宋小保，甕小霞

（汕頭大學(xué)商學(xué)院，廣東 汕頭 515063）

一、引言

企業(yè)創(chuàng)新行為本身所具有的高風(fēng)險(xiǎn)和收益周期長等特點(diǎn)，與高管的任期制是存在沖突的。為了追求任期內(nèi)更好的財(cái)務(wù)績效表現(xiàn)，公司高管一般會(huì)產(chǎn)生項(xiàng)目選擇上的“短視問題”。創(chuàng)新投入這類高風(fēng)險(xiǎn)和收益周期長的項(xiàng)目會(huì)讓高管覺得“費(fèi)力不討好”，因?yàn)樵擃愴?xiàng)目在承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，卻難以保證能夠取得很好的投資績效，而項(xiàng)目成敗則會(huì)嚴(yán)重影響高管在業(yè)內(nèi)的聲譽(yù)。相對(duì)于開展高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新投資活動(dòng)，高管們中規(guī)中矩地完成傳統(tǒng)項(xiàng)目需要承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)來說則要小很多，所以高管有進(jìn)行“平庸式”經(jīng)營的動(dòng)機(jī)。此外，高管業(yè)績一般也都與其任職期間內(nèi)的薪酬待遇相聯(lián)系，這也會(huì)使得他們更愿意追逐緩慢但穩(wěn)定增長的財(cái)務(wù)業(yè)績。因此，為了提升企業(yè)的創(chuàng)新能力，企業(yè)就需要通過對(duì)高管進(jìn)行激勵(lì)，增強(qiáng)其創(chuàng)新的動(dòng)力，以保證企業(yè)的增長性。現(xiàn)有文獻(xiàn)也發(fā)現(xiàn)，對(duì)高管進(jìn)行激勵(lì)確實(shí)可以提升企業(yè)的創(chuàng)新投入。[1]尤其對(duì)于發(fā)展到現(xiàn)階段的中國經(jīng)濟(jì)，更需要通過有效的創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)可持續(xù)的增長，而上市公司則是創(chuàng)新的主力軍。

在民營企業(yè)發(fā)展的早期階段，企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)往往集中于企業(yè)創(chuàng)始人一身。在此情況下，企業(yè)的各類重要管理決策都在很大程度上體現(xiàn)了控制性家族的意志。隨著民營企業(yè)的不斷發(fā)展，雖然企業(yè)可能會(huì)選擇從外部引入職業(yè)經(jīng)理人，但最終控制人難以有效放松對(duì)企業(yè)的控制。由于職業(yè)經(jīng)理人市場的不發(fā)達(dá)以及出于家族代際傳承的考慮，很多民營企業(yè)不愿意也不放心將企業(yè)完全放手給職業(yè)經(jīng)理人，職業(yè)經(jīng)理層的缺失進(jìn)而使得企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)高度重合，產(chǎn)生明顯的“所有者在位”現(xiàn)象。從現(xiàn)有數(shù)據(jù)看，中國家族式控制的上市公司數(shù)量不斷增加，而且家族企業(yè)的實(shí)際控制人大多直接參與公司的管理，擔(dān)任上市公司的核心管理職位。因此，我國民營上市公司大多采用的是家族經(jīng)營模式，即實(shí)際控制人不僅大都持有較高的股權(quán)比例，而且普遍直接參與企業(yè)的經(jīng)營管理。[2]基于研究的需求，本文用實(shí)際控制人在上市公司核心職位的任職情況來刻畫家族企業(yè)的經(jīng)營管理權(quán)配置模式。若實(shí)際控制人擔(dān)任上市公司核心職位（正副董事長或者總經(jīng)理），稱為所有者管理（Owner Management）模式，否則為經(jīng)理人管理（Professional Management）模式。因此，考察民營上市公司對(duì)高管的創(chuàng)新激勵(lì)時(shí)，很有必要同時(shí)考慮到上市公司經(jīng)營管理權(quán)配置模式在其中的影響。

總體來看，控制性大股東大多在企業(yè)內(nèi)直接擔(dān)任核心職務(wù)，而且股權(quán)普遍較為集中，這對(duì)于企業(yè)的經(jīng)營決策必然會(huì)產(chǎn)生重大的影響。中國商業(yè)實(shí)踐中，民營企業(yè)二代接班問題也引起了廣泛的關(guān)注和討論，現(xiàn)實(shí)中諸多案例也都詮釋了這一問題的重要性。如果實(shí)際控制人直接擔(dān)任上市公司的核心職位，那么大股東權(quán)力的進(jìn)一步集中會(huì)改變公司的治理結(jié)構(gòu)，并對(duì)管理層中管理人員的配備及權(quán)力分配產(chǎn)生影響[3]，這可能進(jìn)一步對(duì)公司創(chuàng)新激勵(lì)效果產(chǎn)生影響。集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)使得公司的重大問題決策權(quán)和經(jīng)營管理權(quán)都集中在最終控制人身上，其擁有的高比例股權(quán)是其能夠直接干預(yù)或監(jiān)督高級(jí)管理人員經(jīng)營管理活動(dòng)的關(guān)鍵。因此，基于上述考慮，本文擬從經(jīng)營管理權(quán)的配置模式，以及高股權(quán)比例所產(chǎn)生的大股東控制這兩個(gè)角度，分析實(shí)際控制人特征對(duì)高管創(chuàng)新激勵(lì)的影響。具體來說，本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，基于經(jīng)營管理權(quán)的配置模式，我們區(qū)分了所有者管理和經(jīng)理人管理，發(fā)現(xiàn)相對(duì)于經(jīng)理人管理，所有者管理可以提升民營企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)效果；第二，我們考慮到了大股東控制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)的影響，發(fā)現(xiàn)大股東控制會(huì)抑制民營企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)效果。

文章剩余章節(jié)的安排如下：第二節(jié)為文獻(xiàn)述評(píng)；第三節(jié)為研究假設(shè)；第四節(jié)為研究設(shè)計(jì)；第五節(jié)為實(shí)證結(jié)果；第六節(jié)為研究結(jié)論。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

現(xiàn)有研究中，關(guān)于高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系基本取得了一致的結(jié)論，大多文獻(xiàn)都認(rèn)為高管的激勵(lì)可以提升企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。[4-7]而關(guān)于實(shí)際控制人特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新所產(chǎn)生的影響，現(xiàn)有研究主要聚焦于實(shí)際控制人持股比例對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的直接影響，但各方研究結(jié)論并不一致。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，實(shí)際控制人的持股比例越高，越有動(dòng)力關(guān)注企業(yè)業(yè)績及其長期發(fā)展，進(jìn)而對(duì)企業(yè)運(yùn)營情況進(jìn)行監(jiān)督并激勵(lì)管理者進(jìn)行創(chuàng)新行為。文芳則從代理理論出發(fā)，驗(yàn)證了第一大股東的持股比例對(duì)有益于公司價(jià)值提升的研發(fā)投入有著正向的影響。[8]冉戎和郝穎認(rèn)為實(shí)際控制人在做出創(chuàng)新決策時(shí)，勢必會(huì)考慮創(chuàng)新決策為自己帶來的機(jī)會(huì)成本和潛在利益。實(shí)際控制人持有較高的股份，其收入與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績相掛鉤，將公司的整體利益與其個(gè)人利益聯(lián)系在一起，從而激發(fā)實(shí)際控制人通過提高企業(yè)的長期市場價(jià)值來增加自己的財(cái)富。此外，隨著持股比例的增加，實(shí)際控制人可以更加容易地實(shí)現(xiàn)對(duì)公司財(cái)務(wù)與經(jīng)營決策權(quán)的操縱，注重公司的長遠(yuǎn)發(fā)展和長期市場價(jià)值，提高公司的創(chuàng)新能力。[9]Hill and Snell 研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的研發(fā)費(fèi)用與個(gè)人股權(quán)的集中度有非常強(qiáng)的正相關(guān)性，大股東傾向提高創(chuàng)新投入以實(shí)現(xiàn)企業(yè)持續(xù)盈利。如果企業(yè)存在控制性股東，股價(jià)上漲會(huì)使控制性股東和中小股東利益趨于一致。一致的利益目標(biāo)能夠激勵(lì)股東共同對(duì)企業(yè)經(jīng)營進(jìn)行監(jiān)督，在一定程度上緩解“信息不對(duì)稱”和“搭便車”等引發(fā)的問題。因此，股權(quán)集中能有效降低代理成本和促進(jìn)創(chuàng)新。[10]David et al.的研究認(rèn)為，對(duì)于大股東的合作性的戰(zhàn)略共享行為，管理層可能更重視前者提出的創(chuàng)新相關(guān)建議和要求，從而鼓勵(lì)那些能夠產(chǎn)生新產(chǎn)品的研發(fā)項(xiàng)目。[11]Li et al.基于中國上市公司的樣本研究認(rèn)為，公司的股權(quán)集中度與企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新之間呈現(xiàn)倒U 型的關(guān)系。[12]Lhuillery的研究也認(rèn)為，源于經(jīng)理層的短視，大股東的積極介入有利于企業(yè)的創(chuàng)新。[13]

第二種觀點(diǎn)則與前者相反，認(rèn)為實(shí)際控制人持股比例的增加會(huì)導(dǎo)致其控制力增強(qiáng)，進(jìn)而強(qiáng)化其掏空動(dòng)機(jī)或者強(qiáng)化對(duì)管理層的干涉動(dòng)機(jī)，并最終影響企業(yè)的創(chuàng)新。周仁俊和高開娟通過研究大股東控制對(duì)管理層激勵(lì)的影響，發(fā)現(xiàn)大股東控制對(duì)管理層的監(jiān)督作用顯著影響股權(quán)激勵(lì)效果。民營控股上市公司大股東控制權(quán)與管理層股權(quán)激勵(lì)之間存在沖突，第一大股東持股比例越高，股權(quán)激勵(lì)效果越差。[14]周杰和薛有志以及Grosfeld 也都持類似觀點(diǎn)。[15-16]左晶晶和唐躍軍等基于中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，被第二類代理問題左右的控股股東缺乏進(jìn)行持續(xù)高水平公司創(chuàng)新投資的動(dòng)力，相應(yīng)提高其他大股東持股比例有助于推動(dòng)上市公司更多地進(jìn)行研發(fā)和創(chuàng)新投資，即民營上市公司其他大股東制衡有助于提高研發(fā)與創(chuàng)新投資。[17]朱德勝和周曉珮的分析認(rèn)為，股權(quán)制衡度高的企業(yè)創(chuàng)新效率更高。[18]但與左晶晶和唐躍軍以及朱德勝和周曉珮的研究結(jié)論和邏輯都不一樣，朱冰等則從多個(gè)大股東相互競爭和監(jiān)督的角度進(jìn)行了分析，他們認(rèn)為多個(gè)大股東會(huì)導(dǎo)致過度監(jiān)督，從而對(duì)企業(yè)從創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)向的影響。[19]從其研究問題看，朱冰等其實(shí)是在研究大股東之間的過度競爭所產(chǎn)生的“內(nèi)耗”問題，這也類似于大股東與管理層之間的管理權(quán)爭奪會(huì)導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營受到影響一樣。

所有者擔(dān)任企業(yè)管理者是一個(gè)重要的公司治理因素，這必然會(huì)對(duì)公司治理具有一定影響。家族企業(yè)的概念非常強(qiáng)調(diào)“家”的作用，從家庭成員個(gè)人、企業(yè)文化等各方面都體現(xiàn)出儒家思想。家族成員們的家庭觀念重，責(zé)任意識(shí)強(qiáng)，每個(gè)人都是整體中不可或缺的一分子。家族企業(yè)的成功與否與每個(gè)成員的行為都有著很大關(guān)系，Bingham認(rèn)為家族所有者管理企業(yè)時(shí)會(huì)更加愿意將自己的各方面資源貢獻(xiàn)于發(fā)展整體利益，把企業(yè)的發(fā)展與個(gè)人價(jià)值的實(shí)現(xiàn)放在同等重要的位置上，并且一般來說所有者管理的家族企業(yè)通常會(huì)比非家族企業(yè)發(fā)展要好。同時(shí)，實(shí)際控制人直接管理企業(yè)能夠減少代理問題，組織效率更高。[20]但也有學(xué)者則認(rèn)為所有者管理不利于公司治理，這些研究主要是從所有者的選取不明智方面進(jìn)行解釋的。家族企業(yè)的成功往往與企業(yè)業(yè)主或?qū)嶋H控制人的個(gè)人素質(zhì)息息相關(guān)。[21]若是選擇家族企業(yè)所有者進(jìn)行管理時(shí)并沒有使用足夠恰當(dāng)?shù)脑u(píng)價(jià)機(jī)制對(duì)候選者的才能及人品方面進(jìn)行評(píng)判，會(huì)造成管理者能力參差不齊。如果管理者的能力本身并不足以管理企業(yè)，這或多或少地會(huì)對(duì)公司造成不利影響。另外，若是選取管理者時(shí)采取一味任人唯親的“子承父業(yè)”等做法，容易造成企業(yè)內(nèi)部的不良激勵(lì)效應(yīng)，也會(huì)引起其他管理者產(chǎn)生不公平的感覺，從而打擊其工作上的積極性。陳凌等通過研究制造業(yè)家族企業(yè)中的所有者任職情況，發(fā)現(xiàn)所有者選擇不得當(dāng)會(huì)對(duì)企業(yè)效益產(chǎn)生一定程度的制約。[22]因此，張征等就明確表示需要對(duì)更多家族人員參與管理來提升企業(yè)績效的做法持謹(jǐn)慎態(tài)度，以盡量減少因任命不當(dāng)造成的負(fù)面效果。[23]總體來看，關(guān)于實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的研究很多，這足以說明其對(duì)企業(yè)甚至是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性。但現(xiàn)有研究基本上還是將其作為創(chuàng)新的影響因素，直接進(jìn)行分析。本文關(guān)注的是實(shí)際控制人的特征（如所有者管理還是經(jīng)理人管理、股權(quán)比例高還是低），是否為企業(yè)的管理層創(chuàng)新激勵(lì)提供了某種環(huán)境，即實(shí)際控制人的這些特征是否在管理層激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新之間提供了方法意義上的調(diào)節(jié)作用。因?yàn)楦吖茏鳛槠髽I(yè)日常經(jīng)營的管理者與企業(yè)活動(dòng)關(guān)系密切，但高管的行為最終還是要體現(xiàn)實(shí)際控制人的意志，后者對(duì)企業(yè)的干預(yù)往往會(huì)體現(xiàn)在對(duì)高管行為的影響上。

三、研究假設(shè)

在所有者管理的企業(yè)中，由于實(shí)際控制人與上市公司的核心高管是一體的，因此公司高管會(huì)具有強(qiáng)烈的“管家”意識(shí)，這會(huì)促使其更加重視企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展?；趥鹘y(tǒng)文化的影響，中國人對(duì)“家”普遍具有濃烈的情感依賴，民營上市公司家族控制人本身所具有的家族意識(shí)和管家意識(shí)，可以很好地消除一般高管由于任期制所帶來的短視問題，進(jìn)而促使實(shí)際控制人對(duì)創(chuàng)新激勵(lì)持更加積極和支持的態(tài)度。顧露露等從研發(fā)投入和研發(fā)產(chǎn)出等幾個(gè)維度所做分析發(fā)現(xiàn)，由于家族企業(yè)的兩權(quán)合一治理模式以及高管與控股股東更緊密的私人聯(lián)系，家族企業(yè)高管能夠更忠實(shí)與家族企業(yè)的長期利益。[24]由于聲譽(yù)機(jī)制會(huì)對(duì)管理者的不當(dāng)行為產(chǎn)生約束作用[25]，而所有者管理恰恰會(huì)使得家族上市公司的人格化特征更加明顯，這進(jìn)而使得聲譽(yù)機(jī)制在約束家族股東行為方面可以發(fā)揮重要的作用。在聲譽(yù)機(jī)制產(chǎn)生約束作用的環(huán)境下，家族上市公司所關(guān)注的收益也會(huì)更加多元，既包括顯性的物質(zhì)收益也包括隱性的聲譽(yù)收益。[26-27]家族企業(yè)不同于非家族企業(yè)的另一核心特征之一在于，家族企業(yè)體現(xiàn)的是一種“家族理性”而非“個(gè)體理性”，追求的是以家族利益及家族情感至上的多元目標(biāo)。因此，當(dāng)采用所有者管理模式時(shí)，高管個(gè)人利益、家族利益與企業(yè)發(fā)展會(huì)產(chǎn)生良好的協(xié)同作用，進(jìn)而使得高管更容易受到創(chuàng)新激勵(lì)的影響。

從另外一個(gè)角度看，如果民營上市公司采用所有者管理模式，也能夠有效降低管理層的代理成本?；谖写砝碚?，管理層代理成本主要產(chǎn)生于公司的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離引起的代理沖突，傳統(tǒng)的兩權(quán)分離將企業(yè)所有者與高管置于權(quán)利和利益的對(duì)立面，二者很難達(dá)到較好的一致協(xié)調(diào)。但當(dāng)企業(yè)采用所有者管理模式時(shí)，實(shí)際控制人即變身為嚴(yán)格意義上的內(nèi)部股東，這使得其與管理層的利益更加趨同，二者會(huì)為了企業(yè)整體利益而共同努力。相應(yīng)地，對(duì)高管進(jìn)行創(chuàng)新激勵(lì)也更容易達(dá)到良好的預(yù)期效果。現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的家族化本身也就意味著縱向秩序的建立，家族管理者對(duì)于“大家長權(quán)威”的忠誠使得企業(yè)的激勵(lì)成本更加低廉。[26]王明琳等的研究也發(fā)現(xiàn)，家族治理機(jī)制能夠緩解代理沖突并提高企業(yè)績效。在所有者管理的家族類上市公司中，家族成員參與公司管理能夠有效提高工作效率及降低代理成本。[28]基于上述分析，我們認(rèn)為與采用經(jīng)理人管理模式相比，采用所有者管理模式的家族企業(yè)更容易對(duì)高管進(jìn)行創(chuàng)新激勵(lì)。因此，本文提出文章的假設(shè)一：

H1：所有者管理會(huì)強(qiáng)化民營上市公司高管創(chuàng)新激勵(lì)的效果

民營上市公司的實(shí)際控制人持股比例越高，一方面說明其在公司中利益份額較多，另外一方面也說明其對(duì)企業(yè)的控制力更強(qiáng)。實(shí)際控制人能夠憑借高水平的控制權(quán)對(duì)企業(yè)實(shí)施控制，進(jìn)而對(duì)管理層實(shí)施干預(yù)或者監(jiān)督。早前有學(xué)者提出類似觀點(diǎn)，F(xiàn)ama 研究表明，持有高比例股權(quán)的大股東會(huì)得到與其所持股份比例不相稱、比一般股東更多的收益[29]，這一觀點(diǎn)與La Porta 的終極產(chǎn)權(quán)理論是一致的。[30]終極產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為，大部分上市公司的實(shí)際控制人能夠通過直接或者間接持股等控制方式實(shí)現(xiàn)對(duì)上市公司的有效控制。從收益實(shí)現(xiàn)渠道看，實(shí)際控制人有控制權(quán)私人收益與股利共享收益兩種選擇。一般來說，隨著實(shí)際控制人控制權(quán)比例不斷增加，實(shí)際控制人更傾向于通過“隧道”挖掘，從而獲取由高比例控制權(quán)所帶來的私人收益，進(jìn)而不再關(guān)注企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，也不愿意看到企業(yè)進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新投資。此外，當(dāng)實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)擁有絕對(duì)的管控時(shí)，控制人可能會(huì)對(duì)上市公司的管理層進(jìn)行過度的干預(yù)或者過度的監(jiān)督，進(jìn)而使得管理層的行為因此受到約束，從而失去經(jīng)營的主動(dòng)性和創(chuàng)新的積極性。有文獻(xiàn)也已證明，管理層有基于自利動(dòng)機(jī)進(jìn)行尋租的可能[31-32]，因此，大股東就有監(jiān)督的動(dòng)機(jī)，但卻可能因?yàn)檩^高的持股比例而產(chǎn)生過度監(jiān)督。從這一角度來看，實(shí)際控制人控制權(quán)的增加并不利于對(duì)高管的創(chuàng)新激勵(lì)。綜合來看，實(shí)際控制人控制權(quán)比例越大，越可能會(huì)削弱高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系，也即本文的研究假設(shè)二：

H2：大股東控制會(huì)弱化民營上市公司高管創(chuàng)新激勵(lì)的效果

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

考慮到我國自2007 年1 月1 日起實(shí)施新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，而此政策背景對(duì)于本文的研究問題有明顯的影響，因此為確保樣本處于統(tǒng)一的會(huì)計(jì)政策環(huán)境下，本文選取2007-2016 年我國深滬上市A股的民營企業(yè)連續(xù)10 年的數(shù)據(jù)作為樣本。為了消除變量數(shù)據(jù)極端值在分析中的影響，我們對(duì)其進(jìn)行了前后各1%的縮尾處理。為了保證所用研究數(shù)據(jù)的合理性和嚴(yán)謹(jǐn)性，本文對(duì)數(shù)據(jù)做出如下刪減處理：（1）選取實(shí)際控制人為自然人或家族企業(yè)的公司樣本；（2）剔除金融類企業(yè)的樣本；（3）剔除ST 業(yè)績異常的公司樣本。經(jīng)過對(duì)數(shù)據(jù)的基本處理，最終得到5476 個(gè)樣本數(shù)據(jù)，所有研究數(shù)據(jù)均來自于國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理軟件為EXCEL 和STATA。

（二）變量設(shè)計(jì)

本文研究對(duì)象是企業(yè)高管的創(chuàng)新激勵(lì)，即對(duì)創(chuàng)新投入這一投資行為的態(tài)度。關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新投入，現(xiàn)有研究多為采用研發(fā)投入或者研發(fā)產(chǎn)出及其各自相關(guān)的相對(duì)性指標(biāo)，如研發(fā)投入/主營業(yè)務(wù)收入、研發(fā)投入/總資產(chǎn)和無形資產(chǎn)比率等。[33-34]由于公司管理層與公司股東對(duì)創(chuàng)新態(tài)度的沖突關(guān)鍵點(diǎn)在于，高管的收益會(huì)受到創(chuàng)新行為所具有的高風(fēng)險(xiǎn)影響，其個(gè)人業(yè)績與企業(yè)主營收入相關(guān)程度較高，且相對(duì)于研發(fā)投入/總資產(chǎn)這一指標(biāo)，研發(fā)投入/主營業(yè)務(wù)收入這一指標(biāo)中兩個(gè)指標(biāo)的口徑更加一致，均屬于流量數(shù)據(jù)。因此，本文采用表示研發(fā)投入的研發(fā)強(qiáng)度（研發(fā)投入/主營業(yè)務(wù)收入）來衡量企業(yè)的創(chuàng)新行為。此外，關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，表示研發(fā)投入的研發(fā)人員占比也具有一定可取之處?；诜€(wěn)健性考慮，本文也將其作為另一衡量指標(biāo)，在文章的穩(wěn)健性分析中使用該指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文擬采用兩個(gè)指標(biāo)衡量對(duì)高管的激勵(lì)，一為高管短期薪酬，二為高管股權(quán)激勵(lì)。對(duì)于前者，本文沿用學(xué)者普遍采用的衡量方式，即以金額最高的前三名高級(jí)管理人員的報(bào)酬總額占當(dāng)年?duì)I業(yè)收入的比值來衡量；對(duì)于后者，本文以實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司高管所持股份數(shù)量占當(dāng)年年末公司未流通股總股數(shù)的比值來衡量。為了盡可能地降低回歸模型中可能存在的內(nèi)生性問題，對(duì)于除行業(yè)和年度啞變量以外的其他所有解釋變量，本文均取滯后一期的數(shù)據(jù)用于回歸分析。對(duì)于大股東控制，本文以實(shí)際控制人控制權(quán)比例衡量其控制力度的強(qiáng)弱。對(duì)于所有者管理，本文以實(shí)際控制人是否兼任企業(yè)正副董事長或總經(jīng)理設(shè)置啞變量進(jìn)行衡量?？紤]到與自變量的關(guān)系以及現(xiàn)有的其成果，為了盡可能杜絕遺漏變量對(duì)分析的影響，本文選取反映資本結(jié)構(gòu)、反映企業(yè)規(guī)模、反映企業(yè)流動(dòng)性、反映企業(yè)盈利能力的、反映股權(quán)結(jié)構(gòu)，以及年度和行業(yè)啞變量。有關(guān)變量的定義及度量如表1 所示：

表1 變量定義

五、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 呈現(xiàn)的是各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。根據(jù)表中數(shù)據(jù)，中國民營上市公司研發(fā)投入強(qiáng)度均值為5.02%，而最小值與最大值之間差別還是較大，這也反映為其較高的標(biāo)準(zhǔn)差，說明關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新這一活動(dòng)，不同企業(yè)的態(tài)度存在較大的差別。從高管薪酬激勵(lì)與股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)來看，長短期激勵(lì)水平的均值分別為11.14%和0.21%，說明我國民營上市公司還是比較重視對(duì)于高管的激勵(lì)行為。但是，長期股權(quán)激勵(lì)的標(biāo)準(zhǔn)差為15.32，說明我國各民營企業(yè)的高管股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度不一。從實(shí)際控制人的控制權(quán)比例來看，其均值達(dá)到了42.35%，屬于較高的水平。所有者管理的均值為0.89，說明大部分民營上市公司的大股東會(huì)通過在企業(yè)內(nèi)部擔(dān)任核心管理層職位來直接參與管理，該統(tǒng)計(jì)結(jié)果比較符合大多數(shù)家族企業(yè)從外部聘請(qǐng)職業(yè)經(jīng)理人的意愿較低的實(shí)際情況。

（二）相關(guān)性分析

表3 是主要變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果。根據(jù)表3 中的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，高管短期薪酬激勵(lì)（Sala）與企業(yè)創(chuàng)新（Rdi）之間的相關(guān)系數(shù)為0.482，且在1%的水平上顯著。高管長期激勵(lì)（Ms）與企業(yè)創(chuàng)新（Rdi）之間的相關(guān)系數(shù)為0.101，且在1%的水平上顯著。從高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)來看，二者均為正值且具有顯著相關(guān)性，初步說明本文關(guān)于高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系這一基礎(chǔ)研究假設(shè)有其合理性。此外，從表3 的結(jié)果看，控制變量中除了Roe 與被解釋變量的相關(guān)關(guān)系未通過顯著性檢驗(yàn)，其余各控制變量均與被解釋變量具有比較明顯的相關(guān)關(guān)系且均通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)?？偟膩碚f，各解釋變量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新指標(biāo)的解釋能力都比較強(qiáng)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3 相關(guān)性分析

（三）回歸分析

對(duì)于本文的面板數(shù)據(jù)，我們通過F 檢驗(yàn)判斷出固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合最小二乘回歸模型，通過LM 檢驗(yàn)認(rèn)為隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于混合OLS 模型，且通過Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，因此本文的多元回歸分析采用固定效應(yīng)模型。為了便于對(duì)假設(shè)一和假設(shè)二進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，作為上述兩個(gè)假設(shè)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)，我們首先檢驗(yàn)了高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系。表4 中四個(gè)回歸分析分別以高管薪酬和高管持股比例為解釋變量。根據(jù)表4 列（2）中FE 模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在控制了企業(yè)創(chuàng)新的各個(gè)重要影響因素后，高管薪酬對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的回歸系數(shù)為7.844（解釋變量的VIF 值小于5），并在1%的水平是顯著的，這說明對(duì)于高管實(shí)施的短期薪酬激勵(lì)能夠起到有效的創(chuàng)新激勵(lì)作用。列（4）中高管持股與企業(yè)創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.013，且通過顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，說明高管的長期股權(quán)激勵(lì)這一方式對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響作用。這與現(xiàn)有關(guān)于高管創(chuàng)新激勵(lì)效果的研究也保持了一致。[6-7]綜合上述回歸結(jié)果，我們認(rèn)為，民營企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)是有作用的，適合在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析檢驗(yàn)。

表4 高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新

1.所有者管理、高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新?；诒? 中所做分析，表5 中所顯示的為所有者管理對(duì)民營企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)效果的影響。根據(jù)面板數(shù)據(jù)分析，此處的分析適合使用固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)分析技術(shù)。表5 中列（1）的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示，加入所有者管理這一調(diào)節(jié)變量后，Sala 的回歸系數(shù)為6.821，在1%的水平上顯著為正，說明加入所有者管理這一調(diào)節(jié)變量之后高管短期薪酬激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新仍具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。并且，交乘項(xiàng)Sala*Ten 的回歸系數(shù)為1.253 且通過了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明所有者管理對(duì)于高管短期薪酬激勵(lì)效果的正向促進(jìn)作用，即實(shí)際控制人擔(dān)任企業(yè)正副董事長或總經(jīng)理時(shí)，高管薪酬激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加明顯。列（3）顯示的是所有者管理對(duì)高管長期股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)對(duì)本文面板數(shù)據(jù)所做分析發(fā)現(xiàn)，此處也適合選擇固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)分析技術(shù)。表中列（3）的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示，加入所有者管理這一調(diào)節(jié)變量后，Ms 的回歸系數(shù)為0.012，且通過了5%顯著性水平上的顯著性檢驗(yàn)，這就說明加入所有者管理之后高管長期股權(quán)激勵(lì)對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新仍具有顯著的促進(jìn)作用。此外，交叉項(xiàng)Ms*Ten 的回歸系數(shù)為0.014，且在10%的水平上顯著，說明所有者管理對(duì)于高管長期股權(quán)激勵(lì)效果的正向調(diào)節(jié)作用。這驗(yàn)證了本文所提出的假設(shè)一。

表5 所有者管理與民營企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)

2.實(shí)際控制人監(jiān)督、高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新。與前述分析類似，表6 顯示的是大股東控制對(duì)于高管短期薪酬激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，以及大股東控制對(duì)高管長期股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)表中列（1）的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示，加入大股東控制這一調(diào)節(jié)變量后，Sala 的回歸系數(shù)為7.936，在1%的水平上顯著為正，這說明加入調(diào)節(jié)變量后，高管的短期薪酬激勵(lì)對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新仍具有正向影響作用。另外，交叉項(xiàng)Sala*Con 的回歸系數(shù)為-0.022 且通過了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明大股東控制對(duì)于高管短期薪酬創(chuàng)新激勵(lì)效果的反向促進(jìn)作用。列（3）的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果也顯示，加入實(shí)際控制人監(jiān)督這一調(diào)節(jié)變量后，Ms 的回歸系數(shù)為0.037，且通過了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，Ms 與Rdi 仍具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明加入調(diào)節(jié)變量后高管的長期股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新仍具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。但是，加入實(shí)際控制人監(jiān)督程度這一調(diào)節(jié)變量之后，Ms 的顯著性5%低于未加調(diào)節(jié)變量回歸時(shí)1%的顯著性，說明實(shí)際控制人監(jiān)督對(duì)于高管長期激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系有一定影響。另外，交叉項(xiàng)Ms*Con 的回歸系數(shù)為-0.0005 且在10%的水平上顯著，說明實(shí)際控制人監(jiān)督對(duì)高管長期股權(quán)激勵(lì)效果具有反向促進(jìn)作用。結(jié)合上述分析結(jié)果，我們認(rèn)為本文的假設(shè)二得到了驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到所有者管理屬于分類變量，本文基于該分類變量做了分組回歸（表7）。表7 中的分組回歸結(jié)果顯示，對(duì)于采用所有者管理的樣本組中，高管短期薪酬激勵(lì)和長期股權(quán)激勵(lì)的回歸系數(shù)分別為9.789 和0.016，且均通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。而在經(jīng)理人管理的樣本組中，兩種激勵(lì)方式的回歸系數(shù)分別為7.975 和0.002，其中短期薪酬激勵(lì)這一方式通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，但是長期股權(quán)激勵(lì)這一方法中當(dāng)未實(shí)施所有者管理時(shí)的回歸結(jié)果并未通過顯著性檢驗(yàn)。從兩組分樣本檢驗(yàn)結(jié)果來看，不論是薪酬激勵(lì)還是股權(quán)激勵(lì)，所有者管理組解釋變量系數(shù)的絕對(duì)值或者顯著性水平均高于非所有者管理組并通過了Bootstrap 檢驗(yàn)，表明所有者管理對(duì)于高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系具有正向的調(diào)節(jié)作用，與前文所做鄒檢驗(yàn)的分析結(jié)論是一致的。

表6 大股東控制與民營企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)

表7 高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新：所有者管理分組回歸

考慮用企業(yè)中研發(fā)人員占比也可以一定程度上衡量企業(yè)的創(chuàng)新，因此本文也將其作為替代變量做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)（表8）。表8 中的實(shí)證結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為研發(fā)人員占比（Rdpr）時(shí)，解釋變量sala 的回歸結(jié)果為11.755 且通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，而解釋變量Ms 的回歸系數(shù)為0.031，也通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)。綜合來看，被解釋變量替換為研發(fā)人員占比之后，關(guān)于高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系這一研究結(jié)論前后基本保持一致。此外，考慮到企業(yè)創(chuàng)新這一研究對(duì)象的特殊性，可能行業(yè)的不同對(duì)于結(jié)果影響很大，本文也將行業(yè)分為高研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)與低研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)，分別進(jìn)行回歸分析。具體分組方法是，以企業(yè)創(chuàng)新衡量指標(biāo)Rdi 的平均值（描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果為5.02%）為分割線將所有行業(yè)分為創(chuàng)新投入強(qiáng)度高（大于5.02%）與創(chuàng)新投入強(qiáng)度低（不大于5.02%）兩個(gè)組別進(jìn)行實(shí)證分析。表9 中的回歸數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，不論研發(fā)強(qiáng)度高還是研發(fā)強(qiáng)度低，基本上高管激勵(lì)的兩種方式對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新的回歸系數(shù)均為正值，且兩種激勵(lì)方式的相關(guān)系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)。這一結(jié)果與全樣本回歸的結(jié)論基本保持一致，即高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新具有正相關(guān)關(guān)系，這說明前文所做回歸分析是穩(wěn)定有效的。

表8 高管激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響（被解釋變量為Rdpr）

結(jié)語

所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離這一前提引發(fā)了股東與管理層的代理沖突，究其根本無非就是因?yàn)楣蓶|與高管所代表的利益群體不同，二者之間的目標(biāo)存在一定程度的差異。本文所研究的創(chuàng)新不論從其高風(fēng)險(xiǎn)還是收益期長的特征考慮，都必然成為代理沖突的一個(gè)體現(xiàn)方面?；诖耍诖罅膭?lì)企業(yè)創(chuàng)新和高管激勵(lì)的現(xiàn)實(shí)背景下，本文檢驗(yàn)了所有者管理和大股東控制對(duì)民營企業(yè)管理層創(chuàng)新激勵(lì)的影響，并得到下面的分析結(jié)論：首先，相對(duì)于經(jīng)理人管理模式，所有者管理會(huì)促進(jìn)高管激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新之間的正相關(guān)關(guān)系。這一研究發(fā)現(xiàn)說明，所有者管理對(duì)高管的創(chuàng)新激勵(lì)效果具有顯著的正向促進(jìn)作用。因此，對(duì)于不同高管激勵(lì)機(jī)制的具體運(yùn)用需要認(rèn)真考慮公司治理中經(jīng)營管理權(quán)的配置模式，所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離或者合二為一的不同情境，對(duì)高管激勵(lì)方案的運(yùn)用也會(huì)有所差異；其次，大股東控制對(duì)管理層創(chuàng)新激勵(lì)效果具有顯著的負(fù)向促進(jìn)作用，說明民營公司的大股東控制越嚴(yán)重，高管薪酬激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系越弱，大股東控制會(huì)削弱民營企業(yè)管理層的創(chuàng)新激勵(lì)。

表9 高管激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響（分行業(yè)檢驗(yàn)）

綜合以上實(shí)證分析結(jié)論，我們認(rèn)為實(shí)際控制人的不同特征對(duì)于高管激勵(lì)效果的影響方向和程度各不相同，而同一特征在不同問題上所體現(xiàn)的作用可能也不相同。民營上市公司實(shí)際控制人持有較高的股權(quán)比例，既可能因?yàn)槠涔蓹?quán)的過度集中而產(chǎn)生大股東控制問題，也可能因?yàn)椴捎昧怂姓吖芾砟Ｊ蕉鴱?qiáng)化大股東與企業(yè)的利益一致性?；诒疚牡难芯繂栴}，大股東控制可能會(huì)對(duì)高管的經(jīng)營管理產(chǎn)生某種限制進(jìn)而抑制其創(chuàng)新激勵(lì)效果，而所有者管理則會(huì)促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)效果。因此，公司治理結(jié)構(gòu)的設(shè)計(jì)，以及對(duì)大股東行為所做監(jiān)管，需要有效甄別大股東或者管理模式在其中所起作用差異，進(jìn)而制定更具針對(duì)性的監(jiān)管政策?；诟鞣N原因，本文也在幾個(gè)方面存在明顯的不足。比如對(duì)于高管激勵(lì)方式，本文僅對(duì)以短期薪酬激勵(lì)和長期股權(quán)激勵(lì)為代表的物質(zhì)激勵(lì)方式加以研究，實(shí)則還應(yīng)該綜合考慮其他非物質(zhì)激勵(lì)方式。正如研究結(jié)果所顯示的，不同高管在不同情景下對(duì)不同激勵(lì)方式的敏感性存在異質(zhì)性表現(xiàn)，這正說明了對(duì)于高管激勵(lì)方式的探討或存不足?，F(xiàn)有的研究也并未對(duì)此有深入的探討，這有待未來進(jìn)一步開展探討。