管理防御視角下國企高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

陳雯杰 張昕穎 劉貴丹

（1重慶郵電大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 重慶 400065 2四川農(nóng)業(yè)大學(xué)風(fēng)景園林學(xué)院 四川成都 611130）

一、引言

創(chuàng)新已成為我國經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動力。企業(yè)希望管理層能夠以“股東利潤最大化”為決策目標(biāo)，然而，由于信息不對稱、利益沖突、目標(biāo)函數(shù)不一致等原因，當(dāng)企業(yè)管理層進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)投入決策時，由于技術(shù)創(chuàng)新是一項投入高、風(fēng)險高、收益不確定的活動[1]，管理層通常會出于自利動機(jī)而采取有損企業(yè)長期發(fā)展的短視行為。為了有效解決管理層和股東之間利益沖突所引發(fā)的問題，股東通常會采取一些激勵措施來鼓勵管理層進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。股權(quán)激勵就是一項有效的激勵措施。相較于國外，我國股權(quán)激勵機(jī)制的起步較晚，且尚不成熟。但近年來，股權(quán)激勵在我國迅速發(fā)展，截至2018年底，我國共有1 569家A股上市公司發(fā)布了股權(quán)激勵計劃，占上市公司總數(shù)的比例逐年提升。

管理防御和高管激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新都會產(chǎn)生影響。本文以國有控股上市公司為例，從管理防御視角探討企業(yè)高管股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，以期找到高管管理防御、高管股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新三者之間相互聯(lián)系的經(jīng)驗證據(jù)，有助于國有企業(yè)緩解委托代理問題并促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新投入。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）高管股權(quán)激勵與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系研究

關(guān)于高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，一些學(xué)者認(rèn)為高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了激勵作用，提升了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的績效，其中以Jensen和Meckling[2]的委托代理理論為代表性文獻(xiàn)。根據(jù)委托代理理論，股權(quán)激勵是平衡股東和管理層之間利益沖突的有效途徑，通過使代理人與委托人的利益一致來降低代理成本。翟勝寶[3]選取我國制造業(yè)上市公司為研究樣本，通過嚴(yán)格區(qū)分福利型和激勵型股權(quán)激勵，發(fā)現(xiàn)激勵型股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新具有明顯的正向促進(jìn)作用。陸國慶[4]采用傾向得分匹配方法、有效控制樣本選擇偏差后發(fā)現(xiàn)，實(shí)施了股權(quán)激勵的企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平得到了顯著提高。徐寧等[5]通過均值T檢驗與多元回歸分析等方法研究發(fā)現(xiàn)，對高管實(shí)行了股權(quán)激勵的中小企業(yè)，其自主研發(fā)投入水平、突破性創(chuàng)新與漸進(jìn)性創(chuàng)新水平等均明顯高于其他中小企業(yè)。

另一些學(xué)者則認(rèn)為，高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有負(fù)向影響或者非線性影響。Morck[6]在壕塹效應(yīng)和利益趨同兩種假設(shè)的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵對企業(yè)價值具有區(qū)間效應(yīng)。Lee等[7]通過對小型科技公司的研究發(fā)現(xiàn)，高管的股票所有權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新負(fù)相關(guān)，而高管的股票期權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新正相關(guān)。朱德勝和李少臣[8]以2010—2017年我國全部制造業(yè)A股上市公司為樣本，采用面板數(shù)據(jù)回歸方法，從財務(wù)杠桿視角進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新活動呈倒U型關(guān)系。王莉等[9]通過對2012—2017年我國A股高新技術(shù)類上市公司進(jìn)行回歸分析后得出結(jié)論：股權(quán)激勵能夠提高企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度，且股票期權(quán)對創(chuàng)新投入強(qiáng)度的正向影響顯著高于限制性股票。

綜上所述，高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新究竟產(chǎn)生了正向還是負(fù)向影響，學(xué)術(shù)界尚未形成一致結(jié)論。究其原因，本文認(rèn)為有以下兩點(diǎn)：一是大多數(shù)研究直接運(yùn)用R&D支出來衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，使得創(chuàng)新收益具有不確定性，創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出并不是完全的正相關(guān)關(guān)系。其次，大多數(shù)研究忽略了所有者控制力不同導(dǎo)致的管理防御強(qiáng)度不同這一因素。本文選取國有控股上市公司作為研究樣本，使用研發(fā)支出與營業(yè)收入之比作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入指標(biāo)，來驗證高管股權(quán)激勵與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。

（二）高管管理防御研究概述

管理防御是指管理者在企業(yè)內(nèi)外部控制機(jī)制下，選擇有利于維護(hù)自身職位并追求自身利益最大化的行為。在信息不對稱和契約不完善等情況下，當(dāng)發(fā)生股東監(jiān)督困難或是無法監(jiān)督時，管理層有可能進(jìn)行管理防御，對資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行“尋租行為”[10]。

對于管理防御效應(yīng)的證實(shí)可追溯到Morck[6]使用371家美國大型公司數(shù)據(jù)檢驗內(nèi)部人股票所有權(quán)和公司績效（托賓Q）的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)二者之間存在非線性關(guān)系，而整體呈倒“U”形關(guān)系，這與委托代理理論的觀點(diǎn)不一致，說明管理者處于管理防御狀態(tài)。Zaur等[11]認(rèn)為在低技術(shù)企業(yè)，管理防御與技術(shù)創(chuàng)新之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而在高科技企業(yè)這種關(guān)系并不顯著。國內(nèi)學(xué)者李莉[12]從行為動機(jī)入手，基于管理防御動機(jī)考察國企高管在企業(yè)自主創(chuàng)新活動中是否“作為”，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在現(xiàn)行國企高管考核制度下，管理防御和技術(shù)創(chuàng)新投入越多，創(chuàng)新產(chǎn)出反而越低。吳建祥等[13]以2013—2017年我國A股上市公司為樣本，通過建立回歸模型發(fā)現(xiàn)，管理者持股比例越高，制衡度的特征變量發(fā)揮其制衡作用，管理者管理防御程度越弱。苗維勝[14]以2012—2015年我國創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)管理者管理防御水平與企業(yè)研發(fā)投入存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，管理者管理防御水平越高，企業(yè)研發(fā)投入越低。

綜上所述，國外學(xué)者對于管理防御的相關(guān)研究較為成熟，而國內(nèi)關(guān)于管理防御的研究尚處于起步階段，而且由于國有控股上市公司的產(chǎn)權(quán)特殊性，相關(guān)研究仍存在較多空白。由于我國企業(yè)高管激勵機(jī)制尚不成熟，激勵力度還未達(dá)到出現(xiàn)轉(zhuǎn)折的區(qū)間。本文以國有控股上市公司為例，從管理防御的視角探討高管股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響，以及管理防御在其中的調(diào)節(jié)作用。

三、理論推導(dǎo)與研究假設(shè)

（一）高管股權(quán)激勵與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能否成功的關(guān)鍵因素之一在于高管進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的動力，而高管的創(chuàng)新動力來源于其個人目標(biāo)，這與治理層目標(biāo)存在偏差。根據(jù)委托代理理論，企業(yè)管理者為了追求個人利益最大化可能會采取風(fēng)險規(guī)避的態(tài)度，傾向于投資收益好、投資期短的項目，減少對技術(shù)創(chuàng)新的投入。然而，由于國有控股上市公司的特殊性，其對高管的任免和考核直接受到國家有關(guān)部門的影響，國企高管會更加嚴(yán)格地執(zhí)行相關(guān)創(chuàng)新投入的要求。而且根據(jù)利益趨同效應(yīng)假說，對國企高管進(jìn)行股權(quán)激勵，使其與所有者之間的利益趨于一致，可以減少二者之間目標(biāo)的偏差，從而使其在進(jìn)行相關(guān)創(chuàng)新投入決策時將個人利益最大化和企業(yè)長期利益結(jié)合起來，而非僅為謀私利而減少技術(shù)創(chuàng)新投入或者進(jìn)行過度的技術(shù)創(chuàng)新投入。本文認(rèn)為，為保證國有經(jīng)濟(jì)的控股地位，我國國有控股上市公司中經(jīng)營者的持股數(shù)量遠(yuǎn)低于非國有控股上市公司，國有企業(yè)現(xiàn)有的股權(quán)激勵力度尚未達(dá)到壕塹效應(yīng)的區(qū)間，高管股權(quán)激勵可以促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：在國有企業(yè)中，高管股權(quán)激勵與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入之間存在正相關(guān)關(guān)系。

（二）管理防御的調(diào)節(jié)作用

國內(nèi)外學(xué)者對高管持股與代理成本之間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛研究。當(dāng)高管持有一定比例的股份時，其與股東之間會出現(xiàn)“管理防御”和“利益趨同”兩種效應(yīng)。當(dāng)高管處于管理防御狀態(tài)時，股權(quán)激勵會使高管采取追求自身利益最大化而又不對其職位和薪酬產(chǎn)生影響的行為，這就使得高管在面對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入時具有排斥動機(jī)，從而削弱股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。本文認(rèn)為，因為國有資產(chǎn)管理部門作為國有企業(yè)唯一的代理人，其并非是企業(yè)風(fēng)險的真正承擔(dān)者，也不是企業(yè)利益的直接受益者，形成了國有企業(yè)“所有者缺位”現(xiàn)象。而企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入所固有的投資周期長且收益不確定的特征使得高管出于固守其職位的動機(jī)而傾向于減少企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，從而減少股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的正向影響?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：在國有企業(yè)中，高管管理防御會削弱高管股權(quán)激勵對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2013—2018年我國國有控股上市公司為樣本，其中技術(shù)創(chuàng)新投入、高管個人特征、公司治理、基本財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。高管個人特征變量中，部分缺少的年齡數(shù)據(jù)手工搜集自高管個人簡歷文件。樣本經(jīng)過以下篩選：剔除ST、SST、PT等被特殊處理的公司；剔除金融類上市公司；剔除數(shù)據(jù)異常的樣本。部分缺失數(shù)據(jù)從各上市公司年報手工收集。最終得到6 262個“公司-年份”觀測值（共661家公司），數(shù)據(jù)分析采用STATA 15.0軟件。

（二）變量設(shè)計

根據(jù)已有研究，本文的被解釋變量是技術(shù)創(chuàng)新投入，以研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例來衡量，記作R_D。解釋變量是股權(quán)激勵和管理防御指數(shù)，其中管理防御指數(shù)采用高管性別、年齡、持股比例、董事長與總經(jīng)理兼任情況、董事人數(shù)以及第一大股東持股比例等6個子指標(biāo)構(gòu)建?？刂谱兞窟x取了公司規(guī)模、成長性、資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力等四個變量和年度虛擬變量。具體變量解釋定義如下頁表1所示，管理防御指數(shù)相關(guān)說明[15—16]如下頁表2所示。

管理防御指數(shù)計算公式為：

（三）模型構(gòu)建

表1 主要變量定義與解釋

表2 管理防御指數(shù)構(gòu)建說明

為驗證假設(shè)1，建立模型（1）：

為驗證假設(shè)2，建立模型（2）：

五、實(shí)證檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。為了使結(jié)果更加準(zhǔn)確，避免極端值的影響，本文在進(jìn)行描述性統(tǒng)計之前對數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%—99%縮尾處理。由表3可知，技術(shù)創(chuàng)新投入R_D的最小值為0.01%，最大值為20.01%，中值為2.52%，可見不同樣本公司之間的技術(shù)創(chuàng)新投入差異較大。股權(quán)激勵EI整體上數(shù)值較小，最大值僅為0.03，并不存在顯著差異。管理防御指數(shù)MEI的最小值為0.17，最大值為1.00，而均值達(dá)到0.58，說明在國有控股公司中高管的管理防御整體偏強(qiáng)?？刂谱兞糠矫?，在變量研究期間，資產(chǎn)負(fù)債率Lev的均值約為50%，約一半的資金來源于外部債權(quán)人；盈利能力的均值和中值均約為3%，最小值約為-18%，最大值約為16%，說明各樣本公司之間的盈利能力差異較大。

（二）相關(guān)性分析

主要變量的Pearson相關(guān)性檢驗結(jié)果如表4所示?？梢钥闯?，自變量高管股權(quán)激勵EI與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入R_D在1%的水平上呈正相關(guān)；調(diào)節(jié)變量管理防御指數(shù)MEI與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入R_D在1%的水平上呈負(fù)相關(guān)；控制變量資產(chǎn)負(fù)債率Lev和公司規(guī)模Size與因變量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入R_D強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，而成長性Grow與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入強(qiáng)度R_D呈正相關(guān)。雖然控制變量盈利能力Roe沒有通過顯著性檢驗，但在理論上其可能對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入R_D產(chǎn)生影響，因此將其保留在模型中。雖然部分變量之間存在相關(guān)性，但因為相關(guān)系數(shù)均低于0.5，由此可以初步判斷，變量之間的共線性程度不會對后續(xù)回歸分析產(chǎn)生影響。

（三）回歸分析

為了考察高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，以及管理防御在其中的調(diào)節(jié)作用，在控制資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力、成長性和公司規(guī)模等企業(yè)特征變量的基礎(chǔ)上，本文對二者關(guān)系進(jìn)行了OLS穩(wěn)健性回歸分析，結(jié)果如上頁表5所示。為了使結(jié)果更加直觀準(zhǔn)確，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了中心化處理。

表3 描述性統(tǒng)計

表4 相關(guān)性分析

表5 回歸結(jié)果

由上頁表5可知，高管股權(quán)激勵與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.1526，且在1%的水平上顯著，這說明在大多數(shù)國有企業(yè)中，股權(quán)激勵在一定程度上促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵可以在一定程度上維持管理者和所有者之間目標(biāo)的一致性，降低高管短視和自利行為的可能性，支持了假設(shè)1；高管股權(quán)激勵和管理防御指數(shù)的交互項（z_EIMEI）與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)為-0.2895，且在1%的水平上顯著，可以認(rèn)為管理防御在一定程度上抑制了高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用，支持了假設(shè)2。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性和提高研究結(jié)論的可靠性，本文分別通過改變被解釋變量企業(yè)研發(fā)投入的衡量指標(biāo)，將企業(yè)研發(fā)投入的自然對數(shù)作為被解釋變量和增加控制變量監(jiān)事會規(guī)模Bov進(jìn)行兩次穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果表明股權(quán)激勵和管理防御指數(shù)的調(diào)節(jié)作用的系數(shù)仍為正，且均在1%的水平上顯著，假設(shè)1和假設(shè)2仍能得到支持。

六、結(jié)論和政策建議

本文以2012—2018年國有控股上市公司作為研究樣本，對高管股權(quán)激勵和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，并從管理防御層面引入調(diào)節(jié)變量，討論了管理防御在高管股權(quán)激勵影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入中的調(diào)節(jié)作用。通過實(shí)證研究，本文得到以下結(jié)論：（1）在國有企業(yè)中，高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入在一定程度上具有促進(jìn)作用，即對高管的股權(quán)激勵越強(qiáng)，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入越多。（2）在國有企業(yè)中，高管管理防御會抑制高管股權(quán)激勵對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用，即高管管理防御越強(qiáng)，其抑制作用越強(qiáng)。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：首先，我國國有企業(yè)應(yīng)更加廣泛地將股權(quán)激勵納入高管激勵的制度中，這有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，且符合企業(yè)追求長期可持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)。在制定股權(quán)激勵方案時，應(yīng)注意符合股東與高管雙方的長期利益，從而降低由于委托代理問題中管理層和股東利益不一致而帶來的高管短視行為。其次，國家應(yīng)加強(qiáng)對國有企業(yè)經(jīng)營者的考核要求。在我國國有企業(yè)存在“所有者缺位”的情況下，為了避免高管進(jìn)行管理防御，國家需要修改相關(guān)考核評判標(biāo)準(zhǔn)，改變國企高管對技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出等非考核因素不重視的現(xiàn)狀，使高管主動選擇符合企業(yè)長遠(yuǎn)利益的技術(shù)創(chuàng)新投入，而不是為了做“業(yè)績”或是“政績”而被動選擇。最后，我國正處于構(gòu)建核心技術(shù)優(yōu)勢的成長期，較高的股權(quán)集中度能夠有效抑制高管管理防御，但大股東的高持股比例也容易導(dǎo)致管理層在進(jìn)行相關(guān)決策時僅考慮大股東利益而忽視中小股東及其他利益相關(guān)者利益的情況，會給高管股權(quán)激勵帶來一定的負(fù)面影響，建議企業(yè)在制定股權(quán)激勵方案時應(yīng)充分考慮相關(guān)因素造成的影響。