“創(chuàng)新型企業(yè)”高管薪酬對創(chuàng)新績效存在過度激勵嗎

王建華，李偉平，張克彪，李艷紅

（湖南大學 經濟與貿易學院，湖南 長沙 410079）

·管理視野

“創(chuàng)新型企業(yè)”高管薪酬對創(chuàng)新績效存在過度激勵嗎

王建華，李偉平，張克彪，李艷紅

（湖南大學 經濟與貿易學院，湖南 長沙 410079）

文章以專利數(shù)量為創(chuàng)新績效的衡量，通過以獲得國家“創(chuàng)新型企業(yè)”認定的上市公司為樣本，應用負二項回歸模型檢驗了高管的薪酬激勵和股權激勵對創(chuàng)新績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)新型上市公司高管薪酬和股權激勵對創(chuàng)新具有正向影響；研究發(fā)現(xiàn)薪酬對高級管理人員和董事會成員激勵的差異性。報酬最高的前三位高級管理人員的報酬總額與專利申請量之間存在倒U型關系，具有較為顯著的邊際遞減效應，呈現(xiàn)過度激勵，但報酬最高的前三位董事會成員的薪酬激勵則不存在過度激勵問題。文章最后給出了研究結果分析和結論。

創(chuàng)新型企業(yè)；過度激勵；技術創(chuàng)新；績效

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2015.01.019

一、引　言

企業(yè)高管作為企業(yè)經營戰(zhàn)略的決策主體，對企業(yè)創(chuàng)新活動的開展和提升起著主導作用。改善高管激勵機制是實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。高級管理人員薪酬和股權激勵對經營績效，尤其是財務衡量的績效方面的研究已經展開（魏剛［1］、李增泉［2］）。曲亮和任國良［3］進一步發(fā)現(xiàn)高管薪酬激勵的邊際遞增的激勵效果。但是吳淑琨［4］、左晶晶和唐躍軍［5］通過對企業(yè)經營業(yè)績或者國際化程度等問題的研究中發(fā)現(xiàn)高管薪酬和股權激勵存在顯著的邊際遞減效應。

目前有關高管薪酬對技術創(chuàng)新等非財務績效的激勵問題的研究沒有充分展開。本文在分析國家認定的“國家級創(chuàng)新型企業(yè)”中的上市公司高管激勵現(xiàn)狀的基礎之上，考察創(chuàng)新型企業(yè)高管激勵與技術創(chuàng)新績效之間的關系，通過薪酬和股權兩種激勵方式對技術創(chuàng)新的影響進行研究，對激勵的邊際效應進行驗證，以期為國內企業(yè)通過實施管理層激勵來提高技術創(chuàng)新水平提供理論上的指導和決策上的支持。

二、理論分析與研究假設

企業(yè)高管激勵的手段主要有薪酬和股權。這些激勵手段使用妥當則能有效地激勵企業(yè)高管，確保企業(yè)內外創(chuàng)新資源能有效流動與配置，直接影響企業(yè)的創(chuàng)新活動的展開。

（一）薪酬與創(chuàng)新績效

現(xiàn)代委托-代理理論認為，可以通過經理人年度薪酬與公司業(yè)績掛鉤的方式，促使經理人服務于公司總體利益最大化目標。上述理論邏輯在技術創(chuàng)新領域的研究中得到了驗證。如，從技術創(chuàng)新的投入來衡量創(chuàng)新活動，王燕妮［6］、唐清泉和甄麗明［7］以及Lin et al［8］發(fā)現(xiàn)高管薪酬越高，則公司在技術創(chuàng)新方面投入也越高。李春濤和宋敏［9］的研究表明CEO的薪酬激勵能促進企業(yè)進行創(chuàng)新，而且國有產權會降低激勵對技術創(chuàng)新的促進作用的結論。從激勵理論和上述研究結果來看，企業(yè)高管薪酬對技術創(chuàng)新投入的正向影響基本得到認同。Pavitt（1983）和Acs et.al（1989）關于專利和R&D關系的研究表明：R&D和專利之間存在顯著的相關性，R2超過了0.9。年薪制是我國上市公司高管薪酬的基本形式，由此，本文提出命題1。

H1：高管年度薪酬對技術創(chuàng)新績效有正向影響。

（二）股權與創(chuàng)新績效

Berle和Means［10］以及Jensen和Meckling［11］認為擁有股權使企業(yè)高管能夠以股東的身份參與企業(yè)的利潤分享和風險承擔，將會激勵他們把自身利益將會與廣大股東利益趨于一致。這一理論視角也在經驗研究中部分得到證實，如，從創(chuàng)新活動的資源投入視角，王燕妮［6］、Wu和Tu［12］以及馮根福和溫軍［13］的研究都證實了股權激勵對企業(yè)研發(fā)投入有顯著正的影響；夏冬［14］采用創(chuàng)新產出的綜合指標，證實了經營者股權對創(chuàng)新績效的正向促進作用。Holthausen、Larcker和Sloan［15］的研究表明，當分管技術的執(zhí)行官的報酬總額有較高比例與長期激勵組成部分掛鉤時，專利回報占部門銷售量的比例會提高。Lerner和Wulf［16］發(fā)現(xiàn)在美國高科技企業(yè)中，對研發(fā)部門高管的長期激勵（股票期權和限購股等）越多，則企業(yè)獲得的有重大影響的專利數(shù)量越多。當然，也有對此觀點不同的證據(jù)（如魏鋒和劉星［17］，Balkin、Markman and Gomez-Mejia［18］），認為高技術企業(yè)中高管長期補償與技術創(chuàng)新之間的關系是弱一致且短暫的。本文認為高科技企業(yè)高管以股份方式獲取報酬，能兼具結構性和激勵性。當高管不持有公司股份時，其與分散的股東之間存在著潛在的沖突，導致技術創(chuàng)新績效降低。因此，本文得到命題2。

H2：高管持股對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有正向作用。

（三）薪酬激勵的邊際效應

在不同薪酬水平上，高管可能存在不同的激勵效果。根據(jù)薪酬作為激勵因素和保健因素的階段劃分，我們可以認為薪酬非線性的激勵效應可能具有邊際效應遞增和邊際效應遞減階段。曲亮和任國良［3］的研究得出了邊際效應遞增的結論，而左晶晶，唐躍軍［5］以及Kato T.，和Long C.［19］得出了邊際效應遞減的結論。

根據(jù)陳冬華等［20］，張鳴和陳震［21］的研究，中國上市公司存在大量的職務消費，這是一種相對隱蔽的特殊報酬形式。這種報酬一般不存在于薪酬契約里，一般無標準且不公開，職務消費一般為工資的一二十倍。因此，我們有理由相信，近些年隨著高管人員的薪酬快速提高，高管人員的薪酬已經成為一項保健因素，對高管人員激勵效應不斷遞減。而且由于缺乏經理人市場競爭環(huán)境以及國情的認知約束，當前高管人員的薪酬與創(chuàng)新績效之間應該存在“倒U型”的非線性關系。由此，本文提出命題3。

H3：高管薪酬對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響存在邊際效應遞減現(xiàn)象，即存在過度激勵。

三、模型設定與選擇

企業(yè)創(chuàng)新活動的開展可以通過投入和創(chuàng)新產出來加以刻畫。本文因專利數(shù)據(jù)標準客觀與穩(wěn)定，獲取方便以及為創(chuàng)新的直接產出，在研究中采用“專利”這一創(chuàng)新的成果作為創(chuàng)新的績效衡量。由于因變量為創(chuàng)新型上市公司年專利申請數(shù)量，該序列為非負離散整數(shù)變量，總體分布呈現(xiàn)偏態(tài)特征，若采用OLS多元回歸來估計，則會出現(xiàn)一些預測值為負的情況，給解釋帶來困難；同樣地，由于零值的存在，不能進行對數(shù)變換。盡管也可以采用log（1+y）進行變換，但還原條件期望存在問題。綜合上述，本文采用計數(shù)模型來進行估計。

模型的選擇需要根據(jù)專利申請數(shù)量的均值和方差的統(tǒng)計性檢驗，結果如表1。

表1　創(chuàng)新型企業(yè)上市公司申請專利總數(shù)量的基本統(tǒng)計

從表1可以看出，創(chuàng)新型企業(yè)上市公司申請專利橫截面數(shù)據(jù)的均值和方差相差非常大。由于不滿足泊松分布模型的關鍵假定（被解釋變量的均值等于方差）的條件，我們采用負二項回歸模型來進行估計。負二項式分布的對數(shù)似然函數(shù)是：

下面的條件成立：

其中，η2度量了條件方差高過條件均值的程度。利用標準的最大似然估計可以對（1）式中參數(shù)η2是和參數(shù)β聯(lián)合進行估計。由于計數(shù)數(shù)據(jù)的條件固定效應負二項回歸模型并非“真正的固定效應”模型［22］，且除非一些假設能夠滿足，否則對于固定效應無法反映個體差異特征，采用固定效應負二項回歸模型需要審慎的態(tài)度［23］。此外，考慮到我們在模型中控制住了行業(yè)因素，同為上市創(chuàng)新型公司在創(chuàng)新方面的行為的差異性在行業(yè)內企業(yè)中較小，采用常數(shù)截距的方法對于模型的損失較少。因此，本文中我們共同截距（常數(shù)項）的負二項回歸模型進行研究。

這樣，在本文利用stata10進行對（1）式進行估計的時候，高管激勵對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響的負二項回歸計數(shù)模型的條件均值如下所示：

其中，EV表示薪酬激勵變量及其二次項。

模型所涉及的實驗變量主要是高管薪酬激勵和股權激勵?？紤]到企業(yè)高管主要由董事會成員和高級管理人員構成，我們將分別加以考慮。其中，mac定義為上市公司t期領薪高管人員平均年薪，用高管人員總年度薪金報酬與高管總人數(shù)的比值，t3dc定義為t期薪酬最高的前三名董事的報酬總額，t3mc定義為t期薪酬最高的前三名高級管理人員的報酬總額度量。股權激勵用報告期內高管持股情況表示，由于上市公司股權激勵目前還不完善，很多企業(yè)并沒有實施股權激勵，沒有相應的持股數(shù)據(jù)，因此本文中采用是否持股作為激勵變量，ms0為t期高管持股情況，為虛擬變量衡量，持股為1，否則為0。

根據(jù)研究假設和現(xiàn)有國內外相關文獻，引入了一些控制變量，主要有：

股權結構。大股東一般都在其投資的企業(yè)派出代理人管理企業(yè)或直接擔任經營者角色，這對緩解技術創(chuàng)新的代理問題是有利的，可以促進企業(yè)技術創(chuàng)新。本文以第一大股東持股比例sh1來衡量。

資本結構。經營者與債權人之間的利益沖突也會造成代理問題。企業(yè)進行技術創(chuàng)新需要充足的資金，債務合同的約束對企業(yè)技術創(chuàng)新的開展有影響。由于增加的技術創(chuàng)新投入會抵減公司的當期收益，有時甚至造成負利潤。而股票市場上的中小股東不會在意企業(yè)長期發(fā)展，更關注的是企業(yè)短期收益，降低經營者進行技術創(chuàng)新的積極性。本文以資產負債率dta來衡量。

行業(yè)特征。行業(yè)特征對企業(yè)的技術創(chuàng)新也有顯著影響。參照2001年4月證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》的有關規(guī)定，本文中的樣本企業(yè)處于9個行業(yè)，在實證研究時，以建筑業(yè)為參照值，設置8個虛擬變量對公司的行業(yè)特征進行相應控制。

四、樣本選擇與數(shù)據(jù)描述

我國自2006年啟動創(chuàng)新型企業(yè)建設以來，科技部、國資委、全國總工會已認定了四批550家國家級創(chuàng)新型試點企業(yè)，并在試點基礎上評價命名了356家國家級創(chuàng)新型企業(yè)，其中在上海和深圳證券交易所上市的公司158家。為了保證數(shù)據(jù)的有效性和研究的正確性，對樣本進行了如下的篩選：

（1）考慮到個別極端值對統(tǒng)計結果的影響，按照通行的做法，首先剔除了業(yè)績過差的ST公司。

（2）本研究選取的是2006-2010年樣本數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，剔除了2006年1月1日以后上市的公司。

（3）剔除研究時間窗內專利數(shù)據(jù)缺失的上市公司。本文衡量企業(yè)的技術創(chuàng)新產出時需要用到上市公司每年的專利申請數(shù)據(jù)，但部分公司沒有這一數(shù)據(jù)，因此剔除這些公司。

經過上述程序，我們最后獲得80家樣本公司。本文中所采取的財務數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR中國上市公司財務報表數(shù)據(jù)庫下的資產負債表和其下的中國上市公司治理結構研究數(shù)據(jù)庫下的高管動態(tài)情況。專利數(shù)據(jù)源于中國知識產權網(wǎng)的專利數(shù)據(jù)庫（www.cnipr.corn），分別檢索2006至2010年的樣本企業(yè)專利申請數(shù)。表2中列出了數(shù)據(jù)的基本情況。

由表2可知，高管年平均薪酬均值為24.369 94萬，最高為109.076 9萬，最低為零，說明創(chuàng)新型上市公司高管人均年度薪酬偏低，不同上市公司最高前三位董事報酬總額及最高前三位高級管理人員報酬總額差異是相當大的。高管持股情況的平均值為0.2875，則其中有71.25%的公司的高管零持股，說明創(chuàng)新型上市公司“零持股”現(xiàn)象突出，大部分公司并未實行股權激勵。

從表2可知，我國創(chuàng)新型上市公司中，資產負債率的最小值為0.055 685，最大值為0.852 209。根據(jù)Ronald W.Masulis［24］的研究結果，企業(yè)績效同負債水平呈正相關，能夠對企業(yè)績效產生有效影響的負債水平變動范圍介于0.23～0.45之間，這可以看作是企業(yè)適度的負債水平。樣本資產負債率平均值為0.490 722 9，說明我國高新技術上市公司資產負債率總體上還是比較合理的。

表2　變量描述性統(tǒng)計情況

由表2可知，第一大股東持股比例最小值為7.32%，說明部分企業(yè)的股權相對比較分散，最大值為83.83%，平均值為37.704 13%，這個水平還是比較合理的，說明第一大股東在公司中占據(jù)主導地位，對企業(yè)日常經營及未來發(fā)展方向等重大決策具有重大影響。

由表2可知，由于不同的創(chuàng)新型上市公司企業(yè)規(guī)模不一樣，利潤總額也不一樣，最小值為-3.570 9× 109元，樣本企業(yè)中存在利潤總額為負的情況，最大值為1.02×1011元，標準差為8.84×109，說明各樣本企業(yè)利潤總額差異非常大。

五、估計結果

根據(jù)前文列出的檢驗模型，使用STATA10.0統(tǒng)計分析軟件對選取的樣本數(shù)據(jù)進行負二項回歸分析，來研究創(chuàng)新型上市公司高管薪酬激勵對技術創(chuàng)新的影響效應，表3與表4列出了實證分析的結果。

由表3可知，高管年度平均報酬、最高前三位董事報酬總額、最高前三位高級管理人員報酬總額與年專利申請總數(shù)顯著正相關，說明高管薪酬激勵對技術創(chuàng)新有顯著正的影響。加入二次項后分析（尾數(shù)為2的變量名），最高前三位高級管理人員報酬總額與年專利申請總數(shù)存在顯著的倒U型關系，說明在最高前三位高級管理人員報酬總額較低時，報酬的增加使年專利申請總數(shù)顯著增加，在報酬總額超過最優(yōu)值時，就會對年專利申請總數(shù)產生負的影響，因此，最高前三位高級管理人員報酬總額對企業(yè)技術創(chuàng)新存在過度激勵。最高前三位董事報酬總額與年專利申請總數(shù)也存在倒U型關系，但統(tǒng)計并不顯著，而高管年度平均報酬與年專利申請總數(shù)沒有呈現(xiàn)倒U型關系。

表3　年專利申請總數(shù)與高管薪酬激勵單變量回歸結果

為了更合理地驗證這一結論，我們引入了一系列的控制變量，包括高管持股情況、利潤總額、第一大股東持股比例、資產負債率及行業(yè)虛擬變量等。同時，因為專利數(shù)量也可能促進企業(yè)高管獲得更高的薪酬，可能存在因變量與解釋變量之間的反向因果關系。解決該問題的重要方法是引入工具變量。尋找外生性的工具變量是一個非常困難的問題，且本文的研究重點放在過度激勵上，所以我們從相對簡單的內部工具變量著手。為了處理可能存在的反向因果關系，我們引入可疑內生解釋變量（薪酬）的一階和兩階滯后（用下標（t-1）和（t-2）表示，如Geronikolaou和Papachristou，2007）為工具變量。如果滯后變量是合適的工具變量，加入的工具變量應該具有顯著的影響。表4回歸表明滯后變量不具顯著性，排除內生性影響。

對各個模型負二項回歸計數(shù)模型進行alpha似然比檢驗，alpha顯著不為零，說明與泊松分布相比，負二項分布是企業(yè)年專利申請數(shù)量變量更合適的分布形式。

在表4中，在控制利潤總額、第一大股東持股比例、資產負債率、高管持股情況虛擬變量及行業(yè)虛擬變量后，最高前三位高級管理人員報酬總額（t3mc）的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負。但是，最高前三位董事報酬總額、高管年度平均報酬與年專利申請總數(shù)不存在倒U型關系。這一結果表明高管激勵在董事會成員和管理人員之間存在不同的激勵效果。

對控制變量的回歸結果顯示，在5%的顯著性水平上，高管持股情況與技術創(chuàng)新績效正相關，說明高管持股的企業(yè)相較高管沒有持股的企業(yè)會有更多的創(chuàng)新，回歸結果支持假設2。

加入控制變量后的多元線性回歸（OLS）結果（省略），只有最高前三位高級管理人員報酬總額與年專利申請總數(shù)間存在微弱的倒U型關系，且大部分變量通不過檢驗，模型擬合情況不如負二項回歸模型。

表4　年專利申請總數(shù)與高管激勵的回歸結果

六、穩(wěn)健性檢驗

我們采用最高前三位高級管理人員報酬總額為薪酬變量的模型（9）回歸的結果支持過度激勵的結果。為了檢驗結果的穩(wěn)健，我們在模型（9）中依次增補變量asset（總資產），roaa（總資產凈利潤率），owner（控股股東性質：等于1時則代表國有控股）進行控制，分別構建模型（10），（11），（12）得到的結果支持過度激勵的結論。為了節(jié)省篇幅，我們沒有給出含有兩個滯后變量的結果。最后，我們把asset，roaa，owner三個變量同時進入模型（13），也同樣高級管理人員支持過度激勵的結論。擬合的結果見表5。

表5　穩(wěn)健性檢驗回歸結果

續(xù)表5

與表4的結果進行比較，發(fā)現(xiàn)表明薪酬與持股的估計系數(shù)對控制變量不敏感，模型估計參數(shù)是穩(wěn)健的。由于數(shù)據(jù)的限制（樣本企業(yè)高管擁有股份的企業(yè)僅占28.75%），股權是否存在過度激勵無法進行檢驗。但公司高管持股情況與專利申請量顯著正相關與陳昆玉［25］的研究結論不一致。從穩(wěn)健性檢驗模型的研究結果來看無論是采用發(fā)明專利作為因變量，還是在模型中控制住總資產，總資產凈利潤率，控股股東性質的特征，所有的研究結果都支持存在過度激勵的假設，而企業(yè)利潤的影響方向則不明確。

七、結　論

從前述研究結果來看，創(chuàng)新型上市公司薪酬水平的提高能夠激勵公司進行創(chuàng)新發(fā)明，獲得更多的專利申請。同時高管持股對公司創(chuàng)新專利產出也具有顯著的正向影響。研究結果支持了研究假設命題H1和假設H2。本文的重要發(fā)現(xiàn)是薪酬激勵在高級管理人員和董事會成員間存在差異。隨著金額最高的前三位高級管理人員的報酬總額的增加，存在較為顯著的邊際遞減效應，呈現(xiàn)過度激勵現(xiàn)象，支持了假設命題H3，但是沒有證據(jù)表明董事會成員薪酬對創(chuàng)新的影響也支持假設命題H3。

已有研究對薪酬過度激勵的解釋歸因于在職消費，認為高管人員的報酬總是遠遠小于在職消費，平均只占1/10左右，在職消費可以使高管間接地大幅提高了薪酬水平［25］。這種情況解釋了為什么相對于發(fā)達國家公司高管，中國公司高管的貨幣性報酬激勵水平較低，薪酬依然存在過度激勵問題）。但與高級管理人員相比較，同為高管的公司薪酬最高的前三位董事的薪酬對創(chuàng)新績效并不存在過度激勵。這一結果說明在職消費并不能有效地解釋高層管理人員和董事會成員的薪酬激勵差異。從表2的樣本平均數(shù)據(jù)上來看，最高前三位高級管理人員報酬總額相較最高前三位董事報酬總額平均要高16萬元，比最高前三位董事報酬總額高出了11.6%。有理由認為，即使考慮到這種公開的薪酬差異，差異部分在薪酬+在職消費的報酬結構中所占的比例僅在1%左右，完全不足以影響到高管的激勵績效差異。在高管具有相同的閑暇-貨幣效用函數(shù)的情況下，報酬是高管努力程度的主要因素，則另一有待驗證的原因可能源于內部人控制，致使高級管理人員的在職消費，業(yè)務相關支出費用要高于董事成員。更高的在職消費報酬水平可能使得高級管理人員的薪酬邊際效應處于負值階段，而董事的薪酬激勵邊際效用還處于正值階段。

高級管理人員的薪酬激勵存在邊際效應遞減的另一個原因可能來源于公司治理結構有效性。董事會肩負有監(jiān)督公司高層管理人員的受托責任，其主要職責是通過建立高管激勵機制，開展監(jiān)督并評估戰(zhàn)略咨詢建議，以此來保護股東利益。通過計算，我們發(fā)現(xiàn)樣本中最高前三位高級管理人員報酬總額與最高前三位董事報酬總額的相關系數(shù)達到0.803 608。這種正向相關關系說明管理層和董事之間可能存在共謀現(xiàn)象，把他們自身的利益放在了股東利益之前，致使董事會缺乏獨立性。這類合謀行為可能是源于董事會成員的禮節(jié)和謙恭風度使得其在遇到問題時不傾向于控制CEO行為，也可能因為豐厚薪酬的董事會并沒有足夠的動力去監(jiān)督高級管理人員行為從而損害股東利益，而內部董事比例越高，這種共謀現(xiàn)象將越明顯（Brick等，2006）［26］。但是，從董事和高級管理人員薪酬的創(chuàng)新激勵結果來看，董事和高級管理人員薪酬都與公司創(chuàng)新績效業(yè)績正相關，屬于共同激勵范疇（楊青等，2009）［27］。因此，我們認為因獨立性缺乏導致的合謀可能影響董事會對高層管理人員監(jiān)控和激勵方面，而非對企業(yè)戰(zhàn)略咨詢等經營方面的指導缺失。合謀行為導致董事會缺乏對高級管理人員客觀的評價體系，則薪酬對高級管理人員的創(chuàng)新激勵出現(xiàn)邊際遞減的趨勢，報酬總額與年專利申請總數(shù)也存在倒U型關系。

基于上述研究結果和結論，本文提出如下幾點建議：

第一，完善薪酬激勵機制。本研究的實證分析表明，金額最高的前三位高級管理人員的報酬總額已出現(xiàn)過度激勵的情況，這個結論與一般認為我國上市公司高管薪酬較低不足產生的觀點是相悖的。造成過度激勵的原因一方面可能因為隱形的在職消費，另一方面源于董事會獨立性存在缺陷。因而，公司應該進一步對外部董事制度進行科學設計安排，避免董事成員與經理人員的身份重疊和角色沖突，保證董事會獨立于管理層，避免合謀行為。同時，董事會也應該制定相應的制度措施，加強預算管理，降低高級管理人員的職務消費，讓部分合理的職務消費薪酬化，同時適當提高對創(chuàng)新相關的獎金數(shù)額，充分發(fā)揮薪酬激勵的邊際遞增效應。

第二，建立健全高管持股制度。在樣本創(chuàng)新型企業(yè)中高管擁有股份的企業(yè)僅占28.75%，而高管持股比例僅為0.35%。與之成鮮明對比的是，西方國家近年來高管的激勵機制的趨勢則是長期激勵機制比重不斷上升，短期激勵機制比重逐年下降。如果缺乏長期激勵，高管就只顧追求眼前利益，而不注重公司長期發(fā)展，這對于正處于高速發(fā)展的創(chuàng)新型企業(yè)而言尤為重要。因此，創(chuàng)新型企業(yè)在制定高管的激勵機制時，應該重視長期激勵在高管激勵機制中的作用，不宜片面強調薪酬激勵，應合理有效地提高高管的持股比例，讓高管激勵機制趨向于多元化，從而優(yōu)化高管激勵機制結構，加強激勵效果。

［1］魏剛.高級管理層激勵與上市公司經營績效［J］.經濟研究，2000（3）：32-39.

［2］李增泉.激勵機制與企業(yè)績效——一項基于上市公司的實證研究［J］.會計研究，2000（1）：24-30.

［3］曲亮，任國良.高管薪酬激勵、股權激勵與企業(yè)價值相關性的實證檢驗［J］.當代經濟科學，2010，32（5）：73-79.

［4］吳淑琨.股權結構與公司績效的U型關系研究［J］.中國工業(yè)經濟，2002（1）：80-87.

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［責任編輯：程靖］

Is There Any Excessive Incentive to Technological Innovation Performance of “Innovative Enterprise”Executives

WANG Jian-hua，LI Wei-ping，ZHANG Ke-biao，LI Yan-hong
（School of Economy and Trade，Hunan University，Changsha 410079，China）

Using the number of patents as a measurement of innovative performance and taking the listed companies with the title of“National Innovative Enterprises”as the sample，the paper makes a study on the impact of executive's compensation and equity incentive on technological innovation performance by applying the negative binominal regression model.The results show that the executive's compensation and equity incentive of innovative listed companies have a positive impact on the innovation.The effect of compensation incentive is different between executives and board of directors.The total amount of compensation of top three executives has an inverted U-sharp relationship with the number of patent applications，which presents a remarkable diminishing return and excessive incentive effect，whereas it does not exist in the context of top three directors.Finally，the paper analyzes the results and gives conclusions.

innovative enterprise；excessive incentive；technological innovation；performance

李艷紅（1988-），女，湖南郴州人，碩士研究生，研究方向：知識溢出。

F272；F273.1

A

1007-5097（2015）01-0119-07

2014-04-11

中央高校基本科研業(yè)務費專項資金項目（11HDJD089）；湖南省社會科學基金項目（06YB04）

王建華（1970-），男，湖南新化人，副教授，博士，研究方向：經濟制度，創(chuàng)新與經濟增長；

李偉平（1992-），女，湖南湘鄉(xiāng)人，碩士研究生，研究方向：制度和創(chuàng)新；

張克彪（1986-），男，湖南漣源人，碩士研究生，研究方向：企業(yè)創(chuàng)新；