李 強，楊東杰，劉倩云

電子科技大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，成都 611731

引言

所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)中，實施高管股權(quán)激勵是緩解股東與高管之間代理問題的一種有效手段[1]。已有研究主要從企業(yè)價值與經(jīng)營績效、投資與風(fēng)險承擔(dān)行為兩個角度，考察高管股權(quán)激勵的影響和效果，成果頗為豐富。然而，兩個角度的研究相對割裂：企業(yè)價值與經(jīng)營績效角度的證據(jù)無法揭示股權(quán)激勵發(fā)揮作用或產(chǎn)生影響的機理，而且主要基于財務(wù)指標(biāo)的檢驗不足以反映激勵的長期效果；投資與風(fēng)險承擔(dān)行為角度的證據(jù)只是說明股權(quán)激勵會影響高管行為，但缺乏對行為經(jīng)濟后果的進一步考察。

更為重要的是，高管股權(quán)激勵的主要目的是企業(yè)價值的持續(xù)增長，而價值增長的根本又在于企業(yè)對投資機會的把握甚至創(chuàng)造。企業(yè)的投資活動與風(fēng)險承擔(dān)行為中，R&D投資的獨特特征使其為檢驗高管股權(quán)激勵效果(尤其是長期效果)提供了很好的視角。一方面，R&D投資可以幫助企業(yè)抓住甚至創(chuàng)造潛在的增長機會，進而促進企業(yè)價值的增長，這與股權(quán)激勵注重企業(yè)長期激勵效果的目標(biāo)一致；另一方面，R&D項目高風(fēng)險、高回報的特征賦予高管相機決策的投資靈活性，意味著代理問題和風(fēng)險承擔(dān)特征更加明顯，進而更加便于檢驗激勵的效果。

作為企業(yè)主動創(chuàng)造增長機會的一種重要手段，R&D投資可被看作一系列的增長期權(quán)[2]。以BERK et al.[3]和KUMAR et al.[4]為代表的資產(chǎn)定價研究表明，通過改變企業(yè)總資產(chǎn)中增長期權(quán)的相對構(gòu)成，R&D投資對資產(chǎn)的風(fēng)險收益特征具有重要影響。從這個意義上講，高管股權(quán)激勵的效果會通過資本市場對R&D投資進行相應(yīng)的風(fēng)險定價，這不僅比財務(wù)指標(biāo)能夠更好地檢驗激勵的長期效果，還可以為已有研究從企業(yè)價值和投資行為兩個角度對股權(quán)激勵效果的考察建立邏輯聯(lián)系。直觀來講，如果股權(quán)激勵能夠促使高管做出有助于企業(yè)創(chuàng)造增長期權(quán)的R&D投資，那么總資產(chǎn)中增長期權(quán)相對構(gòu)成的增加將帶來股票預(yù)期收益率的提高，預(yù)期收益率的提高則自然意味著企業(yè)價值的增長，而這正是資本市場對股權(quán)激勵長期效果的一種評價。

本研究利用股改后2007年至2015年滬深兩市2 294家非ST、非金融類A股上市公司數(shù)據(jù)，從R&D創(chuàng)造增長期權(quán)并影響股票定價的全新視角，分別針對持股激勵和或有股權(quán)激勵計劃，通過比較實施與否、實施前后等不同子樣本中R&D投資對股票預(yù)期收益率的影響，利用PSM方法和DID回歸模型控制內(nèi)生性問題，考察股權(quán)激勵對R&D投資和股票預(yù)期收益率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，實證結(jié)果給出高管股權(quán)激勵有助于企業(yè)通過R&D投資創(chuàng)造增長期權(quán)的證據(jù)，整體上支持利益趨同假說的觀點。研究結(jié)論從企業(yè)創(chuàng)新和資本市場互動關(guān)系的角度為企業(yè)實施股權(quán)激勵及效果評價提供決策參考。

1 相關(guān)研究評述和研究假設(shè)

關(guān)于高管股權(quán)激勵的作用，可以概括為基于代理成本的利益趨同假說和基于管理者風(fēng)險規(guī)避態(tài)度及行為的管理防御假說兩種觀點[5]。利益趨同假說認為，股權(quán)激勵可以使股東價值和高管個人利益相一致，進而有助于降低代理成本；管理防御假說則認為，受個人精力和財力所限，高持股比例將使高管無法像企業(yè)那樣進行分散投資，進而其風(fēng)險厭惡程度會隨著持股比例的增加而提高，并因此做出不利于提高企業(yè)價值的決策行為。針對高管股權(quán)激勵的效果檢驗，已有研究主要分別從對企業(yè)價值與經(jīng)營績效和對投資與風(fēng)險承擔(dān)行為的影響兩個角度進行考察。

在對企業(yè)價值與經(jīng)營績效的影響方面，JENSEN et al.[6]考察高管報酬及構(gòu)成與股東價值的關(guān)系，MEHRAN[7]則明確給出高管股權(quán)激勵對托賓Q具有正向影響的證據(jù)，支持利益趨同假說的觀點。MORCK et al.[8]和MCCONNELL et al.[9]關(guān)于托賓Q隨董事會和內(nèi)部人持股比例增加呈倒U形變化的實證發(fā)現(xiàn)，進一步提供了統(tǒng)一兩種觀點的證據(jù)。然而，通過對高管激勵計劃及其決定因素的截面考察，DEMSETZ et al.[10]和HIMMELBERG et al.[11]從企業(yè)風(fēng)險水平和不可觀測的企業(yè)特征兩個角度指出，股權(quán)激勵與企業(yè)價值之間存在嚴(yán)重的內(nèi)生性；BENSON et al.[12]則在控制內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)高管持股與企業(yè)估值間存在顯著的倒U形關(guān)系。

在對投資與風(fēng)險承擔(dān)行為的影響方面，徐倩[13]發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵既有助于抑制過度投資，也能夠緩解投資不足；陳效東等[14]的研究進一步表明，股權(quán)激勵是抑制還是加劇非效率投資很大程度上與激勵的動機有關(guān)；李小榮等[15]在直接測度企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)中國上市公司高管持股比例與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平呈倒U形關(guān)系，從風(fēng)險承擔(dān)角度提供了同時支持利益趨同假說和管理防御假說的證據(jù)。與高管報酬與其持股比例間具有線性關(guān)系不同，股票期權(quán)價值對股價波動高度敏感，期權(quán)價值是關(guān)于標(biāo)的股票價格的凸函數(shù)，GUAY[16]和ROSS[17]的研究表明，股票期權(quán)而非持股可以降低高管的風(fēng)險規(guī)避，進而激勵高管進行風(fēng)險承擔(dān)；COLES et al.[18]隨后從增加R&D投資、降低資本支出、專業(yè)化經(jīng)營和增加財務(wù)杠桿等方面提供了股票期權(quán)激勵對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)具有正向作用的全面證據(jù)；CROCI et al.[19]也發(fā)現(xiàn)實施股票期權(quán)激勵的企業(yè)更可能進行并購?fù)顿Y。區(qū)別于企業(yè)的常規(guī)投資或資本支出活動，具有高風(fēng)險、高收益特征的R&D投資也是企業(yè)進行風(fēng)險承擔(dān)的一種體現(xiàn)。在HOSKISSON et al.[20]和CHENG[21]經(jīng)典研究的基礎(chǔ)上，關(guān)于股權(quán)激勵影響企業(yè)R&D投資較為豐富且相對一致的認識是，股權(quán)激勵對R&D投資的影響程度甚至作用方向會受到資源富裕度與業(yè)績狀況[22]、組織松散度[23]、破產(chǎn)風(fēng)險[24]、CEO任期[25-26]、管理者權(quán)力[27]、實際控制人類型[28-29]和股權(quán)結(jié)構(gòu)[30]等因素的調(diào)節(jié)或影響；KIM et al.[31]也發(fā)現(xiàn)財務(wù)杠桿對股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)的正向關(guān)系具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。

可以看出，關(guān)于高管股權(quán)激勵效果的已有研究頗為豐富，但以上兩個角度相對割裂的研究單獨都存在一定局限。一方面，股權(quán)激勵影響企業(yè)價值的證據(jù)不僅無法揭示其產(chǎn)生影響的途徑，而且基于財務(wù)指標(biāo)的檢驗難以很好反映激勵的長期效果；另一方面，盡管股權(quán)激勵影響風(fēng)險承擔(dān)行為和R&D投資的研究給出激勵影響行為的證據(jù)，但由于并未同時考察行為的經(jīng)濟后果，也不足以檢驗股權(quán)激勵的效果。目前同時考察高管激勵影響R&D投資和R&D投資影響企業(yè)績效的研究還相對較為缺乏。任海云[32]通過檢驗高管股權(quán)激勵對R&D與資產(chǎn)收益率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，陳麗霖等[33]通過同時考察高管持股影響R&D投資、R&D投資影響未來一期資產(chǎn)收益率依次遞進的兩重關(guān)系，得到高管股權(quán)激勵有助于提升企業(yè)資產(chǎn)收益率的結(jié)論，但利用資產(chǎn)收益率度量的經(jīng)營績效可能不足以體現(xiàn)高管股權(quán)激勵的長期效果。陳修德等[34]和梁彤纓等[35]將R&D支出和專利申請數(shù)量分別作為投入和產(chǎn)出要素，利用隨機前沿方法直接測度R&D效率，給出股權(quán)激勵與R&D效率呈倒U形關(guān)系的證據(jù)；SHEN et al.[36]在測度高管薪酬與股價波動敏感關(guān)系的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，高管薪酬對股價波動越敏感，企業(yè)越可能加大R&D投資，但是增加R&D投資的企業(yè)的股票市場表現(xiàn)和經(jīng)營績效反而表現(xiàn)更差。然而，陳修德等[34]和梁彤纓等[35]只利用實施股權(quán)激勵的企業(yè)為樣本檢驗R&D效率的做法、SHEN et al.[36]僅利用R&D投資增加的企業(yè)樣本檢驗高管激勵效果的做法都存在一定的選擇性偏差。

事實上，高管股權(quán)激勵的重點在于企業(yè)價值的持續(xù)增長，而價值增長的根本在于企業(yè)對投資機會的把握和創(chuàng)造。蘇坤[37]認為，通過激勵企業(yè)進行風(fēng)險承擔(dān)，股權(quán)激勵有助于企業(yè)合理利用投資機會，進而提高資本支出的效率?，F(xiàn)實中，除了利用已有機會，R&D投資是企業(yè)主動創(chuàng)造投資機會的重要手段，可以被看作一系列的增長期權(quán)。在企業(yè)價值持續(xù)增長的長期激勵目標(biāo)下，R&D投資創(chuàng)造增長期權(quán)的效果可以被資本市場上股票的合理定價予以反映，經(jīng)營績效和專利產(chǎn)出等短期指標(biāo)能夠更好地體現(xiàn)高管股權(quán)激勵的長期效果。

BERK et al.[3]開創(chuàng)性地揭示了執(zhí)行增長期權(quán)對資產(chǎn)風(fēng)險收益特征的動態(tài)影響，KUMAR et al.[4]進一步發(fā)現(xiàn)，通過提高增長期權(quán)在總資產(chǎn)中的相對比例，R&D投資對股票預(yù)期收益率具有正向影響，而股票預(yù)期收益率的提高也就意味著企業(yè)價值的增長。因此，從增長期權(quán)創(chuàng)造及其動態(tài)影響股票定價的角度，考察高管股權(quán)激勵對R&D投資與股票預(yù)期收益率關(guān)系的影響，不僅可以很好地檢驗激勵的長期效果，還有助于建立其影響R&D投資與影響企業(yè)價值兩個割裂視角的內(nèi)在聯(lián)系。換個角度看，在一個資產(chǎn)定價功能良好的資本市場，股權(quán)激勵使高管基于股票預(yù)期收益率和企業(yè)價值提高的理性預(yù)期進行R&D決策，進而強化R&D投資對股票預(yù)期收益率的正向影響。因此，本研究提出假設(shè)。

H1R&D投資對股票預(yù)期收益率具有正向影響。

H2實施高管股權(quán)激勵將加強R&D投資與股票預(yù)期收益率間的正向關(guān)系。

2 實證設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源和樣本選取

考慮到股改對股權(quán)激勵效果的影響[38]，本研究以2007年至2015年披露R&D數(shù)據(jù)的2 294家非ST、非金融業(yè)滬深兩市A股上市公司為樣本，通過考察并比較是否實施和實施前后不同子樣本中R&D投資與股票預(yù)期收益率的關(guān)系，利用PSM和DID方法控制內(nèi)生性問題，從R&D投資創(chuàng)造增長期權(quán)及其對資產(chǎn)定價動態(tài)影響的新視角檢驗高管股權(quán)激勵的效果。表1給出2007年至2015年每個年度披露R&D數(shù)據(jù)、實施持股激勵、實施或有股權(quán)激勵計劃的樣本分布情況，整個樣本期內(nèi)，共有2 053家企業(yè)對高管實施過持股激勵，657家企業(yè)實施了以限制性股票、股票期權(quán)或股票增值權(quán)為激勵標(biāo)的的或有股權(quán)激勵計劃。數(shù)據(jù)來源方面，研發(fā)費用數(shù)據(jù)來自萬得數(shù)據(jù)庫，高管持股、或有股權(quán)激勵計劃和財務(wù)數(shù)據(jù)等來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，個股貝塔數(shù)據(jù)直接引自銳思金融數(shù)據(jù)庫。

表1 樣本的年度分布情況Table 1 Annual Distribution for Samples

2.2 變量定義

高管股權(quán)激勵主要包括持股激勵和或有股權(quán)激勵計劃兩種方式，或有股權(quán)激勵計劃是根據(jù)業(yè)績或績效條件授予高管限制性股票、股票期權(quán)或股票增值權(quán)等。針對每種激勵方式，本研究采用樣本期內(nèi)是否實施和實施前后進行子樣本分組比較。具體而言，針對每家企業(yè)，如果樣本期內(nèi)高管持有了企業(yè)股份或者參與了或有股權(quán)激勵計劃，則界定該樣本為實施，反之為未實施。進一步，針對樣本期內(nèi)實施了激勵的子樣本，實施之前所有年份界定為實施前，實施當(dāng)年及隨后年份高管繼續(xù)持股或者在或有股權(quán)激勵計劃的有效期內(nèi)界定為實施后。針對持股激勵，本研究還利用高管持股比例(高管持股數(shù)占總股數(shù)的比例)計算持股激勵的強度。

關(guān)于R&D投資與股票預(yù)期收益率的關(guān)系，本研究利用已有研究的標(biāo)準(zhǔn)做法，以下一財務(wù)年度1月～12月考慮現(xiàn)金紅利再投資的個股月度收益率計算股票預(yù)期收益率，作為被解釋變量；利用研發(fā)費用除以年末總資產(chǎn)或營業(yè)收入計算R&D強度，作為解釋變量。控制變量方面，包括體現(xiàn)Fama-French五因子的市場貝塔、市值規(guī)模、賬面市值比、總資產(chǎn)回報率、資本支出強度[39]、高管年薪和行業(yè)虛擬變量。所有變量定義和計算方法見表2。

表2 變量定義和說明Table 2 Definition and Description of Variable

表3 是否實施股權(quán)激勵分組下相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計和均值差異性檢驗結(jié)果Table 3 Results for Descriptive Statistics and Mean Difference Testof Variable by Equity-based Incentive Status

注：括號中數(shù)據(jù)為t值；***為在1%水平上顯著；相關(guān)變量并非平行數(shù)據(jù)，部分樣本企業(yè)在某些年度或月份的數(shù)據(jù)存在缺失，表中均值和中位數(shù)的統(tǒng)計及差異性檢驗利用企業(yè)-年度觀測值總數(shù)進行。下同。

3 實證結(jié)果和分析

3.1 描述性統(tǒng)計

在每個財務(wù)年度，根據(jù)是否實施股權(quán)激勵對樣本進行分組，表3給出所有變量的描述性統(tǒng)計和均值差異性檢驗結(jié)果，可以看出，除了持股激勵分組下的股票預(yù)期收益率外，無論何種激勵方式，實施和未實施兩類子樣本的其余變量均存在顯著差異，實施子樣本的R&D強度在1%的水平上顯著高于未實施子樣本，這與唐清泉等[38]、陳麗霖等[33]和陳效東等[40]關(guān)于股改后股權(quán)激勵能夠顯著提高企業(yè)R&D投資的證據(jù)一致?；蛴泄蓹?quán)激勵計劃分組下，實施子樣本的股票預(yù)期收益率在1%的水平上顯著高于未實施子樣本。

進一步，在每個財務(wù)年度，根據(jù)Rdta的70%和30%兩個分位點，將截面樣本分為R&D強度高、中和低3組，表4給出是否實施和R&D強度二維分組下股票預(yù)期收益率的描述性統(tǒng)計和差異檢驗結(jié)果。由表4最后1列R&D強度高和低兩組的均值差異性結(jié)果可知，無論何種激勵方式，只有在實施股權(quán)激勵的子樣本中，R&D強度高、低兩組的股票預(yù)期收益率才存在顯著差異；在未實施激勵的樣本，這種差異并不顯著。因此，持股激勵和或有股權(quán)激勵計劃都能加強R&D投資與股票預(yù)期收益率的正向關(guān)系。

表4 是否實施股權(quán)激勵和R&D強度二維分組下股票預(yù)期收益率的描述性統(tǒng)計和均值差異性檢驗結(jié)果Table 4 Results for Descriptive Statistics andMean Difference Test of Expected Stock Returnby Equity-based Incentive Status and R&D Intensity

僅利用樣本期內(nèi)實施了股權(quán)激勵的子樣本，表5進一步給出實施前后和R&D強度二維分組下股票預(yù)期收益率的描述性統(tǒng)計和均值差異性檢驗結(jié)果。類似地，表5最后1列R&D強度高、低兩組股票預(yù)期收益率的均值差異性檢驗結(jié)果表明，無論何種激勵方式，只有實施股權(quán)激勵后兩組子樣本的預(yù)期收益率差異才顯著。

表5 股權(quán)激勵實施前后和R&D強度二維分組下股票預(yù)期收益率的描述性統(tǒng)計和均值差異性檢驗結(jié)果Table 5 Results for Destriptive Statistics andMean Difference Test of Expected Stock Returnby Implementation Status for Firms withEquity-based Incentive and R&D Intensity

此外，利用高管持股的子樣本，在每個財務(wù)年度根據(jù)高管持股比例30%和70%兩個分位數(shù)將樣本分為3組。僅以實施了高管持股的企業(yè)為子樣本，表6給出高管持股比例和R&D強度二維分組下股票預(yù)期收益率的描述性統(tǒng)計和均值差異性檢驗結(jié)果，最后1列關(guān)于R&D強度高、低兩組子樣本的差異性檢驗結(jié)果表明，只有在高管持股比例高的子樣本中，R&D強度高、低兩組的股票預(yù)期收益率才存在統(tǒng)計意義上的差異，說明高的持股比例會加強R&D投資與股票預(yù)期收益率間的正向關(guān)系。

表6 高管持股比例和R&D強度二維分組下股票預(yù)期收益率的描述性統(tǒng)計和均值差異性檢驗結(jié)果Table 6 Results for Descriptive Statistics andMean Difference Test of Expected Stock Returnby Shareholding Ratio for Firms withManagerial Shareholding and R&D Intensity

注：**為在5%水平上顯著，下同。

3.2 Fama-MacBeth兩步法回歸

表3描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，除R&D強度和股票預(yù)期收益率兩個關(guān)鍵變量外，是否實施分組下的其余控制變量也存在顯著差異，使R&D投資與高管激勵之間可能因這些變量所反映的企業(yè)特征而存在內(nèi)生性問題。因此，本研究基于是否實施、實施前后的子樣本分組，以R&D強度和股票預(yù)期收益率的關(guān)系為基礎(chǔ)，利用Fama-MacBeth兩步截面回歸法[41]，通過比較不同子樣本中R&D強度對股票預(yù)期收益率的影響，檢驗高管股權(quán)激勵的效果。

以下一財務(wù)年度1月～12月個股收益率為被解釋變量，以R&D強度為解釋變量，控制相關(guān)因素，表7給出全樣本和持股激勵分組下不同子樣本R&D強度與股票預(yù)期收益率關(guān)系的回歸結(jié)果。模型1對全樣本的回歸結(jié)果表明，解釋變量Rdta在5%的顯著性水平上對股票預(yù)期收益率具有正向影響，H1得到驗證。根據(jù)樣本期內(nèi)企業(yè)是否實施高管持股激勵，模型2給出實施和未實施兩類子樣本的回歸結(jié)果表明，只有實施子樣本中Rdta才對股票預(yù)期收益率具有顯著的正向影響，且顯著性水平為1%。針對樣本期內(nèi)實施了高管持股激勵的企業(yè)，模型3進一步針對實施前和實施后兩類子樣本進行回歸，結(jié)果表明只有實施高管持股激勵之后Rdta才對股票預(yù)期收益率具有顯著的正向影響。因此，無論是“實施”與“未實施”，還是“實施前”與“實施后”的比較結(jié)果，都一致得到持股激勵對R&D強度與股票預(yù)期收益率間正向關(guān)系具有促進作用的證據(jù)，H2得到驗證。此外，模型4給出高管持股比例高、中、低的分組回歸結(jié)果，也表明無論是回歸系數(shù)大小還是顯著性水平，高管持股比例越高，R&D強度與股票預(yù)期收益率間的正向關(guān)系越強。

表7 持股激勵分組下R&D強度影響股票預(yù)期收益率的回歸結(jié)果Table 7 Regression Results for Effect of R&D Intensity on Expected Stock Returnfor Firms with Different Status of Managerial Shareholding

注：*為在10%水平上顯著；企業(yè)-月度觀測值并非平衡面板，截面平均樣本數(shù)為觀測值除以月份數(shù)。下同。

針對或有股權(quán)激勵計劃，表8給出是否實施和實施前后不同子樣本R&D強度與股票預(yù)期收益率關(guān)系的回歸結(jié)果。模型5給出樣本期內(nèi)是否實施兩類子樣本的分組回歸結(jié)果，同樣表明只有在實施子樣本中Rdta才對股票預(yù)期收益率具有顯著的正向影響。

模型6將實施子樣本進一步分為實施前和實施后，Rdta的正向影響反而在實施前子樣本中顯著為正，與研究假設(shè)相反。而導(dǎo)致這一結(jié)果的可能的原因在于2007年和2008年中屬于實施后狀態(tài)的樣本數(shù)很少，因為或有股權(quán)激勵計劃是從2005年《上市公司股權(quán)激勵管理辦法(試行)》頒布后才陸續(xù)被上市公司使用，這會影響Fama-Macbeth兩步截面回歸法的結(jié)果。為此，在進行Hausman檢驗的基礎(chǔ)上，模型7給出個體固定效應(yīng)的面板回歸結(jié)果，由該結(jié)果可知，無論是回歸系數(shù)大小還是t值，或有股權(quán)激勵計劃實施之后子樣本中Rdta對股票預(yù)期收益率的正向影響更大，H2得到進一步驗證。

表8 或有股權(quán)激勵計劃分組下R&D強度影響股票預(yù)期收益率的回歸結(jié)果Table 8 Regression Results for Effect of R&D Intensity on Expected Stock Returnfor Firms with Different Status of Contingent Equity-based Incentive

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 R&D強度

本研究利用研發(fā)費用除以營業(yè)收入定義變量Rds，計算R&D強度，同樣通過比較是否實施、實施前后不同子樣本中R&D強度與股票預(yù)期收益率的關(guān)系，對股權(quán)激勵的效果進行穩(wěn)健性檢驗。

在持股激勵方面，采用Fama-MacBeth兩步法的截面回歸結(jié)果見表9。全樣本中新的R&D強度指標(biāo)Rds對股票預(yù)期收益率依然具有顯著的正向影響。然而，模型9和模型10分別針對是否實施、實施前后不同子樣本的對比結(jié)果均表明，持股激勵會加強R&D強度與股票預(yù)期收益率間的正向關(guān)系，H2得到驗證，這一結(jié)果很好地通過穩(wěn)健性檢驗。針對實施了持股激勵的子樣本，將其進一步分為高管未減持和減持兩組子樣本，模型11的結(jié)果表明，如果高管進行減持，R&D強度與股票預(yù)期收益率的關(guān)系不再顯著，而在未減持子樣本中二者之間依然呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系。

采用Rds測量R&D強度，表10給出或有股權(quán)激勵計劃的穩(wěn)健性回歸結(jié)果。模型12的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果同樣表明，只有在樣本期內(nèi)實施了或有股權(quán)激勵計劃的子樣本中Rds才對股票預(yù)期收益率具有顯著的正向影響。模型13給出實施前后兩組子樣本的回歸結(jié)果，Rds對股票預(yù)期收益率的影響反而在實施前的子樣本中才顯著為正。然而，與利用Rdta測量R&D強度的結(jié)果一致，模型14利用控制個體固定效應(yīng)的面板回歸結(jié)果很好地通過穩(wěn)健性檢驗，Rds的正向影響只在實施后的子樣本中顯著，H2進一步得到驗證。

表9 基于R&D強度指標(biāo)的持股激勵效果的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 9 Robust Test Results for Effectivenessof Managerial Shareholding Based on Measure of R&D Intensity

表10 基于R&D強度指標(biāo)的或有股權(quán)激勵計劃效果的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 10 Robust Test Results for Effectivenessof Contingent Equity-based Incentive Based on Measure of R&D Intensity

4.2 雙重差分回歸檢驗

股權(quán)激勵作為公司治理的一項重要決策，是否實施的政策會受到企業(yè)規(guī)模、治理結(jié)構(gòu)等因素，尤其是諸多不可觀測的企業(yè)特征的影響，這使比較是否實施、實施前后不同子樣本的做法可能存在內(nèi)生性問題，包括實施與否的樣本選擇性偏差和實施前后的趨勢特征兩個方面。本研究利用傾向匹配得分法和雙重差分模型控制內(nèi)生性問題，進行穩(wěn)健性檢驗。

①利用年度數(shù)據(jù)，將影響是否實施激勵政策的市值規(guī)模、賬面市值比、董事長與總經(jīng)理是否兼任、財務(wù)杠桿、上市年齡、Roa和R&D強度7個因素作為協(xié)變量，分別針對首次實施激勵之時協(xié)變量的相關(guān)數(shù)據(jù)不缺失的1 269家實施持股激勵和600家實施或有股權(quán)激勵計劃的實驗組樣本，在企業(yè)首次實施激勵的財務(wù)年度進行1:1的最近鄰匹配，分別得到樣本期內(nèi)未實施持股激勵的1 269家和未實施或有股權(quán)激勵計劃的600家企業(yè)作為對照樣本，其中部分企業(yè)可能會被重復(fù)利用作為對照樣本。②針對每種股權(quán)激勵方式，定義兩個0-1虛擬變量，Incen為是否實施變量，實驗組取值為1，對照組取值為0；Incen_after為實施前后變量，實施后取值為1，樣本期內(nèi)未實施和實施之前取值為0。③利用同時控制選擇性偏差和考慮趨勢特征的雙重差分模型，進行OLS混合回歸，通過考察Incen_after與Rdta的交互項系數(shù)，檢驗實施高管股權(quán)激勵能否加強R&D強度與股票預(yù)期收益率之間的正向關(guān)系，檢驗結(jié)果見表11。

由表11的回歸結(jié)果可知，無論何種激勵方式，模型15和模型18分別引入Incen、模型16和模型19分別引入Incen_after時，兩個變量都對股票預(yù)期收益率具有顯著的正向影響?？刂七x擇性偏差和趨勢特征的模型17和模型20中，Incen_after與Rdta的交互項系數(shù)顯著為正，說明實施股權(quán)激勵對R&D強度與股票預(yù)期收益率的正向關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，很好地通過支持研究假設(shè)的穩(wěn)健性檢驗。

表11 持股激勵和或有股權(quán)激勵計劃效果的雙重差分回歸結(jié)果Table 11 Difference-in-difference Regression Results for Effectivenessof Managerial Shareholding and Contingent Equity-based Incentive

5 結(jié)論

實施高管股權(quán)激勵可以促進企業(yè)通過R&D投資創(chuàng)造增長期權(quán)，進而提高企業(yè)價值，而股票定價對R&D創(chuàng)造增長期權(quán)作用的反映可以體現(xiàn)股權(quán)激勵的長期效果。本研究以2007年至2015年滬深兩市A股上市公司為樣本，基于R&D投資與股票預(yù)期收益率的關(guān)系，針對高管持股激勵和或有股權(quán)激勵計劃兩種高管股權(quán)激勵的方式，通過是否實施、實施前后不同子樣本中R&D投資影響股票預(yù)期收益率的比較分析，在控制內(nèi)生性問題基礎(chǔ)上，考察股權(quán)激勵對R&D投資與股票預(yù)期收益率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明，無論何種激勵方式，相對于未實施和實施之前，實施激勵之后R&D投資對股票預(yù)期收益率的正向影響得以加強，說明股權(quán)激勵有助于企業(yè)R&D投資實現(xiàn)增長期權(quán)的創(chuàng)造，其效果通過R&D投資對股票定價的動態(tài)影響得以反映，支持股權(quán)激勵具有利益趨同效果的觀點。此外，針對高管持股激勵，只高管持股比例較高和未減持的企業(yè)中R&D強度對股票預(yù)期收益率的正向影響才顯著。

本研究結(jié)果的重要啟示在于，企業(yè)對高管進行股權(quán)激勵的效果如何，重點應(yīng)看能否為企業(yè)帶來或創(chuàng)造更多的增長機會，而真正的增長機會可以通過資本市場的合理定價予以反映。因此，資本市場定價與企業(yè)創(chuàng)新活動之間的互動關(guān)系是股權(quán)激勵得以發(fā)揮作用和檢驗其長期激勵效果的關(guān)鍵。需要指出的是，不同于直接持有股份，高管持有的以限制性股票、股票期權(quán)和股票增值權(quán)為激勵標(biāo)的的或有股權(quán)價值會受到諸如有效期限、行權(quán)價格和業(yè)績要求等具體條款的影響。未來研究可進一步結(jié)合對或有股權(quán)激勵計劃的價值估計，比較或有股權(quán)激勵計劃相對于持股激勵、不同或有股權(quán)激勵計劃之間的激勵效果差異，結(jié)合企業(yè)特征、行業(yè)特征和市場條件等因素考察企業(yè)對不同激勵方式的選擇問題。

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