楊水利，魏書妍，王春嬉，張娜玲

（西安理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 西安 710048）

國有企業(yè)科技人員股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的影響研究

楊水利，魏書妍，王春嬉，張娜玲

（西安理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 西安 710048）

科技人員是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新的主力軍，是我國企業(yè)進(jìn)入工業(yè)4.0時(shí)代的主要力量。文章以競爭型國有企業(yè)的科技人員為研究對象，以科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)為基礎(chǔ)，對國有企業(yè)、高層管理者、科技人員自身及非持股員工的激勵(lì)效應(yīng)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。研究表明，國有企業(yè)科技人員股權(quán)激勵(lì)有助于提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，有助于提高科技人員的滿意度、忠誠度和努力意愿，但不利于提高高層管理者的努力意愿，對高層管理者的忠誠度以及非持股員工的努力意愿和忠誠度均沒有顯著的影響。

股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)；科技人員；國有企業(yè)

一、引言

我國企業(yè)已進(jìn)入工業(yè)4.0時(shí)代，企業(yè)的競爭也日益轉(zhuǎn)向?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新的競爭，國有企業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)力量，是科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的引領(lǐng)者。隨著國有企業(yè)由制造型向技術(shù)型轉(zhuǎn)變，吸收和培養(yǎng)核心人才成為企業(yè)具備獨(dú)立的自主創(chuàng)新能力，掌握關(guān)鍵技術(shù)的關(guān)鍵。而掌握核心技術(shù)的科技人員是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新的主力軍，企業(yè)要吸引和留住科技人才，需要制定有相對競爭力的激勵(lì)制度。目前，國有企業(yè)對科技人員的激勵(lì)方式除按勞分配外，在科技成果轉(zhuǎn)化產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益后，多采用科技成果利潤分成和成果知識(shí)產(chǎn)權(quán)收益提成的方式對科技人員的科技成果收益進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)。實(shí)際是對科技人員的短期激勵(lì)，缺乏對科技人員技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新的長期激勵(lì)制度。而股權(quán)激勵(lì)是讓渡部分股權(quán)給企業(yè)的科技人員，是對科技人員的長期激勵(lì)方式。

自2005年我國企業(yè)開始實(shí)行股權(quán)激勵(lì)改革試點(diǎn)，是實(shí)施企業(yè)自主創(chuàng)新、科技成果轉(zhuǎn)化及激發(fā)科技人員創(chuàng)新力的重要舉措。2016年1月，在《國有科技型企業(yè)股權(quán)和分紅激勵(lì)暫行辦法》中提到應(yīng)建立國有科技型企業(yè)自主創(chuàng)新和科技成果轉(zhuǎn)化的激勵(lì)分配機(jī)制，調(diào)動(dòng)技術(shù)和管理人員的積極性和創(chuàng)造性，推動(dòng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化和科技成果轉(zhuǎn)化。對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，可以將企業(yè)的創(chuàng)新與收益聯(lián)系在一起，使得科技人員有更多的機(jī)會(huì)以知識(shí)創(chuàng)造財(cái)富。那么，如何維持國有企業(yè)的持續(xù)創(chuàng)新和核心競爭能力，如何促進(jìn)國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新和服務(wù)創(chuàng)新，及如何保證國有資產(chǎn)的保值增值，已成為企業(yè)及地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵。

基于此，以競爭型國有企業(yè)的科技人員為研究對象，探討國有企業(yè)科技人員股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的影響問題，分析國有企業(yè)對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，對企業(yè)、高層管理者、科技人員自身以及非持股員工產(chǎn)生的激勵(lì)效應(yīng)，以提高國有資本的運(yùn)營效率，加快國有企業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐，這對加快建設(shè)創(chuàng)新型國家具有重要的理論意義和實(shí)踐意義。

二、理論分析及研究假設(shè)

（一）科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對科技人員效應(yīng)的研究假設(shè)

科技人員作為國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的中堅(jiān)力量，通過對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，提升科技人員的滿意度、忠誠度和努力意愿，激發(fā)其工作的積極性和創(chuàng)新能動(dòng)性，提升企業(yè)績效。如國外學(xué)者Oyer等（2000）認(rèn)為對員工實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，能有效激勵(lì)員工，留住企業(yè)核心技術(shù)人才[1]。Brandes和Heisler（2003）調(diào)查發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃從20世紀(jì)90年代起表現(xiàn)出所授予激勵(lì)對象的范圍愈加廣泛的特征，尤其在高科技行業(yè)中，以至于對核心技術(shù)人員和中層管理者等骨干員工實(shí)施股權(quán)激勵(lì)已逐漸形成一種共識(shí)[2]。吳君（2010）認(rèn)為對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，將科技人員自身的利益和企業(yè)的效益聯(lián)系在一起，提高科技人員忠誠度，充分調(diào)動(dòng)科技人員的積極性和創(chuàng)造性，進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)核心競爭力[3]。趙黎明等（2012）通過分析股權(quán)分配的滿意度，認(rèn)為創(chuàng)投和孵化器所持股份與其努力程度呈正相關(guān)關(guān)系[4]。故提出研究假設(shè)為：

H1a：股權(quán)激勵(lì)有助于提高科技人員的滿意度

H1b：股權(quán)激勵(lì)有助于提高科技人員的忠誠度

H1c：股權(quán)激勵(lì)有助于提高科技人員的努力意愿

（二）科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)效應(yīng)的研究假設(shè)

國有企業(yè)對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，有效地將科技人員的研發(fā)活動(dòng)、未來預(yù)期的個(gè)人利益和企業(yè)的效益緊密地聯(lián)系在一起，為企業(yè)創(chuàng)造更多的創(chuàng)新成果。如國外學(xué)者John等（2001）認(rèn)為企業(yè)對特定員工實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可以吸引和留住人才，提升其工作的積極性，進(jìn)而提升企業(yè)業(yè)績[5]。周明建等（2006）認(rèn)為滿意度對工作績效影響較大，忠誠度對工作績效影響較小，對員工的行為影響較大[6]。付曉東（2007）認(rèn)為區(qū)域因素的差異會(huì)形成性質(zhì)各異、層次不同、各具特色的薪酬激勵(lì)模式[7]?？捎ⅲ?013）認(rèn)為在民營企業(yè)中員工忠誠度與組織績效呈正相關(guān)，且在企業(yè)的組織承諾和組織績效的關(guān)系中起中介作用[8]。故提出研究假設(shè)為：

H2a：科技人員股權(quán)激勵(lì)有助于提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

H2b：滿意度在科技人員股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中具有中介作用

H2c：忠誠度在科技人員股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中具有中介作用

H2d：努力意愿在科技人員股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中具有中介作用

H2e：區(qū)域因素在科技人員股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用

H2f：行業(yè)因素在科技人員股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用

（三）科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對高層管理者效應(yīng)的研究假設(shè)

我國頒布的相關(guān)股權(quán)激勵(lì)政策規(guī)定的股權(quán)激勵(lì)對象多數(shù)是掌握企業(yè)管理要素或技術(shù)要素的高層管理者和科技人員，明確規(guī)定股票授予總數(shù)不得超過企業(yè)股本總額的10%。因此，在企業(yè)授予股權(quán)數(shù)量一定的情況下，對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，相應(yīng)地對高層管理者授予的股權(quán)數(shù)量會(huì)隨之減少，使得高層管理者有種“利益被侵占”的感覺，工作積極性降低，對企業(yè)利潤產(chǎn)生影響。朱國軍（2013）對我國153家創(chuàng)業(yè)板上市公司進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)持股比例對創(chuàng)新績效存在顯著抑制作用[9]。因此，合理分配國有企業(yè)科技人員與高層管理者的股權(quán)數(shù)量，通過衡量股權(quán)激勵(lì)對科技人員與高層管理者的利益影響程度的大小決定其自身的行為，做出有利于企業(yè)整體利益與股東利益的決策，實(shí)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)制度的有效運(yùn)行，使其為企業(yè)業(yè)績的上升而不斷努力，充分調(diào)動(dòng)其工作的創(chuàng)造性、積極性與主動(dòng)性。

基于以上分析，提出的研究假設(shè)為：

H3a：科技人員股權(quán)激勵(lì)不利于提高高層管理者的忠誠度

H3b：科技人員股權(quán)激勵(lì)不利于提高高層管理者的努力意愿

（四）科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對非持股員工效應(yīng)的研究假設(shè)

目前由于我國相關(guān)法律市場不健全，使得有些企業(yè)利用員工持股制度進(jìn)行籌資活動(dòng)，很難起到對高層管理者和科技人員等核心人才激勵(lì)的作用，因此，國家在2005年以前不提倡采用員工持股計(jì)劃。作為非持股員工，雖然未獲得股權(quán)激勵(lì)帶來的收益，但隨著企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益也會(huì)得到提高，非持股員工同樣可以從中獲益，所以對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)間接地提高了非持股員工的工作積極性。故提出研究假設(shè)為：

H4a：科技人員股權(quán)激勵(lì)有助于提高非持股員工的忠誠度

H4b：科技人員股權(quán)激勵(lì)有助于提高非持股員工的努力意愿

由上述假設(shè)可得區(qū)域因素、行政因素作為調(diào)節(jié)變量的概念模型如圖1所示。

圖1 調(diào)節(jié)變量概念模型

由上述假設(shè)可得科技人員滿意度、忠誠度、努力意愿作為中介變量的概念模型如圖2所示。

圖2 中介變量概念模型

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量的定義與測量

研究的自變量主要包括科技人員持股的絕對水平和相對水平，因變量從科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后對科技人員、企業(yè)、高層管理者、非持股員工的效應(yīng)分析，主要包括科技創(chuàng)新、忠誠度、滿意度[10-11]、努力意愿[12]等因素，控制變量主要包括區(qū)域因素和行業(yè)因素。

通過上述的理論分析，提出將技術(shù)創(chuàng)新作為衡量科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對于企業(yè)激勵(lì)效應(yīng)的變量，將科技人員的忠誠度、滿意度、努力意愿作為科技人員自身激勵(lì)效應(yīng)的變量，將高層管理者的忠誠度和努力意愿作為科技人員股權(quán)激勵(lì)對高層管理者效應(yīng)的度量變量，將非持股員工的忠誠度和努力意愿作為科技人員股權(quán)激勵(lì)對非持股員工效應(yīng)的度量變量。由于研究目的和研究類型的不同，變量的測量題項(xiàng)如表1所示。

表1 變量的測量題項(xiàng)

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

因研究中科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)、科技人員自身、高層管理者、非持股員工的激勵(lì)效應(yīng)的數(shù)據(jù)需要通過調(diào)查問卷來獲取，所以必須首先利用小樣本對問卷各題型進(jìn)行凈化修正，然后通過正式問卷的調(diào)查獲得的結(jié)果才是最終有效的研究數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)獲得的及時(shí)性，研究的小樣本調(diào)研對象主要是西安及其周邊地區(qū)的國有企業(yè)高層管理者及科技人員，問卷當(dāng)場填寫并收回，共發(fā)放100份，剔除無效問卷，最后回收有效問卷87份，有效率為87%。

選取2005—2016年4月間國泰安數(shù)據(jù)庫中我國實(shí)施、公布股權(quán)激勵(lì)方案的上市公司，除去公布實(shí)施股權(quán)激勵(lì)已經(jīng)退市、剔除業(yè)績過差的ST和PT企業(yè)及年報(bào)被注冊會(huì)計(jì)師出具的帶強(qiáng)調(diào)事項(xiàng)段的保留意見、拒絕表示意見、否定意見等審計(jì)意見的上市公司，篩選得出公告、實(shí)施對核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)方案的企業(yè)共有876家，其中國有控股企業(yè)僅58家。從實(shí)施股權(quán)激勵(lì)企業(yè)行業(yè)分布來看，實(shí)施、公布技術(shù)人員股權(quán)激勵(lì)方案的企業(yè)分布在56個(gè)行業(yè)中。因此，研究大樣本選取我國對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的58家國有控股的上市企業(yè)。問卷主要采用電子發(fā)放和紙質(zhì)發(fā)放兩種方式對企業(yè)的科技人員、高層管理者、非持股員工進(jìn)行調(diào)查。每家企業(yè)選擇6～15名參加問卷調(diào)查，兩種方式共發(fā)放問卷700份，剔除不合格問卷，獲得有效問卷493份，其中，科技人員回收297份，高層管理者回收119份，非持股員工回收77份。

（三）信度與效度分析

通過對小樣本數(shù)據(jù)采用Cronbach's Alpha系數(shù)法及SPSS19.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行一致性程度檢驗(yàn)及信度分析，分析結(jié)果顯示各變量的Cronbach's Alpha值均大于0.8，說明各變量具有較高的一致性，不需要?jiǎng)h除其相關(guān)測量題項(xiàng)。采用KOM檢驗(yàn)，各潛變量的KOM檢驗(yàn)值在0.718與0.817之間，均大于0.6，表明各潛變量的測量指標(biāo)之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性。Bartlett球形度檢驗(yàn)值都小于0.001，也表明各潛變量的測量變量之間構(gòu)成的相關(guān)系數(shù)矩陣與單位零矩陣之間有明顯的差異，說明其構(gòu)成的調(diào)查問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

運(yùn)用SPSS19.0對大樣本進(jìn)行信度分析，結(jié)果顯示滿意度、忠誠度、努力意愿、技術(shù)創(chuàng)新的信度分別為 0.793、0.809、0.844、0.724，表明量表的總體信度較好。運(yùn)用AMOS19.0對滿意度、忠誠度、努力意愿、技術(shù)創(chuàng)新的信度進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果顯示各變量之間相互作用關(guān)系的擬合指標(biāo)均在理想值區(qū)間，表明擬合程度較好，并且各變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均較大，所有路徑在0.001水平下顯著，說明模型的內(nèi)在質(zhì)量良好，具有良好的收斂效度。此樣本數(shù)據(jù)較理想，可以進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

四、實(shí)證研究

（一）獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)

高層管理者和科技人員作為國有企業(yè)的核心人才，對其實(shí)施股權(quán)激勵(lì)都會(huì)影響到國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，且高層管理者是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)本身對高層管理者自身、科技人員和非持股員工的努力意愿和忠誠度也可能存在影響，因此，為了清楚鑒別科技人員股權(quán)激勵(lì)對高層管理者、科技人員自身和非持股員工的努力意愿和忠誠度是否有影響，將上述總體樣本按照企業(yè)對高層管理者是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的前提下，對科技人員是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)分為以下四種情況。

情況1：在高層管理者實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的情況下，對科技人員未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)

情況2：在高層管理者實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的情況下，對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)

情況3：在高層管理者未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的情況下，對科技人員未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)

情況4：在高層管理者未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的情況下，對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)

鑒于國有企業(yè)的實(shí)際情況，一般對高層管理者沒有實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)也不會(huì)對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，因此，為了排除高層管理者股權(quán)激勵(lì)對科技人員股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的影響，選取在高層管理者實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的情況下，對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)與未對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的國有企業(yè)進(jìn)行對比，分析科技人員股權(quán)激勵(lì)的效應(yīng)。以高層管理者實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的國有企業(yè)為樣本，分析在高層管理者實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的情況下，科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后對國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，對科技人員自身的努力意愿、滿意度和忠誠度的影響，對國有企業(yè)高層管理者和非持股員工的努力意愿和忠誠度的影響。

1.科技人員的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)。對于國有企業(yè)的科技人員，按照是否對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)將樣本分為兩組，第一組對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，第二組對科技人員沒有實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，比較兩組企業(yè)中科技人員的滿意度、忠誠度、努力意愿，得出t＜0.05，拒絕原假設(shè)，說明科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)有助于提高其滿意度、忠誠度、努力意愿，即假設(shè)H1均得到證實(shí)。

2.企業(yè)的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)。對于國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，按照是否對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)將樣本分為兩組，第一組對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的國有企業(yè)，第二組對科技人員沒有實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的國有企業(yè)，比較兩組企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，得出t＜0.05，拒絕原假設(shè)，說明科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)有助于提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，即假設(shè)H2均得到證實(shí)。

3.高層管理者的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)。對于國有企業(yè)的高層管理者，按照是否對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)將樣本分為兩組，第一組對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的國有企業(yè)，第二組對科技人員沒有實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的國有企業(yè)，比較兩組企業(yè)中高層管理者的忠誠度和努力意愿，得出忠誠度的t＞0.05，接受原假設(shè)，說明科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對高層管理者的忠誠度無顯著影響，即假設(shè)H3a未獲得證實(shí)；得出努力意愿的t值＜0.05，拒絕原假設(shè)，說明科技人員股權(quán)激勵(lì)不利于提高高層管理者的努力意愿，即假設(shè)H3b得到證實(shí)。

4.非持股員工的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)。對于國有企業(yè)的非持股員工，按照是否對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)將樣本分為兩組，第一組對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的國有企業(yè)，第二組對科技人員沒有實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的國有企業(yè)，比較兩組企業(yè)中非持股員工的忠誠度和努力意愿，得出t＞0.05，接受原假設(shè)，說明科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對非持股員工的忠誠度和努力意愿均無顯著影響，即假設(shè)H4均未得到證實(shí)。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)

從上述分析可知，科技人員股權(quán)激勵(lì)有助于提高科技人員的滿意度、忠誠度、努力意愿和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，為研究科技人員股權(quán)激勵(lì)對科技人員和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，以股權(quán)激勵(lì)作為自變量，以企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新作為因變量，以行業(yè)因素和區(qū)域因素為調(diào)節(jié)變量，運(yùn)用分組回歸分析的方法對科技人員股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)的驗(yàn)證。

1.區(qū)域因素對科技人員股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。按照我國不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)情況劃分為東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)，通過分析可知，西部地區(qū)的回歸方程解釋了因變量20.2%的方差變異，其標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.481；中部地區(qū)的回歸方程解釋了因變量21.7%的方差變異，其標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.490；東部地區(qū)的回歸方程解釋了因變量32.5%的方差變異，其標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.575。這三個(gè)地區(qū)回歸方程的顯著性水平P＜0.01，說明區(qū)域因素對科技人員股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2.行業(yè)因素對科技人員股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究。根據(jù)調(diào)查問卷收集的數(shù)據(jù)，主要考慮制造業(yè)、信息技術(shù)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、建筑業(yè)、金融業(yè)、餐飲住宿業(yè)等，通過分析可知，制造業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.395，信息技術(shù)業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.693，房地產(chǎn)業(yè)組的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.614，且這三類行業(yè)的回歸方程的顯著性水平P＜0.01，這說明行業(yè)因素對這三類行業(yè)具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)；批發(fā)零售業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.412，建筑業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.585，金融業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)0.406，餐飲住宿業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.659，但是這四類行業(yè)的回歸方程的顯著性水平P＞0.01，這說明行業(yè)因素對這四類行業(yè)不具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由此可知，行業(yè)因素對科技人員股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新不具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（三）中介效應(yīng)的檢驗(yàn)

采用AMOS19.0對科技人員努力意愿、忠誠度、滿意度在股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中起到的作用，建立完全中介模型和部分中介模型，得出兩個(gè)模型的擬合指標(biāo)及各自的指標(biāo)值如表2所示。

表2 兩個(gè)模型的適配度檢驗(yàn)

由表2可知，部分中介模型的擬合度指標(biāo)優(yōu)于完全中介模型的擬合度指標(biāo)，因此，通過兩個(gè)模型的顯著性及擬合指標(biāo)選擇部分中介模型，即認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)部分通過科技人員的滿意度、忠誠度和努力意愿影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

（四）結(jié)構(gòu)方程模型分析

通過上述分析構(gòu)建初始的結(jié)構(gòu)方程模型，并根據(jù)實(shí)際收集到的數(shù)據(jù)對其進(jìn)行擬合，擬合時(shí)要求數(shù)據(jù)沒有缺失值，否則擬合程序不進(jìn)行，對原始數(shù)據(jù)中出現(xiàn)的缺失值，采用最常用的均值代替法，即用該題項(xiàng)的均值取代缺失值，初次數(shù)據(jù)擬合后的初始結(jié)構(gòu)方程模型的路徑檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，其擬合指數(shù)如表4所示。

由表3和表4可知，在結(jié)構(gòu)模型中達(dá)到顯著的路徑有4條，分別為滿意度←股權(quán)激勵(lì)、忠誠度←股權(quán)激勵(lì)、努力意愿←股權(quán)激勵(lì)、技術(shù)創(chuàng)新←股權(quán)激勵(lì)。在整體適配度的統(tǒng)計(jì)量中，部分指標(biāo)達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)，但 P、RMR、AGFI、NFI、RFI等值未達(dá)到擬合的要求，這說明擬合指標(biāo)不是很理想，需要進(jìn)一步修正。采用增刪路徑的方法，首先對初始模型中最不顯著的路徑技術(shù)創(chuàng)新←忠誠度刪除，同時(shí)增加殘差與潛變量之間以及新的顯著殘差之間的相關(guān)路徑；然后根據(jù)修正指標(biāo)MI指數(shù)對模型進(jìn)行擬合，當(dāng)參數(shù)的修正指標(biāo)較大時(shí)，在不違反SEM基本假定，且與理論模型假定不矛盾的基礎(chǔ)上，對路徑進(jìn)行刪除或者釋放變量之間的關(guān)系。如此反復(fù)對原有模型進(jìn)行修正，使得各項(xiàng)評價(jià)指標(biāo)均達(dá)到較好的狀態(tài)，最終得到修正后的結(jié)構(gòu)方程模型，但由于連線較多，導(dǎo)致直觀上模型圖不易辨認(rèn)，所以對其進(jìn)行簡化，則修正后的結(jié)構(gòu)方程模型的路徑檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，其擬合指數(shù)如表6所示。

表3 初始結(jié)構(gòu)方程模型的路徑檢驗(yàn)結(jié)果

表4 初始結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指數(shù)

表5 修正后的結(jié)構(gòu)方程模型的路徑檢驗(yàn)結(jié)果

表6 修正后的結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指數(shù)

由表5和表6可知，修正后的結(jié)構(gòu)方程模型有5條路徑達(dá)到顯著水平，各指標(biāo)均達(dá)到模型適配標(biāo)準(zhǔn)，由此說明修正后的結(jié)構(gòu)模型和樣本數(shù)據(jù)可以適配，假設(shè)模型可以接受。根據(jù)表4的最終模型檢驗(yàn)結(jié)果，得出各潛在變量之間的路徑關(guān)系如表7所示。

當(dāng)路徑對應(yīng)的顯著性 p＜0.05，C.R.＞1.96 時(shí)，說明該路徑顯著，對應(yīng)的假設(shè)關(guān)系得到證實(shí)，反之則路徑不顯著，對應(yīng)的假設(shè)關(guān)系未得到證實(shí)。由表7可知，采用驗(yàn)證性因子分析、獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)、分組回歸分析和結(jié)構(gòu)方程模型對提出的假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，通過系列分析，有7個(gè)假設(shè)獲得證實(shí)，6個(gè)假設(shè)未得到證實(shí)。假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果如表8所示。

表7 結(jié)構(gòu)方程模型中潛在變量之間的路徑關(guān)系

表8 假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果匯總

故假設(shè)關(guān)系概括如圖3所示。

圖3 關(guān)系概括圖

五、研究結(jié)論

通過實(shí)證分析結(jié)果可以得出，國有企業(yè)科技人員股權(quán)激勵(lì)有助于提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，且股權(quán)激勵(lì)對技術(shù)創(chuàng)新的影響同時(shí)具有直接效果及間接效果，即科技人員股權(quán)激勵(lì)對科技人員的努力意愿產(chǎn)生影響，進(jìn)而通過努力意愿影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，而區(qū)域因素在科技人員股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用，但由于不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，東部地區(qū)相比較中西部地區(qū)來說，東部地區(qū)的企業(yè)對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響更明顯?？萍既藛T股權(quán)激勵(lì)有助于提高其滿意度、忠誠度和努力意愿，但不利于提高高層管理者的努力意愿，對高層管理者的忠誠度以及非持股員工的努力意愿和忠誠度均沒有顯著的影響，這說明企業(yè)對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后，讓高層管理者有“利益被侵占”的感覺，導(dǎo)致其努力意愿降低，但隨著企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，企業(yè)的整體效益提升，從而使得高層管理者和非持股員工也從中獲益，因而出現(xiàn)高層管理者和非持股員工忠誠度沒有明顯的影響。因此，企業(yè)對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)時(shí)，應(yīng)根據(jù)企業(yè)的性質(zhì)及發(fā)展階段確定是否有必要實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，權(quán)衡企業(yè)內(nèi)部高層管理者、科技人員及非持股員工的關(guān)系，提高企業(yè)核心人員的滿意度、忠誠度和努力意愿，進(jìn)而提升企業(yè)的業(yè)績，增強(qiáng)企業(yè)績效。

當(dāng)然，本文探索和分析國有企業(yè)科技人員股權(quán)激勵(lì)的效應(yīng)時(shí)取得了一定的成果，但由于我國實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的起步較晚，對科技人員實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)較少，樣本數(shù)量有限，難以實(shí)現(xiàn)對不同行業(yè)、不同區(qū)域企業(yè)的深入分析，雖投入大量的時(shí)間與精力收集數(shù)據(jù)，最終獲得的數(shù)據(jù)也基本滿足研究的需要，但從嚴(yán)格意義上來講，還不是大樣本。為了獲得更加有說服力的研究成果，在后續(xù)的研究中需進(jìn)一步擴(kuò)大有效樣本的數(shù)量；且由于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)主要集中在陜西、江蘇、上海、北京、山東等地區(qū)，樣本的區(qū)域性較強(qiáng)，研究結(jié)果區(qū)域的普適性受到一定的限制。這也反映了我國實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)分布不均，企業(yè)實(shí)施的股權(quán)激勵(lì)政策還需進(jìn)一步完善。因此，設(shè)計(jì)合理的股權(quán)激勵(lì)方案，建立有效的監(jiān)督約束機(jī)制是進(jìn)一步研究的重點(diǎn)問題。

[1]Oyer P，Schaefer S.Whydosome firms give stock options toall employees?An empirical examination of alternative theories[J].Journal of financial Economics，2005，76（1）：99-133.

[2]Brandes P.，HeislerW.J..Effective Employee Stock Option Design：Reconciling Stakeholder，Strategic，and Motivational Factors[J].Journal of Biotechnology，2003，17（1）：77-93.

[3]吳君，2010.中小企業(yè)知識(shí)型員工的薪酬激勵(lì)制度——員工股權(quán)計(jì)劃[J].人口與經(jīng)濟(jì)（S1）：73-74.

[4]趙黎明，劉書英.科技企業(yè)孵化器與創(chuàng)投機(jī)構(gòu)股權(quán)分配問題探析[J].河北學(xué)刊，2012，32（6）：134-136.

[5]John E.Core，Wayne R.Guay.Stock option plans for non-executive employees[J].Journal of Financial Economics，2001（2）：253-287.

[6]周明建，葉文琴.組織對員工的忠誠，員工的工作滿意感和組織忠誠感與員工績效[J].軟科學(xué)，2006，20（3）：119-121.

[7]付曉東.影響循環(huán)經(jīng)濟(jì)的區(qū)域因素[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2008，9（6）：60-63.

[8]可英.民營企業(yè)中組織承諾、員工忠誠度與組織績效的關(guān)系研究[D].重慶大學(xué)，2013.

[9]朱國軍，2013.高管團(tuán)隊(duì)人口特征激勵(lì)與創(chuàng)新績效的關(guān)系研究——來自中國創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)證研究[J].中國科技論壇（6）：143-150.

[10]岳賢平.企業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略制定中高層領(lǐng)導(dǎo)特征及其影響——基于科技人員滿意度的調(diào)查研究[J].科技進(jìn)步與對策，2012，29（17）：116-122.

[11]廖中舉，程華.企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)措施的影響因素及績效研究[J].科研管理，2014，35（7）：60-66.

[12]成瓊文.高校教師薪酬激勵(lì)效應(yīng)研究[D].中南大學(xué)，2010.

[13]張靜紅.我國民營中小企業(yè)核心員工激勵(lì)機(jī)制的效應(yīng)研究[D].蘇州大學(xué)，2011.

[14]齊菲.創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)激勵(lì)對技術(shù)創(chuàng)新成果的影響研究[D].安徽大學(xué)，2014.

[15]黃園，陳昆玉.高管層股權(quán)激勵(lì)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響研究——基于深滬A股上市公司的面板分析[J].科技管理研究，2012，32（12）：179-182.

[16]吳創(chuàng).公司治理對技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制研究——基于滬深兩市499家上市公司面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[D].山東大學(xué)，2016.

[17]王瓅，陳霞，2008.提升企業(yè)知識(shí)型員工忠誠度的研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索（1）：129-132.

[18]于欣.高技術(shù)企業(yè)員工關(guān)系管理與知識(shí)型員工忠誠度的關(guān)系研究[D].東北師范大學(xué)，2007.

[19]張廷君，張?jiān)偕?010.科研員工忠誠度二維模型及其影響因素實(shí)證分析[J].中國科技論壇（12）：105-111.

F276.1；F272.92

A

1004-2768（2017）11-0001-07

2017-08-31

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（13XGL004）；國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（17BGL007）；陜西省社科基金項(xiàng)目（2016R017）；西安市科技局軟科學(xué)研究項(xiàng)目（2016039SF/RK02）

楊水利（1963-），男，陜西禮泉人，西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：公司治理與激勵(lì)機(jī)制；魏書妍（1993-），女，陜西西安人，西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：公司治理與激勵(lì)機(jī)制；王春嬉（1986-），女，山東淄博人，西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，研究方向：公司治理與激勵(lì)機(jī)制；張娜玲（1988-），女，陜西咸陽人，西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：公司治理與激勵(lì)機(jī)制。

C 校對：T）