股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入對(duì)上市公司績(jī)效的協(xié)同影響

董　茜，朱佳莉，徐昭怡

（浙江工商大學(xué)a、財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)學(xué)院b、統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，浙江　杭州　310018）

股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入對(duì)上市公司績(jī)效的協(xié)同影響

董茜a，朱佳莉b，徐昭怡a

（浙江工商大學(xué)a、財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)學(xué)院b、統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，浙江杭州310018）

本文選取了2011—2014年間166家高新企業(yè)，對(duì)R&D投入、股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，分別檢驗(yàn)高管股權(quán)激勵(lì)和R&D投入對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響，同時(shí)檢驗(yàn)高管股權(quán)激勵(lì)和R&D投入之間的協(xié)同影響。研究表明，企業(yè)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制、R&D投入與企業(yè)績(jī)效有顯著正相關(guān)關(guān)系，但股權(quán)激勵(lì)和R&D投入對(duì)上市公司績(jī)效的協(xié)同影響并不明顯。最后根據(jù)研究結(jié)果得出幾點(diǎn)啟示。

股權(quán)激勵(lì)；R&D投入；公司績(jī)效

一、引言

在知識(shí)經(jīng)濟(jì)的時(shí)代背景下，研發(fā)投入已經(jīng)被公認(rèn)為企業(yè)保持長(zhǎng)久興盛的秘訣之一。隨著我國(guó)對(duì)于研發(fā)創(chuàng)新的重視程度日益加強(qiáng)，并且企業(yè)特別是上市公司對(duì)于研發(fā)數(shù)據(jù)的披露越來(lái)越完整和規(guī)范，企業(yè)研發(fā)頗受重視，其對(duì)公司績(jī)效的影響也成為研究熱點(diǎn)。一部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)（常洪等［1］，2013；雷輝、楊丹［2］，2013），然而，也有學(xué)者認(rèn)為企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效相關(guān)性不明顯甚至是負(fù)相關(guān)（邱冬陽(yáng)［3］，2002；俞鴻琳［4］，2006）。

股權(quán)激勵(lì)自上個(gè)世紀(jì)90年代進(jìn)入我國(guó)以后，也備受關(guān)注。雖然該機(jī)制在我國(guó)實(shí)施時(shí)間還不長(zhǎng)，但是國(guó)內(nèi)外對(duì)該機(jī)制的運(yùn)用所產(chǎn)生的效果有許多不同的見(jiàn)解。Jensen、Meckling［5］（1976）的“利益匯聚假說(shuō)”認(rèn)為，股權(quán)激勵(lì)是把管理者與股東利益相結(jié)合，通過(guò)賦予管理層股權(quán)也就是剩余索取權(quán)，可以在降低代理成本的同時(shí)，又有效解決委托代理問(wèn)題，提高公司績(jī)效，由此認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效成正相關(guān)關(guān)系。另一種觀點(diǎn)是管理層持股比例對(duì)公司績(jī)效的影響是非線性的（Mork等［6］，1988）。

隨著研究的深入，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入和股權(quán)激勵(lì)之間也存在著聯(lián)系。普遍存在的一種觀點(diǎn)是企業(yè)股權(quán)激勵(lì)與其研發(fā)活動(dòng)顯著正相關(guān)（徐海峰［7］，2014；于雪然、胡艷［8］，2015），但是目前的研究大多還只是考慮了R&D投入（研發(fā)投入）和股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)績(jī)效的單一影響，并且結(jié)論不一?？紤]到兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系并且較為深入地研究?jī)烧邔?duì)企業(yè)績(jī)效的協(xié)同影響的文章還比較少，本文決定研究股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的協(xié)同影響。

二、理論分析和假設(shè)的提出

投資者在進(jìn)行投資決策的時(shí)候會(huì)對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況作出分析，比如企業(yè)的盈利能力、流動(dòng)性水平、負(fù)債水平等。除了這些指標(biāo)外，投資者也會(huì)關(guān)注諸如企業(yè)研發(fā)投入、股權(quán)激勵(lì)情況等，分析企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展前景?；诖?，本文將分別檢驗(yàn)高管股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，并檢驗(yàn)高管股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入的協(xié)同影響。

1、股權(quán)激勵(lì)機(jī)制與企業(yè)績(jī)效

現(xiàn)代企業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)下，管理權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離勢(shì)必會(huì)帶來(lái)“代理人問(wèn)題”。Mehran［9］（1995）對(duì)美國(guó)工業(yè)企業(yè)1979年和1980年兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后得出，企業(yè)CEO的持股比例與企業(yè)績(jī)效之間存在著明顯的正相關(guān)性。唐清泉等［10］（2011）在考慮內(nèi)生性問(wèn)題后提出，股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入既存在利益趨同效應(yīng)又存在防御效應(yīng)。一方面，通過(guò)合理設(shè)計(jì)股權(quán)激勵(lì)契約，可以弱化管理者短視行為，減少代理成本，使得高管與股東利益目標(biāo)基本趨于一致。另一方面，管理層權(quán)力理論認(rèn)為，公司高管可能利用手中權(quán)力尋租，一旦所持股權(quán)比例過(guò)大，管理層有可能因掌握決策權(quán)而進(jìn)行自我激勵(lì)，導(dǎo)致防御效應(yīng)產(chǎn)生。但在中國(guó)，由于企業(yè)高管普遍持股較低，目前還未產(chǎn)生防御效應(yīng)。因此，本文提出：

假設(shè)1：股權(quán)激勵(lì)機(jī)制與企業(yè)績(jī)效有正相關(guān)關(guān)系。

2、R&D投入與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效

R&D投入是前期投入成本大、周期性較長(zhǎng)且風(fēng)險(xiǎn)較高的一項(xiàng)投資。羅默模型、盧卡斯模型等提出內(nèi)生增長(zhǎng)模型，這些模型表明，知識(shí)和積累過(guò)程會(huì)出現(xiàn)外部性或知識(shí)外溢效應(yīng)，需要政府政策的干預(yù)。而R&D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的定量模型建立就是內(nèi)生增長(zhǎng)理論的一個(gè)現(xiàn)代研究的衍生品。Bosworth、Rogers［11］（2001）通過(guò)對(duì)澳大利亞的企業(yè)研發(fā)投入與以托賓Q為指標(biāo)的企業(yè)績(jī)效的關(guān)系研究，得出兩者之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，本文提出：

假設(shè)2：R&D投入與企業(yè)績(jī)效有正相關(guān)關(guān)系。

3、股權(quán)激勵(lì)機(jī)制、R&D投入與企業(yè)績(jī)效

合理的股權(quán)激勵(lì)機(jī)制能夠?qū)ζ髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新路徑產(chǎn)生顯著的影響，通過(guò)“內(nèi)部開(kāi)發(fā)”來(lái)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。長(zhǎng)期股權(quán)激勵(lì)政策的實(shí)施可以讓員工和管理層從長(zhǎng)期出發(fā)，克服一些短視行為，而促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。同時(shí)，通過(guò)股權(quán)激勵(lì)既可以吸引高素質(zhì)的經(jīng)營(yíng)者和關(guān)鍵的技術(shù)人才，提升技術(shù)水平，改善公司績(jī)效，又可以通過(guò)股票市場(chǎng)的硬約束來(lái)考核經(jīng)營(yíng)者的績(jī)效。股權(quán)激勵(lì)和R&D投入兩者除了呈正相關(guān)關(guān)系外，本文還認(rèn)為這兩者相互作用共同影響企業(yè)業(yè)績(jī)。兩者相互促進(jìn)發(fā)揮出“1+1＞2”的協(xié)同作用。因此，本文提出：

假設(shè)3：股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入的相互作用將增強(qiáng)彼此對(duì)公司績(jī)效的正向促進(jìn)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

1、樣本與數(shù)據(jù)

由于創(chuàng)新是高新企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，R&D投入在高新企業(yè)中比較顯著，所以本文對(duì)2011—2014年間高新企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。按以下內(nèi)容篩選樣本：剔除金融類(lèi)公司；剔除樣本期間被ST的公司；剔除極端數(shù)據(jù)。篩選后最終得到166家公司的樣本，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

2、實(shí)證模型

本文在實(shí)證研究過(guò)程中，首先建立了基于主成分分析的上市公司績(jī)效綜合評(píng)價(jià)模型，然后針對(duì)上述假設(shè)建立了一系列線性回歸模型。

本文所建立的回歸模型如下所示：

Model 1：F=b0+b1MHR+b2FINL+b3SIZE+ε

Model 2：F=b0+b1R&D+b2FINL+b3SIZE+ε

Model 3：F=b0+b1R&D+b2MHR+b3FINL+b4SIZE+ε

Model 4：F=b0+b1R&D+b2MHR+b3FINL+b4SIZE+ b5MHR×R&D+ε

模型1、2分別檢驗(yàn)了股權(quán)激勵(lì)和R&D投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，而模型3、4則是為了探究第三個(gè)假設(shè)，與模型1、2進(jìn)行對(duì)比，對(duì)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入兩個(gè)因素同時(shí)被考慮在內(nèi)的情況進(jìn)行深入分析，探究其對(duì)企業(yè)績(jī)效究竟有何影響。

3、變量定義

（1）因變量。對(duì)于因變量即企業(yè)的綜合績(jī)效的原始變量，本文根據(jù)企業(yè)盈利能力、償債能力、營(yíng)運(yùn)能力、發(fā)展能力，主要選了六個(gè)衡量企業(yè)業(yè)績(jī)的指標(biāo)：資產(chǎn)報(bào)酬率X1，（利潤(rùn)總額+財(cái)務(wù)費(fèi)用）/資產(chǎn)總額；總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率X2，凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)余額；應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率X3，營(yíng)業(yè)成本/應(yīng)付賬款期末余額；流動(dòng)比率X4，流動(dòng)資產(chǎn)/流動(dòng)負(fù)債；速動(dòng)比率X5，（流動(dòng)資產(chǎn)-存貨）/流動(dòng)負(fù)債；固定資產(chǎn)增長(zhǎng)率X6，（固定資產(chǎn)凈額本期期末值-固定資產(chǎn)凈額本期期初值）/（固定資產(chǎn)凈額本期期初值。最后利用主成分分析法得到他們的綜合因子得分（F），以此來(lái)衡量公司績(jī)效。

（2）自變量。自變量主要包括股權(quán)激勵(lì)機(jī)制（MHR）和研發(fā)投入（R&D），本文選擇股權(quán)激勵(lì)股數(shù)占當(dāng)時(shí)股本總數(shù)的比例作為評(píng)價(jià)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制實(shí)施程度的重要指標(biāo)。而研發(fā)指標(biāo)通常分為絕對(duì)指標(biāo)和相對(duì)指標(biāo)，本文選取相對(duì)指標(biāo)R&D密度（R&D支出/營(yíng)業(yè)收入）來(lái)進(jìn)行研究，且為了使回歸條件得到嚴(yán)格滿(mǎn)足，還加入了財(cái)務(wù)杠桿、企業(yè)規(guī)模等控制變量。

四、實(shí)證分析結(jié)果及檢驗(yàn)

1、主成分分析

本文首先利用SPSS19.0軟件對(duì)2011—2014年樣本數(shù)據(jù)的六個(gè)盈利能力指標(biāo)進(jìn)行KMO、Bartlett檢驗(yàn)，判斷樣本能否進(jìn)行主成分分析。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，樣本的計(jì)算值為1988.690，自由度為15，Sig值都為0.000，都在0.01的顯著性水平之下，這說(shuō)明六個(gè)盈利能力指標(biāo)之間有共同因素存在，可以進(jìn)行主成分分析。

隨后通過(guò)軟件進(jìn)行主成分提取，提取結(jié)果如表1所示。

表1　成份得分系數(shù)矩陣

根據(jù)表1所得到的數(shù)據(jù)，本文將系數(shù)矩陣的兩個(gè)公共因子表示為6個(gè)原始指標(biāo)的線性形式，因此各主成分因子的得分函數(shù)如下所示：

f1=0.224X1+0.295X2+0.321X3+0.955X4+0.954X5+ 0.096X6（1）

f2=0.972X1+0.953X2-0.051X3-0.248X4-0.253X5-0.045X6（2）

f3=0.005X1+0.025X2-0.378X3+0.012X4+0.014X5+ 0.928X6（3）

然后，按照轉(zhuǎn)軸后各單項(xiàng)因子對(duì)應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率在兩個(gè)公共因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率中的比重權(quán)數(shù)計(jì)算出公共因子得分函數(shù)，方差貢獻(xiàn)率分布如表2所示。

表2　解釋的總方差和累積貢獻(xiàn)度

設(shè)F為單一維度的公司績(jī)效變量，通過(guò)得到的公式計(jì)算出數(shù)值，再根據(jù)3個(gè)主成分的權(quán)重系數(shù)，最終得出綜合績(jī)效F的計(jì)算公式如下：

F=0.409f1+0.392f2+0.199f3（4）

該公式就是能夠綜合反映上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?nèi)驳闹笜?biāo)，之后將以這個(gè)值來(lái)表示樣本公司的績(jī)效水平。

2、相關(guān)性分析

解釋變量與財(cái)務(wù)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)：MHR與F總績(jī)效在1%的水平上顯著相關(guān)，R&D與F總績(jī)效在1%的水平上顯著相關(guān)。它們的相關(guān)系數(shù)分別為0.385、0.271，這再次驗(yàn)證了管理層持股比例、平均研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)。同時(shí)這也說(shuō)明，假設(shè)1和假設(shè)2很可能得到支持。

各解釋變量之間相關(guān)性較低，包括自變量和控制變量之間的相關(guān)性、自變量與自變量之間的相關(guān)性，這說(shuō)明假設(shè)3很可能得不到支持。

3、回歸分析

表3列示了各解釋變量和企業(yè)績(jī)效之間的回歸系數(shù)以及顯著性檢驗(yàn)指標(biāo)。模型1測(cè)量的是企業(yè)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制與企業(yè)績(jī)效的直接關(guān)系，在該模型中股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的系數(shù)顯著（b=2.586，p＜0.01），顯示管理層股權(quán)激勵(lì)股數(shù)/總股數(shù)與企業(yè)主成分分析得到的績(jī)效正相關(guān)。所以股權(quán)激勵(lì)機(jī)制與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)，假設(shè)1得以驗(yàn)證。模型2測(cè)量的是R&D投入與企業(yè)績(jī)效的直接關(guān)系，在該模型中R&D投入變量的系數(shù)顯著（b=4.690，p＜0.05），顯示企業(yè)平均研發(fā)強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效之間呈正相關(guān)，所以假設(shè)2得以驗(yàn)證。

模型3和模型4是在模型1、2基礎(chǔ)上的擴(kuò)展模型，模型3將企業(yè)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入兩個(gè)因素都加入到模型中來(lái)，控制其中一個(gè)變量來(lái)考查另一個(gè)變量對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的影響。從模型3中可以發(fā)現(xiàn)，在控制了企業(yè)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制變量的情況下，R&D投入對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響弱化了一些，顯著性水平降低而且回歸系數(shù)變?。?.063＜4.690，p＜0.05），說(shuō)明企業(yè)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制調(diào)節(jié)減弱了R&D投入對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響。在控制R&D投入變量的情況下，企業(yè)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響仍然顯著，但是顯著性水平降低了而且回歸系數(shù)變?。?.270＜2.586，p＜0.05）。這說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的加入，使得企業(yè)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響減弱，即假設(shè)3沒(méi)能通過(guò)檢驗(yàn)。模型4是加入了R&D投入和股權(quán)激勵(lì)機(jī)制交互項(xiàng)的擴(kuò)展模型，交互項(xiàng)的系數(shù)顯著（b=26.156，p＜0.05），而企業(yè)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的系數(shù)不顯著（b=0.409，p＞0.1），R&D投入的系數(shù)同樣不顯著（b=-2.278，p＞0.1）。說(shuō)明企業(yè)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入很可能不能彼此加強(qiáng)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。事實(shí)上，R&D投入前期需要很大的成本，股權(quán)激勵(lì)如果使高管為了長(zhǎng)遠(yuǎn)的回報(bào)而在短期內(nèi)做出更激進(jìn)的投資，那么短時(shí)間內(nèi)可能會(huì)造成過(guò)多的成本，從而影響資金鏈，那么對(duì)于企業(yè)業(yè)績(jī)的影響未必是正面的。雖然驗(yàn)證結(jié)果不理想，但是本文的研究能給予相關(guān)的研究一些啟示。

五、研究結(jié)論與啟示

基于本研究相關(guān)模型得出，企業(yè)R&D投入能夠提升企業(yè)績(jī)效水平，股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的存在具有正向促進(jìn)企業(yè)績(jī)效的作用，但是股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入對(duì)公司績(jī)效的協(xié)同作用很可能得不到支持。企業(yè)技術(shù)研發(fā)投入能夠提升企業(yè)績(jī)效水平。企業(yè)自身技術(shù)的進(jìn)步會(huì)帶來(lái)企業(yè)產(chǎn)品的更新?lián)Q代速度加快，以技術(shù)帶動(dòng)生產(chǎn)成本的降低，從而拓寬銷(xiāo)售渠道，增加銷(xiāo)售量，使得企業(yè)業(yè)績(jī)水平獲得提升。而股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的存在也具有正向促進(jìn)企業(yè)績(jī)效的作用，通過(guò)企業(yè)自身引入股權(quán)激勵(lì)機(jī)制，制定企業(yè)相關(guān)的股權(quán)激勵(lì)政策，可使得企業(yè)員工和管理者與股東權(quán)利具有更一致的目的性，這樣可更好地提升財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)，促進(jìn)企業(yè)績(jī)效水平提升。但是，由于R&D投入的風(fēng)險(xiǎn)性，股權(quán)激勵(lì)機(jī)制、R&D投入的協(xié)同作用可能并不顯著。

除此之外，可以得到如下啟示，雖然股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入各自對(duì)企業(yè)績(jī)效都有著促進(jìn)的作用，然而考慮兩者的協(xié)同效應(yīng)時(shí)帶來(lái)的影響并不是預(yù)料中的正面效應(yīng)。企業(yè)所處的行業(yè)、科研水平、管理層變動(dòng)、發(fā)展戰(zhàn)略等多種因素都會(huì)影響兩者的協(xié)同效應(yīng)。因此，在實(shí)踐過(guò)程中，企業(yè)不能單一地看待一個(gè)或兩個(gè)方面，而應(yīng)當(dāng)做到在提高創(chuàng)新能力、實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的同時(shí)，謹(jǐn)慎地考慮外界的因素及變動(dòng)，以企業(yè)整體效益為出發(fā)點(diǎn)，制定合理有效的機(jī)制，提高企業(yè)的業(yè)績(jī)，促進(jìn)企業(yè)健康平穩(wěn)發(fā)展。

表3　OLS回歸分析

［1］李常洪、郭嘉琦、宋志紅、范建平：創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出與企業(yè)績(jī)效：基于CDM模型的實(shí)證研究［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2013（5）.

［2］雷輝、楊丹：基于創(chuàng)新投入的企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略對(duì)績(jī)效的影響［J］.系統(tǒng)工程，2013（9）.

［3］邱冬陽(yáng)：上市公司科技、R&D投入與業(yè)績(jī)的實(shí)證研究［D］.重慶大學(xué)，2002.

［4］俞鴻琳：國(guó)有上市公司管理者股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2006（1）.

［5］Michael C.Jensen，William H.Meckling.Theory of The Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure［J］. Journal of Financial Economics，1976，3（4）.

［6］Morck，Shleifer and Vishny，A survey of Corporate Governance［J］.Journal of Finance，1988（2）.

［7］徐海峰：高新技術(shù)企業(yè)股權(quán)激勵(lì)與創(chuàng)新投入的協(xié)同效應(yīng)研究［J］.科學(xué)管理研究，2014（8）.

［8］于雪然、胡艷：高管激勵(lì)與創(chuàng)新投入——來(lái)自創(chuàng)業(yè)板的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)［J］.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2015（1）.

［9］Mehran H.Executive compeusation structure，ownership，andfirmperformance［J］. Journal of financial economics，1995.

［10］唐清泉、夏蕓、徐欣：我國(guó)企業(yè)高管股權(quán)激勵(lì)與研發(fā)投資——基于內(nèi)生性視角的研究［J］.中國(guó)會(huì)計(jì)評(píng)論，2011，9（1）.

［11］Bosworth，Rogers.Market value，R&D and intellectual property：an empirical analysis of large Australian firms［J］.The Economic Record，2001（12）.

（責(zé)任編輯：劉冰冰）

2015年浙江省大學(xué)生科技創(chuàng)新活動(dòng)計(jì)劃（新苗人才計(jì)劃），股權(quán)激勵(lì)機(jī)制和R&D投入對(duì)上市公司績(jī)效的協(xié)同影響研究，編號(hào)：2015R408005。