傅端香，張 晴，羅 文

（1.河南理工大學工商管理學院能源經濟研究中心，河南 焦作 454000；2.華南理工大學，廣東 廣州 510006）

1 引言

目前，世界處于科技革命和產業(yè)變革的大環(huán)境之下，習近平總書記在中國科學院第二十次院士大會開幕式上的講話中提到，“加快建設科技強國，實現高水平科技自立自強”①。加快實現高水平科技自立自強，是我國增強核心競爭力的關鍵，也是構建新發(fā)展格局、引領高質量發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措。黨的十九大報告指出，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰(zhàn)略支撐。只有不斷創(chuàng)新才能打破原有瓶頸，尋求高質量的發(fā)展，因此對企業(yè)提出了更高的要求。創(chuàng)新投入是企業(yè)進行科技創(chuàng)新的重要手段。國家統(tǒng)計局數據表示，我國研發(fā)經費投入強度連續(xù)五年超過2%，達到較高水平②。在創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關系上，國內外學者進行了大量研究，但研究結論出現一定的分歧。部分學者認為二者間存在正相關關系。例如：Stam等（2009）以荷蘭企業(yè)為樣本進行研究，發(fā)現創(chuàng)新投入能夠提高高新技術企業(yè)的績效[1]；李琳和田思雨（2021）對中國A股上市公司的數據進行研究，發(fā)現創(chuàng)新投入能夠正向影響企業(yè)財務績效[2]。但部分學者則認為二者關系不總是為正。例如：馮文娜（2010）對山東省高新技術企業(yè)進行研究，提出創(chuàng)新投入會負向影響企業(yè)績效的觀點[3]；吳鋮鋮等（2022）對民營上市公司進行研究，認為創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的影響存在滯后作用，且隨著時間積累作用越強[4]。由此發(fā)現，關于創(chuàng)新投入與企業(yè)績效之間的關系未有統(tǒng)一結論。制造業(yè)企業(yè)作為創(chuàng)新一大主體，積極開展創(chuàng)新研發(fā)活動，能夠為國家提高創(chuàng)新能力、更快進入高質量發(fā)展階段做出重要貢獻。因此，制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入與績效關系如何亟須進一步探究。

高層管理者（簡稱高管）在企業(yè)中擁有重大事務的決策權，能夠在一定程度上影響企業(yè)績效。因此，關于企業(yè)高管的激勵方案能否有效發(fā)揮激勵作用，進而協同創(chuàng)新投入、促進企業(yè)績效增長，成為目前國內學者關注的熱點問題。高管人力資本是企業(yè)人力資本的重要部分，其人力資本特征異質性對企業(yè)績效也有重要影響[5]。高管人力資本水平的差異可能會影響企業(yè)給予高管激勵的有效性，間接對企業(yè)管理和企業(yè)績效產生影響，具體的影響機理如何有待進一步研究。同時，企業(yè)高管的人力資本水平不同，企業(yè)具有高風險性的創(chuàng)新投入決策也存在差異。尤其是對于創(chuàng)新程度較高的制造業(yè)企業(yè)而言，高管的人力資本水平能否對創(chuàng)新投入產生影響，進而對企業(yè)績效產生影響？十分有必要對此進行研究。因此，本文以實施高管激勵制度的滬深A股上市制造業(yè)企業(yè)為對象，選取2018—2020年的數據作為研究樣本，通過實證分析，探究高管激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效間的內在機理，驗證高管人力資本的調節(jié)作用，以期為制造業(yè)企業(yè)完善高管激勵政策、制定研發(fā)戰(zhàn)略等提供理論依據，也為進行創(chuàng)新改革、尋求高質量發(fā)展的企業(yè)提供一些啟發(fā)。

2 理論分析與研究假設

2.1 高管激勵與企業(yè)績效

2.1.1 高管薪酬激勵與企業(yè)績效?；谖写砝碚?，企業(yè)高層管理者會依據自身利益訴求，選擇偏向短期經濟效益的自私利己行為，對于風險性或不確定性的決策會忽視和逃避，如高風險的研發(fā)創(chuàng)新。因此，企業(yè)會通過制定高管激勵措施，試圖減少高管的利己決策行為，進而降低對企業(yè)績效的負向影響。高管薪酬與企業(yè)績效之間具體的關系如何，國內外學者均進行了論證。Mehrabanpour等（2015）認為，高管薪酬與企業(yè)績效呈正相關的關系，即在企業(yè)對高管實施薪酬激勵的制度下，高管能夠主動為提升企業(yè)績效實施正向回饋行為[6]。俞若安（2015）通過對30多個?。▍^(qū)、市）的創(chuàng)業(yè)板上市公司進行研究，發(fā)現公司高管的年薪與企業(yè)績效呈正相關的關系[7]。張?zhí)K等（2020）對非國有企業(yè)進行研究后同樣認為，高管的薪酬水平與企業(yè)績效具有顯著的正相關關系[8]。柳蓉薇等（2021）通過對農業(yè)上市企業(yè)進行研究，發(fā)現企業(yè)績效的提升與高管薪酬激勵相關，且研發(fā)投入在此關系中起到中介作用[9]。

基于以上分析，多數學者認為,適當的薪酬激勵能夠激發(fā)企業(yè)高管對組織的使命感和認同感，從而對企業(yè)績效增長做出貢獻。由此，提出假設：

H1a：高管薪酬激勵與企業(yè)績效的關系呈正相關。

2.1.2 高管股權激勵與企業(yè)績效。根據最優(yōu)契約理論，高管和股東之間的利益沖突可以通過企業(yè)股權激勵進行協調，促使二者的利益趨同和風險共擔，即通過有效的股權激勵機制提升企業(yè)績效。企業(yè)績效決定了受到股權激勵后高管的收益水平，因此高管有強烈的動機與意愿促進企業(yè)績效的提升。Jensen等（1979）認為，受到股權激勵的高管與企業(yè)具有利益一致性，同時委托代理沖突可以通過高管股權激勵進行緩解，從而促使高管與企業(yè)形成利益共同體，實現企業(yè)效益與股權激勵的正相關[10]。Morck（2005）等研究發(fā)現，高管持股能夠促使其利益與企業(yè)一致，并產生利益趨同效應[11]。游春（2010）提出，高管受到的股權激勵強度能夠在一定程度上影響企業(yè)業(yè)績，且影響關系為正向促進作用，但這個結論因企業(yè)不同而有所差異。例如：對于成長性高或創(chuàng)新水平高的企業(yè)，高管股權激勵正向影響企業(yè)績效更為明顯；反之，在企業(yè)成長水平低、資金流動性差的情況下，高管股權激勵正向影響企業(yè)績效的效果不顯著[12]。倪艷等（2021）通過對實施股權激勵計劃的A股上市公司進行股權激勵強度與企業(yè)績效關系的實證檢驗，發(fā)現兩者呈現顯著的正相關關系[13]。但也有學者持其他意見。許娟娟等（2016）發(fā)現，高管股權激勵會誘發(fā)其盈余管理行為，激勵效果與企業(yè)績效呈倒U形關系[14]。李春玲等（2018）針對不同要素密集型企業(yè)進行研究，并未發(fā)現高管股權激勵與企業(yè)績效之間存在密切關系[15]?；谝陨戏治?，多數學者更認同高管股權激勵能夠對企業(yè)績效起到正向促進的作用。由此，提出假設：

H1b：高管股權激勵與企業(yè)績效的關系呈正相關。

2.2 創(chuàng)新投入與企業(yè)績效

根據熊彼特提出的創(chuàng)新理論，企業(yè)的發(fā)展取決于創(chuàng)新，生產技術的創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展和促進績效提升的動力。為了使企業(yè)具有較強的競爭力，在復雜的市場環(huán)境中取得優(yōu)勢，企業(yè)有必要開展創(chuàng)新研發(fā)活動。早期學者們采用柯布道格拉斯模型就企業(yè)創(chuàng)新投入對生產率的影響進行測算。例如：Griliches（1986）對美國大型制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新活動進行研究，發(fā)現創(chuàng)新研發(fā)能夠有效提升企業(yè)的生產力，同時為企業(yè)帶來較高收益[16]；Hall等（1995）通過對法國制造業(yè)企業(yè)進行研究，發(fā)現研發(fā)投入與生產力關系緊密，能使企業(yè)獲得更好的回報[17]；梁萊欲等（2015）通過對高科技企業(yè)的研發(fā)投入與企業(yè)績效間的關系進行探究，發(fā)現該類企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入與收入和凈利潤率呈正相關關系[18]。如上所述，部分學者認為，企業(yè)的創(chuàng)新投入與績效呈正相關關系，但也有部分學者持不同意見。例如：尹美群等（2018）針對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關系進行了分行業(yè)實證研究，研究表明，對于技術密集型行業(yè)，創(chuàng)新投入對于企業(yè)績效存在周期效應，公司前期增加創(chuàng)新投入能夠有效提升企業(yè)績效，但當期績效的提升會促使管理層放緩創(chuàng)新腳步，造成未來一期績效下降，進而再增加投入[19]；周菲等（2019）基于內生視角，提出在短期內，創(chuàng)新研發(fā)投入對企業(yè)績效存在負向影響，但其滯后對績效的影響為正向[20]?；谝陨戏治觯瑢W者們對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效間的關系存在分歧，其原因多為企業(yè)樣本和數據年份的選取存在差異，由于創(chuàng)新的失敗率高，短期內創(chuàng)新投入較高的企業(yè)可能會對績效產生消極影響。由此，提出假設：

H2：企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關系呈負相關。

2.3 高管人力資本的調節(jié)作用

2.3.1 高管人力資本對薪酬激勵與企業(yè)績效關系的影響。根據人力資本理論，體現在勞動者身上的資本被稱為人力資本，包含個體的生產知識、勞動技能與健康素質的綜合評判，其中個體所受的教育占據重要地位，人力資本的受教育水平在一定程度上與收入有密切關系。高管是企業(yè)人力資源中最重要的部分，擁有較高的經營決策權，同時也是企業(yè)進行資源配置的重要決策者[21]。李世聰（2005）提出，應以人力資本貢獻率為依據，構建企業(yè)高層管理者的激勵機制，并用此方式有效激勵高管團隊，使得高管創(chuàng)造更好的企業(yè)績效[22]。范亞東等（2016）通過對上深交所主板上市公司進行研究，發(fā)現企業(yè)高管受教育水平越高，他們期望得到的薪酬回報越高；若企業(yè)給予高管的薪酬激勵達到他們的期望值，就能夠激發(fā)高管的工作潛能，進而提升企業(yè)績效[23]。由此，提出假設：

H3a：高管人力資本在薪酬激勵與企業(yè)績效間起正向調節(jié)作用。

2.3.2 高管人力資本對股權激勵與企業(yè)績效關系的影響。高管在企業(yè)中能夠一定程度地執(zhí)行股東意愿，對企業(yè)的剩余控制權具有決策性，因此對高管實施股權激勵，能夠使高管獲得企業(yè)部分剩余控制權，促使高管與企業(yè)形成利益共同體，共同謀求企業(yè)的良好發(fā)展[24]。企業(yè)高管多為擁有豐富經驗的職業(yè)經理人或專業(yè)及管理能力極強的員工，能夠在企業(yè)的經營中扮演好管理者的角色，對其他員工進行工作指導、提高員工工作積極性等，最終實現企業(yè)績效的提升。當高管的人力資本水平較高時，企業(yè)對高管實施股權激勵措施能夠使高管對企業(yè)有更強的歸屬感，引導高管在企業(yè)中扮演好一個優(yōu)質管理者的角色，提升高管在企業(yè)員工中的影響力，進而以高管的人力資本優(yōu)勢影響其他員工，促使其他員工主動提升自身能力。由此，提出假設：

H3b：高管人力資本在股權激勵與企業(yè)績效間起正向調節(jié)作用。

2.3.3 高管人力資本對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效關系的影響。高管普遍擁有較高的受教育水平與道德素養(yǎng)。一方面，他們的信息搜集和處理能力較強，也能較好應對和解決突發(fā)事件，同時能夠及時跟隨國家政策，結合實際制定適合企業(yè)發(fā)展的方案；另一方面，他們擁有較多的社會資本，能夠搜集充足的外部信息，應對動態(tài)市場情形并靈活調整企業(yè)經營狀態(tài)，為企業(yè)發(fā)展做出能夠實現最大效益的最優(yōu)決策[25]。王文華等（2014）通過對企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)績效間的內在機理進行探究，發(fā)現高管人力資本在其關系中存在正向調節(jié)作用，同時高管人力資本的深度與廣度都能顯著正向調節(jié)二者之間的關系[26]。由此，提出假設：

H3c：高管人力資本在創(chuàng)新投入與企業(yè)績效間起正向調節(jié)作用。

2.4 假設模型

通過對高管激勵（薪酬激勵和股權激勵）、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效各個變量間的關系進行梳理，構建本文的研究假設模型，如圖1所示。

圖1 研究假設模型圖

3 研究設計

3.1 樣本選取與數據來源

根據中國證監(jiān)會《2021年1季度上市公司行業(yè)分類結果》公布的行業(yè)分類，本文選取滬深A股上市制造業(yè)企業(yè)作為樣本，篩選2018—2020年共3年的行業(yè)數據進行研究。為了確保樣本的準確性、有效性，對出現以下情況的企業(yè)進行剔除：①剔除數據不完整、缺失較多的企業(yè)；②剔除未實施高管激勵的企業(yè)；③剔除被ST、*ST的企業(yè)。最終篩選出符合要求且具有代表性的制造業(yè)企業(yè)1 134家，共計3 402個數據樣本。本研究的數據主要來源于國泰安數據庫（GSMAR），通過Excel進行數據預處理，然后運用統(tǒng)計軟件SPSS 26.0和STATA 16.0進行后續(xù)實證研究。

3.2 變量設計

3.2.1 被解釋變量。綜合國內外各學者的研究，目前企業(yè)績效的衡量指標主要有會計指標和市場指標兩種類型。其中，ROA、ROE、EPS等歸屬于會計指標，EVA、托賓Q值等歸屬于市場指標。本文通過對指標選取的實用性和科學性以及市場的穩(wěn)定性等方面進行考量，最終選定總資產收益率（ROA）來表示企業(yè)績效。

3.2.2 解釋變量。根據胡艷等（2015）的研究方法，將高管激勵劃分為薪酬激勵和股權激勵兩個方面進行衡量，其中將高管薪酬激勵的指標設定為高管團隊排名前三的報酬總額的自然對數[27]。

關于股權激勵的計量，國內學者大多采用高管持股的比例表示股權激勵強度，因此高管股權激勵的指標用高管持股數量占公司總股本的比例來衡量。

創(chuàng)新投入是一個絕對值概念，參考大多數文獻的做法，采用研發(fā)投入的相對值，即用研發(fā)費用占營業(yè)收入的比例來表示企業(yè)的創(chuàng)新投入。

3.2.3 調節(jié)變量。借鑒韓靜等（2014）的做法，將高管團隊的平均受教育水平作為高管人力資本的代理變量，其中：1=中專及中專以下，2=大專，3=本科，4=碩士研究生，5=博士研究生等[28]。因此，本文的調節(jié)變量——高管人力資本選用高管平均受教育水平的指標來衡量。

3.2.4 控制變量。結合制造業(yè)企業(yè)的特點，為了提高研究結果的可靠性，本研究的控制變量選取以下能夠體現企業(yè)財務狀況和經營治理能力等方面特征的變量，如企業(yè)規(guī)模、資產負債率、總資產增長率、股權集中度、董事會規(guī)模等。

各變量的定義及測度如表1所示。

表1 變量定義及測度

3.3 模型設計

為了準確地計量各個變量間的相關程度，探討高管激勵、創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的影響，本研究運用線性回歸分析方法構建以下模型。

本文基于高管人力資本的視角，對高管激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效間的關系進行研究，選取高管人力資本為調節(jié)變量，分別在以上模型中引入相應變量與高管人力資本的交互項構建以下回歸模型。

其中，β0為常數項，βi（i=1，2，3）為回歸系數，control為企業(yè)規(guī)模、資產負債率、總資產增長率、股權集中度、董事會規(guī)模等控制變量，ε為誤差項。

4 實證分析

4.1 描述性分析

為初步掌握各變量的分布特征，對各變量進行描述性分析，如表2所示。

表2 變量描述性分析

由表2的描述性統(tǒng)計情況可以看出我國1 134家制造業(yè)企業(yè)于2018—2020年期間各方面情況。第一，企業(yè)績效方面。其均值是0.041，說明該類企業(yè)整體呈盈利狀態(tài)，但績效水平不高。其中，最小值為-0.965，最大值為0.542，差距較大，體現出各個企業(yè)的經營策略差異性較大，績效水平懸殊。第二，高管薪酬激勵方面。從最小值12.808到最大值17.746可以看出，該行業(yè)對于高管薪酬激勵都很重視，高管薪酬差距不大。均值達到14.623，表明該行業(yè)的高管薪酬處于較高水平。第三，高管股權激勵方面。其平均值為0.128，表明多數企業(yè)對高管實施股權激勵。由最大值和最小值可以看出，部分企業(yè)股權激勵強度大，而部分企業(yè)較為不重視，股權激勵值不足0.001%。第四，創(chuàng)新投入方面。國際上規(guī)定，創(chuàng)新投入超過5%，企業(yè)才具有競爭力。制造業(yè)企業(yè)普遍較為注重創(chuàng)新，創(chuàng)新投入平均水平達到5.1%，表明該類企業(yè)整體上具有一定的競爭力。其中，有些企業(yè)的創(chuàng)新投入達到57.3%，遠超于國際水平，但有的企業(yè)創(chuàng)新投入較低，影響企業(yè)未來發(fā)展。第五，高管人力資本方面。該類企業(yè)高管的平均受教育水平為3.265，介于本科與碩士研究生之間，反映出制造業(yè)企業(yè)的高管普遍重視學歷提升，人力資本水平較高。

4.2 相關性分析

運用SPSS 26.0統(tǒng)計軟件對此次研究中各變量間的相關性進行分析，Pearson系數結果如表3所示。

表3 Pearson相關性分析

根據學術界的研究結論，一般變量間的相對系數絕對值高于0.8，則認為此次研究的變量間存在嚴重的多重共線性問題。由表3的結果可得，各變量間的相關系數絕對值最大為0.616，剩余系數均在0.488及以下，遠小于臨界值0.8，證明此次研究不存在嚴重的多重共線性問題，其各個變量間關系相對獨立。根據相關性分析結果，薪酬激勵與企業(yè)績效的相關系數為0.141，說明薪酬激勵與企業(yè)績效呈正相關關系，且此關系在1%的水平下顯著，初步證實了假設H1a成立；高管股權激勵與企業(yè)績效在1%的水平下相關系數為0.092，說明股權激勵與企業(yè)績效呈顯著正相關，假設H1b也初步成立；創(chuàng)新投入與企業(yè)績效在表中顯示的系數為-0.106，說明二者呈負相關，且在1%的水平下顯著，假設H2初步得到證實，表明創(chuàng)新投入能夠對企業(yè)績效產生負向影響。

4.3 高管激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效回歸分析

薪酬激勵、股權激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效回歸分析的結果如表4所示。

表4 薪酬激勵、股權激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效回歸分析

從薪酬激勵、股權激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效4個變量回歸分析的結果來看，模型1中高管薪酬激勵與企業(yè)績效系數值為0.111，且在1%的水平下顯著，證明制造業(yè)企業(yè)實施高管薪酬激勵措施能夠正向影響企業(yè)績效，即適當的薪酬激勵能夠提升高管的工作積極性，促進企業(yè)績效增長。模型2中高管股權激勵與企業(yè)績效的相關系數為0.033，且在5%的顯著性水平下呈正相關，表明對高管實施股權激勵能夠正向影響企業(yè)績效，同時股權激勵的強度越大，對企業(yè)績效的正向促進作用越明顯。

模型3的回歸結果顯示，制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入對績效的影響在1%的水平下顯著，其系數值為-0.153，說明創(chuàng)新投入與企業(yè)績效存在顯著負相關的關系。模型4是加入了所有解釋變量的完整模型，回歸結果證明，高管薪酬激勵和股權激勵對企業(yè)績效的促進作用均通過了1%的顯著性檢驗，企業(yè)創(chuàng)新投入對績效的負向作用也再次通過了1%的顯著性檢驗，對前3個模型的結論進行了再次鞏固驗證。綜上所述，假設H1a、H1b、H2均充分得到驗證且成立。

4.4 高管人力資本的調節(jié)作用檢驗

為進一步驗證高管人力資本的調節(jié)作用，模型5、6、7中分別添加高管薪酬激勵與高管人力資本的交互項（lnAP*RL）、高管股權激勵與高管人力資本的交互項（SHARE*RL）和創(chuàng)新投入與高管人力資本的交互項（RD*RL）進行回歸檢驗，具體結果如表5所示。

表5 高管人力資本的調節(jié)作用

由表5的回歸結果可知，模型5中添加了高管薪酬激勵與高管人力資本的交互項，得到交互項（lnAP*RL）的相關系數為0.028，并在10%的水平下顯著，表明高管人力資本在高管薪酬激勵與企業(yè)績效的關系中起顯著正向調節(jié)作用，假設H3a成立；模型6中添加了高管股權激勵與高管人力資本的交互項，得到交互項（SHARE*RL）的相關系數為0.029，并在10%的水平下通過顯著性檢驗，證明高管人力資本在高管股權激勵與企業(yè)績效的關系中起顯著正向調節(jié)作用，假設H3b成立。具體的調節(jié)效應如圖2和圖3所示，高人力資本的回歸直線斜率要大于低人力資本的回歸直線，這說明企業(yè)對高管實施薪酬和股權激勵措施時，高管的人力資本水平越高，其受到激勵后對企業(yè)績效的促進作用越強。綜上，高管激勵能夠正向促進企業(yè)績效的提升，且高管人力資本能夠在高管激勵與企業(yè)績效的關系中起到正向調節(jié)作用，即高管的受教育程度越高，企業(yè)對高管給予的薪酬激勵和股權激勵越有效，越有利于高管與企業(yè)形成利益共同體，促使企業(yè)績效增長。

圖2 人力資本對薪酬激勵與企業(yè)績效關系的調節(jié)作用

圖3 人力資本對股權激勵與企業(yè)績效關系的調節(jié)作用

根據模型7的回歸結果，創(chuàng)新投入與高管人力資本的交互項（RD*RL）系數值為0.084，并在10%的水平下顯著，表明高管人力資本的調節(jié)作用存在于創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關系中，且為正向調節(jié)作用，假設H3c成立。為了進一步驗證高管人力資本在創(chuàng)新投入與企業(yè)績效間的作用，繪制如圖4所示的調節(jié)效應圖。當創(chuàng)新投入增多時，高人力資本回歸直線的傾斜程度要小于低人力資本，說明隨著高管平均受教育水平的提高，企業(yè)高管更能對風險型事件做出有效決策，充分調動員工工作積極性，弱化制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入對績效的負向影響。

圖4 人力資本對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效關系的調節(jié)作用

此外，從回歸結果可以看出，在本文選取的控制變量中，企業(yè)規(guī)模、總資產增長率和股權集中度均通過了1%的顯著性檢驗，且與企業(yè)績效呈正相關。這說明規(guī)模越大、成長性越高的企業(yè)更能擁有好的績效，這也促使制造業(yè)企業(yè)不斷成長、擴大規(guī)模，以提升自身競爭力，進而促使企業(yè)績效穩(wěn)定增長。股權集中度由企業(yè)前十大股東的持股比例來度量，由此可見，前十大股東的持股比例越高，公司發(fā)展越穩(wěn)定，企業(yè)績效越能夠得到有效增長。資產負債率與企業(yè)績效的關系在1%的顯著性水平下呈負相關，證明較高水平的資產負債率會給企業(yè)帶來一定的財務風險，進而對企業(yè)績效產生不利影響。董事會規(guī)模對企業(yè)績效有一定的正向影響，但不顯著，說明董事會的規(guī)模對企業(yè)的發(fā)展影響不大。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

為判斷以上研究的回歸結果是否穩(wěn)健，本文選擇變換關鍵變量進行穩(wěn)健性檢驗，即將因變量企業(yè)績效的測量指標總資產收益率（ROA）替換成托賓Q值，加入模型進行回歸分析，結果如表6、表7所示。

由表6的穩(wěn)健性檢驗結果可以看出，更換因變量后，企業(yè)高管薪酬激勵、股權激勵與企業(yè)績效依然呈正相關關系，創(chuàng)新投入與企業(yè)績效仍為負相關關系，且同時通過了1%的顯著性檢驗，說明高管激勵（薪酬激勵與股權激勵）能夠對企業(yè)績效產生正向影響，創(chuàng)新投入對制造業(yè)企業(yè)績效產生負向影響?；诖?，本文對高管激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效三者間的關系研究通過了穩(wěn)健性檢驗。

根據表7的檢驗結果，當因變量替換為托賓Q值后，高管人力資本依然起調節(jié)作用。高管人力資本分別在5%和10%的水平上顯著調節(jié)高管激勵（薪酬激勵和股權激勵）、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效間的關系，且均為正向調節(jié)，說明了制造業(yè)企業(yè)高管的平均受教育水平越高，針對高管實施薪酬和股權激勵正向影響企業(yè)績效的效果越好，創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的負向影響越小。由此，高管人力資本在高管激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效關系間存在調節(jié)作用的結論通過了穩(wěn)健性檢驗。

綜上所述，替代變量的回歸結果相較于原始變量無實質性差異，主變量間的關系和調節(jié)方向都沒有發(fā)生改變。因此，本文假設模型通過了穩(wěn)健性檢驗，研究結果有較強的可靠性。

5 結論與建議

5.1 研究結論

本文以2018—2020年滬深A股上市的制造業(yè)企業(yè)數據作為研究樣本，探究了高管激勵（薪酬激勵和股權激勵）、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效之間的關系，并驗證了高管人力資本的調節(jié)作用。具體研究結論如下：第一，高管激勵（薪酬激勵和股權激勵）與企業(yè)績效呈顯著正相關關系，即對制造業(yè)企業(yè)的高管實施激勵措施能夠有效促進企業(yè)績效的提升；第二，制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入與企業(yè)績效呈負相關關系，即增加企業(yè)的創(chuàng)新投入會降低企業(yè)的績效，這可能是因為制造業(yè)企業(yè)多重視研發(fā)，創(chuàng)新投入較多，企業(yè)成本增加，但成果轉化周期較長，從而導致對企業(yè)績效產生了負向影響；第三，高管人力資本在高管激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的關系中起正向調節(jié)作用，當企業(yè)高管人力資本水平較高時，企業(yè)對高管實施激勵能夠提升高管對企業(yè)的歸屬感，使其更樂于投身企業(yè)發(fā)展，為企業(yè)績效提升貢獻自身力量。同時，較高的人力資本水平能夠使高管對于風險性較高的創(chuàng)新投入有更加清晰、理性的決策，盡可能降低對企業(yè)績效的負向影響。

研究結論證實了高管激勵對企業(yè)績效的正向促進作用和創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的負向抑制作用，不僅豐富了高管激勵對企業(yè)績效影響的研究，還探究了制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入對企業(yè)績效的影響作用，為制造業(yè)企業(yè)的績效提升提供了理論依據。同時，本研究驗證了高管人力資本的調節(jié)作用，深入發(fā)掘了高管激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效關系中的邊界條件，讓企業(yè)認識到高管人力資本的重要性，給企業(yè)的管理實踐提供啟示，也為后續(xù)研究拓寬思路。

5.2 政策建議

基于本文的研究結論，對我國實施高管激勵的制造業(yè)上市企業(yè)提出以下幾點建議。

第一，穩(wěn)定推行高管薪酬激勵機制，并適當提高薪酬激勵的強度。根據本文的研究結果可以得出，高管薪酬激勵是促進企業(yè)績效提升的重要因素之一，對高管實行薪酬激勵能夠激發(fā)高管的工作潛能，調動其工作積極性，進而形成高管與企業(yè)的利益共同體，促使其更好地為企業(yè)服務，進而提升企業(yè)績效。

第二，適當提高高管持股比例，完善股權激勵機制。適當的股權激勵可以使高管與企業(yè)利益趨同，促使高管與企業(yè)形成利益共同體，提升高管的敬業(yè)度，同時還能激發(fā)高管內部的良性競爭，為企業(yè)發(fā)展貢獻自身才能，進而促進企業(yè)績效的提升。

第三，結合企業(yè)情況，慎重確定創(chuàng)新投入。制造業(yè)企業(yè)相對較為注重研發(fā)投入，但一味地追求創(chuàng)新具有一定的風險性。過高的創(chuàng)新投入可能無法給企業(yè)績效帶來正向影響，反而會對企業(yè)績效產生負向影響，不利于企業(yè)進一步創(chuàng)新發(fā)展。因此，制造業(yè)企業(yè)應結合企業(yè)實際確定創(chuàng)新投入，避免過度的創(chuàng)新投入對企業(yè)造成經濟負擔。

第四，充分發(fā)揮高管人力資本的作用。根據此次研究結論，高管人力資本對高管激勵、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效之間的關系起正向調節(jié)作用。一方面，企業(yè)應對擁有較高人力資本水平的高管團隊實施完善的薪酬和股權激勵制度，達到留住人才的目的，同時還能吸引更多受教育程度高、具有創(chuàng)新能力的優(yōu)秀人才，提升高管團隊的創(chuàng)新決策水平；另一方面，可以定期對高管人員進行員工業(yè)務能力等系統(tǒng)培訓，進一步提升高管的綜合實力，同時提拔優(yōu)秀員工，保證高管團隊的人力資本處于較高水平，為企業(yè)創(chuàng)造更高的績效。

注釋：

①習近平在中國科學院第二十次院士大會、中國工程院第十五次院士大會、中國科協第十次全國代表大會上的講話。

②國家統(tǒng)計局、科學技術部、財政部.《2020年全國科技經費投入統(tǒng)計公報》。