醫(yī)藥制造業(yè)高管持股、研發(fā)投入與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效之間的關(guān)系研究

謝碧晨

青海民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,青海 西寧 810000

0 引言

2021年“十四五”規(guī)劃以及2035遠(yuǎn)景目標(biāo)規(guī)劃指出要增強(qiáng)我國(guó)制造業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),推動(dòng)制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。2021年12月,工信部等9個(gè)部門(mén)聯(lián)合發(fā)布《“十四五”醫(yī)藥工業(yè)發(fā)展規(guī)劃》,提出“到2025年,主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)實(shí)現(xiàn)中高速增長(zhǎng),前沿領(lǐng)域創(chuàng)新成果突出,創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力增強(qiáng),全行業(yè)研發(fā)投入年均增長(zhǎng)10%以上”?！笆奈濉睍r(shí)期建設(shè)健康中國(guó)的規(guī)劃全面推進(jìn),我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)進(jìn)入了新的高質(zhì)量發(fā)展階段,醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展環(huán)境發(fā)生了非常復(fù)雜的變化。為實(shí)現(xiàn)“十四五”時(shí)期醫(yī)藥制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo),研發(fā)創(chuàng)新是關(guān)鍵。醫(yī)藥制造業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展具有周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)高、不確定性大的特點(diǎn),企業(yè)高管為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)會(huì)減少企業(yè)的研發(fā)投入,企業(yè)進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)會(huì)將高管自身利益與企業(yè)利益捆綁,減少高管的短視行為,增加研發(fā)投入。對(duì)于企業(yè)來(lái)說(shuō),增加研發(fā)投入會(huì)增強(qiáng)企業(yè)的創(chuàng)新能力,對(duì)企業(yè)的績(jī)效有積極影響。

目前,關(guān)于高管持股比例、研發(fā)投入以及財(cái)務(wù)績(jī)效之間關(guān)系的研究較少,大部分文章研究的是高管股權(quán)激勵(lì)和研發(fā)投入對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效單方面的影響。本文將探究醫(yī)藥制造業(yè)高管持股比例對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響,并將研發(fā)投入作為中介變量,探究研發(fā)投入在醫(yī)藥制造業(yè)高管持股比例與財(cái)務(wù)績(jī)效之間的中介作用。為醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)構(gòu)建合理的股權(quán)激勵(lì)制度和增加研發(fā)投入提供一定的理論支持。

1 研究假設(shè)

1.1 高管持股與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效

現(xiàn)代企業(yè)的根本特征是兩權(quán)分離,在該特征下會(huì)產(chǎn)生由于信息不對(duì)稱(chēng)和目標(biāo)差異而導(dǎo)致的委托代理問(wèn)題。企業(yè)高管會(huì)因?yàn)樽陨砝媾c企業(yè)利益不同而產(chǎn)生道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題,從而增加企業(yè)的代理成本,最終導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效下降。而企業(yè)進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)會(huì)增加高管的持股比例,此時(shí)高管的自身利益與企業(yè)的利益捆綁,降低了企業(yè)的代理成本,可以提升企業(yè)績(jī)效。趙淑芳[1]基于動(dòng)態(tài)內(nèi)生視角的研究發(fā)現(xiàn),高管持股比例降低會(huì)使企業(yè)績(jī)效下降,而當(dāng)高管持股比例增加會(huì)使企業(yè)績(jī)效上升,這兩者之間存在一種動(dòng)態(tài)的、跨期的影響。根據(jù)國(guó)有企業(yè)的樣本,曹艷蓉 等[2]研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠降低企業(yè)的代理成本,促進(jìn)企業(yè)績(jī)效提升。此外,管理層持股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用效果會(huì)受到股權(quán)集中度和內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。陳爽 等[3]將第一大股東的持股比例分為小于20%、20%～50%、大于50%這3個(gè)階段,在第1階段中,企業(yè)的股權(quán)比較分散,高管持股能夠產(chǎn)生更有效的激勵(lì)效果,企業(yè)績(jī)效上升,而其他2個(gè)階段則表現(xiàn)不明顯。胥朝陽(yáng) 等[4]從內(nèi)部控制角度研究高管持股與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間的關(guān)系,企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量提升會(huì)緩解委托代理問(wèn)題,減少高管的投機(jī)行為,企業(yè)績(jī)效提升。

根據(jù)以上分析提出假設(shè)1:高管持股比例上升會(huì)使醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效提高。

1.2 高管持股與研發(fā)投入

企業(yè)在進(jìn)行創(chuàng)新的時(shí)候存在投入轉(zhuǎn)化成果困難的問(wèn)題,研發(fā)中大部分投入最終會(huì)成為費(fèi)用,影響企業(yè)的當(dāng)期利潤(rùn)。高管的利益一般與企業(yè)當(dāng)期績(jī)效相關(guān),所以為了減少風(fēng)險(xiǎn)高管會(huì)選擇減少研發(fā)投入。為了減少這種短視行為,企業(yè)會(huì)進(jìn)行股權(quán)激勵(lì),通過(guò)增加高管持股比例,讓高管的利益與企業(yè)的長(zhǎng)期績(jī)效掛鉤,從而使高管增加研發(fā)投入。李春瑜[5]發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)能提升企業(yè)創(chuàng)新投入水平,并且在形成創(chuàng)新產(chǎn)出和效益的過(guò)程中都起到正向調(diào)節(jié)作用。也有學(xué)者對(duì)單個(gè)企業(yè)進(jìn)行研究,結(jié)果顯示實(shí)施股權(quán)激勵(lì),尤其是發(fā)放限制性股票,能夠顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效[6]。并且針對(duì)不同的人員實(shí)施不同的股權(quán)激勵(lì)政策會(huì)產(chǎn)生更好的效果[7]。此外,郭令秀 等[8]發(fā)現(xiàn)高管擁有海外背景同樣會(huì)增加企業(yè)研發(fā)投入,高管持股能夠在其中起到正向調(diào)節(jié)作用。

根據(jù)以上分析提出假設(shè)2:高管持股比例上升會(huì)增加醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入。

1.3 高管持股、研發(fā)投入與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效

目前關(guān)于高管持股、研發(fā)投入與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效之間的關(guān)系存在不同的研究成果。尹美群 等[9]從高管激勵(lì)政策的調(diào)節(jié)作用入手,探究研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)高管薪酬激勵(lì)能夠?qū)烧哧P(guān)系起到積極的調(diào)節(jié)作用,但是股權(quán)激勵(lì)的作用效果并不明顯。周菲 等[10]發(fā)現(xiàn)在民營(yíng)公司中,股權(quán)激勵(lì)能夠提高企業(yè)績(jī)效,與研發(fā)投入存在倒U形關(guān)系,但是在國(guó)有公司中這些關(guān)系并不明顯。鄭貴華 等[11]發(fā)現(xiàn)對(duì)高管和企業(yè)技術(shù)人員進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)能夠改善財(cái)務(wù)績(jī)效,并且研發(fā)投入在股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效之間的中介效應(yīng)。

根據(jù)以上分析本文提出假設(shè)3:在我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)中,高管持股比例能夠通過(guò)研發(fā)投入影響企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本來(lái)源

本文選取我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司2018—2022年的數(shù)據(jù)為研究樣本,為了保證實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)有效,以及實(shí)驗(yàn)結(jié)果可靠,本文對(duì)數(shù)據(jù)做出如下處理:剔除ST、*ST、PT等具有經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè);剔除相關(guān)指標(biāo)指標(biāo)缺失以及異常的公司。最終獲得了173家公司865個(gè)樣本數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)以及公司發(fā)布的年度報(bào)告,運(yùn)用Excel 2019對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理并利用Stata 16.0進(jìn)行多元回歸分析。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

本文選取的被解釋變量是企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效,關(guān)于企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效有許多測(cè)量辦法,本文參考陳德萍等[12]的研究。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性以及可靠性,選取ROA來(lái)衡量企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效。ROE為其替代變量。

2.2.2 解釋變量

本文選取的解釋變量是高管持股比例。參考李維安 等[13]的研究,本文選取高管持股數(shù)量與總股數(shù)的比值對(duì)高管持股比例進(jìn)行度量。

2.2.3 中介變量

本文的中介變量為研發(fā)投入。參考李懷建 等[14]的研究,本文用企業(yè)披露的研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入的比例來(lái)衡量企業(yè)的研發(fā)投入。

2.2.4 控制變量

參考盛愛(ài)輝[15]的研究,選取企業(yè)的上市年齡、企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)成長(zhǎng)性作為本文研究的控制變量,具體說(shuō)明如表1所示。

表1 變量符號(hào)及定義

2.3 模型構(gòu)建

根據(jù)溫忠麟 等[16]總結(jié)的檢驗(yàn)中介效應(yīng)的步驟建立以下回歸模型。

ROA=α0+α1MS+α2AGE+α3SIZE+α4CR1+α5LEV+α6GROW+ε

(1)

RD=β0+β1MS+β2AGE+β3SIZE+β4CR1+β5LEV+β6GROW+ε

(2)

ROA=γ0+γ1MS+γ2RD+γ3AGE+γ4SIZE+γ5CR1+γ6LEV+γ7GROW+ε

(3)

中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟如下:首先,若α1顯著則假設(shè)1成立,進(jìn)行中介效應(yīng)下一步檢驗(yàn);其次,若β1、γ2顯著,則表明假設(shè)3成立,存在中介效應(yīng);最后,若γ1顯著表示存在部分中介效應(yīng),若γ1不顯著表明存在完全中介效應(yīng)。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

針對(duì)本文的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析,得出的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表2所示,我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的財(cái)務(wù)績(jī)效最小值為-0.662,最大值為0.478,平均值為0.051 1,表明公司之間的財(cái)務(wù)績(jī)效存在較大的差異,整個(gè)行業(yè)的盈利水平良莠不齊。高管持股比例的平均值為0.062 6,最小值為0,最大值為0.735,表明我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的高管持股比例整體偏低,企業(yè)的高管持股比例存在非常大的差距。研發(fā)投入的平均值為6.745,其中研發(fā)投入最高為70.03,最低為0.02,表明我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的研發(fā)投入情況有很大的不同,企業(yè)的重視程度有很大的差別。

3.2 相關(guān)性分析

變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示。

表3 相關(guān)性分析

由表3可知,高管持股比例、企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)成長(zhǎng)性在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn),研發(fā)投入在10%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。高管持股比例與被解釋變量財(cái)務(wù)績(jī)效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,表明高管持股比例的提高可以促進(jìn)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的增加。相關(guān)性分析顯示所有變量的相關(guān)性數(shù)值都不超過(guò)0.5,可以說(shuō)明本文所使用的多元回歸分析不存在嚴(yán)重的多重共線問(wèn)題。

3.3 回歸分析

根據(jù)本文構(gòu)建的中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn),結(jié)果如表4所示。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

從表4可以看出,模型(1)中醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的高管持股比例與財(cái)務(wù)績(jī)效呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,系數(shù)α為0.106 7,在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),驗(yàn)證了本文的假設(shè)1,說(shuō)明醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)高管持股比例提高對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效有顯著的促進(jìn)作用,并且可以進(jìn)行下一步中介效應(yīng)檢驗(yàn)。模型(2)中醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的高管持股比例與企業(yè)的研發(fā)投入呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,系數(shù)β為3.402 9,在10%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),驗(yàn)證了本文的假設(shè)2,表明醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)高管持股比例增高會(huì)導(dǎo)致企業(yè)增加研發(fā)投入。模型(2)中調(diào)整后的R2為0.047 7,參考龍子午 等[17]的研究調(diào)整后的R2雖然較小,但不影響檢驗(yàn)結(jié)果,能夠?qū)Ρ疚牡募僭O(shè)進(jìn)行驗(yàn)證說(shuō)明。模型(3)中,高管持股比例與財(cái)務(wù)績(jī)效的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著且呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,表明通過(guò)了中介效應(yīng)檢驗(yàn)且存在部分中介效應(yīng),本文的假設(shè)3得到驗(yàn)證。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本文模型進(jìn)行的實(shí)證結(jié)果的可靠性,本文用凈資產(chǎn)收益率作為本文被解釋變量的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果如表5所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

從表5可知,回歸結(jié)果與模型(1)和模型(3)中的回歸結(jié)果相似。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果滿足中介效應(yīng)的檢驗(yàn),說(shuō)明在醫(yī)藥制造業(yè)中研發(fā)投入在高管持股比例與財(cái)務(wù)績(jī)效中起到部分中介作用。說(shuō)明在替換變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后,所有的假設(shè)依舊成立。

4 結(jié)束語(yǔ)

本文以2018—2022年我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司作為研究樣本,研究了企業(yè)高管持股比例與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效之間的關(guān)系,并且研究了研發(fā)投入在兩者之間的中介作用。通過(guò)實(shí)證分析,得出如下結(jié)論:醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)的高管持股比例與財(cái)務(wù)績(jī)效之間存在正相關(guān)關(guān)系,股權(quán)激勵(lì)政策會(huì)推動(dòng)所有者與經(jīng)營(yíng)者之間利益的緊密連接,緩解第一類(lèi)代理問(wèn)題,降低代理成本,從而提升企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效;當(dāng)企業(yè)高管持股比例提升會(huì)使企業(yè)增加研發(fā)投入,表明企業(yè)可以通過(guò)提高高管持股比例來(lái)緩解由絕對(duì)控股導(dǎo)致的為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而減少研發(fā)投入的行為,從而提升企業(yè)對(duì)增加研發(fā)投入的意愿;研發(fā)投入在高管持股比例與財(cái)務(wù)績(jī)效之間起到部分中介作用,解釋了高管持股比例對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效影響的部分內(nèi)在機(jī)制。本文的研究對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)認(rèn)識(shí)高管持股比例對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響的內(nèi)在機(jī)制有一定的幫助,對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)提高企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效有一定的參考價(jià)值。