陳嬋姹 岳玉珠

摘 要：開發(fā)支出在高管股權(quán)激勵影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出過程中具有顯著的中介效應，且高管股權(quán)激勵影響開發(fā)支出時風險規(guī)避效應明顯，不利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。相較于高管股票期權(quán)，高管限制性股票的風險規(guī)避效應更強，高管還可能通過其他中介變量負向影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。開發(fā)支出不是核心技術(shù)人員股權(quán)激勵影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的顯著中介變量，在限制性股票激勵方式下更能激發(fā)核心技術(shù)人員努力程度、提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，對核心技術(shù)人員采用限制性股票的激勵方式最佳。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵；開發(fā)支出；企業(yè)創(chuàng)新；中介效應；bootstrap法

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2018.06.02

中圖分類號：F270.3

文獻標識碼：A

文章編號：1003-9031（2018 ）06-0011-06

一、引言

股權(quán)激勵是現(xiàn)代企業(yè)公司治理常用激勵手段之一，眾多學者針對股權(quán)激勵和公司業(yè)績的各個方面進行了探討。隨著科技創(chuàng)新的重要性日益突出，企業(yè)為提高自身競爭力和長期發(fā)展，進行了多種多樣的創(chuàng)新活動，有關(guān)股權(quán)激勵和企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究也應運而生。根據(jù)激勵對象以及激勵手段的不同，股權(quán)激勵影響企業(yè)創(chuàng)新的途徑也并不相同，因此如針對高管層的股權(quán)激勵，由于高管人員大多并非企業(yè)創(chuàng)新活動的直接研究人員，可能更多的是通過其他中介變量來影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，而非通過改變自身努力程度來影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。針對核心技術(shù)人員而言，他們大多數(shù)直接參與企業(yè)創(chuàng)新活動中，雖然通過諫言等行動可能會間接作用于研發(fā)支出從而影響企業(yè)創(chuàng)新，但更大可能上是通過提高自身努力程度直接影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。另外，股權(quán)激勵方式的不同也可能產(chǎn)生不同程度的效果。針對不同對象的這些不同種類的股權(quán)激勵能否有效激發(fā)員工進行創(chuàng)新活動，又是如何影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的呢？本文為解決這些疑問，引入開發(fā)支出這一中介變量，依據(jù)Zhao et al.（2010）總結(jié)的中介效應檢驗程序，參照PreaCher&Hayes;（ 2004）、Haves（2013）提出的Bootstrap法，利用上市公司2008-2016年的數(shù)據(jù)，探討了異質(zhì)性股權(quán)激勵如何影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的過程和結(jié)果。

二、文獻綜述

Janssen et al.（2010）和Holmstrom（1989）認為創(chuàng)新與企業(yè)生存發(fā)展息息相關(guān)，由于創(chuàng)新結(jié)果的不可預期性，其風險無疑很大，股權(quán)激勵可以提高管理層和核心技術(shù)人員承擔風險的能力，促使人們進行創(chuàng)新活動；譚洪濤等（2016）認為引入股權(quán)激勵制度明顯有助于企業(yè)創(chuàng)新降低代理成本。有關(guān)高管股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新的研究眾多，然而結(jié)論并不一致，黃園和陳昆玉（2008）認為高管持股促進企業(yè)創(chuàng)新；趙洪江等（2008）卻得到相反的結(jié)論，認為高管持股降低了研發(fā)支出；Balkin（2000）、馮根福和溫軍（2008）得出了高管持股與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系不大的結(jié)論；徐寧（2013）指出高管股權(quán)激勵與研發(fā)投入的關(guān)系是倒U型的非線性關(guān)系。但股權(quán)激勵不僅包含高管激勵，核心技術(shù)人員作為股權(quán)激勵的兩大激勵對象之一也引起了學者們的關(guān)注，姜英兵和于雅萍（2017）針對核心技術(shù)人員與企業(yè)創(chuàng)新展開了研究，發(fā)現(xiàn)針對核心員工的股權(quán)激勵強度與專利產(chǎn)出顯著正相關(guān)。在研究企業(yè)創(chuàng)新和股權(quán)激勵時，除了針對不同股權(quán)激勵對象的研究外，葉陳剛等（2015）認為股權(quán)激勵種類對企業(yè)研發(fā)支出的影響也是不同的：由于股權(quán)激勵在影響研發(fā)支出時同時存在風險規(guī)避效應和激勵效應，驅(qū)動方向?qū)⑷Q于兩者的博弈，股票期權(quán)和限制性股票相比其激勵效應較強、風險規(guī)避效應較弱。

三、理論假設(shè)

通過文獻梳理，可以看出大多研究在研究股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新時，集中在股權(quán)激勵這個大整體或高管激勵的視角下，近年來雖有針對不同激勵對象或不同股權(quán)激勵種類的研究，但仍然鮮少文獻將不同激勵對象和不同股權(quán)激勵同時結(jié)合起來進行研究。同時，現(xiàn)有研究中并沒有理清針對不同對象不同種類股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響中，研發(fā)支出所起到的作用。大部分文獻在研究股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新時，將研發(fā)支出作為控制變量引入，沒有過多深入的探究股權(quán)激勵、研發(fā)支出以及企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系和路徑。趙國宇（2015）利用多元回歸模型針對股權(quán)激勵提升企業(yè)創(chuàng)新的路徑和效果進行了研究，發(fā)現(xiàn)實施股權(quán)激勵的公司其研發(fā)投入水平更高，從而得出了研發(fā)投入可能是管理人員促使企業(yè)創(chuàng)新的重要路徑的結(jié)論，但這僅是間接推斷的結(jié)果?？梢源_定的是：研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系匪淺；股權(quán)激勵與研發(fā)投入的關(guān)系雖然結(jié)論不一致，但他們之間存在某種關(guān)聯(lián)，不一致的結(jié)論可能是由于股權(quán)激勵本身存在異質(zhì)性的原因，也可能是由于我國股權(quán)激勵制度建設(shè)進程在逐步完善的原因，當然也可能是由于企業(yè)相關(guān)的其他因素的調(diào)節(jié)作用，如企業(yè)文化、終極控制權(quán)等。

成功的創(chuàng)新活動給企業(yè)和管理人員帶來了巨大了利益，而得不到結(jié)果的創(chuàng)新帶給企業(yè)的可能是巨大的資金壓力和不佳的業(yè)績。當對管理人員實行股權(quán)激勵時，因存在風險規(guī)避效應和激勵效應，不同種類股權(quán)激勵可能造成管理人員通過控制企業(yè)研發(fā)支出進而影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。如限制性股票對股票價格的敏感程度明顯高于股票期權(quán)，故其風險規(guī)避效應較強，可能更容易造成管理人員為規(guī)避風險而減少研發(fā)支出。

從針對核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵來看，由于核心技術(shù)人員多數(shù)是企業(yè)創(chuàng)新活動中的直接參與者，即使可通過諸如諫言等其他方式來影響企業(yè)研發(fā)支出，但作用微乎其微。故本文認為賦予核心技術(shù)人的股權(quán)激勵并非通過研發(fā)支出來影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，而是直接通過激發(fā)核心技術(shù)人員的努力程度來直接影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的。與針對管理人員的股權(quán)激勵一樣，核心技術(shù)人員的限制性股票和股票期權(quán)其效果可能也并不相同。股權(quán)激勵程度直接激發(fā)的是核心技術(shù)人員的努力程度，這與間接通過研發(fā)投入影響企業(yè)創(chuàng)新的路徑并不一樣，對核心技術(shù)人員實行股權(quán)激勵，激勵效應顯著，并非是激勵效應和風險規(guī)避效應的博弈過程。從激勵效應上看，限制性股票和股票期權(quán)的激勵程度與員工努力程度掛鉤，且限制性股票對股價變動敏感，可以認為相對與股票期權(quán)激勵，限制性股票的激勵效果可能更大、更能提高核心技術(shù)人員的努力程度。

據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：針對高管人員的股權(quán)激勵通過開發(fā)支出影響企業(yè)創(chuàng)新，開發(fā)支出是高管股權(quán)激勵影響企業(yè)創(chuàng)新的顯著中介變量。

H2：針對核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵能夠有效刺激技術(shù)人員的直接努力程度，開發(fā)支出不是核心技術(shù)人員影響企業(yè)創(chuàng)新的顯著中介變量。

H3：相對于實施股票期權(quán)的方式而言，針對管理人員實施限制性股票更大地減少了研發(fā)支出。

H4：相對于實施股票期權(quán)的方式而言，針對核心技術(shù)人員實施限制性股票更能提高核心技術(shù)人員的努力程度。

四、模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫以及國泰安數(shù)據(jù)庫，選取的時間起點為2008年，此時距我國2005年發(fā)布的《關(guān)于上市公司股權(quán)分置改革的指導意見》及《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》已經(jīng)過去了近3年，我國股權(quán)激勵政策已經(jīng)能夠得到有效而普遍的實施，受制于數(shù)據(jù)的可得性截止時間定為2016年。樣本為剔除了金融行業(yè)、ST與*ST的A股上市公司，共得到了8227個有效觀測值。 （二）變量設(shè)定 據(jù)統(tǒng)計結(jié)果分析，我國上市公司主要采用股票期權(quán)和限制性股票兩種股權(quán)激勵方式，僅有極少數(shù)公司采取股票增值權(quán)的方式。為了使回歸模型的統(tǒng)計效果更科學，本文股權(quán)激勵中僅討論股票期權(quán)和限制性股票這兩種股權(quán)激勵方式，并將這兩種股權(quán)激勵方式依據(jù)相應的股權(quán)激勵對象再次分類，共分為四個類別：高管股票期權(quán)（OM），核心技術(shù)人員股票期權(quán)（OT），高管限制性股票（RM），核心技術(shù)人員限制性股票（RT）。激勵程度用授予的股票期權(quán)或限制性股票相應股數(shù)占當年的總股本比例來衡量。自2007年實施新會計準則之后，上市公司在“開發(fā)支出”科目中披露了企業(yè)研究開發(fā)階段的支出，故本文選取企業(yè)披露的“開發(fā)支出”作為衡量研發(fā)投入的變量。專利普遍被認為是企業(yè)創(chuàng)新成果的衡量指標，本文將當年授予企業(yè)的發(fā)明專利、實用新型專利以及外觀設(shè)計專利三項之和作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標。為了控制其他因素的影響，本文還選取了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)業(yè)績、股權(quán)集中度這些變量作為控制變量（見表1）。為了消除量綱影響，使各個指標更具可比性，本文所使用的的各指標均經(jīng)：z-score標準化處理。

（三）模型設(shè)定

為了探究開發(fā)支出在異質(zhì)性股權(quán)激勵影響企業(yè)創(chuàng)新過程中是否具有顯著的中介效應，依據(jù)Zhao ct al.（2010）總結(jié)的中介效應檢驗程序，本文建立以下模型，并參照Preacher&Hayes;（2004）、Haves（2013）提出的Bootstrap法進行檢驗分析。

其中，Control代表所有的控制變量，含企業(yè)規(guī)模、企業(yè)業(yè)績、第一大股東持股比例、第一大股東持股比例的平方。參照Zhao et al.（2010）的研究，當a*b（即a、a2、a3、a4分別與b的乘積）顯著不為零時即代表開發(fā)支出（Develop）的中介效應顯著，以此來檢驗H1和H2。判斷a*b是否顯著不為零之后，結(jié)合三個方程的回歸結(jié)果進一步檢驗H3和H4。

五、實證結(jié)果

依據(jù)Zhao et al.（2010）的研究，參照Preacher&Hayes;（ 2004）以及Haves（ 2013）提出的Bootstrap法進行中介效應檢驗（見表2）。根據(jù)表2的結(jié)果看出，在95%的置信水平下，高管股票期權(quán)（OM）在影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中，開發(fā)支出的中介效應顯著不為零（LLCI=-0.0104，ULCI=-0.0016），中介效應的大小為-0.0048，開發(fā)支出是高管股票期權(quán)影響企業(yè)創(chuàng)新的有效中介變量。高管限制性股票（RM）在影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中，開發(fā)支出的中介效應同樣顯著不為零（ LLCI=-0.0214，ULCI=-0.0003），中介效應的大小為-0.0079，開發(fā)支出是高管限制性股票影響企業(yè)創(chuàng)新的有效中介變量。但針對核心技術(shù)人員的兩種股權(quán)激勵在影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中，開發(fā)支出的中介效應檢驗結(jié)果中包含了零，即開發(fā)支出的中介效應并不顯著，不能認為開發(fā)支出是核心技術(shù)人員股票期權(quán)（OT）和核心技術(shù)人員限制性股票（RT）影響企業(yè)創(chuàng)新的有效中介變量。通過中介效應檢驗，假設(shè)H1和H2都得到了驗證。

表3為上文中建立的三個模型的回歸結(jié)果，現(xiàn)結(jié)合表2中介檢驗的結(jié)果進行進一步分析。模型（3）中高管股票期權(quán)結(jié)果不顯著，這代表開發(fā)支出是高管股票期權(quán)影響企業(yè)創(chuàng)新的唯一中介變量；而高管限制性股票在0.01的水平上顯著，且系數(shù)為負數(shù)，a3*b*d3的值為正數(shù)，即代表遺漏了其他互補的中介變量，遺漏的中介變量的中介效應與開發(fā)支出的中介效應方向一致（同為負值）。從中介效應的大小上看，高管限制性股票中介效應的絕對值大于高管股票期權(quán)（0.0079大于0.0048），可見高管限制性股票比高管股票期權(quán)更大程度上通過研發(fā)支出影響了企業(yè)創(chuàng)新，即更少的減少了研發(fā)支出。從高管限制性股票剔除間接效應后，回歸結(jié)果仍顯著且遺漏了互補的中介變量的結(jié)果來看，高管限制性股票不僅促使高管削減開發(fā)支出，可能還有促使管理人員通過別的手段來影響企業(yè)創(chuàng)新，并且是不利影響。本文的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高管的股權(quán)激勵在影響企業(yè)創(chuàng)新過程中，風險規(guī)避效應明顯強于激勵效應，且限制性股票這種激勵方式的風險規(guī)避效應更強，假設(shè)H3得到了驗證。

在模型（1）和（3）中，核心技術(shù)人員限制性股票的系數(shù)C4和d4均在0.01的水平上顯著為正，而核心技術(shù)人員股票期權(quán)的系數(shù)并不顯著，可見相較于股票期權(quán)的激勵方式，限制性股票的激勵方式更能促使核心技術(shù)人員提高自身努力程度，從而直接影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。至此，假設(shè)H4也得到了驗證。

六、結(jié)論與建議

本文通過實證分析得知，當股權(quán)激勵的對象為高管人員時，高管人員會通過調(diào)整開發(fā)支出來影響企業(yè)創(chuàng)新，且從本文的結(jié)果來看，在高管股權(quán)激勵影響開發(fā)支出過程中，風險規(guī)避效應明顯大于激勵效應，股票期權(quán)和限制性股票兩種方式都會減少開發(fā)支出從而減少了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，其中限制性股票的方式下負效應更為顯著（風險規(guī)避效應更強），除了通過開發(fā)支出影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，高管人員還可能通過其他路徑對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出施加負面效果（因為可能遺漏了互補的中介變量）。而當股權(quán)激勵的對象為核心技術(shù)人員時，并沒有通過開發(fā)支出影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，此時股權(quán)激勵顯現(xiàn)出較強的激勵效應，股權(quán)激勵程度越高越能夠促使核心技術(shù)人員提升自己能力、加大努力程度從而影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，且當股權(quán)激勵方式為限制性股票時，這種激勵效應是在統(tǒng)計上是極其顯著的。

由此可見，為了提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，企業(yè)進行股權(quán)激勵時，應針對不同人員采取不同的股權(quán)激勵，且股權(quán)激勵對象更應集中在核心技術(shù)人員而非管理人員上。針對管理人員采取股權(quán)激勵時，最好是采取股票期權(quán)的方式，能夠有效控制管理人員對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的負面影響，減少其風險規(guī)避效應并提高激勵效應。針對核心技術(shù)人員進行激勵時，則應該采取限制性股票的激勵方式，限制性股票的激勵方式可以更有效的提升核心技術(shù)人員的努力程度，促使企業(yè)獲得更多的創(chuàng)新產(chǎn)出。

（責任編輯：張恩娟）

參考文獻：

[1]Ang J S， Cole R A， Lin J W.Agency Costs and Ownership Structure[J].Joumal of Finance，2000 ， 55（1）：81-106.

[2]Ofek E，Yermack D.Taking Stock：Equity-Based Compensation and the Evolution of Managerial Ownership[J].Joumal of Finance，2010，55（3）：1367-1384.

[3]Beneish M D， Vargus M E.Insider Trading ， Eamings Quality， and Accrual Mispricing[J].Accounting Review， 2002，77（4）：755-791.

[4]Baker T， Reitenga A ， Collins D.Stock Option Compensation and Earnings Management Incentives[J]. Journal of Accounting Auditing & Finance ， 2003 ， 18 （4）：557-582.

[5]Balkin D B，Markman G D， Gomez-Mejia L R.Is CEO Pay in High-Technology Firms Related to Innovation？ [J].Academy of Management Journal， 2000， 43（6）：1118-1129.

[6]Wu J，Tu R.CEO stock option pay and R&D; spending：a behavioral agency explanation[J].Journal of Business Research， 2007， 60（5）：482-492.

[7]譚洪濤，袁曉星，楊小娟.股權(quán)激勵促進了企業(yè)創(chuàng)新嗎？——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].研究與發(fā)展管理，2016，28（2）：1-11.

[8]許婷，楊建君.股權(quán)激勵、高管創(chuàng)新動力與創(chuàng)新能力——企業(yè)文化的調(diào)節(jié)作用[J].經(jīng)濟管理，2017（4）.

[9]姜英兵，于雅萍.誰是更直接的創(chuàng)新者？——核心員工股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新[J].經(jīng)濟管理，2017（ 3）.

[10]李春濤，宋敏.中國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新活動：所有制和CEO激勵的作用[J].經(jīng)濟研究，2010（5）：135-137.

[11]徐寧，吳創(chuàng).高管激勵契約、技術(shù)創(chuàng)新動力與路徑選擇——來自民營中小上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].科技進步與對策，2015（4）：71-76.

[12]黃園，陳昆玉.高管層股權(quán)激勵對企業(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.

[13]趙洪江，陳學華，夏暉.公司自主創(chuàng)新投入與治理結(jié)構(gòu)特征實證研究[J].中國軟科學，2008（7）：145-149.

[14]馮根福，溫軍.中國上市公司治理與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2008（7）：91-101.

[15]徐寧.高科技公司高管股權(quán)激勵對R&D;投入的促進效應——一個非線性視角的實證研究[J].科學學與科學技術(shù)管理，2013.34（2）：12-19.

[16]葉陳剛，劉桂春，洪峰.股權(quán)激勵如何驅(qū)動企業(yè)研發(fā)支出？——基于股權(quán)激勵異質(zhì)性的視角[J].審計與經(jīng)濟研究，2015，30（3）：12-20.

[17]趙國宇.股權(quán)激勵提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的路徑與效果研究[J].廣東財經(jīng)大學學報，2015，30（2）：36-45.

[18]苗淑娟，夏朦，孟慶順.高管激勵對研發(fā)投入影響研究——終極控制權(quán)的調(diào)節(jié)作用[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2018，37（1）：41-48.