王新紅（教授），曹 帆

一、引言

習(xí)近平總書(shū)記在黨的十九大報(bào)告中指出，為實(shí)現(xiàn)關(guān)鍵核心技術(shù)的自主可控，企業(yè)需要充分發(fā)揮其在技術(shù)創(chuàng)新中的主體作用，以關(guān)鍵共性技術(shù)、前沿引領(lǐng)技術(shù)、現(xiàn)代工程技術(shù)、顛覆性技術(shù)創(chuàng)新為突破口，把創(chuàng)新主動(dòng)權(quán)、發(fā)展主動(dòng)權(quán)牢牢掌握在自己手中。然而，創(chuàng)新活動(dòng)與企業(yè)其他戰(zhàn)略活動(dòng)不同，創(chuàng)新活動(dòng)周期長(zhǎng)、結(jié)果不確定性高，通常面臨較高的風(fēng)險(xiǎn)。在創(chuàng)新投資活動(dòng)中，管理層是創(chuàng)新活動(dòng)的決策者和推動(dòng)者，通常掌握著風(fēng)險(xiǎn)性創(chuàng)新項(xiàng)目的投資決定權(quán)。然而，根據(jù)委托代理理論，管理層很可能出于自身利益最大化的考慮，傾向于選擇一些風(fēng)險(xiǎn)低、收益低的投資項(xiàng)目，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入不足。因此，如何有效激勵(lì)高管開(kāi)展對(duì)企業(yè)發(fā)展有益的創(chuàng)新活動(dòng)引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。目前關(guān)于股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)研究存在不同的觀點(diǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)存在治理作用，能夠制約管理層自利行為，提升企業(yè)創(chuàng)新能力[1]。也有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)未能發(fā)揮激勵(lì)效應(yīng)，不利于提升企業(yè)創(chuàng)新投資水平[2]。對(duì)于上述分歧，可能的原因在于學(xué)者們將創(chuàng)新視為同質(zhì)整體，未考慮到創(chuàng)新活動(dòng)的異質(zhì)性。

當(dāng)前，學(xué)者們多從公司治理層面探討股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。譚洪濤等[3]認(rèn)為，股權(quán)激勵(lì)能夠發(fā)揮治理效應(yīng)，提高企業(yè)創(chuàng)新能力。陳效東等[4]指出，股權(quán)激勵(lì)制度存在“福利效應(yīng)”，并未在創(chuàng)新活動(dòng)中發(fā)揮激勵(lì)效應(yīng)。也有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與創(chuàng)新并非是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，可能存在更為復(fù)雜的“N”甚至“W”型關(guān)系[5]。

隨著研究的不斷深入，雙元?jiǎng)?chuàng)新理論的提出為創(chuàng)新領(lǐng)域提供了新的研究方向，學(xué)者們逐漸將研究視角從創(chuàng)新整體觀轉(zhuǎn)向雙元?jiǎng)?chuàng)新，并從融資約束、管理者特征、管理層激勵(lì)等角度，對(duì)雙元?jiǎng)?chuàng)新展開(kāi)探討。根據(jù)雙元?jiǎng)?chuàng)新理論，企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)可以分為探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新，且二者在風(fēng)險(xiǎn)狀況、預(yù)期收益、利益導(dǎo)向等方面均存在差異[6]。唐清泉和肖海蓮[7]認(rèn)為，探索式創(chuàng)新投資的現(xiàn)金流敏感性要大于常規(guī)式創(chuàng)新投資的現(xiàn)金流敏感性。Victor Cui等[8]探討了薪酬差距對(duì)雙元?jiǎng)?chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)在研發(fā)人員年齡差異較小的企業(yè)中，橫向薪酬差距與探索式創(chuàng)新呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，在研發(fā)人員年齡差異較大的企業(yè)中，橫向薪酬差距與探索式創(chuàng)新的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著。王春燕等[9]發(fā)現(xiàn)，貨幣薪酬激勵(lì)對(duì)利用式創(chuàng)新投資具有顯著的促進(jìn)作用，股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資之間有更加明顯的倒U型關(guān)系。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)已從多個(gè)角度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響因素進(jìn)行了較為全面的研究，但仍存在一些有待研究之處：①在探討股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響時(shí)，大多數(shù)文獻(xiàn)都將創(chuàng)新視為同質(zhì)整體，僅有少數(shù)學(xué)者考慮了創(chuàng)新活動(dòng)的異質(zhì)性。②在探討股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響時(shí)，研究較多的是股權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新的直接影響，有關(guān)股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新的機(jī)理研究相對(duì)較少，缺乏對(duì)中間路徑的探討，未考慮到風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的重要影響?；谝陨蠁?wèn)題，本文主要從以下兩個(gè)方面展開(kāi)研究：①基于探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)與回報(bào)差異，對(duì)比分析股權(quán)激勵(lì)對(duì)兩類不同性質(zhì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。②引入企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性作為中介變量，探討股權(quán)激勵(lì)對(duì)探索式創(chuàng)新投資和利用式創(chuàng)新投資的影響機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

本文將結(jié)合利益趨同假說(shuō)和壕溝效應(yīng)假說(shuō)，首先探討股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的影響效應(yīng)。其次，從風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)和“金手銬”效應(yīng)兩個(gè)視角出發(fā)，探討股權(quán)激勵(lì)對(duì)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的影響機(jī)理。從風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)來(lái)看，股權(quán)激勵(lì)作為典型的長(zhǎng)期激勵(lì)工具，能夠促使高管與企業(yè)共享利潤(rùn)、共擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，影響企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，并最終影響企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資水平。從“金手銬”效應(yīng)來(lái)看，股權(quán)激勵(lì)存在激勵(lì)期限制約，高管人員如果期望得到股權(quán)激勵(lì)收益，就必須在等待期內(nèi)留在企業(yè)?？梢?jiàn)，股權(quán)激勵(lì)會(huì)吸引高管留在企業(yè)發(fā)展，進(jìn)而對(duì)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性產(chǎn)生影響。高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的改變可能會(huì)影響創(chuàng)新決策效率，進(jìn)而對(duì)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資產(chǎn)生影響。

（一）股權(quán)激勵(lì)與雙元?jiǎng)?chuàng)新投資

創(chuàng)新是企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要來(lái)源，而創(chuàng)新能否成功的關(guān)鍵在于作為企業(yè)創(chuàng)新決策主體的高管是否具有創(chuàng)新動(dòng)力，這種動(dòng)力又取決于高管個(gè)人目標(biāo)與股東目標(biāo)的偏差程度。根據(jù)委托代理理論，管理者與股東之間存在目標(biāo)差異，高管很可能為了維持自身收益最大化，傾向于選擇風(fēng)險(xiǎn)低、收益低的投資項(xiàng)目，減少對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投入。為了鼓勵(lì)高管進(jìn)行創(chuàng)新投資，需采取必要的激勵(lì)措施，抑制高管短視行為，使其注重企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，加大創(chuàng)新投入。因此，本文認(rèn)為與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司相比，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠提升企業(yè)的雙元?jiǎng)?chuàng)新投資水平。

根據(jù)雙元?jiǎng)?chuàng)新理論，探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新在風(fēng)險(xiǎn)狀況、預(yù)期收益等方面存在差異。因此，股權(quán)激勵(lì)對(duì)兩種創(chuàng)新投資的激勵(lì)效果可能也存在差異。探索式創(chuàng)新強(qiáng)調(diào)脫離原有技術(shù)路徑，利用新知識(shí)和新技術(shù)，挖掘新需求、設(shè)計(jì)新產(chǎn)品、開(kāi)辟新市場(chǎng)，具有高風(fēng)險(xiǎn)性和高不確定性[10]。結(jié)合股權(quán)激勵(lì)研究領(lǐng)域中的利益趨同假說(shuō)和壕溝效應(yīng)假說(shuō)，股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投入之間可能存在一種倒U型關(guān)系。當(dāng)給予高管股權(quán)激勵(lì)時(shí)，高管便擁有了與企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效相關(guān)的股權(quán)收益，為了實(shí)現(xiàn)這部分未來(lái)收益，其有動(dòng)機(jī)開(kāi)展對(duì)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展有利的創(chuàng)新活動(dòng)，提升探索性創(chuàng)新投資水平，此時(shí)利益趨同效應(yīng)發(fā)揮作用。但當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度超出一定范圍之后，高管會(huì)在繼續(xù)增加對(duì)探索式創(chuàng)新投入與利用當(dāng)前的控制權(quán)及信息優(yōu)勢(shì)獲取私有收益之間權(quán)衡，相對(duì)于不確定性較大的研發(fā)收益而言，高管更傾向于后者所帶來(lái)的私有收益[11]。從風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避角度來(lái)看，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)超過(guò)一定范圍之后，高管私有收益受股價(jià)波動(dòng)影響較大，在考慮到探索式創(chuàng)新活動(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)性和高失敗成本后，其風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向會(huì)增強(qiáng)，從而減少對(duì)探索式創(chuàng)新活動(dòng)的投入。因此，本文認(rèn)為隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的加大，股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)先增長(zhǎng)后下降的非線性趨勢(shì)。

與探索式創(chuàng)新相比，利用式創(chuàng)新是以企業(yè)既有知識(shí)、技術(shù)和流程為基礎(chǔ)，對(duì)現(xiàn)有的產(chǎn)品或服務(wù)進(jìn)行創(chuàng)新或升級(jí)。利用式創(chuàng)新可以快速完成產(chǎn)品的更新?lián)Q代，實(shí)現(xiàn)企業(yè)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)效益的提升[12]。隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增加，管理者對(duì)于企業(yè)中短期績(jī)效的重視程度隨之增加，為了快速實(shí)現(xiàn)這部分收益，其也會(huì)投入部分資源用于風(fēng)險(xiǎn)較低的利用式創(chuàng)新活動(dòng)。當(dāng)激勵(lì)條件相同時(shí)，高管為實(shí)現(xiàn)與企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效掛鉤的股權(quán)收益，會(huì)加大對(duì)探索式創(chuàng)新的投入，但當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度增加到一定程度時(shí)，其風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向會(huì)增強(qiáng)，從而減少對(duì)探索式創(chuàng)新活動(dòng)的投入。但為了繼續(xù)實(shí)現(xiàn)與企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效掛鉤的股權(quán)收益，且緩解探索式創(chuàng)新投資的高風(fēng)險(xiǎn)，管理者會(huì)繼續(xù)投入部分資源用于風(fēng)險(xiǎn)較低的利用式創(chuàng)新活動(dòng)?；谝陨戏治?，提出以下研究假設(shè)：

H1：與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)上市公司相比，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠提升企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資水平。

H2：隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增加，股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。

H3：隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增加，股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)正向線性關(guān)系。

（二）股權(quán)激勵(lì)、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與雙元?jiǎng)?chuàng)新

股權(quán)激勵(lì)會(huì)影響高管的風(fēng)險(xiǎn)偏好和決策動(dòng)機(jī)，最終影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平說(shuō)明企業(yè)愿意開(kāi)展較高風(fēng)險(xiǎn)的投資活動(dòng)[13]。高管作為創(chuàng)新活動(dòng)的決策者和推動(dòng)者，掌握著風(fēng)險(xiǎn)性創(chuàng)新項(xiàng)目的投資決定權(quán)。但在信息不對(duì)稱背景下，高管追求私有收益的動(dòng)機(jī)使得其對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目持規(guī)避態(tài)度，從而不利于企業(yè)開(kāi)展更高風(fēng)險(xiǎn)的投資活動(dòng)。股權(quán)激勵(lì)作為緩解利益沖突的激勵(lì)工具，能夠使高管與企業(yè)共享利潤(rùn)、共擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，激勵(lì)高管承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而影響企業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性投資項(xiàng)目的選擇，促進(jìn)公司承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)。信號(hào)傳遞理論認(rèn)為，理性的管理者通常會(huì)向外界傳遞不損害股東利益及不攫取企業(yè)資源的信號(hào)，這種聲譽(yù)效應(yīng)會(huì)對(duì)高管自利行為產(chǎn)生監(jiān)督作用，激勵(lì)高管承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)并做出有利于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的風(fēng)險(xiǎn)性投資決策，促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平提升。但是，隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的加大，高管人員可變薪酬比重提高，其私有收益受到外部市場(chǎng)波動(dòng)的影響增大，從而會(huì)加劇其風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[14]。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度較大時(shí)，壕溝效應(yīng)可能會(huì)促使高管追求更多的私有收益，而高管追求私有收益的動(dòng)機(jī)及自利行為可能不利于提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平?；谏鲜鲇^點(diǎn)，本文認(rèn)為隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的加大，股權(quán)激勵(lì)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。

企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平是影響企業(yè)創(chuàng)新投資的重要因素。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升，表明企業(yè)會(huì)加大對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)創(chuàng)新活動(dòng)的投入[15]。即較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平能夠促使企業(yè)將資源投入創(chuàng)新活動(dòng)，提升企業(yè)創(chuàng)新投資水平?？紤]到兩種創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)性特征，探索式創(chuàng)新相比于利用式創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)高、回報(bào)高，企業(yè)若想獲得高額回報(bào)，就必須承擔(dān)探索式創(chuàng)新投資項(xiàng)目所伴隨的高風(fēng)險(xiǎn)。因此，本文認(rèn)為，適度的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度能夠提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，促使企業(yè)加大探索式創(chuàng)新投入。但當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度超過(guò)一定范圍后，壕溝效應(yīng)及風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)而減少企業(yè)的探索式創(chuàng)新投入。對(duì)于利用式創(chuàng)新活動(dòng)而言，股權(quán)激勵(lì)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)對(duì)利用式創(chuàng)新投資水平的提升效果可能并不明顯。其原因主要有以下兩點(diǎn)：第一，相比于探索式創(chuàng)新投資，利用式創(chuàng)新是對(duì)現(xiàn)有產(chǎn)品進(jìn)行改進(jìn)升級(jí)，相比而言表現(xiàn)出低風(fēng)險(xiǎn)、低收益的特征。由此可知，其對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的要求并不高，導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新中的中介傳導(dǎo)作用并不明顯。第二，企業(yè)的創(chuàng)新資源有限，股權(quán)激勵(lì)發(fā)揮的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)可能會(huì)使高管投入更多資源用于對(duì)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展有益且風(fēng)險(xiǎn)較高的探索式創(chuàng)新投資活動(dòng)，而對(duì)風(fēng)險(xiǎn)較低的利用式創(chuàng)新活動(dòng)投入則不足。基于此，提出以下假設(shè)：

H4：風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資的倒U型關(guān)系中發(fā)揮中介作用。即股權(quán)激勵(lì)通過(guò)倒U型曲線效應(yīng)影響風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，進(jìn)而影響探索式創(chuàng)新投資，促成股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新的倒U型關(guān)系。

H5：風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資間的中介效應(yīng)不顯著。

（三）股權(quán)激勵(lì)、高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與雙元?jiǎng)?chuàng)新

股權(quán)激勵(lì)有利于高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性。首先，股權(quán)激勵(lì)通過(guò)授予高管不確定的股票收益權(quán)，將高管的個(gè)人利益與企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)利益“捆綁”起來(lái)，為了得到這部分激勵(lì)收益，其必須在等待期內(nèi)留在企業(yè)。因此，股權(quán)激勵(lì)就像一副“金手銬”，將有能力的激勵(lì)對(duì)象鎖定在激勵(lì)有效期內(nèi)[16]。其次，股權(quán)激勵(lì)增加了高管離職成本。對(duì)于限制性股票激勵(lì)而言，高管需要提前出資購(gòu)買(mǎi)股份，在未來(lái)期間等待行權(quán)；如果在等待期內(nèi)離職，高管不僅無(wú)法獲得未來(lái)的股權(quán)收益，還必須承擔(dān)其出資購(gòu)買(mǎi)時(shí)付出的成本。由此可見(jiàn)，股權(quán)激勵(lì)會(huì)吸引高管留在公司發(fā)展，降低高管成員更換頻率，提升管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性。

高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性也是影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵因素。根據(jù)理性經(jīng)濟(jì)人假說(shuō)，在進(jìn)行創(chuàng)新投資決策時(shí)，高管通常會(huì)在付出的私人成本和獲得的私有收益之間權(quán)衡[17]，當(dāng)預(yù)期某項(xiàng)目的私有收益高于所付出的私人成本時(shí)，其會(huì)選擇投資該項(xiàng)目。企業(yè)進(jìn)行探索式創(chuàng)新活動(dòng)，高管付出的私人成本包括花費(fèi)較長(zhǎng)的時(shí)間、承擔(dān)較高的風(fēng)險(xiǎn)等。同時(shí)，探索式創(chuàng)新活動(dòng)能夠提升企業(yè)的長(zhǎng)期績(jī)效，使得高管獲得更高報(bào)酬、更好的聲譽(yù)。當(dāng)管理者預(yù)期進(jìn)行探索式創(chuàng)新的私有收益高于私人成本時(shí)，便會(huì)進(jìn)行探索式創(chuàng)新投資。在這個(gè)權(quán)衡的過(guò)程中，高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越強(qiáng)，團(tuán)隊(duì)成員之間處理業(yè)務(wù)的熟練度越高，執(zhí)行效率也會(huì)越高；而較高的團(tuán)隊(duì)凝聚力和執(zhí)行力在一定程度上會(huì)降低高管進(jìn)行探索式創(chuàng)新活動(dòng)時(shí)付出的私人成本，提高創(chuàng)新決策效率。此外，高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性越強(qiáng)，高管越能夠合理預(yù)期投資該項(xiàng)目在未來(lái)可以獲得的回報(bào)，使得團(tuán)隊(duì)成員對(duì)探索式創(chuàng)新活動(dòng)持有一致的行動(dòng)態(tài)度，激發(fā)開(kāi)展探索式創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力。相反，如果高管團(tuán)隊(duì)缺乏穩(wěn)定性，團(tuán)隊(duì)成員離職率較高，就會(huì)削弱高管對(duì)實(shí)施該項(xiàng)目能夠獲得預(yù)期收益的信心，進(jìn)而缺乏開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力。因此，無(wú)論是探索式創(chuàng)新活動(dòng)還是利用式創(chuàng)新活動(dòng)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)均有利于提高團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性，進(jìn)而增強(qiáng)高管進(jìn)行創(chuàng)新投資活動(dòng)的動(dòng)力。基于此，提出以下假設(shè)：

H6：高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資之間發(fā)揮部分中介作用。

H7：高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資之間發(fā)揮部分中介作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2014～2019年存在創(chuàng)新投資的A股上市公司為原始樣本，并對(duì)樣本進(jìn)行了如下篩選：①剔除ST、*ST公司；②剔除金融保險(xiǎn)類上市公司；③剔除數(shù)據(jù)缺失、異常的樣本數(shù)據(jù)。樣本期間的選取主要基于以下考慮：①CSMAR數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)股權(quán)激勵(lì)發(fā)展大致可以分為三個(gè)階段：2006～2010年，年均股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃公告數(shù)量有限，處于發(fā)展萌芽期；2010～2014年，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃公告數(shù)量平均增速29%，處于穩(wěn)步上升期；2014年至今，公告數(shù)量平均增增速超過(guò)30%，處于快速發(fā)展期。因此，本文以2014年為研究起點(diǎn)。②股權(quán)激勵(lì)的期限大多為5年，為確保能夠覆蓋一個(gè)完整的激勵(lì)周期，故連續(xù)選取6年的數(shù)據(jù)。最終得到3088家樣本公司、共9953個(gè)樣本觀測(cè)值，其中實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的樣本觀測(cè)值為1612個(gè)，未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的樣本觀測(cè)值為8341個(gè)。本文所用到的相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為避免極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize縮尾處理。本文運(yùn)用STATA 15進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）變量選取與定義

1.解釋變量。參考相關(guān)文獻(xiàn)，采用以下兩種方法度量股權(quán)激勵(lì)：一是設(shè)置虛擬變量，若企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，取值為1，否則為0[3]；二是以股權(quán)激勵(lì)方案中授予高管股權(quán)數(shù)量占公司股本總額的比例度量[18]。

2.被解釋變量。借鑒畢曉方等[10]的做法，本文將研究階段支出視作探索性創(chuàng)新投資，將開(kāi)發(fā)階段投資視作利用式創(chuàng)新投資，并將二者均除以總資產(chǎn)以消除公司規(guī)模的影響。

3.中介變量。

（1）風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。參考余明桂等[19]的做法，采用盈利波動(dòng)性即經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的公司凈資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差作為度量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的指標(biāo)。首先，將每個(gè)公司ROA（息稅前利潤(rùn)/期末總資產(chǎn)）減去同年同行業(yè)ROA均值得到調(diào)整后的ROA（AdjROA），經(jīng)調(diào)整的ROA能減少經(jīng)濟(jì)周期性和行業(yè)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。其次，計(jì)算經(jīng)行業(yè)調(diào)整后凈資產(chǎn)收益率（AdjROA）每三年的滾動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差，得到風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)指標(biāo)Risk。其中EBIT為息稅前利潤(rùn)，Aesset為總資產(chǎn)，X代表同年度同行業(yè)公司數(shù)量，m為行業(yè)內(nèi)第m家企業(yè)，i代表企業(yè)，t代表觀測(cè)年度，T為觀測(cè)窗口期。

（2）團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性。借鑒Crutchley等[20]的研究，使用平穩(wěn)性指數(shù)（SI）度量高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性，其計(jì)算公式如下。

其中：SIt-1，t表示在t-1年年末到t年年末內(nèi)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性，即第t年的高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性，SI取值范圍為［0，1］，越接近1，說(shuō)明高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性越強(qiáng)；Mt-1、Mt分別代表某公司高管團(tuán)隊(duì)在t-1年年末和t年年末的高管人數(shù)；#（St-1/St）表示t-1年年末到t年年末的高管離職人數(shù)；#（St/St-1）表示t-1年年末到t年年末的高管入職人數(shù)。

4.控制變量。參考相關(guān)文獻(xiàn)及依據(jù)上市公司的實(shí)際情況設(shè)置控制變量，具體如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型建立

為檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)與雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的關(guān)系，建立模型（1）和模型（2）：為檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間的中介效應(yīng)，構(gòu)建模型（3a）和模型（3b）：由于研究變量間的特殊關(guān)系，即需要驗(yàn)證“股權(quán)激勵(lì)通過(guò)倒U型曲線效應(yīng)影響風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，進(jìn)而影響探索式創(chuàng)新投資，促成股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資的倒U型關(guān)系”，利用溫忠麟的“三步法”來(lái)檢驗(yàn)中介作用將無(wú)法清晰地揭示第三方變量在解釋變量與被解釋變量之間的作用路徑。因此，參考董保寶等[21]的做法，利用Edwards和Lambert[22]開(kāi)發(fā)的調(diào)節(jié)路徑分析方法，檢驗(yàn)變量之間的非線性關(guān)系以及解釋變量與被解釋變量之間中介效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)路徑。本文認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)會(huì)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響探索式創(chuàng)新投資，而風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介過(guò)程會(huì)受到股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的影響。因此，在本文的中介模型中解釋變量為股權(quán)激勵(lì)，調(diào)節(jié)變量也為股權(quán)激勵(lì)。其中H為被解釋變量探索式創(chuàng)新，W為解釋變量股權(quán)激勵(lì)，M為中介變量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，Z為調(diào)節(jié)變量。本文中Z與W為同一變量，WZ為股權(quán)激勵(lì)的二次項(xiàng)，也是模型中的交互項(xiàng)，MZ為風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和股權(quán)激勵(lì)的交互項(xiàng)。也就是說(shuō)，模型（3a）用來(lái)檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新倒U型關(guān)系中的中介作用；模型（3b）用來(lái)檢驗(yàn)解釋變量（股權(quán)激勵(lì)）與中介變量（風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)）間受“調(diào)節(jié)變量”（股權(quán)激勵(lì)）的“調(diào)節(jié)效應(yīng)”，實(shí)際上是用來(lái)檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的非線性關(guān)系。

為檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間的中介效應(yīng)，以及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資間的中介效應(yīng)，參考溫忠麟和葉寶娟[23]的中介效應(yīng)研究方法，并分別構(gòu)建中介模型（4a）～模型（6c）。模型（4a）～模型（4c）檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用，模型（5a）～模型（5c）檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間的中介作用，模型（6a）～模型（6c）檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用。

上述模型中，Dequity代表是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，Explor代表探索式創(chuàng)新投資，Exploi代表利用式創(chuàng)新投資，Equity為股權(quán)激勵(lì)，Risk為風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，SI為團(tuán)對(duì)穩(wěn)定性，Control為控制變量，ε為殘差項(xiàng)。

（四）基于PSM樣本匹配

鑒于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)和未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)間可能存在一定的差異，本文采用傾向性評(píng)分匹配方法進(jìn)行檢驗(yàn)，以消除公司的異質(zhì)性對(duì)本研究產(chǎn)生的影響。具體做法如下：首先，進(jìn)行Logit回歸分析，得到Pseudo R2為11.31%，表明模型擬合程度較好，且各變量均在1%的水平上顯著。其次，PSM模型需滿足共同支撐假設(shè)并通過(guò)平衡性檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，PSM模型滿足共同支撐假設(shè)，且通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)。最后，根據(jù)匹配后的樣本計(jì)算平均處理效應(yīng)（ATT）。結(jié)果顯示，匹配前和匹配后，激勵(lì)組企業(yè)的雙元?jiǎng)?chuàng)新投資水平都顯著高于控制組企業(yè)，但匹配后激勵(lì)組和控制組在探索式創(chuàng)新投資水平上的差異更為明顯。限于篇幅，檢驗(yàn)結(jié)果未予列示。

綜上所述，為緩解股權(quán)激勵(lì)樣本選擇偏誤問(wèn)題，本文以9953個(gè)樣本觀測(cè)值作為原始樣本，運(yùn)用傾向得分匹配方法（PSM）進(jìn)行樣本匹配。經(jīng)過(guò)上述匹配，有效控制了影響雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的其他潛在干擾因子，解決了樣本選擇偏誤問(wèn)題。PSM匹配后最終得到2702個(gè)樣本觀測(cè)值，在以下實(shí)證分析中將以2702個(gè)樣本觀測(cè)值展開(kāi)分析。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文所涉及變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。Dequity的均值為51.2%，由此得出實(shí)施股權(quán)激勵(lì)組的樣本觀測(cè)值為1389個(gè)，未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)組的樣本觀測(cè)值為1313個(gè)。股權(quán)激勵(lì)（Equity）的均值為1.1%，最大值為5%，未超過(guò)《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》最大值10%的規(guī)定。雙元?jiǎng)?chuàng)新投資數(shù)據(jù)顯示，探索性創(chuàng)新投資（Explor）的平均值為2.3%，高于利用式創(chuàng)新投資（Exploi）的平均值0.2%，表明隨著國(guó)家大力推行創(chuàng)新，越來(lái)越多的上市公司開(kāi)始重視探索式創(chuàng)新投資，但創(chuàng)新投資水平仍然較低。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（Risk）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.067，波動(dòng)性相對(duì)較小，可能是由于該值在度量時(shí)經(jīng)過(guò)了行業(yè)調(diào)整。團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性（SI）均值為0.484，最小值為0.182，表明個(gè)別企業(yè)高管變更較為頻繁，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性差。

表2 全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸結(jié)果分析

1.高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資。

（1）高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)探索式創(chuàng)新投資的影響。模型（1）的實(shí)證結(jié)果如表3列（1）、（2）所示。列（1）中，Dequity的回歸系數(shù)為0.005，在1%的水平上顯著，表明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)探索式創(chuàng)新投資具有積極作用。列（2）中，加入股權(quán)激勵(lì)一次項(xiàng)（Equity）后結(jié)果顯示，二者之間的回歸系數(shù)為0.115，在1%的水平上顯著。在此基礎(chǔ)上，加入股權(quán)激勵(lì)平方項(xiàng)（Equity2），考察二者之間的非線性關(guān)系，結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正（r=0.381，P＜0.01），二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)（r=-6.642，P＜0.01）。在上述系數(shù)均顯著的情況下，非線性關(guān)系的模型擬合度（0.3596）高于線性關(guān)系的模型擬合度（0.3544），表明股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資的非線性關(guān)系更加強(qiáng)烈。即股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資存在倒U型關(guān)系，拐點(diǎn)約為2.8%（如圖1所示）。為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，對(duì)兩者之間的非線性關(guān)系進(jìn)行U-test檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果在1%的水平上拒絕原假設(shè)（t=3.24，P＞|t|=0.001），再次印證股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資之間存在倒U型關(guān)系。

（2）股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)利用式創(chuàng)新投資的影響。模型（2）的實(shí)證結(jié)果如表3列（3）～（5）所示。列（3）中，Dequity的回歸系數(shù)為0.001，在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。列（4）中，股權(quán)激勵(lì)一次項(xiàng)（Equity）與利用式創(chuàng)新投資（Exploi）在10%的水平上顯著，但股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度二次項(xiàng)系數(shù)（Equity2）不顯著。這表明股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資存在線性關(guān)系，不存在非線性關(guān)系。以上結(jié)果表明，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠在一定程度上提高企業(yè)利用式創(chuàng)新投資水平，且隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的加大，股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資存在正向線性關(guān)系。

表3 股權(quán)激勵(lì)與雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的回歸結(jié)果

綜上所述，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)作為政策措施時(shí)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠提升企業(yè)的雙元?jiǎng)?chuàng)新投資水平。但股權(quán)激勵(lì)對(duì)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的影響效應(yīng)存在差異，股權(quán)激勵(lì)對(duì)探索式創(chuàng)新投資存在先促進(jìn)后抑制的雙重影響效應(yīng)，對(duì)利用式創(chuàng)新投資存在單一的促進(jìn)效應(yīng)。至此，H1～H3得到驗(yàn)證。

2.風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介作用。

（1）風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間的中介作用檢驗(yàn)。利用Edwards和Lambert[22]開(kāi)發(fā)的調(diào)節(jié)路徑分析方法檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介作用，結(jié)果如表4所示。其中模型（3a）用來(lái)檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資倒U型關(guān)系中是否發(fā)揮中介作用。在模型（3a）中加入風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（Risk）以及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與股權(quán)激勵(lì)的交互項(xiàng)（Equity&Risk），結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正（r=0.367，P＜0.01），二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)（r=-6.067，P＜0.01），再次驗(yàn)證了股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資存在倒U型關(guān)系（如圖2所示）。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與探索式創(chuàng)新投資在1%的水平上顯著正相關(guān)（r=0.016，P＜0.01），即表明風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介作用顯著。股權(quán)激勵(lì)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的交互項(xiàng)（Equity&Risk）對(duì)探索式創(chuàng)新投資的作用不顯著，表明股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資的關(guān)系不受風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的權(quán)變影響。模型（3b）用來(lái)檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介過(guò)程是否會(huì)受到股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的影響。在模型（3b）中分別加入股權(quán)激勵(lì)一次項(xiàng)（Equity）與股權(quán)激勵(lì)平方項(xiàng)（Equity2），結(jié)果顯示股權(quán)激勵(lì)一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正（r=0.054，P＜0.01），二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)（r=-1.111，P＜0.01），表明隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的加大，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平呈現(xiàn)先上升后下降的非線性趨勢(shì)，拐點(diǎn)約為2.4%（如圖3所示）。為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，對(duì)兩者之間的非線性關(guān)系進(jìn)行U-test檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果在1%水平上拒絕原假設(shè)（t=2.61，P＞|t|=0.005），說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的確存在倒U型關(guān)系。以上結(jié)果表明，股權(quán)激勵(lì)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響企業(yè)探索式創(chuàng)新投資，而風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介過(guò)程會(huì)受到股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的影響。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度較低時(shí)，有利于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升，具體表現(xiàn)為加大對(duì)探索式創(chuàng)新活動(dòng)的投入。但當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度超過(guò)一定范圍后，“壕溝效應(yīng)”及風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)而減少探索式創(chuàng)新投資。即股權(quán)激勵(lì)通過(guò)倒U型曲線效應(yīng)影響企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)而影響探索式創(chuàng)新投資水平，促成了股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資的倒U型關(guān)系，H4得到驗(yàn)證。

（2）風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用檢驗(yàn)。借鑒溫忠麟和葉寶娟[23]的中介效應(yīng)研究方法，檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用，結(jié)果如表4所示。模型（4a）的結(jié)果表明，股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)利用式創(chuàng)新投資的系數(shù)c在1%的水平上顯著（c=0.022，P＜0.01），可進(jìn)行下一步檢驗(yàn)；模型（4b）結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的回歸系數(shù)a在1%的水平上顯著（a=0.235，P＜0.01）；模型（4c）結(jié)果顯示，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與利用式創(chuàng)新投資回歸系數(shù)b不顯著，根據(jù)前文中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟，當(dāng)a或b至少有一個(gè)不顯著時(shí)，則需要進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)，Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果不顯著（P＞|z|=0.131），即表明不具有中介效應(yīng)。上述結(jié)果說(shuō)明風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資中未起到中介作用，H5得到驗(yàn)證。

表4 風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在股權(quán)激勵(lì)與雙元?jiǎng)?chuàng)新投資間的中介作用

3.團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的中介作用。

（1）團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間的中介作用檢驗(yàn)。由于股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資存在倒U型關(guān)系，因此，參照學(xué)者潘峰[24]分區(qū)間研究的做法，采用中介效應(yīng)識(shí)別過(guò)程，驗(yàn)證團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)和探索式創(chuàng)新投資間的中介作用。根據(jù)股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資倒U型拐點(diǎn)（2.8%）分為兩組，進(jìn)行分區(qū)間檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新間的中介作用

當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度小于2.8%時(shí)，模型（5a）結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)（c=0.216，P＜0.01），表明股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)探索式創(chuàng)新投資的直接影響效應(yīng)顯著；于是進(jìn)入第二步檢驗(yàn)，模型（5b）中股權(quán)激勵(lì)與團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性（SI）在1%的水平上顯著正相關(guān)（a=1.001，P＜0.01），說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)有利于高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的提升；在模型（5c）中，同時(shí)加入股權(quán)激勵(lì)和團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性變量，結(jié)果顯示，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的中介效應(yīng)顯著（b=0.014，P＜0.1）。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟，在系數(shù)a、b、c均顯著的情況下，直接通過(guò)系數(shù)c'的顯著性判斷團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的中介效應(yīng)，模型（5c）中股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資水平顯著正相關(guān)（c'=0.212，P＜0.01），表明團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)探索式創(chuàng)新投資間發(fā)揮部分中介作用，中介效應(yīng)占比為6.5%（a×b/c）。上述結(jié)果表明當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度小于2.8%時(shí)，隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增大，有利于企業(yè)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的提升，進(jìn)而有利于提高企業(yè)探索式創(chuàng)新投資水平。

當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度大于2.8%時(shí)，模型（5a）的結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)（c=-0.202，P＜0.1），由此進(jìn)行第二步檢驗(yàn)；模型（5b）的結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)有利于團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的提升（a=1.752，P＜0.1）；模型（5c）的結(jié)果顯示，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的中介效應(yīng)顯著（b=0.013，P＜0.1），股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資的回歸系數(shù)c'也顯著（c'=-0.225，P＜0.1）。根據(jù)溫忠麟中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟，接下來(lái)需要比較a×b和c'的符號(hào)，如果同號(hào)，屬于部分中介效應(yīng)，如果異號(hào)，屬于遮掩效應(yīng)。根據(jù)上述結(jié)果可知，a×b（1.752×0.013）和c'（-0.225）符合異號(hào)，表明團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資之間發(fā)揮了遮掩效應(yīng)，遮掩效應(yīng)比例為10.12%（|a×b/c'|），遮掩效應(yīng)強(qiáng)調(diào)了團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性緩解股權(quán)激勵(lì)對(duì)探索式創(chuàng)新投資直接負(fù)效應(yīng)的重要性。

綜上所述，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度較低時(shí)，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間發(fā)揮部分中介作用。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度較高時(shí)，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間發(fā)揮遮掩效應(yīng)，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的遮掩效應(yīng)抑制了股權(quán)激勵(lì)對(duì)探索式創(chuàng)新投資的負(fù)向影響?？傮w來(lái)說(shuō)，股權(quán)激勵(lì)能夠發(fā)揮出“金手銬”效應(yīng)，提升高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性，進(jìn)而有利于探索式創(chuàng)新投資水平的提升，H6得到驗(yàn)證。

（2）團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用檢驗(yàn)。表6的結(jié)果顯示，模型（6a）中，股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)（c=0.024，P＜0.01），表明股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)利用式創(chuàng)新投資的總效應(yīng)顯著；由此進(jìn)行第二步檢驗(yàn)，模型（6b）中股權(quán)激勵(lì)與團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在5%的水平上顯著（a=0.391，P＜0.05）；模型（6c）中，同時(shí)加入股權(quán)激勵(lì)和團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性變量，結(jié)果顯示團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的中介效應(yīng)顯著（b=0.005，P＜0.01）。在上述系數(shù)均顯著的情況下，直接通過(guò)系數(shù)c'的顯著性判斷團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的中介效應(yīng)，股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資的回歸系數(shù)c'也在1%的水平上顯著（c'=0.022，P＜0.01），表明存在部分中介效應(yīng)。中介效應(yīng)大小用c-c'來(lái)刻畫(huà)，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的中介效應(yīng)系數(shù)值為0.002（0.024-0.022），部分中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例8.15%（a×b/c）。上述結(jié)果說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)能夠通過(guò)提高團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性進(jìn)而提高企業(yè)利用式創(chuàng)新投資水平，H7得到驗(yàn)證。

表6 團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于已經(jīng)運(yùn)用PSM進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)，因此本文再次進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以保證回歸結(jié)果的可靠性：①替換被解釋變量，用營(yíng)業(yè)收入代替總資產(chǎn)重新計(jì)算探索式創(chuàng)新投資和利用式創(chuàng)新投資，再次進(jìn)行檢驗(yàn)。②替換中介變量（風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)）的度量，用每個(gè)公司樣本期間最大的與最小的行業(yè)調(diào)整ROA的差額度量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，重新代入模型中檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介作用。上述檢驗(yàn)結(jié)果與前文一致，表明實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。限于篇幅，不再列示顯示相應(yīng)結(jié)果。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文以2014～2019年深滬A股上市公司為樣本，運(yùn)用PSM樣本匹配、多元回歸等方法，從雙元性創(chuàng)新視角出發(fā)，檢驗(yàn)高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的影響效應(yīng)和作用機(jī)制，研究結(jié)果表明：

1.影響效應(yīng)方面。第一，與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)上市公司相比，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠提升企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資水平。第二，股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的影響存在差異，隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增加，股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)顯著的倒U型關(guān)系，而與利用式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)正向線性關(guān)系。

2.作用機(jī)制方面。第一，股權(quán)激勵(lì)是通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)、“金手銬”效應(yīng)兩個(gè)可能的渠道影響企業(yè)的探索式創(chuàng)新投資。股權(quán)激勵(lì)通過(guò)倒U型曲線效應(yīng)影響了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，進(jìn)而影響了探索式創(chuàng)新投資，促成了股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資之間的倒U型關(guān)系。此外，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間起到了部分中介作用。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度較低時(shí)，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在股權(quán)激勵(lì)與探索式創(chuàng)新投資間發(fā)揮部分中介作用。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度較高時(shí)，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的遮掩效應(yīng)抑制了股權(quán)激勵(lì)對(duì)探索式創(chuàng)新投資的負(fù)向影響?？傮w來(lái)說(shuō)，股權(quán)激勵(lì)能夠發(fā)揮出“金手銬”效應(yīng)，有利于探索式創(chuàng)新投資水平的提升。第二，股權(quán)激勵(lì)能夠通過(guò)“金手銬”效應(yīng)影響企業(yè)的利用式創(chuàng)新投資，但股權(quán)激勵(lì)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)對(duì)利用式創(chuàng)新投資的中介作用不顯著。

（二）啟示

1.上市公司應(yīng)積極實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，改善公司治理水平。只有這樣，才能達(dá)到提高企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資的目的。此外，為提高企業(yè)的探索式創(chuàng)新投資水平，上市公司需要對(duì)高管進(jìn)行適度的股權(quán)激勵(lì)，使之盡量接近股權(quán)最優(yōu)激勵(lì)強(qiáng)度（2.8%），以發(fā)揮股權(quán)激勵(lì)在企業(yè)探索式創(chuàng)新中的長(zhǎng)期持續(xù)激勵(lì)效應(yīng)。

2.上市公司應(yīng)重視股權(quán)激勵(lì)方案設(shè)計(jì)的規(guī)范性。過(guò)高的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度可能會(huì)引發(fā)壕溝效應(yīng)，削弱激勵(lì)效果。因此，針對(duì)過(guò)高股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度可能帶來(lái)的壕溝效應(yīng)，上市公司應(yīng)建立有效的約束機(jī)制，警惕股權(quán)激勵(lì)成為高管自謀私利的工具。

3.上市公司需要加強(qiáng)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制設(shè)計(jì)，激發(fā)高管的冒險(xiǎn)創(chuàng)新精神。研究結(jié)論支持了作為“金手銬”的股權(quán)激勵(lì)政策的確具有留住高管的效果，遮掩了股權(quán)激勵(lì)對(duì)探索式創(chuàng)新投資的負(fù)向影響，為企業(yè)吸引和挽留核心人才提供了有效的保障。

4.股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃制訂應(yīng)結(jié)合創(chuàng)新戰(zhàn)略需求。根據(jù)創(chuàng)新特征不同，區(qū)分探索性創(chuàng)新投資和利用式創(chuàng)新投資分別考量，恰當(dāng)選擇股權(quán)激勵(lì)政策，以發(fā)揮股權(quán)激勵(lì)在企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新投資中的激勵(lì)效應(yīng)。同時(shí)，也要認(rèn)識(shí)到股權(quán)激勵(lì)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)對(duì)于企業(yè)利用式創(chuàng)新投資的作用較弱，避免盲目利用股權(quán)激勵(lì)政策而導(dǎo)致企業(yè)治理成本的增加。