林露露 全 晨（通訊作者）

（浙江理工大學(xué)科技與藝術(shù)學(xué)院，浙江 紹興 312369）

當(dāng)代企業(yè)為了能夠穩(wěn)步發(fā)展，穩(wěn)固自己的行業(yè)地位，保證自己在飛速發(fā)展的社會里不被淘汰，就需要形成本企業(yè)的核心競爭力。開展企業(yè)的創(chuàng)新項目，“人”必不可少。高管人員掌握著企業(yè)的決策大權(quán)，企業(yè)的研發(fā)投入很大程度受限于高管人員。自現(xiàn)代社會快速發(fā)展，企業(yè)所有權(quán)和管理權(quán)逐漸分離，委托代理關(guān)系應(yīng)運(yùn)而生。其中，企業(yè)股東持所有權(quán)，致力于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，而高管人員持管理權(quán)，企業(yè)短期經(jīng)濟(jì)效益才對其有利。因此，股東和高管間的利益矛盾不斷加深，妨礙企業(yè)正常研發(fā)活動的進(jìn)行。如何有效緩解所有者與管理者之間的矛盾，一定程度上減少管理者的短視，激勵管理者加大企業(yè)創(chuàng)新投入是學(xué)術(shù)界和企業(yè)討論的熱點和難點。同時，企業(yè)的基本目標(biāo)是利益最大化，研發(fā)投入是否能有效提升企業(yè)績效，何種激勵方式能有效的降低委托代理成本，調(diào)節(jié)研發(fā)投入和企業(yè)績效間的關(guān)系備受專家學(xué)者關(guān)注。

一、理論分析與研究假設(shè)

技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)得以在當(dāng)今市場立足的關(guān)鍵要素。通過技術(shù)創(chuàng)新，企業(yè)能夠獲得新的生產(chǎn)技術(shù)或者新的產(chǎn)品，在一定時間內(nèi)壟斷市場，占據(jù)市場份額，獲得相當(dāng)可觀的營業(yè)收入，進(jìn)而提高企業(yè)績效。王愛蓮和張夢玉（2020）認(rèn)為研發(fā)投入顯著正向影響企業(yè)績效。依據(jù)創(chuàng)新理論，企業(yè)想要提高績效需要企業(yè)持續(xù)穩(wěn)定的進(jìn)行研發(fā)投入，保證研發(fā)活動的正常進(jìn)行，以此確保企業(yè)創(chuàng)新。因此，本文提出假設(shè)：

H1：研發(fā)投入與企業(yè)績效呈正相關(guān)。

鑒于激勵理論，對企業(yè)管理者實行積極、高效的激勵措施，能夠極大地激發(fā)其工作熱情，繼而提高企業(yè)績效的水平。因此，為了促進(jìn)高管人員考慮公司長遠(yuǎn)發(fā)展，需要制定并實施相關(guān)的激勵政策。學(xué)者們通過研究證明了有效的高管激勵政策的確能提高企業(yè)績效。劉玉穎（2021）根據(jù)創(chuàng)業(yè)板上市公司研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵對企業(yè)績效在非國有企業(yè)中具有促進(jìn)作用。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：高管激勵與企業(yè)績效呈正相關(guān)。

研發(fā)活動對企業(yè)績效的促進(jìn)作用是毋庸置疑的，但同時企業(yè)的當(dāng)期經(jīng)濟(jì)效益基本上也會因為研發(fā)支出而減少，且研發(fā)活動具有高風(fēng)險性，高管人員作為擁有企業(yè)決策權(quán)，很可能會考慮自身經(jīng)濟(jì)效益來減少研發(fā)投入。實施高管持股激勵政策，使其身份從管理者轉(zhuǎn)變?yōu)樗姓?，將高管收益與企業(yè)發(fā)展結(jié)合起來，促進(jìn)高管對于研發(fā)投入的持續(xù)輸出，保證企業(yè)創(chuàng)新活動的正常進(jìn)行，以此提高企業(yè)績效。因此，本文假設(shè)：

H3：高管激勵能夠正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入與企業(yè)績效之間的關(guān)系。

二、研究設(shè)計

1.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2018—2020 年中小板高新技術(shù)企業(yè)數(shù)據(jù)。根據(jù)數(shù)據(jù)分析需要，筆者將研究對象鎖定在中小板高新技術(shù)企業(yè)，其中剔除ST 和*ST 類公司、這三年中新上市的公司、沒有監(jiān)管層持股數(shù)的公司，此外，排除數(shù)據(jù)缺失以及數(shù)據(jù)異常的公司，最終得到437 家企業(yè)的數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

2.變量定義與模型設(shè)定

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量為企業(yè)績效，目前而言對于企業(yè)績效的衡量方式有很多種，筆者根據(jù)對相關(guān)文獻(xiàn)的研究以及獲取數(shù)據(jù)的難易程度綜合考量以主營業(yè)務(wù)利潤率（ROS）對該指標(biāo)進(jìn)行衡量。

（2）解釋變量。本文的解釋變量為研發(fā)投入。根據(jù)對國內(nèi)外文獻(xiàn)的研究，本文以研發(fā)投入總額占營業(yè)收入的比例作為衡量研發(fā)投入強(qiáng)度的指標(biāo)，其總額包括資本化以及費用化。

（3）本文采用股權(quán)激勵作為調(diào)節(jié)變量。本文借鑒大部分相關(guān)文獻(xiàn)的做法，本文采用高管持股比例作為調(diào)節(jié)變量來量化股權(quán)激勵，比例的形式更能反映高管對于企業(yè)的控制。高管人員主要是指監(jiān)管層人員，其中監(jiān)管層包括董事、監(jiān)事、高級管理人員。

（4）控制變量。借鑒學(xué)者們已有的研究，在財務(wù)特征方面選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和第一大股東持股比例作為控制變量。變量定義和變量取值方法如表1 所示。

表1 變量參數(shù)設(shè)置

通過前文的理論推出假設(shè)并且設(shè)置了變量，筆者建立以下多元線性回歸模型驗證研發(fā)投入、高管激勵與企業(yè)績效三者之間的影響：

其中：β0為截距項；?it為殘差。

首先，用模型（1）來驗證本文的研究假設(shè)H1：

ROSit=β0+β1×R&Dit+β2×SIZEit+β3×LEVit+β4×TOPit+?it

其次，用模型（2）來驗證本文的研究假設(shè)H2：

ROSit=β0+β1×MSRit+β2×SIZEit+β3×LEVit+β4×TOPit+?it

最后，用模型（3）來驗證本文的研究假設(shè)H3：

ROSit=β0+β1×R&Dit+β2×MSRit+β3×R&Dit+β4×SIZEit+β5×LEVit+β6×TOPit+?it

三、實證結(jié)果與分析

1.描述性統(tǒng)計

根據(jù)表2 可得出以下結(jié)論：

表2 有關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

（1）被解釋變量。主營業(yè)務(wù)利潤率（ROS）的均值為0.290376，說明樣本企業(yè)整體處于盈利狀態(tài)，但其中的最大值與最小值之間的差異為0.8121，相差巨大，說明樣本企業(yè)之間的盈利能力和水平存在較大差距。

（2）解釋變量。研發(fā)投入（R&D）的均值為0.053786，說明樣本企業(yè)總體而言對企業(yè)研發(fā)投入這一塊較少，企業(yè)自主創(chuàng)新的意識不強(qiáng)。最大值與最小值之間的差異為0.2224，說明樣本企業(yè)之間對于研發(fā)活動的重視程度以及研發(fā)資金的投入存在較大的差異。

（3）調(diào)節(jié)變量。股權(quán)激勵（MSR）的均值為0.130143，說明目前在企業(yè)中，企業(yè)的所有者仍然對企業(yè)擁有絕對的控制權(quán)。此外由上表可知，股權(quán)激勵的最小值為0，說明仍有部分公司企業(yè)的所有者擁有企業(yè)百分之百的所有權(quán)，而高管僅擁有對公司的管理權(quán)。股權(quán)激勵的最大值為0.5064，說明部分企業(yè)將所有權(quán)部分轉(zhuǎn)接給企業(yè)的高管，兩者都擁有對企業(yè)的所有權(quán)。綜上所述，樣本企業(yè)中管理者對于企業(yè)的控制權(quán)限存在較大的差異。

（4）控制變量。樣本企業(yè)中整體資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）處于中等水平，均值為0.400837，但最大值與最小值之間的差異為0.7442，說明樣本企業(yè)的經(jīng)營能力與風(fēng)險承受程度存在較大差異。樣本企業(yè)中第一大股東持股比例（TOP）的最小值僅為0.0873，而最大值為0.6286，說明樣本企業(yè)的穩(wěn)定性存在較大差異，部分企業(yè)存在一股獨大的現(xiàn)象。樣本企業(yè)中企業(yè)規(guī)模（SIZE）整體處于中等水平，但最大值與最小值之間的差異為4.0645，說明樣本企業(yè)整體規(guī)模差異較大。

2.相關(guān)性分析

本文根據(jù)模型進(jìn)行了相關(guān)性檢驗，如表3 所示，研發(fā)投入（R&D）與主營業(yè)務(wù)利潤率（ROS）兩者之間呈正相關(guān)關(guān)系，初步驗證了假設(shè)一；股權(quán)激勵（MSR）與主營業(yè)務(wù)利潤率（ROS）兩者之間呈正相關(guān)關(guān)系，初步驗證了假設(shè)二的猜想；交互項（R&D×MSR）與主營業(yè)務(wù)利潤率（ROS）兩者之間呈正相關(guān)關(guān)系，初步驗證假設(shè)三的猜想。除此之外，控制變量中公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）與主營業(yè)務(wù)利潤率（ROS）都為負(fù)相關(guān)。而第一大股東持股比例（TOP）未通過相關(guān)檢驗，結(jié)果初步顯示第一大股東持股比例（TOP）與主營業(yè)務(wù)利潤率（ROS）不存在明顯的相關(guān)性。

表3 主要變量的相關(guān)性分析

3.回歸分析

筆者根據(jù)假設(shè)一進(jìn)行回歸分析得到表4。該模型的R2為0.314，表明了擬合優(yōu)度良好，說明模型回歸效果顯著。研發(fā)投入的回歸系數(shù)為1.532，這說明研發(fā)投入與企業(yè)績效呈現(xiàn)正相關(guān)，即說明研發(fā)投入的增加能夠促進(jìn)企業(yè)績效的提高。

表4 研發(fā)投入與企業(yè)績效的模型系數(shù)表

對假設(shè)二進(jìn)行回歸分析得到表5?；貧w方程的R2為0.195，表明了擬合優(yōu)度良好，模型回歸效果顯著。股權(quán)激勵的回歸系數(shù)為0.136，這說明高管激勵的增加能夠促進(jìn)企業(yè)績效的提高。

表5 高管激勵與企業(yè)績效的模型系數(shù)表

對假設(shè)三進(jìn)行回歸分析得到表6，回歸方程的R2為0.329，表明擬合優(yōu)度良好，模型回歸效果顯著。對于本文中所研究的交互項的回歸系數(shù)為2.008，說明這兩者間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即說明股權(quán)激勵作為調(diào)節(jié)變量能夠正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入與主營業(yè)務(wù)利潤率之間的關(guān)系，驗證了假設(shè)三的猜想。此外，根據(jù)控制變量前的回歸系數(shù)可知，企業(yè)規(guī)模，第一大股東持股比例的回歸系數(shù)分別為0.024，0.063，說明這兩者與主營業(yè)務(wù)利潤率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即這兩者的提高能夠促進(jìn)主營業(yè)務(wù)利潤率的提升。而資產(chǎn)負(fù)債率恰恰相反，它的回歸系數(shù)為-0.338，即它的提高則會抑制主營業(yè)務(wù)利潤率的增長。

表6 高管持股、內(nèi)部控制、交乘項與并購績效的模型系數(shù)表

四、實證結(jié)果及分析

本文選取研發(fā)投入作為解釋變量、股權(quán)激勵作為調(diào)節(jié)變量并選取2018—2020 年中小板高新技術(shù)企業(yè)作為樣本企業(yè)，通過實證研究的方法，檢驗了研發(fā)投入、高管激勵與企業(yè)績效關(guān)系，最后得到回歸的結(jié)果并且從中得出以下結(jié)論：

ROS=-0.177+1.532×R&D+0.022×SIZE+0.340×LEV+0.080×TOP

根據(jù)以上公式可以得出，對于本文中所研究的研發(fā)投入與企業(yè)績效之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即說明研發(fā)投入的增加能夠促進(jìn)企業(yè)績效的提高。隨著企業(yè)研發(fā)投入的增加，企業(yè)能夠在競爭激烈的市場上形成自己獨特的優(yōu)勢，所生產(chǎn)出的新產(chǎn)品或新技術(shù)能夠在一定時間內(nèi)壟斷市場，不斷占據(jù)市場份額，提高自身的營業(yè)收入以及企業(yè)績效。

ROS=-0.250+0.136MSR+0.031×SIZE-0.432×LEV

根據(jù)以上公式可以得出，對于本文中所研究的高管激勵與企業(yè)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即說明高管激勵的增加能夠促進(jìn)企業(yè)績效的提高，驗證了假設(shè)二的猜想。高管激勵機(jī)制的提高能夠有效緩解企業(yè)所有者和管理者之間的利益沖突，使企業(yè)管理者的身份發(fā)生轉(zhuǎn)變，促使他們不被短期利益所誘惑而更加注重企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，將個人利益與企業(yè)整體利益結(jié)合起來，作出正確的生產(chǎn)經(jīng)營等決策，幫助企業(yè)更好發(fā)展。

ROS=-0.205+1.243×R&D+2.008×R&D×MSR+0.024×SIZE-0.338×LEV+0.063×TOP

根據(jù)以上公式可以得出，對于本文中所研究的交互項與主營業(yè)務(wù)利潤率之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即說明股權(quán)激勵作為調(diào)節(jié)變量能夠正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入與主營業(yè)務(wù)利潤率之間的關(guān)系，驗證了假設(shè)三的猜想。研發(fā)活動具有較高的不確定性，高管人員很可能會考慮自身經(jīng)濟(jì)效益來減少研發(fā)投入。隨著股權(quán)激勵機(jī)制的提高和完善，加強(qiáng)了企業(yè)的管理者對于企業(yè)的責(zé)任意識，促使高管將自身的收益與企業(yè)發(fā)展結(jié)合起來，加強(qiáng)對研發(fā)投入的持續(xù)輸出，保證企業(yè)創(chuàng)新活動的正常進(jìn)行，以此提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效。

五、結(jié)論與建議

企業(yè)的基本目標(biāo)是利益最大化，在知識經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的情況下，研發(fā)投入是否能有效提升企業(yè)績效，何種激勵方式能有效的降低委托代理成本，調(diào)節(jié)研發(fā)投入和企業(yè)績效間的關(guān)系一直備受專家學(xué)者關(guān)注。本文選取2018 年1 月1 日到2020 年12月31 日期間中小板高新技術(shù)企業(yè)作為樣本，通過實證研究得出以下三條結(jié)論：（1）研發(fā)投入與企業(yè)績效呈正相關(guān)；（2）股權(quán)激勵與企業(yè)績效呈正相關(guān)；（3）股權(quán)激勵能夠正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系。

創(chuàng)新是一家企業(yè)在競爭激烈的市場得以生存的重要保障。企業(yè)可以通過增加對企業(yè)新產(chǎn)品、新技術(shù)的研發(fā)投入，加大企業(yè)創(chuàng)新力度，從而降低產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)品的生產(chǎn)效率，在自身的經(jīng)營范圍內(nèi)乃至整個行業(yè)中形成自身獨特的競爭優(yōu)勢，不斷占據(jù)市場份額，從而提高企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。但高收益的同時研發(fā)投入也是高風(fēng)險活動。高管人員不可一味的追求短期經(jīng)濟(jì)效益從而阻止企業(yè)的長期發(fā)展。所以，研發(fā)投入的金額也需要合理安排。完善企業(yè)高管股權(quán)激勵機(jī)制，有效提高管管人員的工作積極性以及自身的責(zé)任意識。作為企業(yè)的高管人員，對企業(yè)當(dāng)期以及長遠(yuǎn)的發(fā)展具有不可替代的作用。而委托代理問題的出現(xiàn)使得企業(yè)的所有者和高管矛盾日益擴(kuò)大，阻礙了企業(yè)正常生產(chǎn)活動的進(jìn)行以及發(fā)展。高管激勵機(jī)制能夠有效緩解這兩者間的矛盾，改善了高管人員的短視行為，達(dá)到企業(yè)的所有者和管理者共贏的局面。這在一定程度上促進(jìn)了所有者和管理者之間的協(xié)作，保障了企業(yè)日常活動的進(jìn)行以及企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，幫助企業(yè)在市場上占據(jù)一席之地。