邵劍兵，吳 珊

（遼寧大學(xué) 商學(xué)院，沈陽 110036）

當(dāng)前，我國處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期，增強自主創(chuàng)新能力、推行“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”尤為重要。企業(yè)作為推動經(jīng)濟發(fā)展的微觀主體，承擔(dān)著驅(qū)動國家整體創(chuàng)新水平提升的重任。同時，創(chuàng)新能夠為企業(yè)提供持續(xù)發(fā)展的動力，是企業(yè)獲取長期競爭優(yōu)勢的源泉［1］，如何提升企業(yè)創(chuàng)新能力備受管理者及學(xué)術(shù)研究人員的關(guān)注。然而，企業(yè)創(chuàng)新是一項高風(fēng)險、高不確定性的戰(zhàn)略活動，通常需要較長的周期才能獲得投資回報［2］，企業(yè)管理者在決策過程中存在規(guī)避風(fēng)險、維護自身利益進而減少企業(yè)創(chuàng)新行為的傾向。在此背景下，隨著對高管團隊重視程度的提升，在企業(yè)內(nèi)部制訂合理有效的激勵政策，促使管理者著眼于企業(yè)的長期利益進而推動企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展成為當(dāng)前的主要任務(wù)之一。

股權(quán)激勵通過授予管理者一定數(shù)量的公司股份將管理者利益與企業(yè)利益緊密結(jié)合，被視為高管激勵的重要方式。近年來，有關(guān)股權(quán)激勵的研究逐漸深入，諸多文獻圍繞其如何影響企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展展開，當(dāng)前的主流觀點有以下3類。①支持利益趨同假設(shè)的研究指出，股權(quán)激勵能夠協(xié)調(diào)管理者與股東之間的利益沖突［3］，有利于緩解管理者短視主義傾向，降低代理成本，進而能夠增強企業(yè)內(nèi)部控制有效性［4］，促進企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展［5］。②支持壕溝效應(yīng)假說的研究認為，股權(quán)激勵擴大了管理者權(quán)力，使之能夠與股東抗衡，可能淪為管理者尋租的工具并導(dǎo)致新的代理成本［6］，因此并不能促進企業(yè)績效的提升［7］，反而可能增強企業(yè)面臨的融資約束問題［8］，提高管理者盈余管理行為［9］等，為企業(yè)發(fā)展帶來負面影響。③有研究同時則考慮以上兩種觀點，認為股權(quán)激勵與企業(yè)績效之間表現(xiàn)為一種非線性的相關(guān)關(guān)系［10］。具體反映在企業(yè)創(chuàng)新方面，相關(guān)研究從創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出兩個角度探討了股權(quán)激勵的影響，但同樣并未得出一致結(jié)論。譚洪濤等［11］以我國上市企業(yè)作為研究對象，認為股權(quán)激勵能夠有效緩解利益沖突，進而有利于企業(yè)創(chuàng)新；馬珩和萬佳慶［12］利用PSM方法進行討論，同樣支持高新技術(shù)企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃有利于企業(yè)自主創(chuàng)新。然而，另外部分學(xué)者則支持股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新間存在非線性的倒U形關(guān)系［13］，甚至有學(xué)者認為我國股權(quán)激勵制度發(fā)展并不完善，作為一種福利制度，股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新并未產(chǎn)生實質(zhì)性的推動作用［14］。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有關(guān)于股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新的研究大多僅以委托代理理論為基礎(chǔ)，將創(chuàng)新視為同質(zhì)性活動進行探討。而根據(jù)雙元創(chuàng)新理論，企業(yè)創(chuàng)新可以劃分為探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新，兩者在風(fēng)險狀況、預(yù)期收益、利益導(dǎo)向等方面均存在差異［15-16］。這種差異使得探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展的影響不同，如前者對企業(yè)績效的促進作用更顯著［17］，且兩者通過不同的路徑影響企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展等［18］。另一方面，有關(guān)雙元創(chuàng)新前因變量的研究表明，親緣關(guān)系［19］、政府補貼［20］、企業(yè)家冒險傾向［17］等因素對探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新的影響同樣存在區(qū)別。由此可見，雙元創(chuàng)新在企業(yè)運營過程中發(fā)揮著不同的作用，從整體角度分析股權(quán)激勵對創(chuàng)新活動的影響忽視了其異質(zhì)性，進而未能厘清股權(quán)激勵對不同類型創(chuàng)新活動的作用機理，這可能是導(dǎo)致目前結(jié)論存在分歧的原因之一。當(dāng)前，董屹宇和郭澤光［21］基于雙元創(chuàng)新理論，利用財務(wù)數(shù)據(jù)區(qū)分企業(yè)創(chuàng)新投資進行實證分析，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵能夠顯著促進企業(yè)探索性創(chuàng)新投資，而對開發(fā)性創(chuàng)新投資則作用不顯著。創(chuàng)新投資衡量了企業(yè)對于創(chuàng)新活動的關(guān)注程度，創(chuàng)新產(chǎn)出則衡量了企業(yè)的創(chuàng)新能力，并且創(chuàng)新投入資源轉(zhuǎn)換為創(chuàng)新產(chǎn)出的過程通常受到眾多因素的影響［22］。那么，從產(chǎn)出視角來看，股權(quán)激勵會如何影響探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新呢？能否進一步解決現(xiàn)有關(guān)于股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的爭議問題呢？這是值得關(guān)注的問題，但目前尚缺乏深入討論。

本文結(jié)合雙元創(chuàng)新數(shù)據(jù)的披露情況，以2011—2016年中國A股上市高新技術(shù)企業(yè)作為研究樣本，利用IPC分類號從創(chuàng)新產(chǎn)出角度區(qū)分探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新，通過實證分析探討高新技術(shù)企業(yè)中股權(quán)激勵與雙元創(chuàng)新的關(guān)系。在穩(wěn)健性檢驗之后考慮股權(quán)激勵與雙元創(chuàng)新之間可能存在的內(nèi)生性問題，并基于國有企業(yè)與非國有企業(yè)性質(zhì)的不同，進一步討論在兩組樣本間股權(quán)激勵對雙元創(chuàng)新的影響是否存在差異性。

本文的創(chuàng)新之處及預(yù)期貢獻在于：①基于雙元創(chuàng)新產(chǎn)出視角，一方面為分析管理者的股權(quán)激勵效應(yīng)提供了新的思路，另一方面則揭示了當(dāng)前股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系存在爭議的主要原因之一可能是未能清晰梳理出股權(quán)激勵對不同類型創(chuàng)新活動的影響，本文為其提供了經(jīng)驗證據(jù)；②在公司治理框架下分析高管激勵對企業(yè)雙元創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，豐富了探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新產(chǎn)出的前因變量；③考察了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下管理者激勵對不同風(fēng)險、收益狀況的創(chuàng)新活動的影響，推進了有關(guān)國有企業(yè)與非國有企業(yè)自主創(chuàng)新動力的研究。

1 邏輯分析與假設(shè)提出

1.1 高新技術(shù)企業(yè)股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新

高新技術(shù)企業(yè)是知識密集與技術(shù)密集的經(jīng)濟實體，具有巨大的發(fā)展?jié)摿ΑｋS著高新技術(shù)企業(yè)的迅速發(fā)展，行業(yè)內(nèi)的科技變化日新月異。在這種情況下，高新技術(shù)企業(yè)在經(jīng)營過程中通常面臨著更激烈的市場競爭及更嚴峻的挑戰(zhàn)，持續(xù)開發(fā)創(chuàng)新活動成為其獲取競爭優(yōu)勢、維持企業(yè)發(fā)展的主要途徑。雙元創(chuàng)新即企業(yè)同時追求探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新［23-24］。根據(jù)雙元創(chuàng)新理論，兩者通常存在不同的特征。探索式創(chuàng)新指面向新市場、開發(fā)新產(chǎn)品的創(chuàng)新活動，實施探索式創(chuàng)新有助于企業(yè)突破現(xiàn)有的知識體系，能夠為企業(yè)帶來新的技術(shù)發(fā)展及經(jīng)濟增長點，使企業(yè)避免因發(fā)展軌跡相似而失去競爭優(yōu)勢［25］。同時，探索式創(chuàng)新活動研發(fā)周期相對較長，創(chuàng)新的不確定性及風(fēng)險較高，主要著眼于企業(yè)的長期發(fā)展及預(yù)期收益［26］，符合以往研究關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新“高風(fēng)險、高投入、高不確定性”的定義。

從風(fēng)險承擔(dān)意愿來看，管理者無法與股東一樣通過分散投資而降低風(fēng)險，導(dǎo)致其通常具有較高的風(fēng)險規(guī)避傾向［27］，而探索式創(chuàng)新的高風(fēng)險性意味著創(chuàng)新失敗將為管理者帶來巨大損失，管理者可能由于追求穩(wěn)定收入而放棄此類活動。另外，委托代理理論指出，經(jīng)營權(quán)與所有權(quán)的分離導(dǎo)致管理者與股東間存在極大的信息不對稱，管理者為維持自身收益最大化將存在一定程度的短視行為［28］，進而會抑制注重長期收益的探索式創(chuàng)新?；谏鲜龇治?，結(jié)合股權(quán)激勵的特征，本文認為制訂合理的股權(quán)激勵計劃將促進企業(yè)探索式創(chuàng)新活動，原因如下：①股權(quán)激勵計劃具有長期性，使得一定期間內(nèi)的股價下跌不會對管理者產(chǎn)生巨大影響，因此能夠提高管理者對于短期內(nèi)失敗的容忍程度［29］，使其避免因不愿承擔(dān)風(fēng)險而放棄探索式創(chuàng)新；②當(dāng)高新技術(shù)企業(yè)實施股權(quán)激勵并逐漸提高激勵強度時，管理者利益與企業(yè)利益之間的聯(lián)系愈加緊密，管理者與股東之間能夠形成“利益趨同效應(yīng)”，促使委托代理問題得到有效緩解［3］，從而導(dǎo)致高管有動機從長期視角看待企業(yè)的發(fā)展，并進一步促進企業(yè)探索式創(chuàng)新。因此，提出如下假設(shè)。

H1 在高新技術(shù)企業(yè)中，股權(quán)激勵能夠顯著促進企業(yè)的探索式創(chuàng)新。

1.2 高新技術(shù)企業(yè)股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新

利用式創(chuàng)新指在現(xiàn)有產(chǎn)品或市場的基礎(chǔ)上加以完善、改進或拓展的創(chuàng)新活動，與探索式創(chuàng)新相比，利用式創(chuàng)新研發(fā)周期短，創(chuàng)新不確定性較低，通常以追求企業(yè)的短期發(fā)展為主要目標［30］?？紤]到利用式創(chuàng)新的特征，本文認為股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新間可能存在非線性相關(guān)關(guān)系，原因如下。①在股權(quán)激勵達到一定強度前，隨著其比例的增加，管理者與企業(yè)之間的聯(lián)系逐漸緊密，管理者對于企業(yè)績效的重視程度隨之增強，而利用式創(chuàng)新是建立在現(xiàn)有的技術(shù)及知識基礎(chǔ)之上，可以快速完成產(chǎn)品的更新?lián)Q代，提升企業(yè)當(dāng)前經(jīng)濟效益［31］，因此管理者將推動利用式創(chuàng)新以促進企業(yè)效益，保障個人收益；另外，此時管理者與企業(yè)利益的契合程度仍然相對較低，高管僅愿意在一定范圍內(nèi)承擔(dān)風(fēng)險，為平衡探索式創(chuàng)新增加而帶來的風(fēng)險，管理者必然會同時提高企業(yè)利用式創(chuàng)新活動。②當(dāng)股權(quán)激勵強度提高至一定比例后，高強度的激勵將大幅度提升管理者在一段時期內(nèi)對風(fēng)險及失敗的承受能力［29］，增強其對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重視程度，進而導(dǎo)致管理者追求能夠提升長期收益、創(chuàng)造核心競爭優(yōu)勢的企業(yè)活動，而對于提供短期資金收益及競爭優(yōu)勢的利用式創(chuàng)新的推進則逐漸變緩。同時，高管注意力具有有限性，隨著股權(quán)激勵持續(xù)促進探索式創(chuàng)新活動，管理者分配于利用式創(chuàng)新的注意力必然下降。根據(jù)注意力基礎(chǔ)觀［32］，管理者注意力的配置是影響企業(yè)戰(zhàn)略發(fā)展的重要因素［33］，給予更高關(guān)注則表明管理者有更強的動力來推行這一決策，因而此時高管注意力的有限性同樣可能導(dǎo)致利用式創(chuàng)新產(chǎn)出呈下降趨勢。因此，提出假設(shè)如下。

H2 在高新技術(shù)企業(yè)中，股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新存在倒U形相關(guān)關(guān)系。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

考慮企業(yè)對創(chuàng)新活動的重視程度及信息披露情況，本文以中國A股上市高新技術(shù)企業(yè)作為研究樣本，時間范圍為2011—2016年。對于高新技術(shù)企業(yè)的界定，本文參考《高新技術(shù)企業(yè)認定條件》，限定為以下6類：①化學(xué)纖維制造業(yè)；②化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)；③計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)；④醫(yī)藥制造業(yè)；⑤儀器儀表制造業(yè)；⑥軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)。雙元創(chuàng)新數(shù)據(jù)利用Python爬蟲抓取網(wǎng)頁信息及手工整理獲得，具體方式為：①根據(jù)高科技企業(yè)證券代碼在巨潮資訊網(wǎng)查閱上市公司年報，統(tǒng)計企業(yè)名稱；②依據(jù)企業(yè)名稱利用Python軟件在國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站獲取相關(guān)企業(yè)每年專利情況的數(shù)據(jù)；③對獲取的原始數(shù)據(jù)進行進一步統(tǒng)計、區(qū)分。其余財務(wù)數(shù)據(jù)及公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)收集自國泰安數(shù)據(jù)庫。

本文對樣本數(shù)據(jù)依據(jù)以下原則進行篩選。①因被解釋變量雙元創(chuàng)新的測量需前5年的數(shù)據(jù)作為對照樣本，2012年及之后上市的企業(yè)上市年份不足5年，樣本不符合條件，故剔除。②剔除統(tǒng)計年份內(nèi)ST、PT等特殊處理的樣本。③剔除相關(guān)公司治理數(shù)據(jù)及財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終，得到樣本為578家企業(yè)，得到了3 225條企業(yè)—年度數(shù)據(jù)。在回歸分析過程中，對財務(wù)類、公司治理類連續(xù)變量進行1%及99%分位的Winsorize處理。數(shù)據(jù)的篩選及匹配利用EXCEL完成，統(tǒng)計及回歸分析利用STATA13.0完成。

2.2 變量定義

2.2.1 雙元創(chuàng)新 目前企業(yè)雙元創(chuàng)新有以下4種測量方式。①問卷調(diào)查法。利用相關(guān)題項分別對探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新進行測量［34］，最終以兩項得分的乘積、加總、差值絕對值或區(qū)分為兩個維度的方式衡量雙元創(chuàng)新。②文本分析法。根據(jù)雙元創(chuàng)新定義及相關(guān)學(xué)術(shù)研究，確定能夠描述探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新的關(guān)鍵詞，利用軟件對上市公司年報內(nèi)容進行分析，統(tǒng)計各類關(guān)鍵詞出現(xiàn)的頻次總和，以其對探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新進行測量［35］。③利用財務(wù)數(shù)據(jù)測量。主要思路是將研發(fā)投資劃分為研究階段投資與開發(fā)階段投資，依據(jù)兩階段投資風(fēng)險程度及結(jié)果確定性的不同，以研究階段投資反映探索式創(chuàng)新，而以開發(fā)階段投資反映利用式創(chuàng)新［21，36］，是對雙元創(chuàng)新投入的測量。④利用國際專利分類號（IPC）測量［37-38］。收集企業(yè)當(dāng)年“申請并獲批準”的專利的國際分類號，其中，以過去5年的專利分類號中曾出現(xiàn)過的專利數(shù)量來測量利用式創(chuàng)新，以過去5年的專利分類號中未曾出現(xiàn)過的專利數(shù)量來測量探索式創(chuàng)新。

利用國際專利分類號測量雙元創(chuàng)新能夠排除調(diào)查問卷帶來的一定程度的主觀性，減輕文本分析因為關(guān)鍵詞不準確而產(chǎn)生的誤差，同時本文是基于雙元創(chuàng)新產(chǎn)出而非投入資源視角展開討論，因此選取第4種方式對探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新進行測量。具體定義方式為：若企業(yè)當(dāng)年申請并獲批準的專利i的IPC分類號前4位在過去5年曾出現(xiàn)過至少1次，則計數(shù)Ti=1，Mi=0，否則計數(shù)Ti=0，Mi=1。最終，利用式創(chuàng)新=Ln（∑Ti+1），探索式創(chuàng)新=Ln（∑Mi+1）。取對數(shù)的原因在于部分企業(yè)專利數(shù)量相對較大，為減少異方差且便于計算，同時考慮到存在專利數(shù)量為0的企業(yè)，因此采用此種方式進行測量。需要注意的是，由于多數(shù)專利的IPC分類號不一個，本文采用嚴格區(qū)分創(chuàng)新活動的方式，當(dāng)一項專利的所有IPC分類號均未在過去5年出現(xiàn)過時，計數(shù)為探索式創(chuàng)新，否則計數(shù)為利用式創(chuàng)新。

2.2.2 股權(quán)激勵 參考湯業(yè)國和徐向藝［13］的研究思路，以管理層持股數(shù)量占總股數(shù)的比例作為股權(quán)激勵的代理變量，不同的持股比例反映了股權(quán)激勵的不同強度。

2.2.3 控制變量 參考徐長生等［14］、湯業(yè)國和徐向藝［13］的研究，本文選取的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、凈資產(chǎn)利潤率、兩職合一、獨立董事占比、第一大股東持股比例、企業(yè)性質(zhì)、管理者任期、管理者年齡、管理者性別。同時，對行業(yè)、年份及企業(yè)所在地區(qū)進行控制：基于2012年的證監(jiān)會行業(yè)分類來設(shè)置行業(yè)虛擬變量；以2011年作為基準年份來設(shè)置年份虛擬變量；按企業(yè)所在地劃分東、中、西部來設(shè)置地區(qū)虛擬變量。

本文主要變量的具體定義如表1所示。

表1 主要變量定義Tab.1 Definition of the main variables

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在以取對數(shù)的方式對探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新進行測量后，探索式創(chuàng)新的均值為0.491，利用式創(chuàng)新的均值為1.423；探索式創(chuàng)新的極大值為7.116，利用式創(chuàng)新的極大值為8.198，兩項數(shù)據(jù)的對比表明，就高新技術(shù)企業(yè)而言，探索式創(chuàng)新較利用式創(chuàng)新相對較少。同時，探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新的標準差分別為0.727與1.439，表明利用式創(chuàng)新的數(shù)據(jù)分布更為分散。股權(quán)激勵強度極小值為0，表明存在未實施股權(quán)激勵的企業(yè)，極大值為0.698，均值為0.152，標準差為0.208，表明數(shù)據(jù)的分散程度較為穩(wěn)定。其余控制變量的情況詳見表2，在標準差方面，只有管理者年齡標準差較大，這是由管理者實際情況導(dǎo)致，不屬于異常數(shù)據(jù)，其余變量標準差均在正常范圍內(nèi)，說明分析過程中不存在極端值與異常值的影響。

表2還報告了變量的Pearson相關(guān)性。股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新、利用式創(chuàng)新之間均存在顯著正相關(guān)關(guān)系。相較利用式創(chuàng)新而言，股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)更大，且顯著性水平更高，本文所提假設(shè)有待進一步檢驗。同時，可以看出，其余控制變量間以及控制變量與自變量、因變量大多存在顯著的相關(guān)關(guān)系，表明控制變量選擇恰當(dāng)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析Tab.2 Descriptive statistics and correlation analysis of the variables

3.2 回歸分析

3.2.1 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新 表3前3列報告了H1的分層回歸結(jié)果。列（1）僅包含控制變量，列（2）、列（3）則分別加入股權(quán)激勵以及股權(quán)激勵的平方項。由表3可知，僅加入控制變量時，模型回歸R2為0.049；加入股權(quán)激勵一次項后，股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新存在顯著正相關(guān)關(guān)系（系數(shù)為0.348），顯著性水平為p＜1%，此時R2提升至0.055；加入平方項后，股權(quán)激勵平方項與探索式創(chuàng)新存在不顯著負相關(guān)關(guān)系（系數(shù)為-0.542），而一次項與探索式創(chuàng)新仍在p＜1%水平上顯著正相關(guān)（系數(shù)為0.654），R2為0.056。這表明股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新存在正相關(guān)關(guān)系，H1得到驗證。

表3 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新、利用式創(chuàng)新Tab.3 Stock incentives and exploratory innovation，exploitative innovation

3.2.2 股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新 表3后3列報告了股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新的回歸結(jié)果。列（4）僅加入控制變量，列（5）、列（6）在其基礎(chǔ)上分別引入股權(quán)激勵與其平方項。表3顯示，僅考慮控制變量時，模型R2為0.157；以股權(quán)激勵一次項作為解釋變量時，其與企業(yè)利用式創(chuàng)新顯著正相關(guān)（系數(shù)為0.547），顯著性水平為p＜1%，R2為0.161；加入股權(quán)激勵平方項后，平方項與利用式創(chuàng)新在p＜1%水平上顯著負相關(guān)（系數(shù)為-2.472），而股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新仍存在顯著正相關(guān)關(guān)系（系數(shù)為1.947），顯著性水平為p＜1%，R2為0.164。由此可知，股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新存在倒U形的非線性關(guān)系，即隨著股權(quán)激勵強度的增加，利用式創(chuàng)新呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，轉(zhuǎn)折點的股權(quán)激勵強度約為39.38%，H2得到驗證。同時，本文對股權(quán)激勵一次項及其平方項進行聯(lián)合顯著性檢驗，結(jié)果顯示聯(lián)合顯著性F值為14.48，p值為0.000，表明兩者具有聯(lián)合顯著性，共同作用于利用式創(chuàng)新，進一步驗證H2。

3.3 穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理

3.3.1 穩(wěn)健性檢驗 創(chuàng)新產(chǎn)出必然受到創(chuàng)新投入資源的重要影響，因此，為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文在模型中加入研發(fā)投入（R&D）進行控制并再次進行回歸分析。研發(fā)投入的測量方式為企業(yè)當(dāng)年研發(fā)支出總額的自然對數(shù)，數(shù)據(jù)主要收集自國泰安數(shù)據(jù)庫，并利用Wind數(shù)據(jù)庫進行補充?；谠袠颖荆蕹邪l(fā)投入數(shù)值缺失的樣本154個，最終樣本數(shù)量為3 071個。

表4報告了回歸結(jié)果。其中，前3列被解釋變量為探索式創(chuàng)新，后3列被解釋變量為利用式創(chuàng)新。在控制研發(fā)投入后，股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新仍存在顯著正相關(guān)關(guān)系，與利用式創(chuàng)新存在倒U形關(guān)系，所得結(jié)論與前文一致。同時，研發(fā)投入與探索式創(chuàng)新及利用式創(chuàng)新始終在p＜1%水平上顯著正相關(guān)，表明創(chuàng)新投入資源的提高能夠顯著促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。然而研發(fā)投入對兩者的影響仍存在一定差異，由表4中數(shù)據(jù)可知，研發(fā)投入與探索式創(chuàng)新的相關(guān)性系數(shù)為0.112，而與利用式創(chuàng)新的相關(guān)性系數(shù)為0.412，表明創(chuàng)新投入資源對利用式創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用要明顯高于探索式創(chuàng)新產(chǎn)出，這符合探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新在所需資源、風(fēng)險程度、研發(fā)周期方面存在的差異。

表4 穩(wěn)健性檢驗1：考慮研發(fā)投入的影響Tab.4 Robustness test 1：consider the impact of R&D investment

本文改變變量的測量方式以驗證結(jié)論的穩(wěn)健性，結(jié)果如表5所示。首先，我國企業(yè)股權(quán)激勵強度普遍較低，且較低的股權(quán)激勵可能并未對管理者產(chǎn)生影響，因此借鑒已有研究思路，當(dāng)股權(quán)激勵強度低于0.5%時取值為0，認為這部分股權(quán)無法發(fā)揮激勵作用，當(dāng)股權(quán)激勵強度大于0.5%時則取原值，其余變量度量方式不變。在對自變量重新定義后，分別再次對股權(quán)激勵與企業(yè)探索式創(chuàng)新、利用式創(chuàng)新進行回歸分析，所得結(jié)果通過表5前3列進行報告。列（1）的結(jié)果顯示，股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新在p＜1%水平上顯著正相關(guān)；列（2）、列（3）的結(jié)果顯示，股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新存在倒U形關(guān)系。同時對股權(quán)激勵的一次項與平方項進行的聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)值為17.42，顯著性水平為p＜1%，即拒絕兩者同時為0的原假設(shè)，兩者具有聯(lián)合顯著性，共同作用于企業(yè)利用式創(chuàng)新。結(jié)果與前文一致，證明結(jié)論具有穩(wěn)健性。其次，改變被解釋變量的度量方式。企業(yè)專利的IPC分類號通常涉及多個，前文采用嚴格的劃分標準區(qū)分探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新，在此處，當(dāng)一項專利的IPC分類號有至少一個未在過去5年出現(xiàn)過時劃分為探索式創(chuàng)新，否則劃分為利用式創(chuàng)新。表5中列（4）～列（6）的結(jié)果顯示，股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新存在促進作用，與利用式創(chuàng)新之間存在倒U形關(guān)系。對股權(quán)激勵一次項與平方項進行的聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)值為17.25，顯著性水平為p=0.000，表明兩者不同時為0，具有聯(lián)合顯著性，共同作用于企業(yè)探索式創(chuàng)新。所得結(jié)論未發(fā)生改變，具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗2：替換變量測量方式Tab.5 Robustness test 2：change the measuring method of the variables

3.3.2 內(nèi)生性問題的檢驗 由于股權(quán)激勵與雙元創(chuàng)新之間可能存在內(nèi)生性問題，為避免對所得結(jié)論產(chǎn)生影響，本文參考已有研究思路，選取滯后一期的股權(quán)激勵作為工具變量，通過異方差穩(wěn)健的“杜賓-吳-豪斯曼（DWH）檢驗”驗證股權(quán)激勵是否為內(nèi)生變量。選取滯后變量的理由在于，一方面，股權(quán)激勵與其滯后值相關(guān)，工具變量滿足相關(guān)性的條件；另一方面，股權(quán)激勵滯后變量已經(jīng)發(fā)生，與當(dāng)期擾動項不相關(guān)，工具變量符合外生性的條件。故選擇滯后期作為工具變量在理論上符合要求。

為保證工具變量的有效性，本文首先通過Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量對其進行不可識別檢驗，結(jié)果顯示統(tǒng)計量p值為0.000，拒絕不可識別的原假設(shè)；其次，對工具變量是否為“弱工具變量”進行檢驗，結(jié)果顯示F統(tǒng)計量顯著大于10，且p值為0.000，表明可以拒絕“存在弱工具變量”的原假設(shè)。

當(dāng)被解釋變量為探索式創(chuàng)新、利用式創(chuàng)新時，本文分別進行DWH檢驗，所得結(jié)果顯示，檢驗的p值分別為0.351、0.946，表明接受“解釋變量為外生變量”的原假設(shè)，即股權(quán)激勵與雙元創(chuàng)新關(guān)系中不存在內(nèi)生性問題。在這種情況下，OLS回歸比工具變量法更有效，證明前文所得結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4 進一步分析與討論

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)在經(jīng)營發(fā)展過程中可能表現(xiàn)出不同的行為特征，因此，本文依據(jù)最終控制人性質(zhì)對樣本進行分組，分別探討在國有與非國有高新技術(shù)企業(yè)中上述假設(shè)是否成立。所得結(jié)果通過表6進行匯報，前4列為國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果，后4列為非國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果。

根據(jù)列（1）～列（4）內(nèi)容可知，在國有高新技術(shù)企業(yè)中，股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新存在正相關(guān)關(guān)系，但顯著性水平并未通過驗證，表明股權(quán)激勵強度的增加并未促進企業(yè)探索式創(chuàng)新。同時，在僅考慮股權(quán)激勵一次項時，其與利用式創(chuàng)新在p＜1%水平上顯著正相關(guān)（系數(shù)為3.914）；加入股權(quán)激勵平方項后，一次項與利用式創(chuàng)新存在不顯著負相關(guān)關(guān)系（系數(shù)為-0.868），而平方項與利用式創(chuàng)新在p＜5%水平上顯著正相關(guān)，且系數(shù)為24.953，顯著高于一次項系數(shù)。由所得結(jié)果可知，U形關(guān)系轉(zhuǎn)折點的股權(quán)激勵強度約為1.74%，表明在樣本企業(yè)中，激勵強度的增加對利用式創(chuàng)新主要表現(xiàn)為正向激勵作用。

列（5）～列（8）結(jié)果顯示，在非國有高新技術(shù)企業(yè)中，股權(quán)激勵一次項始終與探索式創(chuàng)新顯著正相關(guān)，顯著性水平為p＜1%，而股權(quán)激勵平方項與探索式創(chuàng)新存在不顯著負相關(guān)關(guān)系，表明隨著股權(quán)激勵強度的增加，探索式創(chuàng)新呈上升趨勢。同時，股權(quán)激勵一次項與利用式創(chuàng)新在p＜1%水平上顯著正相關(guān)，加入股權(quán)激勵平方項后，一次項與利用式創(chuàng)新仍存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而平方項與利用式創(chuàng)新則在p＜1%水平上顯著負相關(guān)，所得結(jié)果表明在研究樣本中，股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新存在倒U形關(guān)系，轉(zhuǎn)折點的股權(quán)激勵強度約為40.44%。本文對兩者的聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果顯示F值為18.05，顯著性水平為p＜1%，證明股權(quán)激勵一次項與平方項共同作用于企業(yè)利用式創(chuàng)新。

表6 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的討論Tab.6 Discussion based on the nature of property rights

綜上所述，高管股權(quán)激勵對國有企業(yè)的利用式創(chuàng)新存在激勵作用，而對其探索式創(chuàng)新未表現(xiàn)出顯著影響；在非國有企業(yè)中，所得結(jié)論與整體樣本回歸結(jié)果一致，即股權(quán)激勵能夠顯著促進非國有企業(yè)探索式創(chuàng)新，與其利用式創(chuàng)新存在倒U形關(guān)系。本文認為，得出上述結(jié)論的主要原因在于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)創(chuàng)新意愿不同。具體而言，國有企業(yè)在經(jīng)營發(fā)展過程中通常享有更多的政策支持及財政補貼［35］，其對企業(yè)創(chuàng)新的重視程度及自身創(chuàng)新動力相對較弱；相比之下，非國有企業(yè)所面臨的創(chuàng)新競爭更為激勵，且其創(chuàng)新活動主要依靠企業(yè)自身發(fā)展完成，具有較高的創(chuàng)新動力，因此導(dǎo)致非國有企業(yè)內(nèi)部的股權(quán)激勵對創(chuàng)新具有更強的推動作用。

5 結(jié)論與啟示

本文基于委托代理理論及雙元創(chuàng)新理論，通過實證分析討論了高新技術(shù)企業(yè)中股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新、利用式創(chuàng)新的影響，得到如下結(jié)論。在高新技術(shù)企業(yè)中，隨著股權(quán)激勵強度的增加，探索式創(chuàng)新呈現(xiàn)出上升趨勢，而利用式創(chuàng)新則表現(xiàn)出先上升后下降的倒U形趨勢。主要原因在于，股權(quán)激勵通過影響管理者的風(fēng)險規(guī)避程度而影響雙元創(chuàng)新活動，而探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新具有不同的風(fēng)險、收益特征，因此股權(quán)激勵對兩者的影響不同。進一步地，在國有與非國有高新技術(shù)企業(yè)中，股權(quán)激勵與雙元創(chuàng)新的關(guān)系存在差異，即股權(quán)激勵主要對國有企業(yè)利用式創(chuàng)新表現(xiàn)出正向激勵作用，而并未顯著影響其探索式創(chuàng)新；股權(quán)激勵促進了非國有企業(yè)探索式創(chuàng)新，而與其利用式創(chuàng)新存在倒U形關(guān)系。

本文的理論貢獻有如下兩方面。①從創(chuàng)新產(chǎn)出異質(zhì)性的視角，區(qū)分探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新，通過分析股權(quán)激勵與不同類型創(chuàng)新活動的關(guān)系，豐富了股權(quán)激勵對企業(yè)發(fā)展影響的相關(guān)研究。當(dāng)前，股權(quán)激勵作為緩解委托代理問題的有效方式，受到學(xué)者的廣泛關(guān)注。然而在企業(yè)創(chuàng)新方面，現(xiàn)有關(guān)于股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新的研究多數(shù)基于創(chuàng)新同質(zhì)性角度展開，董屹宇和郭澤光［21］討論了管理者股權(quán)激勵對異質(zhì)性創(chuàng)新投入資源的影響，而對股權(quán)激勵如何影響特定類別的創(chuàng)新產(chǎn)出則缺乏考慮。本文在此基礎(chǔ)上，對創(chuàng)新產(chǎn)出進行詳細劃分，推動了股權(quán)激勵效應(yīng)的研究，同時為理解當(dāng)前股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間存在的爭議問題提供了新的思路。②在公司治理框架下，推進了雙元創(chuàng)新相關(guān)研究，拓展了關(guān)于雙元創(chuàng)新產(chǎn)出的前因變量的分析。有關(guān)企業(yè)雙元創(chuàng)新影響因素的研究中，大部分文獻基于問卷調(diào)查或財務(wù)數(shù)據(jù)討論了諸多因素對雙元創(chuàng)新投入的影響，主要內(nèi)容涉及組織內(nèi)部氛圍與結(jié)構(gòu)［39］、組織外部網(wǎng)絡(luò)［40］，少數(shù)研究圍繞高管團隊特征展開［41］。相比之下，對雙元創(chuàng)新產(chǎn)出前因變量的討論較為局限，曾德明等［37］認為技術(shù)多元化是影響雙元創(chuàng)新產(chǎn)出的重要因素，徐偉等［42］則指出企業(yè)經(jīng)理人來源會影響雙元創(chuàng)新產(chǎn)出。本文從股權(quán)激勵視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)了在公司治理過程中可能影響雙元創(chuàng)新產(chǎn)出的管理者激勵的因素，為后續(xù)討論雙元創(chuàng)新產(chǎn)出的前因變量引入了新的視角。

根據(jù)結(jié)論，提出以下管理啟示。①高新技術(shù)企業(yè)可以通過對管理者實施股權(quán)激勵提高其創(chuàng)新動力，進而激發(fā)企業(yè)探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新活力。值得關(guān)注的是，由于股權(quán)激勵強度對探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新的影響并不完全相同，因而企業(yè)應(yīng)依據(jù)自身發(fā)展狀況及發(fā)展意愿制訂適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)激勵計劃。研究結(jié)果表明，當(dāng)股權(quán)激勵高于一定強度后，企業(yè)利用式創(chuàng)新呈下降趨勢，此時企業(yè)獲取的短期收益將隨之下降。因此，若企業(yè)當(dāng)前的資金周轉(zhuǎn)可以承受短期內(nèi)的低回報，主要目標在于探索長期競爭優(yōu)勢，則可以盡量提高股權(quán)激勵強度以促進探索式創(chuàng)新的大幅度提升，反之，若企業(yè)需要通過創(chuàng)新活動獲取短期收益以支持其他方面的發(fā)展，則應(yīng)適當(dāng)控制股權(quán)激勵強度。所得結(jié)論為高新技術(shù)企業(yè)制訂合理的股權(quán)激勵制度提供了一定的指導(dǎo)。②應(yīng)繼續(xù)深化國有企業(yè)改革，提高國有企業(yè)創(chuàng)新動力。國有企業(yè)與非國有企業(yè)面臨不同的經(jīng)營環(huán)境，前者天然地擁有更豐富的社會資本與政策支持，在維持穩(wěn)定發(fā)展的同時易出現(xiàn)體制僵化、變革乏力等問題，從而使得國有企業(yè)中的股權(quán)激勵效應(yīng)低于非國有企業(yè)。因此，應(yīng)繼續(xù)堅持鼓勵國有資本與非國有資本交叉持股，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，推動國有企業(yè)完善現(xiàn)代企業(yè)制度，增強創(chuàng)新活力，以充分發(fā)揮管理者激勵效應(yīng)帶來的優(yōu)勢。

本文存在以下有待完善之處：①采用高新技術(shù)企業(yè)作為研究對象，所得結(jié)論具有一定局限性，未來研究可考慮進一步擴大樣本范圍，使得研究結(jié)論具有更普遍的指導(dǎo)意義。②僅討論了股權(quán)激勵對當(dāng)期探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新的影響，然而股權(quán)激勵效應(yīng)可能存在滯后性，未來研究可適當(dāng)延長時間期限，從長期視角分析股權(quán)激勵對雙元創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。③僅從企業(yè)內(nèi)部角度探討股權(quán)激勵對雙元創(chuàng)新的影響，未考慮外部因素，如政策變化、資源環(huán)境等因素，這也是未來可以進一步發(fā)展的方向。