李思瑞，楊震寧

（1.中國科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100190；2.對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際商學(xué)院，北京 100029）

在企業(yè)創(chuàng)新的累積性過程中，金融財(cái)務(wù)支持是研發(fā)投入向創(chuàng)新產(chǎn)出轉(zhuǎn)化的必要基礎(chǔ)[1]。SCHUMPETER[2]在早期的研究中就強(qiáng)調(diào)了金融系統(tǒng)在創(chuàng)新潮流和經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起到的重要推動(dòng)作用，企業(yè)自身的金融資源配置、所處的資本市場環(huán)境與企業(yè)的創(chuàng)新過程密不可分。2016—2017年，在我國A股市場首次公開募股（IPO）的企業(yè)中，高技術(shù)企業(yè)占比達(dá)到80%以上；可以預(yù)見，隨著CDR發(fā)行規(guī)定的出臺(tái)以及上海證券交易所科技創(chuàng)新板的創(chuàng)立，高技術(shù)企業(yè)在國內(nèi)市場融資的積極性會(huì)進(jìn)一步提高，股票市場在企業(yè)創(chuàng)新中發(fā)揮的作用將愈加凸顯[3]。

雖然以ALLEN[4]為代表的學(xué)者在總體上認(rèn)可股票市場對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用[5]；但不可否認(rèn)，股票市場所涵蓋的諸多因素在企業(yè)創(chuàng)新中發(fā)揮何種具體作用還有待進(jìn)一步探究?？傮w來看，股票市場對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的影響通常包括兩方面：①股票市場作為企業(yè)開展經(jīng)營活動(dòng)的外部環(huán)境會(huì)影響創(chuàng)新；②企業(yè)經(jīng)營者為了適應(yīng)市場規(guī)則、迎合投資者需求所采取的其他經(jīng)營措施會(huì)影響創(chuàng)新。在我國有效性相對較低的股票交易市場環(huán)境下[6]，如何將上述兩方面內(nèi)容結(jié)合起來，全面地認(rèn)識股票市場環(huán)境和企業(yè)在股票市場的活動(dòng)對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的影響，對于優(yōu)化監(jiān)管和經(jīng)營決策、保護(hù)投資者權(quán)益、正確發(fā)揮股票市場在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略中的作用具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

在實(shí)踐中，以流動(dòng)性為代表的市場交易特征一直是股票市場環(huán)境的一個(gè)重要組成部分[7]，而以現(xiàn)金分紅為核心的股利政策則是上市企業(yè)與股票市場互動(dòng)行為的一個(gè)代表[8]；在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，前者一直是討論資本市場對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新影響問題時(shí)的一個(gè)重點(diǎn)[9]，后者也在分析企業(yè)其他經(jīng)營行為與創(chuàng)新關(guān)系的部分研究中有所提及[10]。然而令人遺憾的是，這些研究大多是相互獨(dú)立的，沒能將上述兩方面概念和創(chuàng)新過程結(jié)合起來，對股票市場影響高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的機(jī)制進(jìn)行更加全面、深入的把握[11-12]。這一方面是源于創(chuàng)新管理主流對金融相關(guān)因素的相對忽視[13]；另一方面則是因?yàn)椴糠治墨I(xiàn)在研究股票市場環(huán)境作用于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的線性過程時(shí)，過度關(guān)注股票流動(dòng)性中作為企業(yè)固有特征的部分，而相對忽視了對很多可能與企業(yè)經(jīng)營行為存在互動(dòng)的投資者行為、投機(jī)情緒等因素的探討[14-16]。因此，綜合考慮現(xiàn)有實(shí)證研究中存在的不足，本文基于文獻(xiàn)回顧和實(shí)踐總結(jié)，建構(gòu)長期分紅水平差異下股票交易活躍度影響高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的理論模型，提出相應(yīng)的研究假設(shè)；然后，基于A股計(jì)算機(jī)和通信設(shè)備制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用層次回歸和門限面板回歸方法對假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。本文的研究結(jié)論一方面可為研究股票市場在高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新中的作用提供一種新的視角，豐富相關(guān)領(lǐng)域的實(shí)證文獻(xiàn)；另一方面也可以為有效利用股票市場扶持高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新提供更加完善的政策建議。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

從創(chuàng)新過程的角度看，高技術(shù)企業(yè)通過投入和配置各類資源實(shí)現(xiàn)開發(fā)新技術(shù)、創(chuàng)造新產(chǎn)品的目標(biāo)[5]。股票交易市場是上市高技術(shù)企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)的一部分外部環(huán)境，股票交易活躍度可能會(huì)基于對控制人創(chuàng)新意愿的影響直接作用于創(chuàng)新產(chǎn)出，也可以通過對企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新過程的干預(yù)影響到創(chuàng)新目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[9]。在此基礎(chǔ)上，由于長期股利政策既反映了企業(yè)經(jīng)營特征的一個(gè)側(cè)面，又代表了企業(yè)在股票市場互動(dòng)中的一種態(tài)度[17]，因而，在高技術(shù)企業(yè)長期分紅水平①相較于即時(shí)股利政策包含更多短期沖擊帶來的內(nèi)生性，長期分紅水平能夠更好地反映企業(yè)的長期性質(zhì)，更適合作為高技術(shù)企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)的背景環(huán)境納入分析框架。存在差異的情況下，無論研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出的經(jīng)營過程，還是股票交易活躍度，對創(chuàng)新活動(dòng)的影響，都可能存在不同。

1.1 研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出

在理論研究中，研發(fā)投入通常被認(rèn)為是高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的重要源泉。在經(jīng)濟(jì)學(xué)的內(nèi)生增長理論中，研發(fā)投入被視作知識部門生產(chǎn)函數(shù)資本投入要素的組成部分[18]；CHRISTENSEN[19]基于資源基礎(chǔ)視角的分析也指出，研發(fā)投入是高技術(shù)企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)的一種重要資源。不過，雖然研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用在一般理論以及基于一般企業(yè)的實(shí)證研究中并無太大爭議[20]，但是從管理權(quán)變的角度考慮，兩者的直接關(guān)系在不同的經(jīng)營管理環(huán)境下也可能存在不同[21]。實(shí)際上，長期分紅水平代表了影響創(chuàng)新活動(dòng)的企業(yè)管理環(huán)境的一個(gè)側(cè)面。SHANE[22]在其對技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的總結(jié)中指出，由于高不確定性的存在，創(chuàng)新活動(dòng)有很大可能會(huì)面臨高調(diào)整成本和高融資成本等財(cái)務(wù)限制；只有當(dāng)企業(yè)的財(cái)務(wù)柔性較強(qiáng)時(shí)，創(chuàng)新的投入產(chǎn)出過程才能有效實(shí)現(xiàn)。當(dāng)企業(yè)長期處于高分紅水平時(shí)，融資約束的存在使得企業(yè)資金資源的可控性處于較低水平；在此情況下，較弱的財(cái)務(wù)柔性可能會(huì)讓企業(yè)難以調(diào)動(dòng)足夠的資源去應(yīng)對研發(fā)活動(dòng)中可能出現(xiàn)的突發(fā)問題，從而增加研發(fā)活動(dòng)的失敗率[22-23]。從另一個(gè)方面看，還有一些學(xué)者認(rèn)為高股利支付會(huì)導(dǎo)致投資短視，此時(shí)管理者有可能基于短期利益而錯(cuò)誤地使用研發(fā)投入，無法實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新的目的[24]。雖然LAHIRI和CHAKRABORTY[25]通過實(shí)證分析反駁了這種“分紅—?jiǎng)?chuàng)新”替代關(guān)系的存在性，但總體來看，綜合上述分析可以從研發(fā)過程的角度提出以下假設(shè)。

H1a 對于長期分紅水平低的高技術(shù)企業(yè)，研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出有正向直接影響。

H1b 對于長期分紅水平高的高技術(shù)企業(yè)，研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的直接影響不明顯或有負(fù)向影響。

1.2 股票交易活躍度對創(chuàng)新產(chǎn)出的直接影響

在現(xiàn)有的股票流動(dòng)性與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的相關(guān)研究中，關(guān)于股票交易活躍度對企業(yè)創(chuàng)新的作用方向尚未有定論[9]。不過從理論上看，如果分離了股票交易活躍度對企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新過程的間接作用，其更有可能對高技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出造成負(fù)向直接影響。就我國上市高技術(shù)企業(yè)而言，大股東通常是公司的實(shí)際控制人，在有效性較低的市場環(huán)境中，活躍的股票交易能夠?yàn)楣_市場減持創(chuàng)造寬松的條件，這可能會(huì)增強(qiáng)其在資本市場獲利的傾向；出于這種動(dòng)機(jī)，高技術(shù)企業(yè)的大股東或控制人會(huì)降低開展創(chuàng)新活動(dòng)，特別是研發(fā)過程之外的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等與股票市場投資者反應(yīng)關(guān)系不密切的活動(dòng)的意愿，這會(huì)在研發(fā)過程之外抑制創(chuàng)新產(chǎn)出的實(shí)現(xiàn)[26-27]。當(dāng)然，需要指出的是，由于股利政策反映了企業(yè)對股票市場的一種態(tài)度，股票交易活躍度對高技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的直接效應(yīng)也可能會(huì)在長期分紅水平存在差異的背景下表現(xiàn)出不同情況。根據(jù)MILLER和ROCK[28]的理論，股利支付對股票市場存在信號傳遞作用。企業(yè)長期支付高股利可能是為了將自己與質(zhì)量差的公司區(qū)別開來，即向市場表明其尊重投資者合法權(quán)益，不會(huì)利用股票市場不當(dāng)獲利的態(tài)度[29]。在此情況下，股票交易活躍度可能并不會(huì)激發(fā)高技術(shù)企業(yè)控制人從資本市場獲利的動(dòng)力，從而也就不會(huì)對創(chuàng)新意愿造成影響。由此，提出如下假設(shè)。

H2a 對于長期分紅水平低的高技術(shù)企業(yè)，股票交易活躍度對創(chuàng)新產(chǎn)出有負(fù)向直接影響。

H2b 對于長期分紅水平高的高技術(shù)企業(yè)，股票交易活躍度對創(chuàng)新產(chǎn)出的直接影響不明顯。

1.3 股票交易活躍度對研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)田軒和趙海龍[9]的研究，股票交易活躍度的上升有助于優(yōu)化資源配置，緩解研發(fā)活動(dòng)的融資約束；同時(shí)，也會(huì)對企業(yè)的經(jīng)營行為形成資本市場壓力?，F(xiàn)有研究在資本市場壓力對企業(yè)創(chuàng)新過程的影響方面還存在爭議：STEIN[30]等學(xué)者認(rèn)為，股票交易活躍所帶來的流動(dòng)性使得企業(yè)經(jīng)營者面臨更大的被收購風(fēng)險(xiǎn)和短期業(yè)績壓力，從而降低管理者投資于高風(fēng)險(xiǎn)研發(fā)活動(dòng)的意愿；而另一部分研究則認(rèn)為，股票交易活躍度的提升加強(qiáng)了“用腳投票”壓力，投資者的監(jiān)督和業(yè)績要求能夠激發(fā)管理者的工作積極性，將有利于提高創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率[31-32]。考慮股票交易活躍度對創(chuàng)新意愿的影響已被控制，加之高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出與業(yè)績的正相關(guān)聯(lián)非常密切[33]，本文認(rèn)為股票交易活躍帶來的資本市場壓力能夠促使高技術(shù)企業(yè)管理者更好地利用研發(fā)投入，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，提出如下假設(shè)。

H3a 當(dāng)股票交易活躍度越高時(shí)，研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的正向影響越強(qiáng)。

與前文類似，雖然股票交易活躍度在優(yōu)化資源配置方面的作用可能不會(huì)受到股利政策異質(zhì)性的影響，但其引致的資本市場壓力在作用于創(chuàng)新過程時(shí)，會(huì)對不同的股利政策環(huán)境具有依賴性——一方面，長期的高分紅往往意味著公司發(fā)展處于成熟期[29]，此時(shí)穩(wěn)定的業(yè)務(wù)模式和收入來源會(huì)降低企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)對股票市場的依賴性，創(chuàng)新過程對資本市場壓力的反應(yīng)可能不再明顯；另一方面，如前文所述，高現(xiàn)金分紅會(huì)降低高技術(shù)企業(yè)的資金資源可控性，這也會(huì)在一定程度上限制其在提升創(chuàng)新效率方面努力的效果[10]?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)。

H3b 相較于長期分紅水平較低的情況，在高技術(shù)企業(yè)長期支付高股利時(shí)，股票交易活躍度對研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出促進(jìn)作用的正向影響更弱。

本文的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型Fig.1 Theoretical model

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類與證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類不一致，當(dāng)前尚缺乏一個(gè)認(rèn)定高技術(shù)企業(yè)的統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)；加之不同行業(yè)之間創(chuàng)新的投入產(chǎn)出不可公度的問題[12,34]，以及部分名義上的高技術(shù)行業(yè)實(shí)踐中不具有高技術(shù)特征的可能[35]，使用全部高技術(shù)行業(yè)企業(yè)作為樣本既不現(xiàn)實(shí)也不合理。那么，在不能窮盡所有行業(yè)高技術(shù)企業(yè)的情況下，選擇單一行業(yè)企業(yè)作為樣本能夠最大限度限制樣本自選擇問題②如果在n個(gè)行業(yè)中隨機(jī)選擇，只要不能窮盡（即選擇全部行業(yè)），選中某一個(gè)行業(yè)的概率永遠(yuǎn)不低于選中某m個(gè)行業(yè)的概率，即 P（1_in_n）=1/≥P（m_in_n）=1/，1＜m＜n（m，n∈Z）。，也有利于在數(shù)據(jù)分析中排除某些因素的干擾?；诖耍疚倪x擇2012—2016年間保持上市交易狀態(tài)的計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)（證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類大類，以下簡稱“計(jì)算機(jī)和通信設(shè)備制造業(yè)”）企業(yè)作為初始樣本。選擇這一行業(yè)主要有3方面的考慮：①根據(jù)OECD[36]的測度，按照R＆D強(qiáng)度進(jìn)行分類，該行業(yè)始終屬于高技術(shù)行業(yè)，對高技術(shù)企業(yè)具有較強(qiáng)的代表性；②該行業(yè)上市企業(yè)超過200家，能夠達(dá)到使實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健的樣本量要求，有助于提高研究的可靠性；③近年來，該行業(yè)一直受到政府和投資者的關(guān)注，這一特征在“中國制造2025”和中美貿(mào)易爭端的背景下愈發(fā)凸顯，基于這一行業(yè)開展研究具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義?？傮w來看，這一樣本對于研究問題具有較強(qiáng)的適用性。

就數(shù)據(jù)的具體形式而言，在無法完全真實(shí)地觀測到企業(yè)創(chuàng)新連續(xù)性過程的情況下，采用以年為單位的數(shù)據(jù)研究本文的問題符合上市企業(yè)經(jīng)營的一般規(guī)律。當(dāng)然，在初始樣本的基礎(chǔ)上，為了更加符合高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的真實(shí)情況，通常還需考慮創(chuàng)新時(shí)滯問題：根據(jù)張治河等[37]的測度，我國高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入到產(chǎn)出，通常存在1～3年的滯后期。計(jì)算機(jī)行業(yè)屬于創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率較高、轉(zhuǎn)化較快的行業(yè)，本研究參照相關(guān)研究中的普遍做法，在研究設(shè)計(jì)中對創(chuàng)新產(chǎn)出設(shè)定了1年的時(shí)滯[38-39]。即在數(shù)據(jù)提取過程中，假定高技術(shù)企業(yè)在t期獲取資源、組織研發(fā)，在t+1期實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出，提取2013—2016年的創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)據(jù)和對應(yīng)的2012—2015年其他變量數(shù)據(jù)。在剔除了少數(shù)缺省后，得到198家企業(yè)的792條觀測數(shù)據(jù)。本文數(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(bào)告。

2.2 變量選擇與操作化定義

2.2.1 被解釋變量創(chuàng)新產(chǎn)出Patentit+1專利數(shù)量和新產(chǎn)品銷售收入是相關(guān)研究中最常用的衡量創(chuàng)新成果的兩種指標(biāo)。就本文的研究而言，專利作為研發(fā)過程的成果可以直接用于研發(fā)投入的產(chǎn)出測度，相較而言，以新產(chǎn)品銷售收入的效益類指標(biāo)在企業(yè)層面上可能包含更多與創(chuàng)新無關(guān)的因素，在概念上的適用性較差[40]；同時(shí)，我國上市公司的新產(chǎn)品銷售收入披露并不完全，缺失較為嚴(yán)重。雖然專利數(shù)據(jù)也存在一定弱點(diǎn)，但對于制造業(yè)企業(yè)而言，專利獲取仍然是最為便捷和有效的創(chuàng)新產(chǎn)出表征[5]。專利授予量和專利申請量都可以代表這一指標(biāo)，考慮專利授予存在政策影響和更強(qiáng)的時(shí)滯問題，選用t+1期的專利申請量作為這一變量的操作化指標(biāo)。

2.2.2 主效應(yīng)變量研發(fā)投入R＆Dit從定義看，研發(fā)投入一般可分為資金投入和人員投入兩類[41]。不過，考慮測度上人員投入難以表征，且與資金投入具有一定程度的一致性，因而選擇資金投入代表研發(fā)投入；這也更加適用于本文研究的金融市場影響高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的問題。在操作上，本文采用慣用的做法，選用t期的企業(yè)年度報(bào)告披露的研發(fā)費(fèi)用項(xiàng)目作為這一變量的操作化指標(biāo)。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量股票交易活躍度Turnoverit與閆紅蕾和趙勝民等[42]使用Amihud指數(shù)[43]代表作為企業(yè)固有特征的股票流動(dòng)性不同，本文的研究側(cè)重于考察包含投資者行為在內(nèi)的市場交易特征，因此更適合借鑒蘇婧等[12]的做法，采用換手率表征這一變量，即使用t期的交易日股票日均換手率作為這一變量的操作化指標(biāo)，其計(jì)量單位為百分比。

2.2.4 門限變量長期分紅水平Dividenceit本文使用通用的上市以來股利支付率（t期期末）作為該變量的操作化指標(biāo)，使用百分比為其計(jì)量單位。

2.2.5 控制變量 本文從企業(yè)的主要會(huì)計(jì)指標(biāo)和財(cái)務(wù)指標(biāo)中選取t期的總資產(chǎn)Assetsit、資本收益率ROEit和市盈率PEit作為控制變量。根據(jù)面板數(shù)據(jù)分析的特點(diǎn)，本文并未將那些會(huì)在固定效應(yīng)分析中被自動(dòng)省略的、反映個(gè)體固定特征和全樣本特征的變量納入模型。

上述變量的操作化定義見表1。

表1 變量及具體定義Tab.1 Variables and definitions

本文主要參考溫忠麟等[44]總結(jié)的層次回歸模型對調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行初步檢驗(yàn)。本文使用的數(shù)據(jù)均為來自經(jīng)驗(yàn)的定比數(shù)據(jù)，不存在AIKEN等[45]、COHEN等[46]提及的0值下無經(jīng)濟(jì)意義的問題；且研究的問題并不關(guān)心參數(shù)的具體數(shù)值，中心化對參數(shù)方向和顯著性等核心特征并不存在本質(zhì)的影響。因此，為了避免中心化給面板數(shù)據(jù)處理（特別是面板門限回歸）造成不必要的困難，此處不對解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理。本文構(gòu)建的基礎(chǔ)模型如下。

模型（1）納入主效應(yīng)變量，模型（2）在此基礎(chǔ)上納入調(diào)節(jié)變量，模型（3）進(jìn)一步納入調(diào)節(jié)變量與主效應(yīng)變量的交互項(xiàng)。本文將使用面板回歸方法對3個(gè)模型依次進(jìn)行估計(jì)，對模型進(jìn)行初步分析；在此基礎(chǔ)上，應(yīng)用門限面板回歸方法對模型（3）進(jìn)行估計(jì)，基于上述結(jié)果對理論假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

各變量描述性統(tǒng)計(jì)和基于混合數(shù)據(jù)的相關(guān)性分析如表2所示。均值、方差統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，各變量的數(shù)據(jù)分布狀態(tài)相近，各變量均有較大的取值跨度?；诨旌蠑?shù)據(jù)的相關(guān)性分析結(jié)果顯示，大多數(shù)解釋變量兩兩之間的線性相關(guān)性較低，在混合數(shù)據(jù)層面的共線性較弱。相對特殊的是，總資產(chǎn)和研發(fā)投入呈現(xiàn)顯著的線性相關(guān)關(guān)系（r=0.806，p＜0.001）；不過混合數(shù)據(jù)層面上的相關(guān)關(guān)系并不能完全反映面板數(shù)據(jù)的相關(guān)關(guān)系，且這一相關(guān)系數(shù)并非完全不可接受，因此，考慮模型建構(gòu)的理論完整性，仍將總資產(chǎn)納入模型。后續(xù)可以根據(jù)實(shí)證分析的情況再進(jìn)行調(diào)整。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)矩陣Tab.2 Results of descriptive statistics and correlation coefficient matrix

3.2 普通面板回歸的結(jié)果分析

一般來說，在進(jìn)行面板OLS估計(jì)時(shí)通常需要先對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于本文使用的數(shù)據(jù)屬短面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)量無法支撐可靠的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此，采用此情況下的常用做法，即直接使用帶聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的OLS方法對模型進(jìn)行回歸，得到的估計(jì)結(jié)果如表3。在進(jìn)行面板模型回歸時(shí)，利用Sargan-Hansen檢驗(yàn)對估計(jì)方法的適用性進(jìn)行檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，3個(gè)模型均應(yīng)選擇雙向固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果③此外，對于本文的樣本，雙向固定效應(yīng)有助于規(guī)避行業(yè)特征和部分個(gè)體異質(zhì)性特征對回歸結(jié)果的影響，更加符合經(jīng)濟(jì)意義分析方面的需求［47］。。整體回歸結(jié)果顯示，各模型的擬合優(yōu)度均可接受（組內(nèi)R2＞0.02），能夠通過方程整體有效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)。參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，在模型（1）～模型（3）中，研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出之間均呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系。而模型（2）～模型（3）的結(jié)果顯示，股票交易活躍度對創(chuàng)新產(chǎn)出的直接作用和對研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的調(diào)節(jié)作用均不顯著。總體來看，普通面板回歸的結(jié)果較差，無法對假設(shè)進(jìn)行有效驗(yàn)證；不過，值得注意的是，在模型（3）中，雖然調(diào)節(jié)變量和交互項(xiàng)參數(shù)估計(jì)仍不顯著，但其標(biāo)準(zhǔn)誤的相對水平較模型（2）已有較大改進(jìn)，這表明模型可能存在較大的優(yōu)化空間。可能是變量之間的相互遮掩影響了普通面板回歸的效果，因此在下面的分析中對各類效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步的分解具有較強(qiáng)的必要性。

3.3 企業(yè)規(guī)模門限回歸的結(jié)果分析

根據(jù)理論建構(gòu)和普通面板回歸的結(jié)果，本文需要對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的主效應(yīng)和股票交易活躍度的調(diào)節(jié)效應(yīng)對長期分紅水平分組差異的依賴性進(jìn)行識別和檢驗(yàn)。由于傳統(tǒng)的人為分組回歸在門限值確定上存在很大的隨意性，本文選擇利用HANSEN[48]提出的門限面板回歸方法進(jìn)行分析。

表3 普通面板模型的回歸結(jié)果Tab.3 Results of ordinary panel regression analysis

3.3.1 門限面板回歸和檢驗(yàn)原理 門限回歸模型是對分組檢驗(yàn)的一種科學(xué)化拓展。根據(jù)WANG[49]的總結(jié)，單門限面板回歸模型的一般形式可以概括為：yit=Xit（qit＜γ）β1+Xit（qit≥γ）β2+μi+eit或yit=Xit（qit,γ）β+其中，yit代表被解釋變量，Xit為解釋變量行向量，β為參數(shù)列向量，qit指代門限變量，γ指代門限值，eit為殘差項(xiàng)，I（·）為示性函數(shù)（當(dāng)qit＜γ時(shí)，I=0；當(dāng)qit≥γ時(shí)，I=1）。門限面板回歸特別關(guān)注門限值和殘差的估計(jì)，在兩者確定后，參數(shù)向量的估計(jì)方法與普通面板回歸無異[44]。其估計(jì)原理為：先利用TASY[50]提出的排列回歸方法在一定的初始區(qū)間④根據(jù)HANSEN[48]的建議，選取忽略前后各10%數(shù)據(jù)的樣本作為門限值的初始搜尋區(qū)間。內(nèi)對滿足γ=argminS1（γ）的門限值進(jìn)行估計(jì)，然后使用自抽樣方法模擬LM檢驗(yàn)對原假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)以確定門限效應(yīng)的顯著性；在此基礎(chǔ)上，使用對應(yīng)的LR統(tǒng)計(jì)量對門限估計(jì)值與真值的一致性進(jìn)行檢驗(yàn)⑤雖然可以證明門限值估計(jì)在統(tǒng)計(jì)上的一致性，但在樣本量有限的情況下仍然很難確認(rèn)其具有經(jīng)濟(jì)意義上的可靠性，因此本文僅展示估計(jì)結(jié)果，不對門限值的經(jīng)濟(jì)意義進(jìn)行評價(jià)。。當(dāng)分析中需要考慮兩個(gè)及以上門限值時(shí)，可以在第一個(gè)門限值的基礎(chǔ)上基于同樣的算法搜索更多的門限值。此外，為了解決現(xiàn)有的一些多變量門限效應(yīng)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)不可靠問題[51-52]，本文分別構(gòu)造各門限效應(yīng)核心變量與估計(jì)出的示性變量I的交互項(xiàng)，將其納入原模型使用普通面板回歸進(jìn)行估計(jì)，如上述交互項(xiàng)參數(shù)估計(jì)結(jié)果t檢驗(yàn)顯著，則認(rèn)為該項(xiàng)所對應(yīng)的核心變量在兩組間存在顯著差異。這一估計(jì)結(jié)果實(shí)質(zhì)上與對應(yīng)的門限面板回歸結(jié)果是等價(jià)的，因而可以認(rèn)為該檢驗(yàn)存在較高的參考價(jià)值。

本文基于上述門限回歸原理，對模型（3）進(jìn)行改進(jìn)得到門限面板回歸分析中使用的模型（4）。

3.3.2 門限效應(yīng)檢驗(yàn) 此處基于模型（4）進(jìn)行門限面板回歸，設(shè)定自抽樣次數(shù)為500次，原模型中所有主效應(yīng)變量、調(diào)節(jié)變量和交互項(xiàng)為門限效應(yīng)變量，長期分紅水平為門限變量。在此設(shè)定下進(jìn)行搜索并檢驗(yàn)門限效應(yīng)，表3列出了檢驗(yàn)結(jié)果。在單門限模型中，搜索到的門限值為14.854，此時(shí)對應(yīng)的殘差平方和為最小。門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LM檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量為376.29（p＜0.001），門限效應(yīng)顯著性強(qiáng)；LR統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著水平下的臨界值，門限值估計(jì)具有統(tǒng)計(jì)意義上的一致性。在雙門限檢驗(yàn)中，現(xiàn)有數(shù)據(jù)量下無法進(jìn)行第二個(gè)門限值的搜索，可以認(rèn)為不存在兩個(gè)以上門限。單門限估計(jì)結(jié)果為最終結(jié)果。

表4 門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Results of threshold effect test

3.3.3 回歸結(jié)果分析 表5為模型（4）的門限面板回歸結(jié)果與參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。與線性模型相比，模型的整體顯著程度和擬合優(yōu)度（組內(nèi)R2=0.583）均有明顯提升，模型整體擬合程度較好。

表5 門限面板回歸結(jié)果Tab.5 Results of panel threshold regression analysis

主效應(yīng)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，在控制了股票交易活躍度的調(diào)節(jié)效應(yīng)的情況下，對于長期分紅水平較低的高技術(shù)企業(yè)，其研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出有獨(dú)立的正向直接效應(yīng)（=0.275，p＜ 0.01）；對于長期分紅水平較高的高技術(shù)企業(yè)，其研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出有獨(dú)立的負(fù)向影響（=-0.558，p＜0.01）。單變量門限效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，門限兩側(cè)的參數(shù)估計(jì)值存在顯著的差異（，p ＜ 0.01），總體可以在一定程度上證明H1a和H1b在這種情況下成立?；谇拔牡睦碚摲治觯呒夹g(shù)企業(yè)研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的作用可以分為獨(dú)立作用和依賴于股票交易活躍度的作用兩方面。在分離了后者的前提下，當(dāng)股利分配比例較低時(shí)，高技術(shù)企業(yè)擁有較高的資金使用靈活性，可以及時(shí)投入和調(diào)配資源，促使研發(fā)投入向創(chuàng)新產(chǎn)出的正常轉(zhuǎn)化。而在高長期分紅水平下，高技術(shù)企業(yè)面臨更為緊張的財(cái)務(wù)約束；由于缺乏財(cái)務(wù)柔性的支撐，創(chuàng)新活動(dòng)可能面臨更大的失敗風(fēng)險(xiǎn)，此時(shí)過多的研發(fā)投入反而會(huì)在有限的資金約束下引起反效果，對創(chuàng)新產(chǎn)出形成負(fù)向影響。

調(diào)節(jié)變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，股票交易活躍度對低長期分紅背景下的高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出有負(fù)向直接影響（=-14.149，p＜0.01），但該效應(yīng)在長期分紅水平高的高技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)并不明顯=-2.800，p ＞ 0.10；H:，p＜0.01），由此可以認(rèn)為H2a和H2b成立。高技術(shù)企業(yè)長0期支付的高股利相當(dāng)于向股票市場表明一種態(tài)度——企業(yè)的控制人尊重投資者的權(quán)利，樂意將其經(jīng)營成果與公開市場投資者分享；在此態(tài)度下，無論股票市場環(huán)境如何，高技術(shù)企業(yè)控制人的創(chuàng)新意愿以及對應(yīng)的創(chuàng)新成果都不會(huì)受到直接的干擾。相反，低長期分紅水平下，高技術(shù)企業(yè)并沒有向投資者做出這種承諾，這也就意味著較高的股票交易活躍度會(huì)為企業(yè)控制人提供更多通過市場交易獲利的機(jī)會(huì)，可能會(huì)挫傷其創(chuàng)新意愿，進(jìn)而抑制企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

主效應(yīng)變量調(diào)節(jié)效應(yīng)交互項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，股票交易活躍度調(diào)節(jié)了研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，強(qiáng)化了研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用=0.027，p ＜ 0.01），H3a得到了驗(yàn)證；這一效應(yīng)明顯在長期分紅水平高的背景下表現(xiàn)更弱0.01），H3b成立?；钴S的股票交易市場能夠?yàn)檠邪l(fā)活動(dòng)提供良好的融資環(huán)境，同時(shí)其帶來的資本市場壓力也會(huì)督促高技術(shù)企業(yè)的管理者提高創(chuàng)新活動(dòng)管理水平，這都有利于研發(fā)投入向創(chuàng)新產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化。不過，長期的高股利支付往往意味著企業(yè)處于成熟期且可控資金有限，管理者對于股票市場的敏感性偏低，這也使得股票交易活躍度對研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出正向關(guān)系的強(qiáng)化作用相對較弱。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文針對模型（4）的實(shí)證分析，從門限值估計(jì)、門限效應(yīng)檢驗(yàn)和模型變量設(shè)定3個(gè)方面對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了回測。①將門限值估計(jì)時(shí)的極端樣本忽略比例分別重設(shè)為5%和1%，表6門限值估計(jì)的結(jié)果與原估計(jì)結(jié)果相近。②將整體門限效應(yīng)檢驗(yàn)的自抽樣次數(shù)重新設(shè)定為300次和1 000次，表7結(jié)果顯示，門限效應(yīng)的顯著水平與原檢驗(yàn)結(jié)果相同。③對去除了控制變量的模型（4）進(jìn)行門限面板回歸，門限值估計(jì)和整體門限效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果與原有結(jié)果相近，表8中門限兩側(cè)各變量參數(shù)估計(jì)的結(jié)果沒有出現(xiàn)本質(zhì)改變。綜上，穩(wěn)健性檢驗(yàn)顯示，實(shí)證分析的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 變更極端值去除比例的門限值估計(jì)結(jié)果Tab.6 Results of threshold estimation under other omission rates of extreme value

表7 變更自抽樣次數(shù)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Tab.7 Results of threshold effect test under other bootstrap times

表8 去除控制變量的門限面板回歸結(jié)果Tab.8 Results of panel threshold regression analysis without control variables

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論與啟示

本文基于實(shí)證研究檢驗(yàn)了長期分紅水平差異下，股票交易活躍度在高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系中的作用機(jī)制。結(jié)果表明：在分離開研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的獨(dú)立直接影響和股票交易活躍度對研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的情況下，對于長期分紅水平低的高技術(shù)企業(yè)，研發(fā)投入能夠正向地轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出，股票交易活躍度對創(chuàng)新產(chǎn)出有負(fù)向直接效應(yīng)；對于長期派發(fā)高股利的高技術(shù)企業(yè)，研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出有獨(dú)立的負(fù)向直接效應(yīng)，而股票交易活躍度不會(huì)對創(chuàng)新產(chǎn)出造成直接影響。在不同的長期分紅水平下，股票交易活躍度均能增強(qiáng)研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用，但這一調(diào)節(jié)效應(yīng)在長期分紅水平低的高技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)更強(qiáng)。

本文在股票市場環(huán)境和企業(yè)股票市場活動(dòng)的互動(dòng)關(guān)系中引入了創(chuàng)新過程的研究——長期分紅水平上的差異實(shí)際上代表了企業(yè)現(xiàn)金管理政策和對待資本市場態(tài)度的差異；在這種背景下，高技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)以及股票交易特征對創(chuàng)新活動(dòng)的影響也會(huì)呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn)。對長期維持高分紅的高技術(shù)企業(yè)而言，若是單純地考察其排除股票交易活躍水平影響的研發(fā)過程，可控資金的有限使得其難以靈活調(diào)動(dòng)資源為研發(fā)活動(dòng)提供支撐，此時(shí)更多的研發(fā)投入非但無法順利地轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果，反而可能會(huì)加劇資金的緊張，引發(fā)更多的風(fēng)險(xiǎn)問題，從而抑制創(chuàng)新產(chǎn)出；同時(shí)，若是考察其研發(fā)投入依賴于股票交易活躍水平向創(chuàng)新產(chǎn)出轉(zhuǎn)化的過程，這種財(cái)務(wù)柔性的缺乏也使得高技術(shù)企業(yè)相對缺少對活躍的股票交易帶來的資本市場壓力做出積極反應(yīng)的能力，削弱了股票交易活躍度強(qiáng)化研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出促進(jìn)作用的力度。從我國的實(shí)踐看，類似DEANGELO等[29]的分析，處于成熟期的企業(yè)往往傾向于通過派發(fā)高股利向市場表明尊重投資者的態(tài)度。在此環(huán)境下，股票市場投機(jī)因素對企業(yè)控制人創(chuàng)新意愿的干擾有所減弱，但相應(yīng)的資金匱乏帶來的研發(fā)活動(dòng)資源約束亦非常明顯——這種效應(yīng)的例證廣泛存在于上市高技術(shù)企業(yè)中，如中興通訊因過高的現(xiàn)金股利分配而被迫在外部環(huán)境發(fā)生改變時(shí)大幅“節(jié)流”，無法開展正常的研發(fā)活動(dòng)；大華股份長期的高股利支付甚至造成了“稅款高于派息”的情況，這種對利潤的透支也使其失去了積極開展研發(fā)活動(dòng)的能力。與高分紅水平的情況相反，維持較低的分紅水平能夠?yàn)楦呒夹g(shù)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)創(chuàng)造良好的財(cái)務(wù)環(huán)境，也能更好地發(fā)揮股票交易因素對創(chuàng)新過程的積極作用——京東方等長期派發(fā)少量現(xiàn)金股利的高技術(shù)企業(yè)雖然一度在高強(qiáng)度的股票交易關(guān)注下受到違規(guī)獲利的質(zhì)疑，但是寬松的資金環(huán)境使得其能夠自由地組織研發(fā)活動(dòng)，通過提升創(chuàng)新管理水平等方式回應(yīng)二級市場投資者的關(guān)注，最終實(shí)現(xiàn)良好的創(chuàng)新成果。不過，需要指出的是，低現(xiàn)金股利的政策削弱了高技術(shù)企業(yè)控制人對投資者的責(zé)任，有可能加強(qiáng)其通過股票市場獲利的動(dòng)機(jī)，抑制創(chuàng)新的意愿，東旭光電、長園集團(tuán)等企業(yè)長期維持低分紅，其控制人屢屢通過二級市場減持獲利，這些案例就為這一問題提供了印證。

5.2 管理建議

總體來看，本研究更加深入地探索了股票市場交易特征和企業(yè)與股票市場的互動(dòng)行為在高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出過程中的具體作用，揭示了高現(xiàn)金分紅政策在推動(dòng)創(chuàng)新方面的一些弊端。基于上述結(jié)論，分別為政府監(jiān)管和高技術(shù)企業(yè)管理的實(shí)踐提供如下建議。

隨著《證券法》修訂將強(qiáng)制現(xiàn)金分紅制度寫入法律條款，現(xiàn)金分紅開始成為我國上市企業(yè)的監(jiān)管重點(diǎn)[53]。雖然這種強(qiáng)制分紅政策的初衷是為了加強(qiáng)投資者保護(hù)，但對于高技術(shù)企業(yè)這類以高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新活動(dòng)作為核心動(dòng)力的上市公司而言，維持高分紅帶來的財(cái)務(wù)約束不但會(huì)干擾正常的研發(fā)過程，還有可能減弱股票市場對創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率的促進(jìn)作用。從國外的經(jīng)驗(yàn)看，低分紅并不意味著不重視投資者權(quán)益；相反，高技術(shù)企業(yè)在此背景下能夠調(diào)動(dòng)更多資源專注于創(chuàng)新能力的提升，而投資者則能從業(yè)績增長帶來的股價(jià)上漲中獲利[54]，蘋果公司就是此類高技術(shù)企業(yè)的典型例證。我國的資本市場監(jiān)管層也應(yīng)當(dāng)充分考慮強(qiáng)制分紅政策的適用問題，在股利政策上給予高技術(shù)企業(yè)更多靈活性，使其能夠?qū)Ｗ⒂趧?chuàng)新活動(dòng)；同時(shí)，應(yīng)當(dāng)著力提高股票市場的有效性，使高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新水平提高帶來的效益能夠充分體現(xiàn)在股價(jià)上，這樣投資者可以從資本利得中分享創(chuàng)新的成果。

股票交易活躍度的提升能夠促進(jìn)高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入向創(chuàng)新產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化，也會(huì)刺激控制者通過股票市場獲利的動(dòng)機(jī)，干擾企業(yè)的經(jīng)營；這種相悖的關(guān)系，在長期分紅水平低的高技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)更為明顯。因此，為了更好地發(fā)揮股票市場對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的積極作用，監(jiān)管層應(yīng)當(dāng)特別關(guān)注長期不分紅的高技術(shù)企業(yè)，留意其控制人過度關(guān)注股票市場而忽視創(chuàng)新的行為。在具體措施上，一方面可以通過抑制個(gè)人投資者的投機(jī)行為，提高市場的透明度，減少高技術(shù)企業(yè)控制人通過二級市場獲利的機(jī)會(huì)；另一方面應(yīng)當(dāng)加大對操作股價(jià)和違規(guī)減持的監(jiān)督和處罰，抑制高技術(shù)企業(yè)控制人違規(guī)獲利的動(dòng)機(jī)。

提高創(chuàng)新活動(dòng)的產(chǎn)出績效是高技術(shù)企業(yè)回應(yīng)股票市場投資者壓力的適當(dāng)手段，管理者應(yīng)當(dāng)專注于創(chuàng)新這一核心競爭力的提升，而不應(yīng)被股利政策所綁架。長期派發(fā)高股息雖然有助于高技術(shù)企業(yè)將自身與信譽(yù)較差的企業(yè)相區(qū)別，但高分紅造成的財(cái)務(wù)柔性下降會(huì)限制創(chuàng)新這一核心能力的提升，不利于高技術(shù)企業(yè)的持續(xù)發(fā)展。作為替代，高技術(shù)企業(yè)的管理者或可以考慮改用加強(qiáng)信息披露、做出不減持承諾等手段維護(hù)其資本市場上的良好形象。

5.3 局限性與研究展望

本文使用A股計(jì)算機(jī)和通信設(shè)備制造業(yè)企業(yè)作為實(shí)證分析的樣本，雖然選取的樣本數(shù)據(jù)有利于研究設(shè)計(jì)和變量測度，具有相當(dāng)?shù)拇硇?，但局限于單一行業(yè)的樣本會(huì)對普適性結(jié)論的推廣造成不利影響。在未來的研究中，可以通過改進(jìn)創(chuàng)新測度技術(shù)，加強(qiáng)數(shù)據(jù)挖掘，為實(shí)證分析提供更高質(zhì)量的數(shù)據(jù)。

本文研究的長期分紅水平差異下股票交易活躍度與高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的問題，僅是資本市場與高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新復(fù)雜關(guān)系的一個(gè)側(cè)面，沿此思路出發(fā)，下一步可以嘗試構(gòu)建更加系統(tǒng)的理論模型，也可以考慮納入更多資本市場因素對其他的具體機(jī)制進(jìn)行探索，在這一領(lǐng)域衍生出更多新的研究。