研发投入、高管股权激励与企业绩效研究
——基于A股上市企业的实证分析

林常青，贾 悦

(湖南工业大学 经济与贸易学院，湖南 株洲 412007)

当前，我国正在加快建设“创新型国家”的步伐，企业也正逐步向“创新型企业”转型，技术创新已经成为企业提高核心竞争力、实现可持续发展的重要手段之一，而研发投入则体现了企业对技术创新的重视程度。国家统计局数据显示：2019年我国研发投入总额为22 143.6亿元，比上年增长12.5%。由此可见，越来越多的企业意识到技术创新对提升企业绩效的重要性，积极开展创新研发活动。高管作为企业重大事务决策权的掌控者，在很大程度上决定着企业创新研发活动的进程，从而成为企业绩效提升的重要条件。企业高管是否持有公司股份、持股数量多少，都可能导致其价值目标发生变化，影响有关研发活动的决策结果，进而影响企业绩效。那么，研发投入对企业绩效有何影响？此影响是否存在滞后效应？高管股权激励能否调节这一影响？这种调节作用在不同所有制企业中是否不同？这些问题的探讨，对企业绩效的提升具有重要意义。因此，笔者选取2013～2019年A股上市企业为研究对象，以研发投入强度为解释变量，加入高管持股比例作为调节变量，试图解答这些问题；最后，提出一些政策建议，以供上市企业参考借鉴。

一、文献综述

(一)研发投入与企业绩效

国内外对研发投入与企业绩效关系的研究有很多，但尚未得到统一的结论。Sougiannis、李华晶均赞同两者存在正相关关系的观点[1][2]。他们认为，研发投入强度越大，说明企业对技术创新越重视，就越能提高竞争优势，企业的绩效就越好。其中,Sougiannis对其进行了定量研究，发现研发投入每增加1美元，企业当年利润将增加7美元。吴中、钟素艳持另一种观点，即研发投入对企业绩效具有抑制作用[3]。他们以2012～2016年我国中药企业为研究对象进行回归分析，发现研发投入与企业绩效之间呈负相关关系。此外，随着研究的深入，越来越多的学者发现研发投入对企业绩效的影响存在滞后期。例如，Paula和Silva指出，尽管从长远来看，创新研发活动可以提高企业绩效，但这些投资项目回收期较长，导致研发投入对企业当期财务绩效的影响是消极的[4]。唐建容和李晴则进一步研究了滞后期，发现企业研发投入转化的成果至少需要两年以上才会体现在企业绩效上[5]。

(二)高管股权激励与企业绩效

关于高管股权激励与企业绩效关系的研究结论很多，主要有以下几类。第一，高管股权激励对企业绩效存在正向影响。Jensen和Mecking提出的“利益趋同假说”中指出，高管股权激励可以促进管理层与企业形成命运共同体，缓解委托代理冲突，有助于提高企业绩效[6]。肖曙光和杨洁通过面板向量自回归的方法得到高管股权激励可以提升企业绩效的结论[7]。第二，高管股权激励对企业绩效存在负向影响。Fama和Jensen认为，高管持股比例的增加意味着话语权和控制权的增加，他们在追求个人利益的过程中可能损害股东的利益，从而加剧委托代理问题[8]。这与“利益趋同假说”相悖，被称为“壕沟效应假说”。许娟娟、陈艳、陈志阳从股权激励会诱发盈余管理行为，从而导致企业利润虚增这一角度验证了该观点，并发现，高管股权激励与企业绩效之间呈倒U型关系[9]。例如，陈胜军、吕思莹、白鸣的研究表明：当高管持股比例低于18.6%时，企业绩效随着激励力度的增加而增加，在18.6%处达到峰值，然后不断恶化[10]。然而，李春玲和聂敬思通过研究密集型产业发现，企业ROE并没有随着高管持股比例的变化而变化，从而得到高管股权激励与企业绩效并不相关的结论[11]。

(三)高管股权激励对研发投入与企业绩效间关系的调节作用

通过梳理国内外文献发现，大多数学者都认同高管股权激励对研发投入与企业绩效间的关系具有调节作用，然而在如何调节这种关系上还存在一定争议，不同的经济环境、样本数据和研究方法都可能导致不同的结论。Zhang et al.和王雪均认为这种调节作用是积极的[12][13]。其中，王雪选择2010～2015年中小板和创业板上市企业为研究对象，通过实证分析得出：高管持股使高管利益与企业利益相互捆绑，可以消除管理层的短视行为，促进更多人力、物力和财力的投入。企业利用这些供给生产出新产品提高了市场竞争力，从而提升企业绩效。薛乔和李刚基于创业板上市企业2009～2014年的数据做实证研究，结果表明股权激励负向调节研发投入与企业绩效间的关系[14]。另外，刘振将企业按照所有制性质分类，发现在非国有企业中，高管股权激励能够显著调节研发投入与企业绩效间的关系，但在国有企业中，这种调节作用并不明显[15]。

首先，目前相关文献主要集中在研发投入、高管股权激励与企业绩效等关系的研究上，对三者关系的研究相对较少；其次，现有研究更多地关注研发投入对当期企业绩效的影响，研究其滞后效应的相对较少；再次，研究高管股权激励对研发投入与企业绩效关系的调节作用的文献主要关注该调节作用在整个上市企业中的体现，而分类研究其调节作用的相对较少。基于此，笔者将研发投入、高管股权激励与企业绩效三者结合起来，分析研发投入对企业绩效的当期影响和滞后效应，并加入高管持股比例作为调节变量，在研究其本身与企业绩效关系的同时，探讨其对研发投入与企业绩效关系的调节作用，并进一步分析这种调节作用在不同所有制企业中的差异。

二、理论分析与研究假设

技术创新为企业的发展注入了新动力，但在企业的实际经营管理中，往往无法达到迅速提高绩效水平的目的。这是因为企业的创新研发活动需要大量的资金投入，而投资活动通常周期较长，研发投入往往需要一段时期的转化才能形成成果并体现在绩效上。也就是说，在短期内，企业不仅不能获得新产品带来的经济效益，还会因为研发成本的增加而降低当期利润，损害当期绩效。当然，研发是一个过程，研发投入对企业绩效的提升作用将会随着时间的推移逐渐显现出来。从长远来看，企业通过创新研发活动可以增强核心竞争力，在市场上占有更大的产品份额，进而实现显著的绩效提升。基于此分析，提出本研究第一个假设：

假设1 研发投入对企业绩效产生正向影响，但存在一定的滞后期，它对当期企业绩效的影响是负向的。

随着现代企业两权分离，公司管理者与所有者的价值追求目标不同。管理者希望在创造价值的同时为自己争取更多的利益，而所有者则希望以尽量低的成本实现更大的目标，这就是所谓的委托代理问题。为了促进双方利益趋于一致，缓解这一问题，上市公司通常赋予管理者一定比例的公司股权，使其具有主人翁意识，积极参与公司的日常经营管理，为企业带来长远的经济效益，这种行为被称为高管股权激励。当高管持有公司股权时，他们的角色由经营者转变为所有者，这样不仅可以获取公司价值提升所带来的收益，而且还承担着一定的风险。因此，他们将更加重视企业的整体利益和长远发展，努力创造财富，促进企业绩效的提升。基于此分析，提出本研究的第二个假设：

假设2 高管股权激励对企业绩效存在正向影响。

由于创新研发活动所带来的经济效益存在滞后期，企业对其进行投资会增加当前成本，占用流动资金，从而降低当期绩效水平。因此，管理层为了保证自己任期内的绩效表现，通常会做出保守的投资决策，即减少创新研发项目投入或仅投入较少的资源。这种行为投入不利于企业的可持续发展。而高管股权激励可以有效消除这类短视行为，使其价值目标从个人利益最大化转向企业利益最大化，更加注重研发活动的长期累积效应，将优质资源配置于创新研发战略，从而提升企业绩效。基于此分析，提出本研究的第三个假设：

假设3 高管股权激励降低了研发投入对当期企业绩效的负向影响，对两者间的关系具有正向调节作用。

然而，股权激励这种调节作用在不同所有制性质的企业中可能产生不同的效果。对国有企业来说，企业更容易获得政府的资金扶持和补贴，从而降低了管理人员通过积极主动的技术创新来提高企业竞争优势的意愿。在面对具有高风险因素的研发活动时，他们更倾向于做出相对稳健的决策，即缩减这类项目，缺乏一定的创新精神。另外，研发投入转化为成果的过程也需要员工的参与，而国有企业承担着减轻就业压力等社会责任，这导致了严重的冗员问题，该问题的存在阻碍了企业创新研发活动的开展。在此种情况下，即使对管理层实施股权激励，效果也不尽如人意。而非国有企业的经营目标明确，即以市场需求为导向，为了提高企业的核心竞争力，他们开展创新研发活动的意愿更强烈。并且非国有企业高管的任命更多地基于专业知识和技术能力，而不是国有企业的政府委任制，因此他们的风险承受能力与管理能力也更强，对他们实施股权激励更能激发研发投资决策的产生，从而促进企业绩效的提升。基于此分析，提出本研究的第四个假设：

假设4 高管股权激励的调节作用在不同所有制企业中存在差异，非国有企业要显著优于国有企业。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

笔者选取2013～2019年A股上市企业的平衡面板数据为研究样本。为确保样本的有效性，特做以下剔除：① 剔除金融保险类企业；② 剔除研发投入数据未披露或数据不完整的企业；③ 剔除被ST、*ST的企业；④ 剔除未实施高管股权激励的企业。最终，筛选出747家符合要求的企业，共计5 229个样本。本研究的数据主要从CSMAR数据库中获取，通过Excel筛选和整理，然后运用STATA.15.1统计软件进行后续实证研究。

(二)变量选择

1.被解释变量

在传统的研究中，衡量公司绩效的指标主要有会计指标和市场指标两种类型，其中，会计指标包括ROE、ROA、EPS等，市场指标包括EVA、托宾Q值等。本研究综合考虑了绩效指标选取的科学性、应用的广泛性以及我国资本市场的稳定性等因素，最终确定总资产收益率(ROA)作为衡量企业绩效的指标。

2.解释变量

考虑到研发投入是一个绝对值概念，企业间的可比性较弱，笔者参照大多数文献的做法，采用研发投入强度(RD)这一相对值，即研发支出占营业收入的比例作为解释变量。

3.调节变量

加入高管持股比例(RATE)，即高管在报告期内持股数量占公司总股本的比例作为调节变量。

4.控制变量

由于企业绩效受诸多因素影响，为了提高研究结果的可靠性，在参考相关研究的基础上，笔者将资产负债率(LEV)、总资产增长率(GROW)、企业规模(SIZE)这些变量设置为控制变量。具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

(三)模型构建

本研究通过Hausman检验得到P值为0.000 0，拒绝采用随机效应模型进行估计的原假设，认为采用固定效应模型更加合适，因此本研究所构建的下列模型均为双向固定效应模型，即控制了企业个体固定效应和年份固定效应。模型1引入变量研发投入强度(RD)，考察研发投入对企业绩效的当期影响与滞后效应；模型2引入变量高管持股比例(RATE)，考察高管股权激励对企业绩效的影响；模型3在引入解释变量与调节变量的基础上加入了研发投入强度与企业绩效的交乘项(RD×RATE)，考察高管股权激励对研发投入与企业绩效关系的调节作用。

模型1ROAit=α1+α2+α3RDi(t-j)+α4Controlit+νit；

(1)

模型2ROAit=β1+β2+β3RATEit+β4Controlit+υit；

(2)

模型3ROAit=λ1+λ2+λ3RDit+λ4RATEit+λ5RDit×RATEit+λ6Controlit+μit；

(3)

各模型中i表示第i个企业(i=1,2,……,747),t表示第t年(t=2013,2014,2015,2016,2017,2018,2019)，j表示滞后j期(j=0,1,2),则ROAit表示第i个企业在第t年的企业绩效，RDit、RDi(t-1)、RDi(t-2)分别表示第i个企业在第t年时当期、滞后一期、滞后二期的研发投入强度，RATEit表示第i个企业在第t年的高管持股比例，Controlit表示第i个企业在第t年的资产负债率、总资产增长率、企业规模；α1、β1、λ1为企业个体固定常数项，α2、β2、λ2为年份个体固定常数项，α3、α4、β3、β4、λ3、λ4、λ5、λ6均为回归系数，νit、υit、μit为误差项。

四、实证分析

(一)描述性统计分析

为初步掌握变量的数据分布特征，先对各变量进行描述性统计，统计结果如表2所示。

表2 变量的描述性统计结果

由表2可以看出，平均总资产回报率(ROA)为4.3%，但一般文献认为只有当ROA水平达到5%时，企业在才具有较强的市场竞争力，可见我国上市企业总体上是盈利的，但竞争力水平一般；最小值-67.4%为负值，说明部分企业的经营状况不佳，甚至处于严重亏损状态。研发投入强度(RD)均值为5.5%，与国外10%的平均水平存在一定的差距，说明我国上市企业的研发投入强度有待提高；标准差为5.7%，投资比例最低的企业仅投入不足0.001%，表明企业之间对技术创新的重视程度存在巨大的差异。高管人员的最高持股比例(RATE)为79.1%，最低约为0，说明我国股权激励发展极不平衡，分化严重，仍有一部分公司未认识到高管股权激励的重要性。资产负债率(LEV)平均为38.8%，表明企业有一部分资金是通过负债筹集的，负债率过高会带来较大的财务风险，负债率过低不利于杠杆效应的发挥，38.8%属于合理水平。总资产增长率(GROW)均值为18.1%，标准差高达45.6%，表明不同企业之间在资本积累和发展能力上存在较大差异，但整体上具有良好的发展前景。企业平均规模(SIZE)为22.2，与最大值27.7和最小值19.6相差较小，说明样本公司的规模相当。

(二)相关性分析

变量间存在严重的多重共线性会影响实证结果的准确性，因此在回归前应先检验变量之间的相关性，检验结果如表3所示。

表3 Pearson相关系数矩阵

通常将相关系数绝对值大于0.8作为判定变量间存在严重多重共线性的标准。由表3可以看出，各变量间的相关系数绝对值最大仅为0.552，大多在0.3以下，远低于0.8，这表明本研究设置的变量相对独立，不存在严重的多重共线性。此外，研发投入强度(RD)、高管持股比例(RATE)与总资产收益率(ROA)的相关系数分别为-0.032和0.024，均通过了显著性检验，说明研发投入和高管股权激励对当期企业绩效分别具有显著的反向与正向影响，但仍需进一步验证。

(三)多重共线性检验

Pearson相关系数考虑的是两两变量间的关系，而VIF检验考虑的是模型中共线性的问题，包括多个变量间的关系，因此在回归前应先检验模型的多重共线性。各模型变量检验结果的方差扩大因子VIF值如表4所示。

表4 各模型VIF值

通常将10作为VIF的临界值，若VIF<=10，说明模型的共线性问题很小，不足以影响回归结果；若VIF>10,说明模型存在严重的多重共线性，需要重新调整。由表4可以看出，各模型中各变量的VIF值均在4以内，远小于10，这表明本研究所构建的模型不存在严重的多重共线性，可用于进一步的回归分析，所得到的回归结果具有较高的可靠性。

(四)回归结果分析

1.基础回归分析结果

研发投入、股权激励对企业绩效的回归结果如表5所示。

表5 研发投入、股权激励对企业绩效影响的回归结果

表5中第a列、b列、c列分别报告了模型1中当期、滞后一期和滞后二期时研发投入对企业绩效影响的回归结果，d列报告了高管股权激励对企业绩效影响的回归结果。

由a列的回归结果可以看出，研发投入强度(RD)对总资产收益率(ROA)的影响系数为-0.385 9，并且在1%的水平下显著，表明研发投入对当期企业绩效具有显著的负向影响。原因可能在于，研发活动是一个过程，研发投入无法在当期就转化为经济效益，为企业带来绩效的提升。同时，非资本化的研发支出需费用化处理，这增加了企业当前成本，降低了当期绩效。因此，假设1中研发投入对当期企业绩效存在负向影响的假设得到验证。此外，资产负债率(LEV)对总资产收益率(ROA)的影响系数在1%的水平下显著为负，即债务比率越高，对企业绩效的抑制程度越大。这可能是由于高负债率会给企业带来财务风险，并且增加融资成本。总资产增长率(GROW)、公司规模(SIZE)均能显著改善企业绩效，说明发展能力强、资产规模大的企业更受投资者青睐，这类企业可以利用更多、更优质的资源来创造利益。总体来说，这些变量都将显著影响企业绩效，与笔者的预期一致。

由第b列、c列的回归结果可以看出，滞后一期时研发投入强度(RD)对总资产收益率(ROA)的影响系数在5%的水平上显著为负，回归系数-0.079 0，说明企业研发投入所创造的经济效益在一个年度后仍未显现，此时研发投入仍会抑制企业绩效，但抑制程度对比当期有了一定程度的减轻。滞后两期时研发投入强度(RD)对总资产收益率(ROA)的影响系数为0.160 4，并且在1%的水平上显著，可见研发投入对企业绩效的正向影响存在至少两年的滞后期。基于以上分析，假设1中研发投入对企业绩效具有正向影响，但存在一定滞后期的假设得到验证。

从第d列的回归结果可以看出，高管持股比例(RATE)对总资产收益率(ROA)的影响系数为0.025 6，并且在5%的显著性水平上显著，表明高管股权激励能显著提高企业绩效水平，高管持股比例越高，企业绩效获得的提升作用就越大。由此可见，高管股权激励制度能激发他们的工作积极性，努力为企业创造财富，提高企业价值，这与委托代理理论的思想相吻合。因此，假设2得到验证。

2.考虑调节作用的回归分析结果

为进一步考察高管股权激励对研发投入与企业绩效间的关系是否具有调节作用，将研发投入强度与高管持股比例组成交互项加入基础模型进行估计，估计模型如模型3所示，全样本下的具体回归结果如表6所示。表6中，第1列为全样本下考察调节作用的回归分析结果。研发投入强度与高管持股比例的交乘项(RD×RATE)对总资产收益率(ROA)的影响系数为-0.487 9，并通过了1%水平的显著性检验，表明高管股权激励显著降低了研发投入对当期企业绩效的负向影响，即随着高管持股比例的上升，研发投入对企业绩效的边际负向效应将下降，证明高管持股激励对研发投入与企业绩效间的关系具有正向调节作用。原因可能在于，高管持有公司股份时，与企业股东有着相同的利益导向，即实现企业的整体利益和长远发展。因此，他们将更加注重研发投入的长期累积效应，积极开发创新研发项目，推动企业技术创新的进程，提升企业核心竞争力。企业只有拥有强大的核心竞争力，才能在市场上占据更大的产品份额，进而实现显著的绩效提升。基于该分析，假设3得到验证。

3.分所有制类型的扩展性检验

为进一步考察高管股权激励的调节作用在不同所有制企业样本中是否存在差异，该部分将样本分为国有企业样本与非国有企业样本分别进行检验，具体回归结果如表6所示。

表6 高管股权激励调节作用的回归结果

在国有企业样本中，研发投入强度与高管持股比例的交乘项(RD×RATE)对总资产收益率(ROA)的影响系数为-1.124 0，但未通过显著性检验。在非国有企业样本中，研发投入强度与高管持股比例的交乘项(RD×RATE)对总资产收益率(ROA)的影响系数为-0.478 7，在1%的水平下显著。由此可见，在非国有企业中，高管股权激励能够降低研发投入对当期企业绩效的负向影响，对两者间的关系具有正向调节作用；而在国有企业中，高管股权激励对研发投入与企业绩效间的关系不存在调节作用。原因可能在于，政府对国有企业长期的资金扶持和补贴导致了企业高管缺乏主动创新精神，而非国有企业以市场为导向，亟须提高企业竞争力，创新研发的动机更大，实施股权激励更加行之有效。基于此，我们得出结论：高管股权激励的调节作用在不同所有制企业中存在差异，非国有企业要显著优于国有企业。因此，假设4得到验证。

(五)稳健性检验

为判断回归结果是否稳健，本研究选取净资产收益率(ROE)作为企业绩效的代理变量，加入模型进行检验，其结果如表7所示。

表7 研发投入、股权激励对企业绩效影响的稳健性检验结果

表7中a′列、b′列、c′列分别报告了模型1中当期、滞后一期和滞后二期时研发投入对企业绩效影响的回归稳健性检验结果，d′列报告了模型2中高管股权激励对企业绩效影响的回归稳健性检验结果，模型3中高管股权激励调节作用的回归稳健性检验结果如表8所示。

表8 高管股权激励调节作用的稳健性检验结果

由表7可以看出，在研发投入、高管股权激励对企业绩效的影响方面，研发投入对当期企业绩效具有抑制作用，滞后一期时抑制程度减轻，滞后二期时显著提升了企业绩效。另外，高管股权激励对企业绩效的影响显著为正。基于此，关于研发投入、高管持股激励对企业绩效影响的结论通过了稳健性检验。

由表8可以看出，在高管股权激励对研发投入强度与企业绩效间关系的调节作用方面，高管股权激励显著调节了研发投入与企业绩效间的关系，并且这种调节的作用是正向的。按照企业不同所有制性质来看，高管股权激励这一正向的调节作用在非国有企业中存在且显著，而国有企业的高管股权激励对研发投入与企业绩效间的关系不具有调节作用。基于此，关于高管股权激励调节作用的结论通过了稳健性检验。

总体来说，替代变量与原始变量的回归结果无实质性差别，主要变量间的影响方向和显著性都没有发生改变。因此，模型通过了稳健性检验，实证结果具有很强的可靠性。

五、结 语

笔者以2013～2019年A股上市企业为对象，构建双重固定效应模型研究了研发投入、高管股权激励与企业绩效的内在关系。最终得出以下结论：一是创新研发活动可以增强企业的核心竞争力，对企业绩效存在正向影响，即能够提升企业绩效，但研发活动是一个过程，这种正向影响存在至少两年以上的滞后期，其对当期企业绩效的影响是负向的；二是高管股权激励能够缓解企业管理者与股东的利益冲突，减少代理成本，对企业绩效的影响显著为正；三是高管股权激励通过减少管理层的短视行为降低了研发投入对当期企业绩效的负向影响，对两者间的关系具有正向调节作用；四是高管股权激励的调节作用在不同所有制企业中存在差异，相较于国有企业，非国有企业的经营管理以市场为导向，通过技术创新提升企业竞争力的动机更大，对高管实施股权激励更能促进研发投资决策的产生，因而非国有企业高管股权激励的调节作用要显著优于国有企业。

综上实证结果，笔者提出两点政策建议：一是企业应适度增加研发投入，并注重研发资源的合理配置与有效利用。技术创新具有高投入、高风险、长周期、滞后性等特点，它无法在短期内创造收益，甚至会降低企业当期绩效，但从长远来看，其对企业绩效具有积极的促进作用。因此，企业要充分认识研发投入对企业绩效的正向滞后效应，适度增加研发投入，使研发活动的长期累积效应得到最大释放。然而，研发投入并不是越多越好，资源配置不合理反而会造成资源的浪费。因此，企业应当合理配置研发资源，提高研发资源的利用效率，通过高质量的创新研发推动企业的长远发展。二是企业应适当提高高管持股比例。高管股权激励不仅可以直接作用于企业绩效，而且可以通过调节作用降低研发投入对当期企业绩效的负向影响，在提升企业绩效上发挥重要的作用。因此，企业尤其是非国有企业可以适当提高高管持股比例，以充分调动高管的工作积极性，最大限度地发挥高管股权激励的积极作用。