高管激勵、研發投入與企業績效關系研究

王秋菲 徐昕 秦爽

摘 要：隨著企業間的競爭越來越激烈，若想獲取優勢，提高市場占有率，企業就需要投入研發成本進行技術創新。而高管作為企業的代理人擁有企業戰略決策權，對企業的研發投入和績效起著關鍵作用。為了有效解決所有人目標與代理人目標不一致問題，就需要對高管進行一定的激勵措施。文中以軟件與信息技術行業為研究樣本，選取了2014—2017年的數據，采用了描述性統計、相關性檢驗以及回歸分析等多種分析方法，對高管激勵、企業績效和研發投入三者之間的相互關系以及高管激勵對研發投入與企業績效兩者的調節作用進行回歸檢驗，研究結果表明：高管短期薪酬激勵和高管長期持股比例對研發投入與企業績效的關系均不存在調節作用;研發投入強度與企業績效負相關，且相關性不顯著。文中從高管激勵的視角出發，探究如何完善適合企業自身發展的高管激勵制度，從而促進企業創新，對于培養軟件和信息技術服務業的核心競爭力，提高企業績效具有一定的指導意義。

關鍵詞：高管持股;高管薪酬;研發投入;企業績效

中圖分類號：F 273.1 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1672 - 7312（2020）02 -0178-11

Abstract：As the competition among enterprises becomes more and more fierce，enterprises need to invest more in research and development for technological innovation if they want to gain advantages and increase market share.As the agent of the enterprise，the executive has the strategic decision-making power，which plays a key role in the R&D investment and performance of the enterprise.In order to effectively solve the problem of inconsistency between the goal of the owners and the goal of the agent，it is necessary to give certain incentives to the executives.This paper took the software and information technology industry as the research object，selected the data from 2014 to 2017，and adopted various analytical methods such as descriptive statistics，correlation test and regression analysiso regulate the relationship between executive incentives，corporate performance and R & D investment，and the role of executive incentives in adjusting R & D investment and corporate performance was tested.The results show that the short-term salary incentives of executives and the long-term shareholding ratio of executives do not affect the relationship between R&D investment and firm performance.There is a regulation effect;the intensity of R&D investment is negatively correlated with corporate performance，and the correlation is not significant.From the perspective of executive incentives，this paper explored how to improve the executive incentive system suitable for the company’s own development，thus promoting enterprise innovation，which has certain guiding significance for cultivating the core competitiveness of software and information technology service industry and improving enterprise performance.

Key words：executives holding shares;executive compensation;R&D investment;corporate performance

0 引言

目前，軟件和信息技術服務業是我國研發投資的重點行業，作為知識密集型的高新技術產業，以知識生產力為主導，技術創新是該行業發展的核心競爭力。國內外許多學者都對高管激勵、研發投入與企業績效三者的關系進行研究，但由于選取的行業不同導致研究結果不盡相同。軟件和信息技術服務業屬于高薪行業，在不實施薪酬激勵的情況下，高管人員也能夠取得比較豐厚的回報，因此所得出的三者關系也許與之前研究有所差異。因此文中嘗試從高管激勵的角度尋找提升企業績效的策略，為軟件和信息技術服務業的發展提供適當參考。在研究對象上，文中選擇軟件和信息技術服務業A股上市公司作為研究對象，具有代表性和針對性。以往關于高管激勵、研發投入與企業績效關系的研究中以某一行業作為研究對象的文獻較少，尤其是以軟件和信息技術行業作為對象的研究更為少見;在研究方法上，文中在研究研發投入與企業績效關系的基礎上，將高管激勵作為調節變量，分別探究高管長期持股、高管短期薪酬對研發投入與企業績效的關系是否存在調節效應。以往的相關研究主要集中在對兩兩之間關系的討論上，且將重點放在高管持股的調節效應上，忽視了高管短期薪酬的調節效應。文中綜合考慮高管長期激勵與短期激勵的調節效應，補充了以往的相關研究。

1 相關文獻回顧

中外學者都對高管激勵的效應進行了研究?；诓煌嵌群头椒ǎ芯砍尸F出不同的結論。通過對高管的激勵改善公司績效是可行的，不同行業在增加高管薪酬或持股比例時均有利于公司績效的正向發展，KEVIN（2011）[1]、李江波（2010）[2]、葉紅雨（2017）[3]等對上述觀點持肯定態度。不過，也有研究表明對高管進行激勵難以改善公司績效。劉華等（2010）[4]發現高管持股比例只有在一定區間內，才會對企業績效產生正向影響，王建華等人（2015）[5]選用負二項回歸模型檢驗后得出，兩者之間是一種倒U型的關系，并存在比較顯著的邊際遞減效應，為非線性關系。

早期的研究中，學者們主要關注的是薪酬激勵。BALKIN和MARKMAN（2000）[6]認為短期報酬與企業創新之間沒有相關性或者相關性較弱，而長期補償與企業創新二者的相關性較強。COLES等（2006）[7]的研究認為企業的報酬與研發投入之間存在內生性。隨著研究的深入，學者們開始關注股權激勵：SHAHBAZ and SHEIKH（2012）[8]認為股票期權激勵對企業的研發投入促進效果比薪酬激勵更加明顯。侯曉紅、周浩等（2014）[9]證明了股權激勵對企業創新投入具有促進作用。郭淑娟等（2017）[10]考察了不同產權性質的高科技企業高管貨幣薪酬激勵與企業創新投入之間的關系，研究發現，創新投入與高管貨幣薪酬和在職消費都是顯著的正相關關系，并且貨幣薪酬的激勵效果較在職消費要好。葉紅雨、陳恬（2016）[11]也從高管年齡、教育水平等方面得出類似結論。

學者們從不同行業出發，研究研發投入對企業績效產生的影響。任鴿、孫慧（2019）[12]研究了不同地區和不同產權性質的信息技術上市企業后發現，民營企業和經濟發達地區顯著正相關。魯盛潭、方旻（2011）[13]運用回歸分析的方法對我國高科技企業進行了研究，二者呈正相關。李璐、張婉婷（2013）[14]選取我國制造業上市公司作為研究對象，研究發現研發投入對制造業企業當期績效有顯著的正向影響。王維，王越（2018）[15]以信息技術產業為例，研究結果顯示在信息技術產業上市公司中，研發投入對智力資本與企業績效的關系具有正向調節作用。

為了研究高管激勵、研發投入、企業績效三者之間的關系，一些學者開始關注高管激勵的調節作用，將高管激勵作為調節變量引入到企業的研發活動中，HALL和 ORIANI（2006）[16]、任海云（2011）[17]和毛劍峰、李志雄（2016）[18]都認為對高管進行激勵對研發投入與企業績效二者之間的關系有正向調節效應。而舒謙、陳治亞（2014）[19]發現公司治理結構會制約研發投入對企業績效的正向促進作用。但是薛喬、李剛（2015）[20]研究了深圳創業板上市公司發現高管薪酬激勵對企業研發投入與企業績效之間的關系起負向調節作用，而高管股權激勵對二者之間的關系具有正向調節作用。

基于上述綜述，可以發現高管激勵、研發投入與企業績效三者的關系結論各不相同，這是由于所選的研究樣本、變量、時間不同所造成的。由于軟件與信息技術行業有其自身的特點，更注重研發。因此文中以此行業為研究樣本，對三者關系再次進行研究。

2 研究設計

2.1 研究假設

在現代企業中，股份企業的所有權與控制權相分離，產生了管理者與經營者之間信息不對稱的現象。所有者與經營者之間可能會產生利益沖突，從而使經營者與所有者的目標出現差異。因此企業所有者需要采取高管激勵措施來緩解這個矛盾，激勵管理人員與企業所有者的經營目標保持一致。為了進一步調動高管人員工作的積極性，可以對其進行適當的股權激勵。據此，文中提出如下假設

H1a：高管短期薪酬激勵與企業績效正相關，即高管短期薪酬越高，企業績效越好。

H1b：高管持股比例與企業績效正相關，即高管持股比例越高，企業績效越好。

研發活動是企業求得持續發展必不可少的，但是由于研發活動有風險高、周期長、收益不確定等特點，使得高管人員不愿冒風險對研發項目進行資金投入，因此，可以增加高管的短期薪酬水平與長期持股比例，激發他們的工作主動性，從而更多關注對企業長遠發展有利的研發活動。因此，提出假設

H2a：高管短期薪酬激勵與研發投入正相關，即高管短期薪酬越高，企業創新研發投入越多。

H2b：高管持股比例與研發投入正相關，即高管持股比例越高，企業創新研發投入越多。

企業的生存和發展在很大程度上依賴技術創新。軟件和信息技術服務行業技術密集特征明顯，不斷創新對于該行業的發展十分重要。創新產品的成功研發有利于企業差異化戰略的實施，企業占據的市場份額越多，經營業績就越好。因此，文中提出如下假設

H3：創新研發投入與企業績效正相關，即：創新研發投入越多，企業績效越好。

高管人員在進行研發投入決策時，會考慮研發失敗后投資資本成為沉沒成本的風險，以致減少企業的研發投入。因此，對高管實施薪酬激勵有利于高管在做相關的經營決策時能夠更多地考慮企業整體利益。此外，對高管實施股權激勵能夠轉變高管人員的身份，使其從經營者變為經營者和所有者，這樣高管在企業經營的過程中就會更多地考慮企業的整體利益以及長遠發展。避免其放棄對企業長遠發展有利的研發項目。最后促進高管對公司的長遠發展做出正確決策。因此，提出假設

H4a：高管短期薪酬激勵對研發投入與企業績效之間的關系具有正向調節作用。

H4b：高管持股比例對研發投入與企業績效之間的關系具有正向調節作用。

綜上，文中的研究假設見表1.

2.2 樣本選取的數據來源

文中選取2014—2017年滬深兩市A股上市的軟件與信息技術行業的企業作為研究樣本，對取得的樣本數據進行篩選，原則如下：①剔除ST，*ST的企業，減少異常數據對研究結果的影響;②剔除2014年以后上市的企業，保證各指標數據的可獲得性;③剔除未連續4年披露研發支出的企業;④剔除其他數據不全的企業。通過以上篩選，最終得到100家企業，4年共400個有效樣本，文中研究所需要的數據包括：被解釋變量企業績效;解釋變量高管薪酬水平、高管持股比例以及研發投入;控制變量企業規模、股本結構、企業成長性、資本結構、現金流量凈額比例、股權集中度、董事會規模、兩職合一、獨立董事比例以及企業的所有權性質。其中：研發投入、企業所有權性質這2個指標的數據取自Wind數據庫，其他指標均取自CSMAR數據庫。為保證數據的準確性，筆者通過巨潮資訊網手工查閱樣本企業的年報，將指標數據進行逐一對比，檢驗正誤。文中的數據整理工作通過Excel完成，對于數據后續處理，主要通過SPSS 19.0統計分析軟件完成。

2.3 變量定義

2.3.1 被解釋變量

文中將企業績效作為被解釋變量，用企業凈資產收益率（ROE）來衡量。能全面的反映企業的償債、盈利和營運能力，是財務管理中的核心指標。另外，文中還選取了總資產（ROA）收益率指標作為凈資產收益率的替代變量，對回歸結果進行穩健性檢驗。

2.3.2 解釋變量

1）高管激勵。高管激勵分為短期薪酬水平（AP）和長期持股比例（MS）2種。高管薪酬水平有多種衡量方法，文中采納的是薪酬最高的前3名高管的薪酬總和，該方法優勢在于能夠避免主觀性。

高管持股比例用高管所持股本數與企業總股本的比值來表示。高管所持股份比例越高，其與企業所有者利益目標越一致，能夠降低企業的委托代理成本。

2）研發投入（RD）。企業的研發投入活動受到行業性質和企業經營者風險偏好的影響，存在較大差異，文中根據研究對象的行業性質，借鑒其他學者在這方面的指標選取，最終決定用企業的研發投入占當期主營業務收入來表示企業的研發投入強度。

2.3.3 控制變量

為避免受到一些非關鍵因素的影響，確保實證研究結果的準確性，文中在研究高管激勵、研發投入及企業績效三者關系時，引入如下5個控制變量：企業規模、企業成長性、資本結構、現金流量及股權集中度。

1）企業規模（Size）。企業績效在一定程度上會受到企業規模的影響。當企業規模達到一定水平時就會產生規模經濟，這時候企業更容易通過內外部資源來增加企業價值，因此企業可供分配的資金就越多，同時風險抵抗能力也會增強，從而提高企業的競爭力，取得更多收益。

2）企業成長性（Growth）。企業成長性能夠反映企業未來的發展潛力，企業的成長性較好也會對企業績效產生正向促進作用。企業的成長性越好，投資前景就越被看好，這樣企業獲得更多的營運資金和相關支持。文中用主營業務增長率來表示企業的成長性。

3）資本結構（Lev）。企業主要通過負債和發行股票進行融資，與發行股票的區別主要在于負債需要定期還本付息，影響企業的資金鏈。當企業負債率過高時，就會承擔較多的利息支出，償債壓力較大，從而企業在進行風險較高的研發投入時會更謹慎。因此，將資產負債率引入控制變量，有利于控制財務杠桿對企業相關活動及績效的影響。

4）現金流量（Cash）。研發活動具有較大的不確定性，需要大量的資金支持，企業現金持有情況會影響企業的研發投入。經營活動現金凈流量反映了企業資金流動的情況，當企業經營現金凈額比例較高時，說明企業的資金充裕，進行創新研發投入的可能性更高。

5）股權結構（FS）。股權結構是指企業中各投資者持有股票的比例，若投資者的股權比例相對不大，說明股權集中度較低，因此高管人員發揮作用的空間就會相對較大。合理的股權集中程度既可以發揮投資者監管的作用，又能較好地促進高管人員的工作能力。文中用前3名高管的持股比例來衡量企業的股權集中度。

綜上所述，文中的研究變量定義具體見表2.

3 實證檢驗與分析

3.1 描述性統計

3.1.1 高管激勵的描述性統計分析

從表3中可以看出，2014—2017年，我國軟件和信息技術服務業各企業之間高管長期持股比例的較大的差距，其中高管持股的最大比例高達63%，而最小比例為0%，說明還有的企業沒有實施高管股權激勵，該行業企業的股權激勵程度不同，可能是由于企業自身因素造成的。從不同年份來看，2014—2016年高管持股比例分別為27.18%，25.08%，22.33%，我國軟件和信息技術服務業的高管長期持股比例較低，也說明軟件和信息技術服務業普遍存在著股權激勵的方式，但是持股比例有下降的趨勢。

從不同年份來看，2014—2016年我國軟件和信息技術服務業高管短期薪酬水平分別為14.234 00，14.319 22，14.430 57，表明軟件和信息技術服務業的高管短期薪酬水平呈逐年上升趨勢，側面也反應出企業對短期激勵的力度有持續加強的趨勢。同時，高管短期薪酬水平的極大值與極小值之間差距并不是很大，并且標準差較小，說明軟件和信息技術服務業各個企業之間的高管薪酬激勵水平的差別及波動性較小。

3.1.2 創新研發投入的描述性統計分析

從表4中可以看出，我國研發支出占營業收入比重平均值為11.388 0%，相比于其他行業，我國軟件與信息技術服務業的研發投入強度較大，但是不同企業對研發活動的重視不同，企業間呈現出比較大的差異，其研發投入強度最大的為48.48%，而最小僅為0.13%，造成這種現象的原因可能是企業所處的發展階段不同，并且企業發展依賴創新研發活動的程度不同造成的。從不同的年份來看，2014—2017年，我國軟件與信息技術服務業上市公司研發投入強度的變化趨勢是先下降后上升的，但是變化幅度不大，總體來說還是比較穩定的。

3.1.3 企業績效的描述性統計分析

表5的描述性統計分析結果表明：2014—2017年，軟件和信息技術服務業的凈資產收益率最高為44.999 9%，最低為-22.026 8%，這表明有的企業經營效益較好，有的些企業卻虧本經營，存在較大績效差距。從整體看，軟件和信息技術服務業凈資產收益率均值為7.417 8%，可以實現盈利，但是盈利水平不高。

3.1.4 控制變量的描述性統計分析

從表6中的控制變量的角度來看，2014—2017年，樣本企業的企業規模均值呈逐年上升趨勢，分別為21.264 7，21.574 9，21.850 0，22.034 9.這表明我國軟件和信息技術服務業各企業之間的規模相當，不存在企業規模太大或太小的個別情況。同時，整體上也體現出，我國軟件和信息技術服務業的企業規模多數是中等偏小型，但從整體來看，行業的企業規模時呈逐年擴大的趨勢，目前大多數企業還處于成長期，具有一定的發展空間。

2014—2017年整體上看，樣本企業成長性指標均值為28.595 0%，最大值為927.713 2%，最小值為-49.399 0%，標準差為59.985 3%.最大值與最小值之間存在著非常大的差距，表明我國軟件和信息技術服務業企業中，企業成長性出現了兩極分化的現象。但是總的來看，我國軟件和信息技術服務業企業具有較好的成長性和發展前景。

2014—2017年，總體樣本企業的資產負債率均值為32.025 0%，表明軟件與信息技術服務業整體資產負債率較低。但是從統計結果中可以看出，各企業之間的資產負債率有較大的差距，其中最大值為73.405 6%，最小值僅為3.602 4%，說明有些企業負債水平高，面臨著較高的財務風險;而一些企業負債水平非常低，雖然財務風險低，但是沒有利用杠桿效應，不利于企業價值的提高。企業應設置合理的資本結構，使企業在可接受的財務風險水平下充分發揮利息節稅的杠桿作用。

2014—2017年，總體樣本企業的平均現金流量水平為0.038 1，說明該行業的現金流量水平處于較低的階段，需要進行改進調整。企業的現金流量是其全部的資金收付數量，能夠反映出有多少可以調用的資金，如果該指標偏低，說明企業資金的流動性較差，因此會影響企業在研發方面的投入。同時，可以看出企業現金流量的最小值為-0.259 0，是負數，說明企業的現金流入量少于現金流出量，這種情況需要引起經營者和投資者的注意。

2014—2017年，總體樣本企業的股權集中度平均值為40.587 4%，最大值為71.463 7%，最小值為15.009 2%，不同企業間差距較大，說明我國軟件和信息技術服務業股權結構存在多樣性;從不同年份來看，2014—2017年樣本企業的股權集中度的變化趨勢是逐年下降的，學者們分析的可能原因是股權集中度過高，會限制經營者的行為，股東出于自身利益考慮，做出對企業利益有損害的經營決策，所以軟件和信息技術服務業需要分散股權的集中程度。

3.2 相關性分析

文中擬對各變量進行多元回歸分析，而多元回歸分析的前提條件是各變量之間是非共線性的。因此，在回歸之前要對各變量之間的相關性進行檢驗，若相關系數大于0.8，則變量之間存在多重共線性，就需要剔除存在共線性的因素，只保留一個即可，從而滿足多元回歸分析的變量要求。各變量之間的相關系數見表7.

從表7中可以看出，各變量的皮爾森相關性系數均在0.6以下，各變量之間不存在共線性，可以進行回歸分析，對各變量之間的系數進行具體分析如下

1）凈資產收益率與高管短期薪酬水平之間的相關系數是0.184* *，與高管長期持股比例之間的相關系數是0.121*，分別在1%，5%水平下顯著正相關，說明高管短期薪酬水平和高管長期持股比例均能對企業的凈資產收益率產生正向促進作用，隨著高管短期薪酬水平及長期持股比例的增加，企業的凈資產收益率也會得到改善。該結果初步說明假設H1a，H1b成立。

2）考慮到控制變量關系，企業規模、企業成長性及現金流量這3個變量均與凈資產收益率在1%水平上顯著正相關，對應的相關系數分別為0.193* *，0.174* *，0.425* *，與股權集中度指標在5%水平上顯著正相關，相關系數為0.114*.說明企業規模越大，企業成長性越好，現金流量越多，前三大股東持股比例越高，那么企業的凈資產收益率也就越高。同時，資產負債率與凈資產收益率之間的相關性系數為0.027，也能產生正向促進作用，但是二者之間的相關性沒有通過顯著性檢驗。這表明提高企業的資產負債率，有利于促進企業凈資產收益率的提高。這是由于目前我國軟件和信息技術服務業的資產負債率相對較低造成的。

3）企業創新研發投入強度與高管短期薪酬水平之間的相關系數為0.223* *，通過了1%水平下的顯著性檢驗，而企業創新研發投入強度與高管長期持股比例之間的相關系數為-0.049，未通過顯著性檢驗，其顯著性水平還有待進一步檢驗。以上結果說明高管短期薪酬水平與研發投入強度之間正相關，而高管長期持股比例與研發投入強度之間負相關，也就是說企業能夠通過提高薪酬激勵水平來調動高管對于研發投入的積極性，從而促進企業績效的提升。這初步驗證了假設H2a.

4）企業創新研發投入強度與企業績效之間的相關系數為-0.048，二者呈負相關關系，說明企業研發投入強度越高，企業績效越差，這可能是由于創新研發活動風險較高，很可能導致失敗，并且短期內難以實現收益導致的。但其相關系數并未通過顯著性檢驗，還需要進行進一步的檢驗。上述結果初步否定了假設H3.

5）高管薪酬水平與持股比例二者之間的相關系數是-0.175* *，在1%水平上顯著負相關，說明高管薪酬激勵與高管股權激勵之間存在替代效應，企業應結合自身實際情況進行激勵，以滿足不同層次高管人員的需求。

6）資產負債率、股權集中度這2個指標與研發投入強度是負相關的，相關系數分別為-0.127* *，-0.117* *，均通過了5%水平上的顯著性檢驗，說明降低企業的資產負債率和股權集中度，會使研發投入強度得到提高。當企業具有較低的資產負債率時，其承擔的償債壓力小，承受的財務風險也小，所以有能力在研發方面多投入一些資金，以培養企業的核心競爭力。但是資產負債率水平也不是越低越好，過低的資產負債率表明企業的債務融資能力較差，不利于企業加大研發投入;此外，如果股權集中度過高，會降低經營者的自主權，使其受持股較多的股東限制，做出不科學的經營決策，因此需要適當降低股權集中度。研發投入強度與現金流量呈正相關關系，其相關系數為0.122* *，通過了5%水平上的顯著性檢驗，說明企業經營活動產生的現金流量比例越高，企業在研發方面的投入就會越多?，F金流量水平高證明企業資金的流動性較好，那么企業就有更多的資金能夠用來進行研發活動，所以研發投入強度能夠得到一定的提高。

3.3 回歸分析

從上一節的相關性分析結果可知，各變量的相關系數均在0.6以下，不存在共線性，因此可以進行多元回歸分析。利用多元回歸方法對模型進行檢驗。

3.3.1 高管激勵與企業績效回歸分析

從表8的回歸結果可以看出，模型1和模型2的F統計量在1%水平上都是顯著的，從分析結果可以看出，這2個模型都通過了F檢驗，模型中自變量與因變量的線性關系具有統計學意義，回歸方程也具有解釋意義。并且模型中每個變量的VIF值都小于2，從理論上來說變量的VIF值越小，變量之間的多重共線性就會越弱。模型1和模型2中所有變量的VIF值都比較小，可以判斷變量間沒有多重共線性問題。

從回歸結果可以看出：高管短期薪酬水平與企業績效呈正相關關系，相關系數為1.021，但相關性不顯著;而高管長期持股比例也與企業績效正相關，回歸系數為0.049，并且通過了1%水平上顯著性檢驗?；貧w系數大于0說明加強高管短期薪酬激勵水平、提高高管長期持股比例都有利于促進企業凈資產收益率的提高，即加強實施高管薪酬激勵和高管股權激勵的力度都會對企業績效有正向影響，假設H1a，H1b得到驗證。

考慮到模型中的控制變量，發現：企業規模、企業成長性、企業的現金流量水平都會對凈資產收益率產生正向促進作用?？赡艿脑蚴峭顿Y者在選擇投資時更愿意將資金投給那些具有較大規模、良好成長性、充裕現金流量的企業，從而這類企業有機會獲得更多的資金來拓展業務，使企業獲得更多的利潤。

3.3.2 高管激勵與研發投入回歸分析

從表9的回歸結果可以看出，模型3、模型4的F統計量在1%水平上都是顯著的，從分析結果可以看出，這2個模型都通過了F檢驗，模型中自變量與因變量的線性關系具有統計學意義，回歸方程也具有解釋意義。并且模型中每個變量的VIF值都小于2，可以判斷變量間沒有多重共線性問題。

從回歸結果可以分析得出：高管短期薪酬水平回歸系數為4.138，通過1%水平上顯著性檢驗;而高管長期持股比例的回歸系數為-0.031，未通過顯著性檢驗。該結果說明高管短期薪酬水平對研發投入強度有顯著的正向促進作用，即增加高管短期薪酬，有利于提高企業研發投入強度假設H2a得到驗證;高管長期持股比例與研發投入強度負相關，并且二者之間的相關性不顯著。從目前的高管持股水平看，提高其持股比例，會對研發投入強度起到抑制作用，即高管長期持股比例對企業創新投入有負向影響，假設H2b不成立。

考慮到模型中的控制變量，發現：在模型3和模型4中，企業規模、企業成長性、資產負債率及股權集中度這幾個指標與企業研發投入強度負相關，模型3中企業成長性以及模型4中企業規模的顯著性還需要進一步檢驗，而現金流量與企業研發投入強度顯著正相關，并且都通過了1%水平下的顯著性檢驗。這表明，企業規模企業成長性、資產負債率及股權集中度對研發投入有抑制作用，對于軟件與信息技術服務業的企業來說，規模較小、成長性較差的企業更愿意投入研發資金;較高的資產負債率，會增加企業的償債風險，為確保企業安全運行，在研發方面的投入會減少;當股權集中度較高時，決策權集中在少數人手里，在進行研發投入決策時，他們為自身利益往往會做出不合理的決定，從而抑制企業在研發方面的投入。

3.3.3 研發投入與企業績效回歸分析

從表10的回歸結果可以看出，模型5的F統計量在1%水平上都是顯著的，從分析結果可以看出，這2個模型都通過了F檢驗，模型中自變量與因變量的線性關系具有統計學意義，回歸方程也具有解釋意義。并且模型中每個變量的VIF值都小于2，可以判斷變量間沒有多重共線性問題。

從回歸結果可以看出：研發投入強度的回歸系數為-0.078，表明研發投入強度與企業績效在5%水平上顯著呈負相關，該結果說明高的研發投入強度并不能促進企業提高凈資產收益率。由于研發活動的長周期性，使其轉化為經濟利益需要一定的時間，研發費用不滿足資本化條件的部分需要費用化處理，增加了企業當期費用，從而降低企業當期績效，假設H3不成立。

3.3.4 高管激勵對研發投入與企業績效關系的調節作用分析 ?文中采用層次回歸方法來檢驗高管激勵是否會調節研發投入和企業績效之間的關系。在模型5的基礎上，分別建立高管短期薪酬水平和高管長期持股比例對研發投入與企業績效關系的調節效應模型。

應用層次回歸分析法，逐步將研發投入強度、高管薪酬水平和這2個變量的乘積項引入到回歸模型中，來檢驗高管薪酬激勵對研發投入強度和企業績效之間的關系是否具有調節作用。需要將模型中各變量數據進行中心化處理，然后檢驗變量之間是否具有共線性。模型中各變量的VIF值都小于2，可以認為，該回歸模型中不存在多重共線性問題。具體的VIF值見表11.

表12是高管薪酬激勵對研發投入強度與企業績效關系的調節作用回歸結果。該結果表明，這3個模型都通過了F檢驗，并且擬合度都沒有超過可接受的范圍，但是研發投入強度與高管短期薪酬乘積項的系數是1.548，沒有通過顯著性檢驗，說明高管短期薪酬激勵不能調節研發投入強度與企業績效之間的關系，設H4a不成立。

應用層次回歸分析法，逐步將研發投入強度、高管持股比例和這2個變量的乘積項引入到回歸模型中，來檢驗高管股權激勵對研發投入強度和企業績效之間的關系是否具有調節作用。需要將模型中各變量數據進行中心化處理，然后檢驗變量之間是否具有共線性。模型中各變量的VIF值都小于2，可以認為，該回歸模型中不存在多重共線性問題。具體的VIF值見表13.

表14是高管股權激勵對研發投入強度與企業績效關系的調節作用回歸結果。該結果表明，模型5，模型8，模型9這3個模型都通過了F檢驗，并且擬合度都沒有超過可接受的范圍，但是研發投入強度與高管持股比例乘積項的系數沒有通過顯著性檢驗，說明高管股權激勵不能調節研發投入強度與企業績效之間的關系，設H4b不成立。

3.4 穩健性檢驗

為了檢驗前文回歸分析的結果是否可靠，文中用總資產收益率作為凈資產收益率的替代變量指標，對上一節的研究結論進行穩健性檢驗，通過多元回歸法對前文構建的模型進行回歸分析。重新回歸結果由于篇幅原因此處省略。在高管激勵方面，結果與前文一致。而對于股權激勵，在上述分析中都沒有表現出明顯的調節作用。因此，穩健性檢驗結果與前文實證結果沒有顯著差異，表明文中實證結果具有較高穩健性。

4 結論

基于多元回歸分析方法，文中以2014—2017年在滬、深兩市主板和創業板上市的A股軟件和信息技術服務業上市公司為研究對象，對軟件和信息技術服務業上市公司高管激勵、研發投入、企業績效兩兩關系進行了實證研究，獲得了一些具有現實意義和時間價值的結論。首先，高管激勵有助于提升企業績效，并且實施股權激勵的效果更加明顯，適當的股權激勵與薪酬激勵，有利于實現他們身份的轉變，從純粹的企業經營者，轉變為經營者與所有者的聯合體，其自身利益與企業績效緊密聯系在一起，提升高管人員工作的積極性，使其更加關注企業未來的發展，做出有利于企業持續發展的決策。然而高管短期薪酬激勵和高管長期持股比例對企業績效的關系不存在調節作用。其次，高管短期薪酬激勵與研發投入強度顯著正相關，而高管長期持股比例與研發投入強度呈負相關關系，并且相關性不顯著。最后，研發投入強度與企業績效呈負相關關系，且相關性顯著。也就是說研發投入過多，會降低企業的當期績效。企業的研發活動具有高風險性和長周期性，因此，企業的研發投入對企業績效的影響通常具有滯后性，在以后期間才可能對企業績效產生正向影響。上述結論對實踐有以下2個方面的啟示。首先，高管人員是企業經營決策的制定者，對企業的發展方向具有十分關鍵的作用，因此更要不斷完善企業高管激勵機制。其次，軟件和信息技術服務業務其本身的特點，決定了企業只有重視研發活動，不斷進行創新才能在當前激烈的市場競爭中贏取更多的份額，得以生存和發展。

由于篇幅關系，文中的實證并不夠全面，期待在今后的研究中，對上述邏輯做進一步的完善。

參考文獻：

[1] Kevin.CEO compensation and company performance[J].Business and Economics Journal，2011，31：1-8.

[2] 李江波，趙俐佳.高級管理層薪酬與公司績效的實證研究——基于中小企業板公司2006—2008年面板數據分析[J].云南財經大學學報，2010（02）：80-86.

[3]葉紅雨，王 勛.高新技術上市企業高管激勵對企業績效影響的實證研究——基于研發投入的中介作用[J].技術與創新管理，2017（05）：520-525.

[4]劉 華，鄭 軍.高新技術上市公司股權激勵與公司業績——基于自主創新的視角[J].會計之友，2010（12）：67-70.

[5]王建華，李偉平，張克彪，等.“創新型企業”高管薪酬對創新績效存在過度激勵嗎[J].華東經濟管理，2015，29（01）：119-125.

[6]Balkin D B，Markman G D，Gomez-Mejia L R.Is CEO pay in high-technology firms related to innovation？[J].Academy of Management Journal，2000，43（05）：1118-1129.

[7]Coles J L，Daniel N D，Naveen L.Managerial incentives and risk-taking[J].Journal of Financial Economics，2006，70（20）：431-468.

[8]Shahbaz，Sheikh.Do CEO compensation incentives affect firm innovation？[J].Review of Accounting and Finance，2012（11）：4-39.

[9]侯曉紅，周 浩.股權激勵計劃對企業創新投入的影響[J].科學決策，2014（05）：33-46.

[12]魯盛潭，方 旻.高科技、高成長性企業R&D投入與企業績效的相關性分析[J].財會月刊，2011（36）：12-15.

[10]郭淑娟，張文婷，李竹梅.產權性質、技術創新投入與高管薪酬[J].企業經濟，2017，36（07）：93-98.

[11]葉紅雨，陳 恬.高管團隊特征對企業研發投入影響的研究——基于高管激勵的調節作用[J].技術與創新管理，2016（02）：177-182.

[12]任 鴿，孫 慧.國際化程度、技術創新投入與企業績效—以信息技術上市企業為例[J].技術與創新管理，2019（02）：173-181

[13]魯盛潭，方 旻.高科技、高成長性企業R&D投入與企業績效的相關性分析[J].財會月刊，2011（36）：12-15.

[14]李 璐，張婉婷.研發投入對我國制造類企業績效影響研究[J].科技進步與對策，2013，30（24）：80-85.

[15]王 維，王 越.智力資本、研發投入與企業績效的關系——基于信息技術產業上市公司的實證研究[J].經營與管理，2018（05）：103-105.

[16]Hall B H，Oriani.Does the market value R&D investment by europe firms？ Evidence from a panel of manufacturing firms in france，germany and italy[J].International Journal of Industrial Organization，2006（24）：971-993.

[17]任海云.公司治理對R&D投入與企業績效關系調節效應研究[J].管理科學，2011，24（05）：37-47.

[18]毛劍峰，李志雄.管理層股權激勵、研發支出與企業績效的關系研究[J].統計與決策，2016（09）：186-188.

[19]舒 謙，陳治亞.治理結構、研發投入與公司績效——基于中國制造型上市公司數據的研究[J].預測，2014，33（03）：45-50.

[20]薛 喬，李 剛.創業板公司研發投入對財務績效的影響—高管激勵的調節效應[J].財會月刊，2015（32）：123-128.

（責任編輯：嚴 焱）