鄭貴華,陳蕾莉

(湖南工業(yè)大學 商學院,湖南 株洲 412007)

引 言

黨的十九大報告指出，創(chuàng)新是新時代企業(yè)發(fā)展的動力源泉,當下中國的上市企業(yè)應當重點聚焦企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，奠定創(chuàng)新發(fā)展在企業(yè)發(fā)展架構中的戰(zhàn)略地位和重要意義。R&D投入是企業(yè)創(chuàng)新活動最重要的支持手段，通過研發(fā)新產品、開拓新市場擴大市場份額，企業(yè)可以提升財務績效[1]。從公司管理層面來看，用股權激勵來約束管理層和激勵員工，可以在研發(fā)投入決策上規(guī)避委托代理風險，加強對研發(fā)投入活動的監(jiān)管控制，與此同時，技術人員股權激勵也在研發(fā)投入過程中影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)進程，進而影響企業(yè)財務績效，且股權激勵不僅可以提升企業(yè)治理水平，還對R&D投入存在一定的影響，從而間接調節(jié)企業(yè)財務績效和提升財務治理水平。

現(xiàn)有文獻中，較多文獻著眼于通過實證分析驗證高管激勵和研發(fā)投入對企業(yè)財務績效的單向影響，而較少探究三者之間的內生性關系，同時股權激勵中的核心技術人員股權激勵對財務績效的影響作用研究較少。因此，本文提出以下問題：高管股權激勵和技術人員股權激勵是否可以改善企業(yè)財務績效？高管和核心技術人員股權激勵對研發(fā)投入強度變化有怎樣的調節(jié)作用？基于此，本文收集2010—2020年A股上市企業(yè)財務數據，分析高管激勵、核心技術人員股權激勵和研發(fā)投入對上市企業(yè)財務績效的影響，為上市企業(yè)制定高效率股權激勵政策和實施創(chuàng)新研發(fā)投入決策提供參考。

一、理論分析與假設研究

(一)股權激勵與財務績效

在現(xiàn)代企業(yè)管理實踐中, 經營權與所有權一般處于兩權分離狀態(tài)，當經營者不參與企業(yè)股權分配方案時，意味著經營者不能分享企業(yè)收益，則管理層傾向選擇保守型項目，從而對財務績效的提升帶來不利影響。因此，現(xiàn)代企業(yè)選擇實施股權激勵政策來削減信息不對稱帶來的消極影響, 管理者和核心技術人員獲得公司股份，分享企業(yè)經營收益，管理者會站在公司長遠發(fā)展目標上進行決策和處理公司事務，核心技術人員會致力于提升企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)產出，更利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

Jensen和Meckling (1979)提出現(xiàn)代企業(yè)存在所有權和經營權不一致的現(xiàn)象，從而產生委托代理風險，所有者可通過給與經營者高薪酬獎勵或股權贈與方式減少代理風險[2]。陳文強(2018)研究認為股權激勵對財務績效改善的影響取決于激勵力度，激勵效果和財務績效的改善效果呈正相關[3]。王春雷(2020)研究認為高管股權激勵可以顯著降低代理成本，代理成本發(fā)揮了部分中介效應作用[4]。張勁松(2020)研究論證了股權基金激勵能夠顯著提升企業(yè)財務績效，成長型企業(yè)采用股票期權模式更利于財務績效的提高[5]。王婧(2020)則認為企業(yè)核心技術人員股權激勵效果與授予激勵人數存在正相關關聯(lián)性，授予更多核心技術人員股權激勵才能有更好的財務績效預期效果[6]。張勁松(2021)將核心競爭力引入股權激勵和財務績效關系的研究發(fā)現(xiàn),股權激勵能夠提升成長期企業(yè)的財務績效,核心競爭力在股權激勵對財務績效的影響中存在部分中介作用[7]。

綜上，高管股權激勵可以降低委托代理帶來的風險，高管股權激勵力度與企業(yè)財務績效提升效果呈明顯的正向相關關系；核心技術人員股權激勵可以提升企業(yè)核心競爭力，且核心技術人員股權激勵強度也與企業(yè)財務績效提升效果呈正相關關系。由此本文提出如下假設：

假設1：企業(yè)實施高管股權激勵對財務績效有顯著正向促進影響，即高管股權激勵能改善企業(yè)財務績效

假設2：企業(yè)實施核心技術人員股權激勵對財務績效有顯著正向促進影響，即技術人員股權激勵能改善企業(yè)財務績效

(二)研發(fā)投入與財務績效

Muscarella 和 Mc Connel(1985)提出企業(yè)研發(fā)投入會給企業(yè)帶來一系列影響，其中最主要的影響表現(xiàn)為對企業(yè)價值的提升[8];唐文秀(2018)提出R&D投入與企業(yè)當期財務績效正相關，而與滯后期的正相關性減弱[9];劉帷韜(2020)提出R&D投入對企業(yè)績效的影響存在顯著正向調節(jié)效應，在R&D投入與企業(yè)績效的調節(jié)作用上，存在行業(yè)間和股權性質間差異,行業(yè)間需求彈性差異更多反映在企業(yè)財務績效水平上[10]。Abhishek Kumar Sinha(2020)研究發(fā)現(xiàn)大公司在研究和開發(fā)方面具有優(yōu)勢，企業(yè)研發(fā)成本會提升企業(yè)財務績效，企業(yè)往往會在研發(fā)成本上花費更多[11]。Jamel Chouaibi(2020)研究發(fā)現(xiàn)R&D創(chuàng)新對企業(yè)財務績效有正向促進作用，從而使企業(yè)獲得持續(xù)性競爭優(yōu)勢[12]。王利軍(2021)研究認為上市公司的研發(fā)費用投入力度與企業(yè)當期財務績效呈負相關關系,但對企業(yè)滯后一期的財務績效有顯著的正向影響,研發(fā)人員投入力度與企業(yè)財務績效呈顯著的正相關[13]。

綜上，研發(fā)投入對企業(yè)績效存在顯著正向調節(jié)作用，企業(yè)通過加大研發(fā)投入成本獲得創(chuàng)新性產出，從而獲得持續(xù)性競爭優(yōu)勢，改善企業(yè)財務績效?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

假設3：研發(fā)投入強度與財務績效提升效果呈正相關關系，研發(fā)投入加大可促使企業(yè)財務績效改善

(三)股權激勵與研發(fā)投入

薛喬和李剛(2015)研究發(fā)現(xiàn)高層獲得股權激勵會對財務績效產生正向促進，同時與企業(yè)的研發(fā)投入存在正向同步推動關系，可以推斷股權激勵能通過影響企業(yè)研創(chuàng)活動改善企業(yè)財務績效[14];朱未萍(2017)研究發(fā)現(xiàn)管理層激勵和研發(fā)投入具有雙向促進作用，并且共同提升企業(yè)財務績效[15]；劉勇(2020)研究發(fā)現(xiàn)高管股權激勵和研發(fā)人員規(guī)模是企業(yè)財務績效的兩個重要影響因素，且呈正向影響效果[16]。如前所述，高管通過管理決策行為影響企業(yè)研發(fā)投入強度，核心技術人員通過技術研發(fā)日?；顒佑绊懷邪l(fā)投入進程，股權激勵力度與研發(fā)投入強度呈現(xiàn)正向的同步變化趨勢。基于以上分析，本文提出如下假設：

假設4：高管股權激勵正向調節(jié)企業(yè)研發(fā)投入，即高管股權激勵與企業(yè)研發(fā)投入正相關

假設5：技術人員股權激勵對研發(fā)投入有顯著正向推進作用，即技術人員股權激勵能影響企業(yè)研發(fā)投入

(四)R&D投入在股權激勵與財務績效關系中的中介效應

李戰(zhàn)奎(2017)認為研發(fā)投入在股權激勵對財務績效的影響過程中具有中介作用，并且認為高管獲得股權激勵，會通過管理活動增強研發(fā)投入強度，進而影響企業(yè)發(fā)展[17]；龍子午(2020)認為適度的股權集中度對提升企業(yè)財務績效有顯著影響,兩者關系呈現(xiàn)為倒“U”型;R&D投入對股權集中度和企業(yè)財務績效的關系起部分的中介作用[18]。如前所述，高管股權激勵和核心技術人員股權激勵通過對研發(fā)投入的影響進一步產生對財務績效的影響作用，研發(fā)投入在股權激勵對財務績效的影響過程中有顯著中介效應?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

假設6：研發(fā)投入在高管股權激勵對財務績效影響過程中有顯著中介效應，也就是說高管股權激勵通過提高研發(fā)投入強度來提高財務績效

假設7：研發(fā)投入在技術人員股權激勵對財務績效影響過程中有顯著中介效應，也就是說技術人員股權激勵通過加速研發(fā)進程來提高企業(yè)績效

二、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本研究的樣本數據主要來源為國泰安數據庫 (CSMAR)、巨潮資訊網和上市企業(yè)年報，數據選取范圍為2010—2020年中國所有 A股上市企業(yè)數據。為保證本次選取樣本的有效性和數據精確度，對樣本原始數據進行以下事項篩選處理：(1)剔除所有金融保險業(yè)務類型的企業(yè)財務數據；(2)剔除未披露研發(fā)費用或者研發(fā)費用為0的企業(yè)數據；(3)剔除研究范圍期間內存在ST、*ST的企業(yè)數據；(4)篩查變量數據的完整性，確保所獲數據完整準確。經過以上數據處理，最終選取3 147個觀察值，本文所采用的數據分析軟件主要為Excel 2016和 SPSS 24.0。

(二)變量定義

1.被解釋變量。選取財務指標總資產收益率(CROA)為被解釋變量，即企業(yè)在一定的營業(yè)周期內的凈利潤和資產總額比值(見表1)。

表1 變量定義與描述

2.解釋變量。本實證研究的兩大解釋變量為高管股權激勵(GSP)和核心技術人員股權激勵(JCS)。高管股權激勵為高管持股數/當期發(fā)行在外普通股加權平均數，核心技術人員股權激勵為報告期擬授予核心員工股份數量與股權激勵計劃總數的比值。

3.中介變量。將研發(fā)投入(YR&D)作為本研究的中介變量，以研發(fā)支出與企業(yè)總資產的比值來衡量研發(fā)投入強度。

4.調節(jié)變量及控制變量。企業(yè)財務績效還受到公司規(guī)模、成長性、資產負債率、股權集中度、資產利用效率等公司治理情況及財務運營質量的影響。因此,本文選取控制變量：公司規(guī)模(ASIZE)、成長性(BGROW)、資產負債率(ZLEV)、兩職合一(LBOTH)、股權集中度(ETOP10)、總資產周轉率(TLIQU)。

(三)模型構建

根據上述的被解釋變量、解釋變量、中介變量和控制變量，基于上文假設構建如下的7個多元線性回歸模型，其中，α0為方程截距項，βi為解釋變量的系數，i的取值范圍為1、2、3....7,ω為隨機誤差項。建立如下模型：

CROA=α0+β1GSP+β2ASIZE+β3BGROW+β4ZLEV+β5LBOTH+β6ETOP10+β7TLIQU+ω

(1)

CROA=α0+β1JCS+β2ASIZE+β3BGROW+β4ZLEV+β5LBOTH+β6ETOP10+β7TLIQU+ω

(2)

CROA=α0+β1YR&D+β2ASIZE+β3BGROW+β4ZLEV+β5LBOTH+β6ETOP10+β7TLIQU+ω

(3)

YROA=α0+β1GSP+β2ASIZE+β3BGROW+β4ZLEV+β5LBOTH+β6ETOP10+β7TLIQU+ω

(4)

YR&D=α0+β1JCS+β2ASIZE+β3BGROW+β4ZLEV+β5LBOTH+β6ETOP10+β7TLIQU+ω

(5)

CROA=α0+β1YR&D+β2GSP+β3ASIZE+β4BGROW+β5ZLEV+β6LBOTH+β7ETOP10+β8TLIQU+ω

(6)

CROA=α0+β1YR&D+β2JCS+β3ASIZE+β4BGROW+β5ZLEV+β6LBOTH+β7ETOP10+β8TLIQU+ω

(7)

模型1將高管股權激勵作為自變量探究管理層股權激勵與財務績效的相關關系，模型2將技術人員股權激勵作為自變量探究核心技術人員股權激勵與企業(yè)財務績效的相關關系，模型3探究研發(fā)投入對財務績效的影響，模型4和模型5用來驗證管理層和核心技術人員股權激勵對研發(fā)投入的作用機制，模型6和模型7用來驗證研發(fā)投入在股權激勵與企業(yè)績效影響關系中的中介作用。依據溫忠麟檢驗中介效應的方法, 首先檢驗模型1、模型2和模型3中管理層股權激勵對企業(yè)績效和研發(fā)投入是否顯著相關, 若通過顯著性檢驗再在模型1、模型2中加入研發(fā)投入變量, 即模型6和模型7的回歸方程, 在模型6和模型7中管理層股權激勵對企業(yè)績效的影響應減弱, 研發(fā)投入仍顯著影響企業(yè)績效, 當股權激勵系數由模型1、模型2的顯著相關減弱到模型6和模型7不顯著時, 則說明研發(fā)投入是完全中介變量;當股權激勵系數仍然顯著時, 則說明研發(fā)投入起到了部分中介作用。

中介效應模型反映變量間相互影響關系，參考中介效應模型和上述理論分析及研究假設，構建本研究的理論框架圖(見圖1)。

圖1 理論框架圖

三、實證結果與相關分析

(一)描述性統(tǒng)計

根據A股上市公司主要變量描述性統(tǒng)計分析結果可知(見表2)，企業(yè)財務績效(CROA)最小值和最大值差距明顯，表明A股上市公司間財務績效存在差距。研發(fā)投入(YR&D)平均值為上市企業(yè)總資產的3.14%，研發(fā)投入占企業(yè)總資產2%～5%的企業(yè)市場競爭能力較弱，企業(yè)需將研發(fā)投入達到5%及以上才可獲得持續(xù)競爭優(yōu)勢。因此在我國A股上市企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展和轉型升級的過程中，需要緊跟國家發(fā)展規(guī)劃大方向，加大研發(fā)投入水平，提升企業(yè)市場競爭力。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結果

股權激勵方面，高管股權激勵(GSP)最大值為77.92%，最小值為18.70%，平均值為19.43%,說明A股上市企業(yè)普遍實行高管股權激勵政策，但存在較大的股權激勵政策差異；技術人員股權激勵(JCS)最大值為100%，最小值為81.58%，平均值為19.47%，技術人員股權激勵最大值和最小值差距不大，平均值較低，可知不同企業(yè)技術人員股權激勵存在較大差別，部分企業(yè)未實施技術人員股權激勵。由此可見，不同上市企業(yè)高管和技術人員股權激勵有較大程度差異。從各控制變量來看，成長性標準差為13.18，股權集中度標準差為13.69，這兩個變量均有較大幅度波動，表明上市企業(yè)之間成長性和股權集中度存在較大差別。公司規(guī)模的最大值為28.34，最小值為19.67，平均值為22.01，標準差為1.19，表明企業(yè)規(guī)模在平均值上下波動范圍較小。資產負債率最小企業(yè)為2.22%，最大企業(yè)為123.69%,表明樣本數據之間資產負債率差距較大，部分上市企業(yè)負債壓力較大，A股上市企業(yè)平均資產負債率為18.03%，表明整體上市企業(yè)資產負債情況良好?？傎Y產周轉率最大值和最小值分別為10.81和0.03，平均值為0.69，表明A股上市企業(yè)總資產周轉率存在不同行業(yè)的差異，通過對各主要變量描述性統(tǒng)計結果分析可知，各主要變量情況符合我國上市企業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀。

(二)相關性分析

表3展示回歸方程中涉及到主要變量的相關性分析結果，表明高管股權激勵(GSP)、技術人員股權激勵(JCS)、企業(yè)研發(fā)投入(YR&D)與財務績效(CROA)之間均存在顯著正向相關關系，且系數分別為0.116、0.037和0.095，高管股權激勵、研發(fā)投入和財務績效均在1%水平下顯著正相關，技術人員股權激勵和財務績效在5%水平下顯著正相關，技術人員股權激勵和研發(fā)投入在1%水平下顯著正相關，說明加強高管股權激勵、技術人員股權激勵和提高企業(yè)研發(fā)投入可改善企業(yè)財務績效，高管股權激勵與研發(fā)投入強度相關系數為0.093、核心技術人員股權激勵與研發(fā)投入強度相關系數為0.161，均在1%水平上顯著正相關，表明高管股權激勵和技術人員股權激勵均能夠提升企業(yè)研發(fā)投入強度，提高企業(yè)研發(fā)效率。此外，各個控制變量均通過皮爾遜相關檢驗，與財務績效(CROA)存在顯著相關性，說明本文選擇的作為控制變量的指標是合理的。表3中各變量相關系數絕對值均小于0.7，不存在共線性。

表3 主要變量相關性分析結果

(三)回歸分析

模型1的回歸結果顯示，高管股權激勵與財務績效顯著正相關(1%顯著性水平)，表明實施高管股權激勵可改善企業(yè)財務績效，即可以驗證假設 1；模型2回歸結果顯示，技術人員股權激勵系數在1%顯著性水平下為正，表明實施技術人員股權激勵可以支持企業(yè)財務績效的正向提升，研究結果驗證假設2；模型3回歸結果表明，企業(yè)R&D投入強度系數在1%顯著性水平下為正，表明企業(yè)研發(fā)投入能正向促進企業(yè)財務績效，驗證假設3；模型4和模型5分別顯示高管股權激勵和技術人員股權激勵對企業(yè)研發(fā)投入強度的回歸結果(見表4)，高管股權激勵系數和技術人員股權激勵系數在1%顯著性水平下均為正，高管股權激勵對企業(yè)研發(fā)投入強度回歸結果為0.009，技術人員股權激勵對研發(fā)投入強度回歸結果為0.024，表明高管股權激勵和技術人員股權激勵均可以促進企業(yè)對研發(fā)投入的加大，驗證假設4和假設5。高管和核心技術人員獲得上市企業(yè)股票后，高管通過對企業(yè)的實際控制權，傾向于選擇更有利于提升財務績效的研發(fā)投入決策，核心技術人員作為研發(fā)投入參與者，更傾向于促進研發(fā)投入的增長和轉化研發(fā)投入成果，這兩者均更傾向于加大企業(yè)研發(fā)投入以加強企業(yè)智能制造發(fā)展和可持續(xù)水平。

為檢驗R&D投入在高管股權激勵、技術人員股權激勵和企業(yè)財務績效之間的中介效應，在模型1加入R&D投入變量進行重新回歸模型分析，結果如模型6所示，模型調整后R的平方由0.220上升至0.223，說明模型6的擬合優(yōu)度相較模型1有顯著提升，高管股權激勵系數顯著性檢驗t值由4.134下降至3.909，高管股權激勵系數由模型1的0.024下降至模型6的0.022，模型擬合優(yōu)度上升，高管股權激勵系數下降，根據中介效應模型分析，高管股權激勵通過增加R&D投入的中介傳導機制能顯著且正向影響企業(yè)財務績效，驗證假設6。

模型2加入R&D投入變量重新回歸分析，模型7中調整后R的平方由0.215上升至0.219，說明模型7的擬合優(yōu)度相較模型1有顯著提升，加入R&D投入變量之后，技術人員股權激勵系數顯著性檢驗t值由4.026下降至3.332，技術人員股權激勵系數由模型2的0.021下降至模型7的0.019，模型擬合優(yōu)度上升，技術人員股權激勵系數下降，根據中介效應模型分析，技術人員股權激勵通過增加研發(fā)投入的部分中介傳導作用來顯著正向影響企業(yè)財務績效，驗證假設7。

四、結論與建議

(一)結論

本文分別從高管股權激勵和核心技術人員股權激勵兩種類型出發(fā)，研究了股權激勵與財務績效的相關性，并基于對我國A股上市企業(yè)2010—2020年財務數據樣本的實證研究，分析股權激勵、研發(fā)投入和財務績效之間的影響關系，建立中介效應模型，以高管股權激勵和技術人員股權激勵為解釋變量，以R&D投入作為中間變量，以企業(yè)財務績效作為被解釋變量，探討R&D投入在高管股權激勵和技術人員股權激勵對企業(yè)財務績效影響中的中介效應。本文得出以下結論：

1.A股上市企業(yè)實施股權激勵方式為高管股權激勵和核心技術人員股權激勵，在實施效果上高管和核心技術人員股權激勵均能正向促進和改善企業(yè)財務績效，股權激勵力度和績效效果呈正相關。企業(yè)給予高管股權激勵，即將高管從企業(yè)職業(yè)經理人身份轉向企業(yè)的共有者，使高管個人利益和企業(yè)經營收益息息相關，高管在企業(yè)經營決策上會更考慮企業(yè)的長期經營發(fā)展，可以起到提升高管經營效率的效果。核心技術人員共享企業(yè)經營收益，參與企業(yè)研發(fā)過程，會促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新產出，加快企業(yè)創(chuàng)新升級發(fā)展步伐。

2.研發(fā)投入增加可改善企業(yè)財務績效，企業(yè)研發(fā)投入強度越大，越能保證企業(yè)長期良好發(fā)展，持續(xù)提升企業(yè)的競爭力。在國家提出2025中國“智”造后，上市企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展升級的趨勢越來越明顯，加大研發(fā)投入強度，有利于推進企業(yè)生產力改革，推動技術革新，以更低廉的成本獲得更高質高效的產品，基于“智”能制造生產的產品相較于傳統(tǒng)企業(yè)產品更加具有市場競爭力，從而重新進行市場分割，獲得更高市占率，進而獲得企業(yè)持續(xù)競爭力和更好的財務績效。

3.高管股權激勵和技術人員股權激勵均能顯著正向調節(jié)企業(yè)研發(fā)投入，研發(fā)投入在高管和核心技術人員股權激勵對企業(yè)財務績效的正向作用過程中起部分中介傳導作用。企業(yè)在新產品新產業(yè)鏈研發(fā)過程中，需要投入大量物品資源、財力資源和人力資源，而且研發(fā)投入的風險性和不確定性較高，這同時涉及到高管和核心技術人員，高管通過對企業(yè)股權的持有同時兼具所有權和經營權，因此在研發(fā)投入決策上會選擇長期持續(xù)發(fā)展決策，避免為獲得短期收益損害企業(yè)長期收益，因此，研發(fā)投入在高管股權激勵和財務績效之間起中介傳導作用。核心技術人員作為研發(fā)投入活動的主要執(zhí)行者，獲得企業(yè)股權激勵即共享研發(fā)投入給企業(yè)帶來的經濟效益，利益共同體原則使核心技術人員更有企業(yè)集體意識，增強工作熱情和信心，獲得企業(yè)歸屬感，既有利于企業(yè)的研發(fā)投入活動，也為企業(yè)保留了核心技術人才，促進了企業(yè)受益和競爭力的持續(xù)提升，研發(fā)投入也在核心技術人員股權激勵對財務績效作用的過程中起到部分中介傳導作用。

(二)建議

根據上述實證研究結論，提出以下政策建議：

1.A股上市企業(yè)應當提升股權激勵強度

目前A股上市企業(yè)較多實施高管股權激勵政策，對核心技術人員股權激勵的重視程度還未達到預期理想狀態(tài)，為增強企業(yè)的創(chuàng)新能力和加速企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展升級的步伐，應當從健全股權激勵制度的方向展開考量，建立與企業(yè)文化相適應的差異化股權激勵政策來調動管理層和核心技術人員的積極性，充分發(fā)揮股權激勵作用，使企業(yè)經營者站在股東角度合法且最大化使企業(yè)受益，提升決策的質量和效率，使核心技術人員站在共有者角度發(fā)揮主觀能動性，提升創(chuàng)新產出。此外，高管和核心技術人員同屬企業(yè)重要人力資源資本，制定合理化的股權激勵制度還可以增強對核心人力資源的約束，減少重要人力資源資本流失。

2.政府應當重視企業(yè)研發(fā)投入和強度

在加速中國智能制造，向2025“智”造強國邁進中必然需要更多企業(yè)向創(chuàng)新型企業(yè)發(fā)展。為鼓勵企業(yè)加大研發(fā)投入強度，一方面可在稅收上對研發(fā)投入大的企業(yè)予以一定程度的稅費優(yōu)惠和補貼，促使企業(yè)向創(chuàng)新可持續(xù)型企業(yè)發(fā)展；另一方面，政府部門要設立研發(fā)投入專項補助資金并健全補助資金審核制度，將符合條件的企業(yè)和項目列入研發(fā)項目補助范圍，并審核研發(fā)投入專項補助資格，引入非相關方創(chuàng)新研發(fā)評估機構評級，設立階梯式補助金額制度，扶植龍頭研發(fā)企業(yè)，建立研發(fā)創(chuàng)新企業(yè)集群，加速研發(fā)投入創(chuàng)新型企業(yè)的建立和快速發(fā)展。

3.充分發(fā)揮研發(fā)投入的中介效應作用

企業(yè)應當制定有效的高管股權激勵和核心技術人員股權激勵政策，從而提升企業(yè)財務績效。為促進企業(yè)研發(fā)投入強度提升，一方面可適當賦予高管更多控制權，保持管理層適當的比例股份，高管股權激勵不僅可以促進管理層通過向外部獲取更多的研發(fā)投入補貼，也可以通過對內部管理獎懲機制營造企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展氛圍，制訂詳細合理的研發(fā)投入決策；另一方面可以發(fā)揮核心技術人員的人力資本優(yōu)勢，通過提高研發(fā)投入和創(chuàng)新成果的轉化效率，將更多的專利發(fā)明轉化為企業(yè)的財務績效產出，提升企業(yè)的核心競爭力，促進我國上市企業(yè)的創(chuàng)新和可持續(xù)發(fā)展。