高管持股、研发投资与企业业绩的关系研究

高管持股、研发投资与企业业绩的关系研究

摘要: 随着知识经济时代的到来，越来越多的企业开始认识到研发投资对企业生存和发展的重要意义，企业亦不断地增加研发投资。研发活动会产生代理问题，而股权激励是解决道德风险和逆向选择的重要手段，从而股权激励会影响企业研发活动的经济绩效。基于创新理论和委托代理理论，选取深沪A股上市公司2010-2014年的研发数据检验了高管持股、研发投资与企业业绩之间的关系，结果表明: 企业研发投资与业绩显著正相关，高管持股与企业业绩也呈显著正相关关系，且高管持股能够强化研发投资与企业业绩的相关关系。

关键词: 高管持股；研发投资；企业业绩

目前，知识经济已经成为我国经济发展的一个重要驱动力，是未来经济发展的方向，在这种以知识、科技为主导的经济模式中，科学技术真正成为了第一生产力。世界发达国家的实践经验显示：科技创新的过程同时也是研究与开发（Research and Development,简称R&D)的过程，研发创新活动对于企业提高核心竞争力、促进经济和社会的进步以及增强国家综合国力都起着举足轻重的作用。然而，在R&D 活动提升企业创新能力的同时,其风险性、收益跨期性和信息不对称性的特质导致了严重的代理问题，这无疑会影响R＆D活动的投资效率和效果,进而影响企业业绩。代理理论指出，良好的公司治理能够从监督和激励两个角度减轻代理问题，控制经理人机会主义行为。R＆D活动的信息不对称性提高了监督的难度和成本，高管持股是当今上市公司有效的公司治理方式之一，通过让管理层持有股份，紧密管理者同企业的利益关系，激励管理者更加努力工作，更好地配置资源，从而影响管理者研发投资效率及效果，进而影响企业的业绩。

一、文献回顾与研究假说

(一) 文献回顾

1.研发投资与企业业绩

R&D活动是企业进行技术创新的关键，企业只有积极开展研发活动，加大研发投资，才能提高创新能力，实现可持续的发展。在R&D投入与企业业绩关系研究方面，Bosworth和Rogers(2001)以澳大利亚的企业为研究对象，结果发现两者显著正相关。Chambers(2002)研究了美国近10万家企业，发现研发投资对公司业绩有促进作用。由于我国研发数据披露的不完善，国内学者在此方面的研究较迟，并在该问题上得出的结论也大不相同。李映照和潘听(2005)研究了我国电子行业上市公司发现研发投资与企业业绩的相关性不明显。郭斌(2006)以2002年我国软件开发企业为研究对象，结果显示研发强度对利润率具有显著的负面影响。而周艳和曾静(2011)基于2002—2009年新准则实施前后上市公司的数据，实证发现：R&D资金投入与企业经营利润正相关。柴小康(2012)利用2007－2010年医药和生物制品上市公司的数据进行的研究，发现研发投资与企业业绩呈显著的正相关关系。

2.高管持股与企业业绩

代理理论认为，所有权和经营权的分离会产生一系列的问题。如果对管理者缺乏适度的监督和激励，他们可能会做出牺牲股东利益而使自己利益最大化的决策。高管持股是管理者激励机制的主要形式，但关于高管持股与企业业绩之间的关系，学术界却有着不同的结论。Jensen 和Murphy(1997)验证了股权激励对企业业绩有微弱的促进作用；Hermalin 和Weisbach(1991)用管理层股权数据研究了纽约证券交易所的142家上市公司，发现高管持股比例与企业业绩呈M 形的非线性关系。由于我国股权激励机制推行的较迟，我国学者于21 世纪初才开展此方面的研究，而且学者们在此问题上的结论也大不相同。部分学者认为高管持股与企业业绩之间不存在相关关系，如袁国良等(2000)发现管理层持股比例与总资产收益率基本不相关；薛求知和韩冰洁(2007)实证发现，公司业绩与经理人年度薪酬显著相关，而和高级经理人持股不存在显著相关性。然而，一些学者认为两者存在相关关系。刘国亮和王加胜(2000) ［12］发现经理人员持股比例与公司经营业绩显著正相关; 许承明和濮卫东(2003)以托宾Q值和总资产收益率衡量企业业绩，发现公司董事长和总经理的持股比例与经营业绩显著正相关；李维安和李汉军(2006)以民营上市公司为研究对象，发现不同的股权结构下股权激励对企业业绩会产生不同影响：股权制衡度越高，高管持股对企业业绩促进作用越好。

3.研发投资、高管持股与企业业绩

研发活动具有风险性、收益跨期性和信息不对称性的特点，这将会引发研发项目中严重的代理问题。良好的公司治理可以很好地解决代理问题，所以公司治理与研发活动的关系日益受到人们的关注。理论界目前的研究多是关于公司治理对公司研发投资的影响，研究公司治理变量对研发投资与企业业绩之间关系的调节作用并不多，单独研究高管持股对于两者关系调节作用的文献更少。Chung 等(2003)选取1991-1995年的1448家企业作为数据样本，发现董事比例和财务分析师对研发投资与企业业绩之间的关系具有正调节作用。Chung和Shen(2009)将研发支出的宣布作为研发投资的代理变量来研究其对公司累计超常收益的影响，从公司治理监督和激励两个角度，考察了公司治理的调节作用，实证结果发现，当企业宣布增加研发支出时，有较好监督机制的企业会有更好的额外回报。

国内学者至今在此方面的研究较少，耿菲菲(2010)选取2003－2005年沪深电子类、机械设备仪表类、生物制药类和信息技术类企业为研究对象，检验管理层持股与研发投资的交互作用对企业业绩的影响，发现管理层持股会强化研发投资与企业业绩之间的正相关关系；任海云(2011)采用A 股制造业上市公司2003-2008年的数据，检验了经理层股权激励对研发投资与企业业绩关系的作用，实证发现，经理层股权激励能够正向调节两者关系。

从上述文献回顾中我们可以发现，国内外在研究高管持股、研发投资与企业业绩之单方面的研究高管间的关系时，尚无统一定论。这可能是由于，学者们进行研究时采用的研究样本、研究变量和研究时间不同所造成的。同时，在文献梳理过程中发现，几乎所有文献都只是单方面的研究高管持股对研发投资的影响，或者研究研发研发投资对企业业绩的影响，目前只有极少数研究将高管持股、研发投资和企业业绩纳入到同一分析框架下，高管持股激励对研发投资与企业业绩关系的作用还需要深入的研究。

（二) 理论分析与研究假说

创新理论认为，资源投入是企业开展技术创新的前提，没有强有力的资源投入，就不可能开展有效的技术创新，企业就不可能取得较好的经营业绩。研发投资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。基于上述分析，我们提出:

假设1: 研发投资对企业业绩具有积极的促进作用，即企业研发投资与企业业绩正相关。

代理理论认为，两权分离使得经营者产生不同于所有者的风险与利益选择。如果经营者没有对公司的剩余索取权，出于自身利益考虑，他们会尽可能回避风险较高的项目。但如果通过授予经营者部分股权，使其对公司的剩余收益拥有索取权，为提高自己的福利水平，他们将更有动力进行经营管理。因此，当公司高级管理人员持有公司股份时，就如给他们戴上了“金手铐”，公司利益与个人利益就紧紧地捆在一起。利益趋同假说也认为: 只要管理层持有剩余索取权，其目标函数便会与股东趋于一致。基于此，我们提出：

假设2: 高管持股可以改善企业业绩，即企业高管持股与企业业绩正相关。

R&D 活动是企业的一种专业性的知识性投资。R&D 活动的风险性和收益跨期性增加了管理者在活动执行中的机会主义行为，其信息不对称性又增加了对活动监督的难度和成本，从而难以保证经营者高效地开展R&D 活动。委托代理理论指出，通过授予经营者部分股权，将其与股东利益协同，可以激励经营者更加认真经营。企业高管持股，不仅可以激发管理者投资于风险较大但有利于企业长期发展的R&D 活动，而且可以激发管理者更加努力地执行活动，保证R&D 活动的执行效果。因此，高管持股可能比监督机制在控制管理者在R&D 活动中的机会主义行为更加有效。因此我们提出：

假设3: 高管持股可以强化研发投资和企业业绩之间的正相关关系。

二、研究设计

(一) 样本选择与数据来源

本文研究对象以2000-2014年深沪A股上市公司为准，剔除以下样本：①ST、*ST、PT的上市公司，②没有在年度报告中披露R&D 信息的上市公司。③剔除相关数据缺失或数据异常的上市公司。④剔除资不抵债即净资产小于零的公司。最终得到5年共1226个观测值。

本文中的研发投资数据来自财务报表中报告中的“管理费用”所披露的相关R&D 支出项目，通过手工查阅报表整理所得，其他数据均来自上市公司年报以及CSMAR 数据库，部分缺失数据从巨潮资讯网站补充。

(二) 模型设计与变量选择

借鉴任海云(2011)的研究方法，根据上述理论分析，本文构建模型如式(1)、式(2) 和式(3)：

在模型中，t表示年份，可以取2010年、2011年、2012年、2013年和2014年。被解释变量ROA是总资产收益率，表示企业业绩，在评价企业业绩的各个指标中，总资产收益率是反映资本收益能力的国际性通用指标。解释变量RDI表示研发强度，由于研发支出是一个绝对数指标，无法直接进行比较，所以本文借鉴先前文献，将研发投资与总资产的比值这一相对数作为研发强度进行分析比较；解释变量MO是高管是否持股的虚拟变量，本文的“高管”是根据上市公司年报资料来确定的，它是指公司中具有副总裁或副总经理及以上头衔的高级管理人员，不包括上市公司中的董事；解释变量MO* RDI是高管是否持股和研发强度的交乘项，用以验证高管是否持股对研发投资和企业业绩关系的调节效应。此外，考虑到企业的规模各不相同，大规模的企业更有能力进行研发活动，本文引入控制变量SIZE。为规避财务杠杆不同对所构建模型的影响，本文还选用资产负债率LEV 为控制变量。此外，本文还对股权集中度、产权性质、董事比例、董事与总经理两职兼任状态等变量进行了控制。各变量的具体定义如表1 所示。

表1                               变量定义表

变量		变量含义及度量
被解释变量	ROA	表示总资产收益率，是净利润与平均资产总额的比值
解释变量	RDI	表示研发强度，为研发支出与总资产之比
	MO	表示高管是否持股，当高管持股时，MO 取1，否则取0
	MO* RDI	表示高管是否持股与研发强度的交乘项控制变量
控制变量	LEV	表示资产负债率，为总负债与总资产之比
	SIZE	表示企业规模，为企业期末总资产的自然对数

三、实证分析

（一）描述性统计分析

基于本文的研究需要，下面对本研究中涉及的相关变量进行描述性分析，运用EXCEL 软件所做的分析结果如表2 所示。

表2                            描述性统计分析结果

变量	均值	最大值	最小值	中值
ROA	0.100170	0.963497	-0.873240	0.095730
RDI	0.022393	0.692968	0.000001	0.016114
MO	0.594839	1	0	1
LEV	0.313598	0.983029	0.007521	0.296095
SIZE	21.049050	25.380726	18.685222	20.944394

从总资产收益率来看，企业均值为10.02%，说明该类企业的收益率还是比较高的，但是各个企业间又存在着很大的差异；RDI的描述性结果表明企业的研发投资力度不够，仅占总资产的2.24%，还有待加强；MO 的均值为0.60 且中位数为1，说明大多数该类企业的高管持有上市公司的股权，股权激励应用的较为普遍；资产负债率平均水平不高，仅为31.36%，各个企业的资产负债率又存在很大的差异，说明上市公司总体负债水平较低，尚未充分利用负债经营，这可能也从另外一方面反映了民营企业的融资难问题；此外，各个企业的规模也有较大的差异，说明有必要将资产负债率和公司规模作为控制变量引入以获得比较真实的分析结果。

（二）相关性分析

根据最小二乘法回归的原理，进行线性回归时自变量之间的相关性会影响模型的估计质量。因此本文借助Pearson和Spearman 相关系数进行检验，相关性分析结果如表3所示。

表3                               相关性分析

VAR	RDI	MO	MO*RDI	SIZE	LEV
RDI	1	0.167＊＊	0.731＊＊	-0.304＊＊	-0.142＊＊
MO	-0.020	1	0.711＊＊	-0.052	-0.128＊＊
MO*RDI	0.278＊＊	0.425＊＊	1	-0. 243＊＊	-0.133＊＊
SIZE	-0.206＊＊	-0006	－0.237＊＊	1	0.212＊＊
LEV	0.428＊＊	-0199＊＊	－0.19＊＊	0.038	1

注： （1）表3的左下部分为Pearson 相关系数，右上部分为Spearman 相关系数；（2）＊＊和＊分别表示1%和5%的显著性水平( 双尾检验) 。

表3 显示，从Pearson 相关系数来看，一共有7对变量在1%的水平下显著相关，3对变量不显著，相关系数较大的为0.425( MO 与MO* RDI 的相关系数) 和0.428( LEV和RDI的相关系数)；同样地，从Spearman 相关系数来看，一共有9对变量在1%的水平下显著相关，1对变量不显著相关。相关系数较大的为0.711(MO与MO*RDI的相关系数)和0.731(RDI与MO* RDI的相关系数)，为此本文计算它们的方差膨胀因子，其方差膨胀因子为1.104、1.277、1.467 和1.469。由于它们的VIF在(0,10) 的可容忍区间内，因此可以推定不存在多重共线性，自变量之间的相关程度对回归模型的影响较小。

(三) 回归分析

进而，本文运用SPSS19.0统计软件研究研发投资、高管持股对企业业绩的影响，以及两者的交乘项对业绩的影响，以判断高管持股能否强化研发投资与企业业绩之间的关系。根据式(1)、式(2)和式(3)所做的多元回归分析结果如表4所示。

表4                   高管持股、研发投资与企业业绩的回归分析

变量	式（1）	式（2）	式（3）
C	0.042 (0.741)	0.031 (0.539)	－0.036 (-0.626)
RDI	0.387＊＊＊ (8.947)	0.378＊＊＊ (8.746)	0.288＊＊＊ (6.451)
MO		0.017＊＊＊ (2.6)	0.001 (0.093)
MO*RDI			0.778＊＊＊ (6.103)
LEV	-0.113＊＊＊ (-11.446)	－0.107＊＊＊ (－10.632)	－0.096＊＊＊ (－9.584)
SIZE	0.003 (0.959)	0.002 (0.906)	0.006＊＊ (2.037)
调整R2	0.161	0.169	0.207
F值	50.665	40.460	41.341

注: (1)＊＊＊、＊＊和＊分别表示在1%、5%和10%的水平上统计显著；（2)括号内为t统计量的值。

从表4可见，在进行回归分析时，调整的R2分别为0.161、0.169 和0.207 且不断增加，说明方程的拟合度都较好且随着变量的增加模型得到改进。从式1中看到，研发强度的回归系数为正值0.387，说明当研发强度每提高一个百分点，企业的总资产收益率能提高0.387%，且研发强度与企业业绩在1% 水平上显著正相关，假设1 成立，这与先前的大多数文献结果一致；式2表明，高管是否持股这一虚拟变量与企业业绩在1%水平上显著正相关，说明高管持股的确能够显著地改善企业的总资产收益率，所以假设2 成立；式3 的交乘项MO* RDI与企业ROA 的相关系数为0. 778，且通过了1%水平的显著性检验，RDI 与ROA 在1% 水平上显著正相关，但是，此时MO 与ROA 正相关却并不显著，说明管理层持股对企业业绩的促进作用更多地通过研发投资作用于企业业绩来实现，促进企业业绩的提升，所以综合式( 1) 、式(2) 和式(3)说明高管持股是一个调节变量，确实能够强化研发投资和企业业绩的关系，假设3 成立。另外，LEV 与ROA 呈显著负相关，说明资产负债率越高，ROA 越低，企业应适度负债经营，过度负债可能会起到反作用；SIZE 对ROA 有一定的正向作用，说明公司可能存在一定的规模效应。

(四) 稳健性检验

据有关资料显示，一些学者还选用了托宾Q值来衡量企业的业绩，如陆玉梅和王春梅(2011)，相比其他绩效指标，其客观性比较强，能减少与自变量的互相干扰。基于此，为验证企业业绩计量方法的不同是否会影响研究结果，下面采用托宾Q 值再次进行回归分析，结果如表5所示，表明假设1、假设2和假设3仍成立，的结论具有一定的稳健性。

表5                             稳健性检验分析

变量	式（1）	式（2）	式（3）
C	33.559＊＊＊ (13.390)	33.483＊＊＊ (13.328)	34.124＊＊＊ (13.522)
RDI	29.432＊＊＊ (16.448)	29.353＊＊＊ (16.331)	30.613＊＊＊ (16.227)
MO		0.443＊ (1.677)	0.366 (1.361)
MO*RDI			13.122＊＊ (2.572)
LEV	－1.423＊＊＊ (－11.850)	－1.424＊＊＊ (－11.853)	－1.453＊＊＊ (－12.046)
SIZE	1.107＊＊ (2.442)	1.067＊＊ (2.499)	0.881＊＊ (2.020)
调整R2	0.474	0.473	0.476
F值	211.481	158.501	128.376

注：(1)＊＊＊、＊＊和＊＊分别表示在1%、5%和10%的水平上统计显著；(2)括号内为t统计量的值。

四、研究结论

本文在理论上分析了研发投资、高管持股对企业业绩的影响，以及高管持股对研发投资与企业业绩关系的调节作用，并通过所收集的现行准则实施以来民营高新技术上市公司的经验数据进行实证检验，获得如下结论：

第一，企业研发投资、高管持股与企业业绩显著正相关。说明研发投资对企业业绩具有显著的正向作用，高管持有企业的股权能够促进企业业绩的提升。因为高管持有企业的股权，使得其在做出经营决策时就能更多地从企业的角度出发，减少道德风险和逆向选择，减少机会主义行为，从而实现双赢。它们确实能够起到改善企业业绩的作用。

第二，高管持股是研发投资与企业业绩之间的调节变量，能够强化研发投资与企业业绩的正相关关系。这说明高管持股能够减少R＆D活动中的代理问题，提高研发支出的经济效果，从而更强化研发投资对于企业业绩的促进作用。

第三，在企业业绩变量的选择上，不论是总资产收益率还是托宾Q 值，本文都能够证实: 研发投资、高管持股对企业业绩具有显著的正向作用，且高管持股能够强化研发投资与企业业绩的正相关关系。本文在引入高管持股这一变量对企业业绩效用的基础上，研究其对研发投资与企业业绩关系的作用，进一步丰富了研发投资与企业业绩关系的研究，这也从一个新的角度论证了高管股权激励确实有利于企业的发展。

参考文献

［1］国家统计局科学技术部. 中国科技统计年鉴［M］. 北京: 中国统计出版社， 2010.

［2］Bosworth D. ，Rogers M．Market Value，R& and Intellectual Property: an Empirical Analysis of Large Australian Firms［J］．The Economic Record， 2001，(77) .

［3］Chambers D．，Jennings R．R．，Thompson B．Excess Returns to R&D—Intensive Firms［J］．Review of Accounting Studies，2002，(7) .

［4］李映照，潘听. 高科技企业研发支出与经营绩效的关系实证研究［J］. 财会月刊， 2005，(2) .

［5］郭斌. 规模、R&D与绩效：对我国软件产业的实证分析［J］. 科研管理，2006，(1) .

［6］周艳，曾静. 企业R&D 投入与企业价值相关性关系实证研究——基于沪深两市上市公司的数据挖掘［J］. 科学学与科学技术管理， 2011，(1) .

［7］柴小康. 研发投入对企业业绩的影响研究———以医药和生物制品行业上市公司为例［J］. 中南财经大学研究生学报， 2012，(1) .

［8］Jensen，Murhpy． Performance Pay and Top—Management Incentive ［J］． The Journal of Political Economy， 1997，(4) .

［9］Hermalin，Weisbach． The Effect of Board Composition and Direct Incentive on Firm Performance ［J］. Financial Management，1991，(4) .

［10］袁国良等. 上市公司股权激励的实证分析及其相关问题［A］. 中国资本市场前沿理论研究文集. 社会科学文献出版社， 2000.

［11］薛求知，韩冰洁. 高级管理人激励与上市公司经营业绩关联性实证检验［J］. 财贸研究， 2007，(4) .

［12］刘国亮，王加胜. 上市公司股权结构———激励制度及绩效的实证分析［J］. 经济理论与经济管理， 2000，(5) .

［13］许承明，濮卫东. 内部人持股与上市公司绩效研究［J］. 数量经济技术经济研究， 2003，(11) .

［14］李维安，李汉军. 股权结构、高管持股与公司绩效———来自民营上市公司的证据［J］. 南开管理评论， 2006，(5) .

［15］Chung K. ，Wright P. ，Kedia B． Corporate Governance and Market Valuation of Capital and R&D Investment［J］. Reviewof Financial Economics， 2003，(12) .

［16］Chung K. H．，Shen C.H．． Corporate Governance and Market Reactions to Capital and R&D Investment Decisions［R］．Working Paper， 2009.

［17］耿菲菲. 公司治理视角下研发投入与企业绩效的关系研究［D］. 对外经济贸易大学硕士论文，2010.

［18］任海云. 公司治理对R&D 投入与企业绩效关系调节效应研究［J］. 管理科学，2011，(10) .

［19］陆玉梅，王春梅. R&D 投入对上市公司经营绩效的影响研究——以制造业、电子信息业为例［J］. 科技管理与研究，2011，(5) .