謝海娟 趙虹

【摘要】戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)作為形成未來核心競爭優(yōu)勢的關鍵領域， 受到社會各界的廣泛關注。 以我國2014 ～ 2018年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司為樣本， 研究高管薪酬粘性與研發(fā)投入之間的關系， 并引入股權結構建立交互模型， 探究股權結構對于二者關系的影響。 研究表明， 高管薪酬粘性能夠促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入， 但是股權集中度會削弱二者之間的正向關系， 而股權制衡將正向調(diào)節(jié)二者關系; 進一步引入門檻效應模型研究發(fā)現(xiàn)， 在股權結構的調(diào)節(jié)作用下， 高管薪酬粘性對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響存在區(qū)間效應。

【關鍵詞】戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè);高管薪酬粘性;研發(fā)投入;股權結構

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）04-0026-8

一、引言

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)建立在重大技術突破和發(fā)展需要的基礎之上， 在經(jīng)濟社會發(fā)展中發(fā)揮著重要的引領作用[1] 。 2008年， 美國為應對金融危機， 率先拉開了新一輪戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)革命的帷幕。 2009年， 我國首次提出“戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)”后， 學術界對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研究頗多。 2010年10月我國頒布了《關于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》， 旨在加快我國傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉型升級， 提高我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入水平。 2016年12月國務院印發(fā)了《國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展第十三個五年規(guī)劃》， 對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的任務重點等進行了全面部署， 指出要以創(chuàng)新驅動、引領升級為核心， 提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力。 而中國工程科技發(fā)展戰(zhàn)略研究院在2018年11月發(fā)布的《中國2019年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展報告》中指出， 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)短期內(nèi)得到了迅速發(fā)展， 但在我國總體經(jīng)濟減速、國內(nèi)外形勢復雜的大環(huán)境下， 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)也面臨一些制約因素， 其中核心技術的缺乏是阻礙其持續(xù)發(fā)展的重要因素。 此外， 就全球產(chǎn)業(yè)發(fā)展形勢來看， 我國與發(fā)達國家的差距依然十分顯著。

對于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)存在的這一突出問題， 筆者認為除了要借助外部各種力量的推動作用， 更為重要的是要打開企業(yè)內(nèi)部決策的黑匣子， 基于企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營決策的角度去尋求解決辦法。 推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關鍵是擁有核心技術， 而這又取決于企業(yè)自主創(chuàng)新的能力[2] 。 從宏觀角度來看， 研發(fā)投入是促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術進步和經(jīng)濟提升的源泉; 從微觀角度來看， 研發(fā)投入又是決定戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的重要因素[3] 。 由此可見， 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)需要借助持續(xù)的研發(fā)投入維持其長遠發(fā)展。 但研發(fā)投入具有投入高、風險高、回報周期長等特點， 管理者的事前風險規(guī)避傾向很可能導致戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的不足。 在兩權分立的現(xiàn)代企業(yè)制度下， 作為理性經(jīng)濟人的管理者， 不僅要執(zhí)行企業(yè)戰(zhàn)略決策的重要任務， 而且有著很強的事前規(guī)避風險傾向， 因此， 高管報酬激勵機制的設計對于具有戰(zhàn)略、風險和外溢等特性的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入行為有著重大影響。 為了鼓勵高管積極參與研發(fā)投入活動， 不僅要將企業(yè)長期經(jīng)營業(yè)績與管理者的薪酬掛鉤， 更為重要的是要容忍管理者在研發(fā)投入早期階段的失敗， 并對其遠期的成功進行獎勵， 而高管薪酬粘性的存在不失為一種可行的制度安排。

因此， 本文將探究高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的關系， 并引入股權結構變量， 探究不同股權結構下高管薪酬粘性對研發(fā)投入的影響。 在“十三五”規(guī)劃落實這一關鍵節(jié)點， 十分有必要研究戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入問題， 以期為推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻綜述與研究假設

（一）高管薪酬粘性與企業(yè)研發(fā)投入

高管薪酬一直是學術界和實務界關注的焦點。 隨著漸進式改革的深入， 我國上市公司已逐漸建立起業(yè)績型薪酬評估制度， 但這并不代表高管薪酬與公司業(yè)績的變動幅度是相等的[4] 。 Gaver等[5] 發(fā)現(xiàn)， CEO在業(yè)績上升時輕易獲得了超額報酬， 但是在業(yè)績下降時CEO的薪酬卻沒有大幅度下降甚至會略升， 高管薪酬這種“升易降難”的現(xiàn)象被稱為高管薪酬的粘性特征。 我國的相關研究起步較晚， 方軍雄[6] 在2009年首次證明我國高管薪酬廣泛存在粘性， 隨后步丹璐等[7] 也得出一致結論。

研發(fā)活動的高風險、易失敗、回報周期長等特點容易讓高管望而卻步， 其出于任期內(nèi)收益和風險的考慮很容易做出規(guī)避風險的行為， 導致研發(fā)投入決策過于保守[8] ， 此時業(yè)績敏感型的薪酬機制可能會加劇高管規(guī)避風險的傾向。 因此， 應激勵高管積極參與研發(fā)投入活動， 企業(yè)要有容忍失敗的文化氛圍， 并給予他們長期成功的獎勵[9] 。 薪酬的粘性特征作為企業(yè)對高管“重獎輕罰”的一種制度安排， 使得高管在研發(fā)活動失敗后不用承擔或較少承擔風險， 而在研發(fā)活動成功時可以拿到更豐厚的報酬， 這樣自然提升了高管參與研發(fā)投入活動的積極性。

戰(zhàn)略管理主流研究理論假設認為， 管理者是追求自我私利的理性決策者和風險規(guī)避者， 但大量企業(yè)實踐表明情況并非一直如此。 高管并非總是規(guī)避風險， 當其感知到高風險的研發(fā)投入行為可能導致的失敗后果并不會對自身薪酬造成很大影響時， 即薪酬具有粘性時， 管理者可能會忽略風險而選擇高風險高收益的研發(fā)投入項目， 從而擴大研發(fā)投入規(guī)模。 因此， 在對高管進行激勵時， 具有粘性特征的薪酬能夠緩解高管的風險規(guī)避心理， 一定程度上促使高管積極參與研發(fā)投入活動。 基于此， 本文提出假設1：

H1：高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入正相關。

（二）高管薪酬粘性、股權結構與企業(yè)研發(fā)投入

在公司治理機制中， 股權結構處于核心地位[10] 。 公司治理機制一般會通過影響高層管理者對研發(fā)活動的態(tài)度進而影響企業(yè)最終的研發(fā)投入水平[11] ， 而股權結構作為治理機制中的一大重要因素， 決定著企業(yè)內(nèi)部治理情況， 必然會影響高管對企業(yè)研發(fā)活動的態(tài)度[10] 。 本文將從股權集中度和股權制衡兩個方面研究股權結構對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入之間關系的影響。

1. 股權集中度。 股權集中度是指由公司股東持股差異產(chǎn)生的股權集中或分散的指標， 反映了公司穩(wěn)定性、資本配置和公司結構的情況。 股權集中度決定了大股東對于研發(fā)活動投入的趨勢， 然而它并不直接影響企業(yè)研發(fā)投入。 在研究高層管理者對企業(yè)創(chuàng)新的影響時， Hoffman和Hegarty[11] 提出， 公司治理變量對研發(fā)創(chuàng)新的影響是通過影響管理者對研發(fā)的態(tài)度來實現(xiàn)， 因為股權集中度決定了企業(yè)監(jiān)督職能發(fā)揮的有效性， 最終必然影響對高管的激勵效果[12] ， 此時股權集中度便以調(diào)節(jié)變量的形式來影響高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入之間的關系。

Ireland等[13] 提出， 大股東為了實現(xiàn)個人利益， 往往會過度干預管理層的決策。 就研發(fā)投入活動而言， 其風險高、保密性強的特點使得股東和管理者的信息不對稱問題突顯， 再加上風險偏好的差異性， 股東和管理者對于研發(fā)活動的態(tài)度可能截然不同[14] 。 隨著股權集中度的不斷提升， 尤其在資本風險鎖定的情況下， 大股東承擔的風險無法分散， 高投入的研發(fā)活動將使得大股東面臨極高的風險， 一旦研發(fā)活動失敗很可能影響其自身的事業(yè)發(fā)展[10] ， 因此大股東出于自身利益的考量， 會對管理層做出的研發(fā)投入決策加以干涉[15] 。

大股東的存在一定程度上可以緩解經(jīng)營者和股東之間的代理問題， 但是也可能會使大股東與小股東之間的第二類代理問題惡化[14] 。 當股權過度集中在大股東手中時， 無形中賦予了大股東表決權等決策權力， 從而使大股東能夠充分把控獲得內(nèi)部信息的機會， 通過與關聯(lián)方的交易攫取巨額收益， 最終引發(fā)大股東和小股東的第二類代理問題， 即大股東的隧道挖掘效應[16] 。 而中小股東基于理性經(jīng)濟人的角度， 在考慮到自身利益和監(jiān)督成本的情況下， 會選擇不積極履行監(jiān)督責任， 由此產(chǎn)生“搭便車”現(xiàn)象， 導致監(jiān)管不力[17] ; 股東會也將變成一言堂， 缺乏監(jiān)督的大股東利用其主導支配地位侵占小股東利益的行為將得到縱容[18] ， 最終導致企業(yè)成為大股東追求個人利益的工具。 在實踐中， 大股東通過非法擔保、不正當關聯(lián)交易等方式轉移利益的現(xiàn)象并不少見， 說明我國上市公司大股東存在嚴重的治理問題[10] 。 在這種情況下， 大股東會通過足夠的控制權去干涉管理者的決策， 造成“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象， 以確保研發(fā)投入決策符合自身利益需求。 總之， 股權集中度與企業(yè)監(jiān)督職能發(fā)揮的有效性和實際控制人密切相關， 必然會影響對高管的激勵效果。 基于此， 本文提出假設2：

H2：股權集中度對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的關系具有調(diào)節(jié)作用。

2. 股權制衡。 股權制衡是指企業(yè)的控制權由多個大股東共同享有， 任何一個股東都不能行使獨立控制權， 建立一個由股東互相監(jiān)督的治理機制， 以期遏制大股東侵害公司利益的行為。 為了制約大股東一股獨大從而產(chǎn)生的“侵占效應”， 股權制衡作為一種新的治理機制被認為是一種有效的解決方法。 La Porta等[19] 認為理想的股權結構應存在多個大股東， 并提出通過股權制衡機制可以達到控制私人利益獲取和抑制掠奪的目的， 在一定程度上促進公司整體價值的提高。

股權制衡可以緩解公司治理中的兩類代理問題[20] 。 一方面， 股權制衡可以有效緩解企業(yè)面臨的代理成本問題， 防止大股東與高管勾結， 遏制管理者追求私利的行為[18] 。 另一方面， 股權制衡有利于引入外部監(jiān)管機制， 以此來加強對大股東的監(jiān)督， 有效緩解各個股東利益不一致導致的第二類代理問題[21] 。 大股東之間的討價還價行為使得股東之間相互約束， 重大的研發(fā)投入決策不再是“一言堂”， 從而有效預防大股東的“掏空”行為[14] ， 遏制大股東濫用權力掠奪企業(yè)和小股東利益的行為， 迫使大股東將注意力放在促進企業(yè)長遠發(fā)展上， 通過研發(fā)投入活動實現(xiàn)企業(yè)整體價值的提升[22，23] 。

同時， 股權制衡治理機制能夠使中小股東也參與到對管理層的監(jiān)督中， 對管理者行使有效的監(jiān)督職能， 預防管理者的短視行為及道德風險問題[24] ， 以建立一種集思廣益、共同決策的管理方式， 促使管理者做出有利于提高企業(yè)整體價值的科學性研發(fā)投入決策[18] 。 總之， 股權制衡機制主要從緩解代理問題、抑制大股東侵占行為、提高研發(fā)投入決策的科學性等方面來調(diào)節(jié)高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的關系。 基于此， 本文提出假設3：

H3：股權制衡對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的關系具有調(diào)節(jié)作用。

三、研究設計

（一）樣本選取

本文選取2014 ～ 2018年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的上市公司為原始樣本。 由于計算高管薪酬粘性涉及跨度5年的高管薪酬變動與企業(yè)業(yè)績變動的對比分析， 本文將搜集2010 ～ 2018年的高管薪酬和業(yè)績數(shù)據(jù)算出2014 ～ 2018年的高管薪酬粘性， 其他數(shù)據(jù)取自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。 對數(shù)據(jù)進行以下處理：剔除數(shù)據(jù)缺失和出現(xiàn)?ST、ST、PT情況的公司， 共獲取1260個觀測值， 并對連續(xù)變量（除手動計算的高管薪酬粘性外）進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：研發(fā)投入（R&D）。 研發(fā)投入規(guī)模體現(xiàn)了公司參與研發(fā)活動的積極性， 本文將以“當年企業(yè)的研發(fā)支出/當年總資產(chǎn)”衡量戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入水平。

2. 解釋變量：高管薪酬粘性（NX）。 限于上市公司通常只對前三名高管的薪酬進行報告， 考慮到數(shù)據(jù)搜集的難度并參考以往文獻的研究方法， 本文采取前三名高管的薪酬總額作為計算薪酬粘性的數(shù)據(jù)基礎。 國內(nèi)關于高管薪酬粘性的研究最早來自方軍雄[6] ，其在文章中驗證了高管薪酬存在粘性， 但未對這一指標進行量化; 之后步丹璐等[7] 在文章中利用企業(yè)的薪酬數(shù)據(jù)和業(yè)績數(shù)據(jù)對高管薪酬粘性這一指標進行了量化， 本文根據(jù)其思路對這一指標進行計量模型的描述：

本文利用2010 ～ 2014年的高管薪酬、企業(yè)業(yè)績的5年滾動數(shù)據(jù)計算2014年的高管薪酬粘性， 利用2011 ～ 2015年的高管薪酬、企業(yè)業(yè)績的5年滾動數(shù)據(jù)計算2015年的高管薪酬粘性， 以此類推計算出本文所需的2014 ～ 2018年高管薪酬粘性數(shù)據(jù)。

上式中：pay表示企業(yè)前三位高管的年度薪酬總額; NI表示企業(yè)業(yè)績（參考以往文獻采用企業(yè)凈利潤衡量）， i=1時表示業(yè)績上升， i=0時表示業(yè)績下降。 首先， 用“（payt-payt-1）/（payt-1）”計算高管薪酬總額的變動率， 用“（NIt-NIt-1）/（NIt-1）”計算業(yè)績變動率（為避免樣本缺失嚴重， 本文未直接剔除上年凈利潤為負的樣本， 若上年的凈利潤為負， 計算業(yè)績增變動率時， 分母取凈利潤的絕對值）; 其次， 用“（薪酬變動率/業(yè)績變動率）/業(yè)績變動率”來計算薪酬業(yè)績敏感性; 最后， 用“（業(yè)績上升時薪酬業(yè)績敏感性的平均值-業(yè)績下降時薪酬業(yè)績敏感性的平均值）”來計算本文最終需要的高管薪酬粘性（如果5年滾動期間業(yè)績增長連續(xù)為正或負， 則會缺失業(yè)績上升或下降時薪酬業(yè)績敏感性， 無法計算薪酬粘性， 剔除該樣本）。 經(jīng)過計算發(fā)現(xiàn)， 在獲得的1260個觀測值中， 高管薪酬粘性指標中有988個觀測值大于0， 占總體觀測值的78.41%， 表明在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中， 高管薪酬確實普遍存在粘性特征， 且粘性數(shù)值越大， 企業(yè)“獎優(yōu)”的傾向越明顯， 體現(xiàn)出高管薪酬向上變動的“剛性”和向下變動的“柔性”， 說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)一定程度上能夠容忍管理者在研發(fā)投入活動中的前期失敗。

3. 調(diào)節(jié)變量。 股權結構：一般來說， 股權結構包括股權集中度（Share）和股權制衡（EB）兩個維度[25] 。 本文參考以往文獻， 以第一大股東持股比例作為股權集中度（Share）的替代指標， 以“（第二至第十大股東持股比例之和/第一大股東持股比例）”作為股權制衡（EB）的替代指標[26] 。

4. 控制變量。 借鑒以往研究文獻[27-30] ， 本文選取資產(chǎn)負債率（LEV）、貨幣持有量（Cash）、管理費用率（ADM）、自由現(xiàn)金流比率（FCF）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、公司規(guī)模（Size）作為控制變量， 同時在模型中將加入年份（Year）虛擬變量， 控制其可能產(chǎn)生的影響。

各主要變量的定義及說明見表1。

（三）模型設計

為了檢驗高管薪酬粘性對企業(yè)研發(fā)投入的影響， 本文借鑒了Faccio等[31] 的模型; 同時為了降低內(nèi)生性影響， 本文檢驗高管薪酬粘性對滯后一期戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響。 由此構建模型（1）：

R&Dt=b0+b1NXt-1+b2LEVt-1+b3Casht-1+

b4ADMt-1+b5FCFt-1+b6ROAt-1+b7Sizet-1+

Year+ε? （1）

為了從股權集中度和股權制衡兩個方面檢驗股權結構對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入關系的調(diào)節(jié)作用， 建立模型（2）和模型（3）：

R&Dt=b0+b1NXt-1+b2Sharet-1+b3NXt-1×

Sharet-1+b4LEVt-1+b5Casht-1+b6ADMt-1+

b7FCFt-1+b8ROAt-1+b9Sizet-1+Year+ε? ?（2）

R&Dt=b0+b1NXt-1+b2EBt-1+b3NXt-1×

EBt-1+b4LEVt-1+b5Casht-1+b6ADMt-1+

b7FCFt-1+b8ROAt-1+b9Sizet-1+Year +ε? ? （3）

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。 由表2可見， 企業(yè)研發(fā)投入（R&D）強度不足2%， 表明我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入存在嚴重不足。 高管薪酬粘性（NX）均值和中位數(shù)分別為1.9208、0.4088， 表明在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中， 在業(yè)績上下變動同等程度下， 高管薪酬上升幅度要比高管薪酬下降幅度平均高1.97%; 上文提到， 高管薪酬粘性大于0的觀測值占總體的比例為78.41%， 這也說明了薪酬粘性確實普遍存在于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中。 股權集中度（Share）的均值和中位數(shù)分別為0.3214、0.3058， 表明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權集中度普遍高于30%， 存在一股獨大和股權集中度高的特點， 符合我國上市公司的實際情況。 其余變量基本都符合正態(tài)分布。

（二）多元回歸分析

表3列示了全樣本回歸結果。 第（1）列檢驗高管薪酬粘性（NX）對滯后一期戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入（R&D）的影響， 可見高管薪酬粘性提高1%， 研發(fā)投入顯著增加0.0001%， 表明高管薪酬粘性越大， 研發(fā)投入水平越高， 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)參與研發(fā)投入活動的積極性越高， 從而支持了本文的研究假設1。 第（2）列加入了股權集中度（Share）及股權集中度（Share）與高管薪酬粘性（NX）的交互項， 檢驗股權集中度的調(diào)節(jié)作用。 回歸結果顯示， 交互項系數(shù)為-0.0002， 且在1%水平上顯著， 說明股權集中度抑制了高管薪酬粘性對企業(yè)研發(fā)投入的正面影響， 調(diào)節(jié)效應存在， 從而支持了本文的研究假設2。 第（3）列加入了股權制衡（EB）及股權制衡（EB）與高管薪酬粘性（NX）的交互項， 檢驗股權制衡對高管薪酬粘性與企業(yè)滯后一期研發(fā)投入兩者關系的影響， 回歸結果顯示， 交互項系數(shù)為0.0015， 且在1%的水平上顯著， 說明股權制衡能夠促進高管薪酬粘性對企業(yè)研發(fā)投入的正面影響， 調(diào)節(jié)效應成立， 從而支持本文的研究假設3。

五、引入股權集中度、股權制衡的進一步討論：門檻效應分析

前述研究結果表明， 高管薪酬粘性能夠促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)擴大研發(fā)投入規(guī)模， 但這種影響在不同的企業(yè)股權結構下存在差異， 股權集中度和股權制衡是導致其影響差異的重要原因。 因此， 在股權集中度和股權制衡的調(diào)節(jié)下， 高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入存在非線性關系， 對此本文將引入門檻回歸模型進一步分析。

（一）模型設定

根據(jù)Hansen[32] 的門檻基本原理， 構建門檻模型：

yit=? ? ? ? ? ? （4）

模型（4）中， yit為被解釋變量， xit為解釋變量， uit為常數(shù)項， εit為隨機擾動項， 且都服從獨立同分布， qit為將被估計的門檻值， i和t分別表示不同的樣本和時間。 現(xiàn)將股權集中度和股權制衡作為門檻變量， 以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入作為被解釋變量、高管薪酬粘性作為解釋變量， 檢驗在不同區(qū)間內(nèi)高管薪酬粘性對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響是否存在差異， 采用示性函數(shù)I（·）建立門檻回歸模型（5）、（6）：

R&D=uit+b1NX×I（Share[≤]γ）+

b2NX×I（Share>γ）+b3Controlvariables+ε（5）

R&D=uit+b1NX×I（EB[≤]γ）+

b2NX×I（EB>γ）+b3Controlvariables+ε? （6）

（二）門檻效應檢驗

根據(jù)門檻回歸模型， 采用300次Bootstrap抽樣方法計算出P值和F值， 檢驗股權集中度和股權制衡是否對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入具有門檻效應以及有幾個門檻。 由表4可見， 模型（5）的單門檻檢驗F值是71.64， P值是0， 并且在1%的顯著性水平上通過檢驗， 但雙重門檻、三重門檻檢驗的F值分別為6.93和9.23， P值分別為0.5333和0.5500， 均未通過顯著性檢驗， 可見股權集中度對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入具有單門檻效應。 由表5可知， 其單門檻值為0.5053， 這說明當股權集中度達到0.5053時， 高管薪酬粘性對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響會發(fā)生變化。 模型（6）的單門檻檢驗F值是31.13， P值是0.0167， 在5%的顯著性水平上通過檢驗， 雙重門檻檢驗F值是50.35， P值是0， 在1%的顯著性水平上通過檢驗， 而三重門檻未通過顯著性檢驗， 可見股權制衡對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入具有雙門檻效應， 在不同的區(qū)間內(nèi)對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入關系的影響作用不同。 由表5可知， 其單門檻、雙門檻分別為0.3219和0.3748。

確定門檻值后， 本文通過LR統(tǒng)計量圖形來檢驗門檻值的真實性。 其中， 圖1為股權集中度單門檻值的置信區(qū)間， 圖2、圖3為股權制衡的單門檻置信區(qū)間和雙門檻置信區(qū)間， 每個門檻值搜尋點連接而成的曲線均穿越到了置信度95%的水平虛線以下， 可以認為門檻值是真實的。

（三）門檻模型回歸結果

表6列出了面板門檻模型回歸結果。 從模型（5）的單門檻模型回歸結果來看， 當股權集中度低于單一門檻值0.5053時， 高管薪酬粘性與研發(fā)投入的系數(shù)為0.0009， 且在1%的顯著性水平上通過檢驗; 而當股權進一步集中， 高于單一門檻值時， 高管薪酬粘性的系數(shù)驟降， 且不再顯著。 這說明股權集中度過高會抑制高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的正向關系， 換言之， 隨著股權集中度的提升， 高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的正向關系被削弱， 進一步驗證了假設2。

從模型（6）的雙門檻回歸結果來看， 股權制衡對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入關系的影響也存在區(qū)間效應。 股權制衡的兩個門檻值0.3219和0.3748將其分成了三個區(qū)間， 每個區(qū)間內(nèi)高管薪酬粘性對研發(fā)投入的促進作用不相同， 當股權制衡低于第一門檻值0.3219時， 高管薪酬粘性系數(shù)為0.0004， 且通過了顯著性檢驗; 當股權制衡介于0.3219與0.3748之間時， 高管薪酬粘性系數(shù)達到0.001， 并在1%的水平上顯著; 當股權制衡跨過第二門檻值0.3748后， 高管薪酬粘性系數(shù)為0.0007， 同時通過了顯著性檢驗。 由此可見， 股權制衡對高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入之間的關系具有調(diào)節(jié)作用， 進一步驗證了假設3， 并且當股權結構處在0.3219與0.3748之間時， 高管薪酬粘性對于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的激勵效果最好。 此外， 從門檻模型的回歸結果看， 高管薪酬粘性的系數(shù)均為正， 可以進一步說明高管薪酬粘性可以激勵戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)擴大研發(fā)投入規(guī)模， 再次驗證了假設1。

六、穩(wěn)健性檢驗

高管薪酬的粘性特征是企業(yè)出于對失敗容忍的考慮， 使得薪酬具有向上的“柔性”和向下的“剛性”傾向， 但當薪酬粘性小于0時， 表示在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)中， 企業(yè)可能存在較大幅度的“懲劣”傾向， 因此考慮將高管薪酬粘性取值小于0的觀測值剔除后重新進行回歸。 經(jīng)過變換得出的檢驗結果與上文沒有實質性區(qū)別， 說明研究結果具有較強穩(wěn)健性， 限于篇幅回歸結果未予列示。

七、結論與建議

（一）結論

本文以我國2014 ～ 2018年戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司為樣本， 研究高管薪酬粘性與研發(fā)投入之間的關系， 并引入股權結構建立交互模型探究股權結構對于二者關系的影響。 研究發(fā)現(xiàn)：高管薪酬粘性的存在能夠提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入水平， 且這一積極關系受到股權集中度和股權制衡的影響， 其中股權集中度在高管薪酬粘性與企業(yè)研發(fā)投入之間發(fā)揮負向調(diào)節(jié)作用， 而股權制衡能夠強化高管薪酬粘性對企業(yè)研發(fā)投入的正向關系; 進一步建立門檻回歸模型進行研究， 發(fā)現(xiàn)高管薪酬粘性對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響存在區(qū)間效應。 在股權集中度的調(diào)節(jié)作用下， 呈現(xiàn)單門檻效應， 當股權集中度跨過門檻值0.5053時， 高管薪酬粘性對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入不再顯著; 而在股權制衡的調(diào)節(jié)作用下， 呈現(xiàn)雙門檻效應， 且當股權制衡介于0.3219與0.3748之間時， 高管薪酬粘性對于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的激勵效果最好。

由上述分析可知， 股權集中度過高， 可能出現(xiàn)“侵占”效應， 大股東利用其優(yōu)勢地位謀取私利， 對有利于企業(yè)長期發(fā)展的研發(fā)活動并不感興趣， 阻礙管理者做出研發(fā)投入決策， 此時股權制衡的出現(xiàn)緩解了這一問題， 通過股權制衡這一機制達到各個股東互相牽制和監(jiān)督以有效遏制大股東“掏空”行為的目的。

本文首次從戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的視角出發(fā)， 對高管薪酬粘性進行量化， 通過考察高管薪酬粘性與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的關系， 分析了在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程中， 除外部政府補助、科研機構和社會各界的推動力量外另一重要內(nèi)因， 一方面為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的高管薪酬機制設計提供了經(jīng)驗證據(jù)， 證明了高管薪酬粘性普遍存在確有其合理原因; 另一方面， 為緩解戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展困境提供了一條解決思路， 對推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展并建設創(chuàng)新型國家具有啟示意義。

（二）建議

1. 適度提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的高管薪酬粘性。 高管薪酬粘性的存在對于企業(yè)來說并不總是一個帶有負面含義的現(xiàn)象， 它普遍存在于我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。 現(xiàn)有研究表明薪酬粘性的存在可以緩解高管規(guī)避風險的傾向， 促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入規(guī)模的擴大， 這在一定程度上緩解了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入不足的瓶頸制約， 可促進我國傳統(tǒng)企業(yè)轉型升級。

2. 推動股權結構合理設計， 實現(xiàn)股東制衡。 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)要積極建立制衡機制， 一股獨大和股權集中度高是我國上市公司的特點， 也是戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的特點， 但過高的股權集中度會引發(fā)第二類代理問題， 大股東有強烈的侵占企業(yè)和小股東利益的動機， 企業(yè)最終成為大股東獲取私利的工具， 不利于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入活動的開展。 此時， 股權制衡作為一種新的治理機制既能保持股權的相對集中， 又能通過股權制衡的監(jiān)督機制遏制大股東的機會主義行為， 通過集思廣益的管理方法做出更加科學的決策， 有利于研發(fā)投入這一能夠提升戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)核心競爭力活動的開展。

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