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(guān)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(diào)股東與高管的利益，賦予后者一定數(shù)量的股權(quán)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(yù)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(chǎn)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(guān)系[4，5]，但更多的研究認為股權(quán)激勵能夠促進研發(fā)投入[6，7]。后一類研究相對較少，其結(jié)論大多表明高管持股具有治理效應(yīng)，如Bulan 和Sanyal[8]發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵對企業(yè)專利產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)出，研發(fā)產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(yīng)。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(shù)無效項來度量研發(fā)效率，結(jié)果發(fā)現(xiàn)管理層股權(quán)激勵與企業(yè)研發(fā)效率之間呈顯著的倒U 型關(guān)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(jié)果。

以研發(fā)效率來替代單一的研發(fā)投入或研發(fā)產(chǎn)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(chǎn)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(yīng)。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(guān)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(jié)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(chǎn)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(chǎn)出與帕累托最優(yōu)研發(fā)產(chǎn)出的比例關(guān)系[9]。其實，這種度量方法與我們習慣使用的“投入產(chǎn)出率”表達方式并無本質(zhì)上的區(qū)別，二者之間可以相互轉(zhuǎn)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(chǎn)出和實際研發(fā)產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)出率（在一定的生產(chǎn)技術(shù)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(wù)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(yīng)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(chǎn)以使其能夠使用或出售在技術(shù)上具有可行性；（2）具有完成該無形資產(chǎn)并使用或出售的意圖；（3）無形資產(chǎn)產(chǎn)生經(jīng)濟利益的方式，包括能夠證明運用該無形資產(chǎn)生產(chǎn)的產(chǎn)品存在市場或無形資產(chǎn)自身存在市場，無形資產(chǎn)將在內(nèi)部使用的，應(yīng)當證明其有用性；（4）有足夠的技術(shù)、財務(wù)資源和其他資源支持，以完成該無形資產(chǎn)的開發(fā)，并有能力使用或出售該無形資產(chǎn)；（5）歸屬于該無形資產(chǎn)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(quán)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(shù)無效項作為研發(fā)效率的度量，其估計方法涉及到生產(chǎn)函數(shù)形式的設(shè)定，因而很難避免因函數(shù)設(shè)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(shù)企業(yè)與非高新技術(shù)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(yīng)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(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)中都顯著存在，但在高新技術(shù)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(shù)企業(yè)中存在，而在非高新技術(shù)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(nèi)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(chǎn)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(guān)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(guān)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(nèi)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(shè)

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(guān)注與個人利益相關(guān)的工作績效，而工作績效的衡量通常與企業(yè)當期財務(wù)狀況和經(jīng)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(jīng)濟決策時，傾向于規(guī)避那些可能會對公司短期業(yè)績產(chǎn)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(quán)，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(jīng)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(quán)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(shè)。

假設(shè)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(diào)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(chǎn)出[9，12]。另外，高管持股還有助于減少并及時終結(jié)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(shè)。

假設(shè)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(shù)創(chuàng)新能力是高新技術(shù)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(jié)構(gòu)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(shù)行業(yè)的企業(yè)在宣布增加研發(fā)投入時，市場會產(chǎn)生顯著的積極反應(yīng)，但對同樣的行為，市場卻對非高新技術(shù)行業(yè)的企業(yè)產(chǎn)生了顯著的消極反應(yīng)[15]。這表明與非高新技術(shù)企業(yè)相比，高新技術(shù)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(shù)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(shù)企業(yè)，對高新技術(shù)企業(yè)的高管進行股權(quán)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(shè)。

假設(shè)3：相對于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)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(shù)企業(yè)屬于技術(shù)密集型企業(yè)，其技術(shù)往往是處于當代科技前沿的。在此基礎(chǔ)上再進行技術(shù)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(shù)企業(yè)，高新技術(shù)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?qū)е碌氖w咎于創(chuàng)新本身存在的高度不確定性。因此，對高新技術(shù)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(shù)企業(yè)的高管往往本身就是企業(yè)的核心技術(shù)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(quán)，如果這時再對他們進行股權(quán)激勵，無疑能更大限度地調(diào)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(shè)。

假設(shè)4：相對于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)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(shè)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(guān)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(chǎn)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(guān)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(jié)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(chǎn)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(zhuǎn)化為產(chǎn)出的程度?；谇耙咽黾暗脑颍疚膶⒉捎瞄_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(guān)系在高新技術(shù)企業(yè)與非高新技術(shù)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(shè)備制造業(yè)（C35）、計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)（C39）、儀器儀表制造業(yè)（C40）、互聯(lián)網(wǎng)和相關(guān)服務(wù)（I64）、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)（I65）這八大行業(yè)門類的企業(yè)定義為高新技術(shù)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(quán)集中度、公司規(guī)模、財務(wù)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(jié)構(gòu)?？紤]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(quán)益的賬面價值相對于其市場價值越低[17，18]。當然也應(yīng)意識到，在學術(shù)研究中，市凈率指標還經(jīng)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(jié)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(yīng)計利潤，然后以總的應(yīng)計利潤（合并利潤表中的凈利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額）減去非操縱性應(yīng)計利潤得到操縱性應(yīng)計利潤（即回歸模型中的殘差），最后以操縱性應(yīng)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(guān)，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(gòu)建

為了檢驗假設(shè)1 和假設(shè)2，本研究分別構(gòu)建了有關(guān)研發(fā)投入的回歸模型（1）和有關(guān)開發(fā)效率的回歸模型（2）。按照假設(shè)1 和假設(shè)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(yīng)顯著為正?；貧w模型（3）和（4）是在模型（1）和（2）的基礎(chǔ)上考慮企業(yè)所屬的行業(yè)類型（是否屬于高新技術(shù)企業(yè)），用于分別檢驗假設(shè)3 和假設(shè)4。按照這兩個假設(shè)，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(shù)企業(yè)中表現(xiàn)得更為突出，因此，MSR的系數(shù)應(yīng)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(yīng)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(chǔ)上采用模型（1）和模型（2）分組檢驗假設(shè)3 和假設(shè)4。考慮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(nèi)涵時涉及到下一年的財務(wù)數(shù)據(jù)，本文將初始樣本確定為滬深A(yù) 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(chǎn)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(quán)益為負值的觀測；（7）為了緩解IPO 效應(yīng)，剔除公司上市當年的觀測；（8）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的觀測。經(jīng)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(jié)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(shù)企業(yè)組與非高新技術(shù)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(shù)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(guān)開發(fā)效率模型的樣本中，高新技術(shù)企業(yè)組與非高新技術(shù)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(gòu)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(jīng)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(shù)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(shù)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(zhì)”脫節(jié)的情況。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及分析

（一）相關(guān)性分析

為了對本文主要變量之間的關(guān)系有一個初步了解，本研究對這些變量之間的相關(guān)性進行了考察?？紤]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(chǔ)，結(jié)果見表3?？梢钥闯?，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(guān)，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(shè)1 和假設(shè)2 的預(yù)期。研發(fā)投入（RD）與開發(fā)效率（CR）顯著正相關(guān)，這符合經(jīng)濟學的直覺，因為加大研發(fā)投入有助于積累研發(fā)經(jīng)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(guān)，表明高新技術(shù)企業(yè)的高管持股比例更高，研發(fā)投入更大，這一結(jié)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(guān)，表明高新技術(shù)企業(yè)開發(fā)支出資本化的程度更高。對于這一結(jié)果，其實從上述幾個變量之間的關(guān)系中很容易得出，因為高新技術(shù)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(guān)關(guān)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(guān)。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(yīng)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(chǔ)，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(chǎn)出。

表3 皮爾遜相關(guān)系數(shù)

（二）多變量回歸分析

1.對假設(shè)1 和假設(shè)2 的檢驗。表4 列示了對模型（1）和模型（2）采用Tobit 回歸技術(shù)估計的結(jié)果，其中，表的左側(cè)是對假設(shè)1 的檢驗，考察高管持股對研發(fā)投入的影響；表的右側(cè)是對假設(shè)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(yīng)，因此筆者同時列示了各變量的邊際效應(yīng)以觀察其對被解釋變量的影響程度。

觀察表5 的左側(cè)，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(jié)果延續(xù)了相關(guān)性分析的結(jié)果，有力支持了假設(shè)1。經(jīng)濟意義方面，變量MSR 的邊際效應(yīng)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%?？紤]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(yīng)該說高管持股對研發(fā)投入的積極作用還是具有一定經(jīng)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(quán)集中度和財務(wù)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(jié)果也延續(xù)了相關(guān)性分析的結(jié)果，有力支持了假設(shè)2。經(jīng)濟意義上，變量MSR 的邊際效應(yīng)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(yīng)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(jīng)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(chǎn)出越少。考慮到基礎(chǔ)研究在研發(fā)活動中的重要地位，出現(xiàn)這一實證結(jié)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(jié)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(shè)3 和假設(shè)4 的檢驗。為了考察高管持股與研發(fā)投入的關(guān)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(cè)是基于全樣本對模型（3）估計的結(jié)果，右側(cè)是分別對高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)運用模型（1）估計的結(jié)果。基于全樣本檢驗的結(jié)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(shù)企業(yè)中更為突出。該結(jié)果不僅進一步支持了假設(shè)1，而且有力支持了假設(shè)3?；诜纸M檢驗的結(jié)果顯示，無論是基于高新技術(shù)企業(yè)組（HT=1）還是非高新技術(shù)企業(yè)組（HT=0），MSR 的系數(shù)均顯著為正，這仍然支持了假設(shè)1。比較兩組樣本下MSR 的邊際效應(yīng)，當HT=1 時，MSR 的平均邊際效應(yīng)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(shù)企業(yè)，高管持股對研發(fā)投入的促進作用在高新技術(shù)企業(yè)中更大。這一結(jié)果同樣有力支持了假設(shè)3?？刂谱兞康臋z驗結(jié)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(guān)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(cè)是基于全樣本對模型（4）估計的結(jié)果，右側(cè)是分別對高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)運用模型（2）估計的結(jié)果?；谌珮颖緳z驗的結(jié)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(shù)企業(yè)中，而在非高新技術(shù)企業(yè)中作用并不顯著。分組檢驗的結(jié)果同樣支持這一結(jié)論。對于高新技術(shù)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(shù)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(yīng)在非高新技術(shù)企業(yè)中失效的一個可能原因是：與高新技術(shù)企業(yè)的高管往往又是核心技術(shù)人員不同，非高新技術(shù)企業(yè)的高管很可能在專業(yè)上不夠“內(nèi)行”，因而即便他們因為股權(quán)激勵有很強的激勵監(jiān)督專業(yè)技術(shù)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(chǎn)出[20]?？刂谱兞康臋z驗結(jié)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(jié)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(chǎn)總額之比。（2）改變核心解釋變量的度量方法，以總裁或總經(jīng)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(guān)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(yīng)，控制變量中增加稅負因素。（5）控制變量中納入股權(quán)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(jié)果造成實質(zhì)性的影響。

五、開發(fā)支出資本化率的信息內(nèi)涵：前提檢驗

在上文檢驗高管持股與開發(fā)效率的關(guān)系以及行業(yè)類型對這一關(guān)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(nèi)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?？紤]到技術(shù)創(chuàng)新的績效最終會落實到產(chǎn)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(yīng)，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(jié)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(nèi)涵的檢驗結(jié)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(jié)構(gòu)（D/RD）。另外，考慮到規(guī)模經(jīng)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(quán)益+總負債）/總資產(chǎn)，其中，總股本和每股市價都是基于財務(wù)年度結(jié)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(chǎn)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(nèi)涵

六、研究結(jié)論

本文在控制盈余管理、會計穩(wěn)健性等因素影響的基礎(chǔ)上，以滬深A(yù) 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(jié)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(yīng)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(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)中都顯著存在，但在高新技術(shù)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(shù)企業(yè)中存在，而在非高新技術(shù)企業(yè)中的并不顯著。本文補充討論的結(jié)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(yīng)在科技含量不同的公司中存在顯著差別，本文研究結(jié)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(jié)合企業(yè)自身的科技發(fā)展水平。