謝修齊

【摘要】 ?文章以2011—2017年滬深兩市醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究樣本，實證檢驗了創(chuàng)新投入與企業(yè)短期和長期績效的關(guān)系以及高管激勵對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用。研究表明：創(chuàng)新投入對醫(yī)藥企業(yè)績效有正向促進作用，且該影響長期表現(xiàn)更加明顯;薪酬激勵對創(chuàng)新投入與企業(yè)長期績效的關(guān)系無顯著調(diào)節(jié)作用，股權(quán)激勵則有顯著的正向調(diào)節(jié)效果，股權(quán)激勵可以有效解決醫(yī)藥上市公司的委托代理問題，使高管利益與企業(yè)利益趨于一致;而高管激勵對創(chuàng)新投入與企業(yè)短期績效的關(guān)系無調(diào)節(jié)作用。

【關(guān)鍵詞】 ?創(chuàng)新投入;企業(yè)績效;高管激勵;醫(yī)藥企業(yè)

【中圖分類號】 ?F273.1;F275 ?【文獻標識碼】 ?A ?【文章編號】 ?1002-5812（2019）23-05

一、引言

隨著我國經(jīng)濟進入高質(zhì)量發(fā)展的新階段，傳統(tǒng)的粗放式發(fā)展模式已不再符合時代的需求，通過技術(shù)創(chuàng)新實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級換代成為社會經(jīng)濟進步的必然選擇。2019年國務(wù)院發(fā)布的《政府工作報告》中明確指出要堅持創(chuàng)新引領(lǐng)發(fā)展，培養(yǎng)壯大新動能，促進包括生物醫(yī)藥、信息技術(shù)等在內(nèi)的新興高科技產(chǎn)業(yè)加快發(fā)展。企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的重要微觀主體，其研發(fā)投入的最終目的是實現(xiàn)企業(yè)價值的最大化，Griliches（1986）、Vanderpal（2015）等國外學者認為研發(fā)投入能顯著提升公司績效，創(chuàng)新是提高企業(yè)生產(chǎn)力和盈利能力的重要因素。然而，技術(shù)創(chuàng)新本身具有周期長、風險高、收益滯后等特性，短期內(nèi)公司績效很難實現(xiàn)快速增長，甚至會因為費用投入過大出現(xiàn)業(yè)績倒退。創(chuàng)新研發(fā)很大程度上受管理層的主觀選擇的影響，在管理層權(quán)衡短期利益、長期發(fā)展和自身利益的決策中，管理層激勵能夠?qū)ρ邪l(fā)投入決策等創(chuàng)新決策行為產(chǎn)生重要的影響，可以緩解代理問題和管理防御問題，使高管個人利益與公司利益趨同，由此激發(fā)管理層的創(chuàng)新動力，提高公司績效。

醫(yī)藥行業(yè)作為技術(shù)密集型的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)新驅(qū)動與技術(shù)升級是實現(xiàn)發(fā)展的必由之路。近年來，隨著國家政策的大力支持與引導(dǎo)，我國醫(yī)藥制造業(yè)的自主創(chuàng)新能力不斷提高，產(chǎn)業(yè)研發(fā)水平明顯提升，但與世界頂尖水平相比，我國醫(yī)藥行業(yè)仍存在創(chuàng)新投入不足、技術(shù)革新效率低下和技術(shù)轉(zhuǎn)化率較低的問題?，F(xiàn)有研究多從全行業(yè)的角度分析創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關(guān)系，并將高管激勵作為影響研發(fā)轉(zhuǎn)化效率的重要因素，但卻鮮有文獻單獨分析醫(yī)藥行業(yè)的創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效果。由于醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)相比其他產(chǎn)業(yè)周期更長、不確定性更大，因此，傳統(tǒng)的理論分析難以完全解釋醫(yī)藥行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的特征與效果：創(chuàng)新投入對藥企的短期業(yè)績和長期績效的影響是否具有差異？高管激勵能否增進研發(fā)投入對企業(yè)績效的正向影響？何種激勵的效果更好？針對上述問題，本文以醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究對象，分析創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的影響，探究高管激勵對創(chuàng)新投入和企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用，以為醫(yī)藥行業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展提供堅實的理論和實踐參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關(guān)系

熊彼特在其創(chuàng)新理論中明確指出，企業(yè)家進行創(chuàng)新投入的直接目的就是獲取創(chuàng)新利潤，企業(yè)的創(chuàng)新投入會顯著提高企業(yè)核心競爭力，企業(yè)家通過建立新的生產(chǎn)函數(shù)提高企業(yè)績效，實現(xiàn)超額收益。大部分研究表明，創(chuàng)新投入對企業(yè)績效有顯著的正向促進作用。在對荷蘭647家公司研究后，Stam等（2009）發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入提高了初創(chuàng)高新技術(shù)企業(yè)的績效。劉建民等（2018）以創(chuàng)業(yè)板公司為研究對象，通過實證研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入與企業(yè)績效顯著正相關(guān)。但也有部分學者的研究結(jié)論并不支持研發(fā)投入與企業(yè)績效間存在顯著正向的關(guān)系。馮文娜（2010）調(diào)查了山東省高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)二者存在較弱的負相關(guān)性。康志勇（2013）在控制技術(shù)指標的情況下，實證發(fā)現(xiàn)研發(fā)強度與企業(yè)績效間存在倒U型關(guān)系。朱乃平等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，盡管研發(fā)費用投入與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，但研發(fā)人員投入數(shù)量與其卻不存在顯著的關(guān)系。

在創(chuàng)新投入的滯后效應(yīng)方面，F(xiàn)alk（2012）研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入強度與滯后2期的銷售增長率顯著正相關(guān)，但這種正向影響隨著時間推進逐漸減小。羅婷等（2009）基于我國深滬兩市上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與未來公司利潤正相關(guān)，并與滯后一年的股價變動顯著正相關(guān)，而與同期股價變動不相關(guān)。唐文秀（2018）基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性視角，探究研發(fā)投入對企業(yè)財務(wù)績效的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入正向影響當期企業(yè)財務(wù)績效，且與滯后期財務(wù)績效的正相關(guān)性逐漸降低。

現(xiàn)有研究大多以總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率等指標直接衡量企業(yè)績效，缺少對于短期業(yè)績和長期績效的區(qū)分;國內(nèi)外學者對滯后效應(yīng)的研究通常將被解釋變量值滯后1—2期進行，這與醫(yī)藥行業(yè)的創(chuàng)新回報周期相差很大。醫(yī)藥行業(yè)的研發(fā)周期往往極長，創(chuàng)新藥研發(fā)從立項研究到進入市場的平均時間為15—20年，短期內(nèi)公司盈利能力指標難以反映技術(shù)創(chuàng)新的效果，同時，由于企業(yè)的短期財務(wù)成果與經(jīng)理層的業(yè)績考核大多相互關(guān)聯(lián)，在風險厭惡心理驅(qū)動下，經(jīng)理層為了自身的利益訴求會選擇較少的研發(fā)投入以美化利潤指標。醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新投入的短期績效往往難以迅速提高，而技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)長期績效和價值的提升可能會更加顯著?；谏鲜隼碚摲治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：創(chuàng)新投入與企業(yè)短期績效正相關(guān)，但影響相對較小。

H2：創(chuàng)新投入與企業(yè)長期績效顯著正相關(guān)。

（二）高管激勵對創(chuàng)新投入和企業(yè)績效的影響

根據(jù)委托代理理論，擁有公司經(jīng)營權(quán)的經(jīng)理人除追求貨幣性收益目標外，還會去獲取一些非貨幣性收益。在較為完善的市場環(huán)境下，投資者可以建立投資組合規(guī)避風險，而高管不能分散自身的人力資本獲取組合收益，而只能利用經(jīng)營業(yè)績換取薪酬、福利等短期回報。因此，管理層特別是風險厭惡型管理層，往往只關(guān)注能夠提升短期業(yè)績的項目，而規(guī)避具有高度不確定性的創(chuàng)新研發(fā)，對高管采用適當?shù)募罴s束機制是促使其增大研發(fā)投入、提高企業(yè)績效的關(guān)鍵所在。

薪酬激勵方面，多數(shù)學者認為薪酬激勵與企業(yè)績效正相關(guān)，同時薪酬激勵強化了創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的推動作用。Coles等（2006）發(fā)現(xiàn)薪酬激勵能夠有效解決委托代理問題，增強管理層從事風險投資項目的動機。尹美群等（2018）以A股上市公司為研究對象，通過對不同行業(yè)公司的分析發(fā)現(xiàn)，高管薪酬激勵能夠顯著提高公司績效，并且正向調(diào)節(jié)創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關(guān)系。但也有研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬與企業(yè)績效間不存在正相關(guān)性或正相關(guān)性并不顯著。Jensen（1979）以股東財富和資產(chǎn)收益率作為公司績效指標進行實證檢驗，結(jié)果顯示二者相關(guān)性并不顯著。苗淑娟等（2018）以A股醫(yī)藥上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)高管薪酬激勵與研發(fā)投入間呈倒U型關(guān)系。齊秀輝（2016）研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對企業(yè)績效具有顯著促進作用，股權(quán)激勵的正向調(diào)節(jié)效果良好，薪酬激勵效果欠佳。

股權(quán)激勵方面，F(xiàn)ong（2010）認為高管持股能顯著增加企業(yè)創(chuàng)新投入，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。Jensen等（1979）提出的“利益一致假說”認為隨著高管持股比例的上升，其自身利益與公司利益的一致性也會提高，因此股權(quán)激勵有利于減少股東與管理者間第一類代理問題的出現(xiàn)，促使高管增加研發(fā)投入，從而提高企業(yè)績效。王雪（2017）、毛劍峰（2016）的研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵可以顯著正向調(diào)節(jié)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務(wù)績效之間的正相關(guān)性。但也有部分學者認為股權(quán)激勵與創(chuàng)新投入和企業(yè)績效間的關(guān)系是非線性甚至是負相關(guān)的。周菲等（2019）以中小板塊的高新技術(shù)企業(yè)為研究樣本，實證發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵與企業(yè)績效正相關(guān)，但與研發(fā)投入存在倒U型關(guān)系。鄒靖（2016）通過PSM-DID模型發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵并沒有顯著提升公司績效，提出改善公司治理機制是企業(yè)推動股權(quán)激勵制度進一步發(fā)展的必經(jīng)之路。薛喬等（2015）發(fā)現(xiàn)高管薪酬激勵對研發(fā)投入與財務(wù)績效的關(guān)系存在負向調(diào)節(jié)效應(yīng)，而高管股權(quán)激勵則具有正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

現(xiàn)有研究在高管激勵對創(chuàng)新投入和企業(yè)績效的調(diào)節(jié)機制方面尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。究其原因可能在于：第一，研究對象差別較大，部分學者以全行業(yè)公司為樣本，而另一些研究則以中小板、國有企業(yè)、民營企業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)或某一省份的上市公司為樣本。第二，高管激勵機制在我國應(yīng)用的時間較短，對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效帶來的影響可能存在偏差。第三，不同行業(yè)的研發(fā)周期、創(chuàng)新風險等存在差距，高管激勵帶來的調(diào)節(jié)效果也各不相同。因此，對醫(yī)藥行業(yè)高管激勵和創(chuàng)新投入效果的研究需要進一步系統(tǒng)分析?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

H3：高管薪酬激勵對創(chuàng)新投入與企業(yè)短期績效的關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H4：高管股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入與企業(yè)短期績效的關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H5：高管薪酬激勵對創(chuàng)新投入與企業(yè)長期績效的關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H6：高管股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入與企業(yè)長期績效的關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

2007年《企業(yè)會計準則》要求披露研發(fā)投入信息，但初期只有少數(shù)上市公司按要求進行了披露。2010年以后，研發(fā)支出信息的公開實現(xiàn)常態(tài)化，數(shù)據(jù)可信度較高，因此選取了2011—2017年滬深兩市A股醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究樣本。為了保證數(shù)據(jù)的合理性和研究的可靠性，按以下標準進行篩選：剔除ST、*ST、PT等特殊處理及退市公司;剔除行業(yè)類型變化的樣本;剔除未披露研發(fā)投入、相關(guān)數(shù)據(jù)不完整的樣本。經(jīng)過篩選，最終確定醫(yī)藥上市公司161家，有效研究樣本854個。為了消除極端值的影響，本文對連續(xù)性變量進行了2%和98%的Winsor縮尾處理。本文研究數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫，部分創(chuàng)新投入信息來源于巨潮資訊網(wǎng)，數(shù)據(jù)處理主要通過STATA 15.0和SPSS 24.0進行。

（二）變量定義

1.被解釋變量。針對企業(yè)績效，以往研究中普遍采用總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率或托賓Q值等進行衡量。本文借鑒梅波（2019）的做法，選取總資產(chǎn)收益率（ROA）為短期績效指標，托賓Q值（TOBIN Q）為長期績效指標。

2.解釋變量。本文選用研發(fā)投入作為衡量創(chuàng)新投入的解釋變量，由于醫(yī)藥制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新所需投入巨大，因此研發(fā)投入總額和企業(yè)創(chuàng)新水平有較好的一致性。參考國內(nèi)外學者的相關(guān)研究，本文選用研發(fā)投入規(guī)模（RD），即研發(fā)投入總額的自然對數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平。

3.調(diào)節(jié)變量。高管激勵包括對高管的薪酬激勵和股權(quán)激勵兩部分。薪酬激勵方面，本文選用高管前3名薪酬總額的自然對數(shù)（EC）進行衡量。股權(quán)激勵方面，本文選用高管持股比例（ESH），即高管持股數(shù)量與企業(yè)總股數(shù)的比值進行衡量。

4.控制變量。醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新與企業(yè)績效必然受到其他因素影響，因此本文借鑒其他學者的研究，確定控制變量為：企業(yè)規(guī)模（SIZE）、企業(yè)成長性（GROWTH）、企業(yè)上市年齡（AGE）、資產(chǎn)負債率（LEV）、現(xiàn)金流量（CF）、第一大股東持股比例（TOP1）、前十大股東持股比例（TOP10）及年度虛擬變量（YEAR）。

本文選用的變量解釋說明如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

基于上述分析，針對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關(guān)系，本文構(gòu)建如下多元回歸模型：

ROA=α0 +α1 RD+αi ∑controls+ε （1）

TOBINQ=α0 +α1 RD+αi∑controls+ε （2）

為了研究高管激勵對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文將高管薪酬、高管持股比例分別引入模型1，形成模型3a、4a;引入模型2，形成模型5a、6a;進一步將高管薪酬、高管持股比例與創(chuàng)新投入的交乘項引入，形成模型3b、4b、5b、6b。同時，本文對高管薪酬、高管持股比例、創(chuàng)新投入進行了標準化，有效避免了多重共線性問題。具體回歸模型如下所示：

ROA=α0 +α1 RD+α2 EC+αi ∑controls+ε ? ? ? ? ? ? ? ? （3a）

ROA=α0 +α1 RD+α2 EC+α3 RD×EC+αi ∑controls+ε ? ? ? （3b）

ROA=α0 +α1 RD+α2 ESH+αi ∑controls+ε ? ? ? ? ? ? ? ?（4a）

ROA=α0 +α1 RD+α2 ESH+α3 RD×ESH+αi ∑controls+ε ? ? （4b）

TOBIN Q=α0 +α1 RD+α2 EC+αi ∑controls+ε ? ? ? ? ? ? （5a）

TOBIN Q=α0 +α1 RD+α2 EC+α3 RD×EC+αi ∑controls+ε ? （5b）

TOBIN Q=α0 +α1 RD+α2 ESH+αi ∑controls+ε （6a）

TOBIN Q=α0 +α1 RD+α2 ESH+α3 RD×ESH+αi ∑controls+ε （6b）

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

由表2可知，我國醫(yī)藥上市公司的總資產(chǎn)收益率的均值為7.9%，總體業(yè)績較好;托賓Q值的均值為3.097，體現(xiàn)了醫(yī)藥公司高回報率的特點，但同時其最小值與最大值相差極大，說明不同公司的市場表現(xiàn)存在明顯差異;研發(fā)投入總額自然對數(shù)的均值為17.895，對應(yīng)的金額為59 115 280.37元，與國際先進水平相差較大，我國醫(yī)藥上市公司的技術(shù)創(chuàng)新仍需加強。高管激勵方面，高管薪酬的平均值為14.33，最小值為12.92，最大值為15.97，我國醫(yī)藥上市公司對高管的薪酬激勵相差較小;高管持股比例的均值為6.6%，最大值為57.9%，但同時也存在持股數(shù)為0的現(xiàn)象，這表明不同醫(yī)藥上市公司的股權(quán)激勵制度運用有很大差別?？刂谱兞糠矫?，企業(yè)規(guī)模的最小值為20.25，最大值為23.82，樣本公司規(guī)模差異較小。營業(yè)收入增長率的平均值為18.3%，表明A股醫(yī)藥上市公司具有較高的成長性，亟需增大研發(fā)投入提高自身競爭力。

（二）相關(guān)性分析

表3檢驗了主要變量間的Pearson相關(guān)關(guān)系。企業(yè)創(chuàng)新投入（RD）與短期績效（ROA）的相關(guān)系數(shù)為0.229，在0.1%的水平上顯著;而創(chuàng)新投入與長期績效（TOBIN Q）的相關(guān)系數(shù)為-0.049，未通過5%的顯著性水平檢驗，表明創(chuàng)新投入與企業(yè)長期績效可能不是簡單的相關(guān)關(guān)系，需要進一步研究。高管激勵方面，薪酬激勵（EC）與企業(yè)績效及創(chuàng)新投入均顯著正相關(guān);而股權(quán)激勵（ESH）與短期績效（ROA）和長期績效（TOBINQ ）顯著正相關(guān)，與創(chuàng)新投入（RD）則不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，這可能是由于股權(quán)激勵方案通常偏向于對公司業(yè)績的考核，為了提高凈利潤，高管可能選擇較小的研發(fā)支出。從主要變量的相關(guān)系數(shù)來看，多數(shù)變量間的相關(guān)性較小，適合進行回歸分析。

（三）回歸結(jié)果分析

本文模型的回歸結(jié)果如表4、表5所示，所有方程的F統(tǒng)計量均在0.1%的水平上顯著，表明所有回歸方程的結(jié)果基本可信，主要分析結(jié)論如下。

1.創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關(guān)系。由表4知，模型1中企業(yè)創(chuàng)新投入（RD）與短期績效（ROA）的回歸系數(shù)為0.01，且在0.1%的水平上顯著;同樣在模型2中，創(chuàng)新投入（RD）與長期績效（TOBIN Q）的回歸系數(shù)為0.3285，且在0.1%的水平上顯著，充分證明研發(fā)投入對企業(yè)績效有顯著的正向促進作用，且這種促進作用在短期效果較小，在長期效果更強，H1、H2得到驗證。醫(yī)藥行業(yè)中，創(chuàng)新藥等技術(shù)研發(fā)能有效提升公司核心競爭力，提高企業(yè)績效，但新藥研發(fā)等的長周期性卻使得這種價值的提升難以在短期得到快速顯現(xiàn)，因而創(chuàng)新投入對企業(yè)長期績效的提升作用相對更強。

2.薪酬激勵對創(chuàng)新投入與短期績效的調(diào)節(jié)作用。由模型3a的結(jié)果知，高管薪酬（EC）對企業(yè)短期績效（ROA）有顯著的正向促進作用。將創(chuàng)新投入與高管薪酬的交乘項（RD×EC）引入模型后，模型3b中交乘項的回歸系數(shù)為 -0.0017，但未通過顯著性檢驗，因此薪酬激勵對創(chuàng)新投入與短期績效的調(diào)節(jié)作用H3未得到驗證。這可能是由于得到高額薪酬的高管難以通過增加研發(fā)投入，使醫(yī)藥公司的短期績效快速增長，因此它們嘗試采用控制成本費用，即削減研發(fā)支出的方式美化業(yè)績指標，提高公司的總資產(chǎn)收益率等。

3.股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入與短期績效的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)模型4a的回歸結(jié)果，高管持股比例（ESH）本身與企業(yè)短期績效的正相關(guān)關(guān)系不顯著;模型4b中創(chuàng)新投入與高管持股比例的交乘項（RD×ESH）的回歸系數(shù)為-0.014，但并未通過5%水平的檢驗，H4未得到驗證，表明高管股權(quán)激勵在短期內(nèi)對于緩解股東與管理層之間的代理問題沒有明顯效果，對創(chuàng)新投入與短期績效的關(guān)系沒有顯著的促進作用。

4.薪酬激勵對創(chuàng)新投入與長期績效的調(diào)節(jié)作用。由模型5a的結(jié)果知，高管薪酬（EC）與長期績效（TOBINQ）正相關(guān)，且在1%的水平上顯著，薪酬激勵本身對企業(yè)績效的提升作用得到驗證。將創(chuàng)新投入與高管薪酬的交乘項（RD×EC）引入模型5b后，交乘項的回歸系數(shù)為正，但未通過5%的顯著性水平檢驗，H5未得到驗證。這可能是由于當高管薪酬提高時，管理層擔心損失現(xiàn)有薪酬的風險厭惡水平比增加研發(fā)投入取得更高的長期績效以得到同等或更高薪酬的期望水平更高，因此他們選擇風險規(guī)避策略，即并沒有積極地推動高不確定性的研發(fā)創(chuàng)新活動，以提高長期績效。同時，由描述性統(tǒng)計結(jié)果知，醫(yī)藥上市公司高管最高薪酬水平與平均水平差異較小，對已擁有較高薪酬的公司高管來說，薪酬激勵的吸引力很弱，因此薪酬激勵難以持續(xù)發(fā)揮作用。

5.股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入與長期績效的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)模型6a的回歸結(jié)果，高管持股比例（ESH）與長期績效在5%的水平上顯著正相關(guān);模型6b中創(chuàng)新投入與高管持股比例的交乘項（RD×ESH）的回歸系數(shù)為1.3962，且在5%的水平上顯著，H6得到驗證。這一結(jié)果表明，當企業(yè)對高管實施股權(quán)激勵后，管理層與股東利益趨于一致，管理層為了實現(xiàn)公司價值的提高，會選擇通過增加研發(fā)投入的方式提高企業(yè)技術(shù)水平，形成核心競爭力，創(chuàng)新投入與長期績效的正相關(guān)關(guān)系得到增強。

五、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文以醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究樣本，選取2011—2017年的數(shù)據(jù)進行研究，分析創(chuàng)新投入、高管激勵與企業(yè)短期和長期績效的關(guān)系，得出以下主要結(jié)論：（1）創(chuàng)新投入與醫(yī)藥企業(yè)績效顯著正相關(guān)，且創(chuàng)新投入的促進作用在長期更加明顯。（2）高管激勵對創(chuàng)新投入和企業(yè)短期績效的關(guān)系無調(diào)節(jié)作用，且股權(quán)激勵對企業(yè)短期績效的提升作用不明顯。（3）股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入和醫(yī)藥企業(yè)長期績效的關(guān)系起著正向調(diào)節(jié)作用，當高管持股比例提高時，研發(fā)創(chuàng)新對長期績效的促進作用明顯增強;薪酬激勵無調(diào)節(jié)作用，但薪酬激勵本身可以顯著提高企業(yè)長期績效。

（二）政策建議

基于實證研究結(jié)果，本文提出以下建議：第一，醫(yī)藥行業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)具有高投入、高風險、長周期和高回報的特征，短期內(nèi)企業(yè)績效很難迅速提升，甚至會有所下降。大型醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)保證研發(fā)費用的持續(xù)投入，從而提升長期績效，提高企業(yè)價值。第二，為引導(dǎo)高管做出有利于公司長期發(fā)展的研發(fā)投資決策，醫(yī)藥制造業(yè)上市公司應(yīng)制定合理的高管激勵政策，使管理層利益與公司利益趨于一致，深化股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入和企業(yè)績效的促進作用。第三，醫(yī)藥制造業(yè)上市公司應(yīng)設(shè)計有效的創(chuàng)新績效考核機制，將對研發(fā)創(chuàng)新的評價引入股權(quán)激勵計劃，減少高管短視行為，最大化創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的提升作用。

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