摘?要：文章以2020年我國農(nóng)業(yè)上市公司對外公布的年報(bào)資料為基點(diǎn)，選取2018—2020年農(nóng)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)資料為依據(jù)研究高管自信度和創(chuàng)新投入對財(cái)務(wù)績效的影響作用。結(jié)果表明：一是我國農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效處于良性發(fā)展態(tài)勢，其發(fā)展空間較大；高管薪酬水平逐年提高，高管自信度穩(wěn)步提升，但創(chuàng)新投入力度卻呈現(xiàn)逐年下降趨勢。二是我國農(nóng)業(yè)上市公司高管自信度與財(cái)務(wù)績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，創(chuàng)新投入與財(cái)務(wù)績效之間卻顯現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。研究過程中還發(fā)現(xiàn)：我國農(nóng)業(yè)上市公司創(chuàng)新投入與滯后2年的財(cái)務(wù)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：高管自信度;創(chuàng)新投入;財(cái)務(wù)績效;現(xiàn)金實(shí)力

中圖分類號：F324文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A?文章編號：1005-6432（2023）16-0148-05

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2023.16.148

農(nóng)業(yè)企業(yè)的健康發(fā)展，直接影響著我國農(nóng)村區(qū)域經(jīng)濟(jì)狀況和廣大人民的切身利益。面對復(fù)雜多變的市場環(huán)境，作為我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展支柱和基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)企業(yè)如何才能實(shí)現(xiàn)真正的健康發(fā)展、其財(cái)務(wù)績效受哪些因素影響等，近年來備受廣大專家學(xué)者的關(guān)注。

文章以我國農(nóng)業(yè)上市公司為樣本，選取2018—2020年對外公布的年報(bào)數(shù)據(jù)資料展開研究，試圖從高管自信度與創(chuàng)新投入視角考查我國農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的影響因素。

1?研究設(shè)計(jì)

1.1?數(shù)據(jù)資料的收集與整理

1.1.1?研究樣本的選擇

文章以中國證監(jiān)會(huì)公布的2021年3季度上市公司行業(yè)分類結(jié)果為依據(jù)，選取農(nóng)業(yè)上市公司共48家為樣本展開研究。需要說明的是，為確保研究數(shù)據(jù)的完整性與可靠性，剔除深圳交易所B股股票1家，新上市或研發(fā)資料缺失6家，最終選取41家農(nóng)業(yè)上市公司作為研究樣本。

1.1.2?研究數(shù)據(jù)的來源

文章以2020年我國農(nóng)業(yè)上市公司對外公布的年報(bào)數(shù)據(jù)資料為基點(diǎn)，選取2018—2020年農(nóng)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)資料展開研究。所有數(shù)據(jù)來源中國證監(jiān)會(huì)網(wǎng)站、上海交易所及深圳交易所等相關(guān)網(wǎng)站。數(shù)據(jù)處理采用SPSS?25統(tǒng)計(jì)分析軟件。

1.2?變量選取與定義

1.2.1?被解釋變量

通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外專家學(xué)者在研究上市公司財(cái)務(wù)績效過程中選取的財(cái)務(wù)指標(biāo)主要有每股收益、總資產(chǎn)收益率及凈資產(chǎn)收益率等，考慮到總資產(chǎn)收益率是衡量企業(yè)財(cái)務(wù)績效的基礎(chǔ)指標(biāo)，更加側(cè)重盈利能力的衡量，因此文章在借鑒劉紹娓等（2013）［1］、吳育輝等（2010）［2］研究方法的基礎(chǔ)上，選取總資產(chǎn)收益率（總資產(chǎn)收益率=凈利潤/平均總資產(chǎn)）作為被解釋變量，衡量企業(yè)的財(cái)務(wù)績效。

1.2.2?解釋變量

第一，高管自信度。高管自信度一般可以選取高管學(xué)歷、高管持股比例、高管薪酬等指標(biāo)進(jìn)行衡量，文章借鑒張振霞等（2014）［3］、劉紹娓等（2013）［1］的研究方法，選取高管薪酬的相對數(shù)將高管自信度予以量化，用來衡量農(nóng)業(yè)上市公司的高管自信度，其計(jì)算公式為：高管自信度=高管前三名報(bào)酬總額/高管薪酬總額，即高管薪酬增加相對比較明顯時(shí)其自信度也會(huì)隨之上升。

第二，創(chuàng)新投入。創(chuàng)新投入是企業(yè)為了開發(fā)新產(chǎn)品而進(jìn)行的投資，主要包括資金投入和人員投入?？紤]到資金投入在企業(yè)創(chuàng)新投入過程中起關(guān)鍵性作用，研發(fā)人員投入最終也會(huì)呈現(xiàn)在研發(fā)費(fèi)用的支出上（陸玉梅等，2011）［4］，因此文章在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，選取研發(fā)投入強(qiáng)度指標(biāo)來衡量農(nóng)業(yè)上市公司的創(chuàng)新投入。計(jì)算公式為：創(chuàng)新投入=研發(fā)費(fèi)用/營業(yè)收入。

1.2.3?控制變量

考慮到其他一些變量也會(huì)影響企業(yè)財(cái)務(wù)績效，為了控制不同公司之間存在的差異，借鑒牛建波等（2019）［5］的研究方法，在研究過程中加入了以下七點(diǎn)控制變量。

第一，高管持股。一般認(rèn)為，高管持股越多，其自信度就會(huì)提升，因此工作積極性和主動(dòng)性會(huì)隨之提高，對企業(yè)未來發(fā)展的考慮也就越周全，最終財(cái)務(wù)績效就會(huì)提高。文章借鑒高雷等（2007）［6］的研究思路，選取高管持股作為控制變量展開進(jìn)一步的研究。計(jì)算公式為：高管持股=高管人員持有股份數(shù)/企業(yè)股份總數(shù)。

第二，企業(yè)規(guī)模。企業(yè)規(guī)模一般可以用從業(yè)人員、營業(yè)收入總額或資產(chǎn)總額等指標(biāo)衡量。通常情況下，企業(yè)規(guī)模越大，其經(jīng)營能力就會(huì)越高，在市場競爭中的影響力就會(huì)越大，因此市場競爭的地位就會(huì)越穩(wěn)固，承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的能力也就越強(qiáng)，財(cái)務(wù)績效就會(huì)提高。文章借鑒張振霞等（2014）［3］選擇的研究方法，選取農(nóng)業(yè)上市公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的衡量指標(biāo)。計(jì)算公式為：企業(yè)規(guī)模=Lg（總資產(chǎn)）。

第三，資產(chǎn)負(fù)債率。資產(chǎn)負(fù)債率是用以衡量企業(yè)利用債權(quán)人提供資金進(jìn)行經(jīng)營活動(dòng)的能力，反映了在企業(yè)全部資產(chǎn)中屬于負(fù)債比率。資產(chǎn)負(fù)債率越大，說明企業(yè)資產(chǎn)中負(fù)債的比例越高，因此企業(yè)的營運(yùn)能力就會(huì)減弱，財(cái)務(wù)績效隨之降低。計(jì)算公式為：資產(chǎn)負(fù)債率=負(fù)債總額/資產(chǎn)總額。

第四，公司治理。一般來講，內(nèi)部治理制度越健全，公司日常運(yùn)營效率也就會(huì)越高，財(cái)務(wù)績效隨之提高。文章借鑒何強(qiáng)等（2009）［7］的研究方法，選取獨(dú)立董事比例來衡量農(nóng)業(yè)上市公司的內(nèi)部治理，計(jì)算公式為：獨(dú)立董事比例=獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)，即該比例越大，說明在董事會(huì)人數(shù)既定的情況下，獨(dú)立董事人數(shù)越多，公司內(nèi)部治理越健全，財(cái)務(wù)績效越高。

第五，企業(yè)成長性。反映企業(yè)成長性的指標(biāo)一般主要有總資產(chǎn)增長率、營業(yè)收入增長率等，文章借鑒張振霞等（2014）［3］的研究方法，選取營業(yè)收入增長率指標(biāo)衡量農(nóng)業(yè)上市公司的成長性。計(jì)算公式為：營業(yè)收入增長率=本期營業(yè)收入增長額/上期營業(yè)收入。

第六，營業(yè)利潤率。營業(yè)利潤率是企業(yè)營業(yè)利潤與營業(yè)收入的比值，營業(yè)利潤率越高，說明企業(yè)營業(yè)收入提供的營業(yè)利潤越多，企業(yè)的盈利能力越強(qiáng)；反之，此比率越低，說明企業(yè)盈利能力越弱。因此，文章選取營業(yè)利潤率指標(biāo)衡量農(nóng)業(yè)上市公司的盈利水平，反映企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)獲取利潤的能力。計(jì)算公式為：營業(yè)利潤率=營業(yè)利潤/營業(yè)收入。

第七，現(xiàn)金實(shí)力。當(dāng)企業(yè)持有大量貨幣資金時(shí)，一方面可以滿足日常經(jīng)營活動(dòng)，如購買原材料、償還到期債務(wù)、發(fā)放員工工資等；另一方面可以在遇到有廉價(jià)原材料或其他資產(chǎn)供應(yīng)機(jī)會(huì)時(shí)大量購入，以降低采購成本。因此貨幣資金的持有量在一定程度上也會(huì)影響企業(yè)的財(cái)務(wù)績效。文章借鑒王愛娜等（2019）［8］的研究方法，選擇期末貨幣資金與總資產(chǎn)的比值來衡量農(nóng)業(yè)上市公司的現(xiàn)金實(shí)力。其計(jì)算公式為：現(xiàn)金實(shí)力=期末貨幣資金/總資產(chǎn)，即上市公司總資產(chǎn)一定的情況下，期末貨幣資金越多，其現(xiàn)金實(shí)力越強(qiáng)。

1.3?研究假設(shè)

文章旨在從高管自信度與創(chuàng)新投入視角研究農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的影響因素，結(jié)合社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景，建立以下假設(shè)。

假設(shè)1：高管自信度與農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

一般情況下，高管自信度提升，會(huì)使其在做任何決策過程中都會(huì)仔細(xì)衡量對企業(yè)未來發(fā)展的影響程度；隨著高管自信度的不斷提升，會(huì)促使其更加積極、更愿意努力工作降低運(yùn)營成本提升財(cái)務(wù)績效。因此文章提出假設(shè)：高管自信度與農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，即高管自信度越高，企業(yè)財(cái)務(wù)績效越好。

假設(shè)2：創(chuàng)新投入與農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

研發(fā)投入強(qiáng)度是企業(yè)本年度研發(fā)投入占營業(yè)收入的比率，一般認(rèn)為該指標(biāo)值越大，說明企業(yè)越重視項(xiàng)目研究開發(fā)，新產(chǎn)品研發(fā)力度增大，企業(yè)效益就會(huì)越好；反之，則會(huì)越差。因此文章提出假設(shè)：研發(fā)投入強(qiáng)度對財(cái)務(wù)績效具有顯著的正向影響作用，即研發(fā)投入強(qiáng)度越大，越有助于企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)，助力財(cái)務(wù)績效提升。

2?描述性統(tǒng)計(jì)分析

由表1可以看出：

第一，我國農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效連續(xù)三年的最小值一直處于上升趨勢，最大值和均值都呈上升趨勢（其中2020年相比2019年財(cái)務(wù)績效略有降低，可能由于新型冠狀病毒肺炎2020年在我國蔓延所致），說明我國農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效處于良性發(fā)展態(tài)勢，其發(fā)展空間較大。

第二，我國農(nóng)業(yè)上市公司連續(xù)三年高管自信度的均值一直上升，而且標(biāo)準(zhǔn)差趨于基本穩(wěn)定狀態(tài)，即高管薪酬水平越來越高，高管自信度在穩(wěn)步提高。

第三，我國農(nóng)業(yè)上市公司連續(xù)三年創(chuàng)新投入的最大值和均值整體偏低，零投入現(xiàn)象比較嚴(yán)重，而且連續(xù)三年呈下降趨勢，說明我國農(nóng)業(yè)上市公司對創(chuàng)新投入不夠重視。

3?實(shí)證研究

3.1?模型構(gòu)建

文章在研究過程中主要參考魏剛（2000）［9］、陸玉梅等（2011）［4］所提出的實(shí)證研究模型，考慮到研發(fā)投入不僅可能會(huì)影響本期的財(cái)務(wù)績效，也有可能產(chǎn)生滯后效應(yīng)，因此文章擬構(gòu)建以下模型：

SYLit=αi+β1ZXDit+β2CGit+β3GMit+β4FZLit+β5ZLit+β6CZit+β7LRLit+β8XJSLit+εit（1）

SYLit=αi+β1QDit+β2CGit+β3GMit+β4FZLit+β5ZLit+β6CZit+β7LRLit+β8XJSLit+εit（2）

SYLit=αit+β1QDit+∑nj=1γjQDit-j+β2CGit+β3GMit+β4FZLit+β5ZLit+β6CZit+β7LRLit+β8XJSLit+εit（3）

其中，i代表研究樣本中第i家上市公司，n代表共有n家農(nóng)業(yè)上市公司作為研究樣本，t代表共有t個(gè)時(shí)間段的樣本觀測值，即n年的研究數(shù)據(jù)。αi為截距，βi（i=1，?2，?3，?…）與γj（j=1，?2，?3，?…）為有待估計(jì)的模型回歸系數(shù)，

εit為不可觀測的隨機(jī)誤差項(xiàng)。SYLit表示第i個(gè)樣本在第t年的財(cái)務(wù)績效，ZXDit表示第i個(gè)樣本在第t年高管自信度，QDit表示第i個(gè)樣本在第t年研發(fā)投入強(qiáng)度，ZLit表示第i個(gè)樣本在第t年獨(dú)立董事比例，CZit表示第i個(gè)樣本在第t年?duì)I業(yè)收入增長率，LRLit表示第i個(gè)樣本在第t年?duì)I業(yè)利潤率，XJSLit表示第i個(gè)樣本在第t年現(xiàn)金實(shí)力，CGit表示第i個(gè)樣本在第t年高管持股比例，GMit表示第i個(gè)樣本在第t年企業(yè)規(guī)模，F(xiàn)ZLit表示第i個(gè)樣本在第t年資產(chǎn)負(fù)債率，QDit-j表示第i個(gè)樣本在滯后j個(gè)年度中的研發(fā)投入強(qiáng)度。需要說明的是：本期研發(fā)投入強(qiáng)度對當(dāng)期財(cái)務(wù)績效的影響作用在回歸模型中的系數(shù)為βi，滯后j年的研發(fā)投入強(qiáng)度對當(dāng)期財(cái)務(wù)績效的影響作用在回歸模型中的系數(shù)為rj。

模型（1）用來檢驗(yàn)高管自信度對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的影響作用，模型（2）用來檢驗(yàn)創(chuàng)新投入對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的影響作用，模型（3）用來檢驗(yàn)創(chuàng)新投入對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的滯后影響作用。

3.2?高管自信度與創(chuàng)新投入對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的影響研究

3.2.1?高管自信度對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的影響研究

對于模型（1）線性回歸結(jié)果如下（括號中的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量值，**表示在0.05檢驗(yàn)水平下雙尾檢驗(yàn)顯著）：

SYL=-0.174+0.222ZXD+0.079CG+0.339GM-

（-3.217）*?（2.179）**?（0.893）（3.089）**

0.012FZL+0.149ZL+0.041CZX+0.650LRL+?（-0.125）（1.671）?（0.421）（6.472）**?0.002XJSL+ε?（0.019）R=0.878?R2=0.771?調(diào)整后?R2=0.714F=13.479

從模型（1）的回歸結(jié)果可以得出以下結(jié)論：

第一，回歸模型的R、R2以及調(diào)整后R2的值均接近于1，說明模型的擬合效果比較好；F=13.479，P<0.05，說明模型（1）在0.05的檢驗(yàn)水平下具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；另外，回歸模型的容差>0.2，且VIF<2，說明進(jìn)入模型（1）的所有變量均不存在多重共線性。

第二，高管自信度的相關(guān)系數(shù)為0.222，t統(tǒng)計(jì)量的值為2.179，在0.05的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，說明高管自信度與農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，肯定假設(shè)1：高管自信度與農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

農(nóng)業(yè)上市公司高管自信度與財(cái)務(wù)績效呈正相關(guān)關(guān)系的主要原因在于：文章是以農(nóng)業(yè)上市公司高管前三名報(bào)酬總額占公司高管薪酬總額的比例來表示高管自信度，即薪酬水平的比例越大，高管自信度越高。事實(shí)上薪酬水平越高，高管人員的工作主動(dòng)性與積極性就會(huì)越大，他們也就更加愿意為降低公司營業(yè)成本而努力工作，因而公司的財(cái)務(wù)績效也會(huì)隨之提升。

3.2.2?創(chuàng)新投入對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的影響研究

對于模型（2）線性回歸結(jié)果如下（括號中的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量值，**表示在0.05檢驗(yàn)水平下雙尾檢驗(yàn)顯著）：

SYL=-0.115-0.055QD+0.09CG+0.257GM-

（-2.260）**（-0.552）（0.953）（2.340）**

0.045FZL+0.1ZL+0.077CZX+0.652LRL+

（-0.436）（1.047）（0.745）（6.055）**

0.067XJSJ+ε

（0.634）

R=0.860?R2=0.740?調(diào)整后R2=0.675F=11.366

從模型（2）的回歸結(jié)果可以得出以下結(jié)論：

第一，回歸模型的R、R2以及調(diào)整后R2的值均接近于1，說明模型的擬合效果比較好；F=11.366，P<0.05，說明模型（2）在0.05的檢驗(yàn)水平下具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；另外，回歸模型的容差>0.2，且VIF<2，說明進(jìn)入模型（2）的所有變量均不存在多重共線性。

第二，創(chuàng)新投入的相關(guān)系數(shù)為-0.055，t統(tǒng)計(jì)量的值為-0.552，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明創(chuàng)新投入與農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，否定假設(shè)2：創(chuàng)新投入與農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效具有正相關(guān)關(guān)系。

一般情況下，產(chǎn)品研發(fā)是一個(gè)過程性的活動(dòng)，從研發(fā)論證立項(xiàng)到產(chǎn)品研發(fā)試驗(yàn)成功投產(chǎn)需要很長一段時(shí)間，有的甚至需要好幾年的時(shí)間。因此在研發(fā)投入當(dāng)年，研發(fā)活動(dòng)的效果一般難以體現(xiàn)，而且從經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)的會(huì)計(jì)處理角度來看，會(huì)計(jì)必須將研發(fā)投入經(jīng)費(fèi)在當(dāng)年列支，致使公司當(dāng)年費(fèi)用增加，當(dāng)營業(yè)收入一定時(shí)其財(cái)務(wù)績效必然會(huì)降低。因此創(chuàng)新投入與財(cái)務(wù)績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.2.3?創(chuàng)新投入對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)績效的滯后影響研究

對于模型（3）線性回歸結(jié)果如下（括號中的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量值，**表示在0.05檢驗(yàn)水平下雙尾檢驗(yàn)顯著）：

SYL=-1?-0.403QD-1+0.533QD-2+0.134CG+

（-2.178）**（-1.112）（-0.182）（2.721）**

0.211GM-0.004FZL+0.012CZX+0.849LRL+

（-1.389）（2.126）**（-0.039）（1.388）

0.039XJSJ+ε

（0.123）

R=0.9?R2=0.81?調(diào)整后R2=0.746?F=12.751

從模型（3）的回歸結(jié)果可以得出以下結(jié)論：

第一，回歸模型的R、R2以及調(diào)整后R2的值均接近于1，說明模型的擬合效果比較好；F=12.751，P<0.05，說明模型（3）在0.05的檢驗(yàn)水平下具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；另外，除當(dāng)期創(chuàng)新投入與滯后兩年的創(chuàng)新投入之間存在多重共線性以外，進(jìn)入模型（3）的其他變量之間均不存在多重共線性。

第二，滯后1年創(chuàng)新投入的相關(guān)系數(shù)為-0.078，t統(tǒng)計(jì)量的值為-0.182，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明創(chuàng)新投入與農(nóng)業(yè)上市公司滯后1年的財(cái)務(wù)績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

第三，滯后2年創(chuàng)新投入的相關(guān)系數(shù)為0.533，t統(tǒng)計(jì)量的值為2.721，在0.05的檢驗(yàn)水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，說明創(chuàng)新投入與農(nóng)業(yè)上市公司滯后2年的財(cái)務(wù)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此得出結(jié)論：農(nóng)業(yè)上市公司創(chuàng)新投入與滯后2年的財(cái)務(wù)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

通常情況下，企業(yè)產(chǎn)品研發(fā)成功后都會(huì)按照既定的目標(biāo)投入生產(chǎn)，再加上后期繼續(xù)不斷地跟進(jìn)研發(fā)投入，研發(fā)成果轉(zhuǎn)化效果就會(huì)逐漸顯現(xiàn)；另外，前期研發(fā)投入的費(fèi)用已經(jīng)在投入期間進(jìn)行了費(fèi)用化處理，當(dāng)期的會(huì)計(jì)核算只需要列支本期發(fā)生的研發(fā)投入金額，使得當(dāng)期利潤較以往年度增加明顯。

4?結(jié)論與建議

4.1?研究結(jié)論

4.1.1?描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)論

從前文描述性統(tǒng)計(jì)分析可以得出以下三點(diǎn)結(jié)論：一是財(cái)務(wù)績效雖然呈良性發(fā)展態(tài)勢，但其均值普遍偏低，意味著我國農(nóng)業(yè)上市公司盈利能力較差；二是高管自信度均值穩(wěn)步上升，高管薪酬水平越來越高，說明我國農(nóng)業(yè)上市公司越來越重視管理層薪酬激勵(lì)問題；三是創(chuàng)新投入水平整體偏低，零投入現(xiàn)象比較嚴(yán)重，而且連續(xù)三年呈下降趨勢，說明我國農(nóng)業(yè)上市公司對創(chuàng)新投入不夠重視。究其原因：一方面，創(chuàng)新投入的收益不太穩(wěn)定，風(fēng)險(xiǎn)較大；另一方面，創(chuàng)新投入一般會(huì)在滯后1年或2年內(nèi)才能完成成果轉(zhuǎn)化，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益，再加上會(huì)計(jì)核算的剛性要求，往往會(huì)出現(xiàn)創(chuàng)新投入與當(dāng)期財(cái)務(wù)績效呈負(fù)相關(guān)情況，因此，使農(nóng)業(yè)上市公司進(jìn)行創(chuàng)新投入的動(dòng)力欠佳。

4.1.2?實(shí)證研究分析結(jié)論

從前文實(shí)證研究分析結(jié)果可以得出以下三個(gè)結(jié)論：一是我國農(nóng)業(yè)上市公司高管自信度與財(cái)務(wù)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即高管自信度越高，企業(yè)的財(cái)務(wù)績效越好；二是我國農(nóng)業(yè)上市公司創(chuàng)新投入與財(cái)務(wù)績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)年創(chuàng)新投入力度越大，財(cái)務(wù)績效越差；三是我國農(nóng)業(yè)上市公司創(chuàng)新投入與滯后2年的財(cái)務(wù)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即創(chuàng)新投入力度越大，滯后2年的財(cái)務(wù)績效越好。

4.2?幾點(diǎn)建議

4.2.1?我國農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)更加重視管理層激勵(lì)問題，尤其是高管薪酬激勵(lì)

高管自信度的高低會(huì)直接影響企業(yè)財(cái)務(wù)績效。因此，我國農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)更加重視高管薪酬激勵(lì)，不斷提高高管自信度，使其增加對企業(yè)價(jià)值的認(rèn)同感，從而產(chǎn)生更加強(qiáng)烈的工作積極性和主動(dòng)性，能夠全身心投入企業(yè)經(jīng)營管理中，不斷提高農(nóng)業(yè)上市公司的財(cái)務(wù)績效，增強(qiáng)盈利能力。

4.2.2?我國農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)重視并不斷加大創(chuàng)新投入力度

我國農(nóng)業(yè)上市公司只有重視創(chuàng)新投入，不斷加大研發(fā)投入力度，才能產(chǎn)出行業(yè)領(lǐng)先的自主創(chuàng)新產(chǎn)品，從而降低運(yùn)營成本，提高財(cái)務(wù)績效，實(shí)現(xiàn)盈利能力的不斷提升。

4.2.3?我國農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)重視創(chuàng)新投入成果的轉(zhuǎn)化

研發(fā)成果只有通過轉(zhuǎn)化，才能真正實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益。因此，農(nóng)業(yè)上市公司在加大創(chuàng)新投入力度的同時(shí)，應(yīng)積極協(xié)調(diào)，最大限度地發(fā)揮管理層的積極作用，促進(jìn)研發(fā)成果轉(zhuǎn)化，縮短創(chuàng)新投入的產(chǎn)出效率，提高企業(yè)財(cái)務(wù)績效。

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