蔡錦昌

(江西科技師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江西 南昌 330038)

0 引言

國內(nèi)學(xué)者對企業(yè)R&D 投入和企業(yè)績效的相關(guān)關(guān)系開展了深入研究。趙喜倉、吳軍香[1]選取了2008-2010年深圳證券交易所中小板4個高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為研究對象，證明醫(yī)藥生物、電子等行業(yè)的R&D投入與企業(yè)績效呈線性正相關(guān)；王秋菲、徐昕[2]對2014—2017 年的軟件與信息技術(shù)行業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，研究顯示，R&D投入強度與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)且相關(guān)性不顯著。齊秀輝和王維[3]基于我國上市公司經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析和探討表明，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵能夠有效地調(diào)節(jié)R&D投入和企業(yè)績效之間的關(guān)系，但提高企業(yè)高管薪酬對兩者的調(diào)節(jié)作用卻不明顯。李友俊、史清清[4]在軟件信息行業(yè)對高管薪酬激勵、R&D投入和企業(yè)績效三者的關(guān)系實證研究表明， R&D投入無法有效提高該行業(yè)的企業(yè)績效，在企業(yè)提高高管工資薪酬時，對企業(yè)績效也沒有明顯提升效果，甚至于提升高管薪酬都無法調(diào)節(jié)R&D投入與企業(yè)績效之間的相關(guān)關(guān)系。

基于以上分析，本文選取 2012-2019 年在上海和深圳證券交易所上市醫(yī)藥制造類企業(yè)，并且以高管激勵作為調(diào)節(jié)變量，探討醫(yī)藥制造業(yè)中R&D投入與企業(yè)績效之間的關(guān)系，為醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)績效管理提供更多的理論支撐與實踐借鑒。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 R&D 投入對企業(yè)績效的影響

近些年，國家相當(dāng)重視醫(yī)療體制的改革與發(fā)展，而醫(yī)藥制造業(yè)的R&D投入也將成為這次改革的關(guān)鍵內(nèi)容。研發(fā)投入作為醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)能力的重要體現(xiàn)，極有可能對企業(yè)績效產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響，所以其重要性也不言而喻。

國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)有大量實證研究檢驗了R&D投入與企業(yè)績效之間的關(guān)系。由于研究樣本的時間和分析方法不同，他們的研究結(jié)論在學(xué)術(shù)界也不盡一致。目前學(xué)術(shù)界主要存在兩種觀點：其一，研發(fā)投入會對企業(yè)績效產(chǎn)生積極影響。Hu等[5]通過對1991-1997年北京大中型工業(yè)企業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析得出，R&D投入在橫截面維度上對企業(yè)績效有顯著正向影響。其二，研發(fā)投入在縱截面維度上很可能提高企業(yè)績效，但是其影響具有一定的滯后性。孫自愿、王玲[6]以2011-2015年滬深兩市上市公司為樣本,試圖解答R&D投入與企業(yè)績效兩者之間的相關(guān)性，研究表明R&D投入能提高企業(yè)績效,但仍有一定的滯后性, R&D投入的潛在回報無法準(zhǔn)確衡量，過度研發(fā)甚至是一項代價高昂的活動，其主要體現(xiàn)在R&D投入若干期后才開始對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響?；谏鲜隼碚摲治觯疚奶岢觯?/p>

假設(shè)1：在不考慮高管薪酬激勵時，R&D投入正向影響企業(yè)績效。

1.2 高管薪酬激勵對企業(yè)績效的影響

基于經(jīng)濟(jì)學(xué)家伯利和米恩斯的委托代理理論，企業(yè)高管為了自身利益往往會采取短期的利己行為，而忽略研發(fā)投入、技術(shù)創(chuàng)新等因素有可能將在較遠(yuǎn)的未來影響企業(yè)績效，高管甚至可能會根據(jù)自己的喜好調(diào)整研發(fā)支出，從而影響企業(yè)績效。據(jù)此，企業(yè)往往會采取不同的措施來改變高管決策行為。但是國內(nèi)外研究幾乎總是關(guān)注公司所有權(quán)特征在預(yù)測研發(fā)支出方面的作用，而忽視參與分配公司資源的高層管理人員屬性。張?zhí)K、喬玉洋[7]基于我國近些年來醫(yī)藥行業(yè)數(shù)據(jù)建立企業(yè)績效和高管薪酬固定效應(yīng)模型，研究發(fā)現(xiàn)，對高管薪資水平進(jìn)行激勵能夠有效提高企業(yè)績效，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵也能夠提高醫(yī)藥行業(yè)企業(yè)績效；張燕紅[8]基于限薪令出臺后的滬深A(yù)股企業(yè)高管薪酬和企業(yè)績效進(jìn)行相關(guān)性研究發(fā)現(xiàn)，高管與企業(yè)已經(jīng)形成利益聯(lián)結(jié)，提倡管理層薪酬激勵的公司治理計劃確實與更好的公司業(yè)績有關(guān)聯(lián)。基于上述理論分析，本文將提出假設(shè)2：

假設(shè) 2：高管薪酬激勵對企業(yè)績效具有顯著正向影響。

1.3 高管薪酬激勵對 R&D 投入與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用

近些年，全球醫(yī)藥事業(yè)迅速發(fā)展，醫(yī)藥產(chǎn)品更迭也日新月異。在全球醫(yī)藥市場競爭如此激烈的情況下，企業(yè)高管的遠(yuǎn)見與戰(zhàn)略部署發(fā)揮了至關(guān)重要的作用。為了激發(fā)其理想的管理行為并且挖掘企業(yè)價值和創(chuàng)新能力，加快醫(yī)藥產(chǎn)品升級速度，企業(yè)必須讓管理人員得到適當(dāng)?shù)募?。已有部分學(xué)者對高管薪酬激勵、R&D投入和企業(yè)績效三者的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。汪涵玉、朱和平[9]基于我國制造業(yè)上市公司經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)中，提高管理層的薪酬能夠有效促進(jìn)R&D投入對制造業(yè)公司企業(yè)績效的影響，在非國有企業(yè)中，對管理層實施股權(quán)激勵能夠明顯促進(jìn)R&D投入對制造業(yè)企業(yè)績效的影響；陳霞[10]根據(jù)2009—2012年創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，R&D 投入對企業(yè)績效有顯著提升, 提倡高管股權(quán)激勵可以對企業(yè)未來績效產(chǎn)生積極的影響,但是高管薪酬激勵則對于這兩者之間的關(guān)系并沒有明顯調(diào)節(jié)作用?；谏鲜隼碚摲治?，本文將提出假設(shè)3：

假設(shè) 3：高管薪酬激勵對研發(fā)投入與企業(yè)績效的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的樣本選取了2012 -2019 年在上海和深圳證券交易所上市的120家醫(yī)藥制造類企業(yè)。在保證研究結(jié)果科學(xué)性和準(zhǔn)確性的前提下，本文對研究樣本進(jìn)行了如下篩選：剔除ST、*ST 等經(jīng)營異常公司；剔除某些年份樣本數(shù)據(jù)缺失的公司，共獲得120家上市公司的960個樣本。本文研究數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理則由SPSS 24.0和Excel軟件完成。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量:企業(yè)績效。本文選擇托賓 Q 值表示企業(yè)績效，由于研發(fā)投入對企業(yè)的影響具有一定的滯后性，所以這個能代表企業(yè)長期業(yè)績的指標(biāo)更符合本文研究要求。

(2)解釋變量: R&D投入。R&D投入不宜采用絕對的研發(fā)總額代表企業(yè)研發(fā)強度，因為其缺乏可對比性，國內(nèi)外學(xué)者往往采用資產(chǎn)、主營業(yè)務(wù)收入、市場價值測量企業(yè)研發(fā)投入的強度。因此，本文將選擇R&D投入與主營業(yè)務(wù)收入的比值表示該企業(yè)R&D投入強度。

(3)調(diào)節(jié)變量: 高管薪酬激勵。由國內(nèi)外文獻(xiàn)可知，對高管激勵的研究主要圍繞著兩個方面展開：對高管進(jìn)行股權(quán)激勵和對高管進(jìn)行薪酬激勵。本文將引入高管薪酬激勵作為調(diào)節(jié)變量，研究高管薪酬激勵對R&D投入與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用，為保證指標(biāo)的準(zhǔn)確性和科學(xué)性，本文將選取高管前三名薪酬之和的自然對數(shù)作為高管薪酬激勵的研究指標(biāo)。

(4)控制變量：為了避免非關(guān)鍵因素對企業(yè)績效、R&D投入、高管薪酬激勵的關(guān)系產(chǎn)生潛移默化的影響，本文結(jié)合醫(yī)藥制造類企業(yè)的特點，從公司治理角度選取4個控制變量：資本結(jié)構(gòu)(LEV)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、股權(quán)集中度(Top10)、公司成立年限(AGE)。

上述變量定義及說明如表1所示。

表1 變量定義及說明

2.3 模型構(gòu)建

本文將基于張復(fù)生[11]的研究方法，同時結(jié)合本文研究問題，構(gòu)建出以下固定效應(yīng)模型：

(1)為驗證假設(shè)一，擬構(gòu)建R&D投入與企業(yè)績效的關(guān)系模型：

TOBQ(i,t)=β0+β1R&D(i,t)+β2LEV(i,t)+β3SIZE(i,t)+β4Top10(i,t)+β5AGE(i,t)+∑YEAR+ε(i,t)

(2)為驗證假設(shè)二，擬構(gòu)建高管薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系模型：

TOBQ(i,t)=β0+β1SI(i,t)+β2LEV(i,t)+β3SIZE(i,t)+β4Top10(i,t)+β5AGE(i,t)+∑YEAR+ε(i,t)

(3)為驗證假設(shè)三，構(gòu)建高管薪酬激勵作為調(diào)節(jié)變量的回歸模型：

TOBQ(i,t)=β0+β1R&D(i,t)+β2SI(i,t)+β3R&D(i,t)×SI(i,t)+β4LEV(i,t)+β5SIZE(i,t)+β6Top10(i,t)+β7AGE(i,t)+∑YEAR+ε(i,t)

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

本文運用軟件SPSS24.0對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，由表2可知：R&D投入的均值為4.696，最大值為52.6，說明該行業(yè)連續(xù)8年都有著較高的研發(fā)強度，極差為52.44，表明醫(yī)藥制造業(yè)R&D投入存在顯著差異，國際學(xué)術(shù)界認(rèn)為研發(fā)強度高于2%才有競爭力，表明我國醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)投入水平較為合理。TOBQ的均值為2.767，極差為14.64，表明該行業(yè)企業(yè)績效存在顯著差距。SI的均值為15.468，極差為5.014，表明醫(yī)藥制造業(yè)高管薪酬差距不大且該類企業(yè)高管薪資一直處于較高的水平。LEV的均值為0.323，極差為0.93，表明該類企業(yè)普遍資本結(jié)構(gòu)處于良好水平，但企業(yè)間的資本結(jié)構(gòu)具有顯著差異。SIZE的均值為22.116，極差為5.715，表明我國醫(yī)藥制造行業(yè)企業(yè)規(guī)模普遍較大并且其規(guī)模差距不大。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

本文運用軟件SPSS24.0，利用 Person 系數(shù)分析各變量之間的相關(guān)性。由表3可得知: R&D投入與企業(yè)績效的相關(guān)關(guān)系為0.166，在1%的水平上顯著正相關(guān)，即假設(shè)1成立。高管薪酬激勵與企業(yè)績效的相關(guān)關(guān)系0.080，在5%的水平上顯著正相關(guān)，即假設(shè)2成立。資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、公司成立年限均與企業(yè)績效在1%的水平上呈顯著負(fù)相關(guān)。

表3 變量相關(guān)性分析表

另外，為了防止模型中的各解釋變量之間能夠相互解釋，本文運用SPSS24.0進(jìn)行了VIF檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，VIF的值都小于2，說明該固定效應(yīng)模型并不存在多重共線性問題。

3.3 回歸分析

根據(jù)多元回歸分析，由表4可得知，模型1關(guān)于R&D投入與企業(yè)績效的回歸分析結(jié)果顯示，R&D投入與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.078，并且R&D投入通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明研發(fā)強度越大，企業(yè)創(chuàng)新能力越強，進(jìn)而推動了企業(yè)績效提升。假設(shè)1得到驗證。

由表4中的模型2可知，高管薪酬激勵與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，高管薪酬激勵的回歸系數(shù)為0.623，并且高管薪酬激勵通過了1%水平上的顯著性檢驗。這說明我國醫(yī)藥制造業(yè)如果對高管薪酬進(jìn)行激勵能有效促進(jìn)企業(yè)績效提升，使醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)績效得以提升。假設(shè)2得到驗證。

由表4中的模型3可知，模型3中調(diào)整的R2為0.273，大于模型1和模型2的調(diào)整的R2值，劉海洋、馬婧[12]認(rèn)為回歸模型與調(diào)節(jié)模型中，若后面的R2大于前面的R2，則認(rèn)為調(diào)節(jié)變量M有調(diào)節(jié)效應(yīng)。但是交互項R&D×SI的回歸系數(shù)為-0.018，在統(tǒng)計水平上并不顯著。這說明對高管進(jìn)行薪酬激勵并不能夠有效調(diào)節(jié)研發(fā)投入對醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)績效的影響。因此，假設(shè)3不成立。

表4 回歸結(jié)果分析

4 結(jié)論

本文基于2012-2019 年在上海和深圳證券交易所上市的120家醫(yī)藥制造類企業(yè)面板數(shù)據(jù)，重點研究醫(yī)藥制造業(yè)中R&D投入和高管薪酬激勵對企業(yè)績效的影響，同時以高管薪酬激勵作為調(diào)節(jié)變量，研究其能否有效調(diào)節(jié)醫(yī)藥制造業(yè)R&D投入和企業(yè)績效之間的相互關(guān)系，最終得出以下結(jié)論：①醫(yī)藥制造業(yè)的R&D 投入與企業(yè)績效之間有顯著正相關(guān)性，增加R&D 投入會提高企業(yè)績效；②醫(yī)藥制造業(yè)的高管薪酬激勵與企業(yè)績效之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，對醫(yī)藥制造業(yè)的高管人員薪酬的激勵能夠有助于提高該行業(yè)企業(yè)績效；③在統(tǒng)計學(xué)水平上，醫(yī)藥制造業(yè)高管薪酬激勵并不能夠有效調(diào)節(jié)該行業(yè)R&D 投入與企業(yè)績效的關(guān)系，高管薪酬激勵并不一定能夠有效增強醫(yī)藥制造業(yè)的R&D 投入對該行業(yè)企業(yè)績效的作用。

基于以上分析可以得到如下啟示：一方面醫(yī)藥制造業(yè)應(yīng)結(jié)合自身實際合理地提高研發(fā)投入，鼓勵創(chuàng)新和研發(fā)，提升企業(yè)核心競爭力和企業(yè)績效。另一方面，企業(yè)應(yīng)合理設(shè)計高管薪酬激勵機(jī)制，適當(dāng)?shù)母吖苄匠昙钅軓娀吖艿闹魅宋桃庾R，進(jìn)而提升企業(yè)績效水平。但企業(yè)也須及時審視高管薪酬激勵水平，改善企業(yè)高管薪酬激勵機(jī)制以促進(jìn)企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展，同時加強高管與企業(yè)之間利益聯(lián)結(jié)，保持醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)績效穩(wěn)步增長。