高管持股變動、技術創新與公司價值
——基于不同產權性質的比較

戚擁軍，王龍君

(三峽大學 經濟與管理學院，湖北 宜昌 443002)

0 引言

技術創新過程前期投入成本高，短期內很難看到明顯回報，再加上有些創新成果極易被競爭對手模仿，導致國內企業技術創新投入動力不足。中共十九屆五中全會審議通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二O三五年遠景目標的建議》，明確提出提升企業技術創新能力目標，要求強化企業創新主體地位，促進各類創新要素向企業集聚。作為擁有大量優勢資源的上市公司，必將成為推動國內技術創新的核心力量，其創新活動不僅是維持公司自身競爭優勢的關鍵，而且是我國實現科技強國和經濟高質量發展不可或缺的一部分。技術創新投入和產出能否在公司價值中得以體現，是本文關注的主要內容。此外，考慮到技術創新投入和產出收益具有極大的不確定性，外部投資者僅憑公司財務和專利數據很難準確評估其潛在價值。熟悉內部經營情況的高管對公司技術創新價值評估具有天然優勢，持股變動信息必然會影響外部投資者對公司創新活動的潛在價值評判，在技術創新對公司價值的影響過程中發揮調節作用。最后，考慮到國有上市公司由政府行政部門控制，公司技術創新活動不僅具有經濟目標，而且兼具政治任務和社會公益目標。與非國有上市公司相比，國有上市公司技術創新投入和產出對公司價值的影響以及高管持股變動對上述影響的調節作用存在差別。為此，本文基于2012—2019年A股上市公司相關數據對上述問題進行研究。

本文貢獻主要表現在以下方面：一是研究發現，技術創新對公司價值的影響存在嚴重內生性問題，引入政府補貼變量可以極大地緩解該問題導致的估計偏誤。二是研究發現，技術創新投入與產出對公司價值具有正向影響，并且高管持股變動對上述影響具有顯著正向調節作用，表明A股市場雖然對技術創新潛在價值作出了反應，但由于未來收益的不確定性，資本市場的反應必然存在較大偏差。高管持股變動通過委托代理效應和信號傳遞效應可以讓外界準確評估公司技術創新活動的未來價值。三是研究表明，國有上市公司技術創新活動對公司價值的影響和高管持股變動對上述影響的調節作用顯著低于非國有上市公司。其原因在于，非國有上市公司技術創新活動大多圍繞公司產品和服務展開，其對公司業績和價值的提升作用更直接；國有上市公司技術創新活動往往兼顧政治任務和社會公益任務，其對價值的提升作用遠不如非國有上市公司，加上國有上市公司高管持股比例普遍較低且變化不大，委托代理問題比較嚴重，信號傳遞作用有時會受阻，進而影響其調節作用發揮。

1 理論分析與研究假設

1.1 技術創新與公司價值

自1912年熊彼特開創性地提出創新理論以來，技術創新活動越來越受到世界各國的重視。關于技術創新能否提高公司價值，學術界并沒有得出統一結論，但大多數研究表明，技術創新對公司價值具有正向影響。Griliches[1]以研發支出和專利數量衡量技術創新活動，以托賓Q值衡量公司價值，結果表明，技術創新活動能夠提高公司價值；Hall[2]、Johnson& Pazderka[3]的研究也證實了上述結論；Chan等[4]、Monte & Papagni[5]研究發現，以研發強度代表的技術創新活動與公司價值和成長性顯著正相關；Lev &Sougiannis[6]、Hana & Manry[7]研究發現，相比于研發支出費用化，研發支出資本化對公司價值的提升作用更顯著；另有學者研究發現，研發投入增長與公司價值顯著正相關[8-10]。

此外，有學者從公司或行業特征研究技術創新對公司價值的影響。Chan等[11]研究發現，只有高科技公司增加研發支出公告才能提升公司價值，非高科技公司增加研發支出公告反而會產生負面影響；Xu等[12]利用美國生物行業上市公司數據研究發現，研發支出信息對公司價值具有正向影響；Ehie&Olibe[13]利用美國制造和服務行業上市公司數據研究發現，研發支出對上述兩個行業的公司價值具有積極影響。

國內學者基于A股上市公司數據研究技術創新或研發投入與公司價值間的關系[14-17]。潘晶晶和趙武陽[18]、張倩倩等[19]研究研發支出資本化對公司價值的影響。還有學者從管理者特質[20]、內部控制[21]、社會責任(黃珺、賀國亮，2017)、產品市場競爭[22]、現金流不確定性[23]、管理層激勵[24]、全產業鏈[25]等角度，研究技術創新或研發投入與公司價值間的關系。結果表明，技術創新或研發投入對公司價值具有提升作用。由此，本文提出如下假設：

H1：技術創新投入和產出均能提升公司價值。

1.2 高管持股變動對技術創新與公司價值的調節作用

雖然技術創新是提升公司競爭優勢和創造長期利潤的源泉，但由于投資周期長、不確定性高、見效慢等原因，需要面對短期績效考核壓力和追求自身利益最大化的公司高管不愿意對技術創新活動進行投資[26]。高管持股變動會改變其對技術創新項目的決策和管理行為，通過委托代理效應調節技術創新對公司價值的影響。Jensen&Meckling[27]認為，所有權和經營權分離導致公司管理者因追求自身利益最大化而損害股東利益，進而產生代理成本。高管持股比例提升可以緩解這一代理問題，使高管與外部股東利益趨向一致，避免短視行為。如果高管愿意承擔技術創新風險，在創新項目篩選時就會選擇凈現值較大且有利于公司長遠發展的項目，而不是凈現值和風險低、短期見效快的項目。此外，高管愿意投入更多時間和精力支持公司技術創新活動，進而提升創新活動管理效率[28]。高管人員持股比例提升能夠促進技術創新項目選擇優化和管理效率提升，使相同的創新投入獲取更多經濟效益，從而提升公司價值。反之，高管持股比例下降會增加公司代理成本，導致技術創新項目選擇短期化和技術創新活動管理效率低下。

高管持股變動可以通過信號傳遞效應調節技術創新對公司價值的影響。由于技術創新活動未來收益具有較大的不確定性，難以準確估值。如果技術創新活動收益前景非常樂觀，具有信息優勢的公司高管就愿意提升其持股比例，進而給外界傳遞積極信號，從而提升公司價值[29]。反之，如果技術創新活動收益前景不容樂觀，公司高管就會不斷降低其持股比例以規避技術創新項目估值過高的風險，進而給資本市場傳遞負面信號，導致公司價值下降。基于高管持股變動的委托代理效應和信號傳遞效應，本文提出以下假設：

H2：高管持股變動在技術創新與公司價值關系間發揮正向調節作用。

1.3 高管持股變動、技術創新對不同產權性質公司價值影響的差異分析

公司產權性質不同，其技術創新目標、行為和效率也會有所差別，進而影響公司發展前景和市場價值。研究發現，國有上市公司技術創新投入顯著低于民營上市公司[30-32]，其創新績效也顯著低于民營上市公司[33]。原因主要在于：一是國有上市公司技術創新項目審核機制過于復雜，延誤最佳投資時機[34]；二是國有上市公司技術創新活動的剩余索取權與控制權不匹配，產生較高的代理成本[35]；三是國有上市公司非生產性尋租活動產生的收益會降低公司創新活動的動力[36]；四是國有上市公司技術創新活動在追求盈利目標的同時，會兼顧政治目標和社會公益任務。上述原因導致國有上市公司技術創新活動對公司價值的提升作用大打折扣。由此，本文提出以下假設：

H3a：國有上市公司技術創新活動對公司價值的提升作用低于非國有上市公司。

公司產權性質不同，高管持股變動對技術創新與公司價值的調節作用也會有所差別。政府部門直接負責國有上市公司高管的任命和晉升，高管持股比例一般較低，零持股現象非常普遍，薪酬待遇、股權分紅和股權增值對高管激勵作用有限，更大的激勵來自當前在職消費和未來政治前途。由于技術創新項目選擇或多或少地受政府部門的影響，即使公司高管持股比例提升，考慮到自身政治前途，在選擇技術創新項目時也會偏離凈現值和公司價值最大化目標。與非國有上市公司相比，其持股變動對技術創新與公司價值的調節作用有所減弱。由此，本文進一步提出以下假設：

H3b：國有上市公司高管持股變動對技術創新與公司價值的正向調節作用低于非國有上市公司。

2 研究設計

2.1 樣本選取

本文選取2012—2019年A股上市公司作為研究對象，剔除ST類、退市整理類和金融行業上市公司以及凈資產為負的年度觀測值。最終，符合條件的公司有3 415家，年度觀測值有23 533組，為非平衡面板數據。其中，國有上市公司有5 506組觀測值，非國有上市公司有18 027組觀測值。反映技術創新產出的專利申請數據來自中國研究數據服務平臺(CNRDS)，高管持股變動數據來自滬深交易所披露的董監高及相關人員股份變動信息，其它數據來自國泰安數據庫(CSMAR)，對連續變量按上下1%進行縮尾處理，以緩解異常值導致的偏誤。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量：公司價值(TQ)。本文以按年末數據計算的托賓Q值作為公司價值衡量指標。該指標具有一定的前瞻性，可以反映投資者對公司未來成長的合理預期。在計算該指標時，本文根據國內資本市場的特殊情況，借鑒夏立軍和方秩強[37]、劉追等[38]的研究成果，對流通股和非流通股的價值分別進行計算。具體計算公式為：(流通股市值+非流通股賬面凈值+負債賬面價值)/總資產賬面價值。

(2)解釋變量：公司技術創新投入(TII)和技術創新產出(TIO)。借鑒崔也光等[39]、陳旭和哈今華[40]的研究成果，采用公司當年研發支出占營業收入的比例衡量技術創新投入(TII)。參考Dosi等[41]、黎文靖和鄭曼妮[42]、唐松等[43]的研究成果，采用專利申請數量衡量技術創新產出(TIO)。專利授權具有不確定性，特別是發明專利等待時間漫長，很可能在申請前就已在公司發揮作用。考慮到該指標在公司間的差距較大，且部分公司數據為0，為緩解異方差問題，本文在公司當年專利申請數量的基礎上加1，再取自然對數進行計算。此外，為了比較不同產權性質對技術創新與公司價值的影響差異，以及其對高管持股變動調節效應的差異在統計學上的顯著性，本文引入反映公司產權性質的虛擬變量(Sta)作為Chow檢驗的關鍵解釋變量。如果上市公司為國有企業，該變量取值為1，否則取值為0。

(3)調節變量：高管持股變動(MOC)。該指標采用當年公司高管歷次持股變動比例的合計數進行衡量。股份送轉和配股雖然能夠增加股東持股數量，但不影響其持股比例，因而該變量剔除了因股份送轉和配股導致的持股變動情況。其中，具體某次公司高管持股變動情況=除送轉和配股外公司高管本次持股變動數量/本次變動前公司的總股本。

(4)工具變量。考慮到模型可能存在的內生性問題，本文引入政府補貼占比(GSR)、政府補貼規模(LnGS)分別作為公司技術創新投入和技術創新產出的工具變量。其中，政府補貼占比=公司當年政府補貼收入/營業收入；政府補貼規模=ln(公司當年政府補貼收入+1)。

(5)控制變量。除上述變量外，本文引入盈利能力(ROE)、現金流狀況(NCF)、公司規模(LnA)、杠桿程度(Lev)、成長性(Grow)以及行業和年度虛擬變量作為控制變量，相關定義見表1。

表1 變量定義Tab.1 Variable definitions

2.3 模型構建

(1)技術創新投入對公司價值的影響如式(1)所示。

TQi,t=α0+α1TIIi,t+α2MOCi,t+α3TIIi,t*MOCi,t+α4ROEi,t+α5NCFi,t+α6LnAi,t+α7Levi,t+α8Growi,t+α9Ind+α10Year+ε

(1)

模型(1)用于驗證技術創新投入對公司價值的影響，以及高管持股變動對該影響的調節效應。回歸過程分3步進行：①引入技術創新投入變量(TII)和控制變量；②增加高管持股變動變量(MOC)；③增加上述兩個變量的交乘項(TII*MOC)。在上述回歸過程中，每次均引入政府補貼占比變量(GSR)作為技術創新投入變量(TII)的工具變量，以緩解該模型內生性導致的估計偏誤。

(2)技術創新產出對公司價值的影響如式(2)所示。

TQi,t=β0+β1TIOi,t+β2MOCi,t+β3TIOi,t*MOCi,t+β4ROEi,t+β5NCFi,t+β6LnAi,t+β7Levi,t+β8Growi,t+β9Ind+β10Year+ε

(2)

模型(2)用于驗證技術創新產出對公司價值的影響，以及高管持股變動對上述影響的調節效應。回歸過程仍分3步進行，每次回歸均引入政府補貼規模變量(LnGS)作為技術創新投入變量(TIO)的工具變量。

3 實證結果

3.1 描述性統計

各變量描述性統計結果見表2。從表2可以看出，反映國有樣本公司價值的托賓Q均值為1.848，非國有樣本公司價值的托賓Q均值為2.905，表明A股市場對國有上市公司的平均估值遠低于非國有上市公司。國有樣本的托賓Q最大值為27.087，為2016年北汽藍谷重組S前鋒(600733)之前的估值；非國有樣本的托賓Q最大值為729.629，為2015年歡瑞世紀重組星美聯合(000892)之前的估值。反映國有樣本技術創新投入的均值和最大值分別為0.019、0.326，其研發支出占營業收入比例的均值和最大值分別為1.9%、32.6%；反映非國有樣本技術創新投入的均值和最大值分別為0.045、1.694，其研發支出占營業收入比例的均值和最大值分別為4.5%和169.4%，二者均高于國有樣本對應數值。其中，非國有樣本的技術創新投入最大值為2014年彩虹股份(600707)相關數據，該公司當年研發支出為其營業收入的1.7倍。以專利申請量對數反映的技術創新產出在國有和非國有樣本中的差別不大，其中，國有樣本的技術創新產出最大值9.524，其原始數據是13 683，該數據為2018年格力電器(000651)專利申請量。2019年，格力電器控股股東格力集團將15%的股權轉讓給珠海明駿投資合伙企業后，該公司產權性質變為非國有上市公司。非國有樣本的技術創新產出最大值9.737，將其還原為原始數據是16 934，該數據為2017年美的集團(000333)專利申請量。國有樣本的高管持股變動最小值為-0.12，為2015年川能動力(000155)相關數據，其高管人員當年累計減持了公司12%的股份；國有樣本的高管持股變動最大值為0.208，為2015年京投發展(600683)相關數據，當年公司董事程少良累計增持了公司20.8%的股份。非國有樣本的高管持股變動最小值為-0.676，為2015年萬邦達(300055)相關數據，其高管人員當年累計減持了公司67.6%的股份；國有樣本的高管持股變動最大值為0.301，為2015年浙文互聯(600986)相關數據，當年公司董事褚明理等3名高管參與公司非公開發行后其持股數較期初增加了30.1%。除上述重要變量外，其余變量描述性統計結果見表2，此處不再贅述。

3.2 技術創新投入對公司價值的影響分析

采用式(1)的回歸模型分析技術創新投入對公司價值的影響，回歸結果見表3。為了減少解釋變量內生性導致的偏誤，每次回歸均以政府補貼占比變量(GSR)作為技術創新投入變量(TII)的工具變量。引入工具變量后，國有樣本DWH檢驗的卡方值和F值均大于39，非國有樣本DWH檢驗的卡方值和F值均大于26，與之對應的P值均接近0，拒絕技術創新投入變量的外生性假設。國有和非國有樣本弱工具變量檢驗的F值分別為462.11、1 300.65，與之對應的P值同樣接近0，拒絕政府補貼占比為弱工具變量的假設。因篇幅受限，此處省略第一階段回歸結果。

為了檢驗高管持股變動對上述影響是否存在調節效應，回歸過程分3步進行：①引入技術創新投入變量(TII)和控制變量；②增加高管持股變動變量(MOC)；③增加上述兩個變量的交乘項(TII*MOC)。各步驟回歸結果見表3。表3最后一行的R2數據表明，無論是國有樣本還是非國有樣本，依次增加調節變量和交乘項后，其數值較上一步均有所增加，證明高管持股變動的確在技術創新投入與公司價值關系間發揮調節作用。

表2 描述性統計結果Tab.2 Descriptive statistical results

表3 技術創新投入對公司價值的影響分析結果Tab.3 Analytical results of the impact of technological innovation input on company value

從表3可以看出，技術創新投入變量(TII)在國有和非國有樣本中的系數均顯著為正，表明研發支出占營業收入的比重越大，公司的托賓Q值就越大，從技術創新投入角度驗證了H1。高管持股變動變量(MOC)及其與技術創新投入變量的交乘項(TII*MOC)在國有和非國有樣本回歸中的系數同樣顯著為正，表明高管持股比例提升幅度越大，公司價值就越高，并且其正向調節技術創新投入對公司價值的影響，從技術創新投入角度證實了H2。將技術創新投入和高管持股變動變量及其交乘項在國有樣本、非國有樣本回歸中的對應系數進行比較，發現國有樣本回歸結果均小于非國有樣本，表明國有上市公司技術創新投入對公司價值的提升作用低于非國有上市公司，而且高管持股變動對上述影響的調節作用也低于非國有上市公司。直觀上看，上述結果與H3a和H3b完全一致，但在統計上的顯著性有待進一步檢驗。

從控制變量方面看，兩類樣本回歸結果并非完全一致。其中，盈利能力(ROE)對兩類樣本公司價值的影響均顯著為正，但其在國有樣本中的系數和顯著性水平均低于非國有樣本；公司規模(LnA)和杠桿程度(Lev)對兩類樣本公司價值的影響均顯著為負，但系數大小和顯著性水平在兩類樣本中存在較大差異；成長性(Grow)對兩類樣本公司的價值均具有正向影響，但上述影響在非國有樣本中并不顯著。此外，現金流狀況(NCF)對非國有樣本公司價值的影響顯著為正，與現有結論基本一致，但其對國有樣本的影響顯著為負，與現有結論明顯不符，其原因有待探究。

3.3 技術創新產出對公司價值的影響分析

采用式(2)回歸模型分析技術創新產出對公司價值的影響，回歸結果見表4，高管持股變動調節效應的檢驗過程仍然分為3步，各步驟回歸結果見表4。將與技術創新產出變量(TIO)對應的工具變量替換為政府補貼規模(LnGS)。引入工具變量后， DWH檢驗的卡方值和F值均拒絕技術創新產出變量的外生性假設，弱工具變量檢驗的F值也拒絕政府補貼規模為弱工具變量的假設。因篇幅受限，第一階段回歸結果和各項檢驗具體數值備索。

從表4可以看出，技術創新產出變量(TIO)在國有和非國有樣本中的系數均顯著為正，表明公司當年專利申請數量越多，公司的托賓Q值就越大，從技術創新產出角度驗證了H1。高管持股變動變量(MOC)及其與技術創新產出變量的交乘項(TIO*MOC)在國有和非國有樣本中的回歸系數同樣顯著為正，表明高管持股比例提升幅度越大，公司價值就越大，并且其在技術創新產出與公司價值間具有顯著正向調節作用，從技術創新產出角度證實了H2。將技術創新產出和高管持股變動變量及其交乘項在國有樣本、非國有樣本回歸中的對應系數進行比較發現，國有樣本回歸結果均小于非國有樣本，表明國有上市公司技術創新產出對公司價值的提升作用低于非國有上市公司，而且高管持股變動對上述影響的調節作用也低于非國有上市公司。上述結果與H3a和H3b完全一致，下文將進一步檢驗其顯著性水平。除上述變量外，各控制變量系數及顯著性與表3對應結果大同小異，故不再贅述。

表4 技術創新產出對公司價值的影響分析結果Tab.4 Analytical results of the impact of technological innovation output on company value

3.4 技術創新對不同產權性質公司價值影響差異的顯著性檢驗

為了進一步檢驗技術創新投入和產出對不同產權性質公司價值的影響差異，以及高管持股變動對上述影響的調節效應差異在統計學上的顯著性，借鑒連玉君和廖俊平[44]的研究方法：一是對國有和非國有樣本回歸結果進行SUR(seemingly unrelated regression)檢驗，結果見表5；二是引入反映公司產權性質的虛擬變量(Sta)，將該變量與技術創新變量、高管持股變動變量及其交乘項分別設定為交乘項，然后分析上述差異及顯著性水平(又稱Chow檢驗)，結果見表6。

從表5的SUR檢驗結果可以看出，技術創新投入(TII)、技術創新產出(TIO)以及高管持股變動(MOC)變量在國有和非國有樣本中的系數差異均在1%的水平上顯著，技術創新投入和產出與高管持股變動的交乘項(TII*MOC和TIO*MOC)在兩類樣本中的系數差異均在5%的水平上顯著。上述結果再次驗證技術創新投入和產出對不同產權性質公司價值的影響差異，以及高管持股變動對上述影響的調節效應差異，也進一步驗證了上述差異在統計學上的顯著性，H3a和H3b從統計意義上得到證實。此外，控制變量系數在兩類樣本中存在顯著差異，除杠桿程度(Lev)系數差異僅在10%的水平上顯著外，其它控制變量系數差異均在1%的水平上顯著。

表5 相關變量(國有減非國有)的SUR檢驗結果Tab.5 SUR test results of relevant variables (state-owned minus non-state-owned)

表6 技術創新對不同產權性質公司價值的影響差異分析結果Tab.6 Analytical results of the impact differences of technological innovations on company value with different property rights

從表6可以看出，反映公司產權性質的虛擬變量(Sta)及其與技術創新變量和調節變量的交乘項(Sta*TII、Sta*TIO和Sta*MOC)，以及該變量與調節效應檢驗交乘項的交乘項(Sta*TII*MOC和Sta*TIO*MOC)均顯著為負。上述結果再次驗證了技術創新投入和產出對不同產權性質公司價值的影響差異，以及高管持股變動對該影響的調節效應差異在統計上的顯著性，H3a和H3b進一步得證。產權性質虛擬變量(Sta)的系數符號與表3～5中兩類樣本截距項差值符號完全一致，但數值明顯偏低，其原因有待進一步研究。除該變量外，其它帶有產權性質交乘項的系數符號和數值大小與表3～5中的兩類樣本基本一致。在剔除國有產權性質的影響后，技術創新投入(TII)、技術創新產出(TIO)和高管持股變動(MOC)變量及其交乘項(TII*MOC和TIO*MOC)的系數值可以反映上述變量對非國有樣本公司價值的影響程度，其數值大小和顯著性水平與表3、表4對應結果大致相同。另外，各控制變量系數能夠反映其對所有樣本公司價值的平均影響，與表3、表4中的對應結果不再具有可比性，為節省篇幅，具體數值和分析過程從略。

4 穩健性檢驗

為了檢驗以上結果的穩健性，本文將衡量公司價值的非流通股改為按年末收盤價進行計算，其原因在于，相對于賬面價值，上市公司股價均存在折價和溢價情況，將折價公司的非流通股按賬面凈值計算必然會高估公司價值，將溢價公司的非流通股按賬面凈值計算又會低估公司價值，而將其改為年末收盤價則可以緩解這一問題，故將由此計算得到的公司價值變量命名為TQ2。此外，本文將衡量技術創新投入變量的計算公式改為公司當年研發支出占其總資產的比重，命名為TII2；將衡量技術創新產出的變量替換為更能反映公司技術創新性的發明專利申請數量，然后進行對數化處理，命名為TIO2。經過上述處理后，在保持原模型和工具變量不變的情況下進行回歸。為節省篇幅，此處省略第一階段回歸結果，第二階段回歸結果見表7和表8。

表7 技術創新投入與公司價值穩健性檢驗結果Tab.7 Robust test results of the impact of technological innovation input on company value

表8 技術創新產出與公司價值穩健性檢驗結果Tab.8 Robust test results of the impact of technological innovation output on company value

在表7中，技術創新投入變量(TII2)及其與高管持股變動的交乘項(TII2*MOC)對公司價值變量(TQ2)的影響程度及顯著性水平與表3中的對應數值大致相同，說明前文相關結論是可靠的。在表8中，技術創新產出變量(TIO2)及其與高管持股變動的交乘項(TIO2*MOC)系數和對應的Z值明顯增大，但系數符號和顯著性與表4中的對應結果完整一致，說明上述變化并沒有影響前文相關結論的可靠性。除上述變量外，其余變量的系數和對應的Z值沒有發生明顯變化。此外，本文對表7、表8中的技術創新變量和高管持股變動變量及其交乘項在國有、非國有樣本中的系數差異進行SUR檢驗、Chow檢驗，其符號和顯著性與表5、表6完全一致，說明前文相關結論是可靠的，為節省篇幅，具體數值和分析過程省略。

在完成上述檢驗后，本文進行以下測試：將公司價值變量替換為市凈率(PBR)，將技術創新投入變量替換為研發支出的對數，將技術創新產出變量替換為發明專利和實用新型專利之和的對數，再次回歸后，各變量及其交乘項的系數符號和顯著性完全一致。最后，本文將前文所有解釋變量均滯后一期進行回歸，結果顯示，結論具有穩健性。

5 結語

5.1 結論

本文以2012—2019年A股上市公司數據為樣本，對高管持股變動、技術創新與公司價值的關系進行分析，結果發現：技術創新投入與產出對公司價值具有正向影響，并且高管持股變動對上述影響具有顯著正向調節作用。這表明A股市場雖然對技術創新潛在價值作出了反應，但由于未來收益的不確定性，資本市場的反應必然存在較大偏差。高管持股變動通過委托代理效應和信號傳遞效應，可以促使外界準確評估公司技術創新活動的未來價值。此外，本文發現，國有上市公司技術創新活動對公司價值的影響和高管持股變動對上述影響的調節作用顯著低于非國有上市公司。其原因在于非國有上市公司技術創新活動大多圍繞公司產品和服務展開，其對公司業績和價值的提升作用更加直接；國有上市公司技術創新活動往往兼顧政治任務和社會公益任務，其對價值的提升作用遠不如非國有上市公司。再加上國有上市公司高管持股比例普遍較低且變化不大，委托代理問題比較嚴重，信號傳遞作用有時會受阻，進而影響其調節作用的發揮。

5.2 建議

(1)政府部門利用經濟手段促進企業成為技術創新主體，上市公司應通過經濟手段成為推動國內技術創新和產品升級的核心力量。考慮到技術創新的溢出效應，政府部門應對上市公司技術創新活動給予一定的補貼。特別是國有上市公司承擔著政治任務和社會責任，應對其技術創新投入給予適當的補貼，并根據其產出的社會效益給予適當的獎勵。

(2)適當拉長公司高管考核期限，并將其與股價掛鉤。技術創新活動轉換為公司業績的周期相對漫長，績效考核周期過短會影響公司高管對技術創新投入的積極性，從而影響公司競爭優勢和未來長遠發展。由于公司股價會對技術創新活動的潛在價值提前作出反應，拉長考核期限并將其與股價掛鉤有助于公司高管加大技術創新投入力度，從而提升公司未來價值。

(3)利用股權激勵手段促使高管利益與股東利益趨于一致。國有上市公司高管持股比例較低，持股的激勵作用有限，應通過制定職業經理人制度，采用限制性股票和股票期權等措施提升高管人員持股比例，促使其更加關注公司技術創新和長遠發展。如此一來，高管持股增減變動情況才能向資本市場傳遞有效的價值信息，從而更好地在技術創新和公司價值關系間發揮調節作用。