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高管薪酬激勵機制與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系研究

2019-12-17 01:14:34韓賀洋陳彩云

韓賀洋,陳彩云

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

黨的十九大報告指出,“著力加快建設(shè)實體經(jīng)濟、科技創(chuàng)新、現(xiàn)代金融、人力資源協(xié)同發(fā)展的產(chǎn)業(yè)體系,著力構(gòu)建市場機制有效、微觀主體有活力、宏觀調(diào)控有度的經(jīng)濟體制,不斷增強我國經(jīng)濟創(chuàng)新力和競爭力”,同時還指出要堅定實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。當(dāng)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(qū)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(jīng)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(xué)術(shù)界研究的熱點。既有研究中,不論是稅收效應(yīng)[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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[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(quán)激勵、貨幣薪酬、晉升激勵[12],缺少將高管股權(quán)激勵和貨幣薪酬激勵相結(jié)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(quán)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(quán)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(guān)系研究不僅能揭示高管單一貨幣薪酬激勵或單一股權(quán)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(quán)激勵和貨幣薪酬激勵的配合效應(yīng),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(shè)

(一)貨幣薪酬與研發(fā)投入

根據(jù)代理成本理論,由于兩權(quán)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(fēng)險外化、收益內(nèi)化,從而可能損害投資者利益,并可能產(chǎn)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(dān)了全部成本卻不能分享相應(yīng)收益,或管理者借在職消費、關(guān)聯(lián)交易等自利行為享受了全部收益卻承擔(dān)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(jīng)營業(yè)績是管理者工作努力程度的表現(xiàn),投資者設(shè)計薪酬激勵方案,將管理層薪酬與企業(yè)經(jīng)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(fēng)險高、周期長但卻能提升企業(yè)長期經(jīng)營業(yè)績[15]?,F(xiàn)有規(guī)定下,項目研發(fā)費用計入當(dāng)期損益,大量的研發(fā)費用無疑會影響企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營業(yè)績[16],但在財政部規(guī)定研發(fā)費用計入當(dāng)期損益的同時,國家稅務(wù)總局發(fā)布了有關(guān)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(dāng)期損益對利潤的不利影響?;诖耍疚奶岢黾僭O(shè)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(guān)。

(二)股權(quán)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(fēng)險收入的長期內(nèi)在激勵方式,能夠減少兩權(quán)分離所產(chǎn)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(chǎn)權(quán)理論認為,人力資本是一種主動財產(chǎn),人力資本的使用由個人支配,是一種私人產(chǎn)權(quán),如果人力資本產(chǎn)權(quán)殘缺,就會作用于物質(zhì)資本,可能導(dǎo)致人力資本和物質(zhì)資本的雙重損失。管理層股權(quán)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(jīng)營中擁有一定的產(chǎn)權(quán),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(chǎn)權(quán)價值和經(jīng)理人市場價值[12]。

剩余索取權(quán)理論認為,賦予管理層一定的股權(quán),能使管理者擁有公司一定的剩余索取權(quán),若管理者尋求控制權(quán)私利而損害企業(yè)價值,就會減少其自身對剩余索取權(quán)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(yīng),可使管理者剩余索取權(quán)收益(股權(quán)收益)也能產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)[19]。基于此,本文提出假設(shè)2,即管理層股權(quán)激勵與企業(yè)研發(fā)投入水平正相關(guān)。

(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(quán)激勵、在職消費的有機組合,不同的組合將產(chǎn)生不同的激勵強度,受利益驅(qū)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(quán)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(jīng)營業(yè)績的改善;管理者股權(quán)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(quán)激勵所增加的研發(fā)投入會提升企業(yè)當(dāng)期的經(jīng)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(quán)激勵可調(diào)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(jié)合的激勵機制優(yōu)于單一的貨幣薪酬激勵或單一的股權(quán)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(yīng)。激勵機制用管理者股權(quán)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(yīng)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(yīng)的高低[23]。基于此,本文提出假設(shè)3,即高管薪酬激勵機制與企業(yè)研發(fā)投入水平正相關(guān)。

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(jīng)理人市場,政府既是市場的干預(yù)者、管理者,又是市場交易的參與者,這樣可能產(chǎn)生委托代理關(guān)系,甚至企業(yè)經(jīng)營脫離市場化運作,產(chǎn)生國有產(chǎn)權(quán)虛置、所有者缺位、內(nèi)部人控制等問題[24]。同時,國有企業(yè)承擔(dān)了更多的社會責(zé)任,并受政府干預(yù),企業(yè)價值最大化的經(jīng)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(jīng)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(jīng)理人市場,其價值與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績息息相關(guān)[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(shè)4,即高管股權(quán)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(shè)計

(一)研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以滬深A(yù) 股2007年—2017年間以對管理層進行股權(quán)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(zhì)(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(quán)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(shè)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(chǎn)(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(quán)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(quán)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(quán)激勵(長期激勵)的代理變量(用Share表示)。

3.調(diào)節(jié)變量。高管持股比例是調(diào)節(jié)短期貨幣薪酬對研發(fā)支出影響的調(diào)節(jié)變量,即高管股權(quán)激勵與貨幣薪酬激勵具有配合作用(高管股權(quán)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(jié)構(gòu)、發(fā)展能力和在職消費。其中,企業(yè)規(guī)模指企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模大小,以期末資產(chǎn)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(jié)構(gòu)即企業(yè)的負債水平,以期末負債余額除以期末總資產(chǎn)余額作為資本結(jié)構(gòu)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(gòu)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(gòu)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(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型和OLS,所以本文用固定效應(yīng)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(chǎn)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(quán)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(quán)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(quán)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(quán)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(quán)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(quán)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(quán)激勵、低貨幣薪酬組(代碼00)和無股權(quán)激勵、高貨幣薪酬組(代碼01),說明股權(quán)激勵的激勵效果優(yōu)于貨幣薪酬激勵。有股權(quán)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(quán)激勵和貨幣薪酬激勵相結(jié)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(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4。

表3 分組的描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

表4 是變量的相關(guān)系數(shù)檢驗。由表4 可知,高管貨幣薪酬、股權(quán)激勵均與企業(yè)研發(fā)投入水平正相關(guān),且至少在5%水平下顯著,這驗證了假設(shè)2,但與假設(shè)1不一致。企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、發(fā)展能力均與企業(yè)研發(fā)投入水平負相關(guān),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(guān),且在1%水平下顯著,這與理論預(yù)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(chǎn)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(jīng)濟而使企業(yè)實際負擔(dān)水平較低;負債水平較高的企業(yè),因其財務(wù)風(fēng)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(guān)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(guān)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(nèi)生性檢驗、Hausman檢驗、VIF檢驗、異方差檢驗、自相關(guān)STATA檢驗等。內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示,Prob>F=0.1361>0.05,表明接受沒有內(nèi)生性的原假設(shè),OLS優(yōu)于GMM回歸;Hausman檢驗結(jié)果顯示,在OLS、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型中,固定效應(yīng)模型最優(yōu);VIF檢驗結(jié)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(shè);異方差檢驗結(jié)果顯示,Prob>Chi2=0.119>0.05,表明接受沒有異方差的原假設(shè);自相關(guān)STATA檢驗結(jié)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(guān)的原假設(shè)。此外,全樣本和各樣本分組固定效應(yīng)回歸結(jié)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(yīng)回歸結(jié)果見表5。

表5 固定效應(yīng)回歸結(jié)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(yīng)回歸分析結(jié)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(chǎn)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(guān),從而驗證了假設(shè)1。高管股權(quán)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(shè)2。高管短期貨幣薪酬與長期股權(quán)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(shè)3。此外還可以看出,與全樣本回歸結(jié)果相比,股權(quán)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(yù)期。

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

表6 固定效應(yīng)回歸結(jié)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(chǎn)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(quán)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(quán)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(quán)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(quán)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(quán)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(shè)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(guān)和異方差,其實證結(jié)果更接近實際,因而是當(dāng)前使用最廣的一種估計方法。GMM估計的關(guān)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(chǎn)周轉(zhuǎn)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(guān)但與殘差一階差分不相關(guān)),并對模型差分殘差的二階序列進行相關(guān)性檢驗。股權(quán)激勵樣本及按照股權(quán)性質(zhì)進行分組樣本的GMM回歸分析結(jié)果見表7。

表7 GMM估計結(jié)果

由表7可以看出,主要解釋變量和調(diào)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(jié)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(jié)論穩(wěn)健、可靠。

四、結(jié)論與啟示

本文以2007 年—2017 年滬深A(yù) 股披露研發(fā)投入的2188 家企業(yè)和其中實施股權(quán)激勵的1816 家企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù),使用固定效應(yīng)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(jié)論:一是高管貨幣薪酬與企業(yè)研發(fā)投入水平不相關(guān);二是高管股權(quán)激勵與研發(fā)投入水平正相關(guān),股權(quán)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(guān);四是股權(quán)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?jīng)濟的引入有利于國有企業(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(jīng)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(quán)分離所產(chǎn)生的代理沖突,管理者由僅僅是大股東利益的代表轉(zhuǎn)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(quán),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(quán)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(quán)激勵和貨幣薪酬激勵相結(jié)合能夠產(chǎn)生1+1>2的效果,單一的股權(quán)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(quán)激勵的配合(激勵機制)能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟學(xué)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(yīng)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。

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