公司創(chuàng)新如何影響內(nèi)部人減持行為？

張宇晴 丁志國,2 黃禹喆

(1.吉林大學(xué)商學(xué)與管理學(xué)院，吉林 長春 130000；2.吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林 長春 130000)

一、引言

創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的第一動力。黨的二十大報告強(qiáng)調(diào)要堅(jiān)持創(chuàng)新在現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，加快實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。高效的創(chuàng)新不僅可以增強(qiáng)企業(yè)盈利能力，同時也能增強(qiáng)市場競爭力，提升企業(yè)價值。朱乃平等(2014)[56]研究發(fā)現(xiàn)，公司創(chuàng)新可以有效改善短期績效，促進(jìn)長期價值的提升。同時，穩(wěn)定的資本市場在保障經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展中具有關(guān)鍵作用(Allen et al.，2005)[3]，而在股權(quán)分置改革后，我國內(nèi)部人減持規(guī)模和頻率不斷上升，對資本市場穩(wěn)定產(chǎn)生了重要影響。由于內(nèi)部人具有信息優(yōu)勢，市場通常對內(nèi)部人減持行為反應(yīng)強(qiáng)烈，減持公告后股票價格往往會出現(xiàn)劇烈波動，崩盤風(fēng)險明顯增加(Kim et al.，2011；孫淑偉等，2017)[13][38]。在2015年股市異常波動中，內(nèi)部人集中減持、大規(guī)模減持、清倉式減持行為層出不窮，進(jìn)一步?jīng)_擊了市場信心，加劇了股價波動，因此，證監(jiān)會發(fā)布公告規(guī)范內(nèi)部人減持以維護(hù)資本市場的穩(wěn)定。然而，現(xiàn)有關(guān)于內(nèi)部人減持的研究主要集中在公司績效、個人特征以及宏觀政策等方面，關(guān)于創(chuàng)新如何影響內(nèi)部人減持的研究較少?？紤]到公司創(chuàng)新以及穩(wěn)定資本市場對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要作用，本文從業(yè)績變化的視角，考察公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持行為之間的內(nèi)在關(guān)系，以期為有效治理內(nèi)部人減持現(xiàn)象提供理論依據(jù)和數(shù)據(jù)支持。

本文基于2008―2021年A股上市公司數(shù)據(jù)，考察公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持行為的關(guān)系，并對其作用機(jī)制進(jìn)行分析，同時，進(jìn)一步探討了公司性質(zhì)、內(nèi)部人類型、減持類型以及專利類型的異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)，公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持顯著負(fù)相關(guān)，且該負(fù)相關(guān)性在非國有企業(yè)樣本、大股東樣本、機(jī)會主義減持樣本以及突破性創(chuàng)新樣本中更為顯著。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，公司創(chuàng)新主要通過提高公司業(yè)績來降低內(nèi)部人的減持規(guī)模，但策略性創(chuàng)新傾向并不能顯著影響內(nèi)部人的減持行為。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要包括：第一，從減持規(guī)模視角檢驗(yàn)了公司創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)后果，相對于關(guān)注減持收益與公司創(chuàng)新關(guān)系的既有文獻(xiàn)，能更直接地挖掘公司創(chuàng)新對內(nèi)部人減持行為的作用效果；第二，深入考察了公司創(chuàng)新水平影響內(nèi)部人減持的內(nèi)在機(jī)制，有助于進(jìn)一步厘清公司創(chuàng)新影響內(nèi)部人減持的作用路徑，豐富內(nèi)部人減持影響因素和公司創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)；第三，識別了公司創(chuàng)新對內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為和常規(guī)減持行為的異質(zhì)性影響，擴(kuò)展了有關(guān)內(nèi)部人機(jī)會主義行為的研究，有助于更好地理解公司創(chuàng)新影響內(nèi)部人減持的具體邏輯。此外，本文的研究結(jié)論從支持公司創(chuàng)新的角度，為監(jiān)管部門規(guī)范內(nèi)部人減持行為提供了實(shí)踐依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

高質(zhì)量的創(chuàng)新不僅可以提升公司盈利能力，增強(qiáng)企業(yè)核心競爭力，同時也是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的微觀基礎(chǔ)(陳德球等，2016)[25]。已有研究充分考察了創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)后果，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新策略可以為公司積累熊彼特式壟斷利潤(Aghion and Howitt，1992)[2]，對公司績效具有積極作用。一方面，技術(shù)創(chuàng)新有助于改善公司的產(chǎn)品質(zhì)量和服務(wù)質(zhì)量，從而提高銷售能力和盈利水平(Ernst，1995；Phillips and Wrase，2006；周煊等，2012；袁建國等，2015)[7][17][53][47]。朱乃平等(2014)[56]區(qū)分短期和長期，考察創(chuàng)新對公司績效的作用，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)公司創(chuàng)新可以帶來更高的財務(wù)績效，而在長期內(nèi)能夠通過提高公司競爭力進(jìn)而創(chuàng)造更多的價值。另一方面，當(dāng)公司創(chuàng)新水平提升后，可以通過專利轉(zhuǎn)讓和專利許可等途徑獲取更多收入(李詩等，2012)[32]。同時，創(chuàng)新對公司競爭優(yōu)勢的提升還會體現(xiàn)在其市場表現(xiàn)上，投資者會對公司創(chuàng)新活動做出積極反應(yīng)，公司創(chuàng)新水平越高，市值越高(Hall et al.，2005；Gupta et al.，2017；黃珺和賀國亮，2017)[9][8][30]。除此之外，考慮到公司創(chuàng)新活動具有投入高、周期長的特性，部分研究從現(xiàn)金持有水平、債務(wù)違約風(fēng)險和股價崩盤風(fēng)險等方面檢驗(yàn)公司創(chuàng)新與風(fēng)險的關(guān)系，但并未得出一致結(jié)論。部分學(xué)者指出創(chuàng)新活動的較高不確定性會導(dǎo)致公司面臨更高的系統(tǒng)性風(fēng)險(Shi，2003；Lantz and Sahut，2005；黃潔莉等，2014)[21][15][28]，而另一部分學(xué)者則指出公司創(chuàng)新與風(fēng)險呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，創(chuàng)新水平較高，未來業(yè)績的波動性較低，因此創(chuàng)新有助于降低公司的系統(tǒng)性風(fēng)險(Pandit et al.，2011；Jia et al.，2018)[16][10]。

內(nèi)部人交易行為關(guān)乎市場公平和效率，已有研究主要從公司特征、個人特征以及宏觀政策等視角分析了內(nèi)部人減持的影響因素。公司特征方面，主要考察了公司業(yè)績變動情況和估值水平對內(nèi)部人減持行為的影響。內(nèi)部人更靠近公司經(jīng)營決策中心，能夠提前知悉公司的業(yè)績情況和估值水平，在未來業(yè)績下降前或估值過高時更傾向于減持股票(Rozeff and Zaman，1998；Lakonishok and Lee，2001；Piotroski and Roulstone，2005；朱茶芬等，2011；蔡寧，2012)[19][14][18][54][24]。陳維和吳世農(nóng)(2013)[26]進(jìn)一步區(qū)分內(nèi)部人類型，發(fā)現(xiàn)大股東的減持行為更容易受到公司業(yè)績的影響，而高管則更關(guān)注市場估值水平。張程睿等(2016)[48]基于原始股東的研究也證實(shí)了業(yè)績和估值是影響內(nèi)部人減持的重要因素。個人特征方面，Seyhun(1986)[20]發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人的減持行為會受到調(diào)整投資組合和緩解流動性需求等個人因素的影響。部分學(xué)者進(jìn)一步分析了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征以及職務(wù)層級如何影響內(nèi)部人減持，發(fā)現(xiàn)男性內(nèi)部人的減持行為能夠獲得更高的收益(Sun et al.，2021)[22]，當(dāng)內(nèi)部人的年齡較小、受教育程度較高以及職務(wù)層級較高時，也會表現(xiàn)出較大的減持規(guī)模(姚振曄和曹偉，2019；Jiang et al.，2021)[45][11]。宏觀政策方面，則較多關(guān)注融資融券制度以及資本市場開放政策的影響效果，發(fā)現(xiàn)放松賣空限制和促進(jìn)資本市場開放的政策有助于抑制內(nèi)部人的減持行為(黃俊威，2020；陳作華等，2022)[29][27]。

綜上所述，有關(guān)公司創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)更多集中于經(jīng)營業(yè)績、市場估值和風(fēng)險的分析；而內(nèi)部人減持影響因素的研究，主要圍繞公司表現(xiàn)和個人特征的角度進(jìn)行考察，關(guān)于公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持之間關(guān)系的研究較少。雖然有部分文獻(xiàn)從交易回報視角，間接檢驗(yàn)了公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持行為的關(guān)系(Aboody and Lev，2000；Coff and Lee，2003)[1][5]，但關(guān)于公司創(chuàng)新如何直接影響內(nèi)部人減持規(guī)模以及具體的作用機(jī)制仍缺少經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。因此，本文基于內(nèi)部人減持視角進(jìn)一步分析公司創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)后果。

(二)研究假設(shè)

內(nèi)部人通常具有信息優(yōu)勢，可以更準(zhǔn)確地判斷公司未來業(yè)績情況。為規(guī)避風(fēng)險和自身的財富損失，在公司未來業(yè)績下降時，內(nèi)部人傾向于減持更多的股票；在預(yù)判公司未來業(yè)績會上升時，內(nèi)部人減持動機(jī)較弱(Piotroski and Roulstone，2005；朱茶芬等，2011)[18][54]。技術(shù)創(chuàng)新對公司業(yè)績存在一定的積極作用。Phillips and Wrase(2006)[17]、朱乃平等(2014)[56]以及袁建國等(2015)[47]研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營業(yè)績會隨著公司創(chuàng)新水平的增強(qiáng)而提升。出于對業(yè)績前景的考慮，內(nèi)部人的減持規(guī)模會受到公司創(chuàng)新行為的影響。具體而言，當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新水平提升時，公司會表現(xiàn)出更強(qiáng)的競爭優(yōu)勢，可以通過技術(shù)壁壘享受專利收益，同時還能夠通過專利轉(zhuǎn)讓或?qū)＠S可等方式，獲取間接的專利使用費(fèi)，有效提升公司業(yè)績(周煊等，2012；Ang et al.，2014)[53][4]。不僅如此，創(chuàng)新活動能夠向市場傳遞公司具有高成長性的積極信號，有助于公司獲取更多的投融資機(jī)會，進(jìn)一步推動公司長期業(yè)績增長(李詩等，2012)[32]。因此，出于對公司未來長期收益的考慮，在公司創(chuàng)新水平越高時，內(nèi)部人更傾向于降低減持規(guī)模，即公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1：公司創(chuàng)新水平越高，內(nèi)部人減持規(guī)模越小。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

2008年后，中國上市公司的創(chuàng)新數(shù)據(jù)具有更高的完備性和可獲得性，因此本文選取2008―2021年滬深A(yù)股上市公司進(jìn)行研究。由于解釋變量是滯后一期的創(chuàng)新數(shù)據(jù)，本文實(shí)際選取的專利數(shù)據(jù)區(qū)間為2007―2020年。根據(jù)研究需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：(1)剔除ST類公司；(2)剔除金融行業(yè)公司的相關(guān)數(shù)據(jù)；(3)剔除存在缺失值的數(shù)據(jù)；(4)在上下1%水平對所有連續(xù)變量進(jìn)行縮尾處理。內(nèi)部人減持的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫中的“重要股東二級市場交易(明細(xì))”數(shù)據(jù)庫，上市公司專利數(shù)據(jù)來自CNRDS數(shù)據(jù)庫，個股換手率、年度收益率、研發(fā)投入以及公司其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。經(jīng)篩選處理后，最終得到用于實(shí)證研究的15450個公司-年度觀測值。

(二)變量選取與模型設(shè)定

為檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)，考察公司創(chuàng)新如何影響內(nèi)部人減持行為，本文構(gòu)建如下模型進(jìn)行分析：

1.被解釋變量

本文以內(nèi)部人減持比率(Sellsize)作為內(nèi)部人減持行為的代理變量，參考易志高等(2017)[46]的做法，采用內(nèi)部人減持股份數(shù)量除以公司總股數(shù)進(jìn)行衡量。

2.解釋變量

本文的解釋變量為創(chuàng)新水平(PatentG)，以獲得授權(quán)的專利數(shù)量進(jìn)行衡量?？紤]到部分樣本的專利數(shù)據(jù)為0，對當(dāng)期獲得授權(quán)專利數(shù)量加1后進(jìn)行對數(shù)化處理。由于申請專利這一行為同樣能夠向市場傳遞公司具有良好發(fā)展前景的積極信號，因此本文也采用申請專利數(shù)量的自然對數(shù)(PatentA)來度量創(chuàng)新水平。

同時，考慮到專利對公司業(yè)績和價值產(chǎn)生影響具有一定的滯后性，本文參考張杰等(2007)[50]的做法，利用逐步回歸法確定具體的滯后期數(shù)。具體地，在考慮滯后一期PatentG和PatentA的模型中分別加入滯后二期和滯后三期的變量后，模型的解釋力度僅提升0.06%和0.09%，且滯后二期和滯后三期的PatentG和PatentA與滯后一期變量具有較高的相關(guān)性，因此本文在實(shí)證模型中采取滯后一期的PatentG和PatentA進(jìn)行回歸。如果解釋變量PatentG和PatentA的系數(shù)顯著為負(fù)，則表明假設(shè)H1成立，即公司的創(chuàng)新水平越高，內(nèi)部人減持規(guī)模越小。

3.控制變量

參考內(nèi)部人減持相關(guān)文獻(xiàn)(Ke et al.，2003；朱茶芬等，2011)[12][54]，本文選取股票收益特征變量(Return、Tnover、Volaty)、財務(wù)特征變量(Size、Lev)以及股本結(jié)構(gòu)特征變量(Inst、Anly)作為模型中的控制變量，具體計(jì)算方法如表1所示。Year和Indus分別代表年份和行業(yè)效應(yīng)，α0和εi,t分別為截距項(xiàng)和誤差項(xiàng)。

表1 變量定義

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Sellsize的平均值和中位數(shù)分別為2.13%和1.07%，表明樣本中有一半以上的內(nèi)部人減持比例在1%以上，且內(nèi)部人更偏好高比例減持。Sellsize的標(biāo)準(zhǔn)差為2.67%，說明內(nèi)部人的減持比例之間存在較大差異。PatentG和PatentA的均值分別為2.25和2.56，公司申請專利的數(shù)量高于獲得授權(quán)專利的數(shù)量，表明盡管PatentG和PatentA均可以代表公司的創(chuàng)新水平，但兩者之間仍存在一定的差距，在研究中綜合考慮兩者的影響有助于保證結(jié)果的穩(wěn)健性。PatentG和PatentA的最大值和最小值的差距較大，標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.62和1.73，即不同公司之間的創(chuàng)新水平存在較大差異。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3列示了內(nèi)部人減持行為和公司創(chuàng)新水平在不同類型樣本中的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Panel A為內(nèi)部人減持情況，具體包括總體樣本和區(qū)分內(nèi)部人性質(zhì)的子樣本。由Panel A可知，在一年中內(nèi)部人平均減持8次左右，平均減持規(guī)模為1552.94萬股，參考市值高達(dá)21411.63萬元。其中，大股東的平均減持規(guī)模和減持市值均高于高管，約是高管的4倍左右，在一定程度上說明相對于高管，大股東更偏好大規(guī)模的減持；而大股東和高管的交易頻率均值分別為5.71次和6.43次，表明高管的減持行為相對更為頻繁。Panel B為不同行業(yè)公司創(chuàng)新情況。從行業(yè)分布看，獲得授權(quán)專利數(shù)量最多的三個行業(yè)分別為制造業(yè)、建筑業(yè)和信息軟件業(yè)，其中制造業(yè)公司的專利數(shù)量最高，占專利總數(shù)的80.29%。Panel C為不同年份公司創(chuàng)新情況。從年度分布看，中國的專利產(chǎn)出水平呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，由2008年的12646件上升至2021年的306234件，增長了接近24倍，表明在一系列支持科技創(chuàng)新的政策推動下，中國上市公司的創(chuàng)新產(chǎn)出水平得到了有效的提升。

表3 內(nèi)部人減持與公司創(chuàng)新分析

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基本回歸分析

公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持行為的回歸結(jié)果如表4所示，第(1)(2)列為采用專利授權(quán)數(shù)衡量公司創(chuàng)新的回歸結(jié)果，第(3)(4)列的創(chuàng)新代理變量為專利申請數(shù)。PatentG和PatentA的系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，表明當(dāng)公司的創(chuàng)新水平提升時，內(nèi)部人的減持規(guī)模將會降低，證明了公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，且這一結(jié)論在單變量回歸和多變量回歸中具有穩(wěn)健性。雖然PatentG和PatentA的系數(shù)均顯著為負(fù)，但大小仍存在一定的差異，專利授權(quán)數(shù)量的增加會導(dǎo)致更小的內(nèi)部人減持規(guī)模，這進(jìn)一步說明確切的創(chuàng)新產(chǎn)出對內(nèi)部人減持行為的影響更強(qiáng)。其他控制變量方面，Size和Anly的系數(shù)顯著為負(fù)，而Inst和Volaty則與Sellsize顯著正相關(guān)，表明公司規(guī)模越小、分析師關(guān)注度越低、機(jī)構(gòu)持股比例越高以及股票收益波動越高時，內(nèi)部人的減持傾向越強(qiáng)。

表4 基本回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.更換被解釋變量

本文回歸模型中的被解釋變量為減持比率，度量的是內(nèi)部人減持總規(guī)模。為進(jìn)一步考慮內(nèi)部人增持行為的影響，借鑒吳戰(zhàn)篪和李曉龍(2015)[42]的做法，采用凈減持比率(Netsell)作為被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，該指標(biāo)等于內(nèi)部人減持股份數(shù)量與增持股份數(shù)量的差值占公司總股數(shù)的比重，指標(biāo)數(shù)值越大，代表內(nèi)部人凈減持的水平越高。

表5第(1)(2)列為相關(guān)實(shí)證結(jié)果。PatentG和PatentA的系數(shù)分別為-0.11和-0.09，且均在1%水平下顯著，說明在剝離內(nèi)部人增持行為的影響后，創(chuàng)新水平與內(nèi)部人減持依舊呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，結(jié)論保持不變。除此之外，可以發(fā)現(xiàn)PatentG和PatentA系數(shù)的大小關(guān)系與基本回歸結(jié)果一致，即專利申請數(shù)量對內(nèi)部人減持行為的影響弱于專利授權(quán)數(shù)量。

2.更換虛擬變量

減持比率和凈減持比率指標(biāo)主要代表內(nèi)部人減持強(qiáng)度。為了進(jìn)一步考察減持的傾向性，本文以樣本當(dāng)年內(nèi)部人減持水平中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)建減持規(guī)模虛擬變量(Selldummy)作為被解釋變量進(jìn)行分析，若在給定的年份中內(nèi)部人減持水平大于中位數(shù)，則Selldummy等于1，否則為0。

表5第(3)(4)列為Probit二值選擇模型的估計(jì)結(jié)果。當(dāng)采用Probit模型檢驗(yàn)內(nèi)部人減持傾向時，PatentG和PatentA的系數(shù)仍顯著為負(fù)，表明當(dāng)公司創(chuàng)新水平增加時，內(nèi)部人偏好減持更少的股票。盡管PatentG和PatentA的系數(shù)相差較小，但總體上的影響關(guān)系大小是穩(wěn)健的，專利授權(quán)數(shù)量與內(nèi)部人減持行為的負(fù)相關(guān)關(guān)系顯著強(qiáng)于專利申請數(shù)量。

表5 更換被解釋變量的回歸結(jié)果

3.基于工具變量的兩階段回歸

內(nèi)部人減持行為與公司創(chuàng)新水平之間可能存在兩種形式的內(nèi)生性問題：一是反向因果問題，即內(nèi)部人減持行為也可能會影響公司創(chuàng)新水平，內(nèi)部人減持規(guī)模越大，公司為緩解減持帶來的負(fù)面市場反應(yīng)，會利用創(chuàng)新投入吸引投資者關(guān)注，進(jìn)而推動公司創(chuàng)新水平的提升；二是遺漏變量問題，公司層面一些難以觀測的其他特征變量也可能會影響內(nèi)部人減持和公司創(chuàng)新。為減弱內(nèi)生性問題的影響，本文引入工具變量，利用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行分析。

首先，參考周銘山等(2017)[52]選擇不包括企業(yè)自身在內(nèi)的同一行業(yè)、同一年度創(chuàng)新投入平均值作為公司創(chuàng)新水平的工具變量。同行業(yè)競爭對手的創(chuàng)新活動具有正外部性，也會給企業(yè)帶來競爭壓力，導(dǎo)致企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新方面會參考行業(yè)競爭對手進(jìn)行決策；但同行業(yè)其他企業(yè)的創(chuàng)新活動卻不會直接影響本公司的內(nèi)部人減持行為，因此采用同一行業(yè)、同一年度內(nèi)創(chuàng)新投入平均值符合工具變量的設(shè)定思路。其次，考慮到在大樣本下采用更多的工具變量有助于獲得更為有效的估計(jì)結(jié)果(Wooldridge，2010)[23]，本文進(jìn)一步參考徐經(jīng)長和汪猛(2017)[43]的做法，選擇政府補(bǔ)貼程度作為第二個工具變量進(jìn)行分析。政府補(bǔ)貼能夠幫助公司獲得創(chuàng)新資源，降低創(chuàng)新活動成本，進(jìn)而提升公司的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出(章元等，2018)[51]，而內(nèi)部人減持則與公司是否獲得政府補(bǔ)貼以及補(bǔ)貼程度不具有直接關(guān)聯(lián)，即政府補(bǔ)貼符合工具變量選取思想。

表6列示了兩階段回歸的估計(jì)結(jié)果。其中，第(1)(3)列的工具變量為同一行業(yè)創(chuàng)新投入年度均值(RD_Ind)和政府補(bǔ)貼(Supplement)。創(chuàng)新投入年度均值(RD_Ind)以同一行業(yè)、同一年度內(nèi)研發(fā)投入占營業(yè)收入的比重均值進(jìn)行衡量，政府補(bǔ)貼(Supplement)以公司當(dāng)年獲得政府補(bǔ)助金額占總資產(chǎn)的比例進(jìn)行衡量。在第一階段回歸中，RD_Ind和Supplement的系數(shù)均顯著為正，表明行業(yè)創(chuàng)新投入和政府補(bǔ)貼對公司創(chuàng)新水平具有積極影響，即所在行業(yè)創(chuàng)新投入水平越高以及政府補(bǔ)貼程度越高的公司，獲得授權(quán)專利數(shù)量以及申請專利數(shù)量也相對較多。有關(guān)弱工具變量的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，盡管Shea’s PartialR2分別為0.10和0.07，但F值為959.32和872.51(超過10)，且p值均為0.00，因此選擇RD_Ind和Supplement作為工具變量是有效的。有關(guān)工具變量識別不足的檢驗(yàn)，Kleibergen-PaapLM統(tǒng)計(jì)量的p值均為0，表示在1%水平下拒絕了識別不足的原假設(shè)；有關(guān)工具變量過度識別的檢驗(yàn)，HansenJ統(tǒng)計(jì)量的p值均大于0.1，表示接受工具變量過度識別的原假設(shè)，即工具變量是有效的。在第二階段回歸中，PatentG和PatentA的系數(shù)仍顯著為負(fù)，與表4的基本回歸結(jié)果一致，說明在控制內(nèi)生性問題后，本文的回歸結(jié)果仍然成立，即公司創(chuàng)新水平越高，內(nèi)部人的減持規(guī)模越小。

表6 基于2SLS的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

1.區(qū)分公司性質(zhì)進(jìn)行檢驗(yàn)

國有企業(yè)內(nèi)部人的交易行為并不是僅僅取決于個人的決策判斷，同時也是持有公司股份的各方投資者博弈的結(jié)果(厲以寧，2013)[33]，因此，不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能會導(dǎo)致內(nèi)部人減持行為受公司創(chuàng)新的影響存在差異。由于國有企業(yè)往往具有較強(qiáng)的政治關(guān)聯(lián)，而政治關(guān)聯(lián)會阻礙公司創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為未來業(yè)績的效率(袁建國等，2015)[47]，因此，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對未來業(yè)績的提升作用更弱，內(nèi)部人減持更不容易受到公司創(chuàng)新的影響。

表7列示了不同公司性質(zhì)分組的回歸結(jié)果，第(1)(3)列為國有企業(yè)樣本，第(2)(4)列為非國有企業(yè)樣本?？梢园l(fā)現(xiàn)，PatentG和PatentA僅在非國有企業(yè)中顯著為負(fù)，且在非國有企業(yè)中的系數(shù)絕對值高于國有企業(yè)，表明公司創(chuàng)新行為對非國有企業(yè)內(nèi)部人減持行為的影響較強(qiáng)。通過Bootstrap法計(jì)算的經(jīng)驗(yàn)p值分別為0.06和0.04，進(jìn)一步表明國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間的差異是顯著的。

表7 基于公司性質(zhì)的檢驗(yàn)

2.區(qū)分內(nèi)部人類型進(jìn)行檢驗(yàn)

由于高管和大股東在公司內(nèi)部擁有不同的經(jīng)營決策權(quán)，且面臨不同的外部監(jiān)管環(huán)境，部分研究對比了他們的交易行為，發(fā)現(xiàn)大股東的減持比例與公司未來業(yè)績顯著負(fù)相關(guān)，而高管的減持行為則與公司未來業(yè)績無關(guān)，因此大股東相比于高管擁有更多關(guān)于公司業(yè)績的準(zhǔn)確信息(朱茶芬等，2011；陳維和吳世農(nóng)，2013)[54][26]。由此可知，大股東在減持過程中更容易受到公司創(chuàng)新的影響，減持規(guī)模會隨著創(chuàng)新水平的提升而下降。

本文進(jìn)一步區(qū)分內(nèi)部人類型，將內(nèi)部人劃分為高管和大股東，對其減持行為與公司創(chuàng)新水平的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。表8列示了相應(yīng)的實(shí)證結(jié)果，PatentG和PatentA的系數(shù)在大股東組中顯著為負(fù)，而在高管組中則并不顯著，經(jīng)驗(yàn)p值同樣說明高管和大股東之間存在顯著差異。

表8 基于內(nèi)部人類型的檢驗(yàn)

3.區(qū)分減持類型進(jìn)行檢驗(yàn)

內(nèi)部人減持包括機(jī)會主義減持和常規(guī)減持兩種類型，前者代表內(nèi)部人利用了有關(guān)業(yè)績預(yù)測的信息優(yōu)勢，后者則代表內(nèi)部人的減持行為并未受到公司業(yè)績的影響(Cohen et al.，2012)[6]。由此可知，當(dāng)公司創(chuàng)新水平提升時，對業(yè)績的積極作用更能夠約束內(nèi)部人的機(jī)會主義減持行為，對于常規(guī)減持的影響則相對較弱。本文參考羅宏和黃婉(2020)[35]的做法，通過判斷某一減持事件是否能夠預(yù)測未來一個月的負(fù)向收益，區(qū)分機(jī)會主義減持行為和常規(guī)減持行為，考察在不同減持類型下公司創(chuàng)新對內(nèi)部人減持影響的差異。

表9列示了區(qū)分減持類型的實(shí)證結(jié)果，PatentG和PatentA的系數(shù)僅在機(jī)會主義減持組中顯著為負(fù)，而在常規(guī)減持組中則并不顯著，經(jīng)驗(yàn)p值同樣證明了上述差異。由此表明，公司創(chuàng)新水平的提升能夠約束內(nèi)部人的機(jī)會主義減持，而并不會影響常規(guī)減持。

表9 基于減持類型的檢驗(yàn)

4.區(qū)分專利類型進(jìn)行檢驗(yàn)

突破性創(chuàng)新主要是指技術(shù)發(fā)生重大躍遷、能夠?qū)κ袌龊托袠I(yè)態(tài)勢產(chǎn)生巨大影響的創(chuàng)新，而漸進(jìn)性創(chuàng)新則主要包括對現(xiàn)有技術(shù)進(jìn)行改進(jìn)所引發(fā)的創(chuàng)新。相對于漸進(jìn)性創(chuàng)新，突破性創(chuàng)新具有更強(qiáng)的領(lǐng)先性和技術(shù)含量，更有助于公司長期的經(jīng)營發(fā)展。因此，本文參考孫曉華等(2022)[39]，基于專利被引用次數(shù)識別專利是否具有突破性，并將被引用次數(shù)最高5%的發(fā)明專利定義為突破性創(chuàng)新，將其他的發(fā)明專利、實(shí)用專利和外觀專利定義為漸進(jìn)性創(chuàng)新，進(jìn)一步分析不同性質(zhì)的創(chuàng)新如何影響內(nèi)部人減持行為。

表10列示了區(qū)分突破性創(chuàng)新和漸進(jìn)性創(chuàng)新的回歸結(jié)果，PatentG和PatentA的系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，表明突破性創(chuàng)新和漸進(jìn)性創(chuàng)新的提升均能夠負(fù)向影響內(nèi)部人的減持規(guī)模。但從PatentG和PatentA系數(shù)的絕對值看，相對于漸進(jìn)性創(chuàng)新，突破性創(chuàng)新水平提升對內(nèi)部人減持行為具有更強(qiáng)的影響，即減持規(guī)?？s減得更多。

表10 基于專利性質(zhì)的檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步研究

(一)作用機(jī)制檢驗(yàn)

上述實(shí)證研究結(jié)果均支持了本文的研究假設(shè)，即公司創(chuàng)新水平與內(nèi)部人減持行為存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，本部分將進(jìn)一步分析公司創(chuàng)新對內(nèi)部人減持行為的影響機(jī)制。由理論分析可知，公司創(chuàng)新水平較高可以有效提升公司業(yè)績，進(jìn)而影響內(nèi)部人的減持決策，降低內(nèi)部人減持規(guī)模。本文參考周煊等(2012)[53]、袁建國等(2015)[47]的做法，以凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為公司業(yè)績的代理變量。凈資產(chǎn)收益率是證監(jiān)會對公司首次公開發(fā)行、配股以及進(jìn)行特別處理的重要觀測指標(biāo)，在計(jì)算過程中考慮到了管理層短視以及外部環(huán)境變動導(dǎo)致的短期波動，能有效刻畫公司業(yè)績水平。

本文通過中介效應(yīng)模型考察公司創(chuàng)新是否通過提升業(yè)績來影響內(nèi)部人的減持規(guī)模。采用前文的模型(1)和模型(2)、模型(3)進(jìn)行檢驗(yàn)，具體如下所示：

其中，ROE代表公司業(yè)績，為凈利潤與股東權(quán)益余額之比。中介效應(yīng)模型主要觀察系數(shù)β1、θ1、φ1和φ2的顯著程度，當(dāng)β1、θ1和φ2顯著但φ1不顯著時，表明中介變量ROE發(fā)揮了完全中介作用；當(dāng)β1、θ1、φ1和φ2均顯著時，表明中介變量ROE發(fā)揮了部分中介作用；當(dāng)θ1或φ2不顯著時，則需要通過Sobel檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷中介效應(yīng)的存在性。

表11第(1)～(4)列為公司創(chuàng)新水平與內(nèi)部人減持影響機(jī)制的實(shí)證結(jié)果，PatentG和PatentA與ROE均在5%水平下顯著正相關(guān)，而ROE與Sellsize則在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)，表明公司業(yè)績ROE發(fā)揮了部分中介作用，即公司創(chuàng)新水平提升有助于改善公司業(yè)績，出于對未來業(yè)績的考量，內(nèi)部人會縮減其減持規(guī)模。

表11 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果以及基于策略性創(chuàng)新的進(jìn)一步研究

(二)策略性創(chuàng)新傾向與內(nèi)部人減持

已有研究證明了公司為迎合產(chǎn)業(yè)政策和政府激勵政策、應(yīng)對市場壓力，存在策略性創(chuàng)新行為，表現(xiàn)為更多的創(chuàng)新“數(shù)量”而非更高的創(chuàng)新“質(zhì)量”(黎文靖和鄭曼妮，2016；毛昊等，2018；譚小芬和錢佳琪，2020)[31][36][40]。具體地，策略性創(chuàng)新主要是指為迎合相關(guān)政策或謀求其他利益，追求創(chuàng)新速度和創(chuàng)新數(shù)量而發(fā)生的技術(shù)含量較低的微小創(chuàng)新，這類創(chuàng)新活動的資源投入成本較少且風(fēng)險較低(楊鳴京等，2019；張杰等，2022)[44][49]。然而，重數(shù)量輕質(zhì)量的策略性創(chuàng)新活動實(shí)際上難以有效提升公司業(yè)績(王蘭芳等，2019；朱浩等，2020)[41][55]，甚至還會損害公司價值(沈昊旻等，2021)[37]。因此，策略性創(chuàng)新水平的提升通常不能夠代表公司真實(shí)的創(chuàng)新能力，在提升公司價值、獲取競爭優(yōu)勢以及推動技術(shù)進(jìn)步方面的作用效果較弱。考慮到公司存在策略性創(chuàng)新的現(xiàn)象，本文進(jìn)一步考慮了策略性創(chuàng)新與內(nèi)部人減持的關(guān)系。

本文參考劉春林和田玲(2021)[34]的做法，采用策略性創(chuàng)新數(shù)量占專利申請總數(shù)量的比重來衡量策略性創(chuàng)新傾向(Strategy)，其中，策略性創(chuàng)新數(shù)量為申請實(shí)用專利和外觀專利數(shù)量之和，Strategy越大，表明策略性創(chuàng)新的占比更高。具體的回歸結(jié)果如表11第(5)列所示，Strategy的系數(shù)并不顯著，表明內(nèi)部人的減持行為并未受到策略性創(chuàng)新的影響，間接佐證了本文的路徑分析，即策略性創(chuàng)新難以有效提升公司業(yè)績，因此并不能顯著影響內(nèi)部人的減持決策。

六、結(jié)論與啟示

技術(shù)創(chuàng)新是公司獲取競爭優(yōu)勢的重要策略，也是培育經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動能的根本所在；高質(zhì)量的創(chuàng)新不僅可以有效提升公司業(yè)績，對于優(yōu)化公司內(nèi)部治理也具有重要作用。本文以2008―2021年A股上市公司為研究樣本，實(shí)證分析了公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持行為的關(guān)系以及可能存在的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)：(1)公司創(chuàng)新水平與內(nèi)部人減持呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；(2)在非國有公司樣本、大股東樣本、機(jī)會主義減持樣本以及突破性創(chuàng)新樣本中，公司創(chuàng)新與內(nèi)部人減持的負(fù)相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)；(3)公司創(chuàng)新主要通過提升公司業(yè)績來影響內(nèi)部人的減持行為，而策略性創(chuàng)新則無法影響內(nèi)部人減持。

本文的研究結(jié)論具有如下啟示：第一，公司創(chuàng)新行為與內(nèi)部人減持規(guī)模呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，為如何從公司內(nèi)部治理減持現(xiàn)象提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。雖然《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》對內(nèi)部人減持規(guī)模、減持方式以及信息披露進(jìn)行限制，但內(nèi)部人基于信息優(yōu)勢的機(jī)會主義行為仍層出不窮。本文的研究證實(shí)了創(chuàng)新在治理內(nèi)部人減持中的積極作用，有助于建立符合公司長遠(yuǎn)發(fā)展的減持緩沖機(jī)制，維護(hù)資本市場穩(wěn)定。第二，高質(zhì)量創(chuàng)新能夠提升公司業(yè)績，對公司長遠(yuǎn)發(fā)展存在積極作用，因此，公司應(yīng)結(jié)合自身發(fā)展需求積極踐行創(chuàng)新戰(zhàn)略，提高自身實(shí)力和發(fā)展?jié)摿?。同時，為支持技術(shù)創(chuàng)新，政府部門也應(yīng)繼續(xù)制定相應(yīng)的支持創(chuàng)新政策，合理引導(dǎo)和適當(dāng)補(bǔ)貼創(chuàng)新項(xiàng)目，為公司創(chuàng)新提供更為便利的條件，助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第三，策略性創(chuàng)新無法影響內(nèi)部人的減持行為，表明以謀求其他利益為主要動機(jī)的策略性創(chuàng)新行為無法有效提升公司業(yè)績。因此，政府在制定產(chǎn)業(yè)政策和提供創(chuàng)新補(bǔ)貼時，應(yīng)采用合理的方法甄別策略性創(chuàng)新，進(jìn)一步提升技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量，以更好地支持經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展?！?/p>