端利濤，呂本富，2，彭 賡

（1.中國科學院大學經(jīng)濟與管理學院，北京 100190；2.國家創(chuàng)新與發(fā)展戰(zhàn)略研究會，北京 100007）

創(chuàng)新作為經(jīng)濟增長的重要來源，其影響機制和實現(xiàn)過程等問題一直被相關(guān)研究廣泛關(guān)注［1-2］。研發(fā)活動往往被視作創(chuàng)新得以實現(xiàn)的基礎(chǔ)和核心；作為創(chuàng)新活動主要主體的高技術(shù)企業(yè)在生產(chǎn)運營的過程中通常會大量地研究新知識、開發(fā)新技術(shù)以獲取核心競爭力［3］。由于有著高風險、高成本的特征，高技術(shù)企業(yè)在組織研發(fā)活動時往往需要資本市場和金融機構(gòu)的介入為其解決資金短缺的問題［4］；因而，其研發(fā)活動也就不可避免地會被資本市場的環(huán)境所影響。并且，從現(xiàn)實情況看，隨著上海證券交易所科創(chuàng)板和針對高技術(shù)企業(yè)CDR 工具的推出，資本市場——特別是股票交易市場在高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動中的作用將愈發(fā)重要。股票交易市場是一個相對開放的環(huán)境，政府資本、金融機構(gòu)、一般企業(yè)和居民個體都能夠在一定的規(guī)則下較為自由地參與其中；同時，由于這些主體性質(zhì)特征的不同，其市場行為會存在相應的偏好差異，對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的影響程度也會存在不同。具體的，研究實踐中通常習慣將股票交易市場的參與者分為兩大類：機構(gòu)和個人［5］。其中，機構(gòu)主要包括以證券公司為代表的賣方主體和以各類基金為代表的買方機構(gòu)——他們或具備較強的信息搜集和分析能力，或擁有大量的資金和資源，往往更有意愿和能力去關(guān)注和介入高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動這種高成本、高風險的項目［6］。基于這種情況，在研究股票交易市場對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)影響的文獻中，機構(gòu)的行為往往更受關(guān)注。

在中國的股票交易市場中，證券公司分析師對股票發(fā)布樂觀評級和機構(gòu)投資者對企業(yè)的投資持股是兩項具有代表性的機構(gòu)行為；前者是作為賣方主體的證券公司參與股票交易市場最直接和頻繁的方式，后者則是買方機構(gòu)參與市場的主要手段［7］。它們能夠通過向市場傳遞信號影響其他投資者的態(tài)度，亦可以基于公司治理體系從不同方面參與到上市企業(yè)的管理過程中——這兩方面效應最終都有可能會影響到高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)活動［8-9］。當前，雖然有許多文獻從監(jiān)督機制、信息解讀機制、行為動機等角度研究了分析師評級和機構(gòu)投資者持股對于企業(yè)研發(fā)投入或研發(fā)產(chǎn)出的影響［10-12］，并報告了具有一定意義的結(jié)論；但這些研究的實證過程中廣泛存在的將研發(fā)產(chǎn)出視作分析師和機構(gòu)投資者行為直接結(jié)果、將研發(fā)過程視作“黑箱”的做法仍然存在一定程度的缺陷。首先，在一個投入產(chǎn)出過程中，產(chǎn)出應當是關(guān)于投入的直接函數(shù)［13］，而在企業(yè)研發(fā)過程中，分析師和機構(gòu)投資者行為并非研發(fā)產(chǎn)出的投入——嚴格意義上，這也就決定其對研發(fā)產(chǎn)出的影響只能是間接的。簡單地在實證過程中識別其對研發(fā)產(chǎn)出的直接效應，雖然能在一定程度上得到可用的結(jié)論，但相關(guān)影響機制的闡釋只能流于大型理論而缺乏有效的經(jīng)驗支撐。其次，無論基于何種理論，企業(yè)研發(fā)本身就是一個多階段的過程［14］87；在不同的階段，分析師和機構(gòu)投資者行為所能夠發(fā)揮的作用往往存在差異。如果將研發(fā)過程視作“黑箱”，就有可能因為效應之間的相互遮掩而得到許多令人尷尬的結(jié)論，例如：在一些研究的實證結(jié)果中，分析師樂觀評級可能會通過資本市場壓力造成管理者短視，從而對創(chuàng)新產(chǎn)出造成消極影響［15］；而在另一些研究中，其作為一種對企業(yè)的跟蹤和關(guān)注又可能通過監(jiān)督機制對創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生積極作用［16］。最后，不同于獨立的主體，分析師和機構(gòu)投資者之間利益關(guān)系的存在使得兩者的行為對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)的影響機制變得更為復雜，其中一方的行為狀態(tài)可能會影響到另一方的行為效果［17-18］。如果缺乏對這種復雜機制的識別，則無法明確不同主體在影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動時所扮演的角色，并且很有可能在概念建構(gòu)和機制識別中遺漏掉許多可能僅在某種狀態(tài)下存在的重要影響路徑和機制?？偠灾鲜鰡栴}的存在，既使得現(xiàn)有實證文獻在研究股票交易市場主體對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的作用時無法準確地闡釋和識別影響機制，同時也讓管理者和政策制定者在管理實踐中面臨無從下手的問題。

綜合考慮上述情況，為了更加清晰地揭示分析師評級和機構(gòu)投資者持股對于企業(yè)研發(fā)的影響機制，并為更多關(guān)于股票交易市場主體對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的作用的研究提供思路，本文結(jié)合文獻分析和中國的實踐經(jīng)驗，建構(gòu)機構(gòu)持股比例差異下分析師樂觀評級影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)人力資本存量影響研發(fā)產(chǎn)出過程的理論模型；而后，應用2011—2017 年間A 股汽車制造業(yè)上市企業(yè)為樣本，結(jié)合層次回歸和門限回歸的方法對相關(guān)效應進行了檢驗。研究結(jié)果表明：對機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)而言，在一定期間內(nèi)，其研發(fā)人力資本存量經(jīng)由研發(fā)支出的正向中介對研發(fā)產(chǎn)出具有正向影響；其中，分析師樂觀評級對研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化有較強的強化作用，即分析師樂觀評級對此時高技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出與研發(fā)產(chǎn)出之間的正向關(guān)系有正向的邊際效應。而在機構(gòu)持股比例較低時，雖然受到分析師樂觀評級的抑制，高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)人力資本存量仍對研發(fā)支出有正向影響；不過，其后的研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化則無法實現(xiàn)。此外，在有效識別分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)過程不同階段影響的前提下，實證結(jié)果還顯示分析師樂觀評級對研發(fā)產(chǎn)出并無明顯的直接作用。上述結(jié)論在豐富實證文獻的基礎(chǔ)上，證明了在研究資本市場對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新影響時，打開研發(fā)過程“黑箱”，充分考察資本市場參與者在研發(fā)過程不同階段的不同作用的必要性，為此類研究提供了更加完整的技術(shù)路線；同時，結(jié)論中所體現(xiàn)的不同機構(gòu)持股比例下分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)影響的差異，印證了股票市場參與者之間的關(guān)系對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)的影響，為相關(guān)研究拓寬了思路。本文所揭示的具體機制也為在管理實踐中更好地提升高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)效率提供了更加完整的參考。

本文的后續(xù)內(nèi)容安排如下：首先在第二部分根據(jù)以往的文獻進行理論建構(gòu)，同時提出本文的研究假設(shè)；在第三部分提出本文的實證研究設(shè)計；第四部分展示實證分析的結(jié)果并結(jié)合假設(shè)檢驗的結(jié)果對相關(guān)機制進行闡釋；第五部分報告穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果；第六部分針對研究的貢獻和局限進行討論。

1 理論建構(gòu)與研究假設(shè)

高技術(shù)企業(yè)研發(fā)過程的核心是研發(fā)投入要素向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化，即企業(yè)通過配置以研發(fā)人力資本為核心的內(nèi)外部資源，協(xié)調(diào)內(nèi)外部環(huán)境，以完成新技術(shù)、新知識的開發(fā)［14］88-89。分析師樂觀評級可能通過兩種途徑影響高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)活動：一方面，分析師樂觀評級向股票交易市場傳遞了樂觀信號，這種效應對企業(yè)控制人和管理者行為的潛在影響可能會進而影響到企業(yè)的研發(fā)活動［19］；另一方面，分析師樂觀評級作為一種對企業(yè)的關(guān)注，也可能會通過監(jiān)督機制等途徑實際參與到企業(yè)研發(fā)活動的組織中［20］。機構(gòu)持股比例的差異是上述機制發(fā)揮作用的一個背景——它在一定程度上代表了公司治理水平的差異［21］，包括研發(fā)活動在內(nèi)的企業(yè)經(jīng)營活動都可能會依賴于這一差異而變化；同時，它也可以反映機構(gòu)投資者對高技術(shù)企業(yè)經(jīng)營的影響力，進而基于賣方機構(gòu)和買方機構(gòu)的密切聯(lián)系使得分析師樂觀評級對研發(fā)活動的影響呈現(xiàn)差異［22-23］。由此，本文將基于對文獻的回顧，從以下幾個方面對理論模型進行建構(gòu)，如圖1 所示。

圖1 理論模型

1.1 高技術(shù)企業(yè)研發(fā)過程

無論是基于Penrose［24］的資源基礎(chǔ)理論，還是根據(jù)經(jīng)濟學的內(nèi)生增長理論［25］，研發(fā)投入作為研發(fā)產(chǎn)出的重要源泉而對其有正向作用在理論上并不存在明顯的爭議。從知識生產(chǎn)的角度看，一定時期內(nèi)的研發(fā)產(chǎn)出可以被視作關(guān)于研發(fā)人力資本和其他知識存量兩類要素的生產(chǎn)函數(shù)；因此擁有的研發(fā)人力資本越多，企業(yè)在一定期間內(nèi)獲得的研發(fā)產(chǎn)出也就越多［26-27］。不過，研發(fā)投入向產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化并非是一個簡單的、直接的過程［28］；知識部門生產(chǎn)函數(shù)這一設(shè)定雖然能夠滿足宏觀經(jīng)濟分析的需求，但在研發(fā)過程的解釋上卻過于簡略。參考持續(xù)經(jīng)營和會計分期假設(shè)所反映的企業(yè)經(jīng)濟活動規(guī)律，企業(yè)在一定時期的經(jīng)營成果是其在該時期內(nèi)經(jīng)濟活動的結(jié)果，而不是其期初各類存量要素的直接反映；雖然企業(yè)往往會基于其在期初的資源條件決定期間內(nèi)的戰(zhàn)略和策略，但這些作為存量的資源并無法直接轉(zhuǎn)化為新的經(jīng)營成果［29］。因此，在高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)過程中，作為存量要素的研發(fā)人力資本也同樣無法自動產(chǎn)出新的研發(fā)成果——企業(yè)會基于其包括研發(fā)人力資本在內(nèi)的存量知識資本制定新一期的研發(fā)計劃；在此基礎(chǔ)上，通過在期間內(nèi)投入包括技術(shù)人員薪酬、設(shè)備使用成本在內(nèi)的新的研發(fā)支出，企業(yè)的存量知識資本得以被調(diào)動進入新的研發(fā)過程，并最終產(chǎn)出新的研發(fā)成果［30］?；谏鲜龇治?，可以給出以下假設(shè)：

假設(shè)H1：在一定期間內(nèi)，通過研發(fā)支出的正向中介，高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)人力資本對其研發(fā)產(chǎn)出有正向影響。

1.2 分析師樂觀評級對研發(fā)過程的影響

在股票交易市場中，分析師樂觀評級能夠在一定程度上代表和引導投資者的態(tài)度和行為。在“委托-代理”問題的框架下，以He 等［15］為代表的一些研究發(fā)現(xiàn)，由于分析師樂觀預期和二級市場投資者行為常帶有短期性，分析師的樂觀傾向會對高技術(shù)企業(yè)的管理者形成解雇風險和短期業(yè)績壓力［31］，使得其將精力和資源從投資周期長、不確定性高的創(chuàng)新活動中轉(zhuǎn)移到其他短期項目上，從而對研發(fā)投資意愿形成抑制。同時，在散戶比例較高的股票交易市場中，分析師樂觀評級通常會帶來交易活躍度的大幅上升，為企業(yè)股票創(chuàng)造寬松的流通環(huán)境［32］；而由于市場的有效性較差，高技術(shù)企業(yè)的實際控制人在此情況下也可能會過度關(guān)注通過交易市場減持獲利，忽視包括研發(fā)活動在內(nèi)的企業(yè)日常經(jīng)營［33］；這也就意味著，即便A 股上市公司中控股股東兼任或委派董事、高管現(xiàn)象的普遍存在，能夠在一定程度上減少“委托-代理”問題［34］，分析師樂觀評級為高技術(shù)企業(yè)帶來的短視問題，以及隨之而來的研發(fā)投資意愿的降低仍然會存在。總而言之，這一邏輯事實上強調(diào)了分析師樂觀評級在研發(fā)支出決定階段的負面影響，即針對研發(fā)活動的各項資源投入都可能會因為研發(fā)投資意愿被抑制而相對減少，但一定期間內(nèi)既定研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化過程則未必會受到這一機制的影響。由此，結(jié)合前文對企業(yè)研發(fā)過程的分解，可以提出以下假設(shè)：

假設(shè)H2：在一定期間內(nèi)，分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出有負向影響。

除了在股票交易市場的層面上影響高技術(shù)企業(yè)控制人和管理者的研發(fā)投資意愿，分析師樂觀評級在另一個側(cè)面上也被認為是一種對包括研發(fā)活動組織在內(nèi)的企業(yè)日常經(jīng)營的參與。在分析師開展評級工作的過程中，既可以通過電話和實地調(diào)研等方式與公司進行直接溝通，也能夠借助研究財務(wù)和審計報告等方式對公司的管理進行干預［20］。在此基礎(chǔ)上，由于分析師具有向公開市場傳遞信息的能力，評級數(shù)量的增多就能夠通過對信息不對稱的遏制來規(guī)范企業(yè)的研發(fā)管理［35］。并且，基于賣方分析師與買方機構(gòu)，特別是企業(yè)原有機構(gòu)投資者之間可能存在的聯(lián)系［23］，分析師的評級也就能在一定程度上反映這些關(guān)注長期利益的機構(gòu)投資者的態(tài)度，從而對企業(yè)日常經(jīng)營形成積極的監(jiān)督；特別是考慮到分析師對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)項目等與未來價值高度相關(guān)信息的額外關(guān)注，這種監(jiān)督的效果就愈發(fā)凸顯［36］。因此可以認為，與分析師樂觀評級在高技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出決定階段的負面影響不同，分析師樂觀評級所反映的分析師對企業(yè)的跟蹤與關(guān)注，能夠通過對企業(yè)日常經(jīng)營的改善來提高創(chuàng)新組織能力，更好地實現(xiàn)既有研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化。由此，可以提出以下假設(shè)：

假設(shè)H3：在一定期間內(nèi)，分析師樂觀評級越多，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出對研發(fā)產(chǎn)出的正效應越強。

此外，分析師評級明顯不包含在研發(fā)過程的投入要素之中，也很難作為任意投入要素的代理變量?？紤]到在嚴格的識別框架下產(chǎn)出只能被投入要素直接影響，可以認為在分離了分析師樂觀評級在高技術(shù)企業(yè)研發(fā)過程各階段的具體作用機制的基礎(chǔ)上，其對于研發(fā)產(chǎn)出的直接效應將無法被識別。此處為了使實證分析的理論框架更加完整，據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)H4：在一定期間內(nèi)，分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出沒有明顯的直接影響。

1.3 作為背景的機構(gòu)持股比例

由于提交股東提案、與管理層私下協(xié)商、行使股東訴訟權(quán)利以及發(fā)動行業(yè)力量聯(lián)合救助公司等機構(gòu)投資者參與公司治理的常用方式通常無法在短期內(nèi)起效［21］，而“用腳投票”的手段又可能因為機構(gòu)投資者關(guān)注長期收益的動機而被限制［37］；故而可以認為，在一個較短的期間內(nèi)，機構(gòu)投資者對高技術(shù)企業(yè)日常經(jīng)營活動的直接參與并不頻繁。不過，考慮到機構(gòu)投資者持股比例能夠在一定程度上反映一些企業(yè)固有特征，其仍然應當作為分析師樂觀評級影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)的各項具體效應的背景環(huán)境而被考察。

一方面，機構(gòu)持股比例可以在一定程度上反映高技術(shù)企業(yè)的公司治理水平。許多經(jīng)驗證據(jù)表明，基于長期持股動機進行投資的機構(gòu)投資者通常會偏好信息披露透明、股權(quán)制衡適當、董事會和高管背景良好的企業(yè)——這也就意味著公司治理水平越好的企業(yè)更易于吸引機構(gòu)投資者的持股［38-39］。同時，機構(gòu)投資者是參與公司治理的主體之一，專業(yè)水平較高的機構(gòu)投資者能夠通過公開或非公開的手段規(guī)范企業(yè)的運營，同時其關(guān)注長期收益的性質(zhì)也有助于引導企業(yè)避免短視［40］。因此，機構(gòu)投資者持有的股份越多通常意味著該企業(yè)的公司治理水平越高。研發(fā)過程的投入產(chǎn)出效率會在很大程度上依賴于企業(yè)對創(chuàng)新活動的組織能力——企業(yè)整合、建立以及重塑內(nèi)外部競爭力以適應環(huán)境的能力［14］92-93。公司治理水平是企業(yè)創(chuàng)新活動組織能力的一個重要側(cè)面，其所代表的企業(yè)權(quán)力安排合理性、協(xié)調(diào)內(nèi)外部利益相關(guān)者的能力等也會相應地影響到高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)過程［41-42］；一個良好的公司治理結(jié)構(gòu)是支持研發(fā)活動的一大關(guān)鍵基礎(chǔ)，它將有助于高技術(shù)企業(yè)更好地分配權(quán)力和資源，從而使研發(fā)的投入-產(chǎn)出轉(zhuǎn)化能夠更有效率的實現(xiàn)［43］。而由于機構(gòu)持股比例能夠在一定程度上代表企業(yè)公司治理的水平，可以推知一家高技術(shù)企業(yè)的機構(gòu)持股比例較高時，其組織創(chuàng)新活動的能力更強［44］。由此，針對研發(fā)的投入產(chǎn)出過程，可以將假設(shè)H1做以下改寫：

假設(shè)H1*：對機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)而言，在一定期間內(nèi)，通過研發(fā)支出的正向中介，其研發(fā)人力資本對其研發(fā)產(chǎn)出有正向影響；在機構(gòu)持股比例較低的高技術(shù)企業(yè)中，這一機制無法實現(xiàn)。

另一方面，機構(gòu)持股比例還能夠在一定程度上決定分析師評級的影響力。伴隨著金融業(yè)混業(yè)經(jīng)營的發(fā)展，金融機構(gòu)之間的聯(lián)系愈發(fā)緊密。無論是出于券商研究部門促銷承銷股票、維持客戶關(guān)系、爭取下次承銷機會等間接動機［45］，抑或是受到如中國“金融系統(tǒng)”“金融戰(zhàn)線”一類歷史原因的影響［46］，券商賣方分析師與基金、券商自營部門等買方機構(gòu)之間已經(jīng)不可避免地形成了一種利益共同體關(guān)系［17，47］。在此背景下，分析師評級對高技術(shù)企業(yè)日常經(jīng)營活動的影響力就會在很大程度上依賴機構(gòu)持股比例——當機構(gòu)持股比例較高時，機構(gòu)投資者在公司經(jīng)營中的話語權(quán)也就越高；而由于分析師評級能夠在一定程度上代表機構(gòu)投資者的利益，其在公司經(jīng)營中的影響力也就越高。不過，由于個人投資者缺乏搜尋此類公司層面隱性信息的動機和途徑［48］，機構(gòu)持股比例的差異可能并不會對分析師評級在一個以個人投資者為主的股票交易市場層面的影響力起作用。因此，結(jié)合機構(gòu)持股比例所反映的公司治理水平特征可以推知分析師樂觀評級影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的起效條件：當高技術(shù)企業(yè)的機構(gòu)持股比例較高時，分析師樂觀評級具備足夠的影響力對包括研發(fā)活動組織在內(nèi)的企業(yè)日常經(jīng)營施加影響，而其在股票交易市場上削弱企業(yè)管理者、控制人研發(fā)投資動機的作用亦可能被較高的公司治理水平所抑制；當高技術(shù)企業(yè)的機構(gòu)持股比例較低時，分析師對日常經(jīng)營的干預可能并不會受到重視，而其在股票交易市場的影響則可以得到實現(xiàn)?；谏鲜龇治觯梢詫⒓僭O(shè)H2、H3改寫為：

假設(shè)H2*：對機構(gòu)持股比例較低的高技術(shù)企業(yè)而言，在一定期間內(nèi)，分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出有負向影響；在機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)中，這一機制無法實現(xiàn)。

假設(shè)H3*：對機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)而言，在一定期間內(nèi)，分析師樂觀評級越多，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出對研發(fā)產(chǎn)出的正效應越強；在機構(gòu)持股比例較低的高技術(shù)企業(yè)中，這一機制無法實現(xiàn)。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到不同行業(yè)之間研發(fā)活動的產(chǎn)出之間存在的不可公度問題，加之國民經(jīng)濟行業(yè)分類和證監(jiān)會行業(yè)分類無法完全對接這一阻礙，將全部A 股高技術(shù)上市企業(yè)納入樣本進行分析并不現(xiàn)實［33，49］；在此情況下，以一定高技術(shù)行業(yè)的企業(yè)作為樣本成為了一種可行的做法。在此基礎(chǔ)上，相對于選擇多個行業(yè)，以單一行業(yè)為樣本進行研究是一種更優(yōu)的選擇：一方面，由于在多個行業(yè)中隨機抽樣中選出單一行業(yè)的概率大于選出任意大于1 的行業(yè)組合的概率，以單一行業(yè)作為樣本能夠最大程度地避免樣本選擇的主觀性；另一方面，在面板數(shù)據(jù)的分析中，選擇單一行業(yè)樣本也可以更好地排除行業(yè)異質(zhì)性對實證結(jié)果的干擾。因此，本文選擇了2011—2017 年持續(xù)上市交易的汽車制造業(yè)企業(yè)作為樣本企業(yè)。在我國，汽車制造業(yè)的研發(fā)投入和研發(fā)強度近年來一直居于各行業(yè)前列［50］，以其為樣本對研究高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)活動具有較強的代表意義。另外，從數(shù)據(jù)上看，2011—2017 年維持上市交易的汽車制造業(yè)企業(yè)共有59 家，剔除缺省后亦保留51 家，在面板數(shù)據(jù)層面可以獲得306 條觀測，能夠較好地滿足研究所需的樣本量要求。

在選定樣本企業(yè)的基礎(chǔ)上，為了使研究能夠更加符合研發(fā)過程存在滯后的實際情況［51］，本文參照以往研究的一般做法，以滯后1 期的研發(fā)產(chǎn)出作為研究的被解釋變量［52］。在數(shù)據(jù)提取過程中，假定樣本高技術(shù)企業(yè)在t 期獲取包括研發(fā)人力資本存量和研發(fā)支出在內(nèi)的各項資源并組織研發(fā)活動，在t+1期實現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出，提取了2012—2017 年的研發(fā)產(chǎn)出數(shù)據(jù)和對應的2011—2016 年的其他變量數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)主要采集自WIND 數(shù)據(jù)庫、國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和部分企業(yè)的年度報告。

2.2 變量選擇與操作化定義

2.2.1 被解釋變量

2.2.2 核心解釋變量

2.2.3 門限變量

2.2.4 控制變量

2.3 模型設(shè)定

為了檢驗分析師樂觀評級對于研發(fā)過程的影響，本研究在實證分析中結(jié)合溫忠麟等［55］總結(jié)的有調(diào)節(jié)的中介效應模型和門限效應模型對理論模型進行檢驗。雖然在一般的中介效應和調(diào)節(jié)效應分析中需要對核心變量進行中心化處理［56］，但本文所使用的變量數(shù)據(jù)均為定比數(shù)據(jù)，在0 值處存在經(jīng)濟意義；并且，本文在結(jié)果上只關(guān)心不受中心化影響的效應方向和顯著性；因此，為了避免不必要的麻煩，此處并不采用中心化方式對變量數(shù)據(jù)進行處理。本文的基礎(chǔ)模型如下：

其中，模型(1)檢驗研發(fā)人力資本對研發(fā)產(chǎn)出的主效應，以及無中介效應時分析師樂觀評級的調(diào)節(jié)效應；模型(2)檢驗研發(fā)人力資本對研發(fā)支出的效應，以及分析師樂觀評級在這一階段的調(diào)節(jié)效應；通過觀察主效應顯著性的變化對中介效應進行識別；模型(3)在模型(1)的基礎(chǔ)上引入中介變量以及中介變量和調(diào)節(jié)變量的交互項，通過觀察模型(1)中各項參數(shù)的變化對中介效應進行識別，并結(jié)合模型(2)的檢驗結(jié)果對調(diào)節(jié)效應的形式進行判斷。

在此基礎(chǔ)上，為了按照理論模型的設(shè)定進一步檢驗上述影響機制在不同機構(gòu)持股比例背景下的差異，本文基于門限面板回歸方法進一步建構(gòu)了模型(4)～(6)以進行完整的分析。

3 實證分析

3.1 描述性分析

表1 報告了各變量描述性統(tǒng)計和基于混合數(shù)據(jù)（Pooled data）的相關(guān)性分析結(jié)果。描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，研發(fā)人力資本存量、研發(fā)支出、研發(fā)產(chǎn)出和分析師樂觀評級四個核心變量在分布上均呈現(xiàn)出較大的跨度，這在一定程度上支持了該樣本對上市高技術(shù)企業(yè)的代表性。相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，除被解釋變量外，各變量兩兩之間的線性相關(guān)系數(shù)均小于0.8；這表明實證分析中所涉及的變量在混合數(shù)據(jù)層面不存在明顯的共線性問題，為實證分析的可靠性提供了一定支持。

表1 描述性統(tǒng)計和混合數(shù)據(jù)相關(guān)性分析

3.2 門限效應檢驗

在模型(4)～(6)的基礎(chǔ)上，本文應用面板門限回歸方法對待估參數(shù)進行估計。為了減輕在短面板分析中可能存在的異方差與序列相關(guān)問題，本文在分析中參照此情況下的一般做法，在回歸估計中統(tǒng)一應用異方差聚類穩(wěn)健標準誤［59］。同時，考慮到Sargan-Hansen 檢驗大體上拒絕隨機效應的適用性，以及固定效應有助于規(guī)避行業(yè)特征和部分個體異質(zhì)性特征對回歸結(jié)果影響，更加符合經(jīng)濟意義分析方面的需求［60］，本文在模型中加入雙向固定效應。

表2 顯示了將自抽樣次數(shù)設(shè)定為500 次后門限值搜索和整體門限效應的檢驗結(jié)果。

表2 門限效應檢驗結(jié)果

在單一門限模型中，基于3 個模型搜索到殘差平方和最小的門限值均為2.807。整體門限效應檢驗結(jié)果顯示，模型(4)的 LM 檢驗無法在5%的顯著性水平下拒絕無門限效應的原假設(shè)，而模型(5)和模型(6)的 LM 檢驗在5%的顯著性水平下拒絕無門限效應的原假設(shè)，單一門限的整體效應在分離了中介和調(diào)節(jié)機制的情況下顯著成立；同時，3 個模型的LR統(tǒng)計量小于5%顯著水平下的臨界值，門限值估計具有統(tǒng)計意義上的一致性?？紤]到在3 個模型中，雙門限檢驗均無法在設(shè)定的搜尋范圍中得出有統(tǒng)計意義的門限值，因此可以認定單門限面板回歸結(jié)果為最終的估計結(jié)果。

3.3 回歸結(jié)果分析

表3報告了模型(4)～(6) 的參數(shù)估計結(jié)果。3 個模型均顯示了較強的整體顯著性（；；）。擬合優(yōu)度方面，模型(5)和模型(6)均報告了可接受的擬合優(yōu)度（組內(nèi)；組內(nèi)），且模型(6)的擬合優(yōu)度較模型(4)有較大提升（組內(nèi)）。同時，原本在模型(4)中顯著的各參數(shù)估計在加入了有調(diào)節(jié)的中介效應的模型(6)中均變?yōu)椴伙@著?？傮w來看，以上結(jié)果在一定程度上反映了在分析中識別有調(diào)節(jié)的中介效應的必要性，即應當重點基于模型(5)和模型(6)進行分析。

表3 參數(shù)估計結(jié)果

考慮到模型(6)中研發(fā)人力資本存量及其與分析師樂觀評級的交互項對研發(fā)支出的效應均不顯著，本文直接考察高技術(shù)企業(yè)研發(fā)人力資本存量經(jīng)由研發(fā)支出的正向中介向研發(fā)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化的過程。在研發(fā)支出的決定階段，一定期間內(nèi)的研發(fā)人力資本存量對研發(fā)支出有顯著的正效應（；），這一效應并不存在依賴機構(gòu)持股比例的差異（）。在研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化階段，對機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)而言，雖然研發(fā)支出對研發(fā)產(chǎn)出的直接效應并不顯著（），但是調(diào)節(jié)效應的估計結(jié)果顯示研發(fā)支出對研發(fā)產(chǎn)出有顯著的、受分析師樂觀評級強化的正效應（）；而在機構(gòu)持股比例較低時，以上的兩種效應則均不顯著（；；）?？傮w來看，假設(shè)H1*可以得到驗證。在一定期間內(nèi)，對于機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)而言，研發(fā)人力資本存量能夠通過研發(fā)支出的中介正向地轉(zhuǎn)化為研發(fā)產(chǎn)出。但在機構(gòu)持股比例較低時，企業(yè)的公司治理水平往往較低，研發(fā)活動的組織能力也就相應較差——雖然研發(fā)支出仍會基于研發(fā)人力資本存量被投入，但這種投入并不能有效地轉(zhuǎn)化為研發(fā)產(chǎn)出。這一結(jié)果在某種程度上可能是源自A 股市場的信息披露規(guī)則：由于研發(fā)支出屬于財務(wù)報表強制披露項目而專利等研發(fā)產(chǎn)出不在此列，公司治理水平較差的高技術(shù)企業(yè)就有可能會過度重視受投資者關(guān)注的研發(fā)支出，而不關(guān)心相應的研發(fā)產(chǎn)出最終是否能夠?qū)崿F(xiàn)。

針對分析師樂觀評級的各項參數(shù)估計結(jié)果顯示，在研發(fā)支出的決定階段，分析師樂觀評級對機構(gòu)持股比例較低的高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)支出有邊緣顯著的直接負效應（），但這一效應與機構(gòu)持股比例較高時不顯著的效應并無明顯差別（；）。同時，分析師樂觀評級對研發(fā)人力資本存量與研發(fā)支出正向關(guān)系的調(diào)節(jié)效應亦不顯著（；）。由此可以認為，假設(shè)H2*無法成立，分析師樂觀評級在研發(fā)支出決定階段并不會顯著地抑制研發(fā)支出的投入。即便分析師樂觀評級在企業(yè)的公司治理水平較低時可能會抑制管理者和控制人的創(chuàng)新意愿，但考慮到研發(fā)支出在評價高技術(shù)企業(yè)的投資價值時愈發(fā)受到重視，這種對創(chuàng)新意愿的抑制可能并不會明顯地轉(zhuǎn)變?yōu)闇p少研發(fā)支出的動機。在研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化階段，如前文所述，對于機構(gòu)持股比較高的高技術(shù)企業(yè)而言，分析師樂觀評級對研發(fā)支出與研發(fā)產(chǎn)出的正向關(guān)系有正向的邊際效應，即研發(fā)支出對研發(fā)產(chǎn)出有依賴于分析師樂觀評級的正效應（）；同時，對于機構(gòu)持股比較低的高技術(shù)企業(yè)而言，這種邊際效應并不顯著（）；單變量差異檢驗也顯示該效應在門限兩側(cè)差異非常明顯（）。綜合來看，可以認為假設(shè)H3*成立。對于機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)，分析師樂觀評級在一定期間內(nèi)會強化研發(fā)支出對研發(fā)產(chǎn)出的正效應；而這種效應并不存在于機構(gòu)持股比例較低的高技術(shù)企業(yè)中。分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化過程的強化主要是通過對其研發(fā)過程組織的直接干預得以實現(xiàn)；這一效應會依賴于高技術(shù)企業(yè)的機構(gòu)持股比例——當機構(gòu)持股比例較低時，分析師行為的影響力也就較低，高技術(shù)企業(yè)的管理者和控制人可能并不會理會其對企業(yè)管理的干預，這種對研發(fā)過程的強化也就難以實現(xiàn)。此外，模型(4) 的參數(shù)估計結(jié)果顯示分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出有負向直接效應（；；）；在模型(6) 中，在分離了研發(fā)支出有調(diào)節(jié)的中介效應的基礎(chǔ)上，分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的負效應變?yōu)椴伙@著（；；），這為假設(shè)H4提供了支持。總體來看，分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的影響本身并不夠強，因此在機構(gòu)持股比例較低時，其對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的抑制作用可能會被研發(fā)支出所中介，即便這一中介效應本身并不夠顯著（；）。而在在機構(gòu)持股比例較高時，分析師樂觀評級對研發(fā)產(chǎn)出的負向影響又大部分地被其對研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化的強化作用所抵消；雖然模型(6)中可能因為存在部分未識別機制而仍然保留了邊緣顯著的負效應（），但這并不足以支持分析師樂觀評級對研發(fā)產(chǎn)出具有直接作用。

4 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從兩個方面針對模型(4)的分析進行穩(wěn)健性檢驗。首先，為了使門限估計滿足相應的一致性要求，本文使用Bootstrap 方法模擬LM 檢驗對門限效應的顯著性進行總體檢驗。但是，自抽樣次數(shù)設(shè)定的差異可能導致門限估計取得局部最優(yōu)解的問題。因此此處嘗試更改抽樣次數(shù)對門限效應檢驗的穩(wěn)定性進行考察。

如表4，變更Bootstrap 自抽樣次數(shù)后的門限效應檢驗顯示，無論選擇更多或更少的自抽樣次數(shù)，門限估計值及其顯著性均保持高度穩(wěn)定，這表明門限效應具有較強的可靠性。

表4 變更Bootstrap 自抽樣次數(shù)后的門限效應檢驗

除門限效應的估計外，樣本量對實證分析結(jié)果有效性的限制是另一個需要考慮的問題——雖然選擇單一行業(yè)樣本能夠最大程度地控制樣本選擇偏差，但亦會使得研究結(jié)論在推廣方面存在障礙。此處選擇將與汽車制造業(yè)研發(fā)強度、生產(chǎn)模式相近的電氣機械及器材制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)上市企業(yè)共計1 290 條觀測納入樣本對研究結(jié)論的外部有效性進行驗證。如表5 所示。

表5 擴大樣本量的門限面板回歸結(jié)果

該結(jié)果顯示，在納入更多樣本后，模型(5)和模型(6)中本文所關(guān)注的核心效應在方向和顯著性上與原實證分析結(jié)果并無明顯差異，這表明關(guān)于各項核心效應的結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。不過，需要指出的是，相對于原有分析結(jié)果，納入更多樣本后研發(fā)人力資本存量與研發(fā)產(chǎn)出的直接聯(lián)系有一定加強；雖然這一情況不會明顯地影響本文的分析結(jié)果，但這仍在一定程度反映了不同行業(yè)的企業(yè)在研發(fā)過程上可能存在的差異。

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論與理論貢獻

本文基于文獻分析建構(gòu)了機構(gòu)持股比例差異下分析師樂觀評級影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)過程的理論模型，結(jié)合層次回歸和門限回歸方法對相關(guān)效應進行了檢驗。研究結(jié)果表明，第一，研發(fā)人力資本存量作為高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的投入要素，其向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化可以分為兩個階段：在第一步的研發(fā)支出決定階段，研發(fā)人力資本存量正向影響一定期間內(nèi)研發(fā)支出的投入；而在第二步的研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化的過程中，僅有機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)支出能夠正向轉(zhuǎn)化為研發(fā)產(chǎn)出。第二，在機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)中，分析師樂觀評級能夠強化研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化；而在研發(fā)支出決定階段，分析師樂觀評級并沒有對研發(fā)支出的決定過程造成明顯影響；第三，在有效分離了分析師樂觀評級影響研發(fā)過程的機制后，其與研發(fā)產(chǎn)出不再具有明顯的直接關(guān)聯(lián)。

從理論上看，本文的分析方法和實證結(jié)論主要提供了以下貢獻。首先，近年來股票市場參與者對實體經(jīng)濟的影響，特別是對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新活動的影響被相關(guān)研究廣泛提及［61］。不過，已有文獻討論股票市場參與者行為對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的影響時，大多僅是關(guān)注其與創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出的直接關(guān)系，而未能打開研發(fā)過程的“黑箱”。實際上，由于股票市場參與者的行為本質(zhì)上并非研發(fā)產(chǎn)出的直接投入，因此直接考察其與研發(fā)產(chǎn)出的關(guān)系在概念建構(gòu)上就存在缺陷；如果僅在實證分析中識別股票市場參與者行為與研發(fā)產(chǎn)出的直接關(guān)系，就極有可能導致不同環(huán)境中識別出的機制之間自相矛盾的問題。同時，從根本上將企業(yè)進行區(qū)別的，并不是創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出的多少，而是蘊含在創(chuàng)新投入-產(chǎn)出過程中的企業(yè)組織創(chuàng)新活動以產(chǎn)生創(chuàng)新并獲利的能力［62］；如果忽視了股票市場參與者對企業(yè)創(chuàng)新過程組織的影響，就很難在實證過程中識別其影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的實際機制并得出有效并有意義的結(jié)論。本文以高技術(shù)企業(yè)研發(fā)人力資本存量對研發(fā)產(chǎn)出的影響作為主要研究內(nèi)容，在分析中以研發(fā)支出為中介，將影響過程分為研發(fā)支出的決定和研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化兩個階段；而后基于不同的理論基礎(chǔ)分別建構(gòu)了分析師樂觀評級在兩個階段起作用的機制，并在實證模型中進行了對應的設(shè)定。實證檢驗結(jié)果支持了上述以打開研發(fā)過程“黑箱”為基礎(chǔ)的機制框架的存在性，這表明了這一分析思路對此類問題的適用性，為從實證的角度研究股票市場參與者對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新活動的影響機制提供了更加完善的技術(shù)路線，有助于在未來的類似研究中對股票市場參與者在創(chuàng)新過程中的作用進行更加真實、深入地識別，厘清由不同機制相互遮掩而致的混淆和矛盾。

其次，伴隨著金融控股公司體制在全球范圍內(nèi)的快速發(fā)展，不同類型的金融機構(gòu)之間開始產(chǎn)生不同程度的聯(lián)系［63］；同時，由于業(yè)務(wù)上的聯(lián)系和一些歷史原因，不同的金融機構(gòu)之間也易于形成不同程度的利益關(guān)系［55］。因此，在研究金融機構(gòu)及其人員的行為對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動的影響時就不應僅僅將某一類機構(gòu)或某一類人員視作獨立的個體，而應當充分考慮到這些主體之間的相互關(guān)系——唯有如此，才能夠進一步明確不同金融機構(gòu)在對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)造成某種影響時扮演的角色以及所處的環(huán)境，進而發(fā)現(xiàn)一些可能在單一機制研究中被掩蓋的影響路徑，形成更加完整的認知體系。本文基于機構(gòu)投資者和分析師之間的利益共同體關(guān)系以及兩者參與企業(yè)日常經(jīng)營手段的差異，將機構(gòu)持股視作分析師樂觀評級影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)過程的背景，指出了機構(gòu)持股比例差異下分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)影響機制的顯著不同，從一個側(cè)面揭示了金融機構(gòu)之間潛在的聯(lián)系對其影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)機制的作用，為相關(guān)的研究拓寬了思路。

最后，本文的具體結(jié)論豐富了相關(guān)領(lǐng)域的實證文獻。本文研究顯示，由于機構(gòu)持股比例通常能夠反映一個企業(yè)公司治理水平，因此對于機構(gòu)持股比例較低的高技術(shù)企業(yè)而言，雖然企業(yè)仍然會基于研發(fā)人力資本存量投入相應的研發(fā)支出，但其研發(fā)支出轉(zhuǎn)化為研發(fā)產(chǎn)出的過程可能會受到研發(fā)組織能力不足的制約而無法穩(wěn)定的實現(xiàn)。同時，實證分析結(jié)果還顯示分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)過程的影響主要是通過對研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出過程的干預實現(xiàn)的；因為機構(gòu)持股比例還能夠基于賣方金融機構(gòu)與買方金融機構(gòu)之間的聯(lián)系而在一定程度上決定分析師對企業(yè)日常經(jīng)營活動進行干預時的影響力，所以分析師樂觀評級雖然能夠在機構(gòu)持股比例較高的高技術(shù)企業(yè)中基于監(jiān)督效應實現(xiàn)對研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化的強化；但對于機構(gòu)持股比例較低的高技術(shù)企業(yè)而言，分析師樂觀評級并不足以對其研發(fā)活動造成明顯的影響。此外，本文的實證結(jié)果還為分析師樂觀評級無法直接影響研發(fā)產(chǎn)出的基本邏輯提供了經(jīng)驗支持。上述結(jié)論從不同方面豐富了企業(yè)研發(fā)影響機制、資本市場行為實體經(jīng)濟后果等領(lǐng)域的研究。

5.2 管理學啟示

本文的研究更加深入地探討了分析師樂觀評級以及其與機構(gòu)投資者之間的聯(lián)系在高技術(shù)企業(yè)研發(fā)過程中的具體作用，這些結(jié)論可以從管理實踐的角度為中國股票交易市場的參與者和高技術(shù)企業(yè)的管理者提供以下啟示：

第一，機構(gòu)投資者的進入通常能夠通過引入先進經(jīng)驗、強化監(jiān)督機制等方式改善企業(yè)的公司治理水平，因此對于高技術(shù)企業(yè)而言，適當?shù)匾霗C構(gòu)投資者可以在一定程度上提高其對研發(fā)活動的組織能力，特別是研發(fā)支出向研發(fā)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化的效率；而在另一個層面上，由于機構(gòu)持股比例能夠在一定程度上反映高技術(shù)企業(yè)的公司治理水平，監(jiān)管層和投資者應當重點關(guān)注那些機構(gòu)持股比例較低的高技術(shù)企業(yè)可能存在的研發(fā)過程管理不善的問題，對相關(guān)的風險保持警覺。

第二，企業(yè)的控制人和管理者往往會重視研發(fā)活動中強制披露項目而忽視不需要強制披露的項目的管理［64］。由于研發(fā)支出屬于強制披露項目，因此高技術(shù)企業(yè)總會重視研發(fā)支出的投入；相反地，因為專利等研發(fā)產(chǎn)出并非強制披露的信息，A 股市場中又缺乏披露該項信息的同行壓力，那些公司治理水平較差的高技術(shù)企業(yè)就有可能會不關(guān)心研發(fā)支出能否有效轉(zhuǎn)化為研發(fā)產(chǎn)出。基于此，監(jiān)管層可以考慮參照環(huán)保信息強制披露的做法，針對上市高技術(shù)企業(yè)提出更高的信息披露要求，讓其在享受高技術(shù)企業(yè)相關(guān)優(yōu)惠政策的同時，必須向投資者披露與研發(fā)活動各環(huán)節(jié)的重要信息；同時，應當加強投資者教育，引導投資者關(guān)注高技術(shù)企業(yè)與研發(fā)和創(chuàng)新表現(xiàn)相關(guān)的新指標。

第三，隨著投資者對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出指標越來越敏感，分析師樂觀評級可能已不再能夠削弱高技術(shù)企業(yè)控制人和管理者的研發(fā)投資意愿。不過，A 股市場中個人投資者占比過高的結(jié)構(gòu)仍會使上述問題留有隱患——個人投資者過度自信和追求刺激等心理會明顯削弱市場的有效性［65-66］。無論基于何種原理，分析師樂觀評級對其研發(fā)產(chǎn)出的抑制都要依賴于股票交易市場的短期性和非理性環(huán)境才能夠?qū)崿F(xiàn)。因此，監(jiān)管層應當積極推動股票市場投資者專業(yè)化改革的進程，加強市場有效性建設(shè)，最大程度上削弱分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的抑制機制起效的市場環(huán)境基礎(chǔ)。

5.3 局限性與下一步研究展望

由于技術(shù)的限制本文在實證分析中應用單一行業(yè)樣本對相關(guān)問題進行探索。雖然汽車制造業(yè)的樣本具有較強的代表性；但正如穩(wěn)健性檢驗所顯示的，個別效應仍會在不同行業(yè)之間存在輕微的差異，未能將這種可能存在的差異納入分析可能會在一定程度上限制結(jié)論的進一步推廣。在未來，這一問題可以隨著經(jīng)驗證據(jù)的增多以及指標建構(gòu)方法的改進而得到解決。

本文在研究機構(gòu)持股比例和分析師樂觀評級對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)的影響時，將研發(fā)人力資本存量影響研發(fā)產(chǎn)出的過程進行了分解，并在此基礎(chǔ)上得到具有一定意義的結(jié)論?？紤]到研發(fā)人力資本向研發(fā)產(chǎn)出轉(zhuǎn)化的線性過程僅是研發(fā)過程的一個側(cè)面，而研發(fā)活動又僅是高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新活動的一個部分［14］87-89，下一步可以嘗試應用本文的分析思路，對包括分析師評級在內(nèi)的資本市場參與者行為影響知識產(chǎn)品化、商業(yè)化過程的機制進行探索和檢驗，進一步拓寬關(guān)于資本市場與高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的認知。此外，能夠?qū)Ω呒夹g(shù)企業(yè)創(chuàng)新活動造成影響的資本市場參與者還有很多，更加廣泛地考慮不同參與者之間可能存在的聯(lián)系亦可以衍生出更多的研究。