管理层持股、研发投入与企业绩效的关系研究——基于高新技术上市公司的实证检验.pdf

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管理层持股、研发投入与企业绩效的关系研究——基于高新技术上市公司的实证检验学位类型：学术型论文作者：周蓉学号：20141610727培养学院：国际商学院专业名称：会计学指导教师：王秀丽教授2016年5月万方数据 ResearchontheRelationshipamongManagerialOwnership,R&DInvestmentandCorporatePerformance——theEmpiricalExaminationofHigh-techListedCompanies万方数据 学位论文原创性声明本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下，独立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容外，本论文不含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成果。对本文所涉及的研究工作做出重要贡献的个人和集体，均已在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律责任由本人承担。特此声明学位论文作者签名：年月日万方数据 学位论文版权使用授权书本人完全了解对外经济贸易大学关于收集、保存、使用学位论文的规定，同意如下各项内容：按照学校要求提交学位论文的印刷本和电子版本；学校有权保存学位论文的印刷本和电子版，并采用影印、缩印、扫描、数字化或其它手段保存论文；学校有权提供目录检索以及提供本学位论文全文或部分的阅览服务；学校有权按照有关规定向国家有关部门或者机构送交论文;学校可以采用影印、缩印或者其它方式合理使用学位论文，或将学位论文的内容编入相关数据库供检索；保密的学位论文在解密后遵守此规定。学位论文作者签名：年月日导师签名：年月日万方数据 摘要随着知识经济时代的到来，科技进步对于现代企业乃至整个社会的经济发展发挥着越来越重要的作用。对于现代企业尤其是高新技术企业而言，创新是企业发展的命脉，管理层对创新活动的重视和支持是促进科技创新成功的重要因素。在现代公司治理机制中，管理层激励特别是股权激励已经成为缓解代理冲突从而提高企业绩效的重要途径。基于以上背景，本文以深沪两市高新技术上市公司2011-2014年共1488个样本数据为研究对象，主要探讨管理层持股水平、研发投入情况与企业绩效之间的相关关系。本文在委托代理理论、创新理论、利益趋同效应与壕沟防守效应假说等基础之上，结合理论研究和实证研究，得到以下结论：第一，企业绩效随着管理层持股比例的增加呈N型变化趋势，其转折点分别为15.01%和62.98%。第二，高新技术企业中，提高研发投入水平有利于增强企业绩效，并且这种正向影响表现出显著的滞后性特征。第三，管理层是否持股与管理层持股比例能够调节研发投入与企业绩效的关系，具体表现为：相比于管理层持股为0的公司，管理层持股大于0的高科技企业研发投入对企业绩效的促进作用更强；随着管理层持股比例的提高，研发投入与企业绩效的表现出更强的正相关性。第四，内生性检验结果表明，管理层持股水平与企业绩效相互作用，企业绩效随着管理层持股比例的上升呈N型趋势，管理层持股比例随着企业绩效上升呈下降趋势。本文的创新点包括：通过对管理层持股的调节效应进行分析，把管理层持股、研发投入、企业绩效三者纳入同一个研究框架；选取具有较强创新需求与创新能力的高新技术上市公司作为研究对象，有助于为国家支持高新技术企业的政策提供理论依据。本文的局限性有：仅选取了制造业中的高新技术企业，研究结论可能对于其他行业和类型的企业不适用；本文将所有管理层作为整体研究，没有深入探讨董事、监事、高管人员在影响企业经营决策时的个体差异性；没有考虑管理层持股比例的非线性调节效应。关键词：管理层持股，研发投入，企业绩效，高新技术企业万方数据 AbstractAstherapiddevelopmentofsocietyandeconomy,scienceandtechnologyprogressplaysamoreandmoreimportantrole.Formodernenterprisesespeciallyhigh-techcompanies,innovationisthelifebloodofenterprisedevelopment.Managementstaffs’attentionandsupporttotechnologyinnovationareimportantfactorsforthesuccessofinnovationactivities.Sincetheprincipal-agenttheoryisputforward,managementshareholdingmotivationespeciallystockoptionincentiveplanhasbecomeanimportantwaytorelieveagencyconflictssoastoimproveenterpriseperformance.Basedonthe1488sampledataofhigh-techlistedcompaniesintheShanghaiandShenzhenstockexchangeoverthe2011-2014periods,thispaperexaminestherelationshipamongmanagerialownership,R&Dinvestmentandenterpriseperformance.Inthispaper,thetheoreticalbasisincludesprincipal-agenttheory,innovationtheory,alignmentaffectandentrenchmenteffect,andthehumancapitaltheory.Accordingtotheresultsofempiricalanalysis,thepaperdrawsthefollowingconclusions.Firstly,withtheincreaseofmanagementshareholding,corporateperformancepresentsanN-typechangetrend.Whenthemanagerialownershippercentageislessthan15.01%ormorethan62.98%,enterpriseperformanceincreases;whentheshareholdingratioisbetween15.01%and62.98%,corporateperformancedecreases.Secondly,R&Dinvestmentcansignificantlypromotetheperformanceofhigh-techenterprises,whichshowshysteresischaracteristics.Thirdly,ManagementshareholdingscouldmoderatetherelationshipbetweenR&Dinvestmentandcorporateperformance.Comparedtocompaniesinwhichmanagersdon’tholdshares,thepositivecorrelationofthoseimplementmanagementshareholdingincentiveplanisstronger.Asthemanagerialownershipratioincreases,thepositivecorrelationbetweenR&Dinvestmentandperformanceisenhanced.Lastly,takingtheimpactofendogenousintoconsideration,managerialownershipandenterpriseperformanceinteractwitheachother.Foronething,withincreasedlevelsofmanagerialownership,enterpriseperformanceisanN-typerelationship.Foranother,astheenterpriseperformanceincreases,managerialownershipdecreases万方数据 accordingly.Theinnovationpointsofthispaperareasfollows.Firstly,thisstudycomprehensivelyconsiderstherelationshipamongmanagerialownership,R&Dinvestmentandenterpriseperformancebydiscussingthemoderatingeffect.Secondly,high-techlistedcompaniesarechosensothattheempiricalresultscouldgivesomeacademicevidenceforthegovernmenttosupporthigh-techindustry.Thelimitationsofthispaperincludethefollowingpoints.Firstly,itonlyconsidersthehigh-techcompaniesofmanufacturingindustry,theconclusionmaynotapplytoenterprisesofotherindustryorothertype.Secondly,thepapertakesallthemanagementstaffasawhole,ignoringtheindividualdifferencesofdirectors,supervisors,andexecutiveswhentheymakedecisions.Thirdly,thisstudyignoresthepossiblenonlinearmoderatingeffectofmanagerialownership.Keywords:Managerialownership;R&Dinvestment;Corporateperformance;High-techcompanies万方数据 目录第1章引言.............................................11.1研究背景及研究意义.........................................11.1.1研究背景......................................................11.1.2研究意义......................................................21.2研究内容与研究框架.........................................2第2章国内外研究现状及评述.............................42.1管理层持股与企业绩效.......................................42.1.1国外文献回顾..................................................42.1.2国内文献回顾..................................................52.2研发投入与企业绩效.........................................52.2.1国外文献回顾..................................................52.2.2国内文献回顾..................................................62.3管理层持股与研发投入.......................................62.3.1国外文献回顾..................................................62.3.2国内文献回顾..................................................62.4管理层持股、研发投入与企业绩效.............................72.4.1国外文献回顾..................................................72.4.2国内文献回顾..................................................82.5本章小结..................................................8第3章理论分析与研究假设..............................103.1理论基础..................................................103.1.1委托代理理论.................................................103.1.2利益趋同效应与壕沟防守效应...................................103.1.3创新理论.....................................................113.2研究假设..................................................11第4章研究设计........................................144.1变量定义..................................................144.2模型设计..................................................164.2.1管理层持股与企业绩效回归模型.................................16万方数据 4.2.2研发投入与企业绩效回归模型...................................174.2.3调节效应回归模型.............................................174.3样本选择与数据来源........................................184.3.1样本选择.....................................................184.3.2数据来源.....................................................19第5章描述性分析......................................205.1高新技术企业研发投入现状..................................205.2高新技术企业管理层持股现状................................215.3其他变量描述性分析........................................225.4相关性分析................................................23第6章实证分析........................................266.1管理层持股与企业绩效回归分析..............................266.2研发投入与企业绩效回归分析................................286.3调节效应回归分析..........................................296.3.1分组回归分析.................................................296.3.2层次回归分析.................................................306.4内生性检验................................................32第7章结论............................................357.1实证研究结论..............................................357.2本文创新点与局限性........................................367.3相关政策建议..............................................37参考文献................................................38致谢....................................................42个人简历在读期间发表的学术论文与研究成果...............43万方数据 第1章引言1.1研究背景及研究意义1.1.1研究背景在经济全球化大背景下，竞争日益激烈，当今世界正处于知识经济时代，创新成为引领发展的核心驱动力，在各种形式的创新中，科技创新对于现代企业尤其是高新技术企业的重要性尤为显著，而要想推动科技创新，加强对研发活动的投资力度势在必行。2007年颁布的新企业会计准则要求企业在报表附注中披露研发支出数额，使研发支出有据可查，同时允许企业对于开发阶段的部分研发支出实施有条件的资本化处理，以此鼓励企业提高研发投入水平。2013年国务院办公厅提出要进一步完善引导企业加大技术创新投入的机制，大力支1持企业推动重大科技成果产业化。2016年的政府工作报告在科技创新和传统产业方面提出了一定目标，提出到2020年，力争在基础研究、应用研究和战略前沿领域取得重大突破，全社会研发经费投入强度达到2.5%，科技进步对经济2增长的贡献率达到60%，迈进创新型国家和人才强国行列。现代企业中，由于管理权和经营权分离导致的代理冲突普遍存在。在资本市场较为成熟的西方国家，股权激励在解决现代企业的“委托-代理”问题方面已经取得了一定的成效，管理层持股作为股权激励的重要方式之一，其与企业绩效的关系受到学者们的广泛关注。在我国，管理层股权激励开始实施的时间相对较晚，自从2005年股权分置改革开始实施以来，有关部门陆续出台了一系3列政策来鼓励企业增加员工持股，并且不断优化股权激励的实施机制，使得中国上市公司实施股权激励有法可依。企业管理层直接影响公司的各项经营管理决策，公司治理的成效受到管理层激励程度的影响。高新技术企业中，研发活动占据重要地位，并且其本身具有高度不确定性和高风险性的特征，管理层激励不到位必定会对企业绩效产生负面影响，从而影响到研发投资的效率。管理层持股是实施高管激励的重要方1《国务院办公厅关于强化企业技术创新主体地位全面提升企业创新能力的意见》，2013年。.2《国民经济和社会发展第十三个五年规划纲要(草案)》，2016年。.32006年，证监会颁布《上市公司股权激励办法（试行）》，国资委出台《国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法》。1万方数据 式，管理层持股情况是影响R&D投入乃至企业绩效的重要公司治理因素。1.1.2研究意义首先，本文的研究拓展了现有的关于研发投资与绩效关系的研究。我国现有的对于管理层持股、研发投入、企业绩效的三者关系的研究，大多集中于这三个变量两两之间的关系，很少将三者纳入同一个研究体系中。本文在定量研究高新技术企业研发投入对企业绩效贡献程度的基础上，通过引入管理层持股作为公司治理层面的调节变量，重点探讨管理层持股是否会影响二者之间的相关关系及其影响机制，丰富现有的研究。其次，笔者希望本文的研究结果能够为国家鼓励创新的相关政策提供理论依据。中国正处于经济转型的重要时期，国家对企业创新活动给予高度的重视和支持，2016年的两会中，“创新”成为最热词汇之一，政府工作报告出：“创新是引领发展的第一动力，必须摆在国家发展全局的核心位置，深入实施创新驱动发展战略”。笔者认为探索研发投入与企业绩效关系以及其影响因素，有助于为国家出台扶持高新技术企业的政策以及鼓励创新的政策提供理论支持。此外，从各利益相关者的角度看，理清管理层持股、研发投入与企业绩效的关系，能够加深管理层及其他相关信息使用者对于研发投入的认识，从而做出科学决策，也为企业尤其是高科技上市公司合理实施股权激励以提高研发活动的效率与企业整体绩效提供理论根据。1.2研究内容与研究框架本文采用规范研究和实证研究相结合、定性分析与定量分析相结合的研究方法，选取具有较强研发投入动机的高新技术上市公司作为研究对象。首先分别对管理层持股与企业绩效的关系、研发投入与企业绩效的关系进行假设检验，在此基础上，将公司治理层面的重要因素——管理层持股水平作为调节变量，进一步研究管理层是否持股以及管理层持股比例对于研发投入与企业绩效相关关系的调节作用，探索管理层持股水平与研发投入水平对企业绩效的综合影响，从而得出研究结论，并提出相关建议。本文的研究分为七个部分：第一部分为引言，主要介绍了论文的选题背景、研究意义以及研究的主要内容。第二部分对国内外现有的文献进行梳理与评述，为下文的理论和实证分析奠定基础。2万方数据 第三部分为理论分析与研究假设，主要阐述了与管理层持股激励有关的委托代理理论、利益趋同效应和壕沟防守效应假说，以及与研发投入相关的创新理论，并在此基础上针对管理层持股与企业绩效、研发投入与企业绩效、管理层持股的调节效应分别提出研究假设。第四部分为变量定义与模型设计，在检验管理层持股与企业绩效的非线性关系时采用二次方模型和三次方模型进行研究论证，在分析调节效应时引入分组回归以及层次回归方法。第五部分为描述性统计，主要对现阶段高新技术企业中研发投入现状以及管理层持股情况现状进行描述性分析，为后续的实证研究奠定基础。第六部分为实证分析，综合运用线性回归分析、非线性回归分析、分组与分层回归分析方法，对于研究模型和假设进行检验，并且通过联立方程回归进行内生性分析。第七部分总结了实证研究的结果，给出相关建议，并阐释了本文的局限性，为后续研究方向提供借鉴。3万方数据 第2章国内外研究现状及评述2.1管理层持股与企业绩效委托代理理论提出以来，管理层激励作为缓解代理冲突的重要手段，其与企业绩效的关系一直是学术界关注的热点话题。2.1.1国外文献回顾上世纪70年代以来国外学者对于管理层持股水平与企业绩效的关系进行了大量研究，由于市场环境、研究对象等方面的差异，得出的结果支持几种不同的观点。一种观点认为企业绩效与管理层持股正相关。Jensen和Meekling（1976）最早着眼于所有者和经营者之间的代理问题，对股权结构与公司绩效的关系展开研究。他们认为当管理层持股比例增加时，内部人的协调与交易成本下降，而经理人员背离企业价值最大化目标所需承担的成本增加，此时管理者的利益与公司的利益趋于统一。在此基础上，他们提出了“利益趋同假说”，认为管理层股权激励能够增加企业绩效。Larker（1983）对高新技术企业进行研究发现，实施股票期权激励计划以后，经理人员的短视行为受到约束，企业股票表现出超正常的市场价格。另一种观点认为企业绩效与管理层持股负相关或者不相关。Fama和Jensen（1983）的研究认为，提高管理层持股比例增强了管理人员的安全感，管理层获得了较为充足的投票权，使得自己有足够的能力巩固在企业中的地位，此时其受到市场监督机制的约束变小，更加可能为了谋取自身利益而做出偏离企业价值最大化目标的决策。Lloyd（1986），Kesner（1987）利用管理层的持股比例来衡量股权激励水平，发现管理层股权激励水平与企业绩效没有显著相关性。还有的学者发现在管理者持股比例的不同区间，两者的关系有不同的表现。Morck，Shleifer和Visbny(1985)的论文采用托宾Q值作为公司绩效的衡量指标，发现随着股权激励水平的提高，当管理层持股介于0%和5%之间时，公司绩效增加；当管理层股权介于5%和25%之间，公司绩效降低；当管理层股权超过25%时，公司绩效又开始上升。Shleifer和Vishny(1986)发现内部管理者可能同4万方数据 时饰演有效监督者和侵占利益者两种角色，他们的实证结果表明内部人持股比例和托宾Q呈N型关系。2.1.2国内文献回顾国内学者关于管理层持股和企业绩效的研究起步较晚，主要是因为我国证券市场起步较晚，以及在我国上市公司中，管理层股权激励的实施时间也较晚。学者们主要得出以下结论。部分学者证实了赋予管理层一定股权能够提高企业绩效。胡玲、陈黎琴和黄速建（2012）基于2008年至2011年信息技术产业上市公司的经验数据进行研究，他们认为企业现阶段的管理层持股水平反映了以前年度实施股权激励的累积成果，从中长期来看，实施管理层股权激励计划将对公司长期绩效起到积极的促进作用。也有学者的研究证实了管理层持股比例负向影响企业绩效的观点。王振山、石大林和孙晨童（2014）分析了716家上市公司2002年至2011年的数据，在考虑动态内生性的情况下发现，当期管理层持股比例与当期绩效负相关，其结论支持壕沟防御假说，认为提高管理层持股比例未必能够鼓励管理者改善公司经营。2.2研发投入与企业绩效研发活动是企业取得长远发展的重要环节，现有的研究大部分都表明研发投入与企业绩效存在显著相关性，但是也有一些学者的结论在研发投入对企业绩效的影响方向上存在分歧。2.2.1国外文献回顾Scherer(1984)和Ettlie(1998)认为，研发活动有利于新产品、新技术、新工艺的形成，在提高企业的竞争优势和生产效率方面发挥着重要作用。Griliches(1984)通过分析美国的1000家制造业上市公司的经验数据，发现基础性的研发投入能够显著促进企业生产率从而提高企业绩效。Aboody和Lev（2001）以化工企业为研究对象，发现在滞后三期时，研发投入对企业绩效影响最为显著。Ceccagnoli(2009)以Tobin’sQ衡量企业绩效进行实证检验，结果表明，随着企业研发强度的提高，市场绩效显著增加。5万方数据 2.2.2国内文献回顾国内学者关于研发投入与企业绩效关系的研究结果并不完全一致。一部分学者支持研发投入与绩效正相关的观点。陈海声、卢丹（2011）分析了2003年至2007年披露研发信息的公司，发现上市公司本期的研发投入对滞后一期的经营绩效和当期的市场绩效有显著的促进作用，并且这种关系只在非国有企业中才成立。刘一博（2011）对中关村高科技企业进行研究，以新产品产值占总产值的比率衡量研发绩效，结果发现研发投入对于绩效的促进作用在滞后两期时最明显。也有学者认为企业业绩与研发投入之间存在非线性关系。吴卫华，万迪昉（2014）通过对2009至2012年创业板高新技术上市公司进行面板数据分析，发现随着R&D投入的增加，公司业绩为先逐渐上升而后逐步下降的倒U型关系，此外，相比于会计业绩，市场业绩对研发投入的敏感性更强。2.3管理层持股与研发投入随着代理理论的延伸研究，管理层股权激励被视为缓解代理冲突的重要手段，一般认为管理层与股东的利益越趋于一致，管理者就越有动力为企业工作，而研发投入可以显著促进企业绩效，管理层倾向提高研发投入力度。基于这种观点，学者们对管理层持股与研发投入的关系展开研究，但是研究结论也不尽相同。2.3.1国外文献回顾Nakahara（1997）认为不同的公司治理结构导致不同的研发支出水平，他特别指出，最高管理层对研发活动的支持和重视能够显著促进企业进行研发投入。Zahra（2000）的研究支持股权激励能够促进企业进行研发活动的观点，他建议给予致力于开发企业创新能力的高管人员一定的奖励和股权。Ryan和Wiggins(2002)认为随着股票期权激励程度的提高，研发投资增加，而随着而限制性股票激励程度的提高，研发投资减少。WuandTu(2006)对股票期权计划与R&D投入的关系进行分析，他们从代理行为观的角度对其进行解释，发现当管理层持有较多股份时，高管人员表现出更强的增强研发投入的积极性。2.3.2国内文献回顾我国从1999年开始要求上市公司披露管理层持股情况，相关研究起步较6万方数据 晚，国内学者对于管理层持股与研发投入的相关性尚未达成统一意见。刘运国、刘雯（2007）的研究发现，高管股权激励有利于增加企业的研发投入水平，并且高管的任期和年龄也会对研发支出水平产生影响。高蓓、王新红(2010)同样证实了随着高管持股比例的增加，企业的研发支出呈现上升趋势，他们还分别对高科技公司和非高科技公司两组数据对此进行检验，发现在非高科技公司中正相关关系不显著。另外一种观点认为管理层持股与研发投入水平的关系受管理层持股比例的区间影响，结论多为倒U形关系。唐清泉（2010）的研究发现，在管理层持股比例很低时，高管持股对研发投入的激励作用不明显，只有当高管持股大于0.1%时，管理层持股才会显著增加研发投入。徐宁（2013）通过分析2007至2010年高科技上市公司的面板数据发现：股权激励对R&D投入具有促进效应，但当股权激励程度达到某个临界点后，R&D投入开始呈现递减趋势，即研发与高管持股比例呈倒U型关系。2.4管理层持股、研发投入与企业绩效国内外学者对于管理层持股与研发投入、研发投入与企业绩效两两之间的研究比较多，但是把三者纳入到一个框架体系中来研究的文献还比较少，学者们的研究结果如下。2.4.1国外文献回顾Cho(1998)在考虑内生性的情况下构建联立方程回归模型，并采用二阶段最小二乘法进行参数估计，实证检验股权结构、投资水平以及企业价值三者之间关系，对股权结构进行分段回归的结果发现随着内部人持股比例的提高，投资强度和企业价值均呈现上升、下降、上升的N型变化趋势，他还发现Tobin’sQ显著影响内部人持股水平，从而证明了股权结构为内生变量。Chang等（2000）的研究结果发现：高管持股比例越高，股权集中度越强，研发投入水平对于市场绩效的影响更加强烈。Chung和Shen(2009)的研究致力于探索在不同的公司治理水平和激励水平下，研发投入对于公司累计超常收益的影响，经过实证检验发现，企业的监督和激励机制越完善，增加研发投入能够增加更多的额外收益。7万方数据 2.4.2国内文献回顾耿菲菲(2010)分析了沪深两市高新技术企业的经验数据，通过在基础模型中引入交互项进行回归，发现管理人员拥有控制权越多的企业，研发投入与企业绩效之间的正相关关系越强。任海云(2011)以A股制造业上市公司作为研究对象，同样证实了上述观点，她认为赋予管理人员一定股权，能够较好的解决由于研发活动本身信息不对称性和高度专业性的特点导致的监督困难的问题。陈海声，王华宾（2011）对高科技企业进行研究发现：公司的经营绩效越好，管理层短视行为减少，R&D支出越多；绩效相同的情况下，管理层股权激励程度越大，企业绩效对研发支出的正向影响越强。薛乔、李刚（2015）的研究结果显示，对管理人员实施薪酬激励以后，研发与绩效的正相关关系减弱，恰恰相反，实施高管股权激励增强了正相关性，证明股权激励才是缓解代理问题的有效手段。解维敏，唐清泉（2011）认为研发投入的成功与否在很大程度上还取决于知识产权保护和监督管理等制度因素。他们发现强化知识产权保护政策、优化所有权结构安排能够促进企业提高R&D投入的绩效。朱焱，张孟昌（2013）的研究认为企业研发投入是管理团队人力资本与企业绩效之间的部分中介变量，高管团队人力资本通过影响研发投入进而影响企业绩效。2.5本章小结从上述文献回顾中可以发现，国内外对于管理层持股情况、研发投入水平与企业绩效三者之间相关关系的研究，尚无统一定论，这可能是由于学者们进行研究时涉及的市场环境、研究样本、研究时间和模型构建等方面的差异造成的。对于管理层持股与企业绩效的关系，学者们主要从线性关系、非线性关系以及内生性的角度进行研究；关于研发支出与企业绩效的关系，大多数学者得出研发能够促进绩效的一致结论，也有学者认为研发支出对企业绩效为倒U型影响；对于管理层持股与企业绩效的研究，学者们主要从代理行为的角度出发，考虑股权激励程度对研发投入的促进作用，一部分学者考虑了两者的内生性关系。随着研究的进一步深入，越来越多的学者考虑将管理层持股、研发投入、企业绩效三者综合起来进行研究，主要采用联立方程法、中介变量分析和调节变量分析等方法，探讨三者的相互影响方式。因此，本文试图在研究管理层持8万方数据 股、研发投入与企业绩效两两之间关系的基础上，进一步探索在高新技术企业中管理层持股是否能够作为调节变量影响研发投入与企业绩效的相关关系，尝试对研发投入与企业绩效关系的作用机制做出解释。9万方数据 第3章理论分析与研究假设3.1理论基础3.1.1委托代理理论Berle和Means（1932）认为企业中所有权和经营权分离的做法会导致一系列弊端，他们据此提出了委托代理理论，委托代理理论经过不断的发展与完善，已经成为现代公司治理的重要基石。在委托代理关系中，委托人与代理人的效用函数不同，公司股东作为委托人，其目标是获取最大化的“剩余收益”，因此，股东希望管理者以企业价值最大化为目标展开工作；管理层作为代理者，首要考虑的是自身利益最大化。股东着眼于企业整体的长期发展，而管理层关注自身任职期间的经营绩效，股东和管理层之间的信息不对称可能导致管理人员在做决策时产生道德风险和逆向选择倾向，以牺牲全体股东的利益为代价为自己攫取利益，这就产生了代理冲突。在委托代理关系中要解决的基本问题是怎样协调管理人员和股东之间的代理冲突，使管理层为了股东利益最大化的目标工作，有效降低代理成本，从而提升企业绩效。委托代理理论认为，缓解代理冲突可以通过监督和激励两种途径实现。在此基础上，管理层股权激励制度应运而生，赋予管理层一定股权是企业主动缓解代理问题的举措，被视为重要的激励方式，并且在实践中已经取得了一定成效。3.1.2利益趋同效应与壕沟防守效应鉴于最初实行股权激励政策的目的是为了降低股东和经理之间的代理成本，从而提高企业绩效，学者们对于管理层持股与企业绩效的关系展开了大量研究，但是实证结果并不统一。学者们发现管理层持股和企业绩效的关系并非是单一的正相关关系，还存在线性负相关关系和区间效应关系。Morck、Shleifer和Vishny（1988）的研究最早发现，随着内部人持股比例的增加，企业绩效呈现出两种相反的变化趋势：即利益趋同效应与壕沟防守效应。4Jesen和Meckling（1976）最早提出利益趋同效应假说，随着管理层持有公司股权的增加，其在企业收益中享有一部分剩余索取权，此时管理者和股东共同分享“企业价值最大化”目标下产生的利益，其偏离股东利益最大化的倾4Jensen,M.C.,Meckling,W.H.,“Theoryofthefirm:Managerialbehavior,agencycosts,andcapitalstructure”,JournalofFinancialEconomics,Vol.3,PP305-360.,1976.10万方数据 向会相应降低。此时，管理层持股政策能够有效缓解代理冲突，企业绩效随股权激励程度的增加而上升。5壕沟防守效应最先由Fama和Jesen（1983）提出，他们认为赋予管理层股权提高了经理的控制能力和安全感，此时管理层面临的被解聘与接管威胁降低，企业内部和外部监督对管理层的约束作用减弱，这种情况下，管理层可能有更强烈的机会主义倾向，希望谋取更大的私人利益。其核心思想是：管理层持有股份越多，就越有可能伸出“攫取之手”来掏空企业而为自己谋取福利，此时管理层决策行为与企业价值最大化目标相悖，企业绩效随着管理层持股比例增加而下降。3.1.3创新理论6“创新”的概念首先由美国经济学家熊彼特提出，他将“创新”（innovation）与“发明”（invention）做出了区分，在此基础上提出了创新理论。创新理论认为与“发明”（invention）不同，“创新”（innovation）是一个商业化的概念，新方法或新工具的发现是发明，新方法或新工具的实现则是创新，创新使经济活动获得新的经济价值。熊彼特认为创新的概念非常广泛，具体包括开发新的产品、实施新的生产方式、开拓新的市场、寻找新的材料来源、构建新的组织形式等五种表现形式。创新理论还提出，创新是生产要素和生产条件的新组合，这种新组合的目的是为了获得潜在利润，也就是要最大限度的获取超额利润，因此创新是企业发展的本质。3.2研究假设本文借鉴Morck（1998）的观点，认为管理层持股比例的提高可能同时导致利益趋同效应和壕沟防守效应，但是在持股比例的不同区间两种效应交互占据优势。当企业中管理层持股水平特别低时，企业绩效与管理者自身财富的关系较小，此时管理者和股东的利益不一致，管理者容易产生特权消费行为，从而降低企业绩效（Berle和Means，1932）。此时实施管理层股权激励，有利于促使管理者和其他股东的利益趋于一致，产生激励相容效果，降低代理成本，从而5Fama,E.,Jenson,M.C.,“SeparationofOwnershipandControl”,JournalofLawandEconomics,Vol.26,PP301-325.,1983.6熊彼特，《经济发展理论》，1912年出版。11万方数据 导致企业绩效的提高。在这个阶段，利益趋同效应发挥主要的作用。当管理者手中的股权累积到一定程度时，其控制企业的能力不断增强，此时来自资本市场的监督和接管威胁变弱，其有更强的动机和能力偏离企业价值最大化而为自己谋福利。在这个阶段，随着股权激励程度的增加，壕沟防御效应的负向影响占据主导地位，导致企业绩效降低。当管理层持股比例继续增加直至超过一定比例时，管理人员成为公司的重要股东，从企业利益创造者变成企业利益分享者，此时所有权和经营权分离的程度减弱，代理冲突减少，管理层为股东工作也就是为自己谋取利益，高管利益与股东利益较为一致，利益趋同效应重新占据主导地位。根据以上分析，提出假设1。假设1：随着管理层持股比例的提高，企业绩效呈现先上升后下降又上升的“N”型变化趋势。创新理论认为，技术创新是企业发展的内在动力，资源投入是企业开展技术创新的前提。对于高新技术企业而言，创新是决定企业未来长短期发展的重要因素，研发投入是企业技术创新的基础，而企业的创新能力将对企业业绩产生重要影响。通过技术创新，企业可以开发新产品，更好地适应多元化市场需求，增强企业的盈利能力，提高企业绩效。此外，企业的研发活动是一项长期活动，研发活动的经济效果可能并不是立竿见影的，需要通过一段时间的积累才能体现出来，因此，研发投入对于企业绩效的影响可能存在一定的滞后性。基于上述分析，本文提出以下假设。假设2：研发投入对企业绩效具有积极的促进作用，且这种促进作用存在一定的滞后性。对于现代企业尤其是高新技术企业来说，只有在科技创新方面占据优势，才能在激烈的市场竞争中脱颖而出，而成功的研发项目产生的经济收益十分可观，因此，股东更加希望企业增加研发投入，通过承担一定的风险获得较高的投资回报。由于研发活动投资回收期长以及高风险性的特征，很多管理层或者不愿意增加研发投入，或者在企业现有的研发项目上展现出保守的决策态度，以免因为研发失败导致财务绩效下降而影响自身利益。12万方数据 本文认为管理层持股是协调企业所有者和管理者利益的激励方式，可以促使管理层利益、股东利益和公司利益紧密结合起来，引导管理者有效配置资源，加强对R&D项目的管理，最终提高企业绩效。从另一个角度来看，虽然研发活动存在较高风险，但是一旦研发成功，其带来的经济利益也十分可观，对管理层实施股权激励能够使高管人员分享研发所带来的收益，促进管理层重视对研发战略制定和实施，改善对于创新活动的经营管理，最终使高新技术企业的整体绩效上升。基于以上分析，本文提出假设3和假设4：假设3：相比于管理层持股为0的公司，管理层持股大于0的公司研发投入与企业绩效之间的正相关关系更加显著。假设4：管理层持股比例是研发投入与企业绩效关系的正向调节变量。13万方数据 第4章研究设计4.1变量定义1.企业绩效（TQ）本文选取Tobin’sQ作为企业绩效的衡量指标，其计算方式为上市公司市场价值与重置价值之比。国内外现有的研究对于企业绩效的衡量主要有两类指标：一类是财务指标，例如销售回报率、总资产收益率、净资产收益率等；另一类是市场指标，以Tobin’sQ为主。本文认为，对于高新技术企业而言，研究绩效问题不仅要考虑到历史财务数据反映的盈利能力，更重要的是着眼于企业未来的成长性以及风险管控能力等各个方面。ROE、ROA等财务指标仅仅反映了企业的历史绩效，而Tobin’sQ等市场指标包含了对企业未来发展的综合评价。在我国当前的经济环境下，操纵财务指标仍然是企业进行盈余管理的主要途径，财务指标的失真情况较为严重，采用会计指标衡量企业绩效一方面不够全面，另一方面也不能够客观真实的反映企业绩效水平。因此本文仍然采用Tobin’sQ作为绩效衡量的指标。2.管理层持股（MO）本文中的管理层持股是相对指标，指的是管理层持股比例，其计量方式为年末管理层持股总数占公司股本总数的比例。本文将以下人员纳入到管理层范围：董事、监事、总经理、总裁、CEO、副总经理、副总裁、董秘和年报上公布的其他管理人员。在统计管理层持股数量时，上述管理层存在兼任的，不重复计算。3.研发投入（RD）在现有文献中，学者们对于研发投入的研究主要考虑两个方面：研发的人员投入和资金投入。鉴于研发人员投入较难量化，并考虑到企业对于研发人员的投入一定程度上反映在支付给研发人员的资金等各个方面，本文将研发投入限定为狭义的研发支出即研发的资金投入。企业财务报表中披露的研发支出数额是绝对数指标，忽视了不同规模、类型企业的内在差异，本文借鉴现有文献，选取相对指标研发投入强度来衡量研发投入水平，其计算方式为本期研发支出绝对数除以营业收入。4.现金充足程度（CASH）在现代企业中，现金充足程度已经成为评价企业的信用程度与长期发展能力的重要指标。高新技术企业中，企业需要结合自身的经营风险保持一定水平14万方数据 的现金储备，以应对周期较长的研发项目执行过程中可能遇到的各种问题，保障研发活动的各个环节能够顺利进行。因此，本文用经营活动现金流量净额与总资产的比值来衡量现金充足程度，将其作为控制变量之一。5.财务杠杆（LEV）本文选取资产负债率作为财务杠杆的衡量指标。资产负债率反映企业总体的资产结构和偿债能力，一直以来都是研究公司治理问题的重要控制变量。高负债率意味着较高的财务风险，企业面临较大的到期还本付息压力，可能造成自由现金流的紧张，影响管理层的各项决策，进而影响企业绩效。因此，本文用资产负债率衡量财务杠杆，将其作为控制变量。6.公司规模（SIZE）本文采用企业年末总资产账面价值的自然对数作为公司规模的替代指标。根据周艳、曾静（2011）的研究，在技术创新过程中，规模较小的公司灵活性较强，能够及时对生产经营中产生的问题做出调整，其利润持续增长能力更强；而大规模公司有较多的可利用资源，在规模效应下比小规模公司更容易获取利润，两者发挥不同的优势。鉴于此，本文将公司规模作为控制变量纳入公式。7.股权集中度（HER）根据Demsetz和Lehn（1985），本文股权集中度的衡量指标为前3大股东持股比例的赫菲达尔指数，即前三大股东的持股比例的平方和，赫芬达尔指数与1越接近，说明股东之间持股比例有较大差距，股权分布越不均衡。康华等（2010）的研究认为，高新技术企业的股东倾向于增加研发投入水平，不同的股权集中程度一方面影响股东对管理层实施激励的能力，另一方面导致股东对管理层行为的监督强度有所差异，从而影响管理层对企业研发战略的支持程度，因此本文将股权集中度作为控制变量。8.企业成长性（GROWTH）本文选取主营业务收入增长率作为衡量企业成长性的代理指标，代表企业的持续发展能力。一般而言，高成长性的企业能吸引更多的投资者进行投资，从而有更强的动机投入研发经费来创造更多的成长机会。因此，本文选取成长性作为控制变量之一。9.行业（IND）本文选取制造业下的高新技术企业作为研究对象，由于制造业在所有上市公司中所占比重较大，制造业门类下属的大类繁多，考虑到企业的研发投入情况以及股权激励情况可能表现出明显的行业特征，本文根据2012证监会行业分15万方数据 类标准，构建以制造业门类下属的大类为基础的虚拟变量，将行业作为控制变量。综上所述，本文的变量定义汇总如表3.1所示。表3.1变量定义汇总表变量类型变量计算公式Tobin’sQ=（年末流通市值+年末负债账面被解释变量企业绩效（TQ）价值）/年末总资产账面价值管理层持股（MO）管理层期末持股数/期末总股本解释变量研发投入（RD）研发支出/营业收入现金充足程度（CASH）经营活动现金净流量/总资产财务杠杆（LEV）负债账面价值/总资产账面价值公司规模（SIZE）总资产账面价值的自然对数控制变量股权集中度（HER）前3大股东持股比例的赫芬达尔指数企业成长性（GROWTH）营业收入增长率年度（YEAR）虚拟变量行业（IND）虚拟变量4.2模型设计4.2.1管理层持股与企业绩效回归模型根据上文的分析，本文认为由于利益趋同效应和壕沟防守效应的交互作用，管理层持股与企业绩效呈非线性相关关系，现有研究对于这种非线性关系并没有达成统一结论，McConnell和Servaes（1990）认为管理层持股与Tobin’sQ呈倒“U”型关系，而本文假设随着管理层持股水平的提高，企业绩效呈“N”型变化趋势。为了对非线性关系进行验证，根据假设1，本文借鉴韩亮亮（2006）的研究，构建以下回归模型。TQ=β0+β1MO+β2LEV+β3CASH+β4GROWTH+β5SIZE+β6HER+βiYEAR+βjIND+ε（4.1）2TQ=β0+β1MO+β2MO+β3LEV+β4CASH+β5GROWTH+β6SIZE+β7HER+βiYEAR+βjIND+ε（4.2）16万方数据 23TQ=β0+β1MO+β2MO+β3MO+β4LEV+β5CASH+β6GROWTH+β7SIZE+β8HER+βiYEAR+βjIND+ε（4.3）23其中，MO、MO分别表示管理层持股比例的二次方和三次方。模型4.1是对管理层持股比例与企业绩效进行线性回归，模型4.2与模型4.3是非线性回归。根据假设1，本文预期模型4.3最能体现管理层持股比例与企业绩效之间的“N”型关系，如果假设1成立，模型4.3中β1大于0，β2小于0，β3大于0。4.2.2研发投入与企业绩效回归模型根据假设2，本文构建以下回归模型：TQ=β0+β1RD+β2LEV+β3CASH+β4GROWTH+β5SIZE+β6HER+βiYEAR+βjINDt-1+ε（4.4）笔者预期如果假设2成立，研发投入与企业绩效正相关，则β1显著大于0。此外，为了检验研发投入对于企业绩效的滞后影响，本文分别以第t+1期、第t+2期、第t+3期的Tobin’sQ作为被解释变量带入回归模型，如果实证结果显示β1仍然显著，证明存在滞后性。4.2.3调节效应回归模型7本文借鉴温忠麟等（2005）关于调节效应的分析方法进行研究。根据假设3，是否对管理层人员实施股权激励将会影响研发投入与企业绩效相关关系的强度，此时管理层是否持股被视为类别调节变量。因此，本文将在模型4.4的基础上分别对存在管理层持股（即MO=0）和不存在管理层持股（即MO>0）的样本数据进行分组回归，若两组回归的回归系数差异显著，则调节效应显著。根据假设4，管理层持股比例将会调节研发投入与企业绩效之间的正相关关系，本文采用层次回归的方法进行调节效应分析，在模型4.4的基础上构建模型4.5与模型4.6。TQ=β0+β1RD+β2MO+β3LEV+β4CASH+β5GROWTH+β6SIZE+β7HER3+βiYEAR+βjIND+ε（4.5）TQ=β0+β1RD+β2MO+β3RD*MO+β4LEV+β5CASH+β6GROWTH+β7SIZE+β8HER+βiYEAR+βjIND+ε（4.6）7温忠麟、侯杰泰、张雷，调节效应与中介效应的比较和应用[J]]，心理学报，2005年第2期，第268-274页。17万方数据 4.3样本选择与数据来源4.3.1样本选择本文选取了2011年至2014年沪深两市制造业高新技术企业作为研究样本，主要是基于以下几点考虑：首先，由于高新技术企业本身所具有的高知识密度特点，决定了其必须通过吸引科技人才和增加创新投入来加快技术创新，以此巩固核心竞争力；其次，高新技术企业大多属于新兴产业，要想胜任高新技术企业的管理者角色，不仅需要掌握先进的管理理念，还要有能力和意愿不断学习前沿的技术知识，这种背景下，高新技术企业更加倾向于聘用年轻的管理者，他们更加重视长期职业生涯发展，此时股权激励相比于短期薪酬激励的效果可能更为显著；此外，相比于其他类型的企业，高新技术企业的研发投入水平较高，而研发活动是一个持续的过程，研发投入的效果主要体现在其对未来绩效的影响上，因此在高新技术企业中对管理者实施长期股权激励更有利于企业的长远发展。在样本选取时，本文首先筛选出归属于国家统计局发布的《高技术产业（制造业）分类》（2013）中所列示行业的上市公司，其次根据RESSET数据库中关于高新技术企业认定的信息，选取被认定为高新技术企业的公司。此外，为了保证研究结果的科学性，本文还按照以下标准对样本公司进行剔除处理：（1）由于A股、B股、H股编制财务报表时适用不同的会计准则，财务指标不具有可比性，因此剔除B股和H股公司。（2）剔除ST、*ST等财务状况异常的公司。（4）剔除未在年报中披露研发支出信息的公司。（3）考虑到上市公司在IPO当年业绩可能产生非正常波动，本文剔除上市日期在2010年12月31日以后的公司。经过筛选后的样本具体分布如表4.1所示。表4.1高新技术企业样本分布剔除管理层持股为0的年度初始样本数公司2011356276201236229220133643032014366307合计1448117818万方数据 4.3.2数据来源本文所指的研发资金支出包括资本化支出和费用化支出，关于研发支出的数据收工收集于上市公司财务报表。为规范研发费用信息披露机制，证监会明确要求上市公司自2009年年度报告起，在财务报表附注中披露开发支出相关信8息。当董事会报告单独披露研发支出数据时，本文采用当年的研发支出数据；当董事会报告没有单独披露研发支出时，根据“支付的其他与经营活动有关的现金”中的技术开发费、研发支出和科研经费等项目，“开发支出”附注中披露的研发支出资本化数额，以及“管理费用”附注中披露的研发支出费用化数额，笔者手工整理和计算研发支出金额。除研发投入以外的各项财务数据来源于国泰安数据库和巨潮资讯网，高新技术企业认定信息来源于RESSET数据库。本文数据处理与分析利用EXCEL2010，STATA12.1完成。8《公开发行证券的公司信息披露编报规则第15号——财务报告的一般规定》，2010年1月。19万方数据 第5章描述性分析本文首先对所搜集的样本数据进行描述性统计分析，直观分析高新技术上市公司研发投入和管理层持股的现状，为下文的实证分析奠定基础。5.1高新技术企业研发投入现状表5.1研发投入强度RD描述性统计RD总体2011201220132014均值0.0500080.0467620.0501190.0504760.052588标准差0.0385910.0363830.0403040.0378940.039555极小值0.0007500.0007500.0014900.0009120.001196极大值0.3552960.2776570.3552960.3520520.321968N1448356362364366表5.2研发投入强度RD趋势分析研发投入强度区间2011201220132014[0，1%)23141411比例6.46%3.87%3.85%3.01%[1%，2%）35292330比例9.83%8.01%6.32%8.20%[2%，5%）194193203184比例54.49%53.31%55.77%50.27%[5%，1）104126124141比例29.21%34.81%34.07%38.52%本文采用的研发投入强度指标为研发投入与营业收入的比重，这一指标为目前比较通用的衡量研发投入强度的指标，国内外相关研究目前基本形成了共识：研发投入强度低于1%的企业很难维持生存；当研发投入达到2%的水平时，企业可以勉强维持生存；当研发投入水平超过5%时，企业才开始拥有一定的竞争力。表5.1为高新技术上市公司2011至2014年的研发投入强度的描述性统计结果，从中可以看出，高新技术企业近四年研发投入强度的均值为5.001%，基本能够达到国际公认的有竞争力企业的标准，对比连续四年的数据来看，研发投入强度均值有逐年递增的趋势，说明我国高新技术企业对于增加研发投入有较强的积极性。表5.2根据研发投入强度的不同区间对2011至2014年高新技术企业研发投入强度的发展趋势进行了统计，从中可以看出，高新技术上市公司中研发投入强度小于1%与小于2%的企业比例比较低，并且均呈现逐年递减的趋势；过去几年中，越来越多的企业达到了或者超过了5%的研发投入水20万方数据 平，表明出近年来国家对于高科技企业的扶持和鼓励政策取得了一定成效，高新技术企业对于研发投资的重视程度越来越强。此外，现阶段占比最大的是研发投入强度在2%至5%之间的企业，大约达到50%左右，并且研发投入强度的极大值（35.53%）和极小值（0.075%）相差较大，表明我国高新技术企业之间研发投入水平相差较大，有相当一部分企业在研发投入方面还有很大上升空间。5.2高新技术企业管理层持股现状表5.3管理层持股比例MO描述性统计MO总体2011201220132014均值0.1452870.1652830.1532210.1394940.123750标准差0.2010760.2205010.2093960.1949870.175696极小值0.0000000.0000000.0000000.0000000.000000极大值0.7753550.7753550.7753550.7486340.720876N1448356362364366表5.4管理层持股情况MO趋势分析MO2011201220132014080706159比例22.47%19.34%16.76%16.12%(0，5%)112128142153比例31.46%35.36%39.01%41.80%[5%，10%)18222928比例5.06%6.08%7.97%7.65%[10%，20%)30282222比例8.43%7.73%6.04%6.01%[20%，30%)17203037比例4.78%5.52%8.24%10.11%[30%，40%)30342725比例8.43%9.39%7.42%6.83%[40%，50%)25242924比例7.02%6.63%7.97%6.56%[50%,1)44362418比例12.36%9.94%6.59%4.92%表5.3显示了样本公司2011至2014年管理层持股比例情况的描述性统计结果，表5.4统计了不同持股比例区间的趋势变化。透过表5.3发现，现阶段我国高新技术企业中管理人员持股水平相差悬殊，某些企业中高管持有股份高达70%以上，说明这些企业十分重视管理层持股激励政策，而另一些企业的管理21万方数据 层持股比例很小甚至为0，说明在这些企业中管理层股权激励政策不被认同。从表5.4来看，管理层持股比例在[0，5%]的区间的企业占到全部企业的50%以上，整体看来现阶段我国高新技术上市公司中对管理层实施股权激励的力度较小，相当一部分企业中持股激励机制仍然处于摸索和尝试阶段。同时也可以看到，近四年来，不实行管理层股权激励的高新技术企业所占比例越来越小，管理层持股比例在5%到10%区间的企业占比最大且其比例有明显的增加趋势，表明越来越多的高科技企业尝试使用股权激励的方法来鼓励管理层更好的为企业工作，高科技企业逐渐意识到管理层持股政策能够有解决一部分代理问题。5.3其他变量描述性分析表5.5其他变量描述性统计变量均值标准差极小值极大值TQ2.6751971.5964160.824316.698SIZE21.5959000.99447919.28776026.751230CASH0.1743400.438037-0.38036611.443310GROWTH0.1950420.567701-0.79086612.558460LEV0.3548340.1924050.0223830.971741HER0.1359630.0950340.0078100.554700从表5.5中可以看出，在本文所收集的高新技术上市公司样本中，Tobin’sQ的均值为2.67，极小值和极大值分别为0.824以及16.67，相差比较大，说明高新技术企业之间企业绩效存在较大差异，表明不同的公司盈利能力和发展能力存在差异，同时也有可能是因为不同行业的高科技公司具有不同的特质，导致经营特点和盈利方式存在差异。用总资产规模的自然对数表示的企业规模的均值、极小值、极大值分别为21.60、19.29、26.75，表明高新技术企业之间规模差距不大，可能是因为不同于重视经营规模扩张的传统行业，高科技企业更加注重研发和核心技术方面的投入。现金充足程度的极大值为11.44，极小值为-0.38，均值为0.17，表明中国高新技术企业之间对于现金的获取和持有能力存在较大差异，并且从整体来看，现金充足程度处于较低的水平，可能会影响到企业对于研发活动的投入情况。营业收入增长率的均值为0.195，表明整体而言高新技术企业的成长性较好，极小值和极大值分别为-0.79和12.56，差异较大，表明有些企业盈利能力较差，也有一些企业市场前景较好。资产负债率的均值、极小值、极大值分别为35.48%、2.24%、97.17%，说明我国高新技术企业之间对于财务杠杆的利用程度存在较大差异，资产负债率较低的企业表现出较强的22万方数据 偿债能力，资产负债率畸高的企业虽然能够享受债务融资优势，但是也需要承担很高的经营和财务风险。前三大股东持股比例的赫芬达尔指数均值为0.136，极小值为0.0078，极大值为0.5547，表明样本企业的股权分布情况不统一，有一些企业的股权分布较集中，也有一些企业的股权分布较为分散。5.4相关性分析对于模型中涉及的相关变量，本文运用Stata12.1统计分析软件进行相关性分析，分析结果如表5.6所示，其中，表格右上角区域和左下角区域分别显示了Spearman相关系数和Pearson相关系数。表5.6变量相关性分析表SpearmanTQRDMORD*MOSIZECASHGROWTHLEVHERPearson0.24880.22530.2670-0.39750.16940.2476-0.4014TQ10.0162*********************0.24840.27880.5098-0.1947-0.3189*-0.1228RD1-0.0474-0.0332*************0.06720.16970.9499-0.4579-0.411**MO10.02740.136***-0.0416************0.16900.59510.7164-0.46160.1070-0.4494-0.1061RD*MO10.0110*********************-0.2845-0.2084-0.3852-0.30850.24210.52840.0658SIZE10.0056********************0.1548-0.05870.12360.43590.1741CASH-0.0071-0.031110.0157**************0.19880.04860.05820.2054-0.06250.0757GROWTH-0.03750.01631**************-0.3304-0.2907-0.3488-0.34770.52590.1051-0.0946LEV0.00641*********************-0.1313-0.07120.16030.0542-0.0571HER0.0124-0.0051-0.01191**********注：（1）右上方为Spearman相关系数，左下方为Pearson相关系数。（2）*表示在10%的水平下显著；**表示在5%的水平下显著；***表示在1%的水平下显著。从表格中可以看出，Pearson系数显示MO与TQ的相关系数较小，表明管理层持股比例与企业绩效的线性关系不是很强烈，符合本文考虑管理层持股比23万方数据 例与企业绩效之间非线性关系的设想。研发投入水平与企业绩效呈正相关关系，且其Pearson相关系数和Spearman相关系数都在1%的水平下显著，初步验证了假设2。研发投入强度与管理层持股比例的交互项均在1%的水平下显著，其Pearson系数为0.169，表明研发投入强度与管理层持股比例的交互作用每增加1个单位，企业绩效增加0.169个单位，说明管理层持股可以作为研发投入与企业绩效的强化因素，初步证实了假设4。从控制变量来看，企业规模与企业绩效呈现显著的负相关关系，研发投入强度与企业规模呈显著的负相关关系，可能是由于小规模高新技术上市公司通常处于成长期，研发活动在日常经营活动中占据比重较大，而大规模企业需要更多兼顾产业链上下游的其他环节，从相对数来看，其研发投入强度可能较小。财务杠杆与企业绩效与研发投入均呈现负相关性，表明较高的负债水平下，经营风险增加产生的负面影响超过了负债节税利益，此时企业出于谨慎性考虑会减少研发投入。现金充足程度与研发投入强度负相关，但是负相关系数的绝对值并不太大，与上文的分析中较高的现金流有利于保障研发投入的观点相矛盾，可能是因为在高新技术企业中，较高的现金留存水平被视为管理层没有高效利用企业现有资源，在增强研发投入方面不作为或采取保守态度的表现。从相关性分析可以看出，本文研究所涉及的变量中有大部分变量相关系数的绝对值小于0.5，但是仍然有一些变量的相关系数超过了0.5，不能排除多重共线性的影响，因此，本文对线性回归模型4.1、4.4、4.5、4.6进行了变量共线性检验，检验结果如表5.7所示。表5.7线性回归模型共线性诊断模型4.1模型4.4模型4.5模型4.6变量VIF容差VIF容差VIF容差VIF容差RD1.200.8351.200.8332.220.450MO1.330.7531.330.7513.060.326RD*MO4.050.247SIZE1.740.5761.630.6131.740.5761.750.573CASH11.090.9191.080.9221.090.9181.090.918GROWTH11.080.9261.070.9311.080.9251.080.925LEV1.590.6301.620.6161.680.5941.680.594HER1.080.9271.100.9111.100.9101.10.910从表5.7可以看出，模型4.1、模型4.4、模型4.5的各变量VIF值均小于2，24万方数据 容差均大于0.5，可以基本排除共线性干扰。模型4.6中，主要的解释变量VIF值均小于5，共线性情况不严重，由于模型中存在交互项，不可避免的产生共线性的影响，因此本文在分析调节效应时参考温忠麟（2005）的方法，对层次回归模型中各变量进行中心化处理后再进行回归。25万方数据 第6章实证分析本文利用Stata12.1对各模型进行回归分析，实证检验各变量之间的关系。6.1管理层持股与企业绩效回归分析为了验证假设1，对模型4.1、模型4.2、模型4.3分别进行回归结果如表6.1所示。模型4.1为管理层持股与企业绩效的线性回归模型，模型4.2引入了管理层持股比例的平方，模型4.3引入了管理层持股比例的三次方。表6.1管理层持股回归结果被解释变量（TQ）解释变量模型4.1模型4.2模型4.3*********13.0812.9512.87constant(12.06)(11.92)(11.84)****-0.4420.632.725MO(-2.25)(1.00)(2.09)***-1.929-11.242MO(-1.79)(-2.17)*9.6083MO(1.84)*********-0.451-0.445-0.441SIZE(-9.96)(-9.81)(-9.72)*********0.5080.4990.499CASH(5.61)(5.51)(5.51)*********0.3990.3920.391GROWTH(7.14)(6.99)(6.99)*********-1.543-1.509-1.502LEV(-6.73)(-6.57)(-6.54)********0.8951.1251.125HER(2.42)(2.88)(2.88)YEAR控制控制控制IND控制控制控制N1448144814482调整的R0.30150.30260.3038F值32.23***30.90***29.69***注：（1）括号内为t值。（2）*表示在10%水平下显著，**表示在5%水平下显著，***表示在1%水平下显著，此规律在全文中适用。26万方数据 从表6.1可以看出，模型4.1中，MO的回归系数为-0.442，通过了5%的显著性水平检验，其研究结果表明随着管理层持股比例的增加，企业绩效呈现下降的趋势。根据李新春（2008）的研究，在构建管理层持股与企业绩效的回归模型时，线性模型的选择依据是在不同内部人所有权水平利益趋同效应和堑壕效应中某一种效应一直都占优。那么在模型4.1中，MO与企业绩效的负相关关系表明在管理层持股的不同水平下，壕沟防守效应一直占据主导地位。但事实上，当管理层持股处于很低的水平时，管理层没有能力控制公司，也没有能力提高持股比例，当管理层持股比例达到某个很高的水平时，管理层受到的接管和解聘威胁大大降低，其没有动力继续提高持股比例，这两种情况下，壕沟防守效应均会失效，与模型4.1得出的结论不一致，模型4.1的系数可能仅仅是统计意义上的显著。因此本文认为管理层持股比例与企业绩效之间并非线性相关关系。2模型4.2的回归结果中，MO的系数为0.63，未通过显著性水平检验，MO的系数为-1.929，在10%的水平下显著，说明管理层持股与企业绩效之间可能存在倒U型关系，但是倒U型关系不明显。23进一步分析模型4.3发现，MO、MO、MO的系数分别为2.725、-11.24、9.698，分别通过了5%、5%、10%的显著性水平检验，此外，模型4.3的调整2的R高于模型4.1与模型4.2，说明模型4.3的拟合程度较好，三次方模型对于高新技术企业管理层持股比例与企业绩效的相关关系更加适用。根据系数符号来看，随着管理层持股比例的提高，企业绩效为先上升后下降再上升的“N”型变化趋势，假设1得到验证。由此得出的模型4.3的回归方程为：23TQ=12.87+2.725MO-11.24MO+9.608MO-1.502LEV+0.499CASH+0.391GROWTH-0.441SIZE+1.125HER对方程4.3进行一阶求导，驻点为15.01%与62.98%，当管理层持股比例为15.01%时，企业绩效达到极大值，当管理层持股比例为62.98%时，企业绩效达到极小值。管理层持股比例小于15.01%时，随着持股比例的不断增加，高管人员担任的角色从单纯的企业利益创造者逐渐转变为利益分享者，此时利益趋同效应占主导地位，管理层有更强的动力提高企业绩效。管理层持股比例介于15.01%与62.98%之间时，管理层持股水平的提高导致高管人员对企业的控制权增加，内部监督力度与外部监督威胁减弱，管理层可能产生投机心理，以牺牲全体股东的利益为代价谋取私利，此时壕沟防守效应占主导，企业绩效下降。当管理层持股比例超过62.98%时，管理层成为重要股东，维护全体股东的利益27万方数据 就是维护自身利益，此时利益趋同效应再次占据主导地位，企业绩效相应提高。结合描述性统计的结果，样本高新技术企业中管理层持股比例在[10%，20%]的企业占7%左右，持股比例超过50%的企业占6%左右，表明只有较少一部分企业的管理层持股比例能够达到N型关系中的转折点，当前高新技术企业持股比例在（0，5%）的区间最为集中，表明现阶段大部分高新技术企业中管理层持股的利益趋同效应占据主要地位。6.2研发投入与企业绩效回归分析为了验证研发投入强度与企业绩效的相关关系，对模型4.4进行回归。为了检验研发投入对于绩效的滞后性，分别将滞后1期、滞后2期、滞后3期的绩效指标带入方程。表6.2研发投入回归结果模型4.4解释变量TQtTQt+1TQt+2TQt+3************11.9814.1617.6920.96constant(11.41)(10.84)(9.87)(8.04)************7.4779.0207.8507.486RD(7.70)(5.44)(6.44)(2.90)************-0.419-0.573-0.726-0.895SIZE(-9.60)(-10.38)(-9.55)(-8.06)******0.5031.2240.48-0.10CASH(5.67)(5.33)(1.46)(-0.21)****0.3950.1380.06-0.19GROWTH(7.22)(1.90)(0.44)(-0.60)*******-1.014-0.724-0.690-0.34LEV(-4.51)(-2.61)(-1.84)(-0.61)********1.2001.3021.4211.31HER(3.30)(2.93)(2.37)(1.51)YEAR控制控制控制控制IND控制控制控制控制N144810827183562调整的R0.32700.31940.29490.2918F值36.15***27.7***17.66***9.61***根据表6.2的回归结果，研发投入强度指标RD与当期企业绩效显著正相关，期回归系数为7.477，表明在高新技术企业中，研发投入强度每提高一个单28万方数据 位，企业绩效将会提高7.477个单位，证明研发投入与企业绩效有较强的正相关关系，假设2得到部分验证。研发投入强度与滞后1期、滞后2期、滞后3期的企业绩效均显著正相关，系数都在1%水平下显著，在滞后1期时，TQ与RD的相关系数相对较大，模型整体的拟合程度也较强，由此可以得出结论：高新技术企业中研发投入对企业绩效存在积极的促进作用，且这种作用存在滞后性，滞后1期时两者相关性最强，至此，假设2得到验证。6.3调节效应回归分析根据上文的分析，研发投入对滞后1期的企业绩效正相关性最强，因此，本文在分析管理层是否持股和管理层持股比例对于研发投入与企业绩效关系的调节效应时，选择滞后1期的绩效指标作为被解释变量。6.3.1分组回归分析表6.3管理层是否持股的调节效应回归结果被解释变量（TQ）解释变量MO=0MO>0******19.5913.18constant(6.01)(9.88)***0.808.904RD(0.18)(7.17)******-0.788-0.521SIZE(-5.03)(-8.84)*****1.7281.158CASH(2.49)(4.82)***(0.05)0.312GROWTH(-0.46)(2.91)***(0.41)-0.865LEV(-0.50)(-2.90)****3.0441.110HER(2.45)(2.25)YEAR控制控制IND控制控制N2118712调整的R0.28410.3452F值6.56***26.49***表6.3为模型4.4分组分析的回归结果。从中可以看出，当企业不存在管理29万方数据 2层持股时，研发投入与企业绩效的回归模型调整的R为0.2841，F值为6.56，P值为0.000，模型整体的拟合效果一般，RD的回归系数为0.80，与全样本回归的系数9.02相差较大，并且没有通过显著性水平，模型整体不显著，表明高新技术企业中，不采用管理层股权激励政策时研发投入与企业绩效的正相关关2系非常微弱。当管理层持股大于0时，回归模型调整的R为0.3452，F值为26.49，P值为0.000，模型整体的拟合效果较好，RD的回归系数为8.904，通过了1%的显著性水平检验，表明在管理层持有股份的公司，研发投入与企业绩效显著正相关。两组回归的回归系数差异显著，表明管理层是否持股是影响研发投入与企业绩效关系的调节变量，管理层持有股份将会强化研发投入与企业绩效的正相关关系，假设3得到验证。6.3.2层次回归分析Sharma等（1981）的研究根据调节变量与预测变量是否产生交互作用，可以将调节变量分同质调节变量、半调节变量以及完全调节变量，如图6.1所示，本文将根据这个标准来对管理层持股比例进行调节变量的识别。与因变量和（或）与因变量和预测预测变量相关变量不相关与预测变量无干涉、外生、前提、同质调节变量交互作用压制等预测变量与预测变量有半调节变量完全调节变量交互作用图6.1调节变量分类（Sharma等，1981）为了验证管理层持股比例的调节效应，对模型4.4、模型4.5、模型4.6进行层次回归分析，模型4.4研究研发投入与企业绩效的关系，模型4.5在此基础上引入了管理层持股比例（MO），模型4.6又引入了研发强度与管理层持股比例的交互项（RD*MO）。此处将滞后一期的企业绩效作为被解释变量，并且由于考察的是管理层持股比例的影响，在回归时将管理层持股比例为0的样本企业剔除，层次回归结果如表6.4所示。30万方数据 表6.4管理层持股比例调节效应回归结果被解释变量（TQt+1）解释变量模型4.4模型4.5模型4.6-0.24-0.38-0.43Constant(-0.31)(-0.49)(-0.56)*********8.9048.9248.764RD(7.17)(7.21)(7.06)****-0.549-0.571MO(-2.29)(-2.39)*8.571RD*MO(1.69)*********-0.521-0.557-0.563SIZE(-8.84)(-9.15)(-9.26)*********1.1581.1991.198CASH(4.82)(4.99)(4.99)*********0.3120.3210.322GROWTH(2.91)(3.00)(3.02)*********-0.865-1.012-1.004LEV(-2.90)(-3.33)(-3.30)******1.1101.1401.149HER(2.25)(2.31)(2.33)YEAR控制控制控制IND控制控制控制N8718718712调整的R0.34520.34850.3499F值26.49***25.49***24.41***2根据表6.4，模型4.4、模型4.5、模型4.6的调整的R分别为0.3452、0.3485、20.3499，表明模型4.6的R最大，其拟合程度优于模型4.4与模型4.5。模型4.4显示RD的回归系数8.904通过了1%的显著性水平检验，表明当期研发投入强度与滞后1期的企业绩效显著正相关，符合假设2的观点。引入管理层持股比2例后，模型4.5的调整的R增加，表明模型4.5中RD以及MO的系数分别在1%与5%的水平下显著。再次引入交互项后，模型4.6显示RD的回归系数8.764在1%水平下显著，MO的系数-0.571在5%水平下显著，交互项RD*MO的回归系数8.571在10%的水平下显著，将回归系数代入模型4.6得到以下回归方程：31万方数据 TQ=-0.43+8.764RD-0.571MO+8.571RD*MO+controls=-0.43+(8.764+8.571MO)RD-0.571MO+controls交互项RD*MO系数在10%水平下显著，表明在高新技术企业中，管理层持股与研发投入存在对企业绩效的交互作用。此外，MO与被解释变量TQ存在相关关系，则根据图6.1对于调节变量的识别标准，管理层持股比例可以被视为研发投入与企业绩效关系的半调节变量，至此，假设4得到部分验证。在考虑了与管理层持股比例的交互效应以后，研发投入对企业绩效的相关系数为（8.764+8.571MO），此时管理层持股比例恒大于0，表明研发投入的系数增加，由此可见在研发投入与企业绩效正相关的基础上，管理层持股比例越高，研发投入与企业绩效的正相关关系越强，至此，假设4得到验证。6.4内生性检验自从委托-代理理论被提出以来，学者们一直致力于探究如何协调股东和管理层之间的代理冲突，股权激励被认为是解决经理的道德风险问题的重要手段。现有的文献很多都是基于这种观点之，将股权激励视为外生变量，仅仅考虑其对于企业绩效的单方面影响。但是，越来越多的国内外学者逐渐关注到了股权结构的内生性问题。Demsetz（1983）最早提出股权结构存在内生性问题，他的研究发现股权结构会随着企业利润的变化而迅速做出改变，他认为所有权结构是股东在自身利益最大化的动机下的决策结果，在企业处于不同的绩效水平时，股东会衡量自己的成本和收益来确定最佳持股比例。Demsetz和Lehn(1985)、Cho(1998)的研究也证明了股权结构内生性的观点。郝云宏，周翼翔（2010）发现管理层持股与公司绩效是一种互动的双向关系，股权激励对公司绩效有促进作用，公司绩效对高管持股水平有反馈效应。由于管理层持股与企业绩效之间可能因为存在内生性问题从而导致实证结9果的偏差，本文对此进行检验。首先，根据Gujarati（2011），利用Hausman内生性检验的方法对管理层持股与企业绩效的回归模型进行检验，结果显示chi值为27.47，p值为0.0001，p值小于0.01，表明样本数据拒绝了Hausman检验的H0原假设，存在内生性问题。在此基础上，本文参考Cho（1998）、唐清泉等（2010）的研究，建立如下所示的联立方程模型来解决内生性问题，并采用三阶段最小二乘法（3SLS）对联立方程模型进行参数估计。9古扎拉蒂，《计量经济学（上，下）》，中国人民大学出版社2011年中译本。32万方数据 23TQ=β0+β1MO+β2MO+β3MO+β4SIZE+β5CASH+β6GROWTH+β7LEV+βiYEAR+βjIND+ε(6.1)MO=β0+β1TQ+β2SIZE+β3GROWTH+β4LEV+β5HER+βiYEAR+βjIND+ε(6.2)模型6.1用于考察内生性视角下管理层股权激励对企业绩效的影响，模型6.2用于检验企业绩效对管理层持股水平的影响。联立方程模型中，内生变量为企业绩效（TQ）、管理层持股比例（MO），其余变量为外生变量。存在2个内生变量的情况下，为了满足联立方程模型可识别的秩条件与阶条件，每个方程至少需要排除1个外生变量，因此模型6.1中排除了股权集中度指标，模型6.2中排除了现金充足程度指标。联立方程的3SLS回归结果如表6.5所示。23模型6.1的回归结果显示，MO、MO、MO的系数分别通过了10%、5%、5%的显著性水平检验，且其系数符号仍然为正、负、正，表明在考虑了内生性的情况下，企业绩效随着管理层持股比例的提高仍然呈现“N”型变化趋势。进一步对方程求导可知，此时的极大值点为13.53%，极小值点为58%，表明在考虑内生性作用的情况下，当管理层持股位于[0，13.53%]或者[58%，1]的区间时，管理人员的利益与股东利益较为一致，此时管理层愿意以企业价值最大化为目标来展开工作；当管理层持股比例在区间[13.53%，58%]时，管理层的机会主义倾向增强，更加可能攫取私人利益。对比模型4.3中的极值点15.01%与62.98%，区间变化并不太大，两个模型的研究结论较为一致，表明在考虑了内生性作用后，假设1仍然成立。模型6.2的回归结果中，企业绩效对于管理层持股水平的影响系数为-0.362，在1%的水平下显著，表明企业绩效对于管理层持股比例的影响为显著负相关，管理层持股确实存在内生性影响，这与Loderer和Martin（1997）、Holdernesss等（1999）的研究结果一致，与Cho（1998）的研究结论恰好相反。Tobin’sQ衡量的是企业的市场绩效，其对于管理层人员持股水平的反向作用表明：高新技术企业中，管理层人员可能根据公司的市场表现来调整持股水平，当市场绩效上升时，企业股价呈现较高的水平，内部人员出于财富约束及风险规避等考虑，倾向减持本公司股票。33万方数据 表6.5联立方程回归结果模型6.1模型6.2解释变量TQMO******15.806.038constant(11.89)(8.52)***-0.362TQ(-7.01)*13.70MO(1.87)**-62.452MO(-2.24)**58.213MO(2.24)******-0.618-0.234SIZE(-10.59)(-9.54)-0.07CASH(-0.79)******0.4900.188GROWTH(8.62)(6.53)******-2.36-0.251LEV(-9.04)(-2.78)-0.17HER(-1.41)YEAR控制控制IND控制控制N144814482R0.1523-5.6488注：括号内为Z值。模型6.1与模型6.2的实证结果共同表明，在控制了内生性后，管理层持股与企业绩效之间并不是单向作用的关系，两者交互作用、相互影响。34万方数据 第7章结论7.1实证研究结论近年来中国经济下行压力凸显，人口红利逐渐消退，现代科技的发展日新月异，在这样的背景下，如何实现经济增长方式的转变任重而道远，只有大力发展科技创新，寻找新的经济增长点，注重高素质的人才培养，才能实现经济发展模式的顺利转型，使全社会经济持续健康发展。本文以沪深两市制造业高新技术上市公司2011至2014年的1448个样本数据作为研究对象，实证研究管理层持股、研发投入与企业绩效的相关关系。本文的关键点是以管理层持股的调节效应作为切入点，将管理层持股、研发投入以及企业绩效综合考虑，纳入同一个研究体系中。因此，本文在分别探讨管理层持股与企业绩效、研发投入与企业绩效的基础上，通过对调节效应的分析探索管理层持股和研发投入对于企业绩效的综合影响，而没有深入研究管理层持股与研发投入之间的相关关系。本文在理论研究的基础上，综合运用线性回归与非线性回归、分组回归与层次回归的方法进行实证检验，相关研究结论如下：第一，随着管理层持股水平的提高，利益趋同效应和壕沟防守效应交替占据优势，导致企业绩效呈现先上升后下降再上升的“N”型趋势。在（0，15.01%）或者（62.98%，1）的管理层持股区间，利益趋同效应占主导地位，企业绩效随者管理层持股比例的提高而提高；当管理层持股比例位于（15.01%，62.98%）时，壕沟防守效应发挥主要作用，企业绩效随者管理层持股比例的提高而下降。企业赋予管理层一定股权，在一定范围内，可以有效的降低代理成本，缓解代理冲突，从而提高企业绩效，但是管理层持股达到临界点后，管理层将以谋取个人利益为目标，代理冲突再次凸显。因此，企业在进行管理层持股激励时要适度。第二，我国高新技术企业中，研发投入能够正向促进企业绩效，并且研发投入对于滞后1期、2期、3期的企业绩效均有正向影响，实证结果发现滞后1期时促进作用最强。研究结果表明高新技术企业中研发活动对于企业绩效有重要影响，根据创新理论，创新是企业发展的内在动力，而资源投入是企业开展技术创新的前提，研发投入既影响企业的短期绩效，也会对长期绩效产生累积影响。由描述性统计的结果来看，样本公司中有60%以上的高科技企业研发投入强度小于5%，表明现阶段我国高新技术企业研发投入强度不足，高新技术35万方数据 企业应该加强研发投资力度，保持竞争力。第三，通过对调节变量的分组回归及层次回归，本文发现不同的管理层持股情况下，研发投入与企业绩效之间表现出不同强度的相关关系：一方面，相比于管理层持股为0的公司，管理层持股水平大于0的高新技术企业研发投入与企业绩效的正相关关系更强；另一方面，随着管理层持股比例的增加，研发投入对企业绩效的促进作用增强。研究结果表明适度的管理层股权激励能够协调管理者与股东之间的利益，避免高管的短视行为，使高新技术企业的管理层重视研发战略的实施，努力改善管理从而提高研发活动的绩效。第四，内生性检验结果表明，管理层股权激励存在内生性影响，管理层持股并不是单向影响企业绩效，而是与企业绩效相互作用。在考虑内生性作用的情况下，企业绩效随着管理层持股比例提高呈先上升后下降再上升的“N”型趋势，与不考虑内生性作用时的研究结果较为一致；随着企业绩效的上升，管理层持股比例下降。7.2本文创新点与局限性本文的创新点主要体现在以下两个方面：第一，现有的大部分文献都是基于管理层持股、研发投入、企业绩效两两之间关系的研究，本文通过研究管理层持股对研发投入与企业绩效关系的调节效应，将三者综合起来进行考虑。第二，本文的研究对象是具有较强自主创新需求和较高自主创新能力的高新技术上市公司，使本文对研发投入与企业绩效的关系及其影响因素的研究更具有现实意义，研究结果有利于企业改善研发活动绩效，也为国家出台的扶持和鼓励高新技术企业的一系列政策提供理论依据。本文的局限性包括以下几个方面：第一，本文仅仅选择制造业中被认定为高新技术企业的上市公司作为研究对象，研究结果可能对于其他行业和类型的企业不适用。第二，本文将所有管理层人员作为整体进行研究，没有分别对不同类型的管理人员的股权激励效果深入研究，忽视了董事、监事、高管人员对企业经营管理的影响方式和影响程度方面的差异性。第三，对管理层持股水平进行调节变量分析时应考虑到其对于研发与绩效关系的非线性调节作用，即在调节效应模型中加入高阶交互项，但是由于现阶段笔者知识和能力有限，对于高阶交互效应的分析可能并不准确，本文并没有36万方数据 对此展开深入研究。7.3相关政策建议本文的研究对于提升高新技术企业的绩效有如下启示：第一，高新技术企业应该重视自主创新，加强研发投入力度。从描述性分析结果看，现阶段只有不到40%的高科技企业研发投入强度达到了国际认可的具有竞争力的5%标准，表明我国高新技术企业整体在研发投入强度上还有很大的上升需求。从实证结果来看，研发投入对当期及未来的企业绩效都有显著的促进作用，高新技术企业只有重视这一规律，加强对研发活动的投入与管理，才能取得长远的发展。第二，高新技术企业应该合理实施管理层股权激励政策。实证研究表明在管理层持股小于15.01%与大于62.98%时，企业绩效随着管理层持股比例的提高而提高，现阶段我国高新技术企业中管理层持股比例大多集中于0到10%的区间，距离15.01%尚有一定距离，因此，现阶段管理层持股比例较低的企业可以适当加强股权激励政策的实施力度以提高企业的创新投入绩效和整体绩效。同时，企业要辩证的看待管理层股权激励的作用，在实施激励政策的同时应该加强和完善监督机制，防止管理层滥用职权，使股权激励真正成为鼓励员工的有效手段。最后，相关部门应当完善相应法律制度，合理引导企业进行研发创新与实施管理层股权激励政策。近年来，转变经济增长方式，加快建设创新型国家一直是热点话题，我国政府对于科技创新的支持有目共睹。相关部门应当设计合理的制度，给予研发活动更多的权利和约束，使研发活动更加有序进行，并减少研发项目执行过程中的冗余程序。为了使管理层股权激励政策真正成为缓解代理冲突，提高企业绩效的有效途径，有关部门可以基于我国的现实情况，完善公司法中不同类型企业管理层持股的相关规定。37万方数据 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致谢时光飞逝，我的硕士研究生生涯即将结束。在贸大的两年里，我不仅在专业素养和思维习惯等方面得到了锻炼，对未来的人生规划也有了更清晰的认识，在此我要衷心的感谢在贸大遇见的每一位良师益友。首先，感谢我的导师王秀丽教授在学习和生活中对我的关怀。在论文写作过程中，从选题构思到具体写作，从初稿成型到定稿完成，王秀丽老师都给予我耐心的指导和帮助。在生活中，王秀丽老师也对我关怀备至，教会我很多做人的道理。王老师严谨的治学态度和对于生活的智慧，都深深影响着我，使我受益匪浅。其次，感谢国际商学院的每一位老师，你们的关心和培养为我今后的人生旅途打下了坚实的基础。感谢你们的孜孜教诲，不仅使我学习了丰富的专业知识，也塑造了我更加严谨的思维方式。再次，感谢我的同学、舍友以及朋友们，在我遇到困难时给予我无私帮助，与我分享生活的喜怒哀乐，我很荣幸能在最美好的青春岁月里遇见你们，让我的人生丰富多彩！最后，感谢我的父母和家人，在我感到困难、彷徨的时候是你们给了我最强有力的支持和鼓励，使我有了勇往直前的动力！42万方数据 个人简历在读期间发表的学术论文与研究成果个人简历：周蓉，女，1991年10月30日生。2013年7月毕业于山东大学，获管理学学士学位。2014年9月进入对外经济贸易大学攻读会计学科学硕士。43万方数据 管理层持股、研发投入与企业绩效的关系研究周蓉对外经济贸易大学万方数据