股權(quán)激勵提高了企業(yè)創(chuàng)新投資意愿嗎

董屹宇 郭澤光

摘要：以2007—2015年A股上市公司為樣本，采用雙重差分模型檢驗了股權(quán)激勵與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資之間的關(guān)系。結(jié)果表明：股權(quán)激勵對于企業(yè)雙元創(chuàng)新投資產(chǎn)生的影響并不相同，它能顯著提升企業(yè)探索性創(chuàng)新投資水平，對開發(fā)性創(chuàng)新投資的作用則不明顯；國有股權(quán)顯著削弱了股權(quán)激勵對于探索性創(chuàng)新投資的正向作用，較高的市場化程度顯著增強了股權(quán)激勵對企業(yè)探索性創(chuàng)新投資的正向作用，但二者對股權(quán)激勵與開發(fā)性創(chuàng)新投資之間的關(guān)系有顯著影響。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵；雙元創(chuàng)新；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；市場化程度

文章編號：2095-5960（2018）04-0043-11；中圖分類號：F275.2；文獻標(biāo)識碼：A

一、引言

企業(yè)作為國家技術(shù)創(chuàng)新的主體，在提升國家創(chuàng)新能力方面發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。隨著我國經(jīng)濟步入“新常態(tài)”，持續(xù)提高企業(yè)的創(chuàng)新投資意愿、提升企業(yè)創(chuàng)新能力是加快實現(xiàn)我國建設(shè)創(chuàng)新型國家這一戰(zhàn)略目標(biāo)的重要手段。然而，由于創(chuàng)新具有長期性和高風(fēng)險性特征，企業(yè)進行創(chuàng)新投資無疑延長了預(yù)期收益的實現(xiàn)時間，承擔(dān)了更多風(fēng)險。而相比股東，管理者更傾向于實現(xiàn)短期收益和低風(fēng)險投資，以便最大化其自身利益，這很可能導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入不足。因此，如何有效激勵企業(yè)管理者以便提升企業(yè)創(chuàng)新投資意愿受到了社會各界的廣泛重視。

雖然股權(quán)激勵通過賦予高管部分剩余索取權(quán)的方式，在一定程度上減少了股東與管理人員之間的利益偏差，緩解了二者之間的代理問題（宋玉臣、李連偉，2017）[1]，但是，在提升企業(yè)創(chuàng)新投資方面，現(xiàn)有研究結(jié)論并不一致。大量研究證實了股權(quán)激勵的治理作用，認為股權(quán)激勵協(xié)調(diào)了所有者與經(jīng)營者的利益偏差，提高了企業(yè)創(chuàng)新投資水平（Makri et al.，2006）[2]。但也有學(xué)者指出股權(quán)激勵的實施效果不符合人們的理想預(yù)期，甚至?xí)a(chǎn)生負向作用（Panousi，Papanikolaou，2012）[3]。對于上述分歧，從研究視角上看，可能是由于現(xiàn)有研究大多都將創(chuàng)新投資視為是同質(zhì)整體。而雙元創(chuàng)新理論認為，企業(yè)創(chuàng)新既有通過應(yīng)用已有技術(shù)來獲取收益的創(chuàng)新活動（開發(fā)性創(chuàng)新），也有探索新技術(shù)的創(chuàng)新活動（探索性創(chuàng)新），二者在收益獲取和風(fēng)險承擔(dān)方面有著明顯差異（McGrath，2001）[4]。因此，股權(quán)激勵機制對于企業(yè)雙元創(chuàng)新活動很可能發(fā)揮著不同的作用，在研究時應(yīng)當(dāng)加以區(qū)分。

為了探究股權(quán)激勵是否能夠有效提升企業(yè)在這兩種創(chuàng)新上的投資意愿，本文以2007-2015年進行了創(chuàng)新投資的A股上市公司作為樣本，利用雙重差分模型分別考察了股權(quán)激勵機制對企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的影響。研究結(jié)果表明：股權(quán)激勵能夠顯著提升企業(yè)探索性創(chuàng)新投資水平，而對于開發(fā)性創(chuàng)新投資的促進作用則不明顯。此外，本文還考察了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與市場化程度對于上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)顯著削弱了股權(quán)激勵對于探索性創(chuàng)新投資的正向作用，較高的市場化程度顯著增強了股權(quán)激勵對企業(yè)探索性創(chuàng)新投資的正向作用，而二者對與股權(quán)激勵與開發(fā)性創(chuàng)新投資之間的關(guān)系并無顯著影響。

本文可能的貢獻如下：（1）現(xiàn)有的文獻絕大部分將創(chuàng)新投資視為統(tǒng)一整體，而本文根據(jù)雙元創(chuàng)新理論，區(qū)分探索性創(chuàng)新投資和開發(fā)性創(chuàng)新投資，分別檢驗股權(quán)激勵機制對于兩種創(chuàng)新投資是否產(chǎn)生顯著的激勵作用，這有助于理解企業(yè)創(chuàng)新激勵的決策機理；（2）本文考察了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和不同市場化程度對股權(quán)激勵與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資關(guān)系的作用，這細化了企業(yè)創(chuàng)新激勵的相關(guān)研究，為企業(yè)選擇合理的激勵機制以促進企業(yè)創(chuàng)新提供了理論支撐和決策依據(jù)。

二、文獻綜述

創(chuàng)新是企業(yè)獲取持續(xù)競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵力量，也是一個國家和地區(qū)經(jīng)濟增長和社會進步的重要驅(qū)動力量（姜琪，丁啟軍，金娜，2016[5]；蘇國紅，歐曉靜，2016[6]；易文鈞，吳曉杰，邢斐，2017[7]）。目前國內(nèi)許多學(xué)者對創(chuàng)新展開了研究，如邵傳林和王麗萍（2016）[8]從制度環(huán)境質(zhì)量，許為賓和周建（2016）[9]從政府治理和CEO權(quán)利，徐波（2016）[10]從省份間創(chuàng)新的合作機制，孫源（2017）[11]從創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)，李優(yōu)樹、蔡晶欣和莊鑫康（2017）[12]從資源型城市轉(zhuǎn)型，李婷婷（2017）[13]從風(fēng)險投資集聚，謝羅奇和郭?。?017）[14]從裝備制造業(yè)，周燦和曾剛（2016）[15]從高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，成海燕和徐治立（2017）[16]從企業(yè)的生命周期，鄭麗和陳志軍（2017）[17]從子公司股權(quán)激勵等角度探討了我國的創(chuàng)新問題。特別地，管理者是企業(yè)經(jīng)營管理的直接決策人，對企業(yè)創(chuàng)新投資活動會產(chǎn)生重大影響。所以，探究如何對管理者進行有效的創(chuàng)新激勵尤為重要?；诖?，許多學(xué)者分析了企業(yè)激勵機制對于企業(yè)創(chuàng)新有怎樣的作用（許婷、楊建君，2017）[18]。

以往文獻表明能夠容忍早期失敗并獎勵長期成功的激勵機制更有利于企業(yè)創(chuàng)新（Tian，Wang，2011）[19]，而股權(quán)激勵正是一種更加關(guān)注企業(yè)長期績效的激勵形式。因此，許多學(xué)者從代理理論出發(fā)，對企業(yè)管理層股權(quán)激勵機制與創(chuàng)新投資水平的關(guān)系進行了理論分析，他們認為股權(quán)激勵賦予了管理人員部分所有權(quán)，使得管理人員的個人收益與企業(yè)績效掛鉤。相比而言，實施股權(quán)激勵使得管理人員愿意承擔(dān)更多的投資風(fēng)險以提升企業(yè)業(yè)績，從而實現(xiàn)自身期望效用的最大化，這緩解了股東與管理層在包括研發(fā)支出在內(nèi)的長期性投資上的代理沖突（王姝勛等，2017）[20]。然而，盡管理論上股權(quán)激勵已經(jīng)被當(dāng)作是緩解創(chuàng)新投資過程中代理問題的重要手段之一，但相關(guān)經(jīng)驗證據(jù)卻不一致，有的甚至是互相矛盾的。許多研究證實了股權(quán)激勵在創(chuàng)新投資中的正向作用，認為對管理人員實施股權(quán)激勵政策有助于促進企業(yè)投資于研發(fā)項目、開展更多的創(chuàng)新活動（翟勝寶、陳紫薇，2016）[21]；然而，也有文獻認為股權(quán)激勵強度與創(chuàng)新投資之間并不是單純的線性關(guān)系，而是表現(xiàn)為倒“U”型關(guān)系（王文華等，2014）[22]，即當(dāng)對管理人員實施股權(quán)激勵強度較低時，利益趨同效應(yīng)顯著，給予管理人員更多的股權(quán)激勵有助于增加企業(yè)的創(chuàng)新投入，而當(dāng)股權(quán)激勵強度過高時，壕溝效應(yīng)體現(xiàn)，管理層在企業(yè)中處于控制地位，此時即便增加股權(quán)激勵強度也難以增加企業(yè)創(chuàng)新投資意愿甚至?xí)p少創(chuàng)新投資。

但是，大多數(shù)研究在對股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系進行分析時，認為創(chuàng)新投資之間沒有差異。然而，已有文獻表明企業(yè)創(chuàng)新投資并非是同質(zhì)的，根據(jù)雙元創(chuàng)新理論，探索性創(chuàng)新投資與開發(fā)性創(chuàng)新投資之間在預(yù)期收益獲取時長、投資風(fēng)險承擔(dān)大小等方面均存在顯著差異（McGrath，2001）[4]。目前對于創(chuàng)新投資的研究大多忽視了這一點，僅有少數(shù)學(xué)者將探索性和開發(fā)性創(chuàng)新區(qū)分開來，從管理者個人特征和財政補貼的角度分析了其對兩種創(chuàng)新投資的不同影響機制。翟淑萍和畢曉方（2016）[23]實證研究表明管理層自信有助于企業(yè)進行更多的探索性創(chuàng)新投資，而這種自信的異質(zhì)性則會降低探索性創(chuàng)新投資，但是無論是自信程度還是自信異質(zhì)性對開發(fā)性創(chuàng)新投資均無顯著影響。朱磊等（2017）[24]分析了管理者任期與兩種創(chuàng)新的關(guān)系，結(jié)果表明無論是既有任期還是預(yù)期任期對于兩種創(chuàng)新投資的影響方式均不相同。

綜上所述，現(xiàn)有文獻對于企業(yè)創(chuàng)新投資的影響因素已經(jīng)從多個角度進行了較為廣泛而全面的研究，但是在管理層股權(quán)激勵這一問題上仍有以下尚需補充研究之處：（1）現(xiàn)有文獻對企業(yè)股權(quán)激勵與創(chuàng)新投資這一問題的研究結(jié)論仍有爭議，這很可能是由于絕大多數(shù)文獻均將研發(fā)投資視為同質(zhì)的整體，并未對探索性與開發(fā)性創(chuàng)新投資加以區(qū)分。因此本文將二者區(qū)分開來進行分析，分別探討管理層股權(quán)激勵對于兩種創(chuàng)新投資的作用；（2）激勵機制的作用效果往往會受到企業(yè)性質(zhì)與外部環(huán)境的影響，因此本文進一步分析在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和處于不同市場化程度的企業(yè)中，股權(quán)激勵對于企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的作用。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）股權(quán)激勵與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資

雙元創(chuàng)新理論認為：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新可以分為探索性創(chuàng)新（Exploration）和開發(fā)性創(chuàng)新（Exploitation）兩類。其中，探索性創(chuàng)新是指企業(yè)利用全新的知識和技術(shù)或為進入全新的市場開展的創(chuàng)新活動，這種創(chuàng)新的主要目的是增強企業(yè)的靈活性與多樣性；而開發(fā)性創(chuàng)新是企業(yè)對現(xiàn)有知識的充分利用或是對現(xiàn)有資源和能力的有效挖掘和開發(fā)，這類創(chuàng)新的主要目的是提升現(xiàn)有產(chǎn)品的質(zhì)量、提高企業(yè)的競爭能力。對比而言，探索性創(chuàng)新投資在創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化、實現(xiàn)創(chuàng)新投資收益方面通常需要花費更長的時間，這種創(chuàng)新的不確定性較大，需要企業(yè)承擔(dān)更高的投資風(fēng)險；而開發(fā)性創(chuàng)新的投資收益往往能在較短時期內(nèi)得以實現(xiàn)，且具有較強的可預(yù)測性，因此，這類創(chuàng)新需要企業(yè)承擔(dān)的投資風(fēng)險較低（McGrath，2001）[4]。

根據(jù)雙元創(chuàng)新理論，本文認為雖然股權(quán)激勵有助于協(xié)調(diào)股東與管理者在長期投資決策行為上的矛盾沖突，提高企業(yè)的整體創(chuàng)新投資水平，但是鑒于雙元創(chuàng)新投資活動在風(fēng)險和收益上存在差異，股權(quán)激勵在提升企業(yè)上述兩種創(chuàng)新投資意愿上的激勵效果并不一致。對于探索性創(chuàng)新投資而言，一方面這類創(chuàng)新投資會給企業(yè)未來收益帶來更大的不確定性，使企業(yè)承擔(dān)更高的投資風(fēng)險，但另一方面也能夠促使企業(yè)更加適應(yīng)市場的長期需求，對企業(yè)長遠發(fā)展更有益處。所以，當(dāng)企業(yè)選擇對管理層實施股權(quán)激勵時，股東和管理人員在長期投資決策上面的利益沖突得以協(xié)調(diào)，從而減少管理人員短視行為，提升企業(yè)探索性創(chuàng)新的投資水平。相比而言，開發(fā)性創(chuàng)新投資更能夠有效滿足顧客和市場當(dāng)前的需求，與企業(yè)中短期效益的聯(lián)系更為緊密。企業(yè)進行開發(fā)性創(chuàng)新投資能夠有效降低新產(chǎn)品的研發(fā)和推廣風(fēng)險，實現(xiàn)企業(yè)中短期績效的提升，而這剛好也同管理人員自身利益訴求較為一致。所以，管理層能夠自覺地開展開發(fā)性創(chuàng)新投資，以保障自身利益最大化而不依賴于激勵政策的實施?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：企業(yè)采取股權(quán)激勵政策能顯著提高探索性創(chuàng)新投資水平，而對開發(fā)性創(chuàng)新投資作用不顯著。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)激勵與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資

由于我國產(chǎn)權(quán)制度背景的特殊性，我國國有企業(yè)和非國有企業(yè)在經(jīng)營目標(biāo)、高管任命考核、監(jiān)督治理效果等方面均存在一定的差異，從而使得這兩種企業(yè)在股權(quán)激勵所發(fā)揮的政策效果上也不盡相同（李丹蒙，夏立軍，2008）[25]。一方面，相比非國有企業(yè)，與政府有著天然聯(lián)系的國有企業(yè)承擔(dān)著更多的非經(jīng)濟任務(wù)，并且國企高管的任命考核和晉升調(diào)任往往受到上級主管單位的主導(dǎo)，因此即便實施股權(quán)激勵政策，他們也更為關(guān)心企業(yè)短期目標(biāo)的完成情況和上級單位所布置的任務(wù)是否實現(xiàn)。在創(chuàng)新投資這一決策上，相比而言探索性創(chuàng)新的投資周期更長，風(fēng)險更高，這與國企高管的目標(biāo)利益并不契合，因此，國有企業(yè)實施股權(quán)激勵政策對于探索性創(chuàng)新投資的作用效果更差。另一方面，國有企業(yè)中由于存在國有所有者缺位問題，企業(yè)治理機制和監(jiān)督效用并不理想，因此相比其他企業(yè)而言，給予管理者股權(quán)激勵會加大國企高管在企業(yè)中的權(quán)威，更容易造成“內(nèi)部人控制”，從而加劇國企高管的短視行為，忽視一般股東所追求的長期績效發(fā)展，降低風(fēng)險性更高的探索性創(chuàng)新投資意愿?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)H2：

H2：國有企業(yè)性質(zhì)降低了股權(quán)激勵對探索性創(chuàng)新投資的促進作用，而對股權(quán)激勵與開發(fā)性創(chuàng)新投資之間的關(guān)系影響不顯著。

（三）市場化程度、股權(quán)激勵與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資

股權(quán)激勵的投入成本高低與協(xié)調(diào)效果優(yōu)劣可能會受到外部環(huán)境因素的影響。而市場化程度作為一項綜合性指標(biāo)正是對一系列經(jīng)濟、社會、法律因素的良好測度（樊綱，王小魯，2003）[26]。因此，處于不同市場化程度的企業(yè)，股權(quán)激勵與雙元創(chuàng)新投資之間的關(guān)系也有所差異。當(dāng)企業(yè)所處地區(qū)的市場化程度較高時，政府對企業(yè)的干預(yù)較少，企業(yè)外部社會資源配置會更有效率，企業(yè)更加容易獲取各類市場信息。這種良好的市場環(huán)境會給作為激勵對象的管理者提供更好的發(fā)展環(huán)境和機會，同時也能更有效、更及時地約束管理者的行為。因此，較高的市場化程度能夠更好地協(xié)調(diào)股東與管理者在長期投資目標(biāo)上的差異。而相比風(fēng)險性較小的開發(fā)性創(chuàng)新投資，高市場化程度更有助于加強股權(quán)激勵與風(fēng)險性較大的探索性創(chuàng)新投資之間的正向關(guān)系，提升企業(yè)探索性創(chuàng)新投資意愿。此外，在市場化程度較高的地區(qū)，市場競爭水平相比其他地區(qū)更為激烈。這使得在該地區(qū)的企業(yè)必須提高其長期的持續(xù)競爭力才能維持自身的生存與價值的提升，實施股權(quán)激勵會使得管理者更加注重與企業(yè)長期發(fā)展目標(biāo)相契合的探索性創(chuàng)新投資行為。因此，在市場化程度較高的地區(qū)，企業(yè)實施股權(quán)激勵更有利于提高企業(yè)探索性創(chuàng)新投資水平。基于此，本文提出假設(shè)H3：

H3：較高的市場化程度提高了企業(yè)股權(quán)激勵對探索性創(chuàng)新投資的促進作用，而對股權(quán)激勵與開發(fā)性創(chuàng)新投資之間的關(guān)系影響不顯著。

四、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)描述

（一）變量選擇及定義

1.雙元創(chuàng)新投資的衡量。根據(jù)《企業(yè)會計準則第6號——無形資產(chǎn)》，我國企業(yè)內(nèi)部研究開發(fā)項目的投資應(yīng)當(dāng)分為研究階段投資（R）與開發(fā)階段投資（D），研究階段投資比開發(fā)階段投資具有更大的風(fēng)險和結(jié)果的不確定性。因此本文認為，研究階段投資更偏向于探索性創(chuàng)新投資支出，而開發(fā)階段投資更偏向于開發(fā)性創(chuàng)新投資指出。借鑒畢曉方等（2017）[27]的研究思路，本文將研究階段投資（R）視作探索性創(chuàng)新投資，將開發(fā)階段投資（D）視作開發(fā)性創(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。

2.股權(quán)激勵的衡量。雖然國內(nèi)針對股權(quán)激勵的效果進行了大量研究，但大部分實證分析中僅以管理層持股比例作為股權(quán)激勵（Option）的替代變量，由此將導(dǎo)致該變量的衡量偏誤，影響實證分析結(jié)果。本文依據(jù)樣本公司是否實施股權(quán)激勵來定義該變量。若樣本公司公布了股權(quán)激勵方案，并且中途沒有取消該方案則取值為1，與之相對，若樣本公司未公布股權(quán)激勵方案或中途取消激勵方案則取值為0。

3.控制變量的選擇。本文參考前人相關(guān)研究，加入影響企業(yè)創(chuàng)新投資的公司財務(wù)變量和公司治理變量，考慮到不同年份和行業(yè)可能會對創(chuàng)新決策產(chǎn)生影響，本文還加入了年份和企業(yè)所屬行業(yè)的虛擬變量。具體的控制變量定義如表1所示。

（二）模型設(shè)計

為檢驗股權(quán)激勵是否能夠有效提高企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的意愿，本文構(gòu)建以下雙重差分模型進行檢驗：

其中：被解釋變量R和D分別表示企業(yè)的探索性創(chuàng)新投資水平和開發(fā)性創(chuàng)新投資水平；解釋變量Option為股權(quán)激勵啞變量，當(dāng)上市公司采取過股權(quán)激勵決策時取1，否則取0；After表示激勵前后啞變量，當(dāng)樣本公司股權(quán)激勵“發(fā)生”當(dāng)年及以后年度取1，否則取0，如果樣本公司存在多次公布激勵方案的情形，我們只取第一次進行研究；Afteroption為Option和After的交叉項，該交叉項即為實施股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新影響較為準確的度量結(jié)果，我們關(guān)心的是Afteroption的系數(shù)β3。另外，考慮到股權(quán)激勵政策可能存在滯后效應(yīng)以及防止內(nèi)生性的需要，我們將變量做滯后一期處理。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

鑒于研究模型中滯后一期變量以及數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇2007-2015年有創(chuàng)新投資的A股上市公司作為原始樣本，并按下列原則進行篩選：首先，剔除創(chuàng)新投資數(shù)據(jù)缺失及沒有分別披露研究支出和開發(fā)支出的公司；第二，剔除金融保險類上市公司；第三，剔除ST、*ST和已經(jīng)退市的公司；最后，剔除財務(wù)信息等樣本數(shù)據(jù)有缺失的公司。另外，為消除異常值影響，對所有連續(xù)變量均進行了兩端各1% 的Winsorize處理。文中上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)均選取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文主要使用STATA13.0統(tǒng)計軟件進行實證分析。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了各個變量的均值、標(biāo)準差、極小值和極大值等指標(biāo)。由表中數(shù)據(jù)可知，探索性創(chuàng)新的樣本組（Exploration）有7275個觀測值，開發(fā)性創(chuàng)新的樣本組（Exploitation）有2521個觀測值。從中我們發(fā)現(xiàn)，樣本企業(yè)探索性創(chuàng)新投資占總資產(chǎn)比例的平均值為2.1%，而開發(fā)投資占總資產(chǎn)比例的平均值為1.6%，整體而言兩種創(chuàng)新投資水平均較低，說明上市公司創(chuàng)新投入不足。在股權(quán)激勵方面，在探索性創(chuàng)新樣本組中，Option的均值為0.387，表明在樣本企業(yè)中平均有38.7%的上市公司采取了股權(quán)激勵政策，而開發(fā)性創(chuàng)新組中，Option的均值為0.388，表明在樣本企業(yè)中平均有38.8%的上市公司采取了股權(quán)激勵政策。

（二）全樣本分析結(jié)果

為了考察股權(quán)激勵對企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的影響，本文首先以未實施股權(quán)激勵政策的其他上市公司作為控制組對股權(quán)激勵政策效應(yīng)進行分析，回歸結(jié)果如表3所示。就探索性創(chuàng)新樣本組的結(jié)果而言，從第（1）列可以看出，我們所關(guān)心的Afteroption的回歸系數(shù)顯著為正，這表明在企業(yè)實施股權(quán)激勵方案之后，企業(yè)的探索性創(chuàng)新投資水平明顯提升，具體地，探索性創(chuàng)新投資增加量占總資產(chǎn)的0.3%，可見股權(quán)激勵有助于提升企業(yè)探索性創(chuàng)新投資意愿。而就開發(fā)性創(chuàng)新樣本組的結(jié)果而言，從第（2）列可以看出，Afteroption的回歸系數(shù)雖然為正，但是并不顯著，表明實施股權(quán)激勵方案之后，企業(yè)的開發(fā)性創(chuàng)新投資水平并沒有顯著提升，說明股權(quán)激勵政策并不能提高企業(yè)開發(fā)性創(chuàng)新投資的意愿，這驗證了假設(shè)H1。

（三）傾向得分匹配（PSM）分析結(jié)果

1.PSM匹配結(jié)果

鑒于實施和未實施股權(quán)激勵的企業(yè)間可能存在一定的差異，我們采用傾向性評分匹配（PSM）方法進行檢驗，以消除公司的異質(zhì)性可能對本文研究產(chǎn)生的影響。具體做法如下：首先，通過Logistic回歸從模型（1）篩選出顯著影響股權(quán)激勵決策的變量，最終選取SIZE、ROE、LEV、Gro、PPE、Sto1、Board、SOE以及行業(yè)等作為變量，并在此基礎(chǔ)上進行Logistic回歸得到傾向得分值，以便篩選配對樣本；之后，采用最相鄰匹配法進行控制組的選取和匹配；最后，得到與每個處理組樣本特征最為接近的控制組樣本。

表4列示了在PSM前后處理組和控制組企業(yè)創(chuàng)新的對比。其中，匹配前和匹配后處理組企業(yè)的雙元創(chuàng)新投資水平都顯著高于控制組企業(yè)，說明股權(quán)激勵的確對企業(yè)創(chuàng)新投資有促進作用；但相比而言，匹配后實施股權(quán)激勵的公司比未實施股權(quán)激勵的公司在探索性創(chuàng)新投資水平上的差異更為明顯。表5列示的是PSM前后的T值檢驗結(jié)果?？梢钥闯銎ヅ淝案髯兞康木荡嬖陲@著性差異，而匹配后處理組和控制組變量均值的差異并不顯著。此外，匹配后各變量的標(biāo)準化偏差幾乎均低于5%，表明平行假設(shè)得到有效滿足。

為了更直觀地比較匹配前后兩組樣本傾向得分值的差異性，我們繪制了相應(yīng)的核密度函數(shù)圖，匹配前后處理組和控制組企業(yè)的傾向得分情況如圖1-4所示，圖中，橫軸代表傾向得分，縱軸代表核密度。不難看出，匹配后的處理組和控制組的傾向得分較為接近，從而使得處理組和控制組在其他維度上具有可比性。

2.匹配樣本的分析結(jié)果

在根據(jù)PSM篩選匹配樣本的基礎(chǔ)上，我們定義After啞變量，當(dāng)實施股權(quán)激勵的公司激勵發(fā)生當(dāng)年及以后年度取1，否則取0，控制組樣本“實施”股權(quán)激勵當(dāng)年及以后年度取1，否則取0。表6報告了PSM樣本的股權(quán)激勵對企業(yè)雙元創(chuàng)新影響的雙重差分估計結(jié)果。就探索性創(chuàng)新樣本組的結(jié)果而言，從第（1）列回歸結(jié)果可以看出，Afteroption的回歸系數(shù)顯著為正（0.002），這表明股權(quán)激勵有助于提升企業(yè)探索性創(chuàng)新投資意愿。而就開發(fā)性創(chuàng)新樣本組的結(jié)果而言，Afteroption的回歸系數(shù)雖然也是正值，但是并不顯著，說明企業(yè)實施股權(quán)激勵與企業(yè)的開發(fā)性創(chuàng)新投資意愿并無顯著關(guān)系。這進一步驗證了假設(shè)H1。

（四）進一步分析

進一步地，本文分析了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和市場化程度對于股權(quán)激勵強度與雙元創(chuàng)新投資之間關(guān)系的影響，研究結(jié)果見表7。其中，Panel A與Panel B反映的是不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸結(jié)果。就探索性創(chuàng)新樣本組的結(jié)果而言，從第（1）、（3）列可以看出，產(chǎn)權(quán)背景與股權(quán)激勵效應(yīng)的交互項（SOE·Afteroption）與被解釋變量R顯著負相關(guān)（全樣本回歸系數(shù)為-0.006，在5%的水平上顯著；PSM樣本回歸系數(shù)為-0.008，在10%的水平上顯著），這表明，國有企業(yè)股權(quán)激勵對于探索性創(chuàng)新投資的激勵效果弱于非國有企業(yè)。而在開發(fā)性創(chuàng)新樣本組中并沒有發(fā)現(xiàn)這種現(xiàn)象，從第（2）、（4）列可以看出，交互項SOE·Afteroption與被解釋變量D之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，說明股權(quán)激勵政策對于企業(yè)開發(fā)性創(chuàng)新投資的激勵效果在國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間沒有顯著差異。這驗證了假設(shè)H2。Panel C與Panel D反映的是不同市場化程度的回歸結(jié)果。就探索性創(chuàng)新樣本組的結(jié)果而言，從第（5）、（7）列可以看出，市場化程度與股權(quán)激勵效應(yīng)的交互項（Market·Afteroption）與被解釋變量R顯著正相關(guān)（全樣本回歸系數(shù)為0.002，PSM樣本回歸系數(shù)為0.004，均在10%的水平上顯著），這表明，當(dāng)企業(yè)處于市場化程度較高的地區(qū)時，股權(quán)激勵對于探索性創(chuàng)新投資的激勵效果更高。而在開發(fā)性創(chuàng)新樣本組中并沒有發(fā)現(xiàn)這種現(xiàn)象，從第（6）、（8）列可以看出，交互項Market·Afteroption與被解釋變量D之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，說明股權(quán)激勵政策對于企業(yè)開發(fā)性創(chuàng)新投資的激勵效果在所處市場化程度不同的企業(yè)之間沒有顯著差異。這驗證了假設(shè)H3。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了減小偏差，增強檢驗結(jié)果可靠性，我們還進行了如下穩(wěn)健性檢驗：在企業(yè)探索性創(chuàng)新投資和開發(fā)性創(chuàng)新投資的衡量方法上，我們使用研究支出和開發(fā)支出占營業(yè)收入的比率分別作為探索性創(chuàng)新投資指標(biāo)和開發(fā)性創(chuàng)新投資指標(biāo)，其余變量保持不變，重新利用文中的雙重差分模型進行了實證檢驗。檢驗結(jié)果與之前結(jié)果基本保持不變，說明實證結(jié)果較為穩(wěn)健。受篇幅限制，結(jié)果未在文中列示。

六、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文以2007—2015年滬深兩市進行了探索性/開發(fā)性創(chuàng)新投資的A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，利用雙重差分模型對股權(quán)激勵和企業(yè)雙元創(chuàng)新投資之間的關(guān)系進行了分析，并進一步探討了企業(yè)性質(zhì)與市場化程度對上述關(guān)系的影響。研究結(jié)果表明：股權(quán)激勵實施與否對于企業(yè)雙元創(chuàng)新投資發(fā)揮的作用效果并不一樣，且企業(yè)性質(zhì)和市場化程度對于上述關(guān)系的影響也不相同。具體來講：股權(quán)激勵能夠顯著提升企業(yè)探索性創(chuàng)新投資水平，而對開發(fā)性創(chuàng)新投資的作用則不明顯；此外，國有股權(quán)顯著削弱了股權(quán)激勵對探索性創(chuàng)新投資的正向作用，較高的市場化程度顯著增強了股權(quán)激勵對企業(yè)探索性創(chuàng)新投資的正向作用，而二者對與股權(quán)激勵與開發(fā)性創(chuàng)新投資之間的關(guān)系并無顯著影響。

（二）政策建議

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下建議：（1）依照企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，恰當(dāng)選擇股權(quán)激勵政策。要想充分調(diào)動管理層進行創(chuàng)新投資的積極性，需要合理設(shè)計出能夠促進企業(yè)創(chuàng)新的激勵制度，而企業(yè)在選擇是否實施股權(quán)激勵政策時，應(yīng)當(dāng)根據(jù)創(chuàng)新特征不同，區(qū)分探索性創(chuàng)新投資和開發(fā)性創(chuàng)新投資展開分別考量。鼓勵企業(yè)采取股權(quán)激勵等激勵機制以協(xié)調(diào)企業(yè)管理者與股東在長期利益上的不一致，使其真正從企業(yè)自身的利益出發(fā)，提高企業(yè)探索性創(chuàng)新投資的意愿，但也要認識到股權(quán)激勵政策對于開發(fā)性創(chuàng)新投資的作用較弱，避免盲目利用股權(quán)激勵政策給企業(yè)帶來治理成本的增加。（2）深化國企改革，激發(fā)國企的創(chuàng)新活力。目前，國企的創(chuàng)新潛力遠遠沒有被激發(fā)出來，這使得國企資產(chǎn)的使用效率較為低下，創(chuàng)新能力不足，相反非國有企業(yè)進行創(chuàng)新激勵的效果更為顯著。因此，在進行高管股權(quán)激勵的同時，應(yīng)當(dāng)積極推動國有企業(yè)改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，加快國有上市公司高管任命去行政化等措施，提高國有企業(yè)創(chuàng)新激勵效果，促使企業(yè)在探索性創(chuàng)新投資中投入更多的資本，從而提高企業(yè)創(chuàng)新水平。（3）堅持市場化方向，積極營造公平、開放的市場競爭環(huán)境。較高的市場化程度有利于發(fā)揮企業(yè)股權(quán)激勵政策對探索性創(chuàng)新投資的激勵作用，因此需要建立公平有效的市場競爭機制，充分發(fā)揮市場的作用，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新潛力。

（三）不足之處

當(dāng)然，本文還存在一定的局限性：（1）由于目前我國對企業(yè)創(chuàng)新投資的披露基于的是自愿原則，因此本文只選取了披露創(chuàng)新投資的上市公司作為研究樣本，這可能帶來數(shù)據(jù)偏誤；（2）盡管本文利用雙重差分模型證明了股權(quán)激勵政策能夠提升管理層增加探索性創(chuàng)新投資意愿，并且考慮了政策的滯后效應(yīng)采取之后一期的數(shù)據(jù)進行處理，但股權(quán)激勵的有效期限應(yīng)該多長才較為合理，仍有待進一步研究。

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Abstract：Taking the data of A-share listed companies from 2007 to 2015 as the sample， we analyze the relationship between management equity incentive and ambidextrous innovation investment. The results show： Equity incentive has different effects on ambidextrous innovation investments. Equity incentive can significantly improve the level of investment in exploratory innovation investment， while the promotion effect on the exploitative innovation investment is not obvious. The research shows that the state-owned shares weaken the positive correlation between equity incentive and exploratory innovation investment. On the contrary， the high level of marketization strengthens the positive impact of them. These regulatory relationships， however， have not been found in the exploitation sample group.

Key words：equity incentive； ambidextrous innovation； nature of property right； marketization

責(zé)任編輯：張士斌