我國農(nóng)業(yè)上市公司人力資本與企業(yè)價值的關(guān)系研究
——基于創(chuàng)新驅(qū)動中介效應(yīng)的實證分析

王 靜

(蘭州文理學(xué)院 經(jīng)濟管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730000)

一、引言

當(dāng)前，全面實施創(chuàng)新驅(qū)動已成為國家發(fā)展戰(zhàn)略的主要著力點。創(chuàng)新驅(qū)動的實質(zhì)在于要改變過去長期依靠資源要素投入推動經(jīng)濟增長的發(fā)展方式，以自主創(chuàng)新作為新的驅(qū)動力量，推動經(jīng)濟社會的全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)業(yè)是我國經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，在創(chuàng)新驅(qū)動的戰(zhàn)略背景下，農(nóng)業(yè)上市公司作為推動我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的主力軍，在推動我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展和農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新中，發(fā)揮著重要的引領(lǐng)和示范作用，并在科技創(chuàng)新中不斷提升著企業(yè)自身的價值。人力資本是創(chuàng)新驅(qū)動的核心要素，農(nóng)業(yè)上市公司之所以成為我國農(nóng)業(yè)企業(yè)先進生產(chǎn)力的代表，其人力資本的優(yōu)化配置及有效投入在企業(yè)科技創(chuàng)新及價值增值過程中發(fā)揮著重要的作用。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，涉及人力資本與企業(yè)價值關(guān)系研究的文獻(xiàn)較為稀缺，且為數(shù)不多的文獻(xiàn)多局限于企業(yè)高管人力資本對企業(yè)價值提升的研究，基于某一特定行業(yè)視角研究企業(yè)整體人力資本對企業(yè)價值影響的文獻(xiàn)更是十分不足?；诖?，本文以我國農(nóng)業(yè)上市公司為研究對象，以R&D投入作為推進創(chuàng)新驅(qū)動的關(guān)鍵變量，考量在創(chuàng)新驅(qū)動導(dǎo)向下，人力資本配置與農(nóng)業(yè)企業(yè)價值創(chuàng)造之間的關(guān)系，就是要研究人力資本通過R&D 投入的中介傳導(dǎo)進而影響企業(yè)價值的作用機理，以期在創(chuàng)新驅(qū)動大背景下，為我國全面推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展，在科技經(jīng)濟支撐與人力資本保障方面提供決策依據(jù)與支持。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)人力資本與企業(yè)價值

1676年，William Petty首次將人力資本、物質(zhì)資本和土地并稱為三個主要生產(chǎn)要素，并提出“勞動是財富之父”的觀點[1]。David Ricardo認(rèn)為自然資源和機器設(shè)備需要與勞動者的創(chuàng)新勞動結(jié)合起來才會創(chuàng)造出新增價值，因此，人力資本是提升企業(yè)價值的唯一源泉[2]。郭存杰(2005)基于價值驅(qū)動的因素分析，指出企業(yè)價值的提升更有賴于勞動者自身的儲備的知識資源[3]。羅菲(2007)[4]王曉巍(2007)[5]、李傳華(2010)[6]等進一步將企業(yè)價值驅(qū)動因素劃分為財務(wù)價值指標(biāo)和非財務(wù)價值指標(biāo)，并指出人力資本是提升企業(yè)價值的關(guān)鍵驅(qū)動因素。從現(xiàn)有農(nóng)業(yè)企業(yè)的相關(guān)研究文獻(xiàn)來看，劉鳳芹(2003)[7]的研究表明農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營利潤與人力資本質(zhì)量高度相關(guān)。故此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：在農(nóng)業(yè)上市公司，人力資本對于企業(yè)價值具有顯著正向影響。

(二)創(chuàng)新驅(qū)動與企業(yè)價值

創(chuàng)新驅(qū)動其實質(zhì)是依靠科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟社會發(fā)展。在企業(yè)層面，技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟增長的結(jié)果就是企業(yè)價值的大幅度提升。R&D 投入作為創(chuàng)新驅(qū)動的重要經(jīng)濟支撐，可以從一定程度上體現(xiàn)企業(yè)通過科技創(chuàng)新驅(qū)動提升企業(yè)價值的認(rèn)知和意愿。Hirschey(1985)指出R&D 投入強度對Tobin’s Q值具有顯著正向影響[8]。Chauvin(1993)通過分組分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模越大，R&D 投入與企業(yè)價值的正相關(guān)性越顯著[9]。陳守明(2012)以2007—2009年制造業(yè)上市公司為樣本進行實證研究，結(jié)果表明，R&D投入強度對當(dāng)期以及后一期的企業(yè)價值產(chǎn)生顯著的正向影響[10]。楊中環(huán)(2013)研究了實施新會計準(zhǔn)則后，我國上市企業(yè)R&D支出與公司價值之間的相關(guān)性，認(rèn)為企業(yè)R&D投入與企業(yè)價值之間顯著正相關(guān)[11]。關(guān)于農(nóng)業(yè)企業(yè)的相關(guān)研究，孟楓平(2015)以45家農(nóng)業(yè)上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)上市公司技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新對企業(yè)價值提升有顯著影響[12]。故此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：在農(nóng)業(yè)上市公司，創(chuàng)新驅(qū)動對于企業(yè)價值具有顯著正向影響。

(三)人力資本、創(chuàng)新驅(qū)動與企業(yè)價值

人力資本是創(chuàng)造企業(yè)價值，實現(xiàn)企業(yè)價值增值的主體，在我國全面實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的背景下，R&D 投入的強度即創(chuàng)新驅(qū)動的力度在一定程度上會放大人力資本特別是技術(shù)型人力資本創(chuàng)造企業(yè)價值的效能。從現(xiàn)有文獻(xiàn)研究來看，朱焱(2013)通過對200家制造業(yè)上市公司的實證分析得出企業(yè)管理層人力資本對企業(yè)績效產(chǎn)生影響的過程中，企業(yè)研發(fā)投入起到了傳導(dǎo)的中介作用[13]。郭黎(2016)對137家上市高技術(shù)企業(yè)的數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入在智力資本與企業(yè)績效之間具有部分中介效應(yīng)[14]。

創(chuàng)新驅(qū)動作為中介變量應(yīng)該滿足兩個相關(guān)條件：第一，中介變量應(yīng)與解釋變量存在顯著相關(guān)關(guān)系；第二，中介變量應(yīng)與被解釋變量存在顯著相關(guān)關(guān)系?；诩僭O(shè)H2，中介變量(創(chuàng)新驅(qū)動)與被解釋變量(企業(yè)價值)存在顯著相關(guān)關(guān)系，故提出假設(shè)H3以滿足中介變量(創(chuàng)新驅(qū)動)應(yīng)與解釋變量(人力資本)存在顯著相關(guān)關(guān)系的條件。

假設(shè)H3：在農(nóng)業(yè)上市公司，人力資本對于企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動具有顯著正向影響。

基于以上三個假設(shè)，人力資本對企業(yè)價值具有顯著正向影響，創(chuàng)新驅(qū)動對于企業(yè)價值具有顯著正向影響，人力資本對于企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動具有顯著正向影響，由此可推出創(chuàng)新驅(qū)動可能是人力資本和企業(yè)價值之間的中介因素，在人力資本對企業(yè)價值的影響中起到部分中介作用。由此，本文進一步提出如下假設(shè)：

假設(shè)H4：在農(nóng)業(yè)上市公司，創(chuàng)新驅(qū)動在人力資本對企業(yè)價值的影響中起到部分中介作用。理論模型如圖1所示。

圖1 基于創(chuàng)新驅(qū)動為中介效應(yīng)的理論模型

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文依據(jù)證監(jiān)會行業(yè)分類2012版公布的農(nóng)林牧副漁板塊，選取2017年1月1日以前在滬深A(yù)股上市的農(nóng)業(yè)企業(yè)以及部分從事農(nóng)產(chǎn)品加工的上市公司作為實證研究樣本，收集其2019年相關(guān)數(shù)據(jù)。選取研究樣本時，基于數(shù)據(jù)的完整有效性，最終選取46家農(nóng)業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品加工上市公司2019年的樣本數(shù)據(jù)，共計46個研究樣本點。

本文數(shù)據(jù)主要來源于銳思金融研究數(shù)據(jù)庫(www.resset.cn)，CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫(www.ccerdata.cn)。本文采用SPSS16.0 和Excel2007完成數(shù)據(jù)處理。

(二)變量選取及定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為農(nóng)業(yè)上市公司的企業(yè)價值?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中，學(xué)者對農(nóng)業(yè)企業(yè)價值的衡量僅是單維地從財務(wù)價值[12]或是市場價值[15]角度出發(fā)，筆者認(rèn)為這種衡量方式維度過于單一，所以本文采用市場價值與財務(wù)價值雙維度的衡量模式，以期對農(nóng)業(yè)企業(yè)價值進行較為全面的測度。本文基于企業(yè)獲利能力、償債能力、營運能力、成長能力四個維度考量，采用資產(chǎn)凈利潤率、資產(chǎn)負(fù)債率、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率以及營業(yè)收入增長率四個企業(yè)財務(wù)指標(biāo)考量企業(yè)財務(wù)價值，采用托賓Q值(TobinQ)衡量企業(yè)市場價值。

2.解釋變量

本文以農(nóng)業(yè)上市公司的人力資本存量作為解釋變量，為全方位考量農(nóng)業(yè)上市公司各層次人力資本對企業(yè)價值提升的影響，本文擬將人力資本存量分解為普通人力資本存量、研發(fā)型人力資本存量及高管人力資本存量三個變量。

3.中介變量

本文的中介變量為創(chuàng)新驅(qū)動，創(chuàng)新驅(qū)動的強度可以通過企業(yè)R&D投入強度體現(xiàn)，因此文本選取R&D投入強度指標(biāo)體現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動的意愿和實踐情況。

4.控制變量

本文借鑒王維(2017)[16]、劉輝(2016)[17]關(guān)于人力資本與企業(yè)價值的研究，選取企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度作為控制變量。

本文各相關(guān)變量測量指標(biāo)如表1所示：

表1 相關(guān)變量描述

(三)模型構(gòu)建

根據(jù)本文的理論推導(dǎo)與研究假設(shè)，本文構(gòu)建如下檢驗?zāi)Ｐ?

1.構(gòu)建農(nóng)業(yè)上市公司人力資本對企業(yè)價值的影響模型：

ROA、DBA、CAT、MBGR、Tobin Q=α0+α1HCAP1+α2HCAP2+α3HCAP3+α4LnSIZE+α5OC+ε1

(1)

2.構(gòu)建農(nóng)業(yè)上市公司人力資本對創(chuàng)新驅(qū)動(中介變量)的影響模型：

RD=β0+β1HCAP1+β2HCAP2+β3HCAP3+β4LnSIZE+β5OC+ε2

(2)

3.構(gòu)建農(nóng)業(yè)上市公司人力資本、創(chuàng)新驅(qū)動與企業(yè)價值的中介效應(yīng)模型：

ROA、DBA、CAT、MBGR、Tobin Q=λ0+λ1HCAP1+λ2HCAP2+λ3HCAP3+λ4RD+λ5LnSIZE+λ6OC+ε3

(3)

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

各變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

從表2可以看出，樣本公司資產(chǎn)負(fù)債率平均值為40.4263%，相較一般企業(yè)60%的風(fēng)險預(yù)警線，可以看出樣本公司整體具有較好的償債能力。主營業(yè)務(wù)收入增長率均值為20.63%，資產(chǎn)凈利潤率均值1.35%，說明樣本公司主營業(yè)務(wù)收入平均增長幅度較好，為成長型產(chǎn)業(yè)，但整體盈利能力偏低。Tobin Q的最小值高于1，說明市場投資者對農(nóng)業(yè)上市公司整體的發(fā)展持樂觀態(tài)度，愿意進行投資。樣本公司中普通人力資本存量均值為39%，這說明在我國上市農(nóng)業(yè)公司中，大專及以上文化程度員工比例不足40%，平均學(xué)歷水平偏低，并且其最大值88.5%和最小值3.26%之間差距較大，說明不同企業(yè)員工學(xué)歷水平差距較大。研發(fā)型人力資本存量均值13.69%，表明農(nóng)業(yè)上市公司中，技術(shù)研發(fā)人員的比例大概為14%左右，研發(fā)人員的缺乏，將導(dǎo)致企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新儲備力量不足。R&D投入強度均值1.8，根據(jù)世界糧農(nóng)組織確定的農(nóng)業(yè)研發(fā)強度標(biāo)準(zhǔn)，我國上市農(nóng)業(yè)公司技術(shù)研發(fā)還處于創(chuàng)新研發(fā)的準(zhǔn)備階段，而且不同企業(yè)研發(fā)投入的差距較大，對研發(fā)投入的重視程度參差不齊。前十大股東的平均持股比例53.48%，最大值達(dá)到76.1%，股權(quán)相對比較集中。

(二)因子分析

本文從財務(wù)價值、市場價值兩個維度衡量企業(yè)價值，被解釋變量數(shù)較多，考慮變量間信息重疊的因素，本文對被解釋變量進行主成份分析，并以提取的公共因子作為新的被解釋變量。數(shù)據(jù)經(jīng)過因子分析適用性檢驗，KMO檢驗值為0.649，符合Kaiser的KMO度量標(biāo)準(zhǔn)，Bartlett’s Test的觀測值的顯著性檢驗概率p值為0.000，因此原有變量可用于因子分析。對變量采用主成份分析法提取特征根大于1的因子，提取的因子累計方差貢獻(xiàn)率為69.383%，表示公共因子F基本反映原有被解釋變量的主要信息。由表3可見資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)凈利率、主營業(yè)務(wù)收入增長率、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、托賓Q值均在提取的公共因子上具有較高的載荷。由于這5個被解釋變量體現(xiàn)企業(yè)的財務(wù)價值和市場價值，所以可直接以企業(yè)價值命名該公共因子，并根據(jù)表4構(gòu)造因子得分函數(shù)如下：

表3 Rotated Component Matrixa

表4 Component Score Coefficient Matrix

F=0.237X1+0.228X2+0.257X3+0.279X4+0.222X5

通過主成份分析，被解釋變量得以轉(zhuǎn)化，因此原假設(shè)模型做如下修正：

F=α0+α1HCAP1+α2HCAP2+α3HCAP3+α4LnSIZE+α5OC+ε1

(4)

RD=β0+β1HCAP1+β2HCAP2+β3HCAP3+β4LnSIZE+β5OC+ε2

(5)

F=λ0+λ1HCAP1+λ2HCAP2+λ3HCAP3+λ4RD+λ5LnSIZE+λ6OC+ε3

(6)

(三)相關(guān)性分析

本文對農(nóng)業(yè)上市公司各層次人力資本存量與提取的公共因子(企業(yè)價值)以及R&D投入強度進行Pearson相關(guān)性分析，如表5所示。

表5 相關(guān)性分析

由表5可以看出，普通人力資本存量(HCAP1)、研發(fā)型人力資本存量(HCAP2)與企業(yè)價值F在0.01水平上顯著正相關(guān)，假設(shè)H1得以初步驗證；創(chuàng)新驅(qū)動(RD)與企業(yè)價值F在0.01水平上顯著正相關(guān)，假設(shè)H2得以初步驗證；普通人力資本存量(HCAP1)對于企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(RD)在0.05水平上顯著正相關(guān)，假設(shè)3及假設(shè)4得到部分驗證。

(四)回歸分析

本研究對修正后的模型進行F統(tǒng)計量顯著性檢驗。模型4的F統(tǒng)計量的值為13.712，P值為0.000；模型5的F統(tǒng)計量的值為15.522，P值為0.000，模型6的F統(tǒng)計量的值為13.974，P值為0.001。各模型的P值均小于顯著性水平α(α=0.05)，具有統(tǒng)計學(xué)意義。模型擬合優(yōu)度檢驗顯示各模型調(diào)整的R2分別為0.732，0.713和0.680，模型擬合優(yōu)度較為理想，模型具有較好的解釋力。

表6中模型4的回歸結(jié)果顯示，人力資本的回歸系數(shù)均為正值且統(tǒng)計顯著，說明在農(nóng)業(yè)上市公司，人力資本對于企業(yè)價值具有顯著正向影響，假設(shè)H1成立。其中普通人力資本存量(HCAP1)系數(shù)為0.219，研發(fā)型人力資本存量(HCAP2)系數(shù)為0.351，說明每增加1單位的HCAP1和HCAP2，企業(yè)價值平均增加0.219和0.351個單位。普通人力資本、研發(fā)型人力資本對企業(yè)價值的影響高于高管型人力資本。

表6 Coefficientsa

表7中模型5的回歸結(jié)果顯示人力資本對創(chuàng)新驅(qū)動的影響。普通人力資本存量(HCAP1)、研發(fā)型人力資本存量(HCAP2)的回歸系數(shù)分別為0.544，0.367, 且與企業(yè)研發(fā)投入強度在0.01水平上顯著正相關(guān)，高管人力資本存量與企業(yè)研發(fā)投入強度統(tǒng)計關(guān)系不顯著，假設(shè)H3得到部分驗證。

表7 Coefficientsa

表8中模型6的回歸結(jié)果顯示引入創(chuàng)新驅(qū)動中介變量后，人力資本對企業(yè)價值的影響。從表8可以看出，一方面，普通人力資本存量、研發(fā)型人力資本存量的系數(shù)均為正且在0.01水平上顯著與企業(yè)價值相關(guān)，每增加1單位的普通人力資本存量HCAP1，企業(yè)價值平均增加0.508個單位，每增加1單位的研發(fā)人力資本存量HCAP2，企業(yè)價值平均增加0.390個單位，且這一結(jié)果高于模型4中HCAP1與HCAP2的系數(shù)。另一方面，企業(yè)研發(fā)投入強度的系數(shù)在統(tǒng)計上也顯著，說明農(nóng)業(yè)企業(yè)在創(chuàng)新驅(qū)動的影響下，研發(fā)投入使得人力資本對企業(yè)價值的正向影響得到了強化和放大，假設(shè)H2與假設(shè)H4得到驗證。

表8 Coefficientsa

五、結(jié)論與建議

本文以46家我國農(nóng)業(yè)及從事農(nóng)產(chǎn)品加工的上市公司2019年數(shù)據(jù)為研究樣本，以R&D投入作為推進創(chuàng)新驅(qū)動的關(guān)鍵變量，實證研究基于創(chuàng)新驅(qū)動中介效應(yīng)下，人力資本配置與農(nóng)業(yè)企業(yè)價值創(chuàng)造之間的關(guān)系，結(jié)論如下：

(一)人力資本對于農(nóng)業(yè)上市公司企業(yè)價值具有顯著正向影響。農(nóng)業(yè)上市公司作為我國農(nóng)業(yè)企業(yè)先進生產(chǎn)力的代表，其價值的創(chuàng)造和提升與企業(yè)優(yōu)質(zhì)人力資本的集聚效應(yīng)密切相關(guān)。從各層次人力資本對企業(yè)價值提升的影響分析，研發(fā)型人力資本對農(nóng)業(yè)企業(yè)價值的提升最為顯著，其次為具備大專以上學(xué)歷水平的普通人力資本，最后為高管人力資本。在國家創(chuàng)新驅(qū)動的發(fā)展戰(zhàn)略下，科技創(chuàng)新已經(jīng)成為推動經(jīng)濟發(fā)展的第一生產(chǎn)力，研發(fā)型人力資本之所以能夠成為推動企業(yè)創(chuàng)新、提升企業(yè)價值的核心力量，就是因為其本身具備較強的專業(yè)技術(shù)知識以及由此所形成的難以被替代及模仿的創(chuàng)新能力。正是這種創(chuàng)新能力使得企業(yè)更具市場競爭力，企業(yè)價值也得到了更為顯著的提升。企業(yè)普通人力資本代表著農(nóng)業(yè)上市公司人力資本的平均質(zhì)量。中國經(jīng)濟增長正在向全要素驅(qū)動轉(zhuǎn)變，而企業(yè)人力資本平均質(zhì)量的提升是推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵因素，只有企業(yè)整體人力資本質(zhì)量得以提升，高附加值的生產(chǎn)方式才能得以實現(xiàn)，企業(yè)的盈利能力進而企業(yè)價值才會獲得整體提升。企業(yè)高管人力資本作為企業(yè)的靈魂對企業(yè)價值創(chuàng)造路徑的識別及企業(yè)價值提升具有重要的戰(zhàn)略引導(dǎo)作用，這種引導(dǎo)作用的最終實現(xiàn)起始于企業(yè)少數(shù)高管人員的能力和智慧，而最終落實于企業(yè)員工整體學(xué)歷水平和業(yè)務(wù)素質(zhì)的提高。另外，由于上市公司所有權(quán)及經(jīng)營權(quán)的分離，可能出現(xiàn)例如高管人員逆向選擇、道德風(fēng)險及高流動性等一系列問題，這些都可能成為弱化高管人員對企業(yè)價值提升影響的重要因素。這也解釋了為什么高管型人力資本對企業(yè)價值的影響要弱于企業(yè)研發(fā)型人力資本及普通人力資本。鑒于此，農(nóng)業(yè)企業(yè)價值的提升首先應(yīng)該強化高管人力資本的激勵約束機制，確保高管人員個人需求與企業(yè)價值提升的一致性，從而有效發(fā)揮高管人力資本對企業(yè)價值提升的戰(zhàn)略引導(dǎo)作用；其次企業(yè)應(yīng)該重視高學(xué)歷水平人才的引進，通過提高企業(yè)員工整體學(xué)歷水平，為提升企業(yè)價值夯實人力資本平臺；再次企業(yè)應(yīng)該注重人力資本激勵制度的建設(shè)，因為人力資本效應(yīng)的發(fā)揮，受人力資本所有者自我價值實現(xiàn)的積極主動性等不易測度的因素影響較大，而這些因素又直接影響人力資本對企業(yè)價值的創(chuàng)造和提升，因此在提高企業(yè)員工學(xué)歷水平的同時，通過某種激勵機制讓人力資本的效益真正發(fā)揮出來才是企業(yè)提升人力資本質(zhì)量的重點。

(二)基于企業(yè)研發(fā)投入的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)對激發(fā)人力資本的創(chuàng)造性進而提升企業(yè)價值具有顯著正向影響?？萍紕?chuàng)新需要通過人力資本來實現(xiàn)，在創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略引領(lǐng)下，通過研發(fā)投入的加強，為人力資本特別是研發(fā)型人力資本的科技創(chuàng)新活動提供了物質(zhì)保障和精神激勵，有效激發(fā)了人力資本的創(chuàng)新能力，從而實現(xiàn)了企業(yè)價值的進一步提升。在創(chuàng)新驅(qū)動的戰(zhàn)略背景下，農(nóng)業(yè)上市公司作為推動我國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的主力軍，一方面推動著我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，一方面也在不斷的科技創(chuàng)新中提升著企業(yè)自身的價值。但是，從數(shù)據(jù)分析過程中不難發(fā)現(xiàn)，作為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，我國許多農(nóng)業(yè)上市公司對研發(fā)創(chuàng)新的重視程度不夠，研發(fā)投入還處于較低水平。作為企業(yè)經(jīng)營活動的決策者，高管層對企業(yè)研發(fā)投入的方向及數(shù)量起著決定性作用，但是實證分析結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)企業(yè)高管人力資本與研發(fā)投入的關(guān)系并不顯著，這可能與我國農(nóng)業(yè)上市公司高管層普遍任期較短，對企業(yè)及所處行業(yè)熟悉度不夠有關(guān)，高管層的頻繁流動使得高管在職期間更傾向于企業(yè)經(jīng)營求穩(wěn)而不在于求新。鑒于此，提升農(nóng)業(yè)企業(yè)價值，應(yīng)該在維護高管隊伍穩(wěn)定性的同時，樹立并強化全員“創(chuàng)新驅(qū)動”的意識和理念。通過持續(xù)加大R&D投入，將創(chuàng)新驅(qū)動與人力資本能動性的發(fā)揮有效融合，使得人力資本對企業(yè)價值的正向影響得到進一步強化和放大，從而在增強企業(yè)競爭力的同時，使得農(nóng)業(yè)企業(yè)價值得到有效提升。