石泓 高崇

【摘 要】 文章以實施股權(quán)激勵的滬深A股高新技術上市公司為研究對象，建立多元線性回歸模型，利用2013—2017年數(shù)據(jù)，首次嘗試將股權(quán)集中度、股權(quán)激勵強度、股權(quán)激勵模式與研發(fā)支出納入到一個框架中進行研究，以期為高新技術企業(yè)股權(quán)激勵計劃的設計以及治理體系的構(gòu)建提供有益的啟示。研究發(fā)現(xiàn)：提升股權(quán)激勵強度并不能有效促進研發(fā)支出，股權(quán)激勵的強度不是越高越好;股權(quán)激勵模式會顯著影響激勵效果，提升股票期權(quán)模式的激勵強度能夠正向影響研發(fā)支出;股權(quán)集中能夠強化股票期權(quán)模式的激勵對研發(fā)支出的作用程度。

【關鍵詞】 股權(quán)激勵強度; 股權(quán)激勵模式; 股票期權(quán); 股權(quán)集中度; 研發(fā)支出

【中圖分類號】 F243.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2019）09-0060-06

一、引言

近年來，研發(fā)創(chuàng)新成為學術界關注熱點。研發(fā)創(chuàng)新是推動國家經(jīng)濟發(fā)展、增強國際競爭力的重要戰(zhàn)略。2019年國務院政府工作報告中也多次突出強調(diào)創(chuàng)新的重要性，明確指出2018年深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，創(chuàng)新能力和效率進一步提升。雖然當前我國不斷加大研發(fā)方面的投入，研發(fā)經(jīng)費占GDP的比重也在穩(wěn)步增加，在2016年首次突破了2.1%，2017年達到2.12%，2018年更是達到2.18%，但同韓國、以色列、奧地利等研發(fā)大國相比還相差甚遠。由于研發(fā)活動具有高投入、高風險、回收期較長、信息不對稱等特點，管理層出于對自身利益及任期的考量，會更多地將資金投資于短期收益高的項目，規(guī)避研發(fā)活動。為了改善管理層這種“自私”的情況，降低代理成本，股權(quán)激勵在許多公司開始如火如荼地實施，以期激勵管理層加大研發(fā)方面的支出，增強企業(yè)創(chuàng)新能力。但是實施股權(quán)激勵的效果并不都盡如人意，一些學者的研究表明股權(quán)激勵可以產(chǎn)生利益趨同效應，也同樣可以造成截然相反的結(jié)果，股權(quán)激勵的實施應因地制宜。那么，對于依賴創(chuàng)新的高新技術企業(yè)而言，股權(quán)激勵是否會真正起到激勵管理層的作用，進一步提升研發(fā)支出？不同模式的股權(quán)激勵又會對激勵效果產(chǎn)生怎樣的影響？不僅如此，我國公司普遍存在股權(quán)集中度過高的現(xiàn)象，雙重代理問題尤為突出，那么在這種特殊的股權(quán)結(jié)構(gòu)下，不同模式的股權(quán)激勵對研發(fā)支出的作用情況又會如何？

基于此，本文針對高新技術上市公司，首先分析股權(quán)激勵強度與研發(fā)支出的關系;其次探究股權(quán)激勵模式是否會影響股權(quán)激勵的效果，以及如何影響;最后進一步揭示股權(quán)集中度在股票期權(quán)模式的激勵實施過程中發(fā)揮的作用。本研究結(jié)論為管理層進一步完善公司治理體系提供有益啟示，有助于企業(yè)合理調(diào)整股權(quán)激勵政策，促進企業(yè)長遠發(fā)展。

二、文獻綜述

（一）股權(quán)激勵與研發(fā)支出

已有關于股權(quán)激勵與研發(fā)支出關系的文獻主要得出了三種結(jié)論。Lin et al.[1]對中國民營企業(yè)股權(quán)激勵效果進行研究，發(fā)現(xiàn)隨著管理層持股數(shù)量的上升，管理層會更加重視企業(yè)長遠發(fā)展以獲取更多的收益，因而會積極開展研發(fā)活動。孫菁等[2]運用PSM法同樣也證實股權(quán)激勵能夠?qū)?chuàng)新產(chǎn)生積極作用，促進研發(fā)支出的增加。李丹蒙等[3]運用DID法研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)施行股權(quán)激勵后的創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出均大幅度提升，并且不同類型的股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)均會產(chǎn)生不同的影響。相反的，Panousi et al.[4]認為股權(quán)激勵并不能起到激勵的作用，股權(quán)激勵的實施反而會造成研發(fā)支出水平下降的后果。Guay[5]研究發(fā)現(xiàn)，對管理層實施股權(quán)激勵會使得管理層變得更加短視，不利于研發(fā)。部分研究結(jié)合了上述兩種觀點，陳金勇等[6]研究得出股權(quán)激勵與技術創(chuàng)新的關系呈動態(tài)變化，當高管持股比例上升到一定程度時，技術創(chuàng)新投入逐漸增加，當高管持股比例上升到一定程度后，技術創(chuàng)新投入逐漸減少。許華等[7]研究發(fā)現(xiàn)，管理層股權(quán)激勵效果并非線性的，而是呈“N”型，在管理層持股比例過高或過低時，利益趨同作用占主導。

（二）股權(quán)集中度的治理效應

股權(quán)結(jié)構(gòu)同樣被許多學者視作內(nèi)部治理機制的一部分，認為其可以決定公司內(nèi)部的基本治理環(huán)境。近年來，“一股獨大”的現(xiàn)象在眾多企業(yè)中普遍存在，但是，股權(quán)集中度卻是一把“雙刃劍”，既可能對管理層發(fā)揮監(jiān)督以及制衡作用，減輕代理問題;同時大股東出于私人利益的驅(qū)動，也可能通過并購、轉(zhuǎn)移資金等方式侵占小股東的權(quán)益，產(chǎn)生第二類代理問題。Stein[8]認為，大股東為了獲取更多未來的潛在收益，會嚴格監(jiān)督管理層，因而股權(quán)集中度可以影響企業(yè)的一些投資決策、研發(fā)活動等，合理的股權(quán)集中度能夠保障企業(yè)做出相對正確的選擇。賀康等[9]認為股權(quán)集中度的提高可以有效緩解委托代理問題，促使管理層自覺調(diào)整企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供支持。而Ireland et al.[10]認為控股股東為了獲取私有收益，會過度干涉或控制管理層，從而影響企業(yè)有序經(jīng)營。楊風等[11]指出股權(quán)集中度的上升會遏制研發(fā)活動，不利于企業(yè)長遠發(fā)展。張會榮等[12]研究表明，大股東在私人利益的驅(qū)使下會通過轉(zhuǎn)移資金等方式侵占小股東的權(quán)益，這會造成企業(yè)各方面的資金短缺，不利于企業(yè)發(fā)展。

（三）文獻評述

通過對現(xiàn)有的文獻梳理發(fā)現(xiàn)，對于管理層股權(quán)激勵與研發(fā)支出的關系，學者們并沒有形成定論，可能是由于學者們普遍將股權(quán)激勵視作單一解釋變量進行實證研究，很少驗證其他契約要素，如股權(quán)激勵模式對股權(quán)激勵實施效果的影響。同時，大多數(shù)學者將管理層持股數(shù)量作為股權(quán)激勵的代理變量，而管理層持股數(shù)并非都由股權(quán)激勵獲得，還有一部分屬于私人購買，因而管理層持股數(shù)量不能較好地解釋股權(quán)激勵與研發(fā)支出的關系。除此之外，部分文獻研究表明，大股東與管理層之間存在監(jiān)督或者沖突關系，對管理層實施股權(quán)激勵的效果可能會受到股權(quán)集中度的影響?；诖?，本文突破常規(guī)研究思路，以具有創(chuàng)新依賴度的高新技術上市公司作為研究對象，將股權(quán)集中度、股權(quán)激勵強度、股權(quán)激勵模式與研發(fā)支出納入到一個框架中進行研究，旨在彌補現(xiàn)有文獻研究的不足。

三、理論分析及研究假設

（一）股權(quán)激勵強度與研發(fā)支出

委托代理理論認為，代理沖突是導致管理層有意規(guī)避研發(fā)的主要原因。吳育輝等[13]發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵已經(jīng)成為管理層謀利的工具，管理層擁有企業(yè)的控制權(quán)，會通過權(quán)力干預股權(quán)激勵計劃的設計，使行權(quán)條件變得寬松，從而達到自利的動機。在這種情形下，股權(quán)激勵并未對管理層真正起到激勵的作用，而是成為了一種利益輸送的渠道。不僅如此，管理層為了追求利益最大化，會對研發(fā)活動這類具有高風險性的項目謹慎決策。Coles et al.[14]研究發(fā)現(xiàn)，管理層股權(quán)激勵所得的薪酬與股價綁定，管理層的權(quán)益會受到股價波動的影響。股權(quán)激勵的強度越高，股價波動會對管理層潛在收益產(chǎn)生越大的影響，為了降低股價波動的可能性，管理層愈加傾向于相對保守的投資決策，減少研發(fā)支出。雖然股權(quán)激勵強度的提升使管理層掌握更多的權(quán)益，但是由于持股收益具有極強的不確定性，管理層面臨的非系統(tǒng)風險進一步增加，管理層出于風險規(guī)避的心理，會有意減少研發(fā)活動。因此，盡管股權(quán)激勵強度提升，管理層為了保障所得權(quán)益不受損失，也不會主動加大研發(fā)支出。綜上，提出假設1。

H1：提升股權(quán)激勵強度不會促進研發(fā)支出。

（二）股權(quán)激勵模式、股權(quán)激勵強度與研發(fā)支出

目前，我國上市公司股權(quán)激勵模式主要采用股票期權(quán)和限制性股票，兩種激勵模式具有不同的適應性。楊力等[15]認為厭惡風險的管理層不會主動投資高風險但高收益的項目，授予管理層限制性股票也不能改變這種情況。Hall et al.[16]對比了限制性股票與股票期權(quán)的實施效果，發(fā)現(xiàn)當授予被激勵者股票期權(quán)時，激勵效果較為顯著。侯曉紅等[17]認為股票期權(quán)的激勵模式對管理層更有利，可以更好地激勵管理層加大研發(fā)支出。這是因為股票期權(quán)與限制性股票在激勵的標的物、權(quán)利與義務等方面有所差異，限制性股票的獲得需要在當期支付一定的本金，且權(quán)利與義務對等，出售時需要通過嚴格的業(yè)績審核;而股票期權(quán)的獲得則不需要支付本金，并且可以根據(jù)經(jīng)營的實際情況選擇是否行權(quán)，出售只需滿足相關法律即可。綜上，股權(quán)激勵模式能夠影響股權(quán)激勵效果，相較于限制性股票，股票期權(quán)對管理層而言更加有利。對于高風險的研發(fā)活動，股票期權(quán)的激勵模式可以有效降低管理層所承擔的風險，并且行權(quán)時不必受業(yè)績條件的制約，使得管理層愿意冒險，加大研發(fā)支出的力度，一旦研發(fā)成功，管理層就會獲得收益，股票期權(quán)的激勵強度越大，管理層的收益會越多，即使研發(fā)失敗，管理層也不必承擔損失。綜上，提出假設2和假設3。

H2：股權(quán)激勵模式會對股權(quán)激勵效果產(chǎn)生顯著影響。

H3：股票期權(quán)模式的激勵強度正向影響研發(fā)支出。

（三）股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用

股權(quán)集中或是分散在一定程度上反映了企業(yè)的治理水平，決定著股權(quán)激勵能否真正對管理層起激勵作用，進而影響企業(yè)的研發(fā)支出。究其原因，研發(fā)活動伴隨著高頻率的決策，這使得股東和管理層間存在嚴重的信息不對稱，研發(fā)的高風險性也進一步加深了代理問題，而股權(quán)集中度則決定股東能否對管理層的行為進行有效、及時的監(jiān)督。具體而言，在股權(quán)分散的情況下，單一股東對管理層的監(jiān)督成本過高，通常也沒有能力決定或者改變企業(yè)的重大決策，習慣于“用腳投票”，股東對管理層自利行為的監(jiān)督力度不夠，難以保證研發(fā)的有序進行。而在股權(quán)高度集中的情況下，大股東掌握著較高的投票權(quán)和剩余索取權(quán)，他們不僅有能力影響各項決策的制定以及實施，監(jiān)督管理層的意愿同樣強烈。Zeckhauser et al.[18]的研究發(fā)現(xiàn)，管理層受到大股東高強度的監(jiān)督時，二者間信息不對稱情況能夠有效得到緩解。蔣紅蕓等[19]認為大股東基于利益最大化會主動參與公司治理，抑制管理層的道德風險。也就是說，管理層自利的空間在大股東的監(jiān)督與干涉下所剩無幾，管理層能夠更好地致力于研發(fā)，提升企業(yè)長期價值。股票期權(quán)模式的股權(quán)激勵有效降低了管理層承擔的風險，同樣促進管理層加大研發(fā)支出，并且激勵的強度越大效果越好。這就意味著，企業(yè)在股權(quán)集中度較高的情況下，授予管理層股票期權(quán)模式的激勵，對管理層的監(jiān)督和激勵會產(chǎn)生協(xié)同作用，股票期權(quán)模式的激勵效應更易發(fā)揮作用，對研發(fā)支出的作用程度更強。綜上，提出假設4。

H4：股權(quán)集中能夠強化股票期權(quán)模式的激勵對研發(fā)支出的作用程度。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇實施股權(quán)激勵的滬深A股高新技術上市公司為研究樣本，采用2013—2017年的數(shù)據(jù)，并根據(jù)研究需要進行了如下篩選：（1）剔除ST、*ST、PT類上市公司;（2）由于本文主要研究股票期權(quán)和限制性股票兩種激勵模式，所以剔除了采用其他股權(quán)激勵模式的企業(yè)。（3）剔除一年內(nèi)同時授予管理層股票期權(quán)和限制性股票的樣本;（4）剔除數(shù)據(jù)不全的樣本;經(jīng)過整理，最終獲得241個面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為WIND、CSMAR及銳思數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理使用Excel 2003和Stata 14.0軟件。

（二）變量定義

1.研發(fā)支出（R&D）。目前，國內(nèi)外學者主要以相對指標和絕對指標來衡量研發(fā)支出，由于絕對指標的可比性較差，本文選用相對指標研發(fā)支出的強度來衡量研發(fā)支出，即研發(fā)支出/總資產(chǎn)。

2.股權(quán)激勵強度（EII）。本文以實施的股權(quán)激勵方案中授予管理層股權(quán)激勵數(shù)量占公司股份總數(shù)來衡量股權(quán)激勵的強度，該指標比值越大，表明對管理層實施的股權(quán)激勵強度越高。

3.股權(quán)激勵模式（IM）。該變量為虛擬變量，本文用IM表示，當實際授予管理層股票期權(quán)時，IM取值為1;當授予管理層限制性股票時，IM取值為0。

4.股權(quán)集中度（CR5）。各企業(yè)股東持股比例并不是均等的，股權(quán)集中度則是用來衡量股東持股分布情況的量化性指標。本文參照尹莉婭[20]的方法，采用前五大股東持股比例來作為測度股權(quán)集中度的指標。

5.控制變量。有很多因素會影響到企業(yè)的研發(fā)，對任何一個因素缺少有效的控制都會影響最終的實證結(jié)果。已有研究表明，董事長與總經(jīng)理兼任、董事會規(guī)模、獨立董事比例、管理層薪酬、資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、年度、行業(yè)會對企業(yè)的研發(fā)支出造成一定的影響。因此，本文在模型中加入上述變量作為控制變量，以提高實證結(jié)果的可靠性。相關變量定義參見表1。

（三）模型構(gòu)建

為了驗證本文提出的4個假設，運用Hausman檢驗和回歸分析對參數(shù)進行估計，構(gòu)建的模型如下：

模型1用來檢驗股權(quán)激勵強度同研發(fā)支出的關系，即完成H1的驗證。其中，α1表明在不考慮股權(quán)激勵模式影響時，股權(quán)激勵強度與研發(fā)支出的具體關系情況。模型2在模型1的基礎上，加入股權(quán)激勵模式（IM）及股權(quán)激勵強度與股權(quán)激勵模式的乘積項（EII×IM），用以驗證H2和H3。模型3以模型2為基礎，加入了IM×CR5，探究在股權(quán)集中度作用下，股權(quán)激勵模式如何影響研發(fā)支出，以及此時的激勵效果又是如何，完成H4的驗證。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

樣本中主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。實施股權(quán)激勵的高新技術上市公司在研發(fā)支出方面存在較大差異，各企業(yè)總資產(chǎn)中用于研發(fā)的比重分布在0.0147—0.1761之間，最小比重不及最大比重的千分之一，并且大多數(shù)企業(yè)的研發(fā)支出水平并未達到樣本的平均值。不僅如此，授予管理層股權(quán)激勵的強度也差距懸殊，股權(quán)激勵的強度最大為0.0305，而最小值僅為0.0043。另外，在對管理層實行股權(quán)激勵時，高新技術上市公司更偏向于選擇限制性股票，僅有24.9%（即60個）的樣本企業(yè)選擇股票期權(quán)。大多數(shù)企業(yè)的前5大股東掌握了企業(yè)一半以上的股份，最多的甚至達到95.18%。董事長與總經(jīng)理兼職的情況較少，占總樣本的37.34%。董事會規(guī)模的均值為2.0945。獨立董事在董事會中的占比均值為0.3803，均達到了證監(jiān)會的最低要求。管理層的平均薪酬為14.3965。企業(yè)的資產(chǎn)負債率及公司規(guī)模的均值分別為0.3384和21.7025。

（二）相關性分析

表3列示了變量間的相關系數(shù)。研發(fā)支出（R&D）與股權(quán)激勵強度（EII）顯著負相關，這說明股權(quán)激勵強度越大研發(fā)支出水平越低，初步驗證了H1。研發(fā)支出（R&D）與股權(quán)激勵模式（IM）正相關，但不顯著，股權(quán)激勵模式是否影響股權(quán)激勵效果需要進一步驗證。研發(fā)支出（R&D）與管理層薪酬（Salary）顯著正相關，說明較高的管理層薪酬有助于促進管理層加大研發(fā)支出。另外，研發(fā)支出（R&D）與董事會規(guī)模（Board）和資產(chǎn)負債率（Lev）顯著負相關，說明小規(guī)模的董事會更有研發(fā)支出的動力，企業(yè)存在高負債會制約研發(fā)支出。各變量間相關系數(shù)的絕對值處于0.001—0.572間，均未超過0.6，因此，各變量間不存在共線性問題。

（三）回歸分析

為了深入考察股權(quán)集中度、股權(quán)激勵強度、股權(quán)激勵模式與研發(fā)支出的關系，本文建立3個多元線性回歸模型，逐步加入相關變量，對實施股權(quán)激勵的樣本進行檢驗。3個模型經(jīng)過Hausman檢驗后，P值均大于0.005，所以最終選擇隨機效應。根據(jù)表4的回歸結(jié)果可知，三個模型在逐步加入解釋變量后的擬合情況不斷上升，說明模型的解釋力增強，能夠更好地驗證變量之間的具體關系。

模型1的實證結(jié)果表明，對于高新技術上市公司，在不考慮股權(quán)激勵模式時，股權(quán)激勵強度與研發(fā)支出呈顯著負相關（α1=-0.5990），隨著股權(quán)激勵強度的進一步提升，研發(fā)支出不升反降，說明股權(quán)激勵并未對管理層起到激勵的作用，股權(quán)激勵的強度越大，管理層規(guī)避非系統(tǒng)風險的意愿越強烈，進而驗證了H1。

模型2考慮到了股權(quán)激勵模式可能會對股權(quán)激勵效果產(chǎn)生影響，在模型1基礎上加入了股權(quán)激勵模式（IM）及股權(quán)激勵強度與股權(quán)激勵模式的交乘項（EII×IM），實證結(jié)果顯示，在股權(quán)激勵模式單獨作用下，股權(quán)激勵模式與研發(fā)支出呈正相關關系（α2=0.0012），但并沒有通過顯著性檢驗，說明單獨考慮股權(quán)激勵模式時，兩種不同類型的股權(quán)激勵模式對研發(fā)支出的影響不會產(chǎn)生顯著的差異。而交乘項（EII×IM）顯著為正（α3=0.3540），由于虛擬變量股權(quán)激勵模式取值為1表示授予管理層股票期權(quán)，說明授予管理層一定強度的股票期權(quán)使得管理層承擔的風險得到了有效的降低，管理層在一定程度上更愿意冒險，即使研發(fā)失敗也不必擔心會承擔責任和損失，并且激勵強度的提升使得管理層在研發(fā)成功后可能獲得的收益變得更加可觀。因此，股權(quán)激勵模式會顯著影響股權(quán)激勵效果，提高股票期權(quán)模式的激勵強度會對研發(fā)支出產(chǎn)生正向影響，H2、H3得到了驗證。

模型3驗證股權(quán)集中度作用下，股權(quán)激勵模式對激勵效果的影響如何變化，模型中加入了股權(quán)激勵模式與股權(quán)集中度的交乘項（IM×CR5）。實證結(jié)果顯示，交乘項（IM×CR5）顯著為正（α4=0.0245），同時，股票期權(quán)模式的激勵強度（EII×IM）對研發(fā)支出的正向影響相較于模型2中的結(jié)果更加顯著（α3=0.4620），并且提高了0.1080，說明股權(quán)集中度高時，股東會更加關注企業(yè)的各項活動，從企業(yè)的長遠利益出發(fā)，加大對管理層的監(jiān)督，對做出不利于企業(yè)發(fā)展行為的管理者加以干涉，此時股票期權(quán)模式的激勵效應會更容易發(fā)揮，因此，股權(quán)集中度高時，股票期權(quán)模式的激勵對研發(fā)支出的作用程度更大，H4得到了驗證。

另外在控制變量方面，3個模型的實證結(jié)果均表明董事會規(guī)模越大、資產(chǎn)負債率越高時，研發(fā)支出會顯著下降，不利于企業(yè)研發(fā);而提升管理層薪酬會明顯促進研發(fā)支出的增加。這一結(jié)果與已有的文獻基本一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了提高結(jié)論的準確性以及可靠性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。（1）替換被解釋變量的衡量方法。采用研發(fā)支出/營業(yè)收入來表示研發(fā)支出的強度，用以衡量研發(fā)支出，并用相同的模型對文章的假設進行驗證;（2）股權(quán)集中度采用前10大股東的持股比例衡量（CR10）;穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果支持本文假設，說明結(jié)論具有穩(wěn)健性。鑒于篇幅限制，結(jié)果未予列示。

六、結(jié)論

本文以實施股權(quán)激勵的滬深A股高新技術上市公司為研究對象，選取2013—2017年的面板數(shù)據(jù)進行研究，將股權(quán)集中度、股權(quán)激勵強度、股權(quán)激勵模式與研發(fā)支出納入到一個研究框架中，研究發(fā)現(xiàn)：（1）授予管理層更高強度的股權(quán)激勵，并不會有效提升企業(yè)研發(fā)支出的水平;（2）股權(quán)激勵模式會對股權(quán)激勵效果產(chǎn)生顯著的影響，提高股票期權(quán)模式的激勵強度正向影響研發(fā)支出，這是因為，相較于限制性股票，股票期權(quán)能夠有效降低管理層承擔的風險，一定程度上起到激勵管理層的作用;（3）股權(quán)集中能夠強化股票期權(quán)的激勵效果，即在股權(quán)集中度高時，股票期權(quán)模式的激勵對研發(fā)支出的作用程度更大。因此，股權(quán)激勵并不一定能成為靈丹妙藥，我國高新技術企業(yè)在設計股權(quán)激勵方案時，不能單純期望通過提升股權(quán)激勵強度來促使管理層加大研發(fā)支出，還需要合理選擇股權(quán)激勵模式以及考慮到公司內(nèi)部治理環(huán)境的影響。不僅如此，為了保證股權(quán)激勵可以對管理層真正起到激勵作用，避免管理層做出不利于企業(yè)發(fā)展的決策，應該完善配套的評價機制，既要對短期業(yè)績指標進行評價，也要在評價體系中納入研發(fā)相關的指標，全面考評管理層，激發(fā)管理層創(chuàng)新意識。

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