本文關(guān)鍵詞：信息技術(shù)公司研發(fā)投入與高管薪酬激勵(lì)研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

第32卷2011年第9期9月科研管理；ScienceResearchManagemen；文章編號(hào)：1000－2995（2011）09－0；信息技術(shù)公司研發(fā)投入與高管薪酬激勵(lì)研究；陳勝藍(lán)；（內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古呼和浩特0100；摘要：信息技術(shù)業(yè)公司的自主創(chuàng)新能力是公司成長(zhǎng)和發(fā)；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A；關(guān)注公司短期業(yè)績(jī)表現(xiàn)的公司高管很可能為且，；1引言；傳統(tǒng)代

第32卷2011年第9期9月科研管理

ScienceResearchManagementVol．32，No．9September，2011

文章編號(hào)：1000－2995（2011）09－008－0055

信息技術(shù)公司研發(fā)投入與高管薪酬激勵(lì)研究

陳勝藍(lán)

（內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古呼和浩特010021）

摘要：信息技術(shù)業(yè)公司的自主創(chuàng)新能力是公司成長(zhǎng)和發(fā)展的關(guān)鍵因素。公司研發(fā)項(xiàng)目周期較長(zhǎng)、不確定性較大等特點(diǎn)很可能導(dǎo)致基于公司短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)方案降低高管加大研發(fā)投入的積極性。本文通過對(duì)2007－2008年中國(guó)信息技術(shù)業(yè)上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度和高管薪酬激勵(lì)的實(shí)證考察，結(jié)果表明公司董事會(huì)通過薪酬方案鼓勵(lì)公司高管提高研發(fā)投入強(qiáng)度以增強(qiáng)公司自主創(chuàng)新能力。而且，研究表明公司薪酬方案更傾而不是公司CEO。向于獎(jiǎng)勵(lì)提高研發(fā)投入強(qiáng)度的公司高管團(tuán)隊(duì)，關(guān)鍵詞：研發(fā)投入；高管薪酬；創(chuàng)新中圖分類號(hào)：F272.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

關(guān)注公司短期業(yè)績(jī)表現(xiàn)的公司高管很可能為且，

1引言

傳統(tǒng)代理理論認(rèn)為以公司業(yè)績(jī)?yōu)榛A(chǔ)的高管

了獲取更多私人收益而減少公司當(dāng)期的研發(fā)投

［4］［5］

入。Cheng（2004）就這一現(xiàn)象進(jìn)行了更加深側(cè)重考察公司薪酬委員會(huì)是否通過對(duì)入的研究，

高管薪酬激勵(lì)方案的制定有效防止高管出于機(jī)會(huì)

主義動(dòng)機(jī)減少公司研發(fā)投入。通過對(duì)美國(guó)福布斯500強(qiáng)公司進(jìn)行考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在以上兩種情況下，公司高管薪酬的變化與公司研發(fā)投入的變化顯著正相關(guān)，這表明薪酬委員會(huì)發(fā)揮了有效的作

［6］

用。Xue（2007）分析指出由于美國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)“購買”新技術(shù)允許資本化會(huì)計(jì)確認(rèn)，而對(duì)“開發(fā)”新技術(shù)要求費(fèi)用化會(huì)計(jì)確認(rèn)，從而使公司高管進(jìn)�！百徯邢嚓P(guān)決策時(shí)產(chǎn)生不同的風(fēng)險(xiǎn)偏好特征

新技術(shù)不會(huì)損害當(dāng)期會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)，如果公司高買”

管薪酬激勵(lì)機(jī)制嚴(yán)重依賴于會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)指標(biāo)，那么

，“開發(fā)”高管更偏好選擇這種方式。相反新技術(shù)很可能對(duì)公司長(zhǎng)期業(yè)績(jī)有較大影響，如果公司高

管薪酬激勵(lì)機(jī)制主要依賴于市場(chǎng)業(yè)績(jī)指標(biāo)，那么

薪酬激勵(lì)方案有助于把具有風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)的公司高管利益同公司廣大投資者利益聯(lián)系

能夠有效降低公司代理成本，促進(jìn)公司成長(zhǎng)起來，和發(fā)展

［1］

。如何設(shè)計(jì)有效的激勵(lì)方案鼓勵(lì)公司高

管提高公司盈利能力和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)得到了廣泛的討［2］

由于論和研究。對(duì)于研發(fā)投入強(qiáng)度較大的公司，研發(fā)活動(dòng)具有周期長(zhǎng)、不確定性高等特點(diǎn)，導(dǎo)致公司投資者難以通過對(duì)公司研發(fā)活動(dòng)的評(píng)價(jià)獎(jiǎng)勵(lì)公

從而很可能降低公司高管加大公司研發(fā)投司高管，

考察公司研發(fā)活動(dòng)與高管入力度的積極性。因此，

薪酬激勵(lì)的關(guān)系形成了一個(gè)相對(duì)獨(dú)立的研究領(lǐng)域。基于美國(guó)資本市場(chǎng)的早期研究并沒有發(fā)現(xiàn)公司高管薪酬激勵(lì)機(jī)制中通過貨幣薪酬、股票期權(quán)等方式獎(jiǎng)勵(lì)高管在研發(fā)活動(dòng)方面的努力

［3］

。而

收稿日期：2010－03－29；修回日期：2011－05－19．

“公司研發(fā)投入與市場(chǎng)中介研究—內(nèi)蒙古地區(qū)與其他地區(qū)上市公司比較研究”（項(xiàng)目編號(hào)：基金項(xiàng)目：內(nèi)蒙古高等學(xué)�？茖W(xué)研究項(xiàng)目

NJ10028；起止時(shí)間：2010－2012）；內(nèi)蒙古大學(xué)文科學(xué)術(shù)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)建設(shè)計(jì)劃項(xiàng)目“可持續(xù)發(fā)展視角下的公司財(cái)務(wù)理論與實(shí)（起止時(shí)間：2010－2013）；內(nèi)蒙古大學(xué)高層次人才引進(jìn)科研啟動(dòng)項(xiàng)目“公司研發(fā)投入會(huì)計(jì)確認(rèn)與投資者保護(hù)研務(wù)研究”

（起止時(shí)間：2010－2012）。究”

作者簡(jiǎn)介：陳勝藍(lán)（1978－），男（漢），湖北武漢人，內(nèi)蒙古大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，管理學(xué)博士，主要從事資本市場(chǎng)公司治理、會(huì)計(jì)

與財(cái)務(wù)研究。

高管更偏好選擇這種方式。

我國(guó)對(duì)公司研發(fā)投入的研究主要關(guān)注其影響因素，如公司內(nèi)部特征和公司外部環(huán)境等。其中，從公司高管特征進(jìn)行考察的研究較多，如高管任［7，8］［9－11］［12］

、、期高管受教育水平高管風(fēng)險(xiǎn)偏好等�？梢园l(fā)現(xiàn)，還沒有研究深入分析公司研發(fā)投入決策與高管薪酬激勵(lì)方案設(shè)計(jì)之間的關(guān)系。以上研究雖然為公司研發(fā)投入的影響因素提供了一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但由于新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施之前公司披露研發(fā)投入的標(biāo)準(zhǔn)并不一致

，研究者需要根據(jù)不同的披露方式主觀判斷公司研發(fā)投入金額，

［13］

應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

2

2.1

研究設(shè)計(jì)

研究樣本與數(shù)據(jù)來源

新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系于2007年1月1日開始正式實(shí)施。新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施前，上市公司對(duì)研發(fā)投

入披露相對(duì)不規(guī)范，研究者在收集相關(guān)數(shù)據(jù)以及建立研究變量過程中存在選擇標(biāo)準(zhǔn)主觀性問題，導(dǎo)致研究結(jié)果的科學(xué)性和可比性相對(duì)較低。在2007年上市公司全面執(zhí)行新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則后，公司財(cái)項(xiàng)目需要詳細(xì)披露公務(wù)報(bào)表附注中“開發(fā)支出”司當(dāng)年研發(fā)投入的具體數(shù)據(jù)，，這使得公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)的可比性大大提高。

考慮到以上因素，本文選擇2007–2008年信息技術(shù)業(yè)上市公司作為初始研究樣本，剔除了當(dāng)年不存在研發(fā)投入的公司，最終確定研究樣本數(shù)量為41個(gè)。由于樣本是由不同公司在不同年給定公司的年度度組成的混合數(shù)據(jù)（PoolData），

觀察值不滿足獨(dú)立性要求，這會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果的統(tǒng)計(jì)顯著性被高估。為了糾正這個(gè)統(tǒng)計(jì)問題，本文使用對(duì)每個(gè)公司進(jìn)行“聚類（clustering）”的方

［17］

法調(diào)整系數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤。本文使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，公司治理結(jié)構(gòu)變量

使研究數(shù)據(jù)存在較大測(cè)量偏誤，導(dǎo)致一些研究結(jié)

果相互矛盾的現(xiàn)象較為嚴(yán)重。

隨著中國(guó)信息技術(shù)業(yè)公司的快速發(fā)展，相關(guān)研究也越來越多。對(duì)于信息技術(shù)業(yè)公司而言，研發(fā)投入對(duì)于公司形成競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和提高盈利能力的

［14］

作用更加突出。王任飛（2005）以信息技術(shù)業(yè)部公布的中國(guó)電子信息行業(yè)百強(qiáng)企業(yè)為研究對(duì)

考察了研發(fā)投入的內(nèi)部影響因素。梁萊歆和象，

以2002–2007年51個(gè)信息技術(shù)業(yè)上市公司為樣本，考察了公司研發(fā)項(xiàng)目資金管理與自主創(chuàng)新之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)連續(xù)的研發(fā)投入更有利于公司自主創(chuàng)新。

對(duì)于信息技術(shù)業(yè)為代表的高新科技公司，其自主創(chuàng)新能力往往對(duì)于公司長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和盈利能力起著決定性作用。公司自主創(chuàng)新能力的提高主要依賴于公司研發(fā)活動(dòng)，但研發(fā)項(xiàng)目往往具有周期長(zhǎng)、不確定性高等特點(diǎn)，關(guān)注公司短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的高管很可能為了尋求私人收益而減少公司研發(fā)投入，使公司廣大投資者長(zhǎng)期利益遭受損失。隨著我國(guó)信息技術(shù)業(yè)的快速發(fā)展，公司通過自主創(chuàng)新獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的需求更加強(qiáng)烈。在現(xiàn)階段，公司研發(fā)投入的總體特征仍然是總量較低、經(jīng)費(fèi)

［16］

不足。為了鼓勵(lì)公司高管加大研發(fā)投入力度，公司董事會(huì)很可能通過高管薪酬激勵(lì)方案的設(shè)計(jì)給予高管獎(jiǎng)勵(lì)。在這種形勢(shì)下，如何激勵(lì)公司高管加大研發(fā)投入力度、提高公司自主創(chuàng)新能力是關(guān)系公司長(zhǎng)遠(yuǎn)利益的重要問題。而目前相關(guān)研究還沒有就這一問題展開深入分析和探討。因此，本文以我國(guó)信息技術(shù)業(yè)上市公司為研究樣本，實(shí)證考察公司研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)高管薪酬激勵(lì)的影響，嘗試為這一領(lǐng)域的研究提供一定的思考和相馬如飛（2009）

［15］

數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫。

2.2研究變量2.2.1

被解釋變量

本文的被解釋變量是公司高管薪酬激勵(lì)變量。高管薪酬一般包括貨幣薪酬和股票期權(quán)等，但對(duì)于目前中國(guó)大多數(shù)上市公司而言，貨幣薪酬仍然是最主要的方式，股票期權(quán)等激勵(lì)方式并不普遍

［18］

。使用高管貨幣薪酬構(gòu)建變量的方式也

［19］

常見于高管薪酬的相關(guān)文獻(xiàn)之中。證監(jiān)會(huì)在2001年12月18日發(fā)布《公開發(fā)行證券的公司信

——年度報(bào)告的內(nèi)息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號(hào)—

，容與格式（2001年修訂）》要求上市公司披露金額最高的前三名董事的報(bào)酬總額、金額最高的前

三名高級(jí)管理人員的報(bào)酬總額。2005年12月26日，證監(jiān)會(huì)又修訂了該準(zhǔn)則，要求上市公司披露每一位現(xiàn)任董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員在報(bào)告期內(nèi)從公司獲得的報(bào)酬總額。因此，在本文的研究期內(nèi)可以獲取樣本公司每一位高管的貨幣薪酬總

額。國(guó)外相關(guān)研究主要考察公司CEO薪酬，國(guó)內(nèi)已有研究受到公司信息披露的影響往往考察公司前三名高管的薪酬水平。本文構(gòu)建2個(gè)高管薪酬變量：Salary1和Salary3，分別表示公司金額最高的公司CEO薪酬總額和公司金額最高的前三名高管薪酬總額的平均值。為了減小被解釋變量異方差性和偏態(tài)性對(duì)回歸模型中系數(shù)估計(jì)帶來的負(fù)面影響，對(duì)Salary1和Salary3實(shí)施自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換得到變量LSalary1和LSalary3，使用轉(zhuǎn)換后的變量作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析，回歸模型更接近經(jīng)典線性模型假定的要求2.2.2主要解釋變量

［20］

公司成長(zhǎng)性變量Growth，使用公司營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率

衡量。⑷公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)變量ROA，使用公司凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比率衡量。⑸公司風(fēng)險(xiǎn)變量Risk，使用公司當(dāng)年股票收益月回報(bào)率的標(biāo)準(zhǔn)差衡量�？紤]到已有研究發(fā)現(xiàn)公司治理特征對(duì)高管薪酬［24－26］

，本文使用如下公司治理變量進(jìn)行控的影響

制：⑴公司股權(quán)集中度變量Share，使用公司第一大

股東持股比例衡量。⑵公司股權(quán)制衡度變量AntiSh，使用公司第一大股東與第二大股東持股比率的比率衡量。⑶董事會(huì)規(guī)模變量DSize，使用董事會(huì)總?cè)藬?shù)衡量。⑷董事會(huì)獨(dú)立性變量Indep，使用董事會(huì)獨(dú)立董事人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比率衡量。⑸董事會(huì)行為變量Meet，使用董事會(huì)會(huì)議次數(shù)衡量。2.3

研究模型

研究模型的被解釋變量分別使用LSalary1和LSalary3。在回歸分析中，考慮到異方差問題可能造成系數(shù)估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)偏誤，所有系數(shù)估計(jì)都使用異方差調(diào)整方法估計(jì)異方差–穩(wěn)健性標(biāo)

模型中一般需要準(zhǔn)誤。本文的研究期間是2年，

設(shè)置年度虛擬變量控制年度固定效應(yīng)。設(shè)置年度

虛擬變量時(shí)，要求每個(gè)年度的觀察值個(gè)數(shù)大于30個(gè)，考慮到本研究樣本較少，不滿足最低觀察值個(gè)數(shù)條件，因而不設(shè)置年度虛擬變量。本文選擇特定的信息技術(shù)業(yè)上市公司作為研究樣本，故不需要控制行業(yè)固定效應(yīng)。本文使用的研究模型如下

：

。

本文的主要解釋變量是公司研發(fā)投入強(qiáng)度變量R＆D。與以前文獻(xiàn)一致，該變量的計(jì)算方式是公司當(dāng)年“開發(fā)支出”的增加額與當(dāng)年?duì)I業(yè)收入

［21，22］

。的比率2.2.3

控制變量

Conyon和He（2008）［19］發(fā)現(xiàn)中國(guó)上市公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)、風(fēng)險(xiǎn)等因素會(huì)對(duì)高管薪酬帶來顯規(guī)模、

Choy和Wan（2008）［23］發(fā)現(xiàn)公司著影響。Chang、

資產(chǎn)負(fù)債率和公司成長(zhǎng)性會(huì)對(duì)高管薪酬帶來影響。

考慮到公司層面因素對(duì)高管薪酬的影響，本文使用以下變量進(jìn)行控制：⑴公司規(guī)模變量Size，使用公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)衡量。⑵公司資產(chǎn)負(fù)債率變使用公司總負(fù)債與總資產(chǎn)的比率衡量。⑶量Lev，

Salary表示公司高管薪酬激勵(lì)水平；其中，

R＆D表示公司研發(fā)投入強(qiáng)度；Size表示公司規(guī)模；Lev表示公司資產(chǎn)負(fù)債率；Growth表示公司成長(zhǎng)性；ROA表示公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)；Risk表示公司風(fēng)險(xiǎn)；Share表示公司股權(quán)集中度；AntiSh表示公司股權(quán)制衡度；DSize表示董事會(huì)規(guī)模；Indep表示董事會(huì)獨(dú)立性；Meet表示董事會(huì)行為；ε表示殘差項(xiàng)。

95900變動(dòng)到2427000，表明有的公司CEO薪酬

而有的公司CEO薪酬超過200萬不到10萬元，

元，這說明不同公司CEO薪酬水平差異較大。

Salary1的均值和中位數(shù)分別是545749和478200，表明該變量具有較高的斜度。Salary3從89100變動(dòng)到1629667，變動(dòng)幅度相對(duì)于Salary1較小，這是由于該變量取公司金額最高的前三位高管薪酬平均值，從而縮小了變動(dòng)幅度。LSalary1的均值和中位數(shù)分別是12.95和13.08，LSalary3的均值和中位數(shù)分別是13.81和13.84，均值和中位數(shù)非常接近，表明使用自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后變量的斜度大幅下降。

3

3.1

實(shí)證結(jié)果與分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與分析

相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。Salary1從

考慮到解釋變量極端值的可能影響，本文對(duì)解釋變量中連續(xù)變量在5%分位數(shù)和95%分位數(shù)實(shí)施了縮尾處理（winsorization）。R＆D的均值為0.03，表明樣本公司研發(fā)投入平均占公司營(yíng)業(yè)收入

［10］的比例約為3%。文芳和胡玉明（2009）發(fā)現(xiàn)1999–2006年我國(guó)上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度平均為

公司資產(chǎn)負(fù)債率變量Lev的均值為0.39，與

［9］

文芳（2008）所發(fā)現(xiàn)1999－2006年我國(guó)上市公司資產(chǎn)負(fù)債率均值為0.45相比較，表明信息技術(shù)業(yè)上市公司負(fù)債水平相對(duì)較低。公司成長(zhǎng)性變量Growth的均值為0.15，表明平均而言信息技術(shù)業(yè)上市公司的成長(zhǎng)性較好。公司第一大股東持股比例變量Share的均值為0.36，與西方成熟資本市場(chǎng)信息技術(shù)類上市公司相比，我國(guó)上市公司的第一大股東持股比例仍然偏高。董事會(huì)規(guī)模變量DSize和董事會(huì)獨(dú)立性變量Indep的均值分別為9.51和0.36，表明樣本公司董事會(huì)人數(shù)平均接近10人，其中有三成以上是獨(dú)立董事。董事會(huì)行為變量Meet的均值為9.80，表明平均而言董事會(huì)會(huì)議在10次左右。

0.01，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于本文研究樣本的均值。趙洪江和夏

［22］

暉（2009）通過對(duì)2007–2008我國(guó)上市公司半年度財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)公司研發(fā)投入強(qiáng)度平

均為0.008，也遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于本文研究樣本的均值�？梢�，信息技術(shù)業(yè)上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度明顯高于上信息技市公司的平均水平。相對(duì)于其他上市公司，術(shù)業(yè)上市公司更加致力于公司研發(fā)項(xiàng)目，為公司獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和贏得長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)收益創(chuàng)造條件。

表1

主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

Descriptivestatistics最小值959008910011．4712．500．0019．720．12－0．210．000．130．190．016．000．335．00

25﹪27600023743312．5313．480．0020．210．210．000．010．160．240．077．000．337．00

50﹪47820034220013．0813．840．0221．080．380．100．040．190．350．209．000．339．00

75﹪60000045600013．3014．130．0421．780．570．280．070．220．490．3811．000．3611．00

最大值2427000162966714．7015．400．1223．620．720．850．150．260．570．9215．000．4321．00

Table1

變量Salary1Salary3LSalary1LSalary3R＆DSizeLevGrowthROARiskShareAntiShDSizeIndepMeet

樣本數(shù)414141414141414141414141414141

均值54574941352812．9513．810．0321．110．390．150．050．190．360．279．510．369．80

標(biāo)準(zhǔn)差4561243290470．740．670．041．150．200．270．050．040．130．252．740．034．04

3.2

相關(guān)性分析

表2給出了解釋變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。R＆D與Size的相關(guān)系數(shù)為－0.10，表明對(duì)于信息技術(shù)業(yè)上市公司而言，規(guī)模較小的公司研發(fā)投入強(qiáng)度更大，這些公司更希望通過研發(fā)項(xiàng)目增加公

ROA可能并不是通過負(fù)債獲得。R＆D與Growth、

負(fù)相關(guān)，表明成長(zhǎng)性和業(yè)績(jī)不好的公司很可能更AntiSh愿意加大公司研發(fā)投入。R＆D與Share、正相關(guān)，表明股權(quán)集中度高的公司和股權(quán)制衡度高的公司可能更愿意加大公司研發(fā)投入。還可以發(fā)現(xiàn)，公司研發(fā)投入與董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立性表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，但與董事會(huì)行為表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。

司競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，把公司做大做強(qiáng)。R＆D與Lev的相

關(guān)系數(shù)為－0.20，表明公司加大研發(fā)投入的資金

R＆D與公司特征變量和公司治但值得注意的是，

理結(jié)構(gòu)變量并沒有表現(xiàn)出顯著的相關(guān)關(guān)系。其他

表2Table2

R＆D

R＆DSizeLevGrowthROARiskShareAntiShDSizeIndepMeet

1．00－0．10－0．20－0．11－0．03－0．090．180．100．170．02－0．26

1．000．63＊＊0．27*0．00－0．15－0．19－0．180．220．360．50＊＊

1．000．24－0．170．10－0．07－0．190．150．35＊＊0．53＊＊

1．000．34＊＊0．070．13－0．110．04－0．020．16

1．00－0．48＊＊0．25－0．12－0．02－0．20－0．04

Size

Lev

Growth

結(jié)果基本與以前研究一致。

Pearson相關(guān)系數(shù)

PearsoncorrelationmatrixROA

Risk

Share

AntiSh

DSize

Indep

Meet

1．00－0．200．19－0．110．070．08

1．00－0．60＊＊－0．25－0．21－0．27*

1．000．19－0．11－0．14

1．00－0．26－0．08

1．000．43＊＊

1．00

注：*表示5%顯著性水平下顯著（雙尾檢驗(yàn)）。

3.3

回歸結(jié)果與分析

表3給出了以LSalary1為被解釋變量的回歸結(jié)果。模型1在控制公司規(guī)模不變條件下考察公

Size的顯著性得到提高，在5%的顯著性水平下顯著。ROA的系數(shù)為4.001，在10%的顯著性水

比模型2的對(duì)應(yīng)值有所提高。平下顯著，

模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了公司治理特

征變量。R＆D的系數(shù)變?yōu)?.195，不具有顯著性。Size的系數(shù)變?yōu)?.308，在1%的顯著性水平下顯著，表明其系數(shù)和顯著性都有所提高。還可以發(fā)

ROA的系數(shù)和顯著性有較小的提高。Share現(xiàn)，

的系數(shù)為2.256，在10%的顯著性水平下顯著。AntiSh的系數(shù)為1.525，在1%的顯著性水平下顯著。這表明對(duì)于信息技術(shù)業(yè)上市公司而言，股權(quán)集中度與股權(quán)制衡度都對(duì)高管薪酬具有顯著正向

Indep和Meet的系數(shù)分別為0.027、影響。DSize、

5.218和－0.021，但都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

模型5去掉了模型4中沒有通過顯著性檢驗(yàn)的董事會(huì)特征變量。R＆D的系數(shù)變?yōu)?.528，在10%的顯著性水平下顯著。Size的系數(shù)和顯著性進(jìn)一步提高，而ROA的系數(shù)和顯著性有較小的下降。Share和AntiSh的系數(shù)仍然顯著為正，但有較小的下降。可以發(fā)現(xiàn)，模型1–模型5的回歸結(jié)果可以表明在控制其他因素影響下，公司研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)公司CEO薪酬具有顯著正向影響。

司研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)高管薪酬的影響。R＆D的系

數(shù)為6.295，在5%的顯著性水平下顯著，表明保持公司規(guī)模不變，公司研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)公司CEO薪酬具有顯著正向影響。

R＆D的系模型2加入了公司層面特征變量，

數(shù)從6.295提高為6.411，但顯著性水平有所下降，只在10%的顯著性水平下顯著。Size不具有顯著性，很可能是由于Size與Lev高度相關(guān)所致（相關(guān)系數(shù)為0.63）。Lev和Growth的系數(shù)分別為0.186和－0.117，但t值絕對(duì)值較小，顯著性t值為1.35，接水平不高。ROA的系數(shù)為3.989，

t值為－近邊緣顯著。Risk的系數(shù)為－0.847，0.29，顯著性水平不高。回歸結(jié)果基本與已有研究相同，但顯著性水平不高，這很可能是由于本文

只選擇信息技術(shù)業(yè)上市公司為樣本，樣本數(shù)較小導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)偏誤較大，因而顯著性水平較低。

考慮到公司業(yè)績(jī)對(duì)公司CEO薪酬的影響，模Size和ROA。R＆D的系型3只保留了變量R＆D、數(shù)提高到6.438，在5%的顯著性水平下顯著。

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