研發(fā)費用支出、管理層股權激勵與經(jīng)營績效

童廣印

(棗莊學院經(jīng)濟與管理學院，山東棗莊 277160；新羅大學稅務會計系，釜山 612-022)

0 引言

上市公司管理層和股東之間的利益協(xié)同問題，一直是眾多國內(nèi)外學者的廣泛關注的重點.Jensen (1976) 指出企業(yè)股東通過向管理層支付額外報酬，并進一步做到利益共享和風險共擔，能夠在一定程度上緩解企業(yè)內(nèi)部的代理沖突問題.基于這一觀點，大量的實證研究分別從管理層以及高管持股計劃、薪酬設計和職務晉升等多種角度分析了不同激勵對企業(yè)經(jīng)營績效的促進作用(Mehran，1995；John E.Core，1999，2003等)，也有的學者采用不同研究模型驗證了管理層股權激勵與企業(yè)經(jīng)營績效的倒“U”型關系(Mc Connell，1990，1995，2008; Bradley W.Benson et al.，2009等).當前，我國的創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略要求每一家企業(yè)必須越來越重視自主創(chuàng)新水平的提高，企業(yè)研發(fā)資金的投入作為科技創(chuàng)新的關鍵性因素通過新技術、新知識的創(chuàng)造和積累大大提升了企業(yè)的核心競爭力，從而最終提高了企業(yè)的經(jīng)營績效水平.管理層作為企業(yè)經(jīng)營業(yè)務的實施者和經(jīng)營風險的主要承擔者，其研發(fā)投資決策對企業(yè)科技創(chuàng)新必然會具有一定的影響.那么，管理層股權激勵機制能否發(fā)揮應有的作用以及發(fā)揮作用的效果如何，很有必要進行深入的探討.

截止到2014年年底，在我國堔市創(chuàng)業(yè)板上市公司中，具有高新技術企業(yè)資格的占比為94%，企業(yè)擁有自主知識產(chǎn)權的發(fā)明專利、技術占比為84%.近年來，創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)資金投入數(shù)量呈逐年上升態(tài)勢.其中，2014年的研發(fā)費用支出增長率高達22.84%，研發(fā)投入強度(研發(fā)投入/總資產(chǎn)或研發(fā)投入/銷售總收入)也一直保持在5%-6%左右的增長態(tài)勢.企業(yè)研發(fā)投入資金的持續(xù)增加大大提高了創(chuàng)業(yè)板上市公司的自主創(chuàng)新能力，增強了企業(yè)獲利能力和績效水平.那么，本文研究的第一個問題是企業(yè)較高的研發(fā)投入能否提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)績，其激發(fā)強度如何？此外，根據(jù)權變理論的原理，作為一種權變因素的公司股權治理機制對經(jīng)營績效的影響也受到相關學者越來越多的關注.但是，以往的研究文獻大多關注的是內(nèi)部監(jiān)督和高管激勵而忽略了管理層股權激勵對研發(fā)績效的調(diào)節(jié)作用.因此，本文研究的第二個問題是探討管理層股權激勵在研發(fā)投入與經(jīng)營績效中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用.基于上述分析，本文選取我國深市創(chuàng)業(yè)板上市公司實施管理層持股的356家2012-2014年的相關數(shù)據(jù)作為研究樣本，實證檢驗研發(fā)投入對經(jīng)營績效的影響，并深入探討了管理層股權激勵的調(diào)節(jié)效應.以期對我國創(chuàng)業(yè)板上市公司股權結構的優(yōu)化以及科技創(chuàng)新績效的提高提供必要的有益參考.

1 文獻回顧與理論假設

1.1 研發(fā)費用支出對企業(yè)經(jīng)營績效的影響

對于研發(fā)費用支出對企業(yè)經(jīng)營績效的影響關系，眾多學者采用了不同的研究方法，針對不同行業(yè)、不同時點的具體情況，進行了大量的實證研究.但是，正是這種方法和研究對象的差異，造成了實證結論不盡相同，甚至出現(xiàn)向反的研究觀點.

多數(shù)研究結果表明研發(fā)投入與企業(yè)經(jīng)營績效具有正向影響關系.汪暉和蔡春風(2009)考察了我國中部六省滬堔上市的48家高新技術企業(yè)，研究發(fā)現(xiàn)其技術創(chuàng)新能力和企業(yè)績效之間存在一定的影響關系.其中，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)的研發(fā)投入和大?；虼髮Ｒ陨先藛T數(shù)量對企業(yè)的經(jīng)營績效有顯著的正相關，設備資產(chǎn)凈值對企業(yè)經(jīng)營績效有顯著的負相關關系，企業(yè)研發(fā)技術人員數(shù)量沒有對公司的經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生重大影響.顧群(2012)利用數(shù)據(jù)包絡分析法(data ment analysis, DEA)對高新技術企業(yè)的創(chuàng)新效率進行測度，分析并實證檢驗了上市高新技術企業(yè)創(chuàng)新效率與企業(yè)績效的關系.結果表明，上市高新技術企業(yè)的平均創(chuàng)新效率為0.47，回歸分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新效率每提高1%，會促使業(yè)務績效提高12%.李路和張婉婷(2013)以2009年到2012年中國的制造業(yè)上市公司相關數(shù)據(jù)作為樣本，實證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投資與企業(yè)經(jīng)營績效之間有顯著的正相關關系.并且，研究和開發(fā)資金的貢獻水平明顯比研發(fā)人員的貢獻水平大.杜勇(2014)利用2007 - 2012年43家高新技術上市公司的數(shù)據(jù)進行實證研究，結果表明我國高新技術企業(yè)的研發(fā)投資與盈利能力呈正相關關系.但也有與以上研究相反的觀點，Chan等(2001)通過實證研究結果發(fā)現(xiàn)美國進行研發(fā)投入的上市公司與沒有進行研發(fā)投入的上市公司之間的平均EVA數(shù)據(jù)并沒有十分明顯的差異.劉震(2014)實證研究證明，高新技術上市公司的研發(fā)投資強度與其當期經(jīng)營績效呈負相關關系.

熊彼特的技術創(chuàng)新理論認為企業(yè)的研發(fā)活動帶來了企業(yè)自身的技術進步，而技術進步則是社會經(jīng)濟增長的核心.具有“創(chuàng)造性破壞”能力的技術與知識創(chuàng)新能促使企業(yè)優(yōu)化其各項生產(chǎn)要素、增強其核心競爭力，提高其社會生產(chǎn)效率.本文認為，企業(yè)通過持續(xù)性的研發(fā)投入，其產(chǎn)品或服務才能得以不斷的創(chuàng)新改進，這不僅可以創(chuàng)造更多高質量的客戶需求、降低企業(yè)的生產(chǎn)成本和管理成本、增加企業(yè)經(jīng)營利潤，而且會進一步提高企業(yè)市場綜合競爭力，從而最終實現(xiàn)綜合經(jīng)營績效的提升.綜合以上分析，本文提出假設1：

假設1：持續(xù)的研發(fā)活動與企業(yè)當前的經(jīng)營績效呈正相關關系

1.2 管理層股權激勵對企業(yè)經(jīng)營績效的影響

國內(nèi)外研究文獻大多認為，管理層股權激勵可以提高企業(yè)績效.如Dechow和Patrici(1991)研究發(fā)現(xiàn)持有企業(yè)股票期權的高級經(jīng)理層在其任期期間會持續(xù)保持或增加企業(yè)的研發(fā)支出.Ryan和W iggins，M iller，Abdullah et.al(2002)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的股權激勵與其研發(fā)投入顯著相關且方向為正，并且管理層持股比例越大，企業(yè)科技創(chuàng)新績效越高.并且當管理層持股比例在10%-15%的適當區(qū)間時，管理層股權激勵與研發(fā)投入的正相影響關系最為顯著.袁燕清(2006)以上海和深圳兩市的282家上市公司作為研究對象，解決影響質量的四個重要問題的研究基礎上，通過因子分析、相關分析、回歸分析等實證研究方法，發(fā)現(xiàn)中國上市公司的管理層股權在其經(jīng)營績效上有顯著的積極影響.劉永春、趙亮(2007)選取2000 -2004年國內(nèi)399家上市公司為樣本，通過建立最小二乘回歸模型和最小二乘虛擬變量模型，對我國上市公司管理層股權激勵的實施效果進行實證分析.研究認為，管理層股權激勵有助于提高公司的市場價值，提高公司股權平衡能力有助于提高公司的財務績效，對有效管理也有一定的好處.游春(2010)以深圳創(chuàng)業(yè)板上市公司從2005年到2007年的相關數(shù)據(jù)為樣本，對創(chuàng)業(yè)板上市公司董事會成員和高管團隊的股權激勵和經(jīng)營績效之間的關系進行研究，結果表明,董事會和高管團隊成員的股權激勵與經(jīng)營績效之間顯著正相關.羊照云、林泓(2017)研究表明：股權集中度和高層管理團隊激勵均對企業(yè)經(jīng)營績效有直接顯著的正向影響.

在現(xiàn)代公司治理中，股東與管理者之間的沖突一直是由所有權與經(jīng)營權分離引起的.在研發(fā)投資的決策過程中，作為一項重要的投資，管理者與股東之間也存在利益偏差.任何科技創(chuàng)新活動都具有一定的市場風險，這種風險主要體現(xiàn)在企業(yè)管理層面對研發(fā)投入決策時，管理層會忌憚由于投資決策的失敗而導致的利益受損.利益協(xié)同理論認為，如果管理層持有企業(yè)一定比例的股權與期權，讓原本屬于企業(yè)代理人的管理人員變成企業(yè)的所有者，使其能在一定程度上和股東一起共享企業(yè)收益和共擔企業(yè)風險，則可能會促使企業(yè)管理層更加關注企業(yè)的長遠利益和發(fā)展，盡可能地避免追求自利的短視行為.因此，從激勵理論的角度來看，管理層持股比例越高，管理層利益和股東利益之間的協(xié)同效應發(fā)揮程度越好，這將更有利的企業(yè)加大科技創(chuàng)新投入以改善其經(jīng)營績效.基于上述分析，本文提出假設2：

假設2：管理層持股比例越高，企業(yè)經(jīng)營績效越好，即管理層股權激勵與經(jīng)營績效呈正相關

1.3 管理層股權激勵在研發(fā)費用支出影響企業(yè)經(jīng)營績效的過程中的調(diào)節(jié)作用

目前，對于股權結構對研發(fā)活動與經(jīng)營績效的調(diào)節(jié)作用的研究，多數(shù)是從內(nèi)部監(jiān)督機制和高管持股的角度出發(fā)的，而研究管理層股權激勵機制對研發(fā)支出與企業(yè)經(jīng)營績效關系調(diào)節(jié)作用的研究文獻并不多.任海云(2011)選擇滬堔A股制造業(yè)上市公司作為研究對象，檢驗公司治理對研發(fā)投資和企業(yè)績效的影響.結果表明國有控股的力量、董事會監(jiān)管作用對兩者之間的關系具有負向調(diào)節(jié)效應，管理層股權激勵對兩者之間的關系具有積極的調(diào)節(jié)作用你，最后得出結論，在解決研發(fā)投資中的代理問題上，激勵機制比監(jiān)督機制更有效.王貞(2014)研究了股權激勵對中國制造企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的影響.結果表明，股權激勵不僅可以促進研發(fā)投資，而且可以增強研發(fā)投資與企業(yè)績效之間的正相關關系，這是一個純調(diào)節(jié)變量.在已有研究的基礎上，進一步研究了高管激勵的調(diào)節(jié)效應.舒謙、陳治亞(2014)建立互動效應模型，研究中國制造上市公司治理結構及研發(fā)效應對企業(yè)績效的互動效應.結果表明，研發(fā)投資可以提高企業(yè)績效，但這一過程受到公司治理結構的制約，機構投資者和高管持股對研發(fā)投資均有顯著的正向影響.朱玲莉(2017)研究指出管理層股權激勵和薪酬激勵與企業(yè)績效呈正向影響關系.在國有企業(yè)中，股權對績效的促進作用更大，而在非國有企業(yè)中，薪酬激勵對績效的促進作用更大.

組織控制理論認為，公司治理的核心問題是控制資源的合理配置，以支持企業(yè)的技術創(chuàng)新.通過設計合理的管理層股權激勵機制，對具有戰(zhàn)略投資決策權的管理層進行創(chuàng)新型激勵，可以使管理層注重配置資源的高效性，進一步加強對研發(fā)項目的健康持續(xù)投資，最終會帶來企業(yè)的經(jīng)營績效的提高.那么管理層股權激勵是否都能達到對科技創(chuàng)新投資的有效激勵，從而提高企業(yè)經(jīng)營績效呢？為此，本文提出假設3：

假設3：管理層股權激勵在研發(fā)費用支出對經(jīng)營績效的影響過程中發(fā)揮積極的調(diào)節(jié)作用

2 研究設計

2.1 樣本選擇

2009年底，證監(jiān)會發(fā)布《創(chuàng)業(yè)板上市公司年報準則》，準則中要求創(chuàng)業(yè)板上市公司應該在其對外發(fā)布的財務報告中披露有關研發(fā)支出的信息，這為本文研究獲取相關數(shù)據(jù)信息提供了一定地便利.在我國中小企業(yè)在上市的最初幾年，企業(yè)為了實現(xiàn)快速成功上市，盈余管理下的利潤操控現(xiàn)象時有發(fā)生.近來，隨著證券市場監(jiān)管法律法規(guī)和各項規(guī)章制度的逐步完善，這種情況才不斷地得以遏制.所以，為了研究結果的準確性，本文截取了356家創(chuàng)業(yè)板上市公司2012-2014年度的財務數(shù)據(jù)，在剔除數(shù)據(jù)存在的異常值和空缺值后，共獲得1038個樣本觀察值.

本文選取樣本公司的研發(fā)費用數(shù)據(jù)主要是在巨潮資訊網(wǎng)披露的企業(yè)“董事會報告”目錄中進行手工收集.這樣，研究樣本間研發(fā)費用支出數(shù)據(jù)計算口徑的一致性得到了有力保證.樣本公司的其余財務數(shù)據(jù)來均自國泰安數(shù)據(jù)庫.相關數(shù)據(jù)的整理和實證檢驗分別采用Excel2007和SPSS20.0軟件來完成.為進一步防止極端值對本文研究結果的不利影響，對主要研究變量在1%的水平上進行了縮尾處理.

2.2 變量設計

2.2.1 因變量

企業(yè)經(jīng)營績效測度變量.對企業(yè)在經(jīng)營績效的測量方式主要有兩種：一是通過企業(yè)的相關運營能力、償債能力、盈利能力和發(fā)展能力等一系列財務指標測量；二是通過股價市場波動計算出來的市場價值(EVA)指標測量.當前，我國的證券市場體制仍不完善，特別是創(chuàng)業(yè)板上市公司大多規(guī)模較小且處在初創(chuàng)期，經(jīng)營業(yè)績不太穩(wěn)定，企業(yè)面臨更大的市場風險，兩種不利因素疊加計算出來的EVA市場價值指標并不能客觀反映其真實的企業(yè)經(jīng)營績效狀況.因此，本文采用反映獲利能力的凈資產(chǎn)收益率(ROE)來測量企業(yè)的經(jīng)營績效.

2.2.2 自變量

企業(yè)研發(fā)投入測度變量.企業(yè)研發(fā)費用支出指標通常分為反映研發(fā)投入數(shù)量的絕對水平指標和反映研發(fā)投入比例的相對強度指標兩種.為了便于比較和分析，本文使用企業(yè)研發(fā)支出總額的自然對數(shù)作為研發(fā)投入水平的衡量指標.

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

企業(yè)管理層股權激勵的測度變量.本文引入管理層股權激勵作為調(diào)節(jié)變量，深入分析在管理層股權激勵機制下研發(fā)投入對企業(yè)經(jīng)營績效的正向調(diào)節(jié)效應，以彌補以往相關研究文獻中只關注公司內(nèi)部監(jiān)督機制和高管激勵機制調(diào)節(jié)效應的不足.

2.2.4 控制變量

根據(jù)以往研究文獻的一般做法，本文選用資產(chǎn)流動性、公司成長性、盈利能力、財務杠桿、公司規(guī)模以及行業(yè)和年度虛擬變量等作為控制變量.上述變量的詳細定義見表1.

表1 變量定義

注：*在模型2中，管理層股權激勵變成了自變量.

2.3 模型建立

根據(jù)本文的變量設計情況和本文的研究思路，借鑒以往的研究文獻，建立模型1，檢驗研發(fā)投入對企業(yè)經(jīng)營績效的影響：

ROEi,t(ROEi,t+1)=β0+β1RDi,t+β2Truni,t+β3Salei,t+β4Growi,t+β5Qri,t+β6Levi,t+β7Sizei,t+β8Indust+β9Year+εi,t

(1)

建立模型2，檢驗管理層股權激勵對經(jīng)營績效的影響：

ROEi,t(ROEi,t+1)=β0+β1MIi,t+β2Truni,t+β3Salei,t+β4Growi,t+β5Qri,t+β6Levi,t+β7Sizei,t+β8Indust+β9Year+εi,t

(2)

建立模型3，具體卡考察管理層股權激勵在研發(fā)投入對企業(yè)經(jīng)營績效的影響關系中的調(diào)節(jié)效應：

ROEi,t(ROEi,t+1)=β0+β1RDi,t+β2MIi,t+β3RDi,t*MIi,t+β4Truni,t+β5Salei,t+β6Growi,t+β7Qri,t+β8Levi,t+β9Sizei,t+β10Indust+β11Year+εi,t

(3)

上述模型中，β0為常數(shù)項；βn為待估計參數(shù);ε為隨機擾動項.如果模型1中的β1數(shù)值大于0且顯著，則可以驗證假設1；同理，則可以驗證假設2.在模型3中，如果β3數(shù)值大于0且顯著，則可以驗證假設3.另外，已有的研究文獻都對股權激勵和研發(fā)投入對企業(yè)經(jīng)營績效的影響效應的時滯性進行了驗證(王學慧，2008；楊凌、吳繼忠，2013；牛雪、張玉明，2013；趙玉珍、張心靈，2012等)，本文對企業(yè)經(jīng)營績效的替代變量ROE也做了延后一期處理，代入回歸模型，同時檢驗企業(yè)績效在管理層持股和研發(fā)投入的影響下是否具有時滯性.

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2列示了本文的主要研究變量總體樣本的描述性統(tǒng)計結果，從表2可以看出，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司反映其財務績效的凈資產(chǎn)收益率指標的標準偏差為8.709，最大值為66.42，最小值為-99.22.這一結果表明創(chuàng)業(yè)板上市公司經(jīng)營績效的差異較大、穩(wěn)定性較差.以研發(fā)支出總額的自然對數(shù)衡量的研發(fā)投入水平，平均值達到了17.3%，最小值11.9%，最大值20.9%，這一結果表明隨著我國近幾年社會經(jīng)濟創(chuàng)新轉型戰(zhàn)略的提出和實施，我國企業(yè)特別是創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入水平普遍得到了較為顯著的提高.并且，其標準差僅為0.888，說明不同企業(yè)之間的創(chuàng)新投入差異不大，每一家企業(yè)都普遍重視其自身科技水平的提高.從我國創(chuàng)業(yè)板上市公司中管理層持有公司股份的情況來看，其的平均值為33.2%，最大值達到79.8%，最小值為0，這一結果表明各創(chuàng)業(yè)板上市公司中還有一部分企業(yè)尚未建立管理層股權激勵機制，而有的企業(yè)實行的程度很高，管理層股權激勵機制的發(fā)展不均衡.

從表2中的控制變量方面來看，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的平均總資產(chǎn)增長率為13.4%.但是，對于具有高新技術型企業(yè)來說，這一增長率水平還是比較低的，創(chuàng)業(yè)板上市公司的發(fā)展空間的余地較大.銷售凈利率平均值為11%，其最大值為66.4%，最小值為-307.2%，這一結果表明我國創(chuàng)業(yè)板上市公司獲利能力之間存在非常大的差異.

總之，從表2反映的總體情況來看，主要研究變量情況符合多元回歸模型的要求.

表2 總體樣本的描述性統(tǒng)計

3.2 相關分析

表3給出了各主要變量之間的相關關系分析結果.變量ROE與變量RD和變量MI均呈現(xiàn)顯著正相關關系.這一結果初步表明，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司管理層持股比例和研發(fā)投入水與企業(yè)的經(jīng)營績效有較為顯著的影響關系.本文選用的2個主要解釋變量的統(tǒng)計結果是一致的，因此研究模型的可行性較好.值得注意的是，RD和MI之間的相關系數(shù)為0.075，并且在0.1的水平上顯著為負值.這表明在一定程度上，隨著管理層股權激勵程度的提高，管理層防御問題會給研發(fā)投入的增長帶來一定的負面影響.另外，大多數(shù)研究變量的相關系數(shù)的絕對值均不大于多元回歸模型要求的0.500的最高數(shù)值，表明本文研究變量的相對獨立性較好，不存在嚴重的共線性問題，有利于下一步回歸分析展開.

表3 主要變量的相關系數(shù)

注：(1)*、**和***分別在10%、5%和1%有顯著差異；(2)樣本大小=1038.

3.3 回歸分析

3.3.1 研發(fā)投入對企業(yè)經(jīng)營績效的影響

表4中第1列列示了當期研發(fā)投入對企業(yè)經(jīng)營績效影響關系的回歸結果.從中可以看出，回歸模型調(diào)整后的R2值為0.571，F(xiàn)值為198.229，且通過了1%的顯著性檢驗，說明回歸方程擬合度好，且有顯著的統(tǒng)計學意義，可以很好地解釋研發(fā)投入變量與因變量凈資產(chǎn)收益率之間的正向相關關系.

從回歸結果可以看出：研發(fā)投資的相關系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，并與ROE因變量呈正相關，相關系數(shù)為0.147.結果表明，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投資水平的提高可以提高其當期經(jīng)營績效.假設1得到驗證.此外，根據(jù)模型1中的控制變量，盈利能力越高，增長越好，出現(xiàn)財務困境的可能性越低，這對財務績效的提高也有一定的幫助.

3.3.2 管理層股權激勵對企業(yè)績效的影響

從在表4中模型2的回歸結果可以看出，管理層持股比例和企業(yè)績效正相關，顯著水平為5%，通過了顯著性檢驗.這表明中國創(chuàng)業(yè)板上市公司的管理層股權激勵對企業(yè)績效產(chǎn)生了積極的影響，也就是說，管理層持股比例的增加有利于企業(yè)經(jīng)營績效的提高.假設2得到驗證.

3.3.3 管理層股權激勵對研發(fā)投資對企業(yè)績效的影響具有調(diào)節(jié)作用

本文使用分層回歸分析方法，在模型1和模型2的基礎上，引入管理層股權激勵變量和研發(fā)投入變量交互乘積解釋變量回歸，得到結果如表4中模型3所示，結果發(fā)現(xiàn)交互作用系數(shù)為0.846，且通過了5%的顯著性水平檢驗，說明管理層股權激勵在研發(fā)投入對經(jīng)營績效的影響過程中存在部分正向調(diào)節(jié)效應.假設3得到驗證.

另外，本文三個模型中的因變量(ROE)的數(shù)值做分別做延后一期處理后，分別帶入回歸模型，結果如表4中的第3列、第5列和第7列所示.其中的關鍵自變量RD、MI和其交互項RD*MI回歸系數(shù)雖然跟沒有做延后處理時的回歸系數(shù)相比基本保持一致，但是其均沒有通過顯著性水平檢驗，所以從本文的實證結果來看并不能得出管理層股權激勵和研發(fā)投入在企業(yè)經(jīng)營績效的影響關系中具有一定的時滯性.

表4 多元回歸結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號內(nèi)的數(shù)值為t值.

3.3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了測試本文研究結果的可靠性，我們進行了以下兩個穩(wěn)健性測試：第一，借鑒張兆國等(2014)的研究方法，使用研發(fā)投入與銷售收入的比例來衡量研發(fā)投入強度變量，重新帶入相關模型進行回歸，結果與上述的結論基本上保持一致.其次，在檢驗管理層股權激勵的調(diào)節(jié)效果時，再次使用第一滯后期的ROE數(shù)據(jù)進行回歸分析，回歸結果與上述研究結論基本一致.這說明本文的研究結果具有較強的可靠性.

4 結論與建議

本文基于我國創(chuàng)業(yè)板上市公司公開披露的2012-2014年財務報告數(shù)據(jù)，實證檢驗了研發(fā)投資與經(jīng)營績效的關系，并深入分析了管理層股權激勵的調(diào)節(jié)效應.研究結果表明:(1)我國創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入能夠提升企業(yè)當期的經(jīng)營績效水平.企業(yè)的研發(fā)投入下的科技創(chuàng)新活動能夠直接帶來產(chǎn)品和服務的科技轉型，企業(yè)的生產(chǎn)成本和管理成本大幅下降，企業(yè)利潤因此得以提高，從而最終增強了企業(yè)當期的經(jīng)營績效.(2)管理層股權激勵機制有效的促進了企業(yè)經(jīng)營績效的提升.管理層持有企業(yè)一定比例的股權與期權，在一定程度上讓企業(yè)管理者變成企業(yè)所有者，可以使管理層人員和企業(yè)股東一起共享企業(yè)收益和共擔企業(yè)風險，促使了企業(yè)管理層更加關注企業(yè)的長遠利益和發(fā)展，盡可能地避免追求自身眼前利益的短視行為，從而較好地產(chǎn)生了利益協(xié)同效應，企業(yè)經(jīng)營績效得以改善.(3)管理層股權激勵正向調(diào)節(jié)研發(fā)投入與企業(yè)績效的正相關關系.在我國創(chuàng)業(yè)板上市公司創(chuàng)新績效提升的過程中,管理層股權激勵機制可以有效地緩解公司治理中的代理問題，更好的發(fā)揮其激勵效應，使得企業(yè)的科技創(chuàng)新活動可以按照股東利益最大化的方向推進.

根據(jù)上述實證研究結論，本文提出以下幾點政策建議：(1)作為典型的高新技術型企業(yè)，我國的創(chuàng)業(yè)板上市公司應該在一定的合理范圍持續(xù)加大研發(fā)投入，有計劃的增加對研發(fā)活動的戰(zhàn)略性長期投入，這里還應該包含高科技人員的聘用和投入，不斷提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力，不斷推動企業(yè)經(jīng)營績效的持續(xù)增長，實現(xiàn)企業(yè)的科技轉型發(fā)展.(2)優(yōu)化管理層股權激勵的機制設計，注意管理層薪酬對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的敏感性影響，有效化解管理層防御問題和管理者機會主義動機，進一步增強管理層股權激勵對企業(yè)經(jīng)營績效的正向促進作用.(3)應該繼續(xù)推進管理股權激勵機制的建設和優(yōu)化，在合理范圍內(nèi)增加管理持股比例，提高管理層團隊成員創(chuàng)新投資決策過程中的積極性，促進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，從而提高其經(jīng)營績效.

本文的研究結論揭示了我國創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)費用支出與經(jīng)營績效之間的促進關系，并對我國創(chuàng)業(yè)板上市公司股權激勵機制的優(yōu)化提供了一定的理論支持.但是，本文還存在一些不足之處.例如，沒有深入研究研發(fā)費用支出影響經(jīng)營績效的方式或路徑，這些問題需要進一步的研究.