高管股權(quán)激勵、機構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新

董小紅 孫如雪

（安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030）

引言

創(chuàng)新既是企業(yè)增強核心競爭力并保持持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素，更是一個國家或地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)增長主要源泉，一直受到各界廣泛關(guān)注。在強調(diào)實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略現(xiàn)實背景下，開展企業(yè)創(chuàng)新影響因素研究對轉(zhuǎn)變我國經(jīng)濟增長模式，保持經(jīng)濟持續(xù)、健康發(fā)展具有重要意義。

所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)高度分離是現(xiàn)代公司特征之一。在信息不對稱的資本市場環(huán)境中，股東和管理層利益目標(biāo)沖突、經(jīng)濟人追逐個人利益的本性誘發(fā)逆向選擇、道德風(fēng)險等嚴(yán)重委托代理問題。Ridge等研究表明，企業(yè)高層管理人員對企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略制定和實施起主導(dǎo)作用，是影響企業(yè)新技術(shù)、新產(chǎn)品創(chuàng)新模式和技術(shù)創(chuàng)新績效的核心團隊[1]。就企業(yè)創(chuàng)新項目而言，信息高度不對稱性、投資期限長及收益不確定性和不穩(wěn)定性等特質(zhì)[2]，使創(chuàng)新項目對管理層吸引力不大，甚至對創(chuàng)新活動持消極態(tài)度。企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)是一個需要長期且大量資金供給的過程[3]，大多數(shù)現(xiàn)代公司面臨的融資約束問題，毋庸置疑將阻礙企業(yè)研發(fā)投入、提高創(chuàng)新水平。因此，提高企業(yè)創(chuàng)新投入水平最關(guān)鍵問題即緩解企業(yè)委托代理成本過高及融資約束問題。股權(quán)激勵政策作為緩解企業(yè)代理問題的重要機制，能夠?qū)⒐蓶|和管理層個人利益聯(lián)系在一起，實現(xiàn)利潤共享，共擔(dān)風(fēng)險及長期激勵目的[4]；機構(gòu)投資者作為公司外部的直接利益相關(guān)者，具有較強的動機積極主動監(jiān)督公司管理層，影響企業(yè)行為，關(guān)注企業(yè)未來長期價值提升，其信息優(yōu)勢可能對緩解公司與其他利益相關(guān)者（如證券公司、銀行及社會公眾等）信息不對稱問題，降低融資約束水平發(fā)揮重要作用。因此，本研究從企業(yè)層面出發(fā)，將高管股權(quán)激勵引入企業(yè)創(chuàng)新影響機制，并構(gòu)建高管股權(quán)激勵與機構(gòu)投資者持股交互效應(yīng)模型，探究高管股權(quán)激勵與機構(gòu)投資者持股的交互作用對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是負(fù)向消極作用還是正向積極影響。此外，從產(chǎn)品市場競爭角度出發(fā)，考慮企業(yè)所處不同產(chǎn)品市場競爭激烈程度對高管股權(quán)激勵及高管股權(quán)激勵與機構(gòu)投資者持股和企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系影響的差異，為三者關(guān)系提供更細(xì)致的經(jīng)驗證據(jù)。

一、理論分析與假設(shè)提出

（一）高管股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新

現(xiàn)代公司理論認(rèn)為，公司是各利益相關(guān)者（如股東、管理者、債權(quán)人等）之間一系列契約的集合。作為企業(yè)所有者的股東，其目標(biāo)是提升企業(yè)長期價值及風(fēng)險投資回報；作為代理人的管理者不僅以股東財富最大化為目標(biāo)，還會追求個人利益，如確保自身職位穩(wěn)定、個人聲望及在職消費等。技術(shù)創(chuàng)新是導(dǎo)致目標(biāo)不一致的重要因素之一。由于企業(yè)創(chuàng)新項目具有高風(fēng)險性、未來成果不可預(yù)測性、持續(xù)周期長等特點[5]，管理層可能不愿投入。持續(xù)周期長往往導(dǎo)致創(chuàng)新項目收入與成本支出在時間上嚴(yán)重不匹配，即創(chuàng)新成果與公司投入相比存在嚴(yán)重滯后性，造成企業(yè)短期業(yè)績不佳。與此同時，在信息不對稱的資本市場環(huán)境中，股東往往會把短期經(jīng)營業(yè)績差歸因為管理者能力不足，影響管理者績效和職業(yè)前景。因此，管理者基于關(guān)注公司短期業(yè)績和私人利益，可能不愿對創(chuàng)新投入，而選擇能夠提高短期業(yè)績的項目。Graham等研究結(jié)果表明，超過75%的首席財務(wù)官承認(rèn)為實現(xiàn)短期業(yè)績目標(biāo)以維護自身職位、聲譽，而犧牲了公司長期價值[6]。此外，管理者往往追求安逸生活，自認(rèn)是公司的“局外人”，未盡最大努力為企業(yè)實現(xiàn)長期價值最大化，這是代理沖突的另一種表現(xiàn)形式[7]。創(chuàng)新活動具有風(fēng)險性、高度不確定性，創(chuàng)造過程具有非程序性特征，加之創(chuàng)新活動監(jiān)督難度較大，要求管理者必須投入更多時間和精力。為應(yīng)對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生新的不確定性，企業(yè)家必須不斷學(xué)習(xí)并掌握新技能及新技術(shù)，需要管理人員付出巨大額外成本，原有人力資本會發(fā)生價值貶損，也會增加高管自身成本[8]，管理者會因偷懶心理及對安逸生活的追求而降低創(chuàng)新意愿。

綜上所述，企業(yè)委托代理問題帶來的短視行為，以及經(jīng)理人謀求安逸舒適生活的動機均會降低管理層創(chuàng)新意愿。因此，股東應(yīng)有強烈意愿積極主動設(shè)計相應(yīng)激勵機制提高管理層創(chuàng)新意愿，激發(fā)管理層創(chuàng)新動機，提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力。根據(jù)最優(yōu)契約理論，股權(quán)激勵會使股東和管理層利益高度關(guān)聯(lián)，實現(xiàn)利潤共享、共擔(dān)風(fēng)險及長期激勵目的[4]，使管理層愈加重視企業(yè)長期價值提升，做出積極創(chuàng)新決策。Jensen和Meckling研究表明，提高管理層持股比例，可使管理層利益和股東利益一致，與企業(yè)長期價值息息相關(guān)，進而鼓勵企業(yè)創(chuàng)新[9]。Zahra等為探討股權(quán)激勵政策與企業(yè)創(chuàng)新間關(guān)系，以中等規(guī)模公司作為研究樣本，實證結(jié)果表明，公司高級管理人員持有公司股票對企業(yè)創(chuàng)新投入能夠產(chǎn)生明顯促進作用[10]。Dong、Gou以高管持股數(shù)量衡量股權(quán)激勵力度也得出類似結(jié)論，即股權(quán)激勵與技術(shù)創(chuàng)新投入間存在正向積極關(guān)系[11]。此外，許多國內(nèi)學(xué)者以我國制度背景為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)高管持股能夠顯著提高企業(yè)研發(fā)投入[12-13]。王燕妮以2007—2009年制造業(yè)上市公司為例，研究發(fā)現(xiàn)高管長期股權(quán)激勵或短期貨幣薪酬激勵均與企業(yè)R&D投資間存在顯著正相關(guān)關(guān)系[14]。因此可預(yù)期，高管股權(quán)激勵會使管理層擁有公司剩余索取權(quán)分配權(quán)利，形成“利益協(xié)同效應(yīng)”，從而在一定程度上緩解代理問題，提高創(chuàng)新意愿，激勵企業(yè)創(chuàng)新?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)1：

H1：在其他條件一定情況下，高管股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，即股權(quán)激勵機制越完善，企業(yè)創(chuàng)新越多。

（二）高管股權(quán)激勵、機構(gòu)投資者持股與企業(yè)創(chuàng)新

融資約束是企業(yè)創(chuàng)新活動的障礙之一。企業(yè)研發(fā)是一個需長期且大量資金供給的過程[3]，其與生俱來的高風(fēng)險性及高度信息不對稱性等特性，均導(dǎo)致公司融資數(shù)額受限，企業(yè)研發(fā)活動不可避免受到融資約束影響。Brown等和鞠曉生等研究均表明，企業(yè)面臨的融資約束會對企業(yè)R&D投資產(chǎn)生不利影響[15-16]。依據(jù)Myers在1984年提出的融資偏好理論，現(xiàn)代公司經(jīng)營中，管理者綜合分析經(jīng)營風(fēng)險及成本等因素后，會優(yōu)先選擇內(nèi)部融資，外部融資則偏好債務(wù)融資，其次是權(quán)益性融資。企業(yè)持有足量貨幣現(xiàn)金流能夠保證產(chǎn)品研發(fā)投入[17]，研發(fā)創(chuàng)新關(guān)乎企業(yè)長期發(fā)展，為避免商業(yè)機密泄露，企業(yè)對與創(chuàng)新項目相關(guān)的詳細(xì)信息披露意愿較低，導(dǎo)致信息不對稱程度更高，從而滋生逆向選擇與道德風(fēng)險問題，如管理層傾向于將籌集到的資金用于可快速獲利的短期項目投資，而非創(chuàng)新投入，這種代理問題致使企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流不足以支持創(chuàng)新投入。此外，由于信息不對稱現(xiàn)象及代理成本在當(dāng)前資本市場中的普遍性，企業(yè)對外融資成本也會增大，引起一系列外部融資約束問題[18-19]。理性經(jīng)濟人理論認(rèn)為，理性個人和機構(gòu)均將自身利益最大化作為決策和行動的導(dǎo)向[20]，外部融資機構(gòu)可能更傾向于選擇快速獲利的短期項目，而創(chuàng)新項目收益通常需較長時間實現(xiàn)，且其價值評估具有高度不確定性，加大了外部融資難度。

基于以上分析，企業(yè)內(nèi)外信息不對稱帶來的逆向選擇和道德風(fēng)險均會引致內(nèi)外部融資約束，進而抑制企業(yè)創(chuàng)新活動。研究表明，機構(gòu)投資者持有公司股權(quán)有利于信息傳播，能夠降低投資者與公司間信息不對稱性程度[21-22]。一方面，對個人投資者而言，機構(gòu)投資者具備專業(yè)知識及較全面的與公司經(jīng)營相關(guān)的內(nèi)外部信息等優(yōu)勢，可作為公司信號傳遞中介，向公司股東傳遞公司經(jīng)營者能力的準(zhǔn)確信息，這些信息正是評價管理層管理能力的重要依據(jù)。因此，管理者不會迫于短期業(yè)績壓力，延遲甚至放棄創(chuàng)新計劃，也不會僅熱衷私人利益和享受安逸生活，內(nèi)部融資導(dǎo)致的創(chuàng)新不足問題也會得到緩解。另一方面，隨著機構(gòu)持股比例不斷增加，其利益會與企業(yè)長期價值提升關(guān)聯(lián)，更有可能本著價值投資理念，參與公司治理，憑借自身優(yōu)勢監(jiān)督管理層行為，以緩解信息不對稱及代理問題，追求公司資本長期增值[23]。Shleifer和Vishny研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者可約束管理人行為，且更加關(guān)注企業(yè)真實業(yè)績，能夠有效遏制經(jīng)理人機會主義行為[24]。Schmidt研究也發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)大股東能夠監(jiān)督管理人員迫使其創(chuàng)新[25]。針對我國機構(gòu)投資者，張純和呂偉研究發(fā)現(xiàn)隨著機構(gòu)投資者加入，可有效降低民營公司內(nèi)外部信息不對稱及融資約束程度[22]。

綜上所述，融資約束是阻礙公司研發(fā)投入的重要因素，機構(gòu)投資者擁有公司股權(quán)，不會自視為公司的“局外人”，只注重公司短期業(yè)績增長，忽略企業(yè)長期發(fā)展。此外，團隊優(yōu)勢可使其作為一種信號傳遞中介，傳遞公司經(jīng)營管理信息，降低信息不對稱程度，從而有效降低外部融資成本，緩解“融資約束”，管理者不會因資金困難減少或放棄創(chuàng)新計劃。投資機構(gòu)加入很可能通過降低融資約束水平提高股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新活動的積極作用。據(jù)此提出假設(shè)2：

H2：在其他條件一定的情況下，機構(gòu)投資者持股可增強高管股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新的正向關(guān)系。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到2006年頒布的新會計準(zhǔn)則會對公司會計制度產(chǎn)生一定影響，以2007—2016年我國A股上市公司為研究對象，為確保數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性和代表性，按以下條件篩選樣本：（1）剔除金融保險類上市公司；（2）剔除被標(biāo)記為ST的上市公司；（3）剔除相關(guān)實證變量有數(shù)據(jù)缺失的觀察值。此外，為避免極端值干擾，對連續(xù)變量1%和99%縮尾處理，最終得到13 091個樣本觀測值。本研究數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，機構(gòu)投資者持股比例來自銳思RESSET數(shù)據(jù)庫。描述性統(tǒng)計及回歸分析采用EXCEL2010軟件和STATA14.0。

（二）變量選擇和研究模型設(shè)計

1.被解釋變量。國外已有相關(guān)文獻研究中，普遍以創(chuàng)新投入強度和獲取專利數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新衡量指標(biāo)[26-27]。但對我國企業(yè)而言，專利數(shù)量衡量指標(biāo)存在一定局限性。首先，我國專利申請周期較長；其次，我國企業(yè)自主創(chuàng)新能力較弱，創(chuàng)新更多體現(xiàn)為仿效和學(xué)習(xí)國外先進技術(shù)，創(chuàng)新成果在專利技術(shù)上體現(xiàn)較少。鑒此，選取創(chuàng)新投入強度作為衡量企業(yè)創(chuàng)新指標(biāo)，研發(fā)強度以資產(chǎn)負(fù)債表中的開發(fā)支出占營業(yè)收入比例計算。

2.解釋變量。借鑒逯東和盛明泉等的方法[28-29]，采用高管持股比例（CG）衡量公司股權(quán)激勵強度；機構(gòu)投資者持股用機構(gòu)投資者持股比例（IO）衡量，其中機構(gòu)投資者包括基金、券商、QFII、保險公司、社?；?、財務(wù)公司、企業(yè)年金、信托公司等主要投資機構(gòu)。

3.控制變量。根據(jù)國內(nèi)外關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新影響因素的相關(guān)文獻，選取盈利能力（Roa）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）、獨立董事比例（Id）、企業(yè)成長性（Grow）、董事長和總經(jīng)理是否由一人擔(dān)任（Dual）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）、股權(quán)集中度（Top10）、年度（Year）和行業(yè)（Ind）作為控制變量。各變量具體說明見表1。

4.研究模型設(shè)計。根據(jù)上述理論分析，構(gòu)建以下2個模型驗證假設(shè)。

表1 主要變量說明

模型1檢驗假設(shè)1，根據(jù)假設(shè)1，預(yù)期α1回歸系數(shù)顯著為正；模型2加入CG和IO交互項，以檢驗高管股權(quán)激勵和機構(gòu)投資者持股相互作用是否對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，根據(jù)假設(shè)2，預(yù)期β3回歸系數(shù)顯著為正。

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2可知，上市公司創(chuàng)新投入強度（RD）均值為0.003，比例非常低，國際上一般認(rèn)為，公司研發(fā)費用與企業(yè)銷售收入比值達到2%，企業(yè)才能維持正常經(jīng)營，這也表明我國上市公司總體創(chuàng)新水平較低；最大值為0.076，中值和最小值均為0，表明不同公司研發(fā)強度存在較大差異。高管持股比例（CG）均值為0.055，最大值和最小值分別為0.607和0，說明就平均水平而言，我國上市公司高管持股比例不高，還有較大發(fā)展空間，且不同公司高管持股比例差距較大。機構(gòu)投資者持股（IO）均值為0.189，說明我國上市公司中機構(gòu)投資者持股比例總體水平較高，具備影響公司財務(wù)決策的能力，但持股比例從最小值0到最大值0.833，標(biāo)準(zhǔn)差為0.192，表明現(xiàn)階段不同上市公司間機構(gòu)投資者持股比例差距較大。盈利能力（Roa）均值為0.049，平均而言處于相對較低盈利水平。資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）均值和中值均為0.442，說明樣本公司資產(chǎn)負(fù)債率處于較合理水平。公司規(guī)模（Size）均值為21.90，最大值為25.78，最小值為19.09，說明不同公司在規(guī)模上無明顯差異。獨立董事比例（Id）均值為0.37，符合我國證監(jiān)會對獨立董事比例的要求。企業(yè)成長性（Grow）均值為0.493，說明平均水平較合理，但標(biāo)準(zhǔn)差為1.648，說明不同公司間成長性存在明顯差異。在樣本公司中，董事長和總經(jīng)理兩職合一（Dual）中值為0，說明一半以上公司董事和總經(jīng)理職位由兩人擔(dān)任。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）均值為0.425，表明42.5%公司為國有企業(yè)。股權(quán)集中度（Top10）均值為0.58，表明樣本公司股權(quán)集中度較高。

（二）相關(guān)性分析

表3列示相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果，上三角為斯皮爾曼（Spearman）相關(guān)性檢驗結(jié)果，下三角為皮爾森（Pearson）相關(guān)性檢驗結(jié)果。從表可知，創(chuàng)新投入（RD）與高管持股比例（CG）的斯皮爾曼（Spearman）和皮爾森（Pearson）相關(guān)系數(shù)分別為0.109和0.110，幾乎相同，且均在1%水平上顯著，這一結(jié)果初步支持高管股權(quán)激勵能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。創(chuàng)新投入（RD）和機構(gòu)投資者持股比例（IO）的斯皮爾曼（Spearman）和皮爾森（Pearson）相關(guān)系數(shù)分別為0.130和0.062，顯著性水平均為1%，說明機構(gòu)投資者能夠促進企業(yè)創(chuàng)新投入。相關(guān)控制變量結(jié)果也符合正常情況，如企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，創(chuàng)新投入越少；獨立董事占董事會比例越大，創(chuàng)新投入強度越高；公司成長性越好，創(chuàng)新投入強度越高；董事長和總經(jīng)理兩職合一能夠提高創(chuàng)新投入水平。此外，由表3可知，各變量相關(guān)系數(shù)均在0.5以下，且大部分變量顯著水平較理想，說明變量間沒有多重共線問題。為防止解釋變量間存在嚴(yán)重多重共線性問題，計算各變量方差膨脹因子（VIF值）VIF值均低于10，表明解釋變量間不存在嚴(yán)重多重共線性問題。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 變量Spearman和Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果

（三）回歸分析

為定量分析高管股權(quán)激勵、高管股權(quán)激勵與機構(gòu)投資者持股兩者相互作用對上市公司創(chuàng)新投入的影響，首先以高管持股比例（CG）解釋變量OLS回歸分析。單獨檢驗高管股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入（RD）的影響，結(jié)果如表4第2列所示。在僅包含CG的回歸方程中，CG系數(shù)α1為0.005，且在1%顯著水平上顯著，表明高管持股比例與企業(yè)創(chuàng)新間是顯著正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)實行股權(quán)激勵（高層管理人員擁有公司股份）能夠?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生積極影響，假設(shè)1得到驗證。把CG、IO以及CG和IO的交乘項同時引入模型2中，以檢驗高管股權(quán)激勵和機構(gòu)投資者持股相互作用是否影響企業(yè)創(chuàng)新，結(jié)果如表4第3列所示，CG、IO以及CG和IO交乘項系數(shù)分別為0.002、0.002和0.037，且均在1%顯著水平上顯著，表明隨著機構(gòu)投資者持有公司股票比例增加，高管股權(quán)激勵能夠更有效提高企業(yè)創(chuàng)新水平，這一結(jié)論與假設(shè)2論斷一致。

表4 多元回歸結(jié)果

對于控制變量回歸結(jié)果，兩個回歸結(jié)果一致表明，經(jīng)營能力越好，企業(yè)創(chuàng)新項目投入強度越低；企業(yè)創(chuàng)新項目投入（RD）和企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明企業(yè)外部融資抑制創(chuàng)新項目投入；公司經(jīng)營規(guī)模（Size）越大，企業(yè)創(chuàng)新投入強度越高；公司成長性越好，企業(yè)越有意愿及動力創(chuàng)新投入；企業(yè)中獨立董事占比越大，企業(yè)經(jīng)營過程中研發(fā)支出越大；企業(yè)創(chuàng)新投入強度與兩職合一（Dual）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）及前十大股東持股比例（Top10）均為顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗前文實證結(jié)果穩(wěn)健性，采取以下兩種方法，一是替換被解釋變量，即用資產(chǎn)負(fù)債表中的開發(fā)支出除以總資產(chǎn)替換資產(chǎn)負(fù)債表中的開發(fā)支出除以營業(yè)收入。結(jié)果如表5第2列至第3列所示，回歸結(jié)果和前文結(jié)果大致相同，說明改變被解釋變量度量方法并未對主要結(jié)果產(chǎn)生影響，研究結(jié)論具有較強穩(wěn)健性；二是考慮到創(chuàng)新成果存在滯后性，將高管股權(quán)激勵政策的實施與機構(gòu)投資者持股滯后一年數(shù)據(jù)和創(chuàng)新變量匹配。結(jié)果如表5第4列至第5列所示，回歸結(jié)果也和前文結(jié)果大致相同，說明上文研究結(jié)論具有較強穩(wěn)健性。

四、拓展分析

作為一種重要外部治理機制，產(chǎn)品競爭能夠?qū)ζ髽I(yè)戰(zhàn)略決策產(chǎn)生重要影響。一方面，在激烈競爭環(huán)境下不僅企業(yè)當(dāng)期收益減少，未來還會面臨較高流動風(fēng)險[30]，這將使企業(yè)處于較大破產(chǎn)清算風(fēng)險中，意味著競爭會對企業(yè)和管理層產(chǎn)生財務(wù)壓力[31]。企業(yè)一旦破產(chǎn)清算，管理層也會面臨失業(yè)威脅。Scherer實證研究結(jié)果表明，行業(yè)壟斷程度會縱容管理層懶惰行為，導(dǎo)致管理層創(chuàng)新意愿不強；激烈的競爭則會緩解這一問題，經(jīng)理人迫于外界壓力有強烈動機創(chuàng)新技術(shù)，降低生產(chǎn)成本取得高額利潤[32]。同時，Poter認(rèn)為企業(yè)為在激烈競爭環(huán)境中永續(xù)生存必須實施技術(shù)創(chuàng)新[33]?；谝陨戏治?，在激烈競爭環(huán)境下，為避免企業(yè)遭受破產(chǎn)威脅，公司股東會更有動力監(jiān)督管理層行為，從而避免道德風(fēng)險，降低代理成本。管理層也會在企業(yè)清算給個人帶來損失的壓力下更加勤勉工作。另一方面，市場競爭以標(biāo)桿方式傳遞管理層經(jīng)營管理能力和努力程度信息，加強機構(gòu)投資者對公司經(jīng)理人監(jiān)督[34]，有效抑制管理人偷懶行為，促進企業(yè)創(chuàng)新。此外，機構(gòu)投資者因擁有股權(quán)而與企業(yè)長期價值息息相關(guān)，不會僅注重公司短期業(yè)績增長，在競爭激烈市場環(huán)境中，公司被市場淘汰可能性加大，此時機構(gòu)投資者可能會有更大動力和動機參與公司治理，通過直接或間接方式鼓勵公司創(chuàng)新投入，獲得競爭優(yōu)勢，降低被市場淘汰可能性。因此充分的市場競爭很可能刺激機構(gòu)投資者更好地發(fā)揮其對高管股權(quán)激勵和企業(yè)創(chuàng)新的積極作用。

表5 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

綜上所述，預(yù)期高管股權(quán)激勵和高管股權(quán)激勵與機構(gòu)投資者持股對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的正向影響會因產(chǎn)品市場競爭程度不同而不同，其對企業(yè)創(chuàng)新的積極作用在較激烈產(chǎn)品市場競爭中更顯著。以赫芬達爾-赫希曼指數(shù)（HHI）作為產(chǎn)品市場競爭程度衡量指標(biāo)，HHI=∑(Xi/X)2，X=∑Xi，其中，Xi為產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)i的銷售額。使用中國證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年版）劃分行業(yè)，并剔除金融保險類行業(yè)。以HHI均值將產(chǎn)品市場競爭劃分為競爭激烈程度較高組和較低組。

表6第2至3列為產(chǎn)品市場競爭激烈程度較高組。CG、IO以及CG和IO交互項的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著正相關(guān)；產(chǎn)品市場競爭激烈程度較低組，見表6第4至5列，在僅包含CG回歸模型中回歸系數(shù)在1%水平上顯著正相關(guān)，與預(yù)期不同，可能因股權(quán)激勵對提高高管層創(chuàng)新意愿的作用更強。但在交互模型中，CG和IO系數(shù)均不顯著，且CG和IO交互項的回歸系數(shù)有所下降，并在10%水平上顯著正相關(guān)。表明高管股權(quán)激勵和機構(gòu)投資者持股的相互作用對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入主要作用于激烈的產(chǎn)品市場競爭環(huán)境中。產(chǎn)品市場競爭越激烈，機構(gòu)投資者持股對股權(quán)激勵和企業(yè)創(chuàng)新調(diào)節(jié)作用越強。

表6 進一步分析回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本研究利用2007—2016年A股上市公司數(shù)據(jù)為研究對象，實證檢驗公司高管股權(quán)激勵、高管股權(quán)激勵和機構(gòu)投資者持股相互作用與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）高管股權(quán)激勵能夠使管理層擁有公司剩余索取權(quán)分配權(quán)利，形成“利益協(xié)同效應(yīng)”，降低企業(yè)代理成本，提高創(chuàng)新意愿，增加企業(yè)創(chuàng)新投入；（2）機構(gòu)投資者持股可顯著增加高管股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭對高管股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新間的關(guān)系作用并不明顯，而高管股權(quán)激勵和機構(gòu)投資者持股相互作用對企業(yè)創(chuàng)新投入主要作用于激烈的產(chǎn)品市場競爭環(huán)境中。

結(jié)合研究結(jié)果，提出以下建議：第一，提高上市公司創(chuàng)新投入水平，應(yīng)重視公司內(nèi)部高管股權(quán)激勵制度的建立與實施，考慮將股權(quán)激勵政策與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出掛鉤，使管理層更關(guān)注企業(yè)長期利益，抑制管理層機會主義行為，推動企業(yè)形成一種自上而下的自發(fā)性創(chuàng)新投入行為，進而增強企業(yè)核心競爭力和發(fā)展?jié)摿?。第二，機構(gòu)投資者持股能夠?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生一定促進作用，充分發(fā)揮機構(gòu)投資者這一外部利益主體的治理與監(jiān)督作用，是提高企業(yè)創(chuàng)新投入水平目標(biāo)的可行方式之一。因此，一方面企業(yè)在實施高管股權(quán)激勵策略的同時，必須充分發(fā)揮機構(gòu)投資者持股治理效應(yīng)，高管股權(quán)激勵制度和機構(gòu)投資者持股效能雙軌并行，共同促進創(chuàng)新投入。另一方面，政府監(jiān)管部門也應(yīng)重新審視外部投資機構(gòu)對公司的治理效應(yīng)，完善外部投資機構(gòu)監(jiān)督制度，幫助企業(yè)管理層與機構(gòu)投資者溝通互動，激發(fā)管理層主觀能動性，引導(dǎo)上市公司積極創(chuàng)新投入。第三，重視產(chǎn)品市場競爭刺激效應(yīng)。相關(guān)部門要營造公平的市場競爭環(huán)境，引導(dǎo)自由競爭模式，避免企業(yè)間為追逐利益而惡性競爭的破壞性行為，促使其與公司內(nèi)部治理機制有效結(jié)合，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新熱情，提高企業(yè)創(chuàng)新能力。