胡成成

(安徽大學(xué) 商學(xué)院,安徽 合肥 230601)

0 引言

創(chuàng)新是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的重要戰(zhàn)略支撐,是企業(yè)獲得長期競爭優(yōu)勢的根本動力。黨的二十大報告明確指出,要加快布局創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,強化科技創(chuàng)新在高質(zhì)量發(fā)展中的核心作用。堅持以企業(yè)科技創(chuàng)新為主體,促進產(chǎn)學(xué)研深度融合。強調(diào)基于目標(biāo)導(dǎo)向,加強科技成果轉(zhuǎn)化并提高產(chǎn)業(yè)化水平,引領(lǐng)發(fā)展新動能新優(yōu)勢。股權(quán)激勵作為一項長期的補償性激勵政策,在建立健全激勵與約束機制、完善公司法人治理結(jié)構(gòu),以及有效緩解代理沖突等方面具有重要作用,還被認(rèn)為是企業(yè)實施技術(shù)創(chuàng)新的“內(nèi)驅(qū)力”。中國上市公司股權(quán)激勵雖已趨向常態(tài)化,但仍處于探索階段,暴露出激勵形式相對單一、股權(quán)激勵個人所得稅征繳點不夠合理、激勵機制實施缺乏相關(guān)約束等系列問題,同時還存在企業(yè)穩(wěn)定性與股權(quán)流通性弱、業(yè)績考核體系不完整、管理層道德風(fēng)險等問題,阻礙了股權(quán)激勵機制的有效實施。對此,國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會進一步指出,要深入完善股權(quán)激勵的制定和實施程序,指導(dǎo)上市公司規(guī)范實施股權(quán)激勵,提高股權(quán)激勵作用效率,更好地發(fā)揮企業(yè)在科技創(chuàng)新方面的作用。企業(yè)能否通過實施股權(quán)激勵提升企業(yè)創(chuàng)新績效,發(fā)揮股權(quán)激勵的優(yōu)勢?這是本文研究的問題。

1 文獻綜述與研究假設(shè)

當(dāng)前我國發(fā)布并實施股權(quán)激勵機制的上市公司數(shù)量不斷增加,學(xué)界對企業(yè)股權(quán)激勵的研究也在不斷加深。呂長江等[1]第一次對股權(quán)激勵方案中的各個因素特征進行了系統(tǒng)概括。Manso[2]認(rèn)為股權(quán)激勵方案是一種長期激勵安排,使經(jīng)營者平衡創(chuàng)新和績效間的關(guān)系,不僅能增強經(jīng)營者的風(fēng)險承受度,還發(fā)展了經(jīng)營者的創(chuàng)新導(dǎo)向。后續(xù)的研究也支持了這一結(jié)論,王姝勛等[3]、田軒等[4]通過實證研究發(fā)現(xiàn),實施股權(quán)激勵的企業(yè)或股權(quán)激勵水平較高的企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新水平具有顯著正向影響,該結(jié)論可以從以下幾點理解。首先,考慮到股權(quán)激勵機制是一項長期激勵政策,意味著短期內(nèi)的股價波動對管理者決策不會造成巨大的影響,且合約中往往包含保護管理層的條款,從而能夠規(guī)避股價下降給管理層帶來的不利影響,提高其對于短期失敗的容忍程度[5]。其次,實施股權(quán)激勵或股權(quán)激勵的水平越高,管理者與企業(yè)之間的利益聯(lián)系便越緊密,更能推動管理者做出符合企業(yè)長期健康發(fā)展戰(zhàn)略的決策,緩解管理者與股東之間的委托代理問題,有效利用“利益趨同效應(yīng)”,從而促進企業(yè)的創(chuàng)新水平;最后,創(chuàng)新活動具有長期性和風(fēng)險性。股權(quán)激勵的行權(quán)期往往較長,平均在8年左右,這為企業(yè)員工提供了充足的試錯時間,有利于充分有效發(fā)揮風(fēng)險共擔(dān)效應(yīng),激勵對公司發(fā)展具有重大影響的人員長期持續(xù)投入創(chuàng)新研發(fā)工作中去,同時還能有效留住公司所需要的核心人才[6]。

也有部分觀點認(rèn)為股權(quán)激勵未必與企業(yè)創(chuàng)新之間有正向效應(yīng)。首先,股權(quán)激勵行權(quán)具有一系列限制,這些限制條件一般情況下與業(yè)績掛鉤,包括企業(yè)整體業(yè)績和個人業(yè)績兩個方面。已有研究證明行權(quán)限制往往使管理層過于關(guān)注短期信息,比如短期企業(yè)業(yè)績或短期股價變動[1]。且難以完成的行權(quán)考核要求提高了股權(quán)激勵失效的可能性,使企業(yè)高管投入創(chuàng)新的動機降低,大大降低了企業(yè)創(chuàng)新活力[7];還有研究發(fā)現(xiàn)中國部分上市公司的股權(quán)激勵方案逐漸成為高管變相獲得福利的一種方式,存在受益對象過于廣泛、行權(quán)條件過低等問題,因而難以真正發(fā)揮激勵作用[8];也有部分觀點認(rèn)為股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的影響很大程度上受制于當(dāng)下的市場環(huán)境,即外部環(huán)境不確定性會抑制股權(quán)激勵對創(chuàng)新的促進作用[9];還有研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)股權(quán)激勵超過一定的閾值時,將會對企業(yè)的創(chuàng)新效率產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)[11]。

基于以上關(guān)于股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新作用的分析,提出如下假設(shè):

H1a:股權(quán)激勵能夠促進上市公司企業(yè)創(chuàng)新;

H1b:股權(quán)激勵不能夠促進上市公司企業(yè)創(chuàng)新。

對企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量不應(yīng)僅考慮創(chuàng)新投入,創(chuàng)新產(chǎn)出也同樣重要。創(chuàng)新投入主要由企業(yè)高管主導(dǎo),而影響創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)鍵力量便是作為一線研發(fā)執(zhí)行者的核心技術(shù)人員。核心技術(shù)人員擁有核心知識和技能,并不斷致力于企業(yè)新技術(shù)的研發(fā),對企業(yè)研發(fā)投入進程有直接影響。針對其進行的股權(quán)激勵能夠容忍短期的失敗風(fēng)險,給予較長的試錯時間,并在長期內(nèi)提供豐厚的回報[4]。因此更能有效增強核心技術(shù)人員的研發(fā)動力,發(fā)揮風(fēng)險共擔(dān)效應(yīng)。而針對高管人員的股權(quán)激勵可能存在福利效應(yīng),且較為苛刻的行權(quán)限制可能導(dǎo)致高管的短視行為。郭蕾等[12]通過實證研究得出核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵能夠顯著促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出,且隨著股權(quán)激勵水平的提高,企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出績效也得到顯著提升。姜英兵等[13]認(rèn)為對核心員工的股權(quán)激勵能夠同時提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的“數(shù)量”和“質(zhì)量”。因而相比較高管人員的股權(quán)激勵,以核心技術(shù)人員為股權(quán)激勵對象的激勵效果更好,更有利于推動企業(yè)創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化,提高企業(yè)創(chuàng)新績效?；谏鲜龇治?本文提出如下假設(shè):

H2:核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵水平越高,企業(yè)的創(chuàng)新績效越顯著。

在中國制度背景下,企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)往往很大程度上決定了不同的企業(yè)特征,進而影響企業(yè)的創(chuàng)新活動,可以從以下3個視角理解。首先,不同于民營企業(yè)的私有產(chǎn)權(quán)屬性,國有企業(yè)具有公有產(chǎn)權(quán)屬性,即國有企業(yè)的最終控制方多是各級政府部門或者由政府部門聘任的企業(yè)代理人,其監(jiān)督成本的不可分散性與企業(yè)利益分配的平均性容易導(dǎo)致終極股東產(chǎn)生“搭便車”的心理,因而缺乏監(jiān)督和激勵企業(yè)創(chuàng)新的動力;而民營企業(yè)的最終控制方多為家族或自然人,利益分配主體較為具體,參與企業(yè)創(chuàng)新的動機更為強烈[10]。同時,國有企業(yè)的最終控制方擁有企業(yè)的實際剩余控制權(quán),而缺少合法的剩余索取權(quán),這種不對應(yīng)的關(guān)系可能導(dǎo)致國有企業(yè)缺乏動力去監(jiān)督和激勵創(chuàng)新[14]。且創(chuàng)新工作的長期性也導(dǎo)致管理者為規(guī)避風(fēng)險而減少對企業(yè)的創(chuàng)新投入,產(chǎn)生道德風(fēng)險,加重委托代理問題。其次,有研究指出國有企業(yè)的股權(quán)激勵多是管理層權(quán)力尋租的工具,而民營企業(yè)的股權(quán)激勵更能激勵管理層努力工作[15]。并且,與民營企業(yè)不同,國有企業(yè)實施股權(quán)激勵存在更為嚴(yán)格的規(guī)定和管制,大大降低了國有企業(yè)股權(quán)激勵的積極性和靈活性。鑒于此,本文提出如下假設(shè):

H3:相對于國有企業(yè),股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應(yīng)在民營企業(yè)中更為顯著。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國2013—2021年滬深A(yù)股上市企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究。根據(jù)需要,我們進行了如下處理:①剔除金融行業(yè)等不適合用專利數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的樣本;②對部分缺失數(shù)據(jù)進行補充。由于這些數(shù)據(jù)的缺失是表示該項本身就是0,故將缺失值均補充為0;③對連續(xù)變量在1%及99%的水平上進行縮尾(Winsorize)處理,排除了極端值的影響。

本文的數(shù)據(jù)來源于CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫和國家專利數(shù)據(jù)庫,最終得到2 098個面板數(shù)據(jù)。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新績效是對企業(yè)創(chuàng)新活動的綜合評價,本文選擇企業(yè)創(chuàng)新績效作為被解釋變量。目前對于創(chuàng)新績效衡量方法的研究主要集中于創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出等方面。有研究以研發(fā)投入為測量指標(biāo)對企業(yè)的創(chuàng)新績效進行測量,還有的選擇研發(fā)強度或?qū)＠麛?shù)量增加率測量創(chuàng)新績效。本文選擇企業(yè)當(dāng)年的發(fā)明和實用新型申請數(shù)量作為衡量企業(yè)創(chuàng)新績效的指標(biāo),考慮到外觀設(shè)計的技術(shù)含量較低,故不將其申請數(shù)量包括在內(nèi)。本文將專利變量定義為申請年份而非授予年份,能更好地反映專利產(chǎn)出的真實年份,從而增強了研究的準(zhǔn)確性、客觀性。考慮到企業(yè)的創(chuàng)新活動從投入到產(chǎn)出具有一定的滯后性,為確保至少存在兩年的觀察期來分析企業(yè)實施股權(quán)激勵后的創(chuàng)新績效,本文樣本控制在2018年及之前授予股權(quán)激勵的企業(yè)。

2.2.2 解釋變量

針對股權(quán)激勵代理變量的確定,湯業(yè)國等[11]選擇以管理層持股數(shù)量占總股數(shù)的比例衡量股權(quán)激勵水平,田軒等[4]引入虛擬變量“是否進行股權(quán)激勵”將樣本分為實驗組和控制組,趙世芳等[16]將二者結(jié)合,既選擇管理層持股數(shù)量占比來衡量股權(quán)激勵強度,又采用虛擬變量來表示企業(yè)是否實施股權(quán)激勵。已有文獻多選擇股權(quán)激勵股數(shù)占總股數(shù)的比例或虛擬變量來衡量股權(quán)激勵水平。本文選擇企業(yè)總體股權(quán)激勵水平作為核心變量來考察其對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響,并選擇高管的股權(quán)激勵水平和核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵水平作為股權(quán)激勵代理變量來進一步研究。其中,企業(yè)總體股權(quán)激勵水平包括兩個方面的度量,一是指授予股權(quán)激勵的人數(shù)占企業(yè)總?cè)藬?shù)的比例,二是指授予股權(quán)激勵的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例,兩者越大代表企業(yè)股權(quán)激勵水平越高。企業(yè)高管股權(quán)激勵水平是指高管人員持有的股權(quán)激勵的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例,核心技術(shù)人員股權(quán)激勵水平指核心技術(shù)人員持有的股權(quán)激勵的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例。

2.2.3 控制變量

為排除其他企業(yè)創(chuàng)新績效的影響因素對實證結(jié)果的干擾,根據(jù)已有研究經(jīng)驗,本文選擇企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、管理費用率、核心技術(shù)人員數(shù)量作為控制變量?？紤]到不同的年份、行業(yè)可能對結(jié)果產(chǎn)生影響,本文綜合了年份行業(yè)雙固定效應(yīng)的考量。企業(yè)總體股權(quán)激勵水平根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為兩組進行異質(zhì)性研究。

變量定義及說明見表1。

表1 變量定義及說明

2.3 模型構(gòu)建

為檢驗假設(shè)H1,了解企業(yè)實施股權(quán)激勵是否對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向效應(yīng),本文構(gòu)建了如下的模型1。

Patent1&2i,t=β0+β1SRLi,t+∑φi,tControlsi,t+μi+μyear+εi,t

(1)

為檢驗假設(shè)H2:股權(quán)激勵對象中核心技術(shù)人員占比越高,企業(yè)的創(chuàng)新績效就越顯著,在模型1的基礎(chǔ)上考慮了核心技術(shù)人員持股比例對股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系的影響,構(gòu)建了如下模型2。

Patent1&2i,t=β0+β2R&DEILi,t+∑φi,tControlsi,t+μi+μyear+εi,t

(2)

上述兩個模型中,下標(biāo)i和t分別為企業(yè)個體和年份;β0為截距項,β1為解釋變量企業(yè)總體股權(quán)激勵水平的回歸系數(shù),β2為衡量核心技術(shù)人員持股比例的回歸系數(shù),φi,ι為控制變量的回歸系數(shù);μi和μyear分別為企業(yè)行業(yè)和年份層面上的固定效應(yīng);εi,t為殘差項。

3 實證結(jié)果

3.1 變量描述性統(tǒng)計

如表2所示,我國企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃較為普遍,但企業(yè)總體上激勵水平較低,且不同企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出差距十分顯著,說明各企業(yè)對創(chuàng)新的重視程度不同,適合進行回歸分析。

3.2 回歸分析

3.2.1 基準(zhǔn)回歸

為了驗證上市公司實施股權(quán)激勵機制對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響,本文對構(gòu)建的模型分別進行回歸,實證結(jié)果如表4所示。第1列驗證了授予股權(quán)激勵的人數(shù)占企業(yè)總?cè)藬?shù)的比例對當(dāng)年創(chuàng)新績效的影響,該變量前的系數(shù)在5%水平上顯著為正。第3列驗證了授予股權(quán)激勵的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例對當(dāng)年創(chuàng)新績效的影響,結(jié)果在1%的水平上顯著為正。第3、4列為加入控制變量和年份行業(yè)雙固定效應(yīng)后的回歸分析,結(jié)果依然顯著為正。這說明實施股權(quán)激勵可以顯著提高企業(yè)創(chuàng)新績效,在控制相關(guān)變量后,其結(jié)果依然顯著為正,驗證假設(shè)H1a,否定假設(shè)H1b。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果

3.2.2 進一步分析

表4 股權(quán)激勵對象的不同對企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸分析

考慮到股權(quán)激勵授予對象的不同可能會對股權(quán)激勵效果產(chǎn)生差異,本文將授予核心技術(shù)人員股權(quán)占比和授予高管人員股權(quán)占比分別作為解釋變量進一步研究,其中第1列為不加控制變量對授予核心技術(shù)人員股權(quán)占比進行回歸的結(jié)果,第3列為不加控制變量對授予高管人員股權(quán)占比進行回歸的結(jié)果,第2、4列分別驗證了考慮控制變量和年份行業(yè)雙固定效應(yīng)后二者對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響?；貧w結(jié)果表明,無論是否考慮控制變量和年份行業(yè)雙固定效應(yīng),授予核心技術(shù)人員股權(quán)占比的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,而授予高管人員股權(quán)占比的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),這說明與授予高管人員的股權(quán)激勵相比,授予核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵更能提高企業(yè)創(chuàng)新績效,假設(shè)H2得到驗證。

3.2.3 穩(wěn)健性檢驗

考慮到股權(quán)激勵可能存在的時間滯后作用,將解釋變量滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗。如表5所示,無論是授予股權(quán)激勵人數(shù)占比還是授予股權(quán)激勵股數(shù)占比,其對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響均在5%水平上顯著為正,股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應(yīng)進一步得到驗證。核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵水平與企業(yè)創(chuàng)新績效的相關(guān)系數(shù)在5%水平上顯著為正,而高管人員股權(quán)激勵水平前的相關(guān)系數(shù)則顯著為負(fù),雖然顯著性水平發(fā)生下降,但仍驗證了核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵水平對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應(yīng)更為顯著。

選擇2017年之后的樣本進行回歸。2017年新IPO企業(yè)數(shù)量創(chuàng)歷史新高,成為實施股權(quán)激勵機制的主力軍,國企改革提速促使更多的企業(yè)實施股權(quán)激勵,當(dāng)年首期公告實施股權(quán)激勵的企業(yè)數(shù)量實現(xiàn)翻倍增長?；谠摽紤],本文選取2017年以及之后的樣本重新進行回歸。如表6所示,授予股權(quán)激勵人數(shù)占比和股數(shù)占比對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響均顯著為正,核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵水平變量前的相關(guān)系數(shù)也顯著為正,且相對于高管人員股權(quán)激勵水平的激勵效果更為顯著,假設(shè)H1a和假設(shè)H2得到驗證。

替換核心變量進行回歸?？紤]到發(fā)明專利的含金量更高,能夠更好地衡量企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出,因此將原被解釋變量發(fā)明和實用新型專利的申請數(shù)量替換為發(fā)明專利的申請數(shù)量來重新進行OLS回歸。結(jié)果如表7所示,授予股權(quán)激勵人數(shù)占比和股數(shù)占比對企業(yè)發(fā)明申請數(shù)量的相關(guān)系數(shù)均顯著為正,驗證了企業(yè)股權(quán)激勵水平對創(chuàng)新績效的正向效應(yīng);核心技術(shù)人員股權(quán)激勵水平與企業(yè)發(fā)明申請數(shù)量的相關(guān)系數(shù)在1%水平上顯著為正,而高管人員股權(quán)激勵水平的影響顯著為負(fù),說明以核心技術(shù)人員為股權(quán)激勵對象的股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響更為顯著,與原回歸結(jié)果依然保持一致。

表5 滯后一期的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表6 考慮時間問題的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表7 替換變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.3 異質(zhì)性回歸分析

表8 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性回歸分析結(jié)果

許多學(xué)者對企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系進行了充分論證。馬珩等[17]提出相比國有企業(yè),民營企業(yè)實行股權(quán)激勵對企業(yè)自主創(chuàng)新的促進效果更為明顯;劉冠辰等[18]從專利異質(zhì)性的角度出發(fā),發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)中的私募股權(quán)投資對企業(yè)非發(fā)明專利創(chuàng)新績效的促進作用更為顯著;謝謙等[19]從勞資共贏的視角,實證得出股權(quán)激勵能夠顯著促進企業(yè)創(chuàng)新,并且民營企業(yè)實施股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新和勞資共贏的促進效果更為顯著。在國有企業(yè)特殊的管理方式下,實施股權(quán)激勵可能會加重管理層權(quán)力尋租的行為,且國有企業(yè)受到更多監(jiān)管和管制,與民營企業(yè)存在較大不同。

基于上述分析,本文按照企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組回歸,表8的第1、2列分別考察了國有企業(yè)與民營企業(yè)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響,可以發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)和民營企業(yè)的股權(quán)激勵水平對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響均在5%水平上顯著為正,即國有企業(yè)和民營企業(yè)實施股權(quán)激勵都對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向效應(yīng)。但國有企業(yè)回歸系數(shù)p值為0.022,民營企業(yè)p值為0.011,說明相比國有企業(yè),民營企業(yè)的股權(quán)激勵效果更為顯著,假設(shè)H3得到驗證。

4 結(jié)論、啟示與展望

4.1 研究結(jié)論

股權(quán)激勵機制作為一項長期激勵政策對企業(yè)的科技創(chuàng)新具有重要意義,也是國家進行混合所有制改革的重要抓手。本文基于2013-2021年滬深A(yù)股上市公司的面板數(shù)據(jù)集,對企業(yè)的股權(quán)激勵水平與其創(chuàng)新績效進行研究,還分析了股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效果與所激勵的人員類型、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的關(guān)系,并通過了一系列的穩(wěn)健性檢驗。本文發(fā)現(xiàn),股權(quán)激勵水平的提高有利于促進企業(yè)的創(chuàng)新績效。在激勵對象包含核心技術(shù)人員的企業(yè)中,實施股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應(yīng)更為顯著。相比國有企業(yè),民營企業(yè)實施股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應(yīng)更為顯著。

4.2 管理啟示

根據(jù)上述分析,本文得出以下啟示:

其一,推動企業(yè)實施股權(quán)激勵機制,能幫助企業(yè)顯著提高創(chuàng)新產(chǎn)出效率,對建立市場競爭優(yōu)勢具有重要意義。企業(yè)應(yīng)高度重視對核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵,通過設(shè)置合理且具有挑戰(zhàn)性的業(yè)績考核目標(biāo),從而顯著提升公司創(chuàng)新能力及持續(xù)經(jīng)營能力。政府應(yīng)努力營造良好創(chuàng)新環(huán)境、降低市場風(fēng)險,引導(dǎo)民營企業(yè)實行股權(quán)激勵機制。

其二,考慮到國有企業(yè)的特殊性,股權(quán)激勵機制對企業(yè)創(chuàng)新績效的負(fù)面影響更甚。針對這一問題,應(yīng)進一步深化國有企業(yè)改革進程,完善對國有企業(yè)資產(chǎn)的監(jiān)管、運營及評估體系,合理設(shè)定規(guī)制尺度,盡量發(fā)揮股權(quán)在企業(yè)創(chuàng)新方面的長期激勵效應(yīng)。

4.3 研究不足與展望

第一,本文僅采用企業(yè)當(dāng)年專利申請數(shù)量作為創(chuàng)新績效指標(biāo),沒有以能反映創(chuàng)新收益的最終新產(chǎn)品產(chǎn)值來衡量企業(yè)研發(fā)績效,因而可能會給本文的創(chuàng)新績效測算帶來誤差。

第二,近年來關(guān)于股權(quán)激勵機制如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效的研究存在逐漸細(xì)化的趨勢,股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響機制受到更多的關(guān)注,同時對股權(quán)激勵正向效應(yīng)的質(zhì)疑也得到更多實證證據(jù)的支持。

第三,本文僅檢驗了股權(quán)激勵人員和企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)對股權(quán)激勵機制與企業(yè)研發(fā)績效關(guān)系的影響,而實際上影響股權(quán)激勵與企業(yè)研發(fā)的因素不局限于此,如市場集中度、區(qū)域創(chuàng)新能力等,這可能是我們今后的研究方向。