高管激勵、研發(fā)投入與企業(yè)績效關系研究

王秋菲 徐昕 秦爽

摘 要：隨著企業(yè)間的競爭越來越激烈，若想獲取優(yōu)勢，提高市場占有率，企業(yè)就需要投入研發(fā)成本進行技術創(chuàng)新。而高管作為企業(yè)的代理人擁有企業(yè)戰(zhàn)略決策權，對企業(yè)的研發(fā)投入和績效起著關鍵作用。為了有效解決所有人目標與代理人目標不一致問題，就需要對高管進行一定的激勵措施。文中以軟件與信息技術行業(yè)為研究樣本，選取了2014—2017年的數(shù)據(jù)，采用了描述性統(tǒng)計、相關性檢驗以及回歸分析等多種分析方法，對高管激勵、企業(yè)績效和研發(fā)投入三者之間的相互關系以及高管激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效兩者的調(diào)節(jié)作用進行回歸檢驗，研究結果表明：高管短期薪酬激勵和高管長期持股比例對研發(fā)投入與企業(yè)績效的關系均不存在調(diào)節(jié)作用;研發(fā)投入強度與企業(yè)績效負相關，且相關性不顯著。文中從高管激勵的視角出發(fā)，探究如何完善適合企業(yè)自身發(fā)展的高管激勵制度，從而促進企業(yè)創(chuàng)新，對于培養(yǎng)軟件和信息技術服務業(yè)的核心競爭力，提高企業(yè)績效具有一定的指導意義。

關鍵詞：高管持股;高管薪酬;研發(fā)投入;企業(yè)績效

中圖分類號：F 273.1 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1672 - 7312（2020）02 -0178-11

Abstract：As the competition among enterprises becomes more and more fierce，enterprises need to invest more in research and development for technological innovation if they want to gain advantages and increase market share.As the agent of the enterprise，the executive has the strategic decision-making power，which plays a key role in the R&D investment and performance of the enterprise.In order to effectively solve the problem of inconsistency between the goal of the owners and the goal of the agent，it is necessary to give certain incentives to the executives.This paper took the software and information technology industry as the research object，selected the data from 2014 to 2017，and adopted various analytical methods such as descriptive statistics，correlation test and regression analysiso regulate the relationship between executive incentives，corporate performance and R & D investment，and the role of executive incentives in adjusting R & D investment and corporate performance was tested.The results show that the short-term salary incentives of executives and the long-term shareholding ratio of executives do not affect the relationship between R&D investment and firm performance.There is a regulation effect;the intensity of R&D investment is negatively correlated with corporate performance，and the correlation is not significant.From the perspective of executive incentives，this paper explored how to improve the executive incentive system suitable for the company’s own development，thus promoting enterprise innovation，which has certain guiding significance for cultivating the core competitiveness of software and information technology service industry and improving enterprise performance.

Key words：executives holding shares;executive compensation;R&D investment;corporate performance

0 引言

目前，軟件和信息技術服務業(yè)是我國研發(fā)投資的重點行業(yè)，作為知識密集型的高新技術產(chǎn)業(yè)，以知識生產(chǎn)力為主導，技術創(chuàng)新是該行業(yè)發(fā)展的核心競爭力。國內(nèi)外許多學者都對高管激勵、研發(fā)投入與企業(yè)績效三者的關系進行研究，但由于選取的行業(yè)不同導致研究結果不盡相同。軟件和信息技術服務業(yè)屬于高薪行業(yè)，在不實施薪酬激勵的情況下，高管人員也能夠取得比較豐厚的回報，因此所得出的三者關系也許與之前研究有所差異。因此文中嘗試從高管激勵的角度尋找提升企業(yè)績效的策略，為軟件和信息技術服務業(yè)的發(fā)展提供適當參考。在研究對象上，文中選擇軟件和信息技術服務業(yè)A股上市公司作為研究對象，具有代表性和針對性。以往關于高管激勵、研發(fā)投入與企業(yè)績效關系的研究中以某一行業(yè)作為研究對象的文獻較少，尤其是以軟件和信息技術行業(yè)作為對象的研究更為少見;在研究方法上，文中在研究研發(fā)投入與企業(yè)績效關系的基礎上，將高管激勵作為調(diào)節(jié)變量，分別探究高管長期持股、高管短期薪酬對研發(fā)投入與企業(yè)績效的關系是否存在調(diào)節(jié)效應。以往的相關研究主要集中在對兩兩之間關系的討論上，且將重點放在高管持股的調(diào)節(jié)效應上，忽視了高管短期薪酬的調(diào)節(jié)效應。文中綜合考慮高管長期激勵與短期激勵的調(diào)節(jié)效應，補充了以往的相關研究。

1 相關文獻回顧

中外學者都對高管激勵的效應進行了研究?；诓煌嵌群头椒ǎ芯砍尸F(xiàn)出不同的結論。通過對高管的激勵改善公司績效是可行的，不同行業(yè)在增加高管薪酬或持股比例時均有利于公司績效的正向發(fā)展，KEVIN（2011）[1]、李江波（2010）[2]、葉紅雨（2017）[3]等對上述觀點持肯定態(tài)度。不過，也有研究表明對高管進行激勵難以改善公司績效。劉華等（2010）[4]發(fā)現(xiàn)高管持股比例只有在一定區(qū)間內(nèi)，才會對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響，王建華等人（2015）[5]選用負二項回歸模型檢驗后得出，兩者之間是一種倒U型的關系，并存在比較顯著的邊際遞減效應，為非線性關系。

早期的研究中，學者們主要關注的是薪酬激勵。BALKIN和MARKMAN（2000）[6]認為短期報酬與企業(yè)創(chuàng)新之間沒有相關性或者相關性較弱，而長期補償與企業(yè)創(chuàng)新二者的相關性較強。COLES等（2006）[7]的研究認為企業(yè)的報酬與研發(fā)投入之間存在內(nèi)生性。隨著研究的深入，學者們開始關注股權激勵：SHAHBAZ and SHEIKH（2012）[8]認為股票期權激勵對企業(yè)的研發(fā)投入促進效果比薪酬激勵更加明顯。侯曉紅、周浩等（2014）[9]證明了股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入具有促進作用。郭淑娟等（2017）[10]考察了不同產(chǎn)權性質(zhì)的高科技企業(yè)高管貨幣薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新投入與高管貨幣薪酬和在職消費都是顯著的正相關關系，并且貨幣薪酬的激勵效果較在職消費要好。葉紅雨、陳恬（2016）[11]也從高管年齡、教育水平等方面得出類似結論。

學者們從不同行業(yè)出發(fā)，研究研發(fā)投入對企業(yè)績效產(chǎn)生的影響。任鴿、孫慧（2019）[12]研究了不同地區(qū)和不同產(chǎn)權性質(zhì)的信息技術上市企業(yè)后發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)和經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)顯著正相關。魯盛潭、方旻（2011）[13]運用回歸分析的方法對我國高科技企業(yè)進行了研究，二者呈正相關。李璐、張婉婷（2013）[14]選取我國制造業(yè)上市公司作為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對制造業(yè)企業(yè)當期績效有顯著的正向影響。王維，王越（2018）[15]以信息技術產(chǎn)業(yè)為例，研究結果顯示在信息技術產(chǎn)業(yè)上市公司中，研發(fā)投入對智力資本與企業(yè)績效的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

為了研究高管激勵、研發(fā)投入、企業(yè)績效三者之間的關系，一些學者開始關注高管激勵的調(diào)節(jié)作用，將高管激勵作為調(diào)節(jié)變量引入到企業(yè)的研發(fā)活動中，HALL和 ORIANI（2006）[16]、任海云（2011）[17]和毛劍峰、李志雄（2016）[18]都認為對高管進行激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效二者之間的關系有正向調(diào)節(jié)效應。而舒謙、陳治亞（2014）[19]發(fā)現(xiàn)公司治理結構會制約研發(fā)投入對企業(yè)績效的正向促進作用。但是薛喬、李剛（2015）[20]研究了深圳創(chuàng)業(yè)板上市公司發(fā)現(xiàn)高管薪酬激勵對企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效之間的關系起負向調(diào)節(jié)作用，而高管股權激勵對二者之間的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

基于上述綜述，可以發(fā)現(xiàn)高管激勵、研發(fā)投入與企業(yè)績效三者的關系結論各不相同，這是由于所選的研究樣本、變量、時間不同所造成的。由于軟件與信息技術行業(yè)有其自身的特點，更注重研發(fā)。因此文中以此行業(yè)為研究樣本，對三者關系再次進行研究。

2 研究設計

2.1 研究假設

在現(xiàn)代企業(yè)中，股份企業(yè)的所有權與控制權相分離，產(chǎn)生了管理者與經(jīng)營者之間信息不對稱的現(xiàn)象。所有者與經(jīng)營者之間可能會產(chǎn)生利益沖突，從而使經(jīng)營者與所有者的目標出現(xiàn)差異。因此企業(yè)所有者需要采取高管激勵措施來緩解這個矛盾，激勵管理人員與企業(yè)所有者的經(jīng)營目標保持一致。為了進一步調(diào)動高管人員工作的積極性，可以對其進行適當?shù)墓蓹嗉?。?jù)此，文中提出如下假設

H1a：高管短期薪酬激勵與企業(yè)績效正相關，即高管短期薪酬越高，企業(yè)績效越好。

H1b：高管持股比例與企業(yè)績效正相關，即高管持股比例越高，企業(yè)績效越好。

研發(fā)活動是企業(yè)求得持續(xù)發(fā)展必不可少的，但是由于研發(fā)活動有風險高、周期長、收益不確定等特點，使得高管人員不愿冒風險對研發(fā)項目進行資金投入，因此，可以增加高管的短期薪酬水平與長期持股比例，激發(fā)他們的工作主動性，從而更多關注對企業(yè)長遠發(fā)展有利的研發(fā)活動。因此，提出假設

H2a：高管短期薪酬激勵與研發(fā)投入正相關，即高管短期薪酬越高，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入越多。

H2b：高管持股比例與研發(fā)投入正相關，即高管持股比例越高，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入越多。

企業(yè)的生存和發(fā)展在很大程度上依賴技術創(chuàng)新。軟件和信息技術服務行業(yè)技術密集特征明顯，不斷創(chuàng)新對于該行業(yè)的發(fā)展十分重要。創(chuàng)新產(chǎn)品的成功研發(fā)有利于企業(yè)差異化戰(zhàn)略的實施，企業(yè)占據(jù)的市場份額越多，經(jīng)營業(yè)績就越好。因此，文中提出如下假設

H3：創(chuàng)新研發(fā)投入與企業(yè)績效正相關，即：創(chuàng)新研發(fā)投入越多，企業(yè)績效越好。

高管人員在進行研發(fā)投入決策時，會考慮研發(fā)失敗后投資資本成為沉沒成本的風險，以致減少企業(yè)的研發(fā)投入。因此，對高管實施薪酬激勵有利于高管在做相關的經(jīng)營決策時能夠更多地考慮企業(yè)整體利益。此外，對高管實施股權激勵能夠轉(zhuǎn)變高管人員的身份，使其從經(jīng)營者變?yōu)榻?jīng)營者和所有者，這樣高管在企業(yè)經(jīng)營的過程中就會更多地考慮企業(yè)的整體利益以及長遠發(fā)展。避免其放棄對企業(yè)長遠發(fā)展有利的研發(fā)項目。最后促進高管對公司的長遠發(fā)展做出正確決策。因此，提出假設

H4a：高管短期薪酬激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效之間的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

H4b：高管持股比例對研發(fā)投入與企業(yè)績效之間的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

綜上，文中的研究假設見表1.

2.2 樣本選取的數(shù)據(jù)來源

文中選取2014—2017年滬深兩市A股上市的軟件與信息技術行業(yè)的企業(yè)作為研究樣本，對取得的樣本數(shù)據(jù)進行篩選，原則如下：①剔除ST，*ST的企業(yè)，減少異常數(shù)據(jù)對研究結果的影響;②剔除2014年以后上市的企業(yè)，保證各指標數(shù)據(jù)的可獲得性;③剔除未連續(xù)4年披露研發(fā)支出的企業(yè);④剔除其他數(shù)據(jù)不全的企業(yè)。通過以上篩選，最終得到100家企業(yè)，4年共400個有效樣本，文中研究所需要的數(shù)據(jù)包括：被解釋變量企業(yè)績效;解釋變量高管薪酬水平、高管持股比例以及研發(fā)投入;控制變量企業(yè)規(guī)模、股本結構、企業(yè)成長性、資本結構、現(xiàn)金流量凈額比例、股權集中度、董事會規(guī)模、兩職合一、獨立董事比例以及企業(yè)的所有權性質(zhì)。其中：研發(fā)投入、企業(yè)所有權性質(zhì)這2個指標的數(shù)據(jù)取自Wind數(shù)據(jù)庫，其他指標均取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為保證數(shù)據(jù)的準確性，筆者通過巨潮資訊網(wǎng)手工查閱樣本企業(yè)的年報，將指標數(shù)據(jù)進行逐一對比，檢驗正誤。文中的數(shù)據(jù)整理工作通過Excel完成，對于數(shù)據(jù)后續(xù)處理，主要通過SPSS 19.0統(tǒng)計分析軟件完成。

2.3 變量定義

2.3.1 被解釋變量

文中將企業(yè)績效作為被解釋變量，用企業(yè)凈資產(chǎn)收益率（ROE）來衡量。能全面的反映企業(yè)的償債、盈利和營運能力，是財務管理中的核心指標。另外，文中還選取了總資產(chǎn)（ROA）收益率指標作為凈資產(chǎn)收益率的替代變量，對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。

2.3.2 解釋變量

1）高管激勵。高管激勵分為短期薪酬水平（AP）和長期持股比例（MS）2種。高管薪酬水平有多種衡量方法，文中采納的是薪酬最高的前3名高管的薪酬總和，該方法優(yōu)勢在于能夠避免主觀性。

高管持股比例用高管所持股本數(shù)與企業(yè)總股本的比值來表示。高管所持股份比例越高，其與企業(yè)所有者利益目標越一致，能夠降低企業(yè)的委托代理成本。

2）研發(fā)投入（RD）。企業(yè)的研發(fā)投入活動受到行業(yè)性質(zhì)和企業(yè)經(jīng)營者風險偏好的影響，存在較大差異，文中根據(jù)研究對象的行業(yè)性質(zhì)，借鑒其他學者在這方面的指標選取，最終決定用企業(yè)的研發(fā)投入占當期主營業(yè)務收入來表示企業(yè)的研發(fā)投入強度。

2.3.3 控制變量

為避免受到一些非關鍵因素的影響，確保實證研究結果的準確性，文中在研究高管激勵、研發(fā)投入及企業(yè)績效三者關系時，引入如下5個控制變量：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性、資本結構、現(xiàn)金流量及股權集中度。

1）企業(yè)規(guī)模（Size）。企業(yè)績效在一定程度上會受到企業(yè)規(guī)模的影響。當企業(yè)規(guī)模達到一定水平時就會產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟，這時候企業(yè)更容易通過內(nèi)外部資源來增加企業(yè)價值，因此企業(yè)可供分配的資金就越多，同時風險抵抗能力也會增強，從而提高企業(yè)的競爭力，取得更多收益。

2）企業(yè)成長性（Growth）。企業(yè)成長性能夠反映企業(yè)未來的發(fā)展?jié)摿?，企業(yè)的成長性較好也會對企業(yè)績效產(chǎn)生正向促進作用。企業(yè)的成長性越好，投資前景就越被看好，這樣企業(yè)獲得更多的營運資金和相關支持。文中用主營業(yè)務增長率來表示企業(yè)的成長性。

3）資本結構（Lev）。企業(yè)主要通過負債和發(fā)行股票進行融資，與發(fā)行股票的區(qū)別主要在于負債需要定期還本付息，影響企業(yè)的資金鏈。當企業(yè)負債率過高時，就會承擔較多的利息支出，償債壓力較大，從而企業(yè)在進行風險較高的研發(fā)投入時會更謹慎。因此，將資產(chǎn)負債率引入控制變量，有利于控制財務杠桿對企業(yè)相關活動及績效的影響。

4）現(xiàn)金流量（Cash）。研發(fā)活動具有較大的不確定性，需要大量的資金支持，企業(yè)現(xiàn)金持有情況會影響企業(yè)的研發(fā)投入。經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量反映了企業(yè)資金流動的情況，當企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金凈額比例較高時，說明企業(yè)的資金充裕，進行創(chuàng)新研發(fā)投入的可能性更高。

5）股權結構（FS）。股權結構是指企業(yè)中各投資者持有股票的比例，若投資者的股權比例相對不大，說明股權集中度較低，因此高管人員發(fā)揮作用的空間就會相對較大。合理的股權集中程度既可以發(fā)揮投資者監(jiān)管的作用，又能較好地促進高管人員的工作能力。文中用前3名高管的持股比例來衡量企業(yè)的股權集中度。

綜上所述，文中的研究變量定義具體見表2.

3 實證檢驗與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

3.1.1 高管激勵的描述性統(tǒng)計分析

從表3中可以看出，2014—2017年，我國軟件和信息技術服務業(yè)各企業(yè)之間高管長期持股比例的較大的差距，其中高管持股的最大比例高達63%，而最小比例為0%，說明還有的企業(yè)沒有實施高管股權激勵，該行業(yè)企業(yè)的股權激勵程度不同，可能是由于企業(yè)自身因素造成的。從不同年份來看，2014—2016年高管持股比例分別為27.18%，25.08%，22.33%，我國軟件和信息技術服務業(yè)的高管長期持股比例較低，也說明軟件和信息技術服務業(yè)普遍存在著股權激勵的方式，但是持股比例有下降的趨勢。

從不同年份來看，2014—2016年我國軟件和信息技術服務業(yè)高管短期薪酬水平分別為14.234 00，14.319 22，14.430 57，表明軟件和信息技術服務業(yè)的高管短期薪酬水平呈逐年上升趨勢，側面也反應出企業(yè)對短期激勵的力度有持續(xù)加強的趨勢。同時，高管短期薪酬水平的極大值與極小值之間差距并不是很大，并且標準差較小，說明軟件和信息技術服務業(yè)各個企業(yè)之間的高管薪酬激勵水平的差別及波動性較小。

3.1.2 創(chuàng)新研發(fā)投入的描述性統(tǒng)計分析

從表4中可以看出，我國研發(fā)支出占營業(yè)收入比重平均值為11.388 0%，相比于其他行業(yè)，我國軟件與信息技術服務業(yè)的研發(fā)投入強度較大，但是不同企業(yè)對研發(fā)活動的重視不同，企業(yè)間呈現(xiàn)出比較大的差異，其研發(fā)投入強度最大的為48.48%，而最小僅為0.13%，造成這種現(xiàn)象的原因可能是企業(yè)所處的發(fā)展階段不同，并且企業(yè)發(fā)展依賴創(chuàng)新研發(fā)活動的程度不同造成的。從不同的年份來看，2014—2017年，我國軟件與信息技術服務業(yè)上市公司研發(fā)投入強度的變化趨勢是先下降后上升的，但是變化幅度不大，總體來說還是比較穩(wěn)定的。

3.1.3 企業(yè)績效的描述性統(tǒng)計分析

表5的描述性統(tǒng)計分析結果表明：2014—2017年，軟件和信息技術服務業(yè)的凈資產(chǎn)收益率最高為44.999 9%，最低為-22.026 8%，這表明有的企業(yè)經(jīng)營效益較好，有的些企業(yè)卻虧本經(jīng)營，存在較大績效差距。從整體看，軟件和信息技術服務業(yè)凈資產(chǎn)收益率均值為7.417 8%，可以實現(xiàn)盈利，但是盈利水平不高。

3.1.4 控制變量的描述性統(tǒng)計分析

從表6中的控制變量的角度來看，2014—2017年，樣本企業(yè)的企業(yè)規(guī)模均值呈逐年上升趨勢，分別為21.264 7，21.574 9，21.850 0，22.034 9.這表明我國軟件和信息技術服務業(yè)各企業(yè)之間的規(guī)模相當，不存在企業(yè)規(guī)模太大或太小的個別情況。同時，整體上也體現(xiàn)出，我國軟件和信息技術服務業(yè)的企業(yè)規(guī)模多數(shù)是中等偏小型，但從整體來看，行業(yè)的企業(yè)規(guī)模時呈逐年擴大的趨勢，目前大多數(shù)企業(yè)還處于成長期，具有一定的發(fā)展空間。

2014—2017年整體上看，樣本企業(yè)成長性指標均值為28.595 0%，最大值為927.713 2%，最小值為-49.399 0%，標準差為59.985 3%.最大值與最小值之間存在著非常大的差距，表明我國軟件和信息技術服務業(yè)企業(yè)中，企業(yè)成長性出現(xiàn)了兩極分化的現(xiàn)象。但是總的來看，我國軟件和信息技術服務業(yè)企業(yè)具有較好的成長性和發(fā)展前景。

2014—2017年，總體樣本企業(yè)的資產(chǎn)負債率均值為32.025 0%，表明軟件與信息技術服務業(yè)整體資產(chǎn)負債率較低。但是從統(tǒng)計結果中可以看出，各企業(yè)之間的資產(chǎn)負債率有較大的差距，其中最大值為73.405 6%，最小值僅為3.602 4%，說明有些企業(yè)負債水平高，面臨著較高的財務風險;而一些企業(yè)負債水平非常低，雖然財務風險低，但是沒有利用杠桿效應，不利于企業(yè)價值的提高。企業(yè)應設置合理的資本結構，使企業(yè)在可接受的財務風險水平下充分發(fā)揮利息節(jié)稅的杠桿作用。

2014—2017年，總體樣本企業(yè)的平均現(xiàn)金流量水平為0.038 1，說明該行業(yè)的現(xiàn)金流量水平處于較低的階段，需要進行改進調(diào)整。企業(yè)的現(xiàn)金流量是其全部的資金收付數(shù)量，能夠反映出有多少可以調(diào)用的資金，如果該指標偏低，說明企業(yè)資金的流動性較差，因此會影響企業(yè)在研發(fā)方面的投入。同時，可以看出企業(yè)現(xiàn)金流量的最小值為-0.259 0，是負數(shù)，說明企業(yè)的現(xiàn)金流入量少于現(xiàn)金流出量，這種情況需要引起經(jīng)營者和投資者的注意。

2014—2017年，總體樣本企業(yè)的股權集中度平均值為40.587 4%，最大值為71.463 7%，最小值為15.009 2%，不同企業(yè)間差距較大，說明我國軟件和信息技術服務業(yè)股權結構存在多樣性;從不同年份來看，2014—2017年樣本企業(yè)的股權集中度的變化趨勢是逐年下降的，學者們分析的可能原因是股權集中度過高，會限制經(jīng)營者的行為，股東出于自身利益考慮，做出對企業(yè)利益有損害的經(jīng)營決策，所以軟件和信息技術服務業(yè)需要分散股權的集中程度。

3.2 相關性分析

文中擬對各變量進行多元回歸分析，而多元回歸分析的前提條件是各變量之間是非共線性的。因此，在回歸之前要對各變量之間的相關性進行檢驗，若相關系數(shù)大于0.8，則變量之間存在多重共線性，就需要剔除存在共線性的因素，只保留一個即可，從而滿足多元回歸分析的變量要求。各變量之間的相關系數(shù)見表7.

從表7中可以看出，各變量的皮爾森相關性系數(shù)均在0.6以下，各變量之間不存在共線性，可以進行回歸分析，對各變量之間的系數(shù)進行具體分析如下

1）凈資產(chǎn)收益率與高管短期薪酬水平之間的相關系數(shù)是0.184* *，與高管長期持股比例之間的相關系數(shù)是0.121*，分別在1%，5%水平下顯著正相關，說明高管短期薪酬水平和高管長期持股比例均能對企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率產(chǎn)生正向促進作用，隨著高管短期薪酬水平及長期持股比例的增加，企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率也會得到改善。該結果初步說明假設H1a，H1b成立。

2）考慮到控制變量關系，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性及現(xiàn)金流量這3個變量均與凈資產(chǎn)收益率在1%水平上顯著正相關，對應的相關系數(shù)分別為0.193* *，0.174* *，0.425* *，與股權集中度指標在5%水平上顯著正相關，相關系數(shù)為0.114*.說明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)成長性越好，現(xiàn)金流量越多，前三大股東持股比例越高，那么企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率也就越高。同時，資產(chǎn)負債率與凈資產(chǎn)收益率之間的相關性系數(shù)為0.027，也能產(chǎn)生正向促進作用，但是二者之間的相關性沒有通過顯著性檢驗。這表明提高企業(yè)的資產(chǎn)負債率，有利于促進企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的提高。這是由于目前我國軟件和信息技術服務業(yè)的資產(chǎn)負債率相對較低造成的。

3）企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入強度與高管短期薪酬水平之間的相關系數(shù)為0.223* *，通過了1%水平下的顯著性檢驗，而企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入強度與高管長期持股比例之間的相關系數(shù)為-0.049，未通過顯著性檢驗，其顯著性水平還有待進一步檢驗。以上結果說明高管短期薪酬水平與研發(fā)投入強度之間正相關，而高管長期持股比例與研發(fā)投入強度之間負相關，也就是說企業(yè)能夠通過提高薪酬激勵水平來調(diào)動高管對于研發(fā)投入的積極性，從而促進企業(yè)績效的提升。這初步驗證了假設H2a.

4）企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入強度與企業(yè)績效之間的相關系數(shù)為-0.048，二者呈負相關關系，說明企業(yè)研發(fā)投入強度越高，企業(yè)績效越差，這可能是由于創(chuàng)新研發(fā)活動風險較高，很可能導致失敗，并且短期內(nèi)難以實現(xiàn)收益導致的。但其相關系數(shù)并未通過顯著性檢驗，還需要進行進一步的檢驗。上述結果初步否定了假設H3.

5）高管薪酬水平與持股比例二者之間的相關系數(shù)是-0.175* *，在1%水平上顯著負相關，說明高管薪酬激勵與高管股權激勵之間存在替代效應，企業(yè)應結合自身實際情況進行激勵，以滿足不同層次高管人員的需求。

6）資產(chǎn)負債率、股權集中度這2個指標與研發(fā)投入強度是負相關的，相關系數(shù)分別為-0.127* *，-0.117* *，均通過了5%水平上的顯著性檢驗，說明降低企業(yè)的資產(chǎn)負債率和股權集中度，會使研發(fā)投入強度得到提高。當企業(yè)具有較低的資產(chǎn)負債率時，其承擔的償債壓力小，承受的財務風險也小，所以有能力在研發(fā)方面多投入一些資金，以培養(yǎng)企業(yè)的核心競爭力。但是資產(chǎn)負債率水平也不是越低越好，過低的資產(chǎn)負債率表明企業(yè)的債務融資能力較差，不利于企業(yè)加大研發(fā)投入;此外，如果股權集中度過高，會降低經(jīng)營者的自主權，使其受持股較多的股東限制，做出不科學的經(jīng)營決策，因此需要適當降低股權集中度。研發(fā)投入強度與現(xiàn)金流量呈正相關關系，其相關系數(shù)為0.122* *，通過了5%水平上的顯著性檢驗，說明企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量比例越高，企業(yè)在研發(fā)方面的投入就會越多?，F(xiàn)金流量水平高證明企業(yè)資金的流動性較好，那么企業(yè)就有更多的資金能夠用來進行研發(fā)活動，所以研發(fā)投入強度能夠得到一定的提高。

3.3 回歸分析

從上一節(jié)的相關性分析結果可知，各變量的相關系數(shù)均在0.6以下，不存在共線性，因此可以進行多元回歸分析。利用多元回歸方法對模型進行檢驗。

3.3.1 高管激勵與企業(yè)績效回歸分析

從表8的回歸結果可以看出，模型1和模型2的F統(tǒng)計量在1%水平上都是顯著的，從分析結果可以看出，這2個模型都通過了F檢驗，模型中自變量與因變量的線性關系具有統(tǒng)計學意義，回歸方程也具有解釋意義。并且模型中每個變量的VIF值都小于2，從理論上來說變量的VIF值越小，變量之間的多重共線性就會越弱。模型1和模型2中所有變量的VIF值都比較小，可以判斷變量間沒有多重共線性問題。

從回歸結果可以看出：高管短期薪酬水平與企業(yè)績效呈正相關關系，相關系數(shù)為1.021，但相關性不顯著;而高管長期持股比例也與企業(yè)績效正相關，回歸系數(shù)為0.049，并且通過了1%水平上顯著性檢驗。回歸系數(shù)大于0說明加強高管短期薪酬激勵水平、提高高管長期持股比例都有利于促進企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的提高，即加強實施高管薪酬激勵和高管股權激勵的力度都會對企業(yè)績效有正向影響，假設H1a，H1b得到驗證。

考慮到模型中的控制變量，發(fā)現(xiàn)：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性、企業(yè)的現(xiàn)金流量水平都會對凈資產(chǎn)收益率產(chǎn)生正向促進作用?？赡艿脑蚴峭顿Y者在選擇投資時更愿意將資金投給那些具有較大規(guī)模、良好成長性、充?，F(xiàn)金流量的企業(yè)，從而這類企業(yè)有機會獲得更多的資金來拓展業(yè)務，使企業(yè)獲得更多的利潤。

3.3.2 高管激勵與研發(fā)投入回歸分析

從表9的回歸結果可以看出，模型3、模型4的F統(tǒng)計量在1%水平上都是顯著的，從分析結果可以看出，這2個模型都通過了F檢驗，模型中自變量與因變量的線性關系具有統(tǒng)計學意義，回歸方程也具有解釋意義。并且模型中每個變量的VIF值都小于2，可以判斷變量間沒有多重共線性問題。

從回歸結果可以分析得出：高管短期薪酬水平回歸系數(shù)為4.138，通過1%水平上顯著性檢驗;而高管長期持股比例的回歸系數(shù)為-0.031，未通過顯著性檢驗。該結果說明高管短期薪酬水平對研發(fā)投入強度有顯著的正向促進作用，即增加高管短期薪酬，有利于提高企業(yè)研發(fā)投入強度假設H2a得到驗證;高管長期持股比例與研發(fā)投入強度負相關，并且二者之間的相關性不顯著。從目前的高管持股水平看，提高其持股比例，會對研發(fā)投入強度起到抑制作用，即高管長期持股比例對企業(yè)創(chuàng)新投入有負向影響，假設H2b不成立。

考慮到模型中的控制變量，發(fā)現(xiàn)：在模型3和模型4中，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性、資產(chǎn)負債率及股權集中度這幾個指標與企業(yè)研發(fā)投入強度負相關，模型3中企業(yè)成長性以及模型4中企業(yè)規(guī)模的顯著性還需要進一步檢驗，而現(xiàn)金流量與企業(yè)研發(fā)投入強度顯著正相關，并且都通過了1%水平下的顯著性檢驗。這表明，企業(yè)規(guī)模企業(yè)成長性、資產(chǎn)負債率及股權集中度對研發(fā)投入有抑制作用，對于軟件與信息技術服務業(yè)的企業(yè)來說，規(guī)模較小、成長性較差的企業(yè)更愿意投入研發(fā)資金;較高的資產(chǎn)負債率，會增加企業(yè)的償債風險，為確保企業(yè)安全運行，在研發(fā)方面的投入會減少;當股權集中度較高時，決策權集中在少數(shù)人手里，在進行研發(fā)投入決策時，他們?yōu)樽陨砝嫱鶗龀霾缓侠淼臎Q定，從而抑制企業(yè)在研發(fā)方面的投入。

3.3.3 研發(fā)投入與企業(yè)績效回歸分析

從表10的回歸結果可以看出，模型5的F統(tǒng)計量在1%水平上都是顯著的，從分析結果可以看出，這2個模型都通過了F檢驗，模型中自變量與因變量的線性關系具有統(tǒng)計學意義，回歸方程也具有解釋意義。并且模型中每個變量的VIF值都小于2，可以判斷變量間沒有多重共線性問題。

從回歸結果可以看出：研發(fā)投入強度的回歸系數(shù)為-0.078，表明研發(fā)投入強度與企業(yè)績效在5%水平上顯著呈負相關，該結果說明高的研發(fā)投入強度并不能促進企業(yè)提高凈資產(chǎn)收益率。由于研發(fā)活動的長周期性，使其轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟利益需要一定的時間，研發(fā)費用不滿足資本化條件的部分需要費用化處理，增加了企業(yè)當期費用，從而降低企業(yè)當期績效，假設H3不成立。

3.3.4 高管激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效關系的調(diào)節(jié)作用分析 ?文中采用層次回歸方法來檢驗高管激勵是否會調(diào)節(jié)研發(fā)投入和企業(yè)績效之間的關系。在模型5的基礎上，分別建立高管短期薪酬水平和高管長期持股比例對研發(fā)投入與企業(yè)績效關系的調(diào)節(jié)效應模型。

應用層次回歸分析法，逐步將研發(fā)投入強度、高管薪酬水平和這2個變量的乘積項引入到回歸模型中，來檢驗高管薪酬激勵對研發(fā)投入強度和企業(yè)績效之間的關系是否具有調(diào)節(jié)作用。需要將模型中各變量數(shù)據(jù)進行中心化處理，然后檢驗變量之間是否具有共線性。模型中各變量的VIF值都小于2，可以認為，該回歸模型中不存在多重共線性問題。具體的VIF值見表11.

表12是高管薪酬激勵對研發(fā)投入強度與企業(yè)績效關系的調(diào)節(jié)作用回歸結果。該結果表明，這3個模型都通過了F檢驗，并且擬合度都沒有超過可接受的范圍，但是研發(fā)投入強度與高管短期薪酬乘積項的系數(shù)是1.548，沒有通過顯著性檢驗，說明高管短期薪酬激勵不能調(diào)節(jié)研發(fā)投入強度與企業(yè)績效之間的關系，設H4a不成立。

應用層次回歸分析法，逐步將研發(fā)投入強度、高管持股比例和這2個變量的乘積項引入到回歸模型中，來檢驗高管股權激勵對研發(fā)投入強度和企業(yè)績效之間的關系是否具有調(diào)節(jié)作用。需要將模型中各變量數(shù)據(jù)進行中心化處理，然后檢驗變量之間是否具有共線性。模型中各變量的VIF值都小于2，可以認為，該回歸模型中不存在多重共線性問題。具體的VIF值見表13.

表14是高管股權激勵對研發(fā)投入強度與企業(yè)績效關系的調(diào)節(jié)作用回歸結果。該結果表明，模型5，模型8，模型9這3個模型都通過了F檢驗，并且擬合度都沒有超過可接受的范圍，但是研發(fā)投入強度與高管持股比例乘積項的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，說明高管股權激勵不能調(diào)節(jié)研發(fā)投入強度與企業(yè)績效之間的關系，設H4b不成立。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗前文回歸分析的結果是否可靠，文中用總資產(chǎn)收益率作為凈資產(chǎn)收益率的替代變量指標，對上一節(jié)的研究結論進行穩(wěn)健性檢驗，通過多元回歸法對前文構建的模型進行回歸分析。重新回歸結果由于篇幅原因此處省略。在高管激勵方面，結果與前文一致。而對于股權激勵，在上述分析中都沒有表現(xiàn)出明顯的調(diào)節(jié)作用。因此，穩(wěn)健性檢驗結果與前文實證結果沒有顯著差異，表明文中實證結果具有較高穩(wěn)健性。

4 結論

基于多元回歸分析方法，文中以2014—2017年在滬、深兩市主板和創(chuàng)業(yè)板上市的A股軟件和信息技術服務業(yè)上市公司為研究對象，對軟件和信息技術服務業(yè)上市公司高管激勵、研發(fā)投入、企業(yè)績效兩兩關系進行了實證研究，獲得了一些具有現(xiàn)實意義和時間價值的結論。首先，高管激勵有助于提升企業(yè)績效，并且實施股權激勵的效果更加明顯，適當?shù)墓蓹嗉钆c薪酬激勵，有利于實現(xiàn)他們身份的轉(zhuǎn)變，從純粹的企業(yè)經(jīng)營者，轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)營者與所有者的聯(lián)合體，其自身利益與企業(yè)績效緊密聯(lián)系在一起，提升高管人員工作的積極性，使其更加關注企業(yè)未來的發(fā)展，做出有利于企業(yè)持續(xù)發(fā)展的決策。然而高管短期薪酬激勵和高管長期持股比例對企業(yè)績效的關系不存在調(diào)節(jié)作用。其次，高管短期薪酬激勵與研發(fā)投入強度顯著正相關，而高管長期持股比例與研發(fā)投入強度呈負相關關系，并且相關性不顯著。最后，研發(fā)投入強度與企業(yè)績效呈負相關關系，且相關性顯著。也就是說研發(fā)投入過多，會降低企業(yè)的當期績效。企業(yè)的研發(fā)活動具有高風險性和長周期性，因此，企業(yè)的研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響通常具有滯后性，在以后期間才可能對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響。上述結論對實踐有以下2個方面的啟示。首先，高管人員是企業(yè)經(jīng)營決策的制定者，對企業(yè)的發(fā)展方向具有十分關鍵的作用，因此更要不斷完善企業(yè)高管激勵機制。其次，軟件和信息技術服務業(yè)務其本身的特點，決定了企業(yè)只有重視研發(fā)活動，不斷進行創(chuàng)新才能在當前激烈的市場競爭中贏取更多的份額，得以生存和發(fā)展。

由于篇幅關系，文中的實證并不夠全面，期待在今后的研究中，對上述邏輯做進一步的完善。

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（責任編輯：嚴 焱）