研發(fā)投入、高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效研究
——基于A股上市企業(yè)的實(shí)證分析

林常青，賈 悅

(湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007)

當(dāng)前，我國正在加快建設(shè)“創(chuàng)新型國家”的步伐，企業(yè)也正逐步向“創(chuàng)新型企業(yè)”轉(zhuǎn)型，技術(shù)創(chuàng)新已經(jīng)成為企業(yè)提高核心競爭力、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要手段之一，而研發(fā)投入則體現(xiàn)了企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的重視程度。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示：2019年我國研發(fā)投入總額為22 143.6億元，比上年增長12.5%。由此可見，越來越多的企業(yè)意識到技術(shù)創(chuàng)新對提升企業(yè)績效的重要性，積極開展創(chuàng)新研發(fā)活動。高管作為企業(yè)重大事務(wù)決策權(quán)的掌控者，在很大程度上決定著企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動的進(jìn)程，從而成為企業(yè)績效提升的重要條件。企業(yè)高管是否持有公司股份、持股數(shù)量多少，都可能導(dǎo)致其價值目標(biāo)發(fā)生變化，影響有關(guān)研發(fā)活動的決策結(jié)果，進(jìn)而影響企業(yè)績效。那么，研發(fā)投入對企業(yè)績效有何影響？此影響是否存在滯后效應(yīng)？高管股權(quán)激勵能否調(diào)節(jié)這一影響？這種調(diào)節(jié)作用在不同所有制企業(yè)中是否不同？這些問題的探討，對企業(yè)績效的提升具有重要意義。因此，筆者選取2013～2019年A股上市企業(yè)為研究對象，以研發(fā)投入強(qiáng)度為解釋變量，加入高管持股比例作為調(diào)節(jié)變量，試圖解答這些問題；最后，提出一些政策建議，以供上市企業(yè)參考借鑒。

一、文獻(xiàn)綜述

(一)研發(fā)投入與企業(yè)績效

國內(nèi)外對研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的研究有很多，但尚未得到統(tǒng)一的結(jié)論。Sougiannis、李華晶均贊同兩者存在正相關(guān)關(guān)系的觀點(diǎn)[1][2]。他們認(rèn)為，研發(fā)投入強(qiáng)度越大，說明企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新越重視，就越能提高競爭優(yōu)勢，企業(yè)的績效就越好。其中,Sougiannis對其進(jìn)行了定量研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入每增加1美元，企業(yè)當(dāng)年利潤將增加7美元。吳中、鐘素艷持另一種觀點(diǎn)，即研發(fā)投入對企業(yè)績效具有抑制作用[3]。他們以2012～2016年我國中藥企業(yè)為研究對象進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與企業(yè)績效之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。此外，隨著研究的深入，越來越多的學(xué)者發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響存在滯后期。例如，Paula和Silva指出，盡管從長遠(yuǎn)來看，創(chuàng)新研發(fā)活動可以提高企業(yè)績效，但這些投資項(xiàng)目回收期較長，導(dǎo)致研發(fā)投入對企業(yè)當(dāng)期財務(wù)績效的影響是消極的[4]。唐建容和李晴則進(jìn)一步研究了滯后期，發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入轉(zhuǎn)化的成果至少需要兩年以上才會體現(xiàn)在企業(yè)績效上[5]。

(二)高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效

關(guān)于高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效關(guān)系的研究結(jié)論很多，主要有以下幾類。第一，高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效存在正向影響。Jensen和Mecking提出的“利益趨同假說”中指出，高管股權(quán)激勵可以促進(jìn)管理層與企業(yè)形成命運(yùn)共同體，緩解委托代理沖突，有助于提高企業(yè)績效[6]。肖曙光和楊潔通過面板向量自回歸的方法得到高管股權(quán)激勵可以提升企業(yè)績效的結(jié)論[7]。第二，高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效存在負(fù)向影響。Fama和Jensen認(rèn)為，高管持股比例的增加意味著話語權(quán)和控制權(quán)的增加，他們在追求個人利益的過程中可能損害股東的利益，從而加劇委托代理問題[8]。這與“利益趨同假說”相悖，被稱為“壕溝效應(yīng)假說”。許娟娟、陳艷、陳志陽從股權(quán)激勵會誘發(fā)盈余管理行為，從而導(dǎo)致企業(yè)利潤虛增這一角度驗(yàn)證了該觀點(diǎn)，并發(fā)現(xiàn)，高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效之間呈倒U型關(guān)系[9]。例如，陳勝軍、呂思瑩、白鳴的研究表明：當(dāng)高管持股比例低于18.6%時，企業(yè)績效隨著激勵力度的增加而增加，在18.6%處達(dá)到峰值，然后不斷惡化[10]。然而，李春玲和聶敬思通過研究密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)ROE并沒有隨著高管持股比例的變化而變化，從而得到高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效并不相關(guān)的結(jié)論[11]。

(三)高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

通過梳理國內(nèi)外文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)同高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，然而在如何調(diào)節(jié)這種關(guān)系上還存在一定爭議，不同的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、樣本數(shù)據(jù)和研究方法都可能導(dǎo)致不同的結(jié)論。Zhang et al.和王雪均認(rèn)為這種調(diào)節(jié)作用是積極的[12][13]。其中，王雪選擇2010～2015年中小板和創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)為研究對象，通過實(shí)證分析得出：高管持股使高管利益與企業(yè)利益相互捆綁，可以消除管理層的短視行為，促進(jìn)更多人力、物力和財力的投入。企業(yè)利用這些供給生產(chǎn)出新產(chǎn)品提高了市場競爭力，從而提升企業(yè)績效。薛喬和李剛基于創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)2009～2014年的數(shù)據(jù)做實(shí)證研究，結(jié)果表明股權(quán)激勵負(fù)向調(diào)節(jié)研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系[14]。另外，劉振將企業(yè)按照所有制性質(zhì)分類，發(fā)現(xiàn)在非國有企業(yè)中，高管股權(quán)激勵能夠顯著調(diào)節(jié)研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系，但在國有企業(yè)中，這種調(diào)節(jié)作用并不明顯[15]。

首先，目前相關(guān)文獻(xiàn)主要集中在研發(fā)投入、高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效等關(guān)系的研究上，對三者關(guān)系的研究相對較少；其次，現(xiàn)有研究更多地關(guān)注研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效的影響，研究其滯后效應(yīng)的相對較少；再次，研究高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的文獻(xiàn)主要關(guān)注該調(diào)節(jié)作用在整個上市企業(yè)中的體現(xiàn)，而分類研究其調(diào)節(jié)作用的相對較少。基于此，筆者將研發(fā)投入、高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效三者結(jié)合起來，分析研發(fā)投入對企業(yè)績效的當(dāng)期影響和滯后效應(yīng)，并加入高管持股比例作為調(diào)節(jié)變量，在研究其本身與企業(yè)績效關(guān)系的同時，探討其對研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，并進(jìn)一步分析這種調(diào)節(jié)作用在不同所有制企業(yè)中的差異。

二、理論分析與研究假設(shè)

技術(shù)創(chuàng)新為企業(yè)的發(fā)展注入了新動力，但在企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營管理中，往往無法達(dá)到迅速提高績效水平的目的。這是因?yàn)槠髽I(yè)的創(chuàng)新研發(fā)活動需要大量的資金投入，而投資活動通常周期較長，研發(fā)投入往往需要一段時期的轉(zhuǎn)化才能形成成果并體現(xiàn)在績效上。也就是說，在短期內(nèi)，企業(yè)不僅不能獲得新產(chǎn)品帶來的經(jīng)濟(jì)效益，還會因?yàn)檠邪l(fā)成本的增加而降低當(dāng)期利潤，損害當(dāng)期績效。當(dāng)然，研發(fā)是一個過程，研發(fā)投入對企業(yè)績效的提升作用將會隨著時間的推移逐漸顯現(xiàn)出來。從長遠(yuǎn)來看，企業(yè)通過創(chuàng)新研發(fā)活動可以增強(qiáng)核心競爭力，在市場上占有更大的產(chǎn)品份額，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)顯著的績效提升?；诖朔治?，提出本研究第一個假設(shè)：

假設(shè)1 研發(fā)投入對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響，但存在一定的滯后期，它對當(dāng)期企業(yè)績效的影響是負(fù)向的。

隨著現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離，公司管理者與所有者的價值追求目標(biāo)不同。管理者希望在創(chuàng)造價值的同時為自己爭取更多的利益，而所有者則希望以盡量低的成本實(shí)現(xiàn)更大的目標(biāo)，這就是所謂的委托代理問題。為了促進(jìn)雙方利益趨于一致，緩解這一問題，上市公司通常賦予管理者一定比例的公司股權(quán)，使其具有主人翁意識，積極參與公司的日常經(jīng)營管理，為企業(yè)帶來長遠(yuǎn)的經(jīng)濟(jì)效益，這種行為被稱為高管股權(quán)激勵。當(dāng)高管持有公司股權(quán)時，他們的角色由經(jīng)營者轉(zhuǎn)變?yōu)樗姓?，這樣不僅可以獲取公司價值提升所帶來的收益，而且還承擔(dān)著一定的風(fēng)險。因此，他們將更加重視企業(yè)的整體利益和長遠(yuǎn)發(fā)展，努力創(chuàng)造財富，促進(jìn)企業(yè)績效的提升?；诖朔治觯岢霰狙芯康牡诙€假設(shè)：

假設(shè)2 高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效存在正向影響。

由于創(chuàng)新研發(fā)活動所帶來的經(jīng)濟(jì)效益存在滯后期，企業(yè)對其進(jìn)行投資會增加當(dāng)前成本，占用流動資金，從而降低當(dāng)期績效水平。因此，管理層為了保證自己任期內(nèi)的績效表現(xiàn)，通常會做出保守的投資決策，即減少創(chuàng)新研發(fā)項(xiàng)目投入或僅投入較少的資源。這種行為投入不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。而高管股權(quán)激勵可以有效消除這類短視行為，使其價值目標(biāo)從個人利益最大化轉(zhuǎn)向企業(yè)利益最大化，更加注重研發(fā)活動的長期累積效應(yīng)，將優(yōu)質(zhì)資源配置于創(chuàng)新研發(fā)戰(zhàn)略，從而提升企業(yè)績效。基于此分析，提出本研究的第三個假設(shè)：

假設(shè)3 高管股權(quán)激勵降低了研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效的負(fù)向影響，對兩者間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

然而，股權(quán)激勵這種調(diào)節(jié)作用在不同所有制性質(zhì)的企業(yè)中可能產(chǎn)生不同的效果。對國有企業(yè)來說，企業(yè)更容易獲得政府的資金扶持和補(bǔ)貼，從而降低了管理人員通過積極主動的技術(shù)創(chuàng)新來提高企業(yè)競爭優(yōu)勢的意愿。在面對具有高風(fēng)險因素的研發(fā)活動時，他們更傾向于做出相對穩(wěn)健的決策，即縮減這類項(xiàng)目，缺乏一定的創(chuàng)新精神。另外，研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為成果的過程也需要員工的參與，而國有企業(yè)承擔(dān)著減輕就業(yè)壓力等社會責(zé)任，這導(dǎo)致了嚴(yán)重的冗員問題，該問題的存在阻礙了企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動的開展。在此種情況下，即使對管理層實(shí)施股權(quán)激勵，效果也不盡如人意。而非國有企業(yè)的經(jīng)營目標(biāo)明確，即以市場需求為導(dǎo)向，為了提高企業(yè)的核心競爭力，他們開展創(chuàng)新研發(fā)活動的意愿更強(qiáng)烈。并且非國有企業(yè)高管的任命更多地基于專業(yè)知識和技術(shù)能力，而不是國有企業(yè)的政府委任制，因此他們的風(fēng)險承受能力與管理能力也更強(qiáng)，對他們實(shí)施股權(quán)激勵更能激發(fā)研發(fā)投資決策的產(chǎn)生，從而促進(jìn)企業(yè)績效的提升?；诖朔治?，提出本研究的第四個假設(shè)：

假設(shè)4 高管股權(quán)激勵的調(diào)節(jié)作用在不同所有制企業(yè)中存在差異，非國有企業(yè)要顯著優(yōu)于國有企業(yè)。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

筆者選取2013～2019年A股上市企業(yè)的平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本。為確保樣本的有效性，特做以下剔除：① 剔除金融保險類企業(yè)；② 剔除研發(fā)投入數(shù)據(jù)未披露或數(shù)據(jù)不完整的企業(yè)；③ 剔除被ST、*ST的企業(yè)；④ 剔除未實(shí)施高管股權(quán)激勵的企業(yè)。最終，篩選出747家符合要求的企業(yè)，共計5 229個樣本。本研究的數(shù)據(jù)主要從CSMAR數(shù)據(jù)庫中獲取，通過Excel篩選和整理，然后運(yùn)用STATA.15.1統(tǒng)計軟件進(jìn)行后續(xù)實(shí)證研究。

(二)變量選擇

1.被解釋變量

在傳統(tǒng)的研究中，衡量公司績效的指標(biāo)主要有會計指標(biāo)和市場指標(biāo)兩種類型，其中，會計指標(biāo)包括ROE、ROA、EPS等，市場指標(biāo)包括EVA、托賓Q值等。本研究綜合考慮了績效指標(biāo)選取的科學(xué)性、應(yīng)用的廣泛性以及我國資本市場的穩(wěn)定性等因素，最終確定總資產(chǎn)收益率(ROA)作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。

2.解釋變量

考慮到研發(fā)投入是一個絕對值概念，企業(yè)間的可比性較弱，筆者參照大多數(shù)文獻(xiàn)的做法，采用研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)這一相對值，即研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例作為解釋變量。

3.調(diào)節(jié)變量

加入高管持股比例(RATE)，即高管在報告期內(nèi)持股數(shù)量占公司總股本的比例作為調(diào)節(jié)變量。

4.控制變量

由于企業(yè)績效受諸多因素影響，為了提高研究結(jié)果的可靠性，在參考相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，筆者將資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、總資產(chǎn)增長率(GROW)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)這些變量設(shè)置為控制變量。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

本研究通過Hausman檢驗(yàn)得到P值為0.000 0，拒絕采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計的原假設(shè)，認(rèn)為采用固定效應(yīng)模型更加合適，因此本研究所構(gòu)建的下列模型均為雙向固定效應(yīng)模型，即控制了企業(yè)個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。模型1引入變量研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)，考察研發(fā)投入對企業(yè)績效的當(dāng)期影響與滯后效應(yīng)；模型2引入變量高管持股比例(RATE)，考察高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效的影響；模型3在引入解釋變量與調(diào)節(jié)變量的基礎(chǔ)上加入了研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績效的交乘項(xiàng)(RD×RATE)，考察高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

模型1ROAit=α1+α2+α3RDi(t-j)+α4Controlit+νit；

(1)

模型2ROAit=β1+β2+β3RATEit+β4Controlit+υit；

(2)

模型3ROAit=λ1+λ2+λ3RDit+λ4RATEit+λ5RDit×RATEit+λ6Controlit+μit；

(3)

各模型中i表示第i個企業(yè)(i=1,2,……,747),t表示第t年(t=2013,2014,2015,2016,2017,2018,2019)，j表示滯后j期(j=0,1,2),則ROAit表示第i個企業(yè)在第t年的企業(yè)績效，RDit、RDi(t-1)、RDi(t-2)分別表示第i個企業(yè)在第t年時當(dāng)期、滯后一期、滯后二期的研發(fā)投入強(qiáng)度，RATEit表示第i個企業(yè)在第t年的高管持股比例，Controlit表示第i個企業(yè)在第t年的資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)增長率、企業(yè)規(guī)模；α1、β1、λ1為企業(yè)個體固定常數(shù)項(xiàng)，α2、β2、λ2為年份個體固定常數(shù)項(xiàng)，α3、α4、β3、β4、λ3、λ4、λ5、λ6均為回歸系數(shù)，νit、υit、μit為誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

為初步掌握變量的數(shù)據(jù)分布特征，先對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

由表2可以看出，平均總資產(chǎn)回報率(ROA)為4.3%，但一般文獻(xiàn)認(rèn)為只有當(dāng)ROA水平達(dá)到5%時，企業(yè)在才具有較強(qiáng)的市場競爭力，可見我國上市企業(yè)總體上是盈利的，但競爭力水平一般；最小值-67.4%為負(fù)值，說明部分企業(yè)的經(jīng)營狀況不佳，甚至處于嚴(yán)重虧損狀態(tài)。研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)均值為5.5%，與國外10%的平均水平存在一定的差距，說明我國上市企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度有待提高；標(biāo)準(zhǔn)差為5.7%，投資比例最低的企業(yè)僅投入不足0.001%，表明企業(yè)之間對技術(shù)創(chuàng)新的重視程度存在巨大的差異。高管人員的最高持股比例(RATE)為79.1%，最低約為0，說明我國股權(quán)激勵發(fā)展極不平衡，分化嚴(yán)重，仍有一部分公司未認(rèn)識到高管股權(quán)激勵的重要性。資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)平均為38.8%，表明企業(yè)有一部分資金是通過負(fù)債籌集的，負(fù)債率過高會帶來較大的財務(wù)風(fēng)險，負(fù)債率過低不利于杠桿效應(yīng)的發(fā)揮，38.8%屬于合理水平。總資產(chǎn)增長率(GROW)均值為18.1%，標(biāo)準(zhǔn)差高達(dá)45.6%，表明不同企業(yè)之間在資本積累和發(fā)展能力上存在較大差異，但整體上具有良好的發(fā)展前景。企業(yè)平均規(guī)模(SIZE)為22.2，與最大值27.7和最小值19.6相差較小，說明樣本公司的規(guī)模相當(dāng)。

(二)相關(guān)性分析

變量間存在嚴(yán)重的多重共線性會影響實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此在回歸前應(yīng)先檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

通常將相關(guān)系數(shù)絕對值大于0.8作為判定變量間存在嚴(yán)重多重共線性的標(biāo)準(zhǔn)。由表3可以看出，各變量間的相關(guān)系數(shù)絕對值最大僅為0.552，大多在0.3以下，遠(yuǎn)低于0.8，這表明本研究設(shè)置的變量相對獨(dú)立，不存在嚴(yán)重的多重共線性。此外，研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)、高管持股比例(RATE)與總資產(chǎn)收益率(ROA)的相關(guān)系數(shù)分別為-0.032和0.024，均通過了顯著性檢驗(yàn)，說明研發(fā)投入和高管股權(quán)激勵對當(dāng)期企業(yè)績效分別具有顯著的反向與正向影響，但仍需進(jìn)一步驗(yàn)證。

(三)多重共線性檢驗(yàn)

Pearson相關(guān)系數(shù)考慮的是兩兩變量間的關(guān)系，而VIF檢驗(yàn)考慮的是模型中共線性的問題，包括多個變量間的關(guān)系，因此在回歸前應(yīng)先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷亩嘀毓簿€性。各模型變量檢驗(yàn)結(jié)果的方差擴(kuò)大因子VIF值如表4所示。

表4 各模型VIF值

通常將10作為VIF的臨界值，若VIF<=10，說明模型的共線性問題很小，不足以影響回歸結(jié)果；若VIF>10,說明模型存在嚴(yán)重的多重共線性，需要重新調(diào)整。由表4可以看出，各模型中各變量的VIF值均在4以內(nèi)，遠(yuǎn)小于10，這表明本研究所構(gòu)建的模型不存在嚴(yán)重的多重共線性，可用于進(jìn)一步的回歸分析，所得到的回歸結(jié)果具有較高的可靠性。

(四)回歸結(jié)果分析

1.基礎(chǔ)回歸分析結(jié)果

研發(fā)投入、股權(quán)激勵對企業(yè)績效的回歸結(jié)果如表5所示。

表5 研發(fā)投入、股權(quán)激勵對企業(yè)績效影響的回歸結(jié)果

表5中第a列、b列、c列分別報告了模型1中當(dāng)期、滯后一期和滯后二期時研發(fā)投入對企業(yè)績效影響的回歸結(jié)果，d列報告了高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效影響的回歸結(jié)果。

由a列的回歸結(jié)果可以看出，研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)對總資產(chǎn)收益率(ROA)的影響系數(shù)為-0.385 9，并且在1%的水平下顯著，表明研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效具有顯著的負(fù)向影響。原因可能在于，研發(fā)活動是一個過程，研發(fā)投入無法在當(dāng)期就轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益，為企業(yè)帶來績效的提升。同時，非資本化的研發(fā)支出需費(fèi)用化處理，這增加了企業(yè)當(dāng)前成本，降低了當(dāng)期績效。因此，假設(shè)1中研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效存在負(fù)向影響的假設(shè)得到驗(yàn)證。此外，資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)對總資產(chǎn)收益率(ROA)的影響系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，即債務(wù)比率越高，對企業(yè)績效的抑制程度越大。這可能是由于高負(fù)債率會給企業(yè)帶來財務(wù)風(fēng)險，并且增加融資成本?？傎Y產(chǎn)增長率(GROW)、公司規(guī)模(SIZE)均能顯著改善企業(yè)績效，說明發(fā)展能力強(qiáng)、資產(chǎn)規(guī)模大的企業(yè)更受投資者青睞，這類企業(yè)可以利用更多、更優(yōu)質(zhì)的資源來創(chuàng)造利益?？傮w來說，這些變量都將顯著影響企業(yè)績效，與筆者的預(yù)期一致。

由第b列、c列的回歸結(jié)果可以看出，滯后一期時研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)對總資產(chǎn)收益率(ROA)的影響系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，回歸系數(shù)-0.079 0，說明企業(yè)研發(fā)投入所創(chuàng)造的經(jīng)濟(jì)效益在一個年度后仍未顯現(xiàn)，此時研發(fā)投入仍會抑制企業(yè)績效，但抑制程度對比當(dāng)期有了一定程度的減輕。滯后兩期時研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)對總資產(chǎn)收益率(ROA)的影響系數(shù)為0.160 4，并且在1%的水平上顯著，可見研發(fā)投入對企業(yè)績效的正向影響存在至少兩年的滯后期?；谝陨戏治觯僭O(shè)1中研發(fā)投入對企業(yè)績效具有正向影響，但存在一定滯后期的假設(shè)得到驗(yàn)證。

從第d列的回歸結(jié)果可以看出，高管持股比例(RATE)對總資產(chǎn)收益率(ROA)的影響系數(shù)為0.025 6，并且在5%的顯著性水平上顯著，表明高管股權(quán)激勵能顯著提高企業(yè)績效水平，高管持股比例越高，企業(yè)績效獲得的提升作用就越大。由此可見，高管股權(quán)激勵制度能激發(fā)他們的工作積極性，努力為企業(yè)創(chuàng)造財富，提高企業(yè)價值，這與委托代理理論的思想相吻合。因此，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

2.考慮調(diào)節(jié)作用的回歸分析結(jié)果

為進(jìn)一步考察高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)作用，將研發(fā)投入強(qiáng)度與高管持股比例組成交互項(xiàng)加入基礎(chǔ)模型進(jìn)行估計，估計模型如模型3所示，全樣本下的具體回歸結(jié)果如表6所示。表6中，第1列為全樣本下考察調(diào)節(jié)作用的回歸分析結(jié)果。研發(fā)投入強(qiáng)度與高管持股比例的交乘項(xiàng)(RD×RATE)對總資產(chǎn)收益率(ROA)的影響系數(shù)為-0.487 9，并通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明高管股權(quán)激勵顯著降低了研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效的負(fù)向影響，即隨著高管持股比例的上升，研發(fā)投入對企業(yè)績效的邊際負(fù)向效應(yīng)將下降，證明高管持股激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。原因可能在于，高管持有公司股份時，與企業(yè)股東有著相同的利益導(dǎo)向，即實(shí)現(xiàn)企業(yè)的整體利益和長遠(yuǎn)發(fā)展。因此，他們將更加注重研發(fā)投入的長期累積效應(yīng)，積極開發(fā)創(chuàng)新研發(fā)項(xiàng)目，推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的進(jìn)程，提升企業(yè)核心競爭力。企業(yè)只有擁有強(qiáng)大的核心競爭力，才能在市場上占據(jù)更大的產(chǎn)品份額，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)顯著的績效提升?；谠摲治觯僭O(shè)3得到驗(yàn)證。

3.分所有制類型的擴(kuò)展性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步考察高管股權(quán)激勵的調(diào)節(jié)作用在不同所有制企業(yè)樣本中是否存在差異，該部分將樣本分為國有企業(yè)樣本與非國有企業(yè)樣本分別進(jìn)行檢驗(yàn)，具體回歸結(jié)果如表6所示。

表6 高管股權(quán)激勵調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

在國有企業(yè)樣本中，研發(fā)投入強(qiáng)度與高管持股比例的交乘項(xiàng)(RD×RATE)對總資產(chǎn)收益率(ROA)的影響系數(shù)為-1.124 0，但未通過顯著性檢驗(yàn)。在非國有企業(yè)樣本中，研發(fā)投入強(qiáng)度與高管持股比例的交乘項(xiàng)(RD×RATE)對總資產(chǎn)收益率(ROA)的影響系數(shù)為-0.478 7，在1%的水平下顯著。由此可見，在非國有企業(yè)中，高管股權(quán)激勵能夠降低研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效的負(fù)向影響，對兩者間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用；而在國有企業(yè)中，高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系不存在調(diào)節(jié)作用。原因可能在于，政府對國有企業(yè)長期的資金扶持和補(bǔ)貼導(dǎo)致了企業(yè)高管缺乏主動創(chuàng)新精神，而非國有企業(yè)以市場為導(dǎo)向，亟須提高企業(yè)競爭力，創(chuàng)新研發(fā)的動機(jī)更大，實(shí)施股權(quán)激勵更加行之有效。基于此，我們得出結(jié)論：高管股權(quán)激勵的調(diào)節(jié)作用在不同所有制企業(yè)中存在差異，非國有企業(yè)要顯著優(yōu)于國有企業(yè)。因此，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為判斷回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，本研究選取凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為企業(yè)績效的代理變量，加入模型進(jìn)行檢驗(yàn)，其結(jié)果如表7所示。

表7 研發(fā)投入、股權(quán)激勵對企業(yè)績效影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表7中a′列、b′列、c′列分別報告了模型1中當(dāng)期、滯后一期和滯后二期時研發(fā)投入對企業(yè)績效影響的回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，d′列報告了模型2中高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效影響的回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，模型3中高管股權(quán)激勵調(diào)節(jié)作用的回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 高管股權(quán)激勵調(diào)節(jié)作用的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

由表7可以看出，在研發(fā)投入、高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效的影響方面，研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效具有抑制作用，滯后一期時抑制程度減輕，滯后二期時顯著提升了企業(yè)績效。另外，高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效的影響顯著為正?；诖?，關(guān)于研發(fā)投入、高管持股激勵對企業(yè)績效影響的結(jié)論通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

由表8可以看出，在高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績效間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用方面，高管股權(quán)激勵顯著調(diào)節(jié)了研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系，并且這種調(diào)節(jié)的作用是正向的。按照企業(yè)不同所有制性質(zhì)來看，高管股權(quán)激勵這一正向的調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)中存在且顯著，而國有企業(yè)的高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系不具有調(diào)節(jié)作用?；诖耍P(guān)于高管股權(quán)激勵調(diào)節(jié)作用的結(jié)論通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

總體來說，替代變量與原始變量的回歸結(jié)果無實(shí)質(zhì)性差別，主要變量間的影響方向和顯著性都沒有發(fā)生改變。因此，模型通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果具有很強(qiáng)的可靠性。

五、結(jié) 語

筆者以2013～2019年A股上市企業(yè)為對象，構(gòu)建雙重固定效應(yīng)模型研究了研發(fā)投入、高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效的內(nèi)在關(guān)系。最終得出以下結(jié)論：一是創(chuàng)新研發(fā)活動可以增強(qiáng)企業(yè)的核心競爭力，對企業(yè)績效存在正向影響，即能夠提升企業(yè)績效，但研發(fā)活動是一個過程，這種正向影響存在至少兩年以上的滯后期，其對當(dāng)期企業(yè)績效的影響是負(fù)向的；二是高管股權(quán)激勵能夠緩解企業(yè)管理者與股東的利益沖突，減少代理成本，對企業(yè)績效的影響顯著為正；三是高管股權(quán)激勵通過減少管理層的短視行為降低了研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效的負(fù)向影響，對兩者間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用；四是高管股權(quán)激勵的調(diào)節(jié)作用在不同所有制企業(yè)中存在差異，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的經(jīng)營管理以市場為導(dǎo)向，通過技術(shù)創(chuàng)新提升企業(yè)競爭力的動機(jī)更大，對高管實(shí)施股權(quán)激勵更能促進(jìn)研發(fā)投資決策的產(chǎn)生，因而非國有企業(yè)高管股權(quán)激勵的調(diào)節(jié)作用要顯著優(yōu)于國有企業(yè)。

綜上實(shí)證結(jié)果，筆者提出兩點(diǎn)政策建議：一是企業(yè)應(yīng)適度增加研發(fā)投入，并注重研發(fā)資源的合理配置與有效利用。技術(shù)創(chuàng)新具有高投入、高風(fēng)險、長周期、滯后性等特點(diǎn)，它無法在短期內(nèi)創(chuàng)造收益，甚至?xí)档推髽I(yè)當(dāng)期績效，但從長遠(yuǎn)來看，其對企業(yè)績效具有積極的促進(jìn)作用。因此，企業(yè)要充分認(rèn)識研發(fā)投入對企業(yè)績效的正向滯后效應(yīng)，適度增加研發(fā)投入，使研發(fā)活動的長期累積效應(yīng)得到最大釋放。然而，研發(fā)投入并不是越多越好，資源配置不合理反而會造成資源的浪費(fèi)。因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)合理配置研發(fā)資源，提高研發(fā)資源的利用效率，通過高質(zhì)量的創(chuàng)新研發(fā)推動企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。二是企業(yè)應(yīng)適當(dāng)提高高管持股比例。高管股權(quán)激勵不僅可以直接作用于企業(yè)績效，而且可以通過調(diào)節(jié)作用降低研發(fā)投入對當(dāng)期企業(yè)績效的負(fù)向影響，在提升企業(yè)績效上發(fā)揮重要的作用。因此，企業(yè)尤其是非國有企業(yè)可以適當(dāng)提高高管持股比例，以充分調(diào)動高管的工作積極性，最大限度地發(fā)揮高管股權(quán)激勵的積極作用。