骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

楊華領(lǐng)（博士）

一、引言

人是科技創(chuàng)新最關(guān)鍵的因素，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)實(shí)質(zhì)上是人才驅(qū)動(dòng)。企業(yè)的人力資源一般包括高管、中層管理人員、核心技術(shù)人員及其他員工?；诟吖茉谄髽I(yè)經(jīng)營(yíng)決策中的重要作用，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要探究高管（團(tuán)隊(duì)）特征與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系[1][2][3]。誠(chéng)然，高管是企業(yè)研發(fā)費(fèi)用投向及規(guī)模大小的決策者，然而他們無(wú)法完全控制企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的全過(guò)程。事實(shí)上，研發(fā)投入能否轉(zhuǎn)化為研發(fā)產(chǎn)出及轉(zhuǎn)化效率等問(wèn)題不僅與企業(yè)高管有關(guān)，更與核心技術(shù)員工、中層管理人員等骨干員工緊密相關(guān)。直觀而言，作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目的直接參與者或執(zhí)行人，骨干員工必定是影響公司創(chuàng)新活動(dòng)的重要因素之一。

骨干員工股權(quán)激勵(lì)問(wèn)題已經(jīng)得到了理論界和實(shí)務(wù)界的重視。Kim、Ouimet[4]統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，自20世紀(jì)90年代起，企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的對(duì)象范圍逐漸從高管擴(kuò)大到中層管理人員或核心技術(shù)人員。在我國(guó)，超過(guò)95%的上市公司股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃（2006～2015年）同時(shí)將高管和骨干員工作為激勵(lì)對(duì)象。根據(jù)上市公司公布的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，非高管激勵(lì)對(duì)象中核心技術(shù)（業(yè)務(wù)）人員和中層管理人員占了相當(dāng)大的比例，將該類(lèi)員工納入股權(quán)激勵(lì)對(duì)象會(huì)產(chǎn)生什么樣的經(jīng)濟(jì)后果？是否及如何影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平？

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，僅有部分學(xué)者對(duì)非高管員工的股權(quán)激勵(lì)比例與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新問(wèn)題進(jìn)行了初步探討[5][6][7]。上述文獻(xiàn)均將員工股權(quán)激勵(lì)視作薪酬的一部分，一般用激勵(lì)股份占總股本份額（將員工股份看作一個(gè)整體）檢驗(yàn)員工股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，側(cè)重考察激勵(lì)份額對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的影響。需要指出的是，對(duì)于股權(quán)激勵(lì)對(duì)象，比如授予哪些員工、這些員工占總?cè)藬?shù)的多大比例等問(wèn)題，鮮有文獻(xiàn)進(jìn)行深入、系統(tǒng)的探討。根據(jù)公平理論，員工工作積極性不僅與個(gè)人實(shí)得報(bào)酬有關(guān)，而且與報(bào)酬分配是否公平有關(guān)。事實(shí)上，員工的工作努力程度不僅與分配多少有關(guān)，而且與如何分配、分配給哪些員工有關(guān)，即公平性問(wèn)題[8]。另外，確定股權(quán)激勵(lì)對(duì)象范圍是企業(yè)制定股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的重要內(nèi)容。因此，從激勵(lì)對(duì)象角度探究員工股權(quán)激勵(lì)問(wèn)題具有非常重要的理論和實(shí)踐意義。

基于此，使用2006～2016年間我國(guó)上市公司實(shí)施的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃數(shù)據(jù)，結(jié)合企業(yè)研發(fā)活動(dòng)一般流程，本文檢驗(yàn)了骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)：骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍越廣，上市公司創(chuàng)新水平越高，表現(xiàn)為骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量顯著正相關(guān)，這種關(guān)系主要出現(xiàn)在民營(yíng)企業(yè)、東部發(fā)達(dá)地區(qū)樣本中。本文的研究結(jié)果表明，作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的直接參與者或執(zhí)行人，核心技術(shù)員工和中層管理人員等骨干員工亦在一定程度上顯著影響上市公司的創(chuàng)新水平。在制定股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃時(shí)，不僅要考慮授予多少股份，而且要關(guān)注授予誰(shuí)，以達(dá)到預(yù)期的激勵(lì)效果。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

高管和職工均是企業(yè)重要的需要激勵(lì)的人力資源。在我國(guó)，無(wú)論是《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法（試行）》（2006），還是《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》（2016），均規(guī)定股權(quán)激勵(lì)對(duì)象包括核心技術(shù)人員和中層管理人員等骨干員工。然而，現(xiàn)有的股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的文獻(xiàn)主要研究高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響及后果，忽視了核心技術(shù)員工和中層管理人員等骨干員工在企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)中所起的重要作用。

與公司高管相比，核心技術(shù)員工和中層管理人員等骨干員工一般不具有研發(fā)投入規(guī)模或方向等重大事項(xiàng)的決策權(quán)。但不容忽視的是，該類(lèi)員工一般是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目的參與者或執(zhí)行人，其積極性、滿意度及創(chuàng)新意愿等工作態(tài)度必然影響企業(yè)研發(fā)投入向研發(fā)產(chǎn)出（比如專(zhuān)利數(shù)量）轉(zhuǎn)化的效率。將骨干員工納入股權(quán)激勵(lì)范圍，將從多個(gè)方面影響其工作態(tài)度：①能激發(fā)員工的工作積極性。員工股權(quán)激勵(lì)將員工的個(gè)人財(cái)富與企業(yè)的股票收益相關(guān)聯(lián)，從而給予員工分享企業(yè)發(fā)展成果的機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)員工利益與公司利益的趨同，這將增加員工的歸屬感和忠誠(chéng)度，增強(qiáng)他們的主人翁意識(shí)及參與意識(shí)[9]，提高其在企業(yè)研發(fā)活動(dòng)中的工作積極性。②能提升員工的工作滿意度?！笆欠裾嬲蛔鳛楣蓶|來(lái)對(duì)待”是員工面對(duì)員工所有權(quán)計(jì)劃時(shí)要問(wèn)的主要問(wèn)題[10]。③能激發(fā)員工的創(chuàng)新精神。技術(shù)創(chuàng)新具有探索性強(qiáng)、風(fēng)險(xiǎn)高、成功率低的特點(diǎn)，因此對(duì)長(zhǎng)期成功的獎(jiǎng)賞和早期失敗的寬容是技術(shù)創(chuàng)新成功的關(guān)鍵[11]。期權(quán)激勵(lì)收益的上不封頂特征使得員工可以獲取股價(jià)上升帶來(lái)的無(wú)限收益；而股價(jià)低于行權(quán)價(jià)時(shí)可以不行權(quán)的特征，在一定程度上可以保護(hù)員工在創(chuàng)新失敗時(shí)只承擔(dān)有限的損失。股權(quán)激勵(lì)的收益鎖定特征較好地滿足了企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的長(zhǎng)期性和多階段特征，在一定程度上能有效地引導(dǎo)員工重視企業(yè)的長(zhǎng)期研發(fā)，并為之增加相應(yīng)的人力資本投資。

除上述影響外，股權(quán)激勵(lì)對(duì)象的選擇還涉及公平性問(wèn)題。社會(huì)公平理論認(rèn)為，員工的工作積極性不僅與個(gè)人實(shí)際獲得的報(bào)酬有關(guān)，而且與企業(yè)報(bào)酬分配是否公平密切相關(guān)。孔子云，“不患寡而患不均”；朱熹認(rèn)為，“各得其分，才能上下相安”。將更多的員工納入股權(quán)激勵(lì)對(duì)象可能產(chǎn)生兩種效應(yīng)：①弱化激勵(lì)效應(yīng)。更多的員工參與“股權(quán)激勵(lì)”蛋糕的分配可能導(dǎo)致激勵(lì)對(duì)象獲授的人均股份數(shù)量下降，應(yīng)得“量”的降低可能導(dǎo)致激勵(lì)效果弱化。②強(qiáng)化了公平效應(yīng)。與僅激勵(lì)企業(yè)高管相比，員工被納入股權(quán)激勵(lì)對(duì)象更像是一種無(wú)形的榮譽(yù)。激勵(lì)份額從無(wú)到有，被激勵(lì)員工可能更看重“質(zhì)”（努力工作被認(rèn)可的“榮譽(yù)”）。事實(shí)上，當(dāng)上市公司的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃第一次實(shí)施時(shí)，擴(kuò)大股權(quán)激勵(lì)范圍能夠傳遞“以員工為本”的信號(hào)，在一定程度上兼顧了企業(yè)分配蛋糕的公平性。由此，擴(kuò)大骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍帶來(lái)的凈效應(yīng)為正，最終提升了公司的技術(shù)創(chuàng)新水平。

基于以上分析，當(dāng)更多的骨干員工被納入股權(quán)激勵(lì)對(duì)象范圍時(shí)，其工作積極性、滿意度以及創(chuàng)新精神都能在一定程度上被激發(fā)出來(lái)。因此，提出如下研究假設(shè)：

H：在其他條件不變的情況下，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與公司研發(fā)產(chǎn)出水平顯著正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本分布

本文選取CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中2006～2016年的數(shù)據(jù)作為原始數(shù)據(jù)，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中的骨干員工人數(shù)采用手工方式收集。選擇2006年為研究起點(diǎn)的原因如下：①新《公司法》和《證券法》從2006年正式實(shí)施，兩部法規(guī)對(duì)上市公司股份的流通與轉(zhuǎn)讓進(jìn)行了詳細(xì)規(guī)定；②證監(jiān)會(huì)于2005年年底頒布了《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法（試行）》，標(biāo)志著我國(guó)真正意義上的股權(quán)激勵(lì)正式實(shí)施，開(kāi)啟了我國(guó)上市公司股權(quán)激勵(lì)元年。

表1列示了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的年度授予情況分布。截至2016年12月31日，刪除金融類(lèi)上市公司和數(shù)據(jù)不全的樣本之后，滬深A(yù)股市場(chǎng)共有793家上市公司的1050個(gè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃授予觀測(cè)值。需要說(shuō)明的是，證監(jiān)會(huì)開(kāi)展“加強(qiáng)上市公司治理專(zhuān)項(xiàng)活動(dòng)”導(dǎo)致2007年的股權(quán)激勵(lì)數(shù)量相比2006年有明顯減少；2008年底的金融危機(jī)導(dǎo)致2009年的股權(quán)激勵(lì)授予數(shù)量明顯減少；2011年我國(guó)A股的熊市為降低上市公司股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施成本、提高激勵(lì)對(duì)象的收益水平提供了很好的時(shí)間窗口，推動(dòng)了股權(quán)激勵(lì)在我國(guó)上市公司的大量應(yīng)用，因此2011年的股權(quán)激勵(lì)授予數(shù)量較2010年有明顯增加。之后，上市公司每年實(shí)施的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃數(shù)量平穩(wěn)。

在確定實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃樣本的基礎(chǔ)上，本文將之與上市公司研發(fā)支出和專(zhuān)利數(shù)據(jù)匹配。由于很多上市公司的研發(fā)支出或?qū)＠麛?shù)據(jù)缺失，導(dǎo)致樣本量減少到494個(gè)。在本文實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，樣本數(shù)根據(jù)主要變量的缺失情況有所變化。

（二）變量定義

1.自變量。骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍等于上市公司股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃所列示的核心技術(shù)人員和中層管理人員之和除以上期末員工人數(shù)。具體計(jì)算過(guò)程如下：首先，根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)提供的上市公司股權(quán)激勵(lì)數(shù)據(jù)，下載所有的股權(quán)激勵(lì)授予情況文件；然后，逐個(gè)查找確定授予核心技術(shù)人員和中層管理人員等骨干員工的人數(shù)；最后，用骨干員工的人數(shù)除以企業(yè)上期末員工人數(shù)，命名為骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍。

2.因變量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要從研發(fā)投入量和研發(fā)產(chǎn)出量?jī)蓚€(gè)角度衡量公司創(chuàng)新水平。前者一般用企業(yè)的研發(fā)支出數(shù)據(jù)衡量，后者則用發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量或授予數(shù)量衡量。企業(yè)的研發(fā)支出并非一定能轉(zhuǎn)化為專(zhuān)利等研發(fā)產(chǎn)出，并且不同企業(yè)之間的轉(zhuǎn)化效率可能存在差異?？紤]到本文的研究背景——骨干員工對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程的影響，本文借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，用發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量衡量公司的技術(shù)創(chuàng)新水平，并且在回歸分析時(shí)控制企業(yè)研發(fā)費(fèi)用。

3.控制變量。參照已有文獻(xiàn)，本文的實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)節(jié)選取的控制變量包括員工股權(quán)激勵(lì)份額、管理層持股比例、公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、盈利性、上市年限、資產(chǎn)特征、第一大股東持股比例、企業(yè)最終控制人屬性等。考慮到可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，對(duì)解釋變量和控制變量均采用上期末數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。具體定義及度量見(jiàn)表2。

表1 我國(guó)上市公司股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃授予情況分布（2006～2016年）

表2 變量類(lèi)型、符號(hào)、名稱(chēng)及解釋

（三）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建以下模型，運(yùn)用最小二乘法（OLS）估計(jì)回歸系數(shù)，檢驗(yàn)骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平及創(chuàng)新效率的影響。

其中，因變量LnPatent代表公司創(chuàng)新水平，自變量Rggnum表示骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍。控制變量不再詳述，具體定義及度量見(jiàn)表2。Ind與Year分別表示行業(yè)與年度控制變量。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3列示了回歸模型所需變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。首先，Patent的均值和中位數(shù)分別為19.245和5，最小值和最大值分別為0和472，標(biāo)準(zhǔn)差為59.702，表明樣本公司發(fā)明專(zhuān)利的申請(qǐng)數(shù)量差別較大并呈現(xiàn)明顯的右偏特征，即部分公司每年申請(qǐng)的發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量很多，但大部分公司的專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量很少。上述發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量加1經(jīng)對(duì)數(shù)化處理之后，均值（1.889）與中位數(shù)（1.792）比較接近，標(biāo)準(zhǔn)差也很小，基本符合正態(tài)分布。RDshr的均值（中位數(shù)）是6%（4.3%），明顯高于全社會(huì)研發(fā)投入的均值2.1%，表明上市公司對(duì)研發(fā)投入力度較大。

其次，解釋變量Rggnum的均值和中位數(shù)分別為9.7%和7.7%。平均而言，骨干員工被納入股權(quán)激勵(lì)對(duì)象的比例不到10%。隨著股權(quán)激勵(lì)法規(guī)的逐漸完善，激勵(lì)對(duì)象的范圍正在一步步擴(kuò)大。比如，2014年6月20日證監(jiān)會(huì)推出《上市公司員工持股試點(diǎn)辦法》，計(jì)劃進(jìn)一步擴(kuò)大持股員工的范圍；2016年8月13日開(kāi)始實(shí)施的新《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》也擴(kuò)大了股權(quán)激勵(lì)對(duì)象的范圍。

另外，控制變量Rggsum的均值（中位數(shù)）為0.7%（0.4%），由此表明樣本公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)所用的股份相對(duì)較少。而Lmshr的均值（中位數(shù)）為28%（28.2%），所以相對(duì)于管理層持股比例，股權(quán)激勵(lì)份額相對(duì)較少。其他控制變量（Size、Lev、Roa、Lipoage、PPE、Top1、Soe）的數(shù)值與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致，在此不再贅述。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）多元回歸分析

1.假設(shè)檢驗(yàn)：骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文使用上市公司研發(fā)支出和發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量測(cè)算公司技術(shù)創(chuàng)新水平，用骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍對(duì)其進(jìn)行回歸。表4顯示了假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果，第（1）列對(duì)應(yīng)的因變量為公司研發(fā)支出，第（2）列和第（3）列對(duì)應(yīng)的因變量是發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量，解釋變量均是骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍。所有回歸均控制骨干員工股權(quán)激勵(lì)份額、管理層持股比例、公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、盈利性、上市年限、資產(chǎn)特征、第一大股東持股比例、企業(yè)最終控制人屬性、年度和行業(yè)等變量，以檢驗(yàn)在其他條件不變時(shí)，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍對(duì)公司創(chuàng)新水平的邊際影響。

表4第（1）列中，因變量是上市公司研發(fā)支出，解釋變量骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍（Rggnum）的回歸系數(shù)為0.038，T值為1.26。這表明骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與上市公司研發(fā)支出雖然正相關(guān)，但不顯著?？梢?jiàn)，骨干員工尤其核心技術(shù)員工是研發(fā)活動(dòng)的參與者、研發(fā)經(jīng)費(fèi)的使用者，但其無(wú)權(quán)決定企業(yè)研發(fā)支出的規(guī)模。因此，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍對(duì)上市公司的研發(fā)支出規(guī)模無(wú)顯著影響。第（2）列和第（3）列中，因變量是上市公司發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量，兩列的區(qū)別在于是否控制研發(fā)支出。在不控制研發(fā)支出的第（2）列，Rggnum的回歸系數(shù)為1.732，T值為2.66，在1%的水平上顯著；在控制研發(fā)支出的第（3）列，Rggnum的回歸系數(shù)為1.774，T值為2.54，仍然在1%的水平上顯著。這表明，不論是否控制研發(fā)支出，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍均能顯著影響上市公司的發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量。上述結(jié)果說(shuō)明，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍越廣，上市公司的發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量越多，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平越高。

因此，基于激勵(lì)理論與公平理論的實(shí)證結(jié)果表明，適當(dāng)擴(kuò)大骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍能在一定程度上提升上市公司的技術(shù)創(chuàng)新水平。這與本文假設(shè)的預(yù)期是一致的。

綜合表4可知，將骨干員工納入股權(quán)激勵(lì)對(duì)象范圍能顯著影響上市公司的研發(fā)產(chǎn)出（發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量），但無(wú)法影響上市公司的研發(fā)投入（研發(fā)支出）。當(dāng)上市公司的研發(fā)支出不變時(shí)，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍越廣，公司的研發(fā)產(chǎn)出越大，研發(fā)效率越高，即骨干員工能對(duì)研發(fā)過(guò)程產(chǎn)生重要影響。

2.骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平：企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性的差異。在我國(guó)，國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)并存是資本市場(chǎng)的一大特色。由于國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)經(jīng)歷了截然不同的發(fā)展歷程，隨之形成的激勵(lì)機(jī)制也差別明顯。已有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵(lì)的動(dòng)機(jī)與結(jié)果存在顯著差異[12]。那么，不同的骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍在國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)之間是否存在顯著差異呢？

表4 骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平

由表5可知，對(duì)于民營(yíng)企業(yè)樣本，不論是否控制研發(fā)支出，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平均顯著正相關(guān)；但對(duì)于國(guó)有企業(yè)樣本，不論是否控制研發(fā)支出，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平的關(guān)系均不顯著。這表明，擴(kuò)大員工股權(quán)激勵(lì)范圍帶來(lái)的激勵(lì)效應(yīng)主要體現(xiàn)在民營(yíng)企業(yè)?？赡艿脑蛟谟冢?/p>

（1）國(guó)有企業(yè)激勵(lì)機(jī)制不完善。與民營(yíng)企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)對(duì)員工的激勵(lì)相對(duì)不足。邵帥等[13]通過(guò)比較上海家化由國(guó)有控股轉(zhuǎn)變?yōu)槊駹I(yíng)上市公司過(guò)程中的五份股權(quán)激勵(lì)方案，發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)設(shè)計(jì)傾向于福利型，導(dǎo)致激勵(lì)不足，而民營(yíng)企業(yè)則傾向于激勵(lì)型。此外，在傳統(tǒng)文化（如不患寡而患不均）及國(guó)有企業(yè)薪酬規(guī)制的約束之下，國(guó)有企業(yè)傾向于維持相對(duì)較小的薪酬差距[14]。比如，步丹璐、王曉艷[15]統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，民營(yíng)企業(yè)中高管與員工的薪酬差距（10.97倍）顯著高于國(guó)有企業(yè)（8.26倍）。

表5 骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平： 企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性不同的差異

（2）國(guó)有企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的限制條件多，實(shí)施難度大。從表3的描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看出，超過(guò)90%的樣本是民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有企業(yè)將骨干員工納入股權(quán)激勵(lì)的樣本明顯偏少。已有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，民營(yíng)公司和國(guó)有公司的股權(quán)激勵(lì)，遵循著兩種不同的監(jiān)管思路[16]。在國(guó)有（控股）上市公司，國(guó)有資產(chǎn)安全問(wèn)題始終是敏感話題，股權(quán)激勵(lì)也不例外。相對(duì)而言，民營(yíng)上市公司的股權(quán)激勵(lì)更能體現(xiàn)市場(chǎng)化的博弈，容易達(dá)到股東與激勵(lì)對(duì)象共享企業(yè)價(jià)值紅利的目的。從實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的難度上看，相較于民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的難度較大。除《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》外，國(guó)有企業(yè)還要遵守國(guó)資委、財(cái)政部關(guān)于《國(guó)有控股上市公司（境內(nèi)/境外）實(shí)施股權(quán)激勵(lì)試行辦法》的規(guī)定，在激勵(lì)范圍、激勵(lì)額度、業(yè)績(jī)條件、鎖定期等方面面臨更為苛刻的要求。據(jù)《中國(guó)企業(yè)家價(jià)值報(bào)告（2017）》，在2006～2016年首次公告的國(guó)有企業(yè)股權(quán)激勵(lì)方案總共120個(gè)，這其中還有32個(gè)方案因各種原因終止。此外，國(guó)有企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的審批周期較長(zhǎng)，一般是1～6個(gè)月，個(gè)別超過(guò)1年。從實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的意愿上看，民營(yíng)上市公司所代表的資本所有者危機(jī)感更強(qiáng)，更愿實(shí)施股權(quán)激勵(lì)以留住人才。因此，不論是從股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施意愿還是實(shí)施難度看，均不利于國(guó)有企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，導(dǎo)致進(jìn)入實(shí)施階段的國(guó)有企業(yè)股權(quán)激勵(lì)樣本相對(duì)偏少，激勵(lì)效應(yīng)相對(duì)較弱。

3.骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平：地域差異。在不同資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及國(guó)家政策的多重影響下，我國(guó)東部與中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡表現(xiàn)得非常明顯，市場(chǎng)化進(jìn)程也存在較大差異。在此背景下，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響是否存在地域差異呢？

表6 骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍 與技術(shù)創(chuàng)新水平：地域差異

由表6可知，對(duì)于東部地區(qū)樣本，不論是否控制研發(fā)支出，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平均顯著正相關(guān)；但對(duì)于中西部樣本，不論是否控制研發(fā)支出，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平的關(guān)系均不顯著。這表明，在市場(chǎng)化發(fā)展水平較高的東部地區(qū)，政府干預(yù)較少，法律環(huán)境相對(duì)完善，人才市場(chǎng)相對(duì)成熟，企業(yè)的薪酬激勵(lì)等機(jī)制能相對(duì)較好地發(fā)揮作用。相應(yīng)地，作為薪酬激勵(lì)的一部分，擴(kuò)大骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍所產(chǎn)生的激勵(lì)效應(yīng)也主要表現(xiàn)在東部地區(qū)樣本中。從本文的樣本及現(xiàn)有文獻(xiàn)看，我國(guó)東部相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)一直是實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的主體。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文的OLS回歸分析面臨的最大挑戰(zhàn)是內(nèi)生性問(wèn)題。如果存在因測(cè)量誤差或互為因果等情形導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，OLS估計(jì)的系數(shù)可能是有偏的。

1.變量測(cè)量誤差可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。

（1）改變骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍的測(cè)算方法，用股權(quán)激勵(lì)骨干員工人數(shù)取對(duì)數(shù)作為新的骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍指標(biāo)，被解釋變量仍然為公司發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量。表7顯示了相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果。在不控制研發(fā)支出的第（1）列，新的骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍變量的回歸系數(shù)是1.160，T值為3.44，在1%的水平上顯著。在控制研發(fā)支出的第（2）列，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍變量的回歸系數(shù)是0.165，T值為3.25，仍然在1%的水平上顯著。

（2）改變技術(shù)創(chuàng)新水平的測(cè)算方法，將發(fā)明專(zhuān)利、實(shí)用性設(shè)計(jì)和外觀設(shè)計(jì)三者之和作為新的研發(fā)產(chǎn)出指標(biāo)。在不控制研發(fā)支出的第（3）列，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍變量的回歸系數(shù)是0.121，T值為2.75，在1%的水平上顯著。在控制研發(fā)支出的第（4）列，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍變量的回歸系數(shù)為0.115，T值為2.38，在5%的水平上顯著。

由表7可知，不論是改變自變量的測(cè)算方法，還是改變因變量的測(cè)算方法，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍均能顯著影響上市公司的技術(shù)創(chuàng)新水平。在控制研發(fā)支出時(shí)，結(jié)果與前文保持一致，表明骨干員工通過(guò)影響研發(fā)效率進(jìn)而提升上市公司的技術(shù)創(chuàng)新水平。

表7 骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平： 改變主要變量的測(cè)算方法

2.因變量與自變量相互影響可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。盡管前文的結(jié)論已經(jīng)證實(shí)骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍會(huì)顯著影響公司技術(shù)創(chuàng)新水平，但公司技術(shù)創(chuàng)新水平也可能影響骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍。比如，技術(shù)創(chuàng)新水平高的公司可能需要將更多的骨干員工納入股權(quán)激勵(lì)范圍，以最大程度地激發(fā)人力資本的價(jià)值實(shí)現(xiàn)，從而產(chǎn)生更多的發(fā)明專(zhuān)利。也就是說(shuō)，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與公司技術(shù)創(chuàng)新水平可能是相互影響的。

為解決因相互影響而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本部分嘗試構(gòu)建聯(lián)立方程組模型，分別用OLS和2SLS方法進(jìn)行處理，結(jié)果見(jiàn)表8。由表8可知，兩種方法下骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍均顯著影響公司的技術(shù)創(chuàng)新水平。在控制公司研發(fā)費(fèi)用的情況下，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍的回歸系數(shù)依然顯著為正，相當(dāng)于提高了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的效率。

表8 骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平： 聯(lián)立方程組模型

需要說(shuō)明的是，本文對(duì)所有的股權(quán)激勵(lì)樣本進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，在一定程度上避免了樣本選擇偏誤可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。

五、結(jié)論

本文以2006～2016年間實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的滬深兩市上市公司為研究對(duì)象，檢驗(yàn)了骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效果的影響。研究發(fā)現(xiàn)，骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍越廣，上市公司的發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量越多，在控制其研發(fā)費(fèi)用時(shí)結(jié)論依然如此?？梢?jiàn)，企業(yè)在制定股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃時(shí)，應(yīng)將核心技術(shù)員工和中層管理人員等骨干員工盡可能納入股權(quán)激勵(lì)范圍，充分調(diào)動(dòng)他們的工作積極性，以提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。此外，本文還發(fā)現(xiàn)骨干員工股權(quán)激勵(lì)范圍與技術(shù)創(chuàng)新水平的關(guān)系會(huì)受到企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性和地域等因素的影響。這說(shuō)明，盡管擴(kuò)大企業(yè)股權(quán)激勵(lì)范圍是一個(gè)大趨勢(shì)，但能否達(dá)到預(yù)期的效果受多種因素的制約。企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身狀況，制定適合自身的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，以達(dá)到預(yù)期的激勵(lì)效果。

綜上，本文將骨干員工納入股權(quán)激勵(lì)的研究范圍，既豐富了股權(quán)激勵(lì)的研究成果，拓寬了股權(quán)激勵(lì)的研究視角，又通過(guò)對(duì)研發(fā)活動(dòng)的分析將骨干員工股權(quán)激勵(lì)與公司技術(shù)創(chuàng)新水平及效率聯(lián)系起來(lái)，對(duì)企業(yè)制定股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃或員工持股計(jì)劃具有較好的參考意義。