施 維，陸 萍

（南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，南京 210037）

引言

股權(quán)激勵制度，其理論上的突破和應(yīng)用上的實踐均起源于美國[1]。西方國家對于股權(quán)激勵的探索與創(chuàng)新，有效地緩解了管理者的短期行為，股權(quán)激勵制度也因此成為解決委托—代理問題，降低代理成本的有效途徑，風(fēng)靡于企業(yè)管理界[2]。20世紀90年代初，股權(quán)激勵開始在國內(nèi)興起，隨后在政策上的跟進、經(jīng)驗上的填補，實施股權(quán)激勵的公司占比從主板占大比重、中小板占小比重，到中小板、創(chuàng)業(yè)板占大比重，側(cè)面說明中小板、創(chuàng)業(yè)板等規(guī)模較小、成長性較高的企業(yè)對科技和智力資本的需求更加強烈。然而，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新離不開研發(fā)投入，研發(fā)投入的強度又取決于高管的部署[3]。

中小板上市公司2017年的研發(fā)投入較上年增長27.50%，合計達到1 147.22億元，平均每家公司有1.37億元的研發(fā)支出。中小板上市公司多為具有成長性、蘊含高科技水平的中小企業(yè)，研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)的命脈，為刺激企業(yè)進步他們大多也開始實施股權(quán)激勵計劃。那么，現(xiàn)階段其實施股權(quán)激勵的效果如何？高管股權(quán)激勵是否改善了研發(fā)投入？本文嘗試以中小板公告股權(quán)激勵方案的上市公司作為樣本，進一步確定高管股權(quán)激勵與研發(fā)投入的關(guān)系。

一、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)高管是公司戰(zhàn)略部署的指揮者，在兼顧董事會目標和個人利益的前提下，合理分配企業(yè)資金、保證企業(yè)正常高效運作是他們的職責(zé)。研發(fā)投入的決策正是其中一部分，企業(yè)的研發(fā)活動前期投資金額大、回報周期長，具有高風(fēng)險性，高管難免會偏離公司長遠發(fā)展的方向。根據(jù)最優(yōu)契約理論，授予職業(yè)經(jīng)理人激勵股權(quán)可以減少股東與職業(yè)經(jīng)理人之間的代理成本，使其具有利益對等意識，勇于面對風(fēng)險，并將更多資源分配至研發(fā)支出等高風(fēng)險項目。姜濤、王懷明（2011）選取多個行業(yè)的高新技術(shù)企業(yè)為樣本，以實際控制人為劃分依據(jù)，分類研究了高管股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投入的影響。結(jié)果表明，無論國有控制公司還是非國有控制公司，高管股權(quán)激勵均能顯著提高研發(fā)投入[4]。王燕妮、李爽（2013）以實證結(jié)果檢驗了對高管實施長期股權(quán)激勵有助于經(jīng)營者加大企業(yè)的研發(fā)投入，激勵股權(quán)的效用就體現(xiàn)在管理者更偏向?qū)⑵髽I(yè)的自由現(xiàn)金流傾注入研發(fā)活動中[5]。陳效東、周嘉南（2014）研究發(fā)現(xiàn)，上市公司實施高管股權(quán)激勵確實可以提高公司研發(fā)支出水平，并從股權(quán)激勵的動機切入，得出了激勵型股權(quán)激勵與研發(fā)支出呈正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論[6]。

當然，高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入的影響存在激勵效應(yīng)的同時也存在風(fēng)險規(guī)避效應(yīng)，驅(qū)動方向則取決于兩者的博弈，例如，相比股票期權(quán)，限制性股票對股票價格的敏感程度更高，故其風(fēng)險規(guī)避效應(yīng)較強，可能更容易導(dǎo)致高管為規(guī)避風(fēng)險而減少研發(fā)投入。陳嬋姹、岳玉珠（2018）證實了這一點，研究表明，高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入的激勵效應(yīng)遠不及風(fēng)險規(guī)避效應(yīng)，且限制性股票模式下的風(fēng)險規(guī)避效應(yīng)更顯著[7]。也正與邱強等的（2018）觀點相吻合，風(fēng)險厭惡的管理層更傾向于限制性股票激勵[8]。夏蕓（2014）基于管理者權(quán)力理論，得出結(jié)論：股權(quán)激勵與研發(fā)投入之間的關(guān)系可通過高管的自身權(quán)力來把控，對高管實施股權(quán)激勵會降低企業(yè)研發(fā)投入的力度[9]。何紅渠、高換霞（2017）以國有企業(yè)和民營企業(yè)為樣本分析發(fā)現(xiàn)：國有企業(yè)中高管股權(quán)激勵與研發(fā)投入呈倒U型關(guān)系，而在民營企業(yè)中，高管股權(quán)激勵則抑制了研發(fā)投入水平[10]。因此，本文提出：

假設(shè)：中小板上市公司高管股權(quán)激勵對研發(fā)投入有抑制作用。

二、研究樣本與變量選取

1.研究樣本。本文以2014—2016年期間公告股權(quán)激勵方案的中小板上市公司作為研究對象，選取其2017年的數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，并做如下處理：（1）剔除研究期間中止實施股權(quán)激勵方案的公司；（2）剔除2013年以后上市的公司；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過篩選，得到2014—2016年樣本數(shù)為173家，樣本數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫，使用的數(shù)據(jù)分析軟件為SPSS19.0。

2.變量選取。本文以企業(yè)的研發(fā)投入作為被解釋變量，解釋變量為高管股權(quán)激勵強度，控制變量包括公司規(guī)模、股權(quán)集中度、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)凈利率。變量的具體定義（見表1）。

表1 主要變量類型及定義

3.模型構(gòu)建。根據(jù)前文中提出的研究假設(shè)，建立如下多元線性回歸模型：

三、實證分析

1.描述性統(tǒng)計分析。表2中描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，樣本公司研發(fā)投入均值為0.050799，極大值達到0.4236，而極小值為0.0003，說明不同企業(yè)間研發(fā)投入水平存在較大差異。高管股權(quán)激勵強度最大值為5%，標準差為0.0065005，表明極大值和極小值間仍是有一定差距，企業(yè)處于不同的發(fā)展階段自然會制定出不同的高管股權(quán)激勵方案。股權(quán)集中度和資產(chǎn)負債率，算是其中差異較大的變量，股權(quán)集中度極大值為65.38%，極小值為7.41%?？梢?，選取的樣本中涵蓋了股權(quán)相對集中和較為分散的企業(yè)，在股權(quán)高度集中的體制下，一方面可使代理成本得到控制，另一方面，控股股東在企業(yè)中的參與程度過高，影響?yīng)毩⒍隆⒈O(jiān)事會和中介機構(gòu)的獨立性，而股權(quán)相對分散有利于股權(quán)制衡。另外，資產(chǎn)負債率高達89.78%，該數(shù)值表明企業(yè)將面臨很大的財務(wù)風(fēng)險，而極小值為9.28%，部分企業(yè)可能存在融資困難的情況。表2中各個因素均在一定程度上影響著高管對企業(yè)研發(fā)投入的重視。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

2.相關(guān)性分析。由下頁表3變量相關(guān)系數(shù)檢驗可知，樣本公司中高管股權(quán)激勵強度與研發(fā)投入在5%的水平上顯著負相關(guān)，說明高管股權(quán)激勵某種程度上抑制了企業(yè)的研發(fā)投入水平，可能是中小企業(yè)研發(fā)能力普遍不強，研發(fā)創(chuàng)新動力不足所致。企業(yè)股權(quán)集中度和資產(chǎn)負債率也顯著影響著研發(fā)投入水平。另外，各變量間的相關(guān)性較小，方差膨脹因子VIF均小于10，不存在嚴重的多重共線性。

3.回歸分析。下頁表4顯示，調(diào)整R2為0.156，即所考慮的因素體現(xiàn)出被解釋變量變化趨勢的15.6%，從模型整體顯著性來看，F(xiàn)統(tǒng)計量是7.347，p值是0.000，說明模型設(shè)置較為合理。從參數(shù)的值看，高管股權(quán)激勵強度與企業(yè)研發(fā)投入在10%的水平上顯著負相關(guān)，表明中小板上市公司高管股權(quán)激勵輕微抑制了研發(fā)投入水平，拒絕了原假設(shè)。根據(jù)描述性統(tǒng)計的結(jié)果，樣本公司實施股權(quán)激勵當年授予高管的激勵股權(quán)比重均值為0.51%，而進一步統(tǒng)計核心技術(shù)人員持股均值達到1.51%，由于中小板上市公司中人才較易流失，特別是核心技術(shù)人員，為了留住人才，促進企業(yè)的生存和發(fā)展，企業(yè)股權(quán)激勵計劃的方向便有所傾斜，更加注重對核心技術(shù)人員的激勵[11]，希望他們發(fā)揮自身的創(chuàng)新能力，完成技術(shù)升級、產(chǎn)品升級。另外，股權(quán)激勵方案通常對授予對象設(shè)置了考核條件，要求企業(yè)業(yè)績達到目標值才能解鎖激勵股權(quán)，而公司高管可能出于完成考核目標的考慮，對于研發(fā)資金的投入會相對謹慎。

表3 模型Pearson相關(guān)系數(shù)

公司規(guī)模與企業(yè)研發(fā)投入水平之間存在著正相關(guān)關(guān)系，且在5%的水平上顯著，規(guī)模大的公司一般管理更加規(guī)范，資金分配恰當，管理者和技術(shù)員工各司其職，共同謀求企業(yè)發(fā)展。股權(quán)集中度與研發(fā)投入呈顯著負相關(guān)，股權(quán)不斷集中時大股東更會保全自身的利益，謹慎涉足風(fēng)險。資產(chǎn)負債率與研發(fā)投入之間存在著顯著負相關(guān)關(guān)系，企業(yè)的資產(chǎn)負債率越高，資金運營壓力大，導(dǎo)致無法充分合理的配置資源，忽略企業(yè)的研發(fā)投入。總資產(chǎn)凈利率對企業(yè)研發(fā)投入有負面效應(yīng)，通過1%的顯著性水平，研究期間的樣本均為中小企業(yè)，研發(fā)能力較弱，且一直穩(wěn)中求進，因此對于研發(fā)投入也較為慎重，可能更多的是偏向于擴大生產(chǎn)，拓寬發(fā)展領(lǐng)域。

表4 模型回歸結(jié)果

結(jié)語

本文以2014—2016年間公告并實施股權(quán)激勵的中小板上市公司為樣本，研究高管股權(quán)激勵與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系，最終得出結(jié)論：在研究期間，實施股權(quán)激勵的中小板上市公司首次授予高管激勵股權(quán)的比重對企業(yè)的研發(fā)投入存在著某種抑制作用。中小企業(yè)本身研發(fā)能力較有限，再加上市場競爭日趨激烈，企業(yè)過多重視了對于績效指標的考核而忽略了研發(fā)投入，為了企業(yè)未來發(fā)展的需要，建議將研發(fā)投入也作為股權(quán)激勵的考核目標之一。本文研究有一定的局限性，運用截面數(shù)據(jù)探究兩者的關(guān)系，樣本量不夠大，截取時間短，而且僅對實施股權(quán)激勵的企業(yè)授予高管的份額進行分析，并未考慮到高管全部的持股比例。由于每個企業(yè)的發(fā)展階段不同，內(nèi)部處境不同，實施股權(quán)激勵制度也是出于不同的目的，解決不同的問題，因此會產(chǎn)生效果上的差異。所以，在制訂股權(quán)激勵計劃時，企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身狀況，綜合考慮激勵模式、有效期、考核目標等因素。除此之外，股權(quán)激勵的作用效果也受到外部宏觀環(huán)境的影響，因此應(yīng)竭力完善相關(guān)政策體系，并加強監(jiān)管。