韓賀洋，陳彩云

（1.石河子大學,新疆 石河子832000；2.阜陽師范大學，安徽 阜陽236037；3.中南財經政法大學,湖北 武漢430073）

黨的十九大報告指出，“著力加快建設實體經濟、科技創(chuàng)新、現(xiàn)代金融、人力資源協(xié)同發(fā)展的產業(yè)體系，著力構建市場機制有效、微觀主體有活力、宏觀調控有度的經濟體制，不斷增強我國經濟創(chuàng)新力和競爭力”，同時還指出要堅定實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略。當前我國的研發(fā)投入水平遠低于發(fā)達國家，企業(yè)是國家創(chuàng)新的主體，實施國家創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，建立科技強國，需要企業(yè)可持續(xù)地增加研發(fā)投入［1］。研發(fā)投入在一定程度上決定著企業(yè)的創(chuàng)新能力，研發(fā)投入水平越高的企業(yè)，其經營業(yè)績和市場競爭力往往越好。近年來，研發(fā)投入日益受到政府和企業(yè)等多層面的重視，對研發(fā)投入水平的影響因素研究也已成為學術界研究的熱點。既有研究中，不論是稅收效應［2］、民族文化［3］、政府支持［4］、信貸政策［5］等宏觀因素，還是市場化程度［6］、行業(yè)競爭［7］、產業(yè)結構［8］等中觀因素，以及企業(yè)規(guī)模［9］、公司治理［10］、公司業(yè)績［11］等企業(yè)微觀因素，都被認為是企業(yè)研發(fā)投入水平的影響因素。在企業(yè)研發(fā)投入水平影響因素的研究中，多數(shù)研究忽視了管理者激勵機制因素，而較有限的高管激勵研究也多是單一地研究股權激勵、貨幣薪酬、晉升激勵［12］，缺少將高管股權激勵和貨幣薪酬激勵相結合進行的研究，以及對國有企業(yè)和民營企業(yè)的比較研究。本文認為，高管薪酬激勵機制①企業(yè)高管薪酬激勵機制是指管理者貨幣薪酬激勵、股權激勵、在職消費的有機組合，本文重點研究管理者貨幣薪酬激勵和股權激勵的不同組合對企業(yè)研發(fā)投入水平的影響。與研發(fā)投入關系研究不僅能揭示高管單一貨幣薪酬激勵或單一股權激勵不能兼顧長短期利益等現(xiàn)象，而且還能發(fā)現(xiàn)高管股權激勵和貨幣薪酬激勵的配合效應，為提高企業(yè)科技實力和完善國有企業(yè)混合所有制改革及高管薪酬改革提供決策參考。

一、文獻回顧與研究假設

（一）貨幣薪酬與研發(fā)投入

根據(jù)代理成本理論，由于兩權分離、委托人和代理人利益獨立，管理者會尋求自身效用最大化，將風險外化、收益內化，從而可能損害投資者利益，并可能產生一定的代理成本。由于信息不對稱，管理者具有信息優(yōu)勢，而投資者不可能完全了解管理者的努力程度，因而可能出現(xiàn)管理者努力工作承擔了全部成本卻不能分享相應收益，或管理者借在職消費、關聯(lián)交易等自利行為享受了全部收益卻承擔較少成本的情況，于是信息不對稱使代理成本成為現(xiàn)實。經營業(yè)績是管理者工作努力程度的表現(xiàn)，投資者設計薪酬激勵方案，將管理層薪酬與企業(yè)經營業(yè)績掛鉤［13］，能有效降低代理成本［14］。企業(yè)研發(fā)活動雖風險高、周期長但卻能提升企業(yè)長期經營業(yè)績［15］?，F(xiàn)有規(guī)定下，項目研發(fā)費用計入當期損益，大量的研發(fā)費用無疑會影響企業(yè)當期經營業(yè)績［16］，但在財政部規(guī)定研發(fā)費用計入當期損益的同時，國家稅務總局發(fā)布了有關研發(fā)支出加計扣除的規(guī)定，研發(fā)支出加計扣除可部分或全部沖抵研發(fā)費用計入當期損益對利潤的不利影響?；诖?，本文提出假設1，即管理層貨幣薪酬激勵與企業(yè)研發(fā)投入水平不相關。

（二）股權激勵與研發(fā)投入

代理理論認為管理層持股是一種針對風險收入的長期內在激勵方式，能夠減少兩權分離所產生的代理沖突，使管理者自身利益和企業(yè)利益趨于一致，有利于管理層更注重企業(yè)的長期目標和長期利益，加大研發(fā)投入進而實現(xiàn)企業(yè)長期成本優(yōu)勢和價格優(yōu)勢［12，17-18］。

人力資本產權理論認為，人力資本是一種主動財產，人力資本的使用由個人支配，是一種私人產權，如果人力資本產權殘缺，就會作用于物質資本，可能導致人力資本和物質資本的雙重損失。管理層股權激勵從某種意義上講使管理者也成為了企業(yè)投資者，使其在企業(yè)經營中擁有一定的產權，此時管理者在加大研發(fā)投入提升企業(yè)價值的同時，也提升了自身的產權價值和經理人市場價值［12］。

剩余索取權理論認為，賦予管理層一定的股權，能使管理者擁有公司一定的剩余索取權，若管理者尋求控制權私利而損害企業(yè)價值，就會減少其自身對剩余索取權的分配；若管理者努力工作，增加研發(fā)投入，因研發(fā)投入具有乘數(shù)效應，可使管理者剩余索取權收益（股權收益）也能產生乘數(shù)效應［19］。基于此，本文提出假設2，即管理層股權激勵與企業(yè)研發(fā)投入水平正相關。

（三）薪酬激勵機制與研發(fā)投入

薪酬激勵機制是指管理者貨幣薪酬激勵、股權激勵、在職消費的有機組合，不同的組合將產生不同的激勵強度，受利益驅動其將影響管理者進行研發(fā)投入的意愿，進而影響企業(yè)的研發(fā)投入水平。管理者在職消費是一種消極的激勵形式，且在職消費難以量化，因而本文重點研究管理者貨幣薪酬和股權激勵的不同組合對企業(yè)研發(fā)投入水平的影響［20］。

管理者貨幣薪酬激勵是一種短期激勵形式，其能促進管理者更注重企業(yè)短期投入以及短期經營業(yè)績的改善；管理者股權激勵是一種長期激勵形式，其能促進管理者更注重企業(yè)長期投入以及企業(yè)價值的持續(xù)提升。前期的股權激勵所增加的研發(fā)投入會提升企業(yè)當期的經營業(yè)績，而根據(jù)短期貨幣薪酬激勵契約，高管貨幣薪酬會增加，進而促使高管更加積極地增加研發(fā)投入，因而高管股權激勵可調節(jié)短期貨幣薪酬對研發(fā)投入的影響?！肮芾碚哓泿判匠?管理者持股”這種長短期激勵相結合的激勵機制優(yōu)于單一的貨幣薪酬激勵或單一的股權激勵［21］，激勵機制與單一激勵相比效果更好［22］，有利于避免企業(yè)高管的短視行為。同時，前者與后者的差額可看作激勵機制的配合效應。激勵機制用管理者股權激勵和貨幣薪酬激勵的乘積來表示，回歸系數(shù)的正負可表示配合效應的方向（即是積極的還是消極的），回歸系數(shù)的大小可表示配合效應的高低［23］?；诖耍疚奶岢黾僭O3，即高管薪酬激勵機制與企業(yè)研發(fā)投入水平正相關。

在我國，國有企業(yè)高管多由政府任命，受政府委托管理企業(yè)，而非來自經理人市場，政府既是市場的干預者、管理者，又是市場交易的參與者，這樣可能產生委托代理關系，甚至企業(yè)經營脫離市場化運作，產生國有產權虛置、所有者缺位、內部人控制等問題［24］。同時，國有企業(yè)承擔了更多的社會責任，并受政府干預，企業(yè)價值最大化的經營目標可能出現(xiàn)扭曲，委托方對代理方的業(yè)績考核有時流于形式，代理成本較大，加之國有企業(yè)高管薪酬限制，職位升遷等會成為重要的激勵［13］，這就可能降低高管對薪酬業(yè)績的敏感性［25］，使得高管對企業(yè)研發(fā)投入的積極性不高。民營企業(yè)的股東是企業(yè)所有者，其獨享經營收益，有監(jiān)督和激勵管理者的動力［26］，同時民營企業(yè)管理者多來自經理人市場，其價值與企業(yè)經營業(yè)績息息相關［27］，管理者薪酬業(yè)績敏感性較高，因而管理者有更強的動力增加企業(yè)研發(fā)投入［9］。基于此，本文提出假設4，即高管股權激勵、薪酬激勵機制對研發(fā)投入水平的影響，民營企業(yè)優(yōu)于國有企業(yè)。

二、研究設計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以滬深A 股2007年—2017年間以對管理層進行股權激勵和對研發(fā)支出進行披露的公司為研究樣本，并作如下處理：一是剔除與其他行業(yè)存在較大差異的金融保險類行業(yè)；二是剔除企業(yè)性質（國有、民營）在研究期間發(fā)生變動的公司；三是剔除ST和*ST上市公司；四是剔除主要變量缺失的公司；五是對連續(xù)變量進行了1%的Winsorize 處理。在完成上述處理后，本文最終得到2188 家（國有上市公司728 家，民營上市公司1460 家）報告研發(fā)支出的上市公司，其中對高管進行股權激勵的公司共1816 家。本文部分數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和色諾芬數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)由國泰安數(shù)據(jù)和色諾芬數(shù)據(jù)加工而成。

（二）變量設計

1.被解釋變量。根據(jù)李文貴等人［9］的做法，本文的研發(fā)投入包括研究階段的支出和開發(fā)階段的支出，研發(fā)支出的代理變量是研發(fā)投入水平，包括研發(fā)投入/營業(yè)收入（用Fee1 表示）和研發(fā)投入/期末總資產（用Fee2表示）。

2.解釋變量。本文參照王燕妮［12］、阮素梅［23］等人的研究，將解釋變量確定為高管貨幣薪酬和高管股權激勵。高管貨幣薪酬指董事、監(jiān)事、高層管理者前3 名年薪總額，以董事、監(jiān)事、高層管理者前3 名年薪總額除以百萬作為高管貨幣薪酬（短期激勵）的代理變量（用Pay表示）；高管股權激勵指高管持股，以高管持股數(shù)量除以公司總股數(shù)作為高管股權激勵（長期激勵）的代理變量（用Share表示）。

3.調節(jié)變量。高管持股比例是調節(jié)短期貨幣薪酬對研發(fā)支出影響的調節(jié)變量，即高管股權激勵與貨幣薪酬激勵具有配合作用（高管股權激勵與短期貨幣薪酬的交叉項，用Share×Pay 表示）。若回歸系數(shù)為正，表明薪酬激勵機制對研發(fā)投入水平具有積極影響；若回歸系數(shù)為負，則表明薪酬激勵機制對研發(fā)投入水平具有消極影響。

4.控制變量。本文中的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資本結構、發(fā)展能力和在職消費。其中，企業(yè)規(guī)模指企業(yè)資產規(guī)模大小，以期末資產總額取自然對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的代理變量（用Size 表示）；資本結構即企業(yè)的負債水平，以期末負債余額除以期末總資產余額作為資本結構的代理變量（用Lev表示）；發(fā)展能力用企業(yè)的銷售收入增長率來表示，以本期銷售收入與上期銷售收入之差再除以上期銷售收入作為發(fā)展能力的代理變量（用Grow 表示）；在職消費參照李文貴［9］的做法，以企業(yè)管理費用與銷售費用之和除以營業(yè)收入作為代理變量（用Agency來表示）。本文中各變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

（三）模型構建

本文主要研究高管薪酬激勵機制對企業(yè)研發(fā)投入的影響，特構建如下所示的模型（1）和模型（2）：

對模型（1）和模型（2）進行豪斯曼等檢驗，可以發(fā)現(xiàn)固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型和OLS，所以本文用固定效應模型檢驗高管薪酬激勵機制對研發(fā)投入的影響，并比較國有企業(yè)和民營企業(yè)的不同。

三、實證研究

（一）變量的描述性統(tǒng)計

表2是對變量的描述性統(tǒng)計。由表2可以看出，樣本企業(yè)研發(fā)投入水平普遍較低，占營業(yè)收入和總資產的均值分別為0.0405 和0.0202，中位數(shù)分別為0.0327 和0.0171。國際上通常認為以收入計量的研發(fā)投入水平（Fee1）達到0.02 僅能維持企業(yè)生存，達到0.05 才具有行業(yè)競爭力，可見我國多數(shù)企業(yè)研發(fā)投入水平僅能維持企業(yè)生存，還不具有競爭力。Fee1、Fee2的最小值分別為0.0002和0.0001，說明部分企業(yè)研發(fā)投入水平接近0，企業(yè)長期生存能力不足。高管貨幣薪酬（Pay）最小值、最大值、中位數(shù)分別為7.57、251.688 和36.566，說明樣本企業(yè)中高管貨幣薪酬激勵差距很大。高管股權激勵（Share）均值為0.0811，中位數(shù)為0.0023，說明我國企業(yè)多數(shù)高管持股較低，股權激勵運用較少，最小值為0也說明了部分企業(yè)沒有進行高管股權激勵。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

為進一步探討高管薪酬激勵機制對企業(yè)研發(fā)投入的影響，本文對全樣本（2188家）進行了分組描述性統(tǒng)計。由表3分組的描述性統(tǒng)計可知，無股權激勵、低貨幣薪酬組（代碼00）的Fee1和Fee2的全樣本均值分別為0.0288和0.0155，無股權激勵、高貨幣薪酬組（代碼01）的Fee1和Fee2的全樣本均值分別為0.0278 和0.0166?？梢?，高管貨幣薪酬的提高沒有帶來企業(yè)研發(fā)投入水平的顯著提高，其中Fee1 還降低了0.001，這說明僅僅使用高管貨幣薪酬激勵不能提高企業(yè)研發(fā)投入水平。有股權激勵、低貨幣薪酬組（代碼10）的Fee1和Fee2的全樣本均值分別為0.0433和0.0193，顯著高于無股權激勵、低貨幣薪酬組（代碼00）和無股權激勵、高貨幣薪酬組（代碼01），說明股權激勵的激勵效果優(yōu)于貨幣薪酬激勵。有股權激勵、高貨幣薪酬組（代碼11）的Fee1和Fee2的全樣本均值分別為0.0464和0.0238，顯著高于其余三組，說明股權激勵和貨幣薪酬激勵相結合的激勵機制對企業(yè)研發(fā)投入水平的提升效果最好。另外，從表3中還可以看出，民營企業(yè)、國有企業(yè)4個分組中Fee1和Fee2的均值和全樣本均值具有相似的特征，并且民營企業(yè)4個分組中的Fee1和Fee2均值顯著高于國有企業(yè)，說明民營企業(yè)高管薪酬激勵機制對企業(yè)研發(fā)水平的影響優(yōu)于國有企業(yè)，從而驗證了假設1、假設2、假設3和假設4。

表3 分組的描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

表4 是變量的相關系數(shù)檢驗。由表4 可知，高管貨幣薪酬、股權激勵均與企業(yè)研發(fā)投入水平正相關，且至少在5%水平下顯著，這驗證了假設2，但與假設1不一致。企業(yè)規(guī)模、資本結構、發(fā)展能力均與企業(yè)研發(fā)投入水平負相關，且均在1%水平下顯著；在職消費與企業(yè)研發(fā)投入水平正相關，且在1%水平下顯著，這與理論預期相一致。一般而言，規(guī)模大、發(fā)展能力強的企業(yè)更注重新產品的開發(fā)，其研發(fā)支出的絕對額雖然較大，但因規(guī)模經濟而使企業(yè)實際負擔水平較低；負債水平較高的企業(yè)，因其財務風險較大而減少了對不確定性研發(fā)項目的投入；在職消費是一種激勵方式，能夠提高高管工作的努力程度，進而有助于提高企業(yè)研發(fā)投入水平。同時還可以看出，各解釋變量、控制變量的相關系數(shù)均不高，不存在嚴重的多重共線性問題。

表4 變量的相關系數(shù)檢驗

（三）回歸分析

為了提高模型的擬合程度，本文還進行了內生性檢驗、Hausman檢驗、VIF檢驗、異方差檢驗、自相關STATA檢驗等。內生性檢驗結果顯示，Prob＞F=0.1361＞0.05，表明接受沒有內生性的原假設，OLS優(yōu)于GMM回歸；Hausman檢驗結果顯示，在OLS、固定效應模型和隨機效應模型中，固定效應模型最優(yōu)；VIF檢驗結果顯示，各方差的膨脹因子（VIF）均值為1.2，最大值為2.1，均小于標準值10，表明接受各變量不存在嚴重多重共線性的原假設；異方差檢驗結果顯示，Prob＞Chi2=0.119＞0.05，表明接受沒有異方差的原假設；自相關STATA檢驗結果顯示，德賓沃森值為2.0091，表明接受各解釋變量不存在自相關的原假設。此外，全樣本和各樣本分組固定效應回歸結果的修正決定系數(shù)均不高，但F值均較大，相伴概率均為P=0.000，說明模型顯著有效。高管薪酬激勵機制與企業(yè)研發(fā)投入水平的固定效應回歸結果見表5。

表5 固定效應回歸結果

由表5 可以看出，對2188 家披露研發(fā)支出的企業(yè)進行的固定效應回歸分析結果顯示，不管是以收入計量的研發(fā)投入水平（Fee1）還是以資產計量的研發(fā)投入水平（Fee2），高管短期貨幣薪酬均與研發(fā)投入水平不相關，從而驗證了假設1。高管股權激勵與企業(yè)研發(fā)投入水平的回歸系數(shù)均為正且均通過了顯著性檢驗，從而驗證了假設2。高管短期貨幣薪酬與長期股權激勵交叉項乘積的回歸系數(shù)分別為0.0002 和0.0007，顯著性水平分別為10%和5%，表明高管薪酬激勵機制對企業(yè)研發(fā)投入有積極影響，從而驗證了假設3。此外還可以看出，與全樣本回歸結果相比，股權激勵樣本各變量回歸系數(shù)的絕對值大多有所增大，即各變量對研發(fā)投入的影響有所提升，這符合理論預期。

本文對1816 家既披露研發(fā)支出又實行股權激勵的企業(yè)（股權激勵樣本）按照股權性質細分為國有企業(yè)和民營企業(yè)后又進行了固定效應模型樣本回歸，結果見表6。

表6 固定效應回歸結果（國有企業(yè)與民營企業(yè)比較）

由表6可以看出，對以收入計量的研發(fā)投入水平（Fee1）和以資產計量的研發(fā)投入水平（Fee2），國有企業(yè)高管短期貨幣薪酬激勵的回歸系數(shù)分別為0.0000 和0.00004（且均沒有通過顯著性檢驗），國有企業(yè)高管長期股權激勵的回歸系數(shù)分別為0.0150（在1%水平下顯著）和-0.0499（沒有通過顯著性檢驗），綜上可說明國有企業(yè)高管短期貨幣薪酬激勵和長期股權激勵對企業(yè)研發(fā)投入水平的激勵作用發(fā)揮不夠明顯，同時也印證了對國有企業(yè)進行混合所有制改革和高管薪酬改革的必要性。國有企業(yè)激勵機制的回歸系數(shù)分別是0.0001和0.0008，顯著性水平分別為5%和10%，說明高管激勵機制對企業(yè)研發(fā)投入水平具有積極影響，高管薪酬激勵機制優(yōu)于單一的貨幣薪酬激勵或單一的股權激勵。民營企業(yè)高管短期貨幣薪酬激勵的回歸系數(shù)分別為0.00002 和0.00007，且均沒有通過顯著性檢驗；高管股權激勵的回歸系數(shù)分別為0.0075 和0.0003，顯著性水平分別為5%和1%；股權激勵與貨幣薪酬激勵交叉項的回歸系數(shù)分別為0.0002和0.0010，顯著性水平分別為5%和1%。此外對表6國有企業(yè)、民營企業(yè)的組間差異進行的bootstrap檢驗顯示，系數(shù)真實差異均為1，且組間差異具有顯著性，從而進一步驗證了假設4。

（四）穩(wěn)健性檢驗

GMM是一種較穩(wěn)健的估計方法，因其不考慮擾動項的準確分布信息、誤差項的序列相關和異方差，其實證結果更接近實際，因而是當前使用最廣的一種估計方法。GMM估計的關鍵是尋找工具變量，因研發(fā)投入具有滯后性，所以本文使用一階差分GMM估計模型（1）和模型（2）。本文參照黃輝［28］、張兆國［29］的做法，短期貨幣薪酬以高管前3名年薪取自然對數(shù)作為替代指標，在職消費改用資產周轉率作為替代指標，企業(yè)規(guī)模以營業(yè)收入取自然對數(shù)作為替代指標。本文利用2007年—2017年的樣本數(shù)據(jù)，對模型（1）和模型（2）先進行一階差分處理，再將等式右邊變量的二階滯后變量作為工具變量（因二階滯后變量與變量一階差分相關但與殘差一階差分不相關），并對模型差分殘差的二階序列進行相關性檢驗。股權激勵樣本及按照股權性質進行分組樣本的GMM回歸分析結果見表7。

表7 GMM估計結果

由表7可以看出，主要解釋變量和調節(jié)變量的回歸系數(shù)的顯著性與表5和表6一致。另對表7中國有企業(yè)、民營企業(yè)組間差異進行的bootstrap檢驗結果顯示，系數(shù)真實差異均為1，差異具有顯著性，說明研究結論穩(wěn)健、可靠。

四、結論與啟示

本文以2007 年—2017 年滬深A 股披露研發(fā)投入的2188 家企業(yè)和其中實施股權激勵的1816 家企業(yè)的相關數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，使用固定效應模型進行回歸分析，并采用GMM 回歸進行穩(wěn)健性檢驗，得出以下結論：一是高管貨幣薪酬與企業(yè)研發(fā)投入水平不相關；二是高管股權激勵與研發(fā)投入水平正相關，股權激勵越大，對研發(fā)投入水平的提升作用越顯著；三是高管薪酬激勵機制與企業(yè)研發(fā)投入水平正相關；四是股權激勵和激勵機制對企業(yè)研發(fā)投入水平的影響，民營企業(yè)優(yōu)于國有企業(yè)。

基于以上研究，本文認為對我國國有企業(yè)有如下啟示：一是進行混合所有制改革?；旌纤兄平洕囊胗欣趪衅髽I(yè)借鑒并引進民營企業(yè)的市場化運作機制以及民營等非國有大股東，能夠進一步完善公司治理和經理人市場，促使國有企業(yè)發(fā)揮更大的資金優(yōu)勢，可持續(xù)地增加企業(yè)研發(fā)投入，促進企業(yè)科技創(chuàng)新，進而提升我國科研水平和科研實力。二是增加高管持股比例。增加高管持股比例能夠減少兩權分離所產生的代理沖突，管理者由僅僅是大股東利益的代表轉變?yōu)榧仁谴蠊蓶|利益的代表又是中小股東利益的代表，減弱大股東在董事會的控制權，從而實現(xiàn)大股東和中小股東的相互制衡，有利于高管股權激勵充分而有效地發(fā)揮激勵功能和治理功能。三是完善薪酬激勵機制。股權激勵和貨幣薪酬激勵相結合能夠產生1+1＞2的效果，單一的股權激勵和單一的貨幣薪酬激勵對企業(yè)績效和研發(fā)投入水平的提升作用符合要素的邊際遞減規(guī)律，而貨幣薪酬激勵和股權激勵的配合（激勵機制）能夠實現(xiàn)經濟學中的規(guī)模收益遞增。目前一些國有企業(yè)對高管實行減薪和增加持股比例的做法就是一種典型的激勵機制，今后應不斷完善高管薪酬激勵機制，可持續(xù)地提高企業(yè)研發(fā)投入水平，進而提升企業(yè)競爭力。