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(中南財經(jīng)政法大學(xué) 會計學(xué)院，湖北 武漢 430073)

2016年，國務(wù)院印發(fā)《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》，明確提出2050年建成世界科技創(chuàng)新強(qiáng)國“三步走”目標(biāo)。當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，人口紅利逐漸消退，知識密集型產(chǎn)業(yè)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新出路。同時，隨著中國技術(shù)水平的進(jìn)步，向國外進(jìn)行技術(shù)引進(jìn)的空間越來越小，自主創(chuàng)新逐步成為推動技術(shù)進(jìn)步的主要模式，因此，必須為自主創(chuàng)新提供足夠的激勵(龔剛，2016)。[1]企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的主體，在推動技術(shù)進(jìn)步方面扮演著重要的角色。在所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的情況下，由總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財務(wù)負(fù)責(zé)人等組成的高管團(tuán)隊是企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入、開展創(chuàng)新活動的重要決策者，因此，如何對高管進(jìn)行激勵成為推動企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵問題之一。

2015年創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市公司披露的數(shù)據(jù)顯示，公司前三名高管薪酬總額的平均水平為人民幣1 400 905元，但各公司之間具有顯著的差距，其中，探路者(300005)以人民幣10 235 300元居首位，智云股份(300097)以人民幣196 000元排名最末，二者相差約50倍。雖然上市公司的薪酬受到行業(yè)、公司規(guī)模、股權(quán)性質(zhì)等因素的影響，但巨大的薪酬差距仍然值得我們對薪酬配置合理性以及薪酬激勵效果等問題進(jìn)行思考。目前，已有文獻(xiàn)就高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系展開了激烈的討論，但尚未達(dá)成一致的意見。一方面，當(dāng)前的研究大多只考慮了薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的線性關(guān)系，忽略了非線性關(guān)系的研究；另一方面，已有文獻(xiàn)大多沒有考慮高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認(rèn)定等因素對二者關(guān)系的影響。因此，本文嘗試從這兩點出發(fā)，對高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系進(jìn)行探討，豐富已有研究成果。

一、文獻(xiàn)回顧

委托代理理論認(rèn)為，委托人和代理人的效用函數(shù)存在一定的差異。就企業(yè)創(chuàng)新而言，一方面，創(chuàng)新是企業(yè)建立核心競爭力的重要途徑，有利于企業(yè)價值的提升(陳守明等，2012；徐欣等，2010)，[2,3]因此委托人希望代理人激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，推動公司可持續(xù)發(fā)展；另一方面，與委托人相比，代理人大多屬于“風(fēng)險規(guī)避”型，由于創(chuàng)新活動周期較長，風(fēng)險較高，高管為了維護(hù)自身利益可能會選擇減少創(chuàng)新投入，從而導(dǎo)致企業(yè)整體利益受損，因此，企業(yè)需要建立恰當(dāng)?shù)募顧C(jī)制，促進(jìn)創(chuàng)新活動的開展。

目前，高管激勵手段主要包括薪酬激勵與股權(quán)激勵兩個方面。薪酬激勵主要指高管的固定工資、津貼、績效獎金等；股權(quán)激勵主要包括限制性股票和股票期權(quán)兩種方式。學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，與薪酬激勵相比，股權(quán)激勵更能將高管的利益與企業(yè)的長期利益聯(lián)系起來，因此對二者的關(guān)系尤為關(guān)注。已有文獻(xiàn)分別從“利益趨同效應(yīng)”和“防御效應(yīng)”兩個角度對這一問題進(jìn)行探討。一定數(shù)量的股權(quán)激勵能產(chǎn)生“金手銬”的作用，加強(qiáng)高管自身利益與公司長期利益的關(guān)聯(lián)程度，對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生正面影響(王燕妮，2011)，[4]但高管持股比例過高會導(dǎo)致其權(quán)力過大，受到的監(jiān)管和約束減小，容易為了維護(hù)自身利益而做出損害公司利益的事情，開展創(chuàng)新活動的積極性下降，不利于提高企業(yè)創(chuàng)新投入(徐寧，2013；胡艷等，2015)[5][6]80。考慮其他因素的影響，Jianfeng Wuetal(2007)發(fā)現(xiàn)CEO股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用在業(yè)績較好、限制資金較多的公司更為顯著[7]。另外，將股權(quán)激勵的方式進(jìn)行分類，限制性股票激勵與創(chuàng)新投入呈負(fù)相關(guān)，而股票期權(quán)激勵對創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用較強(qiáng)(Ryan etal，2002；葉陳剛等，2015)，[8，9]薪酬委員會會提高股票期權(quán)回報的變動與研發(fā)支出變動的關(guān)聯(lián)性，降低因機(jī)會主義導(dǎo)致的創(chuàng)新投入的減少(Cheng，2004)[10]。

關(guān)于高管薪酬激勵與創(chuàng)新投入關(guān)系的研究，當(dāng)前主要存在三種研究結(jié)果。第一，部分學(xué)者認(rèn)為高管薪酬激勵能夠提高企業(yè)創(chuàng)新投入。唐清泉等(2009)、韓亞欣等(2017)的研究均發(fā)現(xiàn)由于高管持股比例較低，無法達(dá)到股權(quán)激勵的效果，薪酬激勵對創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用更為顯著。[11，12]同時，薪酬績效敏感性的提高有利于加大企業(yè)創(chuàng)新投入的強(qiáng)度(李后建等，2015)，[13]其中，以銷售量為評價標(biāo)準(zhǔn)的薪酬激勵設(shè)計與以會計利潤指標(biāo)為評價標(biāo)準(zhǔn)的薪酬激勵設(shè)計相比對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用更強(qiáng)(Lin C etal，2011)。[14]另外，以創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，胡艷等(2015)認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板公司的高管多為創(chuàng)始人團(tuán)隊，與主板相比更依賴于企業(yè)的持續(xù)發(fā)展，因此，高管薪酬激勵對創(chuàng)新投入具有促進(jìn)作用。[5]79然而，也有不少學(xué)者持相反的觀點。趙國宇(2015)發(fā)現(xiàn)，由于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動周期較長，與薪酬激勵的短期性特點不匹配，高管薪酬激勵不利于提高創(chuàng)新投入，甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)面影響。[15]梁彤纓等(2015)則認(rèn)為，薪酬與企業(yè)短期績效存在緊密聯(lián)系，研發(fā)支出的費用化對企業(yè)短期績效影響較大，從而影響高管薪酬回報，容易導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入不足。[16]另外，將其他因素加入到二者的關(guān)系中進(jìn)一步探討，EA Fong(2010)發(fā)現(xiàn)CEO薪酬支付不足與創(chuàng)新投入在高研發(fā)密集型企業(yè)中呈正相關(guān)，在低研發(fā)密集型企業(yè)中呈負(fù)相關(guān)；與所有者控制的企業(yè)相比，二者的負(fù)相關(guān)關(guān)系在經(jīng)理人控制的企業(yè)中更為顯著。[17]第三，也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬的短期性、事前約定以及薪酬粘性這三個特征，導(dǎo)致其與企業(yè)創(chuàng)新投入不存在顯著的聯(lián)系(肖利平，2016)。[18]

通過上述文獻(xiàn)回顧，本文認(rèn)為，已有文獻(xiàn)對高管激勵與創(chuàng)新投入的關(guān)系進(jìn)行了一定程度的探討。從股權(quán)激勵的角度出發(fā)，學(xué)術(shù)界得到了較為一致的意見，普遍認(rèn)為股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入存在一定的促進(jìn)作用，但高管持股比例過高會導(dǎo)致促進(jìn)效用減弱。從薪酬激勵的角度出發(fā)，已有文獻(xiàn)對高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的研究結(jié)果存在較大分歧，因此需要進(jìn)一步探討。本文認(rèn)為，可以從以下兩個方面進(jìn)行更為深入和細(xì)致的研究：第一，現(xiàn)有研究大多只考慮了薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的線性關(guān)系，且結(jié)論并不統(tǒng)一，因此可以嘗試從非線性關(guān)系的角度對二者關(guān)系進(jìn)行研究；第二，應(yīng)考慮行業(yè)、高新技術(shù)資質(zhì)認(rèn)定、地區(qū)等因素的影響，探討高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系在不同類型的企業(yè)中是否存在差異。

二、研究假設(shè)

(一)高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入

已有部分文獻(xiàn)得出了高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入呈負(fù)相關(guān)或不相關(guān)的研究結(jié)論。本文認(rèn)為，第一，雖然創(chuàng)新投入可能會降低企業(yè)的短期績效，但從長期來看，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新的成果最終都會反映在經(jīng)營業(yè)績上，從而對高管的報酬產(chǎn)生影響，并對其在一段時間內(nèi)的財富積累具有重要的促進(jìn)作用。第二，已有研究表明，薪酬與績效的敏感性具有不對稱性，即與盈利業(yè)績的敏感度較高，而與虧損業(yè)績的敏感度較低(邱保印，2015)，[19]因此可以合理地推斷，由提高創(chuàng)新投入導(dǎo)致的企業(yè)短期業(yè)績下滑給高管帶來的損失可能遠(yuǎn)小于長期業(yè)績增長給其帶來的收益。第三，隨著相關(guān)規(guī)定的出臺，高管業(yè)績考核體系不斷完善，薪酬中的可變部分不僅與當(dāng)年的業(yè)績相關(guān)，也與未來的業(yè)績相關(guān)聯(lián)(張瑞君等，2013)，[20]這進(jìn)一步彌補(bǔ)了薪酬激勵短期性的不足。因此，考慮到提高創(chuàng)新投入的長期回報以及薪酬激勵機(jī)制的逐漸完善，高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入應(yīng)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。另外，從激勵理論出發(fā)進(jìn)行探討，與其他激勵方式(如股權(quán)激勵)相比，薪酬激勵作為最普遍的激勵方法，具有及時性、持續(xù)性以及一定的確定性。從需求層面考慮，物質(zhì)需求是人類較為底層的需求，在其達(dá)到一定數(shù)量之前，產(chǎn)生的激勵作用是顯著的。因此，薪酬作為高管努力工作的動力之一，能產(chǎn)生一定的激勵效果，使其站在公司利益的高度，為企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展做打算，其中，研發(fā)創(chuàng)新是提高公司業(yè)績和市場競爭力的重要方式之一。綜上，本文提出第一個研究假設(shè)：

H1：高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入呈正相關(guān)關(guān)系

然而，高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用是否始終維持在一個穩(wěn)定的水平還需要進(jìn)一步探討。已有研究發(fā)現(xiàn)，一方面，薪酬激勵具有邊際遞減效應(yīng)，高管薪酬過高對企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和創(chuàng)新績效會產(chǎn)生負(fù)面影響(左晶晶等，2010；王建華等，2015)；[21，22]另一方面，隨著薪酬占高管總回報比重的增加，高管將處于“薪酬盈利*指高管實際獲得的薪酬高于預(yù)期薪酬。”狀態(tài)，容易偏好風(fēng)險規(guī)避，從而減少創(chuàng)新投入(甄麗明等，2014)。[23]結(jié)合已有研究成果和赫茲伯格的激勵—保健理論，由于激勵因素和保健因素可以相互轉(zhuǎn)換，因此，本文認(rèn)為，薪酬過高容易導(dǎo)致薪酬由激勵因素轉(zhuǎn)變成保健因素，產(chǎn)生的激勵效果也會逐漸減弱。綜上提出第二個假設(shè)：

H2：高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用存在邊際遞減效應(yīng)

(二)高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認(rèn)定、高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新投入

20世紀(jì)90年代，科學(xué)技術(shù)部發(fā)布了《國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定的條件和方法》，國家開始對企業(yè)進(jìn)行高新技術(shù)資質(zhì)認(rèn)定，并對獲得該認(rèn)定的公司給予相應(yīng)的政策優(yōu)惠，包括財政、稅收、貿(mào)易等多方面，為推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造了良好的政策環(huán)境。同時，高新技術(shù)企業(yè)的認(rèn)定在提高公司聲譽以及競爭力等方面也具有重要的作用。根據(jù)《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》(2016)的規(guī)定，同時滿足8項規(guī)定的企業(yè)才能獲得高新技術(shù)企業(yè)的資格。這8項規(guī)定的實現(xiàn)均與企業(yè)的創(chuàng)新投入具有非常密切的聯(lián)系，因此，非高新技術(shù)企業(yè)有很強(qiáng)的動機(jī)提高企業(yè)創(chuàng)新投入。

而從高新技術(shù)企業(yè)的角度出發(fā)，可能出現(xiàn)以下兩種情況。第一種情況：由于獲得了認(rèn)定資格，得到了國家的政策和資金等的扶持，高新技術(shù)企業(yè)具有更充足的資金進(jìn)行創(chuàng)新投入，高管薪酬激勵對創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用與非高新技術(shù)企業(yè)沒有明顯差別。第二種情況：通過閱讀《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》(2016)*《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》(2016)第十六條，對已認(rèn)定的高新技術(shù)企業(yè)，有關(guān)部門在日常管理過程中發(fā)現(xiàn)其不符合認(rèn)定條件的，應(yīng)提請認(rèn)定機(jī)構(gòu)復(fù)核。復(fù)核后確認(rèn)不符合認(rèn)定條件的，由認(rèn)定機(jī)構(gòu)取消其高新技術(shù)企業(yè)資格，并通知稅務(wù)機(jī)關(guān)追繳其不符合認(rèn)定條件年度起已享受的稅收優(yōu)惠?？梢园l(fā)現(xiàn)，國家對高新技術(shù)企業(yè)的監(jiān)管僅進(jìn)行了一個模糊的規(guī)定并主要進(jìn)行日常管理，沒有制定一個明確的標(biāo)準(zhǔn)對高新技術(shù)企業(yè)進(jìn)行定期考核。根據(jù)激勵約束理論，激勵和約束的不平衡將無法調(diào)動被激勵者的積極性。我國高新技術(shù)企業(yè)的認(rèn)定周期為三年，由于沒有完善的監(jiān)督約束機(jī)制，高新技術(shù)企業(yè)獲得資格認(rèn)定之后創(chuàng)新投入的積極性可能降低，此時，高管薪酬激勵對創(chuàng)新投入促進(jìn)效用的邊際遞減效應(yīng)也會表現(xiàn)得更為顯著。綜上，本文提出以下假設(shè)：

H3a：高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入促進(jìn)作用的邊際遞減效應(yīng)在高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)中并無明顯差異

H3b：相對于非高新技術(shù)企業(yè)，高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入促進(jìn)作用的邊際遞減效應(yīng)在高新技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本文選取2011—2015年創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市公司為研究對象，在獲得初始數(shù)據(jù)之后進(jìn)行了如下處理：第一，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；第二，由于在穩(wěn)健性檢驗中考慮高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的滯后性，為了保持穩(wěn)健性檢驗與初始回歸結(jié)果的樣本總量相等，將上市第一年的樣本進(jìn)行了剔除。本文所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，最終獲得了1108個樣本。

(二)變量定義

1．因變量

本文的因變量為企業(yè)創(chuàng)新投入，用RDP表示。由于創(chuàng)新投入的絕對值受到諸多因素(行業(yè)、企業(yè)規(guī)模等)的影響，可比性較差，因此，需要運用一個相對量對其進(jìn)行衡量。參考以往研究文獻(xiàn)，本文采用創(chuàng)新投入強(qiáng)度(年度研發(fā)支出與年度營業(yè)收入的比值)對該變量進(jìn)行衡量。

2．自變量

高管薪酬激勵是本次研究的自變量，用EMSJ表示。與創(chuàng)新投入一樣，該變量在不同企業(yè)之間也存在較大差異，為了解決這一問題，學(xué)術(shù)界大多采用前三位高管薪酬總量的自然對數(shù)對該變量進(jìn)行測量，本文也采用這一方法。

3．控制變量

通過參考國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，本文從公司治理特征、財務(wù)特征等方面對控制變量進(jìn)行了選擇，主要控制變量定義如表1所示。

表1 控制變量定義

(三)模型建立

為了對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗，本文參考胡艷等(2015)、[6]82-83曾湘泉等(2008)建立的模型[24]，同時結(jié)合實際情況，設(shè)置了兩個基本模型。模型(1)用于檢驗薪酬激勵與創(chuàng)新投入的線性關(guān)系，從而驗證假設(shè)1。另外，本文的假設(shè)2認(rèn)為高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用存在邊際遞減效應(yīng)，為了檢驗這一非線性關(guān)系，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了自變量EMSJ的平方項，得到模型(2)。

RDP=β0+β1EMSJ+∑CONTROL VARIABLES+ε1

(1)

RDP=β0+β1EMSJ+β3EMSJ2+∑CONTROL VARIABLES+ε

(2)

(四)描述性統(tǒng)計

本文采用STATA14.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，描述性統(tǒng)計如表2所示。由表2可發(fā)現(xiàn)：第一，RDP的平均值為0.064，中位數(shù)為0.047，其中最小值為0.011，最大值為0.358，說明創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市公司研發(fā)支出占營業(yè)收入的平均比例為6.4%，但各企業(yè)之間差別較大，RDP最小的企業(yè)僅為1.1%；第二，EMSJ的平均值為13.98，中位數(shù)為13.96，說明前三位高管薪酬的平均水平為人民幣1 178 791.12元(e13.98=1178791.12)，另外，該變量的平均值和中位數(shù)相差不大，說明EMSJ這一變量的分布較為均勻；第三，ALR的平均值為0.251，說明資產(chǎn)負(fù)債率的平均值為25.1%，財務(wù)杠桿較低，大部分企業(yè)更傾向于采用股權(quán)融資，負(fù)債占資產(chǎn)比重較?。坏谒?，LS的均值為0.333，說明大股東平均持股比例為33.3%，股權(quán)集中度較高。第五，SOE的均值為0.045，說明樣本中國有企業(yè)僅占4.5%，創(chuàng)業(yè)板上市公司大多為民營或外資企業(yè)。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(五)相關(guān)性分析

本文采用了Pearson和Spearman兩種方法對變量進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果如表3所示，其中左下方為Pearson的檢驗結(jié)果，右上方為Spearman的檢驗結(jié)果。由表可以看出：第一，無論是哪種相關(guān)性分析，EMSJ與RDP均呈正相關(guān)關(guān)系并在1%的水平上顯著，說明高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)系密切，初步驗證了前文的假設(shè)；第二，EMSJ與TA的相關(guān)系數(shù)分別為0.373 9和0.365 8，在1%水平上顯著，說明公司規(guī)模對高管薪酬的影響較大；第三，從因變量與其他控制變量之間的相關(guān)性來看，企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模以及營業(yè)收入增長率呈負(fù)相關(guān)，與國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)正相關(guān)；第四，兩兩變量之間的相關(guān)系數(shù)均未超過0.39，說明本文的研究受到多重共線性影響的可能性較低。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

注:*、**和***分別表示在10%(雙尾檢驗)、5%(雙尾檢驗)和1%(雙尾檢驗)顯著性水平上顯著。

四、研究過程

(一)回歸結(jié)果

1．樣本總體回歸分析

本文采用STATA14.0對樣本進(jìn)行回歸處理，表4列示了多元回歸結(jié)果，其中(1)和(2)的結(jié)果分別與假設(shè)1和假設(shè)2對應(yīng)。根據(jù)模型(1)的檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：第一，在對相關(guān)變量進(jìn)行控制之后，EMSJ與RDP的相關(guān)系數(shù)為0.012 1，并在1%的水平上顯著，說明前三位高管薪酬總額的提高會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生正向影響，薪酬總額增加1%，創(chuàng)新投入比例提高0.012 1個單位，該結(jié)果與假設(shè)1基本相符；第二，ALR與RDP均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并在1%水平上顯著，說明資產(chǎn)負(fù)債率越高的企業(yè)會面臨較大的破產(chǎn)風(fēng)險，而研發(fā)創(chuàng)新活動周期一般較長，不確定性較強(qiáng)，風(fēng)險較大，會進(jìn)一步加大企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險，因此，資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新的投入可能較低；第三，LS與RDP的相關(guān)系數(shù)為-0.064 3 ，并在1%水平上顯著，說明股權(quán)集中度較高的企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度較低。這是因為股權(quán)集中度較高時大股東能夠?qū)Ω吖苓M(jìn)行控制，導(dǎo)致高管更多地站在大股東而非整個公司的立場進(jìn)行決策，不利于企業(yè)創(chuàng)新活動的開展；第四，BSIZE與RDP也呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明董事會規(guī)模的增大容易導(dǎo)致董事會效率的下降，不能對管理層進(jìn)行有效監(jiān)督，最終對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生消極影響；第五，SGR與RDP在1%水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果說明營業(yè)收入增長率與創(chuàng)新投入負(fù)相關(guān)，與預(yù)測的符號相反。一般認(rèn)為，營業(yè)收入增長率越大，高管對公司的發(fā)展前景越樂觀，用于創(chuàng)新投入的資金應(yīng)該越多。但本次研究中RDP采用研發(fā)支出與營業(yè)收入的比值進(jìn)行衡量，當(dāng)研發(fā)支出的增長率小于營業(yè)收入的增長率時，SGR將與RDP呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此該結(jié)果只能說明企業(yè)研發(fā)支出的增長率低于營業(yè)收入的增長率。第六，SOE與RDP的相關(guān)系數(shù)為0.014 4，在1%水平上顯著，說明國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)創(chuàng)新投入具有積極的影響。雖然樣本中只有4.5%的企業(yè)為國有控股企業(yè)，但基于中國的政策背景，國有控股企業(yè)得到政府扶持的力度更大，能夠進(jìn)行創(chuàng)新投入的資金也更充足，創(chuàng)新投入強(qiáng)度更大。

模型(2)的結(jié)果顯示，EMSJ與RDP的相關(guān)系數(shù)為0.169 0，而EMSJ平方項與RDP的相關(guān)系數(shù)為-0.005 6，二者均在5%水平上顯著，該結(jié)果與假設(shè)2基本一致，說明高管薪酬激勵對創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用存在邊際遞減效應(yīng)，隨著高管薪酬的提高，其對創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用將逐漸減弱甚至產(chǎn)生消極影響。對EMSJ與RDP之間的非線性關(guān)系求極值可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)EMSJ為15.089(0.169 0/(2*0.005 6)=15.089)，即前三名高管薪酬總額約為人民幣3 573 299.66元(e15.089=3 573 299.66)時，企業(yè)創(chuàng)新投入達(dá)到極大值，若薪酬總額大于3 573 299.66元，高管薪酬的增加將會給創(chuàng)新投入帶來負(fù)面影響。其他變量的結(jié)果與(1)基本一致，因此不再贅述。

2．高新技術(shù)企業(yè)與非高新技術(shù)企業(yè)樣本回歸分析

以CSMAR數(shù)據(jù)庫中披露的高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定情況為依據(jù)，本文將獲得的樣本進(jìn)行了分類，由于高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認(rèn)定的期限為3年，則在某一企業(yè)獲得認(rèn)定當(dāng)年開始之后的三年，該企業(yè)都將被分到高新技術(shù)企業(yè)樣本組中。最終，高新技術(shù)企業(yè)樣本618個，非高新技術(shù)企業(yè)樣本490個。對上述兩個子樣本的回歸結(jié)果如表4所示：第一，從模型(1)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，高新技術(shù)企業(yè)樣本EMSJ的系數(shù)為0.008 3，在5%水平上顯著，非高新技術(shù)企業(yè)樣本EMSJ的系數(shù)為0.017 9，在1%水平上顯著，說明無論企業(yè)是否具有高新技術(shù)認(rèn)定，高管薪酬激勵均與企業(yè)創(chuàng)新投入呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；第二，模型(2)的回歸結(jié)果顯示，高新技術(shù)企業(yè)樣本EMSJ的系數(shù)為0.210，EMSJ平方項的系數(shù)為-0.007 1，二者均在5%水平上顯著，說明高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用的邊際遞減效應(yīng)較為顯著，當(dāng)前三名高管薪酬總額大于人民幣2 646 371.46元(021/(2*0.007 1)=14.788 7；e14.788 7=2 646 371.46)時，高管薪酬激勵會對創(chuàng)新投入產(chǎn)生負(fù)面影響。而非高新技術(shù)企業(yè)樣本中EMSJ和EMSJ平方項的系數(shù)均不顯著，并且加入EMSJ平方項之后，調(diào)整的R2沒有提高，說明高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的邊際遞減效應(yīng)在非高新技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)并不顯著；第三，控制變量的回歸結(jié)果與樣本總體差別不大。上述回歸結(jié)果支持假設(shè)H3b。

表4 多元回歸結(jié)果

注:*、**和***分別表示在10%(雙尾檢驗)、5%(雙尾檢驗)和1%(雙尾檢驗)顯著性水平上顯著。

(二)穩(wěn)健性檢驗

本文采用了兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：第一，由于高管薪酬激勵對創(chuàng)新投入的影響可能存在一定的滯后性，本文將自變量提前了一期并重新進(jìn)行了回歸，探究t-1時期的高管薪酬對t期創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果如表5所示，該結(jié)果與表4基本一致；第二，已有研究表明，股權(quán)激勵也能提高企業(yè)創(chuàng)新投入，因此，為了排除該因素對研究結(jié)果的影響，本文在穩(wěn)健性檢驗中對高管持股比例進(jìn)行了控制，加入該變量后重新回歸的結(jié)果如表6所示，控制高管持股比例之后，回歸結(jié)果與初始結(jié)果基本一致。綜上，本文回歸結(jié)果穩(wěn)健。

(三)進(jìn)一步研究

由于中國各個地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，市場化程度、競爭狀況、國家政策等方面存在較大差異，因此本文進(jìn)一步將樣本量按照地區(qū)進(jìn)行分類，分為華東、華南、華北、華中以及其他地區(qū)五個子樣本進(jìn)行進(jìn)一步分析，探究高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系在不同的地區(qū)是否存在差異。各地區(qū)樣本的回歸結(jié)果如表7所示：第一，華東和華南地區(qū)的企業(yè)高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新投入存在顯著的線性正相關(guān)關(guān)系，且高管薪酬激勵與創(chuàng)新投入之間不存在顯著的邊際遞減效應(yīng)；第二，華北和華中地區(qū)的企業(yè)高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用存在顯著的邊際遞減效應(yīng)；第三，除上述四個地區(qū)以外，其他地區(qū)的企業(yè)高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新投入并不存在顯著的聯(lián)系。根據(jù)上述研究結(jié)果，本文認(rèn)為，高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系存在明顯的地區(qū)差異，這可能與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場化程度等因素有關(guān)。華東和華南地處中國的東部和南部，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場化程度較高，發(fā)展速度也較快，為適應(yīng)激烈的競爭環(huán)境，企業(yè)必須提高資源的利用效率和公司的治理水平，因此這類企業(yè)薪酬的配置較為合理、薪酬激勵的效率也較高，過度激勵的可能性較小。華北和華中地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平略微低于華東和華南，高管薪酬激勵的效率也有所下降。而除上述地區(qū)以外的其他地區(qū)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及市場化程度較低，高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入不存在顯著聯(lián)系，該結(jié)果反映出其他地區(qū)的企業(yè)公司治理水平參差不齊，治理效率普遍較低，高管薪酬激勵沒有發(fā)揮應(yīng)有的效用。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果一

注:*、**和***分別表示在10%(雙尾檢驗)、5%(雙尾檢驗)和1%(雙尾檢驗)顯著性水平上顯著。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果二

注:*、**和***分別表示在10%(雙尾檢驗)、5%(雙尾檢驗)和1%(雙尾檢驗)顯著性水平上顯著。

五、結(jié)論與建議

本文基于創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略以及經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”這兩大背景，結(jié)合激勵理論的相關(guān)內(nèi)容，考慮高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認(rèn)定的影響，采用2011—2015年創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市公司為樣本探究了高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，樣本總體回歸結(jié)果表明，高管薪酬激勵能提高企業(yè)創(chuàng)新投入，但這一促進(jìn)作用存在邊際遞減效應(yīng)，高管薪酬過高會對創(chuàng)新投入產(chǎn)生負(fù)面影響；第二，相對于非高新技術(shù)企業(yè)，高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入促進(jìn)作用的邊際遞減效應(yīng)在高新技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用存在地區(qū)差異，與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)一定的正相關(guān)關(guān)系。

表7 各地區(qū)樣本回歸結(jié)果

注:*、**和***分別表示在10%(雙尾檢驗)、5%(雙尾檢驗)和1%(雙尾檢驗)顯著性水平上顯著。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為可以從以下幾個方面出發(fā)，改善高管激勵機(jī)制，激發(fā)其開展創(chuàng)新活動的熱情，提高企業(yè)創(chuàng)新投入，最終促進(jìn)企業(yè)價值的提高。第一，應(yīng)制定相應(yīng)的制度(如利用薪酬委員會的監(jiān)督作用等)對高管薪酬總額進(jìn)行控制，減少過度激勵的可能性，提高薪酬配置的有效性；第二，由于薪酬激勵的有限性，企業(yè)應(yīng)拓寬高管激勵方式。首先，從物質(zhì)激勵的角度，已有研究發(fā)現(xiàn)高管股權(quán)激勵(持股比例)與薪酬激勵存在一定的互補(bǔ)關(guān)系(徐寧等，2013)，因此可以通過一定的股權(quán)激勵來彌補(bǔ)薪酬激勵的不足。[21]其次，當(dāng)企業(yè)家的財富積累到一定程度時，物質(zhì)激勵難以滿足他的需求，這時進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新所帶來的成就感和社會聲譽的提高等精神財富成為其進(jìn)行創(chuàng)新投入的動力。因此企業(yè)進(jìn)行物質(zhì)激勵的同時也應(yīng)該注重高管的精神激勵，從精神層面增強(qiáng)高管個人利益與企業(yè)利益的一致性；第三，由于高管薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用在不同資質(zhì)、不同地區(qū)的公司之間存在一定差異，因此不同類型的公司應(yīng)根據(jù)自身情況對高管薪酬激勵機(jī)制進(jìn)行改進(jìn)。例如，高新技術(shù)企業(yè)應(yīng)檢查自身是否存在薪酬過度激勵的現(xiàn)象；地處經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低地區(qū)的企業(yè)應(yīng)制定相關(guān)政策提高公司治理效率，有效發(fā)揮薪酬激勵的作用，增強(qiáng)高管薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)性，推動創(chuàng)新活動的開展。

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