趙 息，林德林

(天津大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津 300072)

2016年，我國在《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》中將2020年進(jìn)入創(chuàng)新國家行列確立為我國科技事業(yè)的發(fā)展目標(biāo)。因此，創(chuàng)新成為我國在當(dāng)前激烈的國際競爭形勢下國家發(fā)展全局的核心戰(zhàn)略任務(wù)。如何有效地提升我國企業(yè)的創(chuàng)新能力，成為當(dāng)前亟待解決的問題。企業(yè)通常通過加大研發(fā)資源的投入強(qiáng)度形成持續(xù)的創(chuàng)新驅(qū)動力，但企業(yè)長期發(fā)展資源和能力的形成依賴于科學(xué)的管理機(jī)制，只有設(shè)計出有利于推動企業(yè)創(chuàng)新能力的激勵機(jī)制，才能真正有效地提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

在“兩權(quán)分離”背景下，企業(yè)所有者與經(jīng)營者目標(biāo)函數(shù)顯著不同，所有者更關(guān)注企業(yè)長期發(fā)展，追求更多的價值創(chuàng)造，而經(jīng)營者側(cè)重于追逐自身利益的最大化，由此產(chǎn)生較為嚴(yán)重的代理問題［1］。經(jīng)營者為了實現(xiàn)自身利益的最大化，往往呈現(xiàn)風(fēng)險厭惡的特征［2］，因此，對于具有長期性和滯后性的創(chuàng)新活動而言，經(jīng)營者往往表現(xiàn)出明顯的消極態(tài)度。這種代理問題不利于企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境的構(gòu)建，也會影響企業(yè)創(chuàng)新能力的形成和提升，最終影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

國內(nèi)外相關(guān)研究表明，股權(quán)激勵能夠有效緩解上述代理沖突，提高代理效率，降低代理成本［3－4］，尤其是能夠顯著提高管理層風(fēng)險承擔(dān)能力，鼓勵管理層進(jìn)行研發(fā)投資，從而提升企業(yè)長期價值創(chuàng)造能力［2，5］。以高新技術(shù)企業(yè)為例，國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫顯示，2008年以來，股權(quán)激勵計劃受到了越來越多高新技術(shù)企業(yè)的推崇，實現(xiàn)了迅速增長(如圖1所示) 。在這種背景下，學(xué)術(shù)界開始關(guān)注股權(quán)激勵的創(chuàng)新效應(yīng)問題，股權(quán)激勵計劃的實施是促進(jìn)還是抑制創(chuàng)新，尚未形成一致結(jié)論，仍需進(jìn)一步探討。此外，如果股權(quán)激勵能夠提升企業(yè)創(chuàng)新績效，又是如何實現(xiàn)的?這些問題是本研究的重點?？v覽國內(nèi)外相關(guān)研究文獻(xiàn)，研究重點大多放在了股權(quán)激勵對管理層風(fēng)險承擔(dān)能力、研發(fā)投入等方面。有關(guān)股權(quán)激勵通過何種途徑影響企業(yè)創(chuàng)新績效的文獻(xiàn)較少，從激勵授予對象視角進(jìn)行的相關(guān)研究更是少見。在企業(yè)研發(fā)過程中，管理層與核心技術(shù)員工是兩個重要的核心要素①根據(jù)《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》中的相關(guān)定義，本研究所涉及的管理層主要包括公司的董事、監(jiān)事、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財務(wù)負(fù)責(zé)人、董事會秘書等管理人員，除此之外的股權(quán)激勵對象定義為核心員工。，因此，二者是企業(yè)股權(quán)激勵計劃的主要實施對象。二者在企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)中的不同角色，也決定了對其進(jìn)行股權(quán)激勵而提升創(chuàng)新績效的作用路徑并不一致。對此，本文以股權(quán)激勵方案的授予對象為研究視角，探究股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的作用機(jī)理，最終揭示股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系。

圖1 2008—2016年滬深A(yù)股高新技術(shù)企業(yè)股權(quán)激勵實施情況統(tǒng)計Fig.1 Implementation of the equity incentives plan of high-tech firms from 2008—2016

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)回顧

國外有關(guān)股權(quán)激勵的研究主要基于“利益趨同假說”理論［6］以及“管理防御假說”理論［7］?！袄孚呁僬f”認(rèn)為股權(quán)激勵能夠促使企業(yè)高管與外部股東的利益趨向一致，從而提升企業(yè)績效［1］。有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)激勵對企業(yè)業(yè)績的正向調(diào)節(jié)作用是通過影響公司其他能力而實現(xiàn)的，如KARPAVICˇIUS和YU［5］發(fā)現(xiàn)企業(yè)通過對管理層實施股權(quán)激勵可以顯著提高其風(fēng)險承擔(dān)能力，進(jìn)而有利于增加企業(yè)價值?！肮芾矸烙僬f”則認(rèn)為股權(quán)激勵有利于強(qiáng)化管理層對企業(yè)的控制權(quán)，大股東利用其控制權(quán)通過關(guān)聯(lián)交易、調(diào)整股權(quán)政策等手段侵害小股東權(quán)益，實現(xiàn)自身利益的最大化，并且其容易與管理層出現(xiàn)認(rèn)知沖突，影響股權(quán)激勵的執(zhí)行效果，從而使公司價值受損［8］。

代理理論認(rèn)為管理層激勵能夠?qū)ρ邪l(fā)投入決策等創(chuàng)新決策行為產(chǎn)生重要的影響，研發(fā)項目的風(fēng)險程度和管理層激勵程度是影響管理層進(jìn)行創(chuàng)新決策時的兩個重要因素［9］。MANSO［10］指出，在沒有外部強(qiáng)力激勵的情況下，管理層更愿意平穩(wěn)完成既定管理責(zé)任而不愿意承擔(dān)額外的風(fēng)險成本去進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新。更多研究發(fā)現(xiàn)，實施股權(quán)激勵能夠顯著影響管理層的風(fēng)險承擔(dān)能力，抑制管理層風(fēng)險厭惡對企業(yè)創(chuàng)新等風(fēng)險投資行為的負(fù)面影響［2］。同時，也有學(xué)者指出，股權(quán)激勵對管理層風(fēng)險的正向影響呈現(xiàn)非線性曲線關(guān)系［11］。

當(dāng)前，學(xué)者們從實證角度對股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行了直接研究，取得了豐富的實證證據(jù)。大量研究表明，股權(quán)激勵能夠顯著影響企業(yè)R＆D支出［12］。劉寶華和王雷［13］研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵能夠顯著正向影響企業(yè)創(chuàng)新活動，其激勵效應(yīng)受到股權(quán)激勵期限特征的影響。譚洪濤等［14］研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵能夠提高管理層和員工的積極性，提高企業(yè)創(chuàng)新水平，并且這種創(chuàng)新提升作用在非國有企業(yè)中更加明顯。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，在我國資本市場下，股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間并不存在顯著的影響關(guān)系［15］。部分學(xué)者則指出股權(quán)激勵與技術(shù)創(chuàng)新投入之間存在著倒U形關(guān)系［16］。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系并未形成一致結(jié)論，需要進(jìn)一步論證?，F(xiàn)有研究大多從管理層股權(quán)激勵的視角出發(fā)，探究其對企業(yè)創(chuàng)新的影響，忽略了作為股權(quán)激勵對象的核心員工在企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出過程中的重要作用，他們是企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略實施過程中的直接參與者和執(zhí)行者，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生直接影響［17］，因此，從管理層與核心員工兩個層面出發(fā)，能夠更加全面準(zhǔn)確地揭示股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響路徑。

1.2 假設(shè)提出

創(chuàng)新活動具有周期長、風(fēng)險高以及投入大等特點［13］。因此，創(chuàng)新行為主要著眼于企業(yè)長期利益，但管理者更加關(guān)心與其自身利益直接相關(guān)的短期收益，因此，在沒有收益保障的情況下，管理者更加關(guān)注能夠獲得短期收益的決策活動，而對于創(chuàng)新決策相對消極和慎重。特別是在當(dāng)前“兩權(quán)分離”的情況下，管理者無法有效分散實施創(chuàng)新帶來的風(fēng)險，將比股東更加缺乏創(chuàng)新的內(nèi)在動力而呈現(xiàn)出風(fēng)險規(guī)避的特質(zhì)［18］。股權(quán)激勵計劃通過對高管進(jìn)行剩余索取權(quán)的激勵，有效緩解了上述代理沖突［6］?，F(xiàn)有研究表明，在合適的持股比例范圍內(nèi)，實施股權(quán)激勵能夠顯著提升企業(yè)研發(fā)投資的效率［19］。許婷和楊建君［20］認(rèn)為，在企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境中，具有長期激勵導(dǎo)向的股權(quán)激勵是管理層產(chǎn)生創(chuàng)新動力的重要原因之一?，F(xiàn)有研究表明實施股權(quán)激勵之后，企業(yè)專利數(shù)量呈現(xiàn)明顯增長，換言之，股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著的提升作用［16］。

自2006年正式推出股權(quán)激勵計劃以來，股票期權(quán)、限制性股票與股票增值權(quán)是我國上市公司主要采用的3種股權(quán)激勵模式。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，2006—2015年實施股權(quán)激勵的上市公司中上述3種激勵模式的比重分別為42%、57%、1%，由此可以看出，國內(nèi)上市公司主要采用了前兩種股權(quán)激勵模式。上述兩種激勵模式因為設(shè)計機(jī)理的不同，必然導(dǎo)致激勵效果不同［1］。從機(jī)制上而言，作為一種期權(quán)形式，股票期權(quán)激勵模式允許被激勵者在未來的一定時期內(nèi)能夠以約定的行權(quán)價格及條件購買一定數(shù)量的本公司股票;而限制性股票則要求激勵對象在滿足業(yè)績目標(biāo)、工作年限等規(guī)定條件時才能實現(xiàn)這些股票的收益。從激勵效果而言，股票期權(quán)能夠激勵管理層產(chǎn)生風(fēng)險偏好，從而做出有利于提升企業(yè)創(chuàng)新績效的相關(guān)決策［21］，限制性股票能夠?qū)ζ髽I(yè)人才(核心員工)的留用以及長期績效的提升發(fā)揮顯著作用［22］。從企業(yè)創(chuàng)新過程而言，管理層主要影響創(chuàng)新活動的創(chuàng)新投入環(huán)節(jié)，核心員工則是企業(yè)研發(fā)活動的直接參與者和研發(fā)計劃的直接執(zhí)行者［17］，相比之下，針對核心員工進(jìn)行股權(quán)激勵，將對具有長期性和不確定性的創(chuàng)新績效產(chǎn)生更加直接和積極的提升作用。從現(xiàn)實情況來看(見圖1) ，2013年以來，在我國實施股權(quán)激勵的高新技術(shù)企業(yè)中，選擇限制性股票激勵模式的企業(yè)數(shù)量開始超過選擇股票期權(quán)激勵模式的企業(yè)數(shù)量，說明越來越多的企業(yè)意識到了核心員工對企業(yè)創(chuàng)新績效的直接作用。綜上，提出如下假設(shè)。

H1股權(quán)激勵正向影響企業(yè)創(chuàng)新績效;

H1a管理層股權(quán)激勵正向影響企業(yè)創(chuàng)新績效;

H1b相比于管理層股權(quán)激勵，核心員工股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響更強(qiáng)。

當(dāng)前更多學(xué)者主要關(guān)注管理層與股東的代理問題，以及股權(quán)激勵對這一代理問題的作用機(jī)制，較少關(guān)注股權(quán)激勵對核心員工創(chuàng)新效率的治理效應(yīng)。作為知識、經(jīng)驗與技術(shù)創(chuàng)造的重要主體，核心員工是企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新過程中核心環(huán)節(jié)的重要參與者［17］，是企業(yè)實現(xiàn)價值創(chuàng)造的重要驅(qū)動力量，因此，為了實現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新目標(biāo)，在股權(quán)激勵時，管理層與核心員工是企業(yè)的兩個重要激勵對象。二者在企業(yè)創(chuàng)新中的角色差異導(dǎo)致在通過對其進(jìn)行股權(quán)激勵來影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的過程中，呈現(xiàn)不同的作用路徑。

作為企業(yè)決策群體，管理層在整個創(chuàng)新過程中(創(chuàng)新投入—創(chuàng)新產(chǎn)出—創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化)對創(chuàng)新投入具有決定性影響，對創(chuàng)新計劃的制訂以及創(chuàng)新資金和人員的投入負(fù)責(zé)，承擔(dān)創(chuàng)新失敗的風(fēng)險和責(zé)任。面對成本大、風(fēng)險高以及周期長的創(chuàng)新決策，管理層風(fēng)險偏好成為關(guān)鍵影響因素。而實施管理層股權(quán)激勵，能夠激勵其為了實現(xiàn)預(yù)期收益最大化而更愿意承擔(dān)投資風(fēng)險，對風(fēng)險性較高的研發(fā)投資決策產(chǎn)生內(nèi)在動力，進(jìn)而提高創(chuàng)新績效［23］。由此可以看出，管理層股權(quán)激勵通過改變管理層的風(fēng)險偏好，對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生積極影響，最終提升創(chuàng)新績效。綜上，研發(fā)投入是管理層股權(quán)激勵的結(jié)果變量，管理層股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響主要可能通過研發(fā)投入行為，因此，提出如下假設(shè)。

H2研發(fā)投入是管理層股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間的中介變量。

在長期、多階段的創(chuàng)新過程中，核心員工股權(quán)激勵能夠吸引和留住核心員工，保持企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性。核心員工的努力程度將會直接影響企業(yè)創(chuàng)新績效［24］。因此，與管理層激勵相比，對核心員工的股權(quán)激勵能夠?qū)?chuàng)新績效產(chǎn)生更好的促進(jìn)效應(yīng)［25］。企業(yè)研發(fā)投入作為企業(yè)創(chuàng)新的必要資源投入，是企業(yè)內(nèi)部知識積累和創(chuàng)新能力提升的必要途徑，對企業(yè)研發(fā)效率也具有顯著的提升作用［26－27］。研發(fā)過程中的相關(guān)資金投入能夠支持核心員工知識和經(jīng)驗的積累，為其研發(fā)試驗提供充分的資金保障［28］，即研發(fā)投入強(qiáng)度越大，越有利于核心員工的知識積累，從而使其工作效率越高，企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量越高。由此可見，研發(fā)投入強(qiáng)度的提高有利于核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新績效提升作用的發(fā)揮。綜上，提出如下假設(shè)。

H3研發(fā)投入正向調(diào)節(jié)核心員工股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效關(guān)系。

綜上所述，研發(fā)投入對企業(yè)管理層和核心員工兩個激勵對象的股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效的中介作用與調(diào)節(jié)作用是本文研究的重點，故本研究的概念模型如圖2所示。

圖2概念模型Fig.2 Conceptual model

2 研究設(shè)計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)來源

利用Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，選取我國滬深A(yù)股2008—2016年實施股權(quán)激勵的上市公司作為研究樣本，并對在此期間的數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選:①由于ST、PT公司數(shù)據(jù)存在不穩(wěn)定性，剔除所有被ST以及PT的上市公司樣本;②考慮金融企業(yè)數(shù)據(jù)的特殊性，刪除所有金融類上市公司;③由于股權(quán)激勵是本文的重要變量，剔除所有未實施股權(quán)激勵以及中途放棄股權(quán)激勵的上市公司;④本文研究股權(quán)激勵對創(chuàng)新績效的影響，因此刪除沒有創(chuàng)新產(chǎn)出(專利數(shù)據(jù)不存在)的上市公司。根據(jù)上述原則，對數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選后，得到204家上市公司的434個觀測值，為非平衡面板數(shù)據(jù)。本文對所有連續(xù)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行1%的Winsorize縮尾處理。

本研究中股權(quán)激勵、財務(wù)指標(biāo)相關(guān)的樣本數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫( CSMAR)和Wind數(shù)據(jù)庫;研發(fā)經(jīng)費投入數(shù)據(jù)則部分取自色諾芬數(shù)據(jù)庫( CCER) ，部分從上市公司年報中手工收集整理獲得;創(chuàng)新績效相關(guān)數(shù)據(jù)來自國泰安專利數(shù)據(jù)庫。考慮股權(quán)激勵的滯后性，本研究中被解釋變量取值年度為2009—2016年，解釋變量為2008—2015年數(shù)據(jù)。本文用Excel 2013進(jìn)行相關(guān)數(shù)據(jù)預(yù)處理，并使用Stata12.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。

2.2 變量測量

2.2.1被解釋變量 采用樣本企業(yè)在取值年份發(fā)明專利的申請數(shù)量來衡量其創(chuàng)新績效(IP) ，為了消除數(shù)據(jù)差異的影響，對該變量取自然對數(shù)。

2.2.2解釋變量 本文的主要解釋變量為股權(quán)激勵和研發(fā)投入。關(guān)于股權(quán)激勵的度量主要有定性和定量兩種方法:定性方法是采用0—1虛擬賦值的方式反映企業(yè)是否實施股權(quán)激勵［29］;定量方法主要采用股權(quán)激勵授予數(shù)量在總股本中的占比［30］?？紤]股權(quán)激勵效應(yīng)的滯后性和不確定性，本文采用定量的方法衡量股權(quán)激勵，以股權(quán)激勵授予總量與公司總股數(shù)的比值作為企業(yè)整體股權(quán)激勵強(qiáng)度的具體表征(EIT) ;以授予高管權(quán)益與公司總股數(shù)比值表征管理層股權(quán)激勵強(qiáng)度(EIm) ;以授予核心員工權(quán)益與公司總股數(shù)比值表征核心員工股權(quán)激勵強(qiáng)度(EIe)②授予高管權(quán)益和核心員工權(quán)益的相關(guān)數(shù)據(jù)取自國泰安數(shù)據(jù)庫( CSMAR)治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)中股權(quán)激勵授予明細(xì)表中的授予高管權(quán)益和授予核心員工權(quán)益相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)為取值年份企業(yè)公布的股權(quán)激勵當(dāng)年度授予數(shù)量，因此為新增數(shù)據(jù)，而非累計數(shù)據(jù)。。

本文采用研發(fā)經(jīng)費投入強(qiáng)度(RDI)衡量企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入水平，具體取值為企業(yè)研發(fā)支出與營業(yè)收入的比值。

2.2.3控制變量 大企業(yè)比小企業(yè)具有更多資源進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新［31］，因此控制企業(yè)規(guī)模(FS)的影響。企業(yè)成長能力、融資負(fù)債能力以及盈利能力等對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著影響［12］，因此，本文分別將表征上述能力的主營業(yè)務(wù)收入增長率、資產(chǎn)負(fù)債率以及凈資產(chǎn)收益率作為控制變量。此外，作為企業(yè)創(chuàng)新成果存量，無形資產(chǎn)代表了企業(yè)資產(chǎn)的專用性，與企業(yè)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)［32］，因此，本文也將實施股權(quán)激勵前一年無形資產(chǎn)的自然對數(shù)作為控制變量。企業(yè)年齡對創(chuàng)新能力呈現(xiàn)顯著影響［33］，因此本文也將控制公司年齡的影響。不同的年度和行業(yè)對創(chuàng)新績效存在顯著影響［34］，本文也設(shè)置了年度和行業(yè)虛擬變量。

各變量的定義或測量如表1所示。

表1主要變量的定義Tab.1 Definitions of the main variables

2.3 計量模型設(shè)定

本文構(gòu)建以下5個模型，采用基于非平衡面板數(shù)據(jù)的多元回歸對本文研究假設(shè)進(jìn)行實證檢驗，其中，模型( 1)從整體上檢驗股權(quán)激勵對創(chuàng)新績效的影響關(guān)系;模型( 2) ～模型( 4)主要檢驗研發(fā)投入在管理層股權(quán)激勵和創(chuàng)新績效之間的中介作用;模型( 5) ～模型( 6)主要檢驗研發(fā)投入對核心員工股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效的調(diào)節(jié)作用。經(jīng)Hausman檢驗，最終選擇采用固定效應(yīng)回歸③本文采用Hausman 檢驗確定選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。經(jīng)過驗證，Hausman 檢驗的p 值為0.000 0，因此，選擇固定效應(yīng)模型。。

企業(yè)的異質(zhì)性對企業(yè)是否實施股權(quán)激勵、實施的方式和程度等方面存在顯著性影響［2］，與此同時，企業(yè)在較高的創(chuàng)新產(chǎn)出的條件下，為了保持企業(yè)在行業(yè)中的領(lǐng)先地位，往往進(jìn)行更大程度的激勵，因而股權(quán)激勵和創(chuàng)新績效之間存在交互影響，具有內(nèi)生性。因此，本文對于股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效的關(guān)系研究還采用工具變量二階段最小二乘法( 2SLS)以剔除內(nèi)生性問題的影響。研究表明，貨幣薪酬(Cash)會顯著影響股權(quán)激勵效應(yīng)的發(fā)揮，并且對企業(yè)創(chuàng)新績效存在顯著的積極效應(yīng)［35］，因此基于工具變量選取條件④根據(jù)現(xiàn)有研究共識，工具變量選取必須滿足兩個基本條件:與內(nèi)生解釋變量具有高度相關(guān)性;工具變量必須是外生變量。，本文選擇企業(yè)平均貨幣薪酬、管理層年度貨幣薪酬以及員工年度貨幣薪酬分別作為企業(yè)整體股權(quán)激勵、管理層股權(quán)激勵以及核心員工股權(quán)激勵的工具變量。內(nèi)生解釋變量的滯后變量是以往研究中常用的工具變量［36］，因此，本文選股權(quán)激勵的滯后一期值(EIleg)作為另一個工具變量。

2.4 變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表2所示?？梢钥闯?，企業(yè)創(chuàng)新績效的最大值為6.321，最小值為2.296，標(biāo)準(zhǔn)差為1.041，表明在股權(quán)激勵計劃的影響下，企業(yè)創(chuàng)新績效呈現(xiàn)出差異性變化。此外，企業(yè)規(guī)模、盈利能力以及公司年齡等變量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，反映了樣本企業(yè)之間存在明顯的異質(zhì)性。其他各個變量的標(biāo)準(zhǔn)差大小相似，具有良好的代表性。本文采用Pearson相關(guān)性分析檢驗變量相關(guān)關(guān)系。整體上而言，企業(yè)股權(quán)激勵(EIT)與企業(yè)創(chuàng)新績效之間顯著正相關(guān)，初步證實H1。管理層股權(quán)激勵(EIm)與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的相關(guān)性不顯著，主要因為其與創(chuàng)新績效之間存在必要的影響變量，需要進(jìn)一步檢驗。核心員工股權(quán)激勵(EIe)與創(chuàng)新績效之間顯著正相關(guān)。研發(fā)投入( RDI)與創(chuàng)新績效之間顯著正相關(guān)，在一定程度上支持了H2和H3。

表2描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析Tab.2 Descriptive statistics and correlation analysis

3 實證結(jié)果

本文采用條件數(shù)檢驗，對回歸變量之間的多重貢獻(xiàn)性問題進(jìn)行了檢驗，Stata結(jié)果表明條件數(shù)小于30，即各變量之間不存在多重共線性問題。本文采用Stata12.0對研究假設(shè)進(jìn)行回歸分析。

3.1 股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效關(guān)系

3.1.1基于固定效應(yīng)回歸的結(jié)果分析 表3匯報了企業(yè)股權(quán)激勵整體強(qiáng)度水平與創(chuàng)新績效的關(guān)系的回歸結(jié)果。Model 1檢驗了所有控制變量對創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，企業(yè)成長能力(GT)越強(qiáng)，創(chuàng)新績效越好，回歸系數(shù)為0.534，1%顯著性水平上顯著;企業(yè)年齡回歸系數(shù)為－0.052，在10%顯著性水平上顯著，與創(chuàng)新績效呈負(fù)向關(guān)系，與以往研究結(jié)論［37］相一致。Model 2檢驗股權(quán)激勵強(qiáng)度與創(chuàng)新績效的關(guān)系，結(jié)果表明，整體而言，企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度與創(chuàng)新績效正相關(guān)，回歸系數(shù)在10%水平上通過顯著性檢驗，H1成立。Model 3中引入股權(quán)激勵強(qiáng)度的平方項，主要檢驗股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效是否存在倒U形關(guān)系［19－20］，結(jié)果表明，盡管股權(quán)激勵強(qiáng)度平方項的回歸系數(shù)為負(fù)值，但并未通過顯著性檢驗，即股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間并未呈現(xiàn)顯著倒U形關(guān)系。綜合Model 2和Model 3結(jié)果可知，股權(quán)激勵顯著正向影響企業(yè)創(chuàng)新績效，H1得以驗證。

為了檢驗不同股權(quán)激勵授予對象對創(chuàng)新績效影響的差異，本文分別采用管理層股權(quán)激勵和核心員工股權(quán)激勵兩個指標(biāo)進(jìn)行回歸檢驗。表3的Model 4和Model 5分別為管理層股權(quán)激勵和核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，Model 4中，管理層股權(quán)激勵回歸系數(shù)為1.995，在5%水平上通過顯著性檢驗，即管理層股權(quán)激勵正向影響企業(yè)創(chuàng)新績效，H1a成立;Model 5中，核心員工股權(quán)激勵回歸系數(shù)為1.856，在1%水平上顯著，盡管回歸系數(shù)的絕對值略低于管理層股權(quán)激勵，但顯著性更強(qiáng)，可以認(rèn)為，核心員工股票對創(chuàng)新績效的影響明顯高于管理層股權(quán)激勵，H1b成立。

表3股權(quán)激勵強(qiáng)度對創(chuàng)新績效影響的面板回歸Tab.3 Panel regression of equity incentive on innovation performance

3.1.2基于2SLS回歸的結(jié)果分析 首先，采用Durbin-Hausman( DWH)檢驗是否存在內(nèi)生性，結(jié)果顯示，DWH檢驗的p=0.049 9，故股權(quán)激勵為內(nèi)生解釋變量。因此，選取2SLS回歸控制可能的內(nèi)生性問題。借鑒方軍雄的研究思路［38］:整體貨幣薪酬平均值=Ln(當(dāng)年度支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金流量/企業(yè)員工人數(shù)) ;管理層年度貨幣薪酬=Ln(當(dāng)年前三位高管貨幣薪酬總額) ;員工年度貨幣薪酬=Ln［(支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金流量－現(xiàn)任董事、監(jiān)事以及高管等薪酬總額) /(企業(yè)員工人數(shù)－現(xiàn)任董事、監(jiān)事以及高管人數(shù)) ］.2SLS回歸的結(jié)果如表4所示。

表4 2SLS回歸結(jié)果Tab.4 Results of the 2SLS regression

表4中2SLS一階段回歸結(jié)果顯示，股權(quán)激勵的兩個工具變量貨幣薪酬Cash和股權(quán)激勵滯后一期EIleg呈現(xiàn)較高的顯著性，并通過了過度識別檢驗，證明了兩個工具變量的有效性.2SLS的第二階段回歸結(jié)果顯示，全樣本股權(quán)激勵強(qiáng)度的回歸系數(shù)( 0.302)在1%水平上顯著，遠(yuǎn)大于其在固定效應(yīng)回歸中的回歸系數(shù)( 0.013) ;管理層股權(quán)激勵的回歸系數(shù)為2.247，核心員工股權(quán)激勵回歸系數(shù)為3.903，均在1%水平上顯著，也遠(yuǎn)高于固定效應(yīng)回歸中的回歸系數(shù)。上述結(jié)果表明固定效應(yīng)回歸低估了股權(quán)激勵的創(chuàng)新效應(yīng)。此外，核心員工股權(quán)激勵回歸系數(shù)遠(yuǎn)高于管理層股權(quán)激勵的回歸系數(shù)，再次證明核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新績效的正向影響更強(qiáng)。綜上，H1、H1a和H1b都得到了驗證。

3.2 研發(fā)投入在股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間的雙重角色

表5匯報了R＆D投入中介效應(yīng)以及調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸檢驗結(jié)果。Model 1 ～Model 3是根據(jù)上文構(gòu)建的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ偷贸龅幕貧w結(jié)果。Model 1中，管理層股權(quán)激勵(EIm)對創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)為2.022，在5%水平上顯著;Model 2中，管理層股權(quán)激勵(EIm)對研發(fā)投入(RDI)的回歸系數(shù)為1.025，通過5%水平的顯著性檢驗;Model 3中，管理層股權(quán)激勵和研發(fā)投入對于創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)都通過顯著性檢驗。根據(jù)溫忠麟等［39］提出的中介效應(yīng)檢驗可知，研發(fā)投入的中介效應(yīng)存在，而且Model 3中管理層股權(quán)激勵EIm的回歸系數(shù)不為0，表明研發(fā)投入在管理層股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間起到了部分中介效應(yīng)。借鑒韓民春和曹玉平［40］計算中介效應(yīng)相對大小的方法，可以計算得出研發(fā)投入中介效應(yīng)在總效應(yīng)中比重為42%。綜上，研發(fā)投入是管理層股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間的部分中介變量，三者具有傳導(dǎo)作用，H2成立。

表5 研發(fā)投入雙重角色分析Tab.5 Analysis of the dual role of R＆D investment

Model 4和Model 5是根據(jù)模型( 5)和模型( 6)得出的回歸結(jié)果，主要檢驗研發(fā)投入對核心員工股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間調(diào)節(jié)效應(yīng)。Model 5結(jié)果顯示，研發(fā)投入(RDI)和核心員工股權(quán)激勵(EIe)交叉相乘項EIe×RDI的回歸系數(shù)為1.187，在1%水平上通過了顯著性檢驗，表明研發(fā)投入正向調(diào)節(jié)核心員工股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效的關(guān)系，H3通過檢驗。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

本文重新選擇相應(yīng)的被解釋變量、主要解釋變量和實證模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。采用樣本企業(yè)滯后一期的發(fā)明專利授權(quán)量的自然對數(shù)值作為創(chuàng)新績效的代理變量。有學(xué)者在討論管理層股權(quán)激勵相關(guān)問題中，采用股權(quán)授予高管人數(shù)占全部激勵人數(shù)的比重來衡量管理層股權(quán)激勵強(qiáng)度［41］。據(jù)此，本文采用股權(quán)激勵總?cè)藬?shù)占企業(yè)員工總?cè)藬?shù)的比重作為股權(quán)激勵整體強(qiáng)度的替代變量。國內(nèi)外研究表明，對管理層授予股票期權(quán)要優(yōu)于限制性股票，而限制性股票更有利于吸引和保留公司核心技術(shù)員工，因此核心員工更適于采用限制性股票［41－42］。綜上，本文以股票期權(quán)激勵表征管理層股權(quán)激勵、以限制性股票衡量核心員工股權(quán)激勵?；谏鲜鲂伦兞?，本文運用負(fù)二項回歸模型再次檢驗企業(yè)股權(quán)激勵整體強(qiáng)度對創(chuàng)新績效的影響，以及研發(fā)投入在管理層股權(quán)激勵和核心員工股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間承擔(dān)的角色。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前文的實證結(jié)果基本一致，顯著性水平未發(fā)生變化，表明本文研究結(jié)論具有較好的代表性。

4 結(jié)論與建議

本文以滬深A(yù)股上市公司為例，實證檢驗了股權(quán)激勵、R＆D投入與創(chuàng)新績效的關(guān)系。結(jié)果顯示，從整體而言，企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度與創(chuàng)新績效顯著正相關(guān);考慮不同激勵對象在創(chuàng)新過程中的角色差異，盡管管理層股權(quán)激勵和核心員工股權(quán)激勵都會對創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，但是核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新績效的提升作用更強(qiáng);研發(fā)投入在不同授予對象的股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間呈現(xiàn)不同的作用，在管理層股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間起到部分中介效應(yīng)，其中介效應(yīng)值占總效應(yīng)的42%，而在核心員工股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間則起到正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文區(qū)別于以往的“激勵—創(chuàng)新行為”或“激勵—創(chuàng)新后果”的研究思路，沿著激勵—行為—后果的邏輯思路展開研究，從股權(quán)激勵授予對象的視角討論了股權(quán)激勵對創(chuàng)新績效的不同影響，拓展了股權(quán)激勵相關(guān)研究的視角，豐富了相關(guān)文獻(xiàn)。區(qū)別于以往僅從單一激勵對象出發(fā)探究股權(quán)激勵的創(chuàng)新效應(yīng)的相關(guān)研究，本文進(jìn)一步探討了研發(fā)投入在不同授予對象的股權(quán)激勵和創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)，更加清晰完整地揭示股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的作用路徑。由于國內(nèi)缺乏專利引用等方面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因而僅從專利申請數(shù)量角度衡量企業(yè)創(chuàng)新績效，容易高估企業(yè)創(chuàng)新績效，無法客觀衡量股權(quán)激勵的創(chuàng)新效應(yīng)，這是本文研究的局限所在。此外，隨著企業(yè)創(chuàng)新活動對公司邊界的突破，外部R＆D創(chuàng)新活動日益成為企業(yè)創(chuàng)新的重要路徑選擇，因此，未來研究應(yīng)關(guān)注股權(quán)激勵對外部R＆D創(chuàng)新活動的治理效應(yīng)。

本研究為創(chuàng)新型企業(yè)推進(jìn)股權(quán)結(jié)構(gòu)改革、落實創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略提供了新的現(xiàn)實依據(jù)。鑒于上述研究結(jié)論，提出如下建議:①進(jìn)一步提高股權(quán)激勵計劃的強(qiáng)度，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)在動力，為創(chuàng)新績效的提升提供政策保障;②充分發(fā)揮股權(quán)激勵政策的創(chuàng)新導(dǎo)向作用，在股權(quán)激勵模式選擇中選擇更有利于企業(yè)創(chuàng)新的限制性股票激勵模式，引導(dǎo)企業(yè)的創(chuàng)新行為;③推進(jìn)股權(quán)激勵方案設(shè)計的科學(xué)性和有效性，落實高管績效考核的長期性和全面性，強(qiáng)化高管個人利益與企業(yè)長期創(chuàng)新能力提升的捆綁，同時進(jìn)一步提高核心員工股權(quán)激勵強(qiáng)度，調(diào)動其創(chuàng)新工作的積極性;④股權(quán)激勵實施過程中，推進(jìn)創(chuàng)新資源投入與創(chuàng)新激勵的有效結(jié)合，進(jìn)一步增加研發(fā)投入的強(qiáng)度，為企業(yè)股權(quán)激勵創(chuàng)新效應(yīng)的實現(xiàn)提供充分的資源保障。