高質(zhì)量發(fā)展視域下制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新與績效研究
——基于高管薪酬激勵、股權(quán)集中度的影響*

胡本田, 湯永慧

(安徽大學 經(jīng)濟學院，合肥 230601)

一、引言

當前我國經(jīng)濟處于邁向高質(zhì)量發(fā)展階段的過渡期，制造業(yè)在實體經(jīng)濟中的主體地位對我國經(jīng)濟和世界經(jīng)濟都起到了至關(guān)重要的作用。制造業(yè)的盛衰興廢直接決定了一個國家的綜合實力和國際競爭力，保障制造業(yè)穩(wěn)步發(fā)展不僅為構(gòu)建現(xiàn)代化經(jīng)濟體系創(chuàng)造了良好環(huán)境，也加快了實現(xiàn)共享共贏的步伐。在這個滿是機遇與挑戰(zhàn)的時代，重視高質(zhì)量發(fā)展已成為各個國家的熱門話題。[1]一方面經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提高從宏觀層面體現(xiàn)了整個社會資源配置效率的上升[2]；另一方面微觀經(jīng)濟基礎(chǔ)是轉(zhuǎn)變宏觀經(jīng)濟的前提條件，制造企業(yè)作為提高經(jīng)濟質(zhì)量的微觀主體，只有提升績效，實現(xiàn)自身高質(zhì)量發(fā)展才能從根本上推動經(jīng)濟方式的轉(zhuǎn)變。此外，我國針對高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵[3][4]、體系[5][6]、路徑[7-9]等分別進行了研究，均認為創(chuàng)新已成為高質(zhì)量發(fā)展的第一推動力，因此提升企業(yè)績效、增強創(chuàng)新投入強度也就成為了實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。上市公司作為我國企業(yè)的中堅力量，對其創(chuàng)新與績效進行研究不僅能夠切實反映制造業(yè)企業(yè)財務與創(chuàng)新投入狀況，也能體現(xiàn)制造業(yè)上市公司的高質(zhì)量發(fā)展水平。

現(xiàn)代企業(yè)制度中，經(jīng)營者、所有者扮演著不同的角色：所有者的目標是將企業(yè)價值最大化，而對于經(jīng)營者來說，幫助企業(yè)成長只是其實現(xiàn)最終目標——自身利益最大化的一種途徑。[10]同時，創(chuàng)新活動在高回報的美好愿景下也存在著高風險，這些都是經(jīng)營者、所有者在企業(yè)發(fā)展過程中會出現(xiàn)利益分歧的原因。因此，為保障企業(yè)的健康發(fā)展，高管激勵機制亟待完善。高層管理人員是企業(yè)成長進程中不可缺少的中堅力量，企業(yè)發(fā)展離不開高管人員的突出貢獻，合理激勵可以充分調(diào)動其工作熱情，更大程度發(fā)揮自身潛能為企業(yè)創(chuàng)造更大效益。[11]股權(quán)集中度在企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)中占據(jù)重要地位，大股東持股比例的高低不僅能夠影響企業(yè)績效，也直接關(guān)系著股權(quán)在高管和股東之間的重新分配。[28-32]新時代背景下，國有企業(yè)與民營企業(yè)相互協(xié)作共同成長，但前者以國有資產(chǎn)為主，后者以家族私產(chǎn)為主，它們的經(jīng)營模式、管理制度都存在一定程度上的差別。因此，本文認為薪酬激勵、股權(quán)集中度對企業(yè)創(chuàng)新與績效的影響存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上的差異。

已有研究或是討論高管薪酬激勵對企業(yè)績效的影響，或是討論薪酬激勵對創(chuàng)新投入的作用，多數(shù)都為全行業(yè)大樣本的研究，綜合考慮績效與創(chuàng)新以及股權(quán)集中度調(diào)節(jié)作用的成果甚少，針對高質(zhì)量發(fā)展時代不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的研究更少?；诖?，本文以我國制造業(yè)國有上市公司和民營上市公司為研究對象，通過雙向固定效應模型對比分析兩大產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下高管薪酬激勵如何作用于企業(yè)創(chuàng)新與績效，考慮第三變量股權(quán)集中度是否能夠調(diào)節(jié)薪酬激勵與企業(yè)績效或創(chuàng)新之間的關(guān)系，為提升制造企業(yè)競爭力以及鞏固制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的微觀基礎(chǔ)提供理論和實踐參考。

二、理論分析與研究假設

(一)高質(zhì)量發(fā)展

2018年《政府工作報告》中第一次提出高質(zhì)量發(fā)展這一表述。所謂高質(zhì)量是指通過新興技術(shù)在經(jīng)濟、社會與環(huán)境方面實現(xiàn)高效益，在一定的經(jīng)濟條件下達到更高的宏觀目標。而宏觀目標的達成歸根結(jié)底要通過微觀主體來實現(xiàn)，即某一行業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展能否成功實現(xiàn)取決于該行業(yè)企業(yè)的發(fā)展。從微觀層面來說，在競爭存在的前提下，個體企業(yè)的直接目的是保障自身的可持續(xù)發(fā)展，通過提升企業(yè)績效實現(xiàn)增加社會福利的最終目的。為了更加具體地體現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵，許多學者進行了相關(guān)研究，例如金碚(2018)[12]提出高質(zhì)量發(fā)展的本質(zhì)是創(chuàng)造自身優(yōu)勢、實際與特色相結(jié)合，有效滿足多方面需要；任保平、李禹墨(2018)[13]則認為有效解決發(fā)展不平衡、不充分問題才是高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。隨著高質(zhì)量發(fā)展的越發(fā)“火熱”，學者們開始對其衡量方法進行研究。任保平、文豐安(2018)[14]建議在新時代背景下從科技、產(chǎn)業(yè)、制度、戰(zhàn)略四大創(chuàng)新及促進人的全面發(fā)展著手；黃速建等(2018)[15]則結(jié)合兩個角度對高質(zhì)量發(fā)展的微觀特質(zhì)進行界定，認為個體企業(yè)需要在社會價值、資源能力、產(chǎn)品服務、運營開放、管理機制、綜合績效、社會聲譽等七個方面取得成績才能實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展；李金昌等(2019)[16]則圍繞經(jīng)濟、創(chuàng)新、綠色、生活、社會五方面共創(chuàng)造了27個指標評價高質(zhì)量發(fā)展，涵蓋新發(fā)展理念全局。從以上文獻可以看出，高質(zhì)量發(fā)展體現(xiàn)在微觀企業(yè)方面就是創(chuàng)新與績效。

(二)薪酬激勵、企業(yè)創(chuàng)新與績效

在已有研究中，大部分學者都認為高管薪酬激勵可以在一定程度上帶動企業(yè)創(chuàng)新與績效的發(fā)展。在企業(yè)績效方面，學者們通過不同的角度得出了多樣化的結(jié)論，如Starks(2003)[17]認為高管薪酬業(yè)績敏感度能有效促進高管激勵，進而實現(xiàn)企業(yè)價值最大化；而孫世方(2016)[18]從企業(yè)生命周期異質(zhì)性角度出發(fā)，認為高管激勵與企業(yè)績效之間的反饋作用在不同階段呈現(xiàn)不同效果，其中初創(chuàng)期二者之間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系，成熟期表現(xiàn)出一定的正相關(guān)關(guān)系，而衰退期呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。相較于這些多樣化的研究結(jié)果，大部分的研究學者如郭雪萌[19]、李燁[20]、張燕紅[21]等認為薪酬激勵與企業(yè)績效之間為正相關(guān)關(guān)系。在企業(yè)創(chuàng)新投入方面，有效的創(chuàng)新活動可以幫助企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢和效益，尤其是對依靠新興技術(shù)發(fā)家的高新技術(shù)企業(yè)來說，穩(wěn)定的創(chuàng)新投入更是保障其發(fā)展的生命之源，[22]而對于非高新技術(shù)企業(yè)來說，創(chuàng)新投入并不是其發(fā)展的決定因素。[23]高管激勵水平可以在一定程度上影響企業(yè)的創(chuàng)新活動決策，高管薪酬的增加使高管人員對創(chuàng)新活動更富有熱情，企業(yè)的創(chuàng)新投入強度也就越大。[24]Lerner et al.[25]認為高管薪酬激勵水平上升會提高企業(yè)員工研究開發(fā)的積極性，進而擴大企業(yè)的專利范圍和數(shù)量，這些難以替代和模仿的創(chuàng)新成果可有效推動企業(yè)效益水平發(fā)展。鄭卓琳(2019)[26]通過我國上市公司數(shù)據(jù)得出了與其相似的結(jié)果，盡管高管薪酬形式不一，但都能在一定程度上帶動企業(yè)的自主創(chuàng)新。

基于以上討論，提出如下假設：

H1a：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，國有企業(yè)薪酬激勵對企業(yè)績效的同方向反饋作用更大。

H1b：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，民營企業(yè)薪酬激勵對企業(yè)績效的同方向反饋作用更大。

H2a：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，國有企業(yè)薪酬激勵對創(chuàng)新投入的帶動作用更強。

H2b：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，民營企業(yè)薪酬激勵對創(chuàng)新投入的帶動作用更強。

(三)股權(quán)集中度、企業(yè)創(chuàng)新與績效

目前學術(shù)界關(guān)于股權(quán)集中度和企業(yè)績效、創(chuàng)新投入之間關(guān)系的討論存在不同聲音。在企業(yè)績效方面，一部分學者認為兩者之間呈現(xiàn)U形關(guān)系，如Kotlar et al.[27]；還有一部分研究表明股權(quán)集中度會阻礙企業(yè)績效的提升，如Thomsen et al.[28]。但近些年更多的聲音指向股權(quán)集中度與企業(yè)績效之間顯著正相關(guān)，[29]蔣澤芳等[30]以A股上市公司為樣本、張寧[31]以民營企業(yè)為樣本、郝紫琪[32]以制造業(yè)上市公司為樣本均得出了股權(quán)集中度帶動企業(yè)績效的一致結(jié)論。在創(chuàng)新投入方面，隨著宏觀環(huán)境的不斷改變以及指標衡量的差異，研究結(jié)果也越來越多樣化。如陳隆[33]、文芳[34]、溫軍[35]等發(fā)現(xiàn)二者之間存在非線性相關(guān)，并得出了“U”形、“N”形、“倒U形”相關(guān)的不同結(jié)果。Shlerifer等[36]則認為股權(quán)越集中越能有效控制高管行為，保證高管將更多的資金投入創(chuàng)新活動。同時根據(jù)監(jiān)督理論，股權(quán)集中可以加大對高管決策的約束力度，避免高管因追求私人利益而損害企業(yè)效益，保證高管通過合理決策和創(chuàng)新活動提升企業(yè)績效。

基于以上討論，提出如下假設：

H3a：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，國有企業(yè)股權(quán)集中度對企業(yè)績效表現(xiàn)出了更強的同方向反饋作用。

H3b：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，民營企業(yè)股權(quán)集中度對企業(yè)績效表現(xiàn)出了更強的同方向反饋作用。

H4a：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，國有企業(yè)股權(quán)集中度對創(chuàng)新投入表現(xiàn)出了更強的帶動作用。

H4b：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，民營企業(yè)股權(quán)集中度對創(chuàng)新投入表現(xiàn)出了更強的帶動作用。

(四)薪酬激勵、股權(quán)集中度、企業(yè)創(chuàng)新與績效

在企業(yè)績效方面，一部分學者發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度在薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系中作用微弱，如李維安和李漢軍(2016)[37]的研究表明，當股權(quán)集中度滿足一定條件時，薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系才得以顯現(xiàn)，但并未發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用；另一部分學者則認為股權(quán)集中度可以有效帶動二者之間的關(guān)系，如張佳莉[38]、楊金磊[39]、郭雪麗[40]等的研究均證實了這一結(jié)論。在創(chuàng)新投入方面，針對股權(quán)集中度調(diào)節(jié)效應的研究較少，現(xiàn)有研究大多趨向于“股權(quán)集中度具有負向調(diào)節(jié)作用”的結(jié)論，如程翠鳳(2018)[41]、陳金[42]等分別以制造業(yè)、創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)隨著股權(quán)集中度的提高，高管激勵和創(chuàng)新投入之間的正相關(guān)關(guān)系將會減弱。

基于以上討論，提出如下假設：

H5a：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，股權(quán)集中度在國有企業(yè)薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系中表現(xiàn)出更強的正向調(diào)節(jié)效應。

H5b：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，股權(quán)集中度在民營企業(yè)薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系中表現(xiàn)出更強的正向調(diào)節(jié)效應。

H6a：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，股權(quán)集中度在國有企業(yè)薪酬激勵與創(chuàng)新投入的關(guān)系中表現(xiàn)出更強的負向調(diào)節(jié)效應。

H6b：基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，股權(quán)集中度在民營企業(yè)薪酬激勵與創(chuàng)新投入的關(guān)系中表現(xiàn)出更強的負向調(diào)節(jié)效應。

綜合以上文獻回顧及假設，本文主要檢驗以下幾個問題：首先考察薪酬激勵對企業(yè)績效、創(chuàng)新投入的影響，其次討論股權(quán)集中度與企業(yè)績效、創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，最后驗證股權(quán)集中度是否能夠成為薪酬激勵與企業(yè)績效、創(chuàng)新投入之間的調(diào)節(jié)因素。具體如圖1所示。

圖1 理論假設概念

三、研究設計

(一)樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文以2011—2018年728家滬深上市制造業(yè)公司為初始樣本，其中國有企業(yè)332家，民營企業(yè)396家。為了保證數(shù)據(jù)有效性及實證結(jié)果的真實性，樣本篩選標準如下：(1)文中剔除了ST、*ST類企業(yè)以保障數(shù)據(jù)穩(wěn)定性；(2)對數(shù)據(jù)缺失和異常的企業(yè)進行刪除處理；(3)選擇合并報表數(shù)據(jù)，保障財務指標的全面性。另外，對相關(guān)連續(xù)型變量進行1%和99%的Winsorize處理，以消除極端值可能帶來的不利影響。全文所有數(shù)據(jù)來源于以下兩個方面：一是國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中篩選的相關(guān)財務性指標數(shù)據(jù)和研發(fā)投入數(shù)據(jù)；二是銳思數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的實際控制人信息。本文相關(guān)數(shù)據(jù)處理主要通過EXCEL和STATA15.0進行。

(二)變量選擇及定義

1.被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新與績效

在以往的研究中，企業(yè)績效多利用托賓Q值進行衡量。但由于我國股票市場仍有待完善，企業(yè)股價與真實值之間存在一定差距。因此，為了更加切實地反映制造業(yè)上市公司的財務狀況以及發(fā)展質(zhì)量，本文借鑒郭雪麗(2018)[40]的方法，使用凈資產(chǎn)收益率(ROE)衡量企業(yè)績效。另外，本文創(chuàng)新投入強度指標(RD)，利用研發(fā)收入總額的自然對數(shù)進行衡量。

2.解釋變量：高管薪酬激勵

在薪酬激勵(SI)方面，本文借鑒李燁、嚴由亮(2017)[20]的做法，對前三位高管薪酬總額進行取對數(shù)處理，以減少異方差性和偏態(tài)性造成的負面影響。

3.調(diào)節(jié)變量：股權(quán)集中度

股權(quán)集中度(CR)是對上市公司大股東控股程度體現(xiàn)出的股權(quán)結(jié)構(gòu)集中或分散的量化指標，本文借鑒童瑤、范曉靜(2019)[43]的做法，利用前五大股東持股比例之和衡量股權(quán)集中度。

4.控制變量

由于企業(yè)發(fā)展受到多方影響，本文在考量了相關(guān)文獻的指標后，決定對公司規(guī)模、發(fā)展能力、資產(chǎn)負債率、資本積累率等變量加以控制，以避免主要變量之間的相關(guān)關(guān)系受到其他因素的影響。[44]除此之外，高管薪酬激勵還受到時間、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的影響，因此本文引入虛擬變量對年份及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)加以控制。變量、符號及詳細定義見表1。

表1 變量及定義

(三)模型設定

為了確定本文研究所用模型，先對變量進行了Hausman檢驗，結(jié)果顯示P值接近為0，所以在拒絕原假設的情況下決定利用固定效應模型進行分析。另外，本文設置了年度虛擬變量，還應考慮時間效應的影響，所以Hausman檢驗后對不同年份的聯(lián)合顯著性進行了檢驗，結(jié)果表明“無時間效應”的原假設被拒絕，認為本文在確定模型時，應對個體效應和時間效應進行綜合考量，使用雙向固定效應模型(Two-way FE)。

針對假設H1、H2，建立以下模型：

ROE=α+β1SIi，t+β2LEVi，t+β3SIZEi，t+β4DEVi，t+β5CARi，t+β6∑YEARi，t+Vi+εi，t

(1)

RD=α+β1SIi，t+β2LEVi，t+β3SIZEi，t+β4DEVi，t+β5CARi，t+β6∑YEARi，t+Vi+εi，t

(2)

針對假設H3、H4，建立以下模型：

ROE=α+β1CRi，t+β2LEVi，t+β3SIZEi，t+β4DEVi，t+β5CARi，t+β6∑YEARi，t+Vi+εi，t

(3)

RD=α+β1CRi，t+β2LEVi，t+β3SIZEi，t+β4DEVi，t+β5CARi，t+β6∑YEARi，t+Vi+εi，t

(4)

針對假設H5、H6，建立以下模型：

ROE=α+β1SIi，t+β2CRi，t+β3SIi，t×CRi，t+β4LEVi，t+β5SIZEi，t+β6DEVi，t+β7CARi，t+β8∑YEARi，t+Vi+εi，t

(5)

RD=α+β1SIi，t+β2CRi，t+β3EIi，t×CRi，t+β4LEVi，t+β5SIZEi，t+β6DEVi，t+β7CARi，t+β8∑YEARi，t+Vi+εi，t

(6)

在以上模型中，i、t、α分別代表橫截面?zhèn)€體、時間以及模型的截距項，βn表示模型中對應變量的回歸系數(shù)，Vi是對個體效應的控制，εi，t為模型的隨機誤差。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

1.不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下對比分析

表2描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，首先在企業(yè)績效方面，國有企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率均值要比民營企業(yè)略低一些，但其極差、標準差均高于民營企業(yè)，說明在國有企業(yè)中既存在發(fā)展效益極好的企業(yè)也存在虧損嚴重的企業(yè)，企業(yè)間效益水平差距較大，在后面的研究中可能需要考慮這一因素。在創(chuàng)新投入強度方面，國有企業(yè)的研發(fā)投入均值高于民營企業(yè)，且企業(yè)之間的創(chuàng)新投入水平差距也比民營企業(yè)大，可能是因為國有企業(yè)由國家控股，部分企業(yè)在加強創(chuàng)新投入方面能得到政府更多的扶持。其次在薪酬激勵方面，國有企業(yè)平均水平高于民營企業(yè)，說明國有企業(yè)可能更加重視高管人員的帶動作用，在激勵高管人員、提高其積極性方面付出了更多的成本。同時國有企業(yè)的股權(quán)集中度均值也大于民營企業(yè)，這可能是因為國有企業(yè)由國家控股，股權(quán)相對來說更加集中。最后在控制變量方面，國有企業(yè)的資產(chǎn)負債率和公司規(guī)模的平均水平比民營企業(yè)高，但在發(fā)展能力、資本積累率方面則不占優(yōu)勢。

表2 描述性統(tǒng)計分析表

為了更加直觀地對比本文主要變量在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的均值水平以及發(fā)展趨勢，圖2至圖5畫出了四個變量的對比分析圖。結(jié)果表明，制造業(yè)民營企業(yè)凈資產(chǎn)收益率明顯高于國有企業(yè)，但近兩年都以下降的趨勢縮小了差距。制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入近年均保持穩(wěn)定的上升趨勢，且國有企業(yè)的研發(fā)投入穩(wěn)步在民營企業(yè)之上，這可能是由于我國創(chuàng)新相關(guān)資源主要由政府控制，而由國家控股的國有企業(yè)在獲取創(chuàng)新資源的途徑上更具優(yōu)勢。除此之外，民營企業(yè)較國有企業(yè)來說更少注重自主創(chuàng)新，對研發(fā)要求相對低一些，所以即使在研發(fā)投入相對較低的情況下,依然能達到較高的凈資產(chǎn)收益率。制造業(yè)民營上市公司高管薪酬激勵從2016年開始趕超國有企業(yè)，說明民營企業(yè)開始逐步重視高管人員的激勵效應。另外，自2014年開始，國有企業(yè)股權(quán)集中度均值趕超民營企業(yè)，且二者的發(fā)展趨勢逐步趨同。

圖2 凈資產(chǎn)收益率對比分析

圖3 研發(fā)投入對比分析

圖4 高管薪酬激勵對比分析

圖5 股權(quán)集中度對比分析

2.均值差異檢驗

本文結(jié)合ANOVA檢驗與均值差異t檢驗方法，考察不同產(chǎn)權(quán)下主要變量的均值差異性是否顯著，結(jié)果見表3?？梢钥闯?，不論在哪種方法下，主要變量均拒絕了組間差異為零的原假設，認為不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下變量均值具有顯著差異性在統(tǒng)計學上是有意義的。因此，本文研究時考慮到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，進行分樣本回歸是十分必要的。

表3 組間均值差異對比分析

(二)相關(guān)性檢驗

從表4可以看出,企業(yè)績效與各解釋變量、控制變量之間存在顯著關(guān)系，其中與資產(chǎn)負債率呈負向相關(guān)，說明單位資產(chǎn)條件下承擔的負債越多企業(yè)績效越低，符合經(jīng)濟意義，與其他變量則呈現(xiàn)正向相關(guān)。表5顯示創(chuàng)新投入與薪酬激勵、股權(quán)集中度之間均存在正向效應，與前人研究成果相對應。同時，創(chuàng)新投入與發(fā)展能力、資本積累率之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，說明企業(yè)營收增長與資本積累并不是創(chuàng)新投入增加的直接成因。另外，考慮到多重共線性問題，表4、表5各變量間兩兩相關(guān)系數(shù)并未表現(xiàn)出強相關(guān)性，所以可以直接進行下一步的研究。

表4 相關(guān)性分析表(ROE)

表5 相關(guān)性分析表(RD)

(三)回歸分析

1.單一相關(guān)關(guān)系回歸結(jié)果

表6、表7給出了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下單一相關(guān)關(guān)系的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯匠昙钆c企業(yè)績效之間存在正向效應，且在相同的顯著性水平下，國有企業(yè)體現(xiàn)出更高的相關(guān)系數(shù)(0.052)，回歸方程擬合度也更高，說明在國有企業(yè)中薪酬激勵對企業(yè)績效的同方向反饋作用更強，假設H1a成立。另外，股權(quán)集中度與民營企業(yè)績效的相關(guān)系數(shù)顯示二者之間在1%的顯著性水平下存在正向反饋效應，國有上市公司可能是由于股權(quán)相對集中且由國家控股，股東追逐企業(yè)績效的動力較民營企業(yè)弱，所以這種關(guān)系并不明顯，假設H3b成立。表7結(jié)果顯示基于兩種不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，薪酬激勵均可對創(chuàng)新投入起正向推動作用。同時，國有企業(yè)與民營企業(yè)各自的回歸系數(shù)差距甚微，說明不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下薪酬激勵對創(chuàng)新投入的影響差異不大，國有企業(yè)略高一些，假設H2a成立。另外，股權(quán)集中度與創(chuàng)新投入之間的回歸系數(shù)均不顯著，說明二者之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，假設H4未通過驗證。

表6 單一相關(guān)關(guān)系檢驗結(jié)果(ROE)

表7 單一相關(guān)關(guān)系檢驗結(jié)果(RD)

2.調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果

從上文可知，制造業(yè)股權(quán)集中度、薪酬激勵與企業(yè)績效之間均存在單一的正相關(guān)關(guān)系，但表8給出的股權(quán)集中度和薪酬激勵交互項的系數(shù)并不顯著。為了驗證這種結(jié)果的出現(xiàn)是否來自企業(yè)差距的影響，本文接著利用分位數(shù)回歸進行分析。分位數(shù)回歸能夠根據(jù)企業(yè)績效的范圍全面描述高管薪酬激勵、股權(quán)集中度對處于不同分位的企業(yè)績效的影響，結(jié)果見表9。在不同分位企業(yè)績效下，股權(quán)集中度也給出了調(diào)節(jié)作用的不同結(jié)果，與表8相悖的結(jié)果是股權(quán)集中度能正向調(diào)節(jié)低分位績效民營企業(yè)薪酬激勵與企業(yè)績效之間的關(guān)系，即隨著股權(quán)集中度的增加，小型民營企業(yè)薪酬激勵與企業(yè)績效之間的正向效應會得到強化，假設H5b部分成立。

表8 關(guān)于薪酬激勵與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果

表9 薪酬激勵、股權(quán)集中度、企業(yè)績效分位數(shù)回歸結(jié)果

表10給出了股權(quán)集中度對薪酬激勵與創(chuàng)新投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果。在加入交互項后，回歸擬合度均有所提升且回歸系數(shù)顯著，說明股權(quán)集中度在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下均能負向調(diào)節(jié)薪酬激勵與創(chuàng)新投入強度之間的關(guān)系，且在民營企業(yè)中交互項系數(shù)更大，說明這種調(diào)節(jié)效應在民營企業(yè)中更顯著，假設H6b成立。上文結(jié)果顯示創(chuàng)新投入與薪酬激勵之間存在正向效應而與股權(quán)集中度之間不存在單一的相關(guān)關(guān)系，說明股權(quán)集中度并不直接作用于創(chuàng)新投入，而是通過間接效應抑制薪酬激勵對企業(yè)績效的帶動作用。股權(quán)越集中，意味著薪酬激勵與創(chuàng)新投入之間的正向效應將會被弱化。

表10 關(guān)于薪酬激勵與創(chuàng)新投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.相關(guān)關(guān)系檢驗——變量替換

考慮到衡量指標的方法多種多樣，以及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文利用變量替換的方法對上文主要變量之間的相關(guān)關(guān)系進行檢驗，將原來的凈資產(chǎn)收益率替換為總資產(chǎn)收益率，用于衡量企業(yè)績效；第一大股東持股比例代替前五大股東持股之和衡量股權(quán)集中度。重復上文操作發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果與之前相差無幾，所以認定本文結(jié)果穩(wěn)健。

2.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗——傾向度評分匹配(PSM)

參考相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，研究結(jié)果的不一致不僅來源于指標衡量的差異，數(shù)據(jù)的偏差以及計量方法的選擇也有一定的影響，所以本文決定對相關(guān)變量進行傾向得分匹配，并對匹配后結(jié)果進行ols回歸。

首先以股權(quán)集中度均值水平為分界線將樣本分為兩組，對其進行傾向評分匹配，匹配后相關(guān)控制變量的平衡性檢驗見表11。這里對時間效應進行了控制，考慮到篇幅較大，時間控制變量的檢驗結(jié)果未放入表中，可以看出相關(guān)變量的標準偏差在經(jīng)過PSM處理后均得到很大程度的降低，且大多低于5%。另外圖6、圖7為匹配前后的核密度函數(shù)圖，通過兩圖對比發(fā)現(xiàn)，匹配之后控制組和實驗組的核密度函數(shù)較匹配前更加接近，說明PSM處理效果向好，可以進行回歸分析，回歸結(jié)果見表12。模型(1)(2)中CR系數(shù)顯著為正，說明股權(quán)集中度可以正向帶動企業(yè)績效發(fā)展，同時股權(quán)集中度與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交互項的系數(shù)在1%水平下顯著為負，意味著股權(quán)集中度的帶動作用存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上的差異，對民營企業(yè)的帶動作用更強，這一結(jié)論與表6結(jié)果一致。模型(3)(4)中CR系數(shù)均不顯著，表明股權(quán)集中度并未對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生直接影響，這一結(jié)論與表7結(jié)果一致。另外，為了驗證薪酬激勵對企業(yè)績效、創(chuàng)新投入的影響是否存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上的差異，這里以薪酬激勵均值水平為標準進行與上文相同的PSM操作，經(jīng)過平衡性檢驗后回歸結(jié)果見表13。模型(5)(6)中SI系數(shù)體現(xiàn)了薪酬激勵與企業(yè)績效之間的正向反饋關(guān)系，同時交互項系數(shù)為正，說明國有企業(yè)績效對薪酬激勵的正向反饋作用更敏感，這一結(jié)論與表6結(jié)果一致。模型(7)(8)結(jié)果顯示薪酬激勵與創(chuàng)新投入之間顯著正相關(guān)，交互項系數(shù)為負,但不顯著，說明國有企業(yè)和民營企業(yè)中薪酬激勵對創(chuàng)新投入的影響差異不大，這一結(jié)論與表7結(jié)果一致。

表11 傾向評分匹配平衡性檢驗

圖6 匹配前核密度

圖7匹配后核密度

表12 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下股權(quán)集中度的影響結(jié)果

表13 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下薪酬激勵的影響結(jié)果

為了驗證國有企業(yè)和民營企業(yè)中股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用差異，進行了見表14的回歸。從模型(9)(10)中可以看出,CR和SI交互項的系數(shù)并不顯著，但CR與STATE的交互項顯著為負，說明在薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系中，股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應并不明顯，但仍存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上的差異，這一結(jié)論與表8、表9結(jié)果無本質(zhì)差別。模型(11)(12)結(jié)果表明，股權(quán)集中度可以負向調(diào)節(jié)薪酬激勵和創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，且三大變量交互項的系數(shù)顯著為正，說明民營企業(yè)中股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應更強，這一結(jié)論與表10結(jié)果一致。綜合以上討論，認為本文研究結(jié)果穩(wěn)健。

表14 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下股權(quán)集中度調(diào)節(jié)作用結(jié)果

五、研究結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文選取2011—2018年深滬A股制造業(yè)上市公司作為初始樣本，利用雙向固定效應模型對研究假設進行驗證，考慮到企業(yè)差距的影響，針對股權(quán)集中度是否產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用這一問題，通過分位數(shù)回歸方法進行檢驗，最終匯總得到以下四個結(jié)論：(1)薪酬激勵與企業(yè)績效、創(chuàng)新投入之間均存在正向效應，且這一現(xiàn)象在國有企業(yè)中更顯著；(2)民營企業(yè)中股權(quán)集中度對企業(yè)績效的帶動作用更強；(3)在低分位民營企業(yè)中，隨著股權(quán)集中度的提高，薪酬激勵對企業(yè)績效的正向帶動作用也有所增強；(4)相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)中股權(quán)集中度對薪酬激勵和創(chuàng)新投入關(guān)系的抑制作用更強。

(二)建議

在高質(zhì)量發(fā)展的時代背景下，制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是決定經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵因素，而制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展又需通過制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展這一微觀途徑才能得以實現(xiàn)。因此，為了進一步提升企業(yè)績效和創(chuàng)新強度，加強制造業(yè)企業(yè)競爭力，更有力推動制造業(yè)企業(yè)向高質(zhì)量發(fā)展過渡，提出如下建議：

(1)完善激勵制度，推動企業(yè)發(fā)展。本文研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬激勵是制造業(yè)上市公司提升企業(yè)績效和創(chuàng)新投入強度的有力工具，其中國有企業(yè)績效對薪酬激勵更敏感，而民營企業(yè)創(chuàng)新投入與薪酬激勵關(guān)系更顯著。將高管薪酬與企業(yè)效益掛鉤，不僅可以避免高管因追求私人利益而忽視企業(yè)績效的影響和參與創(chuàng)新活動時決策不謹慎造成的風險，還可以對無所作為的高管進行鞭策，杜絕“渾水摸魚”現(xiàn)象，使高管人員與公司構(gòu)成利益共同體，向同一目標邁進。

(2)調(diào)整股權(quán)結(jié)構(gòu)，保障大股東有效的監(jiān)督力度。本文研究發(fā)現(xiàn)，相較于國有企業(yè)，制造業(yè)民營企業(yè)績效對前五大股東持股之和更敏感，同時股權(quán)集中度可以強化低分位民營企業(yè)薪酬激勵對績效的促進作用，負向調(diào)節(jié)薪酬激勵與創(chuàng)新投入之間的正向效應。針對民營企業(yè)適當調(diào)整高管持股比例，若股權(quán)過于集中則可能出現(xiàn)“一支獨大”的現(xiàn)象，高層管理者自身行為無法得到有效監(jiān)督；若股權(quán)過于分散則不利于高管對重大事項的決策。因此，合理提高股權(quán)集中度可以促進企業(yè)績效，同時小型民營企業(yè)還可通過提高股權(quán)集中度刺激薪酬激勵的帶動作用，但不能過度提高,以免阻礙薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入的帶動作用。