù)據(jù)具有歸并數(shù)據(jù)特征，本文使用Tobit回歸法對式(1)進(jìn)行回歸，其中α2為本文關(guān)注重點。根據(jù)假設(shè)H1，預(yù)期α2在股票高估組顯著為負(fù)，而在股票低估組顯著為正；根據(jù)假設(shè)H2，預(yù)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(quán)融資動機(EQISS)、公司規(guī)模(Size)、成長能力(Grow)、現(xiàn)金流能力(CFO)、負(fù)債水平(Lev)、盈利水平(ROE)、企業(yè)性質(zhì)(SOE)和成長周期(Age)，以及年份(Year)與行業(yè)效應(yīng)(Ind)。所有變量定義見表1。

表1 變量定義

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計。結(jié)果顯示，研發(fā)投資占銷售收入比平均為0.98%，表明樣本公司研發(fā)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(shù))為-0.0152(-0.0561)，表明相比標(biāo)的股票基礎(chǔ)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(shù)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(tǒng)計，不予詳述。

表2 變量描述性統(tǒng)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(jié)果。當(dāng)不包括Misp×MagHS_L時，列(1)顯示Misp的系數(shù)在1%水平下顯著為正，即Misp越大，R&D投資越多。但是，當(dāng)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(yīng)(全樣本)

注：常數(shù)項結(jié)果未報告；*、** 、*** 分別表示10%、5%、1%統(tǒng)計水平下顯著(雙側(cè))。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(yīng)(股票高估與低估子樣本)

但是，當(dāng)進(jìn)一步區(qū)分股票高估與低估時，得出不同發(fā)現(xiàn)。對于股票高估組，當(dāng)不包括Misp×MagHS_L時，表4列(1)顯示取絕對值后|Misp|的系數(shù)顯著為正，即股票高估程度越大，R&D投資越多。當(dāng)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(shù)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(shù)顯著為負(fù)，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(shù)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(fù)向影響?？傮w上，這些發(fā)現(xiàn)支持了研究假設(shè)H2，而沒有支持研究假設(shè)H1，表明當(dāng)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(jié)論與肖虹和曲曉輝[26]的發(fā)現(xiàn)不一致，可能原因有兩個：其一，本文發(fā)現(xiàn)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(yīng)。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(quán)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(nèi)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(dāng)前誤定價的自利動機。

五、進(jìn)一步分析與穩(wěn)健性檢驗

(一)持股管理層R&D投資迎合的自利動機：內(nèi)部人交易

以上分析表明，當(dāng)股票高估時，持股管理層會通過R&D投資迎合當(dāng)前誤定價，其背后的動機在于為從當(dāng)前高估中獲取收益。為了證實這一推論，以下構(gòu)建模型(3)檢驗管理層是否利用當(dāng)前高估從事內(nèi)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(nèi)部人股票凈賣出規(guī)模，為當(dāng)期內(nèi)部人賣出總股數(shù)與買入總股數(shù)之差除以期初總股數(shù)，并以千分?jǐn)?shù)表示。內(nèi)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(nèi)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(dāng)期賣出，因此采用管理層持股樣本的季度數(shù)據(jù)對模型(3)進(jìn)行回歸。同時控制如下因素：機構(gòu)投資者比例(Inst)、分析師跟蹤人數(shù)(Follow)、個股累計超額回報(AR)、公司規(guī)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(yè)(Ind)效應(yīng)。

表5 股票高估對內(nèi)部人交易的影響

表5報告了回歸結(jié)果。與上文預(yù)測一致，結(jié)果顯示對于Sell_Mag和Sell_All，Misp的系數(shù)均顯著為正，即股票高估程度越大，內(nèi)部人賣出持股的規(guī)模越大。這表明，當(dāng)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(dāng)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(jìn)一步支持了研究假設(shè)H2。

(二)替代性解釋：“股權(quán)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(quán)融資渠道”與“迎合渠道”影響企業(yè)投資。前者認(rèn)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(rèn)為主要集中在投資者短視公司[10][11][12]。盡管本文主要關(guān)注管理層持股與誤定價的交互項，但本文實證發(fā)現(xiàn)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(fā)現(xiàn)可能是“股權(quán)融資渠道”或“迎合渠道”作用的結(jié)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(shù)[32]*四因素KZ指數(shù)=-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(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；DIV為現(xiàn)金股利支付額；Cash為貨幣資金；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率；A為總資產(chǎn)。；對于投資者短視，采用年股票換手率度量[12]。依據(jù)KZ指數(shù)與股票換手率的年中位數(shù)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(jìn)行分組檢驗。表6報告了檢驗結(jié)果?？梢钥闯觯琈isp×MagHS_D的系數(shù)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(quán)融資渠道”與“迎合渠道”作用的結(jié)果，檢驗進(jìn)一步支持了假設(shè)H2*使用管理層持股水平(MagHS_L)得出類似結(jié)果。。

(三)R&D投資迎合的經(jīng)濟后果：研發(fā)績效

最后，考察R&D投資迎合的經(jīng)濟后果。根據(jù)上文分析，當(dāng)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(dǎo)致企業(yè)隨后表現(xiàn)出更差的研發(fā)績效。為了證實這一推測，借鑒已有研究[12]，本文構(gòu)建如下模型(4)進(jìn)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(fā)績效，分別包括PEFM_PA和PEFM_PG。其中，PEFM_PA為專利申請數(shù)的自然對數(shù)；PEFM_PG為專利授予數(shù)的自然對數(shù)。考慮到研發(fā)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(jìn)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(guī)模(Size)、負(fù)債水平(Lev)、現(xiàn)金流能力(CFO)、成長能力(Grow)、管理層持股(MagHS_L)、經(jīng)營業(yè)績(ROE)、機構(gòu)投資者持股比例(Inst)、分析師跟蹤(Follow)以及年份與行業(yè)效應(yīng)。

表7報告了檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，對于PEFM_PA和PEFM_PG，R&D的系數(shù)顯著為正，但Misp×R&D的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明股票高估顯著降低了研發(fā)投資對研發(fā)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(fā)績效。這些發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步證實了研究假設(shè)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(yè)資源配置效率。

表7 R&D投資迎合的經(jīng)濟后果檢驗

(四)其他穩(wěn)健性檢驗

此外，本文執(zhí)行以下穩(wěn)健性檢驗：其一，替換因變量。以當(dāng)期研發(fā)投資總額與期初總資產(chǎn)(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(jiān)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(dāng)期未發(fā)生研發(fā)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(wěn)健性檢驗與實證發(fā)現(xiàn)基本一致(部分結(jié)果見表8)。

表8 其他穩(wěn)健性檢驗

六、結(jié)論與啟示

本文利用2007～2015年A股高新技術(shù)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(yīng)，及其中的內(nèi)部人交易動機與研發(fā)績效。研究發(fā)現(xiàn)，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(chǎn)生“惡化效應(yīng)”；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(fù)向影響，產(chǎn)生“治理效應(yīng)”。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)：股票高估程度越大，持股管理層隨后出售持股的規(guī)模越大，且高估公司隨后三年的專利申請數(shù)與授予數(shù)越少。本文研究表明，當(dāng)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(nèi)在動機及背后的利益機制。首先，當(dāng)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(yán)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(gòu)投資者，對降低非理性投資非常必要。其次，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化和完善上市公司內(nèi)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(quán)激勵制度同時，應(yīng)加強對內(nèi)部人交易行為的監(jiān)管，尤其是股票期權(quán)與限制性股票行權(quán)進(jìn)入市場流通后的監(jiān)管。通過加強信息披露、對管理層股票買賣頻率與規(guī)模采取一定限制性措施，抑制管理層利用市場誤定價進(jìn)行股票交易獲取不當(dāng)利益。

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