高管持股及研發(fā)投入對高新技術(shù)企業(yè)績效的影響研究

石 佳

（西安財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院，陜西 西安 710100）

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）高管持股與研發(fā)投入

高管作為企業(yè)運(yùn)營過程中的掌舵者，也是企業(yè)研發(fā)的執(zhí)行者，對企業(yè)研發(fā)具有舉足輕重的作用。王燕妮（2011）和陳曉輝（2014）認(rèn)為，在高新技術(shù)企業(yè)中公司高管持股與公司的研究開發(fā)投資有顯著的正相關(guān)。本文認(rèn)為高管持股后會(huì)約束自身的短視行為，會(huì)更加為企業(yè)考慮，所以會(huì)有著正向影響。基于以上分析，本文提出第一個(gè)假設(shè)：

H1：在高新技術(shù)企業(yè)中，高管持股比例與公司研發(fā)投入強(qiáng)度之間呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）研發(fā)投入與企業(yè)績效

多數(shù)研究者認(rèn)為企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效具有正相關(guān)關(guān)系。仇云杰（2016）在其研究后發(fā)現(xiàn)，在高新技術(shù)企業(yè)中，研發(fā)活動(dòng)可以有效地提高企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，且存在研發(fā)投資的公司，其全要素生產(chǎn)率與利潤率均高于無研發(fā)企業(yè)；緊隨其后吳波虹（2018）在其對96家上市企業(yè)的研究中也證明了高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)能力與公司的經(jīng)營績效存在顯著的相關(guān)性。本文認(rèn)為在實(shí)際市場競爭中，只有加強(qiáng)研發(fā)投入，才能站穩(wěn)腳跟，保證自身的長遠(yuǎn)穩(wěn)健發(fā)展。基于以上分析：提出第二個(gè)假設(shè)：

H2：在高新技術(shù)企業(yè)中，研發(fā)投入與企業(yè)當(dāng)期績效呈正相關(guān)關(guān)系。

（三）高管持股、研發(fā)投入與企業(yè)績效

對于三者的研究，仍是現(xiàn)階段研究的熱門，吳云端（2015）研究發(fā)現(xiàn)在高新技術(shù)企業(yè)中高管持股對研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系存在正向的調(diào)節(jié)作用；喬葉桐（2021）以2017-2019年A股市場中的高新技術(shù)企業(yè)為樣本，得出總體性的結(jié)論：在高新技術(shù)企業(yè)中，管理層持股與公司業(yè)績之間有著正相關(guān)關(guān)系，而管理層中企業(yè)的決策者持股對公司績效的影響是最大的。本文認(rèn)為高管持股后會(huì)對企業(yè)的發(fā)展更加上心，所以，會(huì)加大對企業(yè)的研發(fā)投入，進(jìn)而提高企業(yè)的績效，基于以上分析，本文提出第三個(gè)假設(shè)：

H3：在高新技術(shù)企業(yè)中，高管持股對研發(fā)支出與公司績效之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）相關(guān)變量定義

1.解釋變量

（1）高管持股（MS）

選取高管持股比例作為檢驗(yàn)依據(jù)來檢驗(yàn)企業(yè)對高管激勵(lì)程度的高低，其中以高管所持有的股票作為自變量，企業(yè)對外發(fā)行的總股票作為因變量，以二者的比值來確定企業(yè)對高管實(shí)施激勵(lì)政策的大小。

（2）研發(fā)投入（RD）

在實(shí)際統(tǒng)計(jì)中，研究開發(fā)投入的數(shù)量往往與公司的規(guī)模有關(guān)，公司的規(guī)模越大，其投資就越高，而規(guī)模越小，則投資越少，因此，不能用絕對數(shù)量來計(jì)算。在這種背景下，國外的許多學(xué)者都選擇研發(fā)投入強(qiáng)度作為研究開發(fā)投入的一個(gè)重要指標(biāo)。

2.被解釋變量：企業(yè)績效（ROA）

國內(nèi)對企業(yè)績效的相對值測量指標(biāo)有托賓Q值、總資產(chǎn)收益率、每股收益、經(jīng)濟(jì)增加值、凈資產(chǎn)收益率等。考慮到實(shí)際測算以及后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)等因素，我們選取總資產(chǎn)收益率作為我們衡量企業(yè)績效的指標(biāo)。

3.控制變量

本文選取公司規(guī)模（SIZE）、獨(dú)立董事比例（IB）、資本結(jié)構(gòu)（LEV）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（AT）作為控制變量。

（二）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取我國2019-2021年創(chuàng)業(yè)板中被認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)的上市公司，初步篩選共得到580個(gè)有效樣本，剔除ST 和*ST 的公司，披露信息不完善的企業(yè)和未公布高管持股比例或者持股比例過大的企業(yè)，最后共獲得468個(gè)有效觀測值。

（三）模型構(gòu)建

本文建立模型3-1對假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)，模型3-2對假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)，建立模型3-3、3-4對假設(shè)3進(jìn)行檢驗(yàn)。

在以上所有模型中，i表示高新技術(shù)企業(yè)，t表示所屬年度（2019、2020、2021）。

三、高管持股及研發(fā)投入對企業(yè)績效影響的實(shí)證分析

（一）變量全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

表1 變量全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度最高為0.289，最低為0.004，顯示了我國企業(yè)在研發(fā)投入方面存在較大差距，可能各行業(yè)間存在差異，技術(shù)含量也存在一定的差別，所以對研發(fā)投入的需求程度呈現(xiàn)較大差異，總資產(chǎn)收益率的最大值與平均值之間的差額過大，說明有小部分企業(yè)有著超乎一般企業(yè)所能理解的盈利能力，這部分企業(yè)的高盈利能力可能依托于企業(yè)管理層的有效決策和其自身對研發(fā)投入活動(dòng)的高度重視。

在我國，高新技術(shù)企業(yè)管理層最高占有企業(yè)41.1%的股份，對公司具有近乎完全的控制，最低為0%，平均為8.3%，與以往年份相比，其平均值略高于以往年份，說明隨著高管持股政策的運(yùn)行，越來越多的高新技術(shù)企業(yè)選擇高管持股進(jìn)行激勵(lì)。

（二）模型涉及變量的相關(guān)性分析

我們可以看出，研發(fā)投入強(qiáng)度與高管持股比例之間的相關(guān)系數(shù)值為0.629，并且在1%的水平上呈現(xiàn)出顯著性，這能說明研發(fā)投入強(qiáng)度與高管持股比例之間有著十分緊密的正向聯(lián)系，這樣的結(jié)論與前面假設(shè)1不謀而合。企業(yè)績效和研發(fā)投入強(qiáng)度之間的相關(guān)系數(shù)值為0.332，并且呈現(xiàn)出0.01水平的顯著性，這說明隨著研發(fā)投入強(qiáng)度的提高企業(yè)績效也有著同趨勢變化的效果，這與我們先前在假設(shè)3中進(jìn)行的理論分析有著異曲同工之處。高管持股比例與研發(fā)投入強(qiáng)度的交叉項(xiàng)與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)出1%水平的顯著，且二者之間的相關(guān)系數(shù)為正，對此我們初步認(rèn)為二者有著比較顯著的正向相關(guān)關(guān)系。

（三）回歸分析

1.Tobit回歸分析

表3 Tobit回歸分析結(jié)果匯總

模型公式為：

表2 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)表

其中高管持股比例的回歸系數(shù)值為0.288（p=0.000＜0.01），意味著MS會(huì)對RD產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表明在高管持股之后可以明顯地減輕委托代理問題，為企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展考慮，高管持股是一種有效協(xié)同股東與高管利益的激勵(lì)機(jī)制，促使高管以企業(yè)價(jià)值最大化為目標(biāo)，減少管理過程中的過度投資或非效率投資降低公司績效，損害企業(yè)價(jià)值行為。從控制變量的角度來看，有一個(gè)與我們初步假設(shè)有所沖突的體現(xiàn)，就是公司規(guī)模與企業(yè)績效有著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這其中的原因可能是當(dāng)公司研發(fā)活動(dòng)投入的資金額的增速小于公司期末資產(chǎn)的增速時(shí)，就會(huì)出現(xiàn)研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)公司規(guī)模呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的情況。

2.分層回歸分析

分層1為模型3-2的回歸結(jié)果，模型公式為：

研發(fā)投入強(qiáng)度的回歸系數(shù)值為0.553（t=8.133，p=0.000＜0.01），意味著RD會(huì)對ROA產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，假設(shè)二得到了驗(yàn)證。

在模型3-2中加入高管持股比例（MS）時(shí)，R方相較于3-2有了很大的提高，說明模型的擬合優(yōu)度有了提高，模型設(shè)立所取得效果相較于之前有了長足的進(jìn)步。隨后在模型3-3的基礎(chǔ)上繼續(xù)加入研發(fā)投入強(qiáng)度和高管持股比例的交叉項(xiàng)后，研究發(fā)現(xiàn)模型的R方并沒有出現(xiàn)明顯的增幅，說明模型的擬合優(yōu)度并未得到明顯提升，說明高管持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不顯著，也說明高管持股并不能通過促進(jìn)研發(fā)投入來促進(jìn)企業(yè)績效的提升。

公司管理層持有股份對公司投資和經(jīng)營業(yè)績的影響不顯著，可能受到下列因素的影響。第一，在高新技術(shù)企業(yè)中，主營業(yè)務(wù)收入很大程度上依賴研發(fā)活動(dòng)的產(chǎn)出，但實(shí)際上在研發(fā)活動(dòng)的過程中有著很大的不確定性，產(chǎn)出效率也就受到了影響，高管股權(quán)激勵(lì)的效果也就難以在實(shí)際活動(dòng)中有所體現(xiàn)，從而不會(huì)產(chǎn)生顯著性影響；第二，研發(fā)活動(dòng)對公司業(yè)績的影響具有一定的穩(wěn)定性，雖然公司管理層的持股比例提高，但是受限于這種穩(wěn)定性，企業(yè)的績效難以迅速提高，從而導(dǎo)致公司的研發(fā)投資與公司業(yè)績的相關(guān)性并不明顯。

表4 分層回歸分析結(jié)果（n=468）

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在使用凈資產(chǎn)收益率替換總資產(chǎn)收益率后再進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與前面一致，由于文章篇幅有限，不在此進(jìn)行詳細(xì)展示。

四、研究結(jié)論

第一，在高新技術(shù)企業(yè)中，隨著高管持股比例逐漸增加，研發(fā)投入強(qiáng)度也在對應(yīng)地增長，高管持股激勵(lì)對研發(fā)投入有顯著影響，能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

第二，在高新技術(shù)企業(yè)中研發(fā)投入對企業(yè)業(yè)績具有顯著的推動(dòng)效應(yīng)，且其業(yè)績與研發(fā)投資行為呈正相關(guān)關(guān)系。高管激勵(lì)政策可以促使高管抗風(fēng)險(xiǎn)能力增強(qiáng)，進(jìn)行研發(fā)的動(dòng)力充足，并積極開展有助于提升企業(yè)長期核心競爭力的創(chuàng)新活動(dòng)，提升企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益。

第三，高管持股對研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系并沒有體現(xiàn)出顯著的調(diào)節(jié)作用，這與先前的假設(shè)不符，可能是因?yàn)檠邪l(fā)活動(dòng)對高新技術(shù)企業(yè)有著非同一般的影響，企業(yè)的管理層為了維持企業(yè)的高效而有長遠(yuǎn)的發(fā)展，在研發(fā)活動(dòng)方面會(huì)自覺地花費(fèi)時(shí)間及經(jīng)歷來研究相關(guān)的決策是否具有可行性，這也就導(dǎo)致了高管持股的調(diào)節(jié)作用并未在實(shí)證研究中顯示出來。