姜鑫 （鄭州商學(xué)院智能商業(yè)研究院 河南鞏義 451200）

一、引言

新經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，科技創(chuàng)新在改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的同時(shí)，也改變了企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的資源結(jié)構(gòu)。企業(yè)作為國家創(chuàng)新體系的主體，在技術(shù)創(chuàng)新方面投入的資源也在不斷增加。創(chuàng)造價(jià)值的源泉除了傳統(tǒng)意義上的財(cái)務(wù)資源、物質(zhì)資源和勞動(dòng)力資源以外，還包括一切以知識(shí)或信息為內(nèi)涵的、能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)造競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)以及超額利潤(rùn)的各種無形資源，包括知識(shí)產(chǎn)權(quán)、技術(shù)秘密以及企業(yè)文化等各種資源。知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代見證了經(jīng)濟(jì)全球化邁入了一個(gè)新的階段，無形資產(chǎn)在全球范圍內(nèi)擴(kuò)張，驅(qū)動(dòng)著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在推進(jìn)企業(yè)改革的過程中，應(yīng)當(dāng)重視專利和商標(biāo)等無形資產(chǎn)的估值（李玉菊，2018）。那么，無形資產(chǎn)作為直接反映企業(yè)科技創(chuàng)新水平的量化指標(biāo)，是否推動(dòng)了企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值實(shí)現(xiàn)了有效增長(zhǎng)？

與此同時(shí)，有效的內(nèi)部控制可以促使企業(yè)擁有和控制有價(jià)值的、稀缺的、難以模仿的制度性資源，在模糊以及不可預(yù)測(cè)的市場(chǎng)環(huán)境中，企業(yè)使用這種制度性資源或能力整合、構(gòu)建、重新配置非制度性資源以發(fā)揮其競(jìng)爭(zhēng)潛能。內(nèi)部控制作為改善企業(yè)內(nèi)部治理的重要工具，具有提升經(jīng)營(yíng)效率和強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)管控的功能。那么，內(nèi)部控制是否在科技創(chuàng)新對(duì)企業(yè)價(jià)值的可能影響中產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)？

基于以上現(xiàn)實(shí)考慮，本文從內(nèi)部控制有效性視角，以無形資產(chǎn)作為科技創(chuàng)新水平的衡量指標(biāo)，分析科技創(chuàng)新水平對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響效應(yīng)，以及內(nèi)部控制在科技創(chuàng)新水平對(duì)企業(yè)價(jià)值影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，豐富了有關(guān)科技創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的相關(guān)研究文獻(xiàn)，以期為內(nèi)部控制體系的后續(xù)建設(shè)及強(qiáng)化科技創(chuàng)新水平的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)提供實(shí)證證據(jù)和經(jīng)驗(yàn)建議。

二、文獻(xiàn)回顧、理論基礎(chǔ)與研究假定

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，并正在實(shí)現(xiàn)從要素驅(qū)動(dòng)、投資規(guī)模驅(qū)動(dòng)發(fā)展轉(zhuǎn)向以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展為主的轉(zhuǎn)變。企業(yè)創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和競(jìng)爭(zhēng)力提升的關(guān)鍵因素（Hunady et al.， 2014），企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入正向促進(jìn)企業(yè)的短期財(cái)務(wù)績(jī)效和長(zhǎng)期財(cái)務(wù)績(jī)效（朱乃平等，2014）。知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代見證了經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)入了新階段，全球范圍內(nèi)的無形資產(chǎn)擴(kuò)張驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。張倩倩等（2017）研究表明，從未來效應(yīng)來看，資本化的研發(fā)支出向市場(chǎng)傳遞研發(fā)“成功”的信號(hào)，企業(yè)研發(fā)支出的資本化程度越高，在未來期間內(nèi)的價(jià)值增值能力越強(qiáng)。

作為資本擴(kuò)張的利器，無形資產(chǎn)已成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要的驅(qū)動(dòng)力，評(píng)價(jià)企業(yè)科技創(chuàng)新水平的無形資產(chǎn)強(qiáng)化了企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)能力。相對(duì)于較為容易復(fù)制的有形資產(chǎn)，無形資產(chǎn)是核心競(jìng)爭(zhēng)力的有效來源。無形資產(chǎn)總體上能夠體現(xiàn)出一家企業(yè)的軟實(shí)力，無形資產(chǎn)比重較高的企業(yè)的科技創(chuàng)新水平更高，在發(fā)展中更具靈活性，擁有更高的成長(zhǎng)空間和增長(zhǎng)率。由此，可以預(yù)期，無形資產(chǎn)作為科技創(chuàng)新水平的量化指標(biāo)，對(duì)企業(yè)價(jià)值增長(zhǎng)發(fā)揮著日益重要的積極影響，無形資產(chǎn)同有形資產(chǎn)的最大區(qū)別在于其能為企業(yè)創(chuàng)造較高水平的市場(chǎng)價(jià)值?；谝陨戏治?，提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：科技創(chuàng)新水平具有企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)，能夠顯著增進(jìn)企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值。

內(nèi)生增長(zhǎng)理論強(qiáng)調(diào)，內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步是確保經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的核心因素。為了實(shí)現(xiàn)一個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)，需要通過技術(shù)創(chuàng)新克服邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。肖永軍和于君（2012）研究證實(shí)了知識(shí)要素是企業(yè)創(chuàng)造超額價(jià)值的核心動(dòng)力，無形資產(chǎn)對(duì)企業(yè)價(jià)值發(fā)揮著日益重要的影響。上市企業(yè)的每股無形資產(chǎn)與企業(yè)價(jià)值顯著正相關(guān)，由此，應(yīng)致力于加大研究開發(fā)無形資產(chǎn)的投入與構(gòu)建活動(dòng)，在強(qiáng)化核心競(jìng)爭(zhēng)力的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)企業(yè)整體價(jià)值得以有效增長(zhǎng)（劉紅等，2018）。

然而，相對(duì)于固定資產(chǎn)等有形資產(chǎn)，無形資產(chǎn)在創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)利益的過程中略加顯得不可計(jì)量，在開發(fā)使用的過程中伴隨著較高的計(jì)量風(fēng)險(xiǎn)。而有效的內(nèi)部控制能夠提高財(cái)務(wù)報(bào)告的信息質(zhì)量（Ashbaugh-Skaife et al.， 2007），降低財(cái)務(wù)報(bào)表中研發(fā)投入項(xiàng)目的信息風(fēng)險(xiǎn)。內(nèi)部控制能夠彌補(bǔ)管理層的權(quán)力漏洞，降低高層管理人員出現(xiàn)腐敗行為的可能性。根據(jù)我國《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，內(nèi)部控制合理保證經(jīng)營(yíng)管理合法合規(guī)、資產(chǎn)安全、財(cái)務(wù)報(bào)告及相關(guān)信息真實(shí)完整、提高經(jīng)營(yíng)效率和效果及促進(jìn)實(shí)現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略。企業(yè)通過內(nèi)部控制約束管理層的自利行為，提高經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的效率和效果，充分增加企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值。而且，內(nèi)部控制和技術(shù)創(chuàng)新均與企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造能力具有正向的相關(guān)性，有效的內(nèi)部控制在技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造之間存在正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)（楊清香和廖甜甜，2017）。由此可見，內(nèi)部控制不僅表現(xiàn)為一種制度性資源，還表現(xiàn)為一種動(dòng)態(tài)能力，有助于提升企業(yè)科技創(chuàng)新水平的價(jià)值相關(guān)性?；谝陨戏治?，提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2：有效的內(nèi)部控制顯著調(diào)節(jié)并增進(jìn)科技創(chuàng)新的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)，促進(jìn)通過科技創(chuàng)新創(chuàng)造出更多的市場(chǎng)價(jià)值。

三、數(shù)據(jù)來源、變量定義與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

選取我國滬、深股市的上市企業(yè)作為研究樣本，樣本數(shù)據(jù)期間為 2011—2019年度。數(shù)據(jù)源自深圳國泰安 CSMAR中國股票市場(chǎng)研究數(shù)據(jù)庫、Wind資訊網(wǎng)金融終端。按以下標(biāo)準(zhǔn)剔除：（1）金融、保險(xiǎn)類 ；（2）ST、*ST 類；（3）缺失相關(guān)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)指標(biāo)。通過篩選，獲取449家樣本企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為有效觀測(cè)值。在此基礎(chǔ)上，對(duì)連續(xù)型變量進(jìn)行雙向 1% 分位數(shù)Winsorize處理，以規(guī)避異常觀測(cè)值對(duì)分析結(jié)果的不利影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量。價(jià)值最大化成為企業(yè)所有者和管理者共同追求的目標(biāo)，要求企業(yè)在持續(xù)的價(jià)值創(chuàng)造、承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的基礎(chǔ)上，為廣大股東謀取最大化的財(cái)富?！笆袌?chǎng)價(jià)值”評(píng)價(jià)企業(yè)作為一個(gè)整體參與市場(chǎng)交換所獲得的價(jià)值總額。在資本市場(chǎng)中，股票價(jià)格是利益相關(guān)各方關(guān)注的焦點(diǎn)，股票價(jià)格實(shí)質(zhì)上反映了投資者對(duì)未來收益的預(yù)期，是資本市場(chǎng)對(duì)股票價(jià)值給予的估計(jì)。由此，對(duì)被解釋變量企業(yè)價(jià)值（TQ）的測(cè)度，參考鄭海英等（2014）的研究設(shè)計(jì)，采用托賓Q值測(cè)度個(gè)體企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值，具體計(jì)算方法為：權(quán)益市值/（資產(chǎn)總計(jì)-無形資產(chǎn)凈額-商譽(yù)凈額）。其中，為規(guī)避在回歸分析中可能的逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，在計(jì)算托賓Q值這一指標(biāo)時(shí)，對(duì)分母的計(jì)算扣除了無形資產(chǎn)的凈額和商譽(yù)的凈額。

2.解釋變量。企業(yè)無形資產(chǎn)的絕對(duì)價(jià)值能夠反映其擁有的總體知識(shí)產(chǎn)權(quán)存量水平，而相對(duì)于總資產(chǎn)的無形資產(chǎn)相對(duì)量，能夠一定程度上反映出相對(duì)的科技創(chuàng)新水平。為保持與被解釋變量的量綱一致性，采用無形資產(chǎn)相對(duì)量（期初無形資產(chǎn)凈額/期初總資產(chǎn)）作為科技創(chuàng)新水平的替代變量，衡量其對(duì)企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值的影響狀況。其中，為規(guī)避在回歸分析中可能的逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，在計(jì)算這一指標(biāo)時(shí)，對(duì)分子采用期初的無形資產(chǎn)凈額，對(duì)分母采用期初的資產(chǎn)合計(jì)數(shù)。

3.調(diào)節(jié)變量。內(nèi)部控制有效性不僅包括內(nèi)部控制防止、發(fā)現(xiàn)并糾正會(huì)計(jì)信息重大錯(cuò)報(bào)的有效性，也包括約束高管行為從而降低代理成本的有效性（Hazarika et al.，2012）。內(nèi)部控制指數(shù)綜合反映了企業(yè)的內(nèi)部控制水平和風(fēng)險(xiǎn)管控能力，是評(píng)價(jià)內(nèi)部控制質(zhì)量中較為綜合且科學(xué)的、系統(tǒng)的方法（曾蔚等，2016）。作為資本市場(chǎng)中的獨(dú)立第三方，深圳迪博風(fēng)險(xiǎn)管理技術(shù)有限公司首次發(fā)布了中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)，在很大程度上保證了數(shù)據(jù)的客觀性。由于這項(xiàng)指數(shù)的構(gòu)建內(nèi)容充分、評(píng)價(jià)體系合理，自 2011 年“迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)” 發(fā)布以來，得到了學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的廣泛采用。內(nèi)部控制指數(shù)的數(shù)值越高，表明內(nèi)部控制的運(yùn)行越為有效（逯東等，2015）。針對(duì)調(diào)節(jié)變量?jī)?nèi)部控制有效性（IC），采用迪博（DIB）內(nèi)部控制指數(shù)，測(cè)度企業(yè)內(nèi)部控制的運(yùn)行有效性。為保持與被解釋變量的量綱一致性，這一指標(biāo)在回歸分析中采用除以1000予以標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)值。在此基礎(chǔ)上，以期評(píng)價(jià)內(nèi)部控制在并購商譽(yù)對(duì)企業(yè)價(jià)值影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及內(nèi)部控制在無形資產(chǎn)對(duì)企業(yè)價(jià)值影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

4.控制變量。在控制變量的選取上，考慮到不同地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程會(huì)影響企業(yè)的治理水平，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值產(chǎn)生不同程度的影響。由此，采用各省區(qū)的市場(chǎng)化程度（MKT），以評(píng)價(jià)不同的市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響。參考張新民等（2018）的研究設(shè)計(jì)，采用《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》（王小魯?shù)龋?017）為依據(jù)，若企業(yè)所處省區(qū)的市場(chǎng)化指數(shù)得分位于全國 15 強(qiáng)則取值為 1，否則為 0。其中，2017年各省區(qū)的市場(chǎng)化指數(shù)得分采用移動(dòng)平均法計(jì)算得到。同時(shí)，考慮到不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)獲取資源和政策扶持的程度不同，其對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生的影響也不同，本文控制了觀測(cè)樣本的產(chǎn)權(quán)屬性（STATE），以評(píng)價(jià)國有性質(zhì)與非國有性質(zhì)對(duì)企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值影響的差異。此外，參考鄭海英等（2014）、楊清香和廖甜甜（2017）的相關(guān)研究，控制了凈資產(chǎn)收益率（ROE）、銷售增長(zhǎng)率（GROWTH）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、股權(quán)集中度（SHARE）、兩職兼任（DUAL）、上市年限（AGE）、企業(yè)規(guī)模（LNASSET）及審計(jì)意見（AUDIT）的影響。在回歸分析中還控制了行業(yè)效應(yīng)與年度效應(yīng)，各變量的名稱及計(jì)算方法如表1所示。

表1 關(guān)鍵詞詞頻分布表

（三）模型設(shè)定

為驗(yàn)證前文假設(shè)的合理性，參考楊清香和廖甜甜（2017）等相關(guān)研究，構(gòu)建模型1、模型2，對(duì)參數(shù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析估計(jì)，分別用于檢驗(yàn)前文假設(shè)1、假設(shè)2。其中，模型1用于考察無形資產(chǎn)對(duì)企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值的影響效應(yīng)；模型2用于考察內(nèi)部控制在無形資產(chǎn)對(duì)企業(yè)價(jià)值影響中可能的調(diào)節(jié)效應(yīng)。此外，為避免可能的逆向因果關(guān)系所造成的內(nèi)生性問題，模型1、模型2中的控制變量?jī)糍Y產(chǎn)收益率（ROE）、銷售增長(zhǎng)率（GROWTH）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、審計(jì)意見（AUDIT）、市場(chǎng)化程度（MKT）在回歸分析中取一階滯后值。為規(guī)避共線性問題對(duì)分析結(jié)果的不利影響，參考Balli and S?rensen（2013）的研究，在模型2中，在計(jì)算交互項(xiàng)時(shí)，對(duì)變量無形資產(chǎn)（IN_ASSET）及內(nèi)部控制有效性（IC）分行業(yè)、年度進(jìn)行了去均值中心化處理。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中，被解釋變量企業(yè)價(jià)值（TQ）的均值為2.098，中位數(shù)為1.613，最大值為18.951，最小值為0.100，表明樣本企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值存在較大幅度的差異性。解釋變量科技創(chuàng)新水平（IN_ASSET）的均值為0.044，最大值為0.454，最小值為0.000，表明樣本企業(yè)無形資產(chǎn)在總資產(chǎn)中所占的比重具有一定幅度的變異性。調(diào)節(jié)變量?jī)?nèi)部控制有效性（IC）的中位數(shù)為0.690，最大值為0.916，最小值為0.362，標(biāo)準(zhǔn)差為0.075，表明樣本企業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化后的內(nèi)部控制指數(shù)變動(dòng)程度較大，樣本企業(yè)整體的內(nèi)部控制有效性波動(dòng)幅度較大，總體的內(nèi)部控制質(zhì)量水平參差不齊，樣本企業(yè)內(nèi)部控制的有效性水平呈現(xiàn)一定幅度的差異性。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

控制變量中，銷售增長(zhǎng)率（GROWTH）在不同樣本企業(yè)之間變化較大，最大值達(dá)到了1.737，最小值只有 -0.311，差距較為明顯，而其中位數(shù)0.140低于其均值 0.192，說明較多樣本企業(yè)的業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng)未達(dá)到市場(chǎng)平均水平，銷售業(yè)績(jī)的增長(zhǎng)狀況較為令人堪憂。企業(yè)規(guī)模（LNASSET）的最大值為26.423，最小值為20.133，凈資產(chǎn)收益率（ROE）的均值為 0.106，標(biāo)準(zhǔn)差為0.068，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）的中位數(shù)為0.433，標(biāo)準(zhǔn)差為0.200，表明樣本企業(yè)的規(guī)模大小各異，且不同樣本企業(yè)的資產(chǎn)盈利情況及償債壓力亦有所不同。此外，股權(quán)集中度（SHARE）的均值為57.363%，平均而言，樣本企業(yè)的前十大股東擁有絕對(duì)的控股權(quán)。而前十大股東的持股狀況在不同企業(yè)間呈現(xiàn)較大差異，最大的持股比例達(dá)到90.67%，最小的持股比例為23.17%。樣本企業(yè)中董事長(zhǎng)與總經(jīng)理由同一人兼任（DUAL）的平均比例為21.79%。樣本企業(yè)上市年限（AGE）最長(zhǎng)為24年，最短為1年，符合我國資本市場(chǎng)IPO現(xiàn)狀。市場(chǎng)化程度（MKT）的平均值為0.445，表明我國仍有較多省區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程相對(duì)滯后。樣本企業(yè)中的中央國有企業(yè)及地方國有企業(yè)平均占比為38.59%。審計(jì)意見（AUDIT）均值為0.993，審計(jì)師對(duì)近99.27% 的樣本企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)告的合法性、公允性持積極態(tài)度，確保了本文所用分析數(shù)據(jù)的可靠程度?？傮w而言，變量的取值具有充分的變異性，樣本具有良好的區(qū)分度，為下文的回歸析提供了有益基礎(chǔ)。此外，通過相關(guān)性分析，我們發(fā)現(xiàn)，解釋變量、調(diào)節(jié)變量及控制變量相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值的最大值為0.590，存在于企業(yè)規(guī)模（LNASSET）與資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）之間，小于0.8的閾值，表明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性，為后續(xù)的回歸分析提供了可靠保障。

（二）回歸結(jié)果分析

對(duì)于單個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)及變量之間的相關(guān)系數(shù)，沒有控制對(duì)被解釋變量產(chǎn)生影響的其他因素，僅僅為初步的分析結(jié)果。本文分析的數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)（PANEL DATA），具有一定的信息優(yōu)勢(shì)，能夠在一定程度上克服不隨時(shí)間變化的遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。面板數(shù)據(jù)的回歸分析方法主要有混合OLS、固定效應(yīng)模型及隨機(jī)效應(yīng)模型。

針對(duì)模型1、模型2采用LSDV法檢驗(yàn)時(shí)，均拒絕“所有個(gè)體虛擬變量的系數(shù)都為零”的假設(shè)，表明存在個(gè)體固定效應(yīng)；進(jìn)行固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的穩(wěn)健Hausman檢驗(yàn)，Sargan-HansenX統(tǒng)計(jì)量分別為 184.021（p= 0.000）、173.911（p=0.000）及 175.212（p= 0.000），這表明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。由此，采用固定效應(yīng)模型的統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。

如表3所示，第1列為模型1的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果，第2列、第3列分別為模型2未控制與控制了解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)（IN_ASSET× IC）的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果。模型1的解釋變量科技創(chuàng)新水平（IN_ASSET）的系數(shù)估計(jì)值為2.423，在10%的水平上顯著；在第2列和第3列中，模型2的解釋變量科技創(chuàng)新水平（IN_ASSET）的系數(shù)估計(jì)值分別為2.456、2.499，均在10%的水平上顯著，表明投資者在對(duì)股票定價(jià)時(shí)考慮無形資產(chǎn)的價(jià)值，無形資產(chǎn)信息具有價(jià)值相關(guān)性，與苑澤明等（2015）的研究趨于一致，無形資產(chǎn)作為上市企業(yè)重要的軟實(shí)力，對(duì)企業(yè)價(jià)值發(fā)揮著日益重要的積極影響，無形資產(chǎn)同有形資產(chǎn)的本質(zhì)區(qū)別在于其能為企業(yè)創(chuàng)造超額利潤(rùn)及較多市場(chǎng)價(jià)值。前文假設(shè)1得以驗(yàn)證。

表3 模型1與模型2回歸分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果

在第2列和第3列中，模型2的調(diào)節(jié)變量?jī)?nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計(jì)值分別為1.168、1.160，均在5%的水平上顯著，表明有效的內(nèi)部控制能夠向利益相關(guān)者傳遞積極的經(jīng)營(yíng)信號(hào)，進(jìn)一步顯著增進(jìn)企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值表現(xiàn)。作為競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的制度性資源和動(dòng)態(tài)能力，內(nèi)部控制優(yōu)化整合企業(yè)的非制度性資源，動(dòng)態(tài)修正經(jīng)營(yíng)性慣例并形成可持續(xù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值得以有效提升。在第3列中，科技創(chuàng)新水平與內(nèi)部控制有效性的交互項(xiàng)（IN_ASSET×IC）的系數(shù)估計(jì)值為-5.432，不具備統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。企業(yè)內(nèi)部控制對(duì)科技創(chuàng)新的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)未呈現(xiàn)顯著的調(diào)節(jié)作用，未能顯著調(diào)節(jié)強(qiáng)化科技創(chuàng)新水平的市場(chǎng)價(jià)值相關(guān)性。前文假設(shè)2未得以驗(yàn)證?？赡艿脑蛟谟?，在面臨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)換擋、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛、前期刺激政策消化挑戰(zhàn)的背景下，我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力正逐漸從要素投入向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變。在企業(yè)持續(xù)經(jīng)營(yíng)過程中，對(duì)擁有或控制的無形資產(chǎn)投放的管理資源相對(duì)較少，制度建設(shè)未能進(jìn)一步激發(fā)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的無形資產(chǎn)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而企業(yè)內(nèi)部控制未予呈現(xiàn)顯著調(diào)節(jié)增進(jìn)科技創(chuàng)新水平的市場(chǎng)價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)，很可能不能充分滿足利益相關(guān)者的預(yù)期回報(bào)而損害其利益訴求。事實(shí)上，科技創(chuàng)新在創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)利益的同時(shí)顯得較為難以進(jìn)行后續(xù)計(jì)量，在開發(fā)使用的過程中伴隨著更高的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)企業(yè)管理當(dāng)局而言，在強(qiáng)化內(nèi)部控制體系建設(shè)過程中，應(yīng)考慮針對(duì)科技創(chuàng)新的管理增加投入必要的監(jiān)管資源，控制由于科技創(chuàng)新的不確定性引發(fā)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，以期有效提升科技創(chuàng)新的市場(chǎng)價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)。

在控制變量中，從第1列至第3列，凈資產(chǎn)收益率（L.ROE）的系數(shù)估計(jì)值分別為2.607、2.673、2.668，均在1%的水平上顯著，銷售增長(zhǎng)率（L.GROWTH）的系數(shù)估計(jì)值分別為0.291、0.277、0.278，均在1%的水平上顯著，表明良好的資產(chǎn)收益與銷售增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)均是促進(jìn)投資者提升對(duì)企業(yè)的估值水平的積極因素。市場(chǎng)化程度（L.MKT）的系數(shù)估計(jì)值分別為0.185、0.198、0.197，分別在5%、1%、1%的水平上顯著，表明在市場(chǎng)化程度較高的省區(qū)內(nèi)，上市企業(yè)具有更好的市場(chǎng)價(jià)值表現(xiàn)。企業(yè)所在區(qū)域內(nèi)的市場(chǎng)化水平越高，政府的不當(dāng)干預(yù)越少，整體的法治水平越高，推進(jìn)企業(yè)強(qiáng)化自身的治理水平，有助于提升投資者對(duì)企業(yè)的價(jià)值判斷。而企業(yè)規(guī)模（LNASSET）的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.569、-0.568、-0.567，均在1%的水平上顯著。產(chǎn)權(quán)屬性（STATE）的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.546、-0.568、-0.569，均在5%的水平上顯著。企業(yè)規(guī)模的量的擴(kuò)張對(duì)價(jià)值創(chuàng)造能力產(chǎn)生不利影響，國有企業(yè)在更可能獲得政府支持的背景下而失去價(jià)值創(chuàng)造的動(dòng)力，導(dǎo)致投資者對(duì)其價(jià)值創(chuàng)造能力持不容樂觀的態(tài)度，這也提示監(jiān)管部門應(yīng)敦促企業(yè)走出一條可持續(xù)增長(zhǎng)的強(qiáng)化價(jià)值創(chuàng)造活力的內(nèi)涵式發(fā)展道路。其余控制變量的系數(shù)估計(jì)值不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。

五、謹(jǐn)慎性測(cè)試

考慮到無形資產(chǎn)是一種主要以知識(shí)形態(tài)存在的經(jīng)濟(jì)資源，其內(nèi)部結(jié)構(gòu)至關(guān)重要，無形資產(chǎn)的不同類別對(duì)會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性存在異質(zhì)性影響。研發(fā)支出資本化形成無形資產(chǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有創(chuàng)新引領(lǐng)作用，反映出科技進(jìn)步、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)等內(nèi)生增長(zhǎng)的新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論在現(xiàn)實(shí)中的趨同性（權(quán)衡和嚴(yán)婷，2016）。具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的技術(shù)性無形資產(chǎn)，將形成競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手不易模仿的優(yōu)勢(shì)地位。而土地使用權(quán)是我國的土地使用制度在法律上的體現(xiàn)，包括國有土地使用權(quán)和農(nóng)民集體土地使用權(quán)。國有土地的使用人依法利用土地并取得收益為國有土地使用權(quán)的體現(xiàn)，農(nóng)民集體土地的使用人依法利用土地并取得收益為農(nóng)民集體土地使用權(quán)的體現(xiàn)。由此，重新考量模型1和模型2中的解釋變量科技創(chuàng)新水平（IN_ASSET）的測(cè)度方法，以剔除土地使用權(quán)價(jià)值后的無形資產(chǎn)作為指標(biāo)計(jì)算基礎(chǔ)，深入評(píng)價(jià)技術(shù)性無形資產(chǎn)的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，采用滯后一期的剔除土地使用權(quán)價(jià)值后無形資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值作為回歸分析的基礎(chǔ)。在此基礎(chǔ)上，替換原模型1和模型2中的解釋變量的測(cè)度方法，再次進(jìn)行回歸分析以檢驗(yàn)表3統(tǒng)計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

針對(duì)模型1、模型2采用LSDV法檢驗(yàn)時(shí)，均拒絕“所有個(gè)體虛擬變量的系數(shù)都為零”的假設(shè)，表明存在個(gè)體固定效應(yīng)；進(jìn)行固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的穩(wěn)健Hausman檢驗(yàn)，Sargan-HansenX統(tǒng)計(jì)量分別為158.507（p= 0.000）、154.410（p=0.000）及157.850（p= 0.000），表明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。由此，采用固定效應(yīng)模型的謹(jǐn)慎性測(cè)試結(jié)果如表4所示。

表4中，第1列為模型1的謹(jǐn)慎性測(cè)試統(tǒng)計(jì)結(jié)果，第2列、第3列分別為模型2未控制與控制了解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)（IN_ASSET×IC）的謹(jǐn)慎性測(cè)試統(tǒng)計(jì)結(jié)果。模型1的解釋變量科技創(chuàng)新水平（IN_ASSET）的系數(shù)估計(jì)值為3.033，在10%的水平上顯著；且在第2列和第3列中，模型2的解釋變量科技創(chuàng)新水平（IN_ASSET）的系數(shù)估計(jì)值分別為3.112、3.156，均在10%的水平上顯著，表明以衡量科技創(chuàng)新水平的無形資產(chǎn)增強(qiáng)了企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，技術(shù)性無形資產(chǎn)具有直接的價(jià)值相關(guān)性，在一定程度上顯著提升了企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值。前文假設(shè)1再次得以驗(yàn)證。

在第2列和第3列中，模型2的調(diào)節(jié)變量?jī)?nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計(jì)值分別為1.173、1.155，均在5%的水平上顯著，表明有效的內(nèi)部控制能夠?yàn)槠髽I(yè)的運(yùn)營(yíng)活動(dòng)保駕護(hù)航，在實(shí)現(xiàn)控制目標(biāo)的同時(shí)亦推升了企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值。在第3列中，科技創(chuàng)新水平與內(nèi)部控制有效性的交互項(xiàng)（IN_ASSET×IC）的系數(shù)估計(jì)值為-9.480，不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。企業(yè)的內(nèi)部控制對(duì)科技創(chuàng)新的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)未呈現(xiàn)出顯著的調(diào)節(jié)作用，未能顯著調(diào)節(jié)強(qiáng)化專利、商標(biāo)、商業(yè)秘密等技術(shù)性無形資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性。前文假設(shè)2仍未得以驗(yàn)證。

在控制變量中，從第1列至第3列，凈資產(chǎn)收益率（L.ROE）的系數(shù)估計(jì)值分別為2.322、2.387、2.367，均在1%的水平上顯著，銷售增長(zhǎng)率（L.GROWTH）的系數(shù)估計(jì)值分別為0.303、0.289、0.291，均在1%的水平上顯著，良好的資產(chǎn)收益與銷售業(yè)績(jī)有助于提升企業(yè)的價(jià)值水平。市場(chǎng)化程度（L.MKT）的系數(shù)估計(jì)值分別為0.185、0.197、0.196，分別在5%、1%、1%的水平上顯著，相對(duì)于低市場(chǎng)化程度的地區(qū)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較好的市場(chǎng)化進(jìn)程較快的區(qū)域，市場(chǎng)在資源配置中發(fā)揮出積極作用，有助于提升企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造能力。而企業(yè)規(guī)模（LNASSET）的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.538、-0.537、-0.536，均在1%的水平上顯著；產(chǎn)權(quán)屬性（STATE）的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.501、-0.522、-0.525，均在5%的水平上顯著?，F(xiàn)階段，大規(guī)模企業(yè)、國有性質(zhì)的企業(yè)沒有呈現(xiàn)出良好的市場(chǎng)價(jià)值表現(xiàn)?？傮w而言，以上控制變量的分析結(jié)果與上頁表4中對(duì)應(yīng)變量趨于一致。模型1與模型2謹(jǐn)慎性測(cè)試驗(yàn)證了前文表4分析結(jié)果的可靠性。

表4 模型1與模型2謹(jǐn)慎性測(cè)試統(tǒng)計(jì)結(jié)果

六、結(jié)語及相關(guān)建議

（一）研究結(jié)論

本文從內(nèi)部控制有效性視角，以無形資產(chǎn)作為科技創(chuàng)新水平的衡量變量，研究科技創(chuàng)新水平對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響效應(yīng)，以及內(nèi)部控制在科技創(chuàng)新對(duì)企業(yè)價(jià)值影響中可能的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期為企業(yè)內(nèi)部控制體系的后續(xù)建設(shè)，以及強(qiáng)化科技創(chuàng)新的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)提供實(shí)證證據(jù)和經(jīng)驗(yàn)建議。結(jié)果表明：（1）投資者在對(duì)股票定價(jià)時(shí)考慮無形資產(chǎn)的價(jià)值，無形資產(chǎn)信息具有直接的價(jià)值相關(guān)性。作為企業(yè)重要的資產(chǎn)軟實(shí)力，無形資產(chǎn)對(duì)增加企業(yè)價(jià)值發(fā)揮出重要的積極效應(yīng)，與劉紅等（2018）的研究趨于一致。（2）在湯湘希（2010）、張倩倩等（2017）及劉紅等（2018）相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部控制對(duì)科技創(chuàng)新水平的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)未呈現(xiàn)出顯著的調(diào)節(jié)作用，未能顯著調(diào)節(jié)強(qiáng)化無形資產(chǎn)軟實(shí)力的市場(chǎng)價(jià)值相關(guān)性。制度建設(shè)未能進(jìn)一步激發(fā)衡量科技創(chuàng)新水平的無形資產(chǎn)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，很可能不能有效滿足利益相關(guān)者的預(yù)期回報(bào)而損害其利益訴求。

（二）政策建議

企業(yè)的專利、商標(biāo)、商業(yè)秘密等知識(shí)產(chǎn)權(quán)因素在運(yùn)營(yíng)過程中起到了重要作用，用以評(píng)價(jià)創(chuàng)新產(chǎn)出的無形資產(chǎn)增進(jìn)了企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力。深化調(diào)整無形資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，提高技術(shù)型無形資產(chǎn)的投資比重，形成自主創(chuàng)新的優(yōu)良品牌。品牌價(jià)值不僅關(guān)系到核心競(jìng)爭(zhēng)力，還影響企業(yè)在國際市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力。在品牌經(jīng)營(yíng)中汲取國際經(jīng)驗(yàn)，為建設(shè)以提升無形資產(chǎn)核心競(jìng)爭(zhēng)力的國際化戰(zhàn)略提供支持。政府部門應(yīng)加大對(duì)創(chuàng)新的支持力度，對(duì)創(chuàng)新能力較強(qiáng)的企業(yè)給予更多優(yōu)惠和鼓勵(lì)政策，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，規(guī)范和完善信息披露制度。投資者可以通過無形資產(chǎn)排名了解企業(yè)的創(chuàng)新能力、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和發(fā)展?jié)摿Φ然緺顩r，進(jìn)而對(duì)其市場(chǎng)估值做出合理判斷。

企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新能力建設(shè)也應(yīng)注重相關(guān)利益者的權(quán)益，通過積極與相關(guān)利益者對(duì)話交流，不斷提高自身的創(chuàng)新能力，生產(chǎn)出符合社會(huì)大眾需求的產(chǎn)品，并最終提升自身的運(yùn)營(yíng)績(jī)效。治理層和管理層關(guān)注企業(yè)自主研發(fā)能力的提升，加大研發(fā)投入力度，提高研發(fā)人員素質(zhì)，提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，在強(qiáng)化內(nèi)部控制體系建設(shè)的基礎(chǔ)上，強(qiáng)化科技創(chuàng)新的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)，為利益相關(guān)者的經(jīng)濟(jì)決策提供有價(jià)值的參考依據(jù)。