CEO股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響研究
——基于2008年金融危機(jī)的烙印效應(yīng)

邵劍兵 陳永恒 蘇濤永

一、引言

經(jīng)歷了自改革開放30多年的快速增長(zhǎng)階段之后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了“新常態(tài)”發(fā)展階段?！按蟊妱?chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”作為新常態(tài)下的重要理念，企業(yè)研發(fā)與創(chuàng)新行為受到越來越廣泛的重視。由于研發(fā)創(chuàng)新行為具有高風(fēng)險(xiǎn)、回報(bào)周期長(zhǎng)的特性，作為企業(yè)代理人的高管人員往往傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避而減少研發(fā)投入。為改善這一問題，股權(quán)激勵(lì)作為一項(xiàng)重要制度安排被引入公司治理結(jié)構(gòu)框架中，通過將委托人與代理人利益掛鉤，使得高管站在股東利益角度考慮企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，利于企業(yè)研發(fā)投入，大量研究證實(shí)了這一制度的積極效果(田軒和孟清揚(yáng)，2018[1];王燕妮，2011[2]；唐清泉等，2011[3])。但也有研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)股權(quán)激勵(lì)存在明顯的“福利效應(yīng)”，成為股權(quán)持有者積累個(gè)人財(cái)富的快速路(呂長(zhǎng)江等，2009[4])。針對(duì)上述矛盾，有學(xué)者從股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度、股權(quán)設(shè)計(jì)類型等角度展開研究，但是此類研究的假定前提是激勵(lì)對(duì)象的一致性。事實(shí)上，企業(yè)高管群體存在巨大差異性，個(gè)體特征差異很大程度上影響了股權(quán)激勵(lì)的真實(shí)效用。

個(gè)體特征一方面可以由性別、年齡、教育背景等可視化人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征反映，高層梯隊(duì)理論的大多研究正是基于這一視角考慮高管特征差異對(duì)企業(yè)決策行為的影響(Hambrick和Mason，1984[5])。該理論雖然在一定程度上解釋了企業(yè)決策差異的內(nèi)在原因，但由于人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的直觀性、籠統(tǒng)性，仍無法解釋企業(yè)間部分決策差異問題。為對(duì)這一問題溯本求源，有學(xué)者基于“烙印理論”，從個(gè)體特征的另一方面，即心理和認(rèn)知等非可視化特征視角展開研究。他們以過往重大事件作為此類特征的載體，發(fā)現(xiàn)過往重大經(jīng)歷會(huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生“烙印”，并持續(xù)影響個(gè)體后期的行為選擇及決策(Judge和Zapata，2015[6]；Marquis和Tilcsik，2013[7]；Simsek等，2015[8])。如經(jīng)濟(jì)大蕭條經(jīng)歷會(huì)改變CEO對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)風(fēng)險(xiǎn)、資本市場(chǎng)作為企業(yè)融資可信性的認(rèn)知(Malmendier等，2011[9])；中國(guó)20世紀(jì)中期三年自然災(zāi)害經(jīng)歷增強(qiáng)了高管對(duì)不確定性的恐懼(沈維濤和幸曉雨，2014[10])，注意防范風(fēng)險(xiǎn)及保持債務(wù)償還能力(趙民偉和晏艷陽，2015[11])。那么，有何其他重大事件會(huì)影響到高管研發(fā)投資決策行為或者對(duì)股權(quán)激勵(lì)效用的認(rèn)知呢？

考慮到研發(fā)投入活動(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)性、股權(quán)作為潛在收益受股市影響的波動(dòng)性以及美國(guó)經(jīng)濟(jì)大蕭條事件的啟發(fā)，筆者注意到2008年金融危機(jī)對(duì)全球經(jīng)濟(jì)的災(zāi)難性影響，因而聚焦于中國(guó)企業(yè)樣本，選取2008年金融危機(jī)作為烙印事件，探討該事件是否對(duì)我國(guó)企業(yè)高管人員產(chǎn)生了“烙印”以及產(chǎn)生何種具體“烙印”影響問題。由于烙印效應(yīng)在群體層面上不易測(cè)量，選擇高管群體的代表CEO作為烙印對(duì)象，研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度影響的內(nèi)在機(jī)理，即是否由于CEO個(gè)人的金融危機(jī)經(jīng)歷改變了其風(fēng)險(xiǎn)偏好，使企業(yè)研發(fā)投入決策偏于保守，削弱了股權(quán)激勵(lì)制度的積極效用。

本文的研究豐富了烙印理論。第一，拓展了烙印事件的研究范圍，選取2008年金融危機(jī)作為烙印事件，檢驗(yàn)了金融危機(jī)類宏觀經(jīng)濟(jì)事件對(duì)CEO企業(yè)決策行為的影響；第二，明確了2008年金融危機(jī)經(jīng)歷對(duì)CEO個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)偏好特征的顯著性影響時(shí)長(zhǎng)為三年，為類似宏觀經(jīng)濟(jì)事件對(duì)個(gè)體特征的顯著性影響時(shí)長(zhǎng)提供了參考。本文的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義體現(xiàn)在：第一，為企業(yè)及相關(guān)信息使用者的科學(xué)決策提供可能的經(jīng)驗(yàn)支持；第二，有助于CEO個(gè)人的自我提升，警惕個(gè)人在制定企業(yè)決策時(shí)由于過往經(jīng)歷導(dǎo)致的負(fù)面烙印影響。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)CEO股權(quán)激勵(lì)對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響

根據(jù)委托代理理論，股東投資的目的是獲得更多的剩余收益、實(shí)現(xiàn)最大投資回報(bào)率，最關(guān)心的是企業(yè)能否實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展和價(jià)值最大化。管理層會(huì)更多地從個(gè)人利益出發(fā)，當(dāng)個(gè)人利益與企業(yè)利益發(fā)生沖突時(shí)，管理者可能會(huì)放棄短期不利于企業(yè)財(cái)務(wù)狀況但長(zhǎng)期有益于企業(yè)發(fā)展的計(jì)劃，如企業(yè)并購(gòu)、長(zhǎng)期投資和資產(chǎn)重組等，在確保企業(yè)短期收益情況下以便管理者自身獲得高收入、在職消費(fèi)等潛在收益。企業(yè)研發(fā)投入由于其高收益、高風(fēng)險(xiǎn)、長(zhǎng)周期等性質(zhì)，往往使得作為企業(yè)雇用人員的管理者產(chǎn)生風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向，相比而言，作為企業(yè)所有者的股東更愿意承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)以獲取未來可能的高收益。如果能緩解委托代理制度所產(chǎn)生的委托人與代理人之間的利益不一致問題，使得代理人能從委托人的角度考慮問題并制定企業(yè)決策，將對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展大有裨益，股權(quán)激勵(lì)制度應(yīng)運(yùn)而生?，F(xiàn)有關(guān)于股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響研究已有很多，結(jié)論大致可分為“正向影響論”“負(fù)向影響論”“無影響論”“非線性影響論”。

正向影響論認(rèn)為實(shí)施股權(quán)激勵(lì)有利于增大企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。股權(quán)激勵(lì)制度通過將企業(yè)價(jià)值變量引入管理者的效用函數(shù)，使得股東與管理者利益一致，協(xié)調(diào)了企業(yè)股東與管理者的利益矛盾，促使管理者從企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展角度思考問題并制定決策。Jensen和Meckling(1976)[12]的研究結(jié)論證實(shí)了以上觀點(diǎn)，即對(duì)管理人員實(shí)施的股權(quán)激勵(lì)程度越強(qiáng)，二者利益協(xié)同度越高，會(huì)削弱其偏離股東利益最大化的動(dòng)機(jī)及行為。負(fù)向影響論認(rèn)為實(shí)施股權(quán)激勵(lì)不利于企業(yè)增大研發(fā)投入強(qiáng)度。將高管薪酬與股價(jià)相聯(lián)系會(huì)導(dǎo)致高管過于關(guān)注股價(jià)的短期漲跌和企業(yè)的短期業(yè)績(jī)，并忽視對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入(Coles等，2006[13])。而且，我國(guó)部分企業(yè)中的股權(quán)激勵(lì)方案流于形式，行權(quán)條件非常低，變相地為高管提供福利，沒有起到激勵(lì)作用(呂長(zhǎng)江等，2009[4])。無影響論認(rèn)為在剔除企業(yè)盈余管理操縱后，股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度沒有實(shí)質(zhì)影響(林大龐和蘇冬蔚，2011[14])。非線性影響論認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與研發(fā)投入之間呈倒U型關(guān)系：在達(dá)到某一點(diǎn)的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度之前，二者正相關(guān)；在超過這一股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度之后，二者負(fù)相關(guān)(唐清泉等，2011[3])。

筆者認(rèn)為對(duì)CEO實(shí)施股權(quán)激勵(lì)有利于增加企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度，原因有以下三點(diǎn)。其一，股權(quán)激勵(lì)制度由于其長(zhǎng)期收益性，可以有效激勵(lì)CEO投入到長(zhǎng)期創(chuàng)新研發(fā)工作中，同時(shí)可以增加其離任成本而留住人才(宗文龍等，2013[15])。其二，通過將CEO個(gè)人利益與企業(yè)市值掛鉤，增加其承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)機(jī)，有利于企業(yè)增加研發(fā)投入(Armstrong和Vashishtha，2012[16])。尤其是股票期權(quán)類衍生品具有更高的股價(jià)波動(dòng)性，也意味著更高的價(jià)值，高管承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)有助于增加自身財(cái)富。其三，股權(quán)激勵(lì)制度將長(zhǎng)期豐厚回報(bào)和CEO短期對(duì)失敗的容忍相結(jié)合，大多類型的股權(quán)激勵(lì)制度會(huì)在股價(jià)下跌到預(yù)定價(jià)格后保護(hù)股權(quán)所有者利益不再繼續(xù)遭受損失，而且當(dāng)企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生回報(bào)后，股價(jià)上漲帶來的收益是非常可觀的。此外，由于我國(guó)股權(quán)激勵(lì)制度改革及不斷完善，當(dāng)前股權(quán)激勵(lì)制度能更好地發(fā)揮其積極作用的一面(唐清泉等，2011[3])，并且我國(guó)CEO持股比例偏低，普遍未達(dá)到股權(quán)激勵(lì)負(fù)面影響產(chǎn)生的比例拐點(diǎn)，故提出假設(shè)H1。

H1：對(duì)CEO股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越強(qiáng)。

(二)烙印效應(yīng)、CEO股權(quán)激勵(lì)與研發(fā)投入強(qiáng)度

針對(duì)股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度影響的矛盾性研究結(jié)果，眾多學(xué)者基于高層梯隊(duì)理論，對(duì)以CEO為代表的高層管理團(tuán)體展開了研究，試圖從激勵(lì)對(duì)象特征差異的視角尋求解釋。研究視角包括教育背景、工作經(jīng)歷、工作任期、年齡、性別等可視化人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征，以及是否存在政治關(guān)聯(lián)、管理者自主權(quán)大小等外在影響因素(Nakahara等，1997[17]；蘇文兵等，2011[18]；Jensen和Murphy，1990[19])。但此類研究的結(jié)論并不一致，即便在控制了相關(guān)變量前提下，相同受教育程度、相同年齡或者任期時(shí)間相同的管理者在企業(yè)戰(zhàn)略決策上還是存在巨大差異，導(dǎo)致許多學(xué)者對(duì)高層梯隊(duì)理論產(chǎn)生質(zhì)疑。

烙印理論基于個(gè)人特征的非可視化視角對(duì)以上現(xiàn)象進(jìn)行了解釋，認(rèn)為個(gè)體經(jīng)歷的重大外部事件會(huì)對(duì)其認(rèn)知能力、經(jīng)驗(yàn)技巧、知識(shí)結(jié)構(gòu)等心理認(rèn)知層面產(chǎn)生不同維度的烙印，并影響其后期的行為決策(Malmendier等，2011[9]；沈維濤和幸曉雨，2014[10]；趙民偉和晏艷陽，2015[11])。故即便個(gè)體客觀人口特征等表現(xiàn)一致，但每個(gè)個(gè)體不同的過往經(jīng)歷會(huì)對(duì)其決策產(chǎn)生重要甚至非理性的影響。不是所有過往事件都能對(duì)個(gè)體產(chǎn)生烙印，烙印事件的選擇需要滿足以下三個(gè)條件：一是必須是大事件；二是事件的影響范圍廣、影響程度深；三是事件會(huì)持續(xù)一定的時(shí)間(Malmendier等，2011[9])。本文烙印事件選擇的是2008年金融危機(jī)。在選取事件時(shí)為了不受人為主觀選擇性和外部隨機(jī)事件的干預(yù)，借鑒自然實(shí)驗(yàn)的思想以極大地控制其他干擾因素，并且該事件同時(shí)滿足以上三條準(zhǔn)則，是本研究一個(gè)很好的自然事件。

2008年金融危機(jī)對(duì)CEO個(gè)體特征的烙印機(jī)制是：在CEO成長(zhǎng)環(huán)境發(fā)生重大經(jīng)濟(jì)變化的敏感期內(nèi)，CEO為了應(yīng)對(duì)不容樂觀的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，主動(dòng)培養(yǎng)與下行的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)適配的特征。其中敏感期包括個(gè)體成長(zhǎng)發(fā)育的生理階段和個(gè)體成長(zhǎng)過程中環(huán)境發(fā)生重大變化的時(shí)期兩個(gè)層面。本文金融危機(jī)對(duì)CEO產(chǎn)生烙印作用的敏感期屬于后者，采用這一時(shí)期作為敏感期進(jìn)行的研究包括：生育經(jīng)歷(Dahl等，2012[20])、婚姻經(jīng)歷(Nicolosi和Yore，2015[21])、工作時(shí)的財(cái)務(wù)困境經(jīng)歷(劉元秀等，2016[22])、教育經(jīng)歷(Kish-Gephart 和Campbell，2015[23])、初次工作經(jīng)歷(Schoar和Zuo，2013[24])等。CEO在金融危機(jī)期間主動(dòng)培養(yǎng)的特征如下：一是改變對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)中風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知，使得CEO風(fēng)險(xiǎn)偏好性降低(Malmendier等，2011[9])；二是改變對(duì)股票期權(quán)激勵(lì)效用的認(rèn)知。由于股價(jià)會(huì)隨時(shí)受到宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不確定性的影響，使得CEO在制定企業(yè)決策時(shí)會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)性行為，如減少研發(fā)投入(趙民偉和晏艷陽，2015[11])。烙印效應(yīng)會(huì)一直存在，但是會(huì)隨著時(shí)間的延長(zhǎng)影響減弱，筆者認(rèn)為在金融危機(jī)后的一段時(shí)間內(nèi)，這一烙印效應(yīng)對(duì)CEO制定企業(yè)決策存在顯著性影響，在一段時(shí)間之后烙印效應(yīng)依舊存在，但是不再具有顯著性。據(jù)此本文分別提出假設(shè)2和假設(shè)3。

H2：CEO金融危機(jī)經(jīng)歷會(huì)抑制股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的正向影響。

H3：金融危機(jī)經(jīng)歷對(duì)CEO產(chǎn)生的烙印效應(yīng)顯著性影響時(shí)間有限。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)

由于我國(guó)2007年新的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》要求企業(yè)開始披露研發(fā)投入等信息，所以本文研究樣本起始時(shí)間是2007年；并且本文檢驗(yàn)2008年金融危機(jī)的烙印效應(yīng)，而2015年中國(guó)股市再次發(fā)生崩盤現(xiàn)象，為避免兩次股市危機(jī)互相影響，故選取2007—2014年全部A股上市企業(yè)為研究樣本。剔除以下數(shù)據(jù)：一是銀行、保險(xiǎn)等金融業(yè)樣本；二是當(dāng)年被ST或*ST的樣本；三是有缺失值的樣本，最終共獲得7 963條有效數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，運(yùn)用Stata14.0軟件進(jìn)行計(jì)量分析。為避免極端樣本值的誤差影響，對(duì)所有連續(xù)變量在前后1%的水平上進(jìn)行縮尾(Winsorize)處理。

(二)變量測(cè)度

1.被解釋變量：企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。

本文選取研發(fā)投入與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比值(RD1)作為研發(fā)投入強(qiáng)度的衡量指標(biāo)，由于研發(fā)投入與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入都是從相對(duì)規(guī)模角度進(jìn)行考慮，為避免字段選取導(dǎo)致的差異性，使用企業(yè)研發(fā)費(fèi)用的絕對(duì)數(shù)值(RD2)作為絕對(duì)規(guī)模指標(biāo)。為避免取自然對(duì)數(shù)后負(fù)值的產(chǎn)生，所有數(shù)值都做加1后取對(duì)數(shù)處理，并在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中驗(yàn)證(劉運(yùn)國(guó)和劉雯，2007[25])。借鑒Hirshleifer等(2012)[26]、Aghion等(2013)[27]、Cornaggia等(2015)[28]的處理方法，對(duì)所有研發(fā)投入的缺失值取0處理。

2.解釋變量：CEO股權(quán)激勵(lì)。

借鑒湯業(yè)國(guó)和徐向藝(2012)[29]股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的衡量方法，本文CEO股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度(CGBL)的衡量指標(biāo)是CEO持股數(shù)量占企業(yè)股本總數(shù)的比例。由于當(dāng)前企業(yè)中對(duì)于“CEO”概念的不明確，本文首先界定了“CEO”：在國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)高管個(gè)人資料“具體職務(wù)”字段中手工篩選出包含“總經(jīng)理、總裁、首席執(zhí)行官、執(zhí)行總裁、CEO”的上市企業(yè)樣本。為保證CEO的唯一性，按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行處理：(1)由于不同企業(yè)中對(duì)于職位的定義并不一致，導(dǎo)致同一企業(yè)同一年份會(huì)出現(xiàn)多條樣本數(shù)據(jù)的情況，作者對(duì)照國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中“董事長(zhǎng)與總經(jīng)理變更文件”，依次篩選并保留“變更職位”為“總經(jīng)理”的數(shù)據(jù)；篩選并保留“變更類型”為“離任”的數(shù)據(jù)。根據(jù)變更日期確定所需保留的數(shù)據(jù)，具體原則是在當(dāng)年6月30日及之前進(jìn)行變更的，保留變更后的CEO數(shù)據(jù)；變更日期在當(dāng)年6月30日之后的，保留變更前的CEO數(shù)據(jù)。(2)對(duì)于當(dāng)年未發(fā)生變更或者變更總經(jīng)理與重復(fù)樣本不一致的情況：通過比較重復(fù)者的其他職位大小來判斷重復(fù)者權(quán)力大小，權(quán)力越大越能影響到企業(yè)的研發(fā)投入決策，剔除權(quán)力較小者數(shù)據(jù)。(3)為避免2008年金融危機(jī)后CEO變更對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，剔除2008年發(fā)生CEO變更的上市企業(yè)所有樣本，以及在2008年之后年份又發(fā)生CEO變更的當(dāng)年及之后年份的數(shù)據(jù)。

3.調(diào)節(jié)變量：金融危機(jī)經(jīng)歷。

借鑒Malmendier等(2011)[9]的思想，當(dāng)2008年企業(yè)年末股價(jià)收盤價(jià)不足當(dāng)年開盤價(jià)的50%，則認(rèn)為企業(yè)CEO經(jīng)歷了金融危機(jī)(JRWJ)，并對(duì)CEO產(chǎn)生了烙印效應(yīng)。數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)的年個(gè)股回報(bào)率文件。

4.控制變量。

現(xiàn)有研究關(guān)于企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響因素包括公司基本特征、公司治理結(jié)構(gòu)、CEO特征等層面。本文擬選擇以下指標(biāo)作為各層面的控制變量。公司基本特征層面包括：企業(yè)規(guī)模、杠桿比率(資產(chǎn)負(fù)債率)、企業(yè)成長(zhǎng)性(主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率)、市場(chǎng)評(píng)價(jià)(托賓Q值)、現(xiàn)金流、盈利能力(總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)(固定資產(chǎn)凈額/資產(chǎn)總計(jì))、企業(yè)性質(zhì)(實(shí)際控制人是否為國(guó)有企業(yè))。公司治理結(jié)構(gòu)層面包括：股權(quán)集中度(第一大股東持股比例)、股權(quán)平衡度(第二至十大股東持股比例之和)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)規(guī)模、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職合一、董事會(huì)議事頻次。CEO特征層面包括：年齡、受教育程度、性別。此外，皮永華和寶貢敏(2005)[30]發(fā)現(xiàn)不同行業(yè)對(duì)于企業(yè)研發(fā)投入的需求不同，故本文進(jìn)行了行業(yè)類型控制。以2012版證監(jiān)會(huì)行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)劃分法為依據(jù)，將其設(shè)計(jì)為虛擬變量，分別賦值。由于本文研發(fā)數(shù)據(jù)樣本中沒有居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)(O)及教育業(yè)(P)，并且剔除了金融業(yè)(J)之后還剩余16個(gè)行業(yè)；制造業(yè)細(xì)分后樣本中包含C1、C2、C3、C4四個(gè)子行業(yè)，最后共在模型中增添了19個(gè)虛擬變量。

表1變量定義表

(三)模型設(shè)計(jì)

本文的主效應(yīng)是CEO股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響，以2008年我國(guó)金融危機(jī)對(duì)CEO的烙印效應(yīng)作為二者之間的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟，本文建立以下兩個(gè)回歸模型。

模型1：該回歸模型是直接利用被解釋變量研發(fā)投入強(qiáng)度R&D對(duì)解釋變量和所有控制變量進(jìn)行：Tobit回歸，考察在控制企業(yè)基本特征、公司治理結(jié)構(gòu)及CEO特征情況下，CEO股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響。其中，R&D包括RD1和RD2兩種衡量指標(biāo)。

RDi, t=β0+β1CGBLi, t+βcControli, t

(1)

模型2：該回歸模型是利用被解釋變量研發(fā)投入強(qiáng)度R&D對(duì)解釋變量、調(diào)節(jié)變量、解釋變量與調(diào)節(jié)變量乘積項(xiàng)W1和所有控制變量進(jìn)行Tobit回歸，檢驗(yàn)在控制了控制變量及相同股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的前提下，經(jīng)歷過金融危機(jī)的CEO是否會(huì)減少企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。

RDi, t=β0+β1CGBLi, t+β2JRWJ+β3W1i, t

(2)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2是所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，樣本共7 963個(gè)觀測(cè)值。從表中可以看出，我國(guó)上市企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度相對(duì)值指標(biāo)RD1均值只占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的2.0%，研發(fā)投入相對(duì)不足；研發(fā)投入最大值占企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的61.3%，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.072，說明不同企業(yè)之間的研發(fā)投入差異巨大。CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL均值為0.7%，說明我國(guó)上市企業(yè)中CEO持股比例總體偏低；最大值為22.5%，標(biāo)準(zhǔn)差為3.1%，說明不同企業(yè)內(nèi)對(duì)CEO的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度差異很大。是否經(jīng)歷金融危機(jī)指標(biāo)JRWJ均值為87.1%，標(biāo)準(zhǔn)差為33.6%，表明我國(guó)上市企業(yè)中大多數(shù)都遭受了2008年金融危機(jī)的影響。

表2全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

運(yùn)用Stata14.0軟件，對(duì)樣本變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)分析，所有變量相關(guān)性系數(shù)均小于0.6，表明變量之間不存在多重共線性。受文章篇幅限制，這里只列示了主要變量之間的相關(guān)性分析，具體見表3。CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL與企業(yè)研發(fā)投入的兩個(gè)指標(biāo)RD1/RD2都在1%顯著性水平上正相關(guān)，即股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越大，與之前的假設(shè)方向一致。經(jīng)歷金融危機(jī)JRWJ與企業(yè)研發(fā)投入的兩個(gè)指標(biāo)RD1/RD2都在1%顯著性水平上負(fù)相關(guān)，即經(jīng)歷金融危機(jī)后企業(yè)會(huì)降低研發(fā)投入強(qiáng)度，與預(yù)期一致。

表3主要變量相關(guān)性分析

(三)實(shí)證結(jié)果及分析

1.主效應(yīng)檢驗(yàn)。

本節(jié)實(shí)證檢驗(yàn)了CEO股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響。在該部分檢驗(yàn)中，被解釋變量均是企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度相對(duì)值指標(biāo)RD1。首先對(duì)全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，為避免異方差的影響，在進(jìn)行以下所有回歸時(shí)均修正了異方差，具體見表4。CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL在1%顯著性水平上與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度RD1正相關(guān)，說明CEO持股比例越高，越有利于促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，與宋迪等(2018)[31]、邵劍兵等(2019)[32]研究結(jié)論一致，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表4全樣本主效應(yīng)回歸檢驗(yàn)

續(xù)前表

Coef.Std.Err.Sig.Tangible-0.050???0.0130.000Size0.008???0.0020.001Lev-0.056???0.0110.000Growth-0.002???0.0000.000ROA0.220???0.0420.000Inst-0.046?0.0270.088TQ-0.0020.0020.220Gender0.045???0.0080.000Age0.0000.0000.856Edca0.0010.0020.465BMF0.0010.0000.218Stae-0.018???0.0040.000Top10.053???0.0150.000Top2_100.037??0.0160.021Dir_CEO-0.018???0.0050.001Board0.019?0.0100.055Indep0.092???0.0330.005YearIndustry控制N7 963

為了探究金融危機(jī)烙印效應(yīng)是否存在以及烙印效應(yīng)的顯著性影響持續(xù)時(shí)間，本文對(duì)全樣本進(jìn)行了分年度檢驗(yàn)，受限于樣本數(shù)量，分年度回歸時(shí)未控制行業(yè)。具體結(jié)果見表5。除2009年份中CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL與企業(yè)研發(fā)投入RD1不顯著相關(guān)外，其余年份的主效應(yīng)均與之顯著正相關(guān)，即CEO持股比例越高，越有利于提高企業(yè)研發(fā)投入，假設(shè)H1得到了部分驗(yàn)證。

表5分年度主效應(yīng)回歸檢驗(yàn)

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

本節(jié)檢驗(yàn)2008年金融危機(jī)對(duì)CEO烙印效應(yīng)是否存在，即經(jīng)歷金融危機(jī)的CEO，在相同股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度前提下，是否會(huì)減少企業(yè)研發(fā)投入。首先對(duì)解釋變量CEO股權(quán)激勵(lì)CGBL和調(diào)節(jié)變量金融危機(jī)經(jīng)歷JRWJ進(jìn)行數(shù)據(jù)中心化處理，然后計(jì)算中心化處理后的CGBL與JRWJ的乘積項(xiàng)W1。將處理后的數(shù)據(jù)代入模型2，具體結(jié)果見表6。CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL在1%顯著性水平上與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度RD1顯著相關(guān)；是否經(jīng)歷金融危機(jī)指標(biāo)JRWJ在1%顯著性水平上與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度RD1顯著負(fù)相關(guān)；CEO股權(quán)激勵(lì)與金融危機(jī)JRWJ乘積項(xiàng)指標(biāo)W1與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度RD1不顯著相關(guān)，說明不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，即CEO是否經(jīng)歷過金融危機(jī)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度沒有影響，假設(shè)H2未得到驗(yàn)證。控制變量中，現(xiàn)金流指標(biāo)Cash與RD1由在5%顯著性水平上正相關(guān)變?yōu)椴伙@著相關(guān)；市場(chǎng)評(píng)價(jià)指標(biāo)TQ與RD1由不顯著相關(guān)變?yōu)樵?0%顯著性水平上負(fù)相關(guān)。其他控制變量與RD1的顯著性與全樣本主效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)完全一致。

表6全樣本調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸檢驗(yàn)

續(xù)前表

Coef.Std.Err.Sig.Cash0.0290.018 0.112 Tangible-0.044???0.013 0.001 Size0.008???0.002 0.001Lev-0.058???0.011 0.000 Growth-0.002???0.000 0.000 ROA0.197???0.043 0.000 Inst-0.052?0.027 0.059 TQ-0.004?0.002 0.053 Gender0.044???0.008 0.000 Age0.0000.000 0.483 Edca0.0010.002 0.646 BMF0.0010.000 0.281 Stae-0.019???0.004 0.000 Top10.037??0.015 0.014 Top2_100.040??0.016 0.014 Dir_CEO-0.017???0.005 0.001 Board0.016?0.010 0.096 Indep0.104???0.033 0.001 YearIndustry控制N7 963

之后，分年度檢驗(yàn)金融危機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在，具體結(jié)果見表7。2008年至2011年的年份數(shù)據(jù)中，CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL與企業(yè)研發(fā)投入RD1均在1%顯著性水平上正相關(guān)，并且乘積項(xiàng)W1與企業(yè)研發(fā)投入RD1均在1%顯著性水平上負(fù)相關(guān)，即在2008年金融危機(jī)發(fā)生至2011年四年的時(shí)間中，金融危機(jī)經(jīng)歷對(duì)于CEO股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的正相關(guān)關(guān)系起到了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H2得到了驗(yàn)證。2012年份中CEO股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度CGBL與企業(yè)研發(fā)投入RD1不顯著相關(guān)，并且金融危機(jī)JRWJ的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，說明2008年金融危機(jī)對(duì)于CEO烙印效應(yīng)的顯著性持續(xù)時(shí)間是2009至2011三年，假設(shè)H3得到了驗(yàn)證。三年之后樣本金融危機(jī)的負(fù)向調(diào)節(jié)作用雖然不顯著，但是并不認(rèn)為烙印效應(yīng)消失，只是烙印效應(yīng)隨著時(shí)間逐漸減弱，在實(shí)證結(jié)果上不再顯著。2013年份與2014年份數(shù)據(jù)中，CEO股權(quán)激勵(lì)CGBL與企業(yè)研發(fā)投入RD1顯著正相關(guān)，并且乘積項(xiàng)W1與企業(yè)研發(fā)投入RD1均在1%顯著性水平上正相關(guān)，說明金融危機(jī)經(jīng)歷對(duì)于主效應(yīng)存在正向調(diào)節(jié)作用。對(duì)于這一現(xiàn)象的解釋是：2013年全國(guó)兩會(huì)召開，同時(shí)新一屆中央政府成立之后，“創(chuàng)新”成為國(guó)家重要議題，2014年李克強(qiáng)總理在夏季達(dá)沃斯論壇上正式提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”，引導(dǎo)了全國(guó)范圍內(nèi)雙創(chuàng)的浪潮。在國(guó)家政策引導(dǎo)的契機(jī)下，加之金融危機(jī)之后CEO普遍抑制了企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入，故從2013年開始CEO群體響應(yīng)國(guó)家號(hào)召，在外部政策的強(qiáng)刺激下加大了研發(fā)投入強(qiáng)度，在實(shí)證結(jié)果上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。

表7分年度調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸檢驗(yàn)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述實(shí)證研究與回歸分析中，研發(fā)強(qiáng)度指標(biāo)RD1是采用研發(fā)投入與當(dāng)年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值，是相對(duì)性指標(biāo)。為避免該指標(biāo)選取方法的局限性影響結(jié)論的普適性，在該部分檢驗(yàn)中選取研發(fā)強(qiáng)度絕對(duì)性指標(biāo)RD2，即使用企業(yè)研發(fā)投入加1后的對(duì)數(shù)值度量。在其余變量保持一致的前提下，將RD2替換RD1重新進(jìn)行回歸，受限于文章篇幅，該部分僅列示了主要變量的回歸結(jié)果。

1.主效應(yīng)檢驗(yàn)。

表8為全樣本主效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)比表4可以發(fā)現(xiàn)，系數(shù)數(shù)值明顯增大。CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度RD2在1%顯著性水平上正相關(guān)，與RD1指標(biāo)顯著性并未發(fā)生變化，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表8全樣本主效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表9為分年度主效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)比表5可以發(fā)現(xiàn)，2007年份數(shù)據(jù)中CEO持股比例與研發(fā)投入強(qiáng)度由在1%顯著性水平上正相關(guān)變?yōu)椴伙@著負(fù)相關(guān)；2009年份數(shù)據(jù)中CEO持股比例與研發(fā)投入強(qiáng)度由不顯著變?yōu)轱@著正相關(guān)。假設(shè)H1得到部分驗(yàn)證。

表9分年度主效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

表10為全樣本調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)比表6發(fā)現(xiàn)：CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL、經(jīng)歷金融危機(jī)指標(biāo)JRWJ顯著性未發(fā)生變化；股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL與金融危機(jī)JRWJ乘積項(xiàng)指標(biāo)W1由不顯著相關(guān)變?yōu)樵?%顯著性水平上負(fù)相關(guān)，即金融危機(jī)的烙印效應(yīng)在主效應(yīng)之間存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

表11為分年度調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)比表7發(fā)現(xiàn)：在每個(gè)年份的樣本數(shù)據(jù)中，CEO股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)CGBL、金融危機(jī)指標(biāo)JRWJ、乘積項(xiàng)指標(biāo)W1與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度相關(guān)的顯著性都沒有變化，說明得到了很好的穩(wěn)健性驗(yàn)證。再次驗(yàn)證了2008年金融危機(jī)對(duì)CEO烙印效應(yīng)的顯著性持續(xù)時(shí)間是三年，假設(shè)H2得到部分驗(yàn)證，假設(shè)H3得到了驗(yàn)證。

表10全樣本調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表11分年度調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、研究結(jié)論與展望

(一)研究結(jié)論

本文基于2008年金融危機(jī)對(duì)CEO產(chǎn)生烙印效應(yīng)的視角展開研究，探討其對(duì)股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的調(diào)節(jié)作用。主要研究結(jié)論有以下三點(diǎn)。第一，對(duì)CEO實(shí)施股權(quán)激勵(lì)有利于增加企業(yè)研發(fā)投入，股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越大，這與田軒和孟清揚(yáng)(2018)[1]的結(jié)論一致，驗(yàn)證了股權(quán)激勵(lì)制度的“利益協(xié)同”假說。第二，2008年金融危機(jī)對(duì)CEO產(chǎn)生了烙印效應(yīng)，并且在股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度關(guān)系中起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，這與Malmendier等人(2011)[9]的結(jié)論一致，說明金融危機(jī)類宏觀經(jīng)濟(jì)事件會(huì)對(duì)以CEO為代表的企業(yè)高管群體產(chǎn)生烙印效應(yīng)，進(jìn)而影響企業(yè)決策，支持了烙印理論。第三，2008年金融危機(jī)對(duì)CEO烙印效應(yīng)的顯著性影響持續(xù)時(shí)間為三年。烙印理論表明烙印效應(yīng)的強(qiáng)度會(huì)隨著時(shí)間的延長(zhǎng)而減弱，但是并沒有明確這一烙印效應(yīng)對(duì)個(gè)體影響的顯著性時(shí)長(zhǎng)。本文以金融危機(jī)事件為例，為類似宏觀經(jīng)濟(jì)事件對(duì)個(gè)體特征的顯著性影響時(shí)長(zhǎng)提供了年份參考，豐富了烙印理論。

(二)管理啟示

本文研究了宏觀經(jīng)濟(jì)事件對(duì)微觀企業(yè)個(gè)體產(chǎn)生的烙印效應(yīng)影響，有如下管理啟示：首先，為企業(yè)及相關(guān)信息使用者的科學(xué)決策提供可能的經(jīng)驗(yàn)支持。第一，企業(yè)在選聘高管團(tuán)隊(duì)成員時(shí)，可以根據(jù)高管的不同經(jīng)歷特征，如金融危機(jī)經(jīng)歷、海外經(jīng)歷、政府任職經(jīng)歷等戰(zhàn)略性地選擇經(jīng)歷特征差異明顯的高管，以避免相同或類似經(jīng)歷的個(gè)體由于認(rèn)知、經(jīng)驗(yàn)相似導(dǎo)致的企業(yè)決策趨同性行為(Fern等，2012[33])。第二，對(duì)企業(yè)管理層金融危機(jī)經(jīng)歷的了解有助于企業(yè)對(duì)其實(shí)施針對(duì)性激勵(lì)措施以保證激勵(lì)效用的最大化，對(duì)其他重大過往經(jīng)歷的了解也有助于企業(yè)決策的正確制定及實(shí)施。其次，本文對(duì)以CEO為代表的高管群體具有啟發(fā)：正確地認(rèn)識(shí)并理解過往重大經(jīng)歷對(duì)自己產(chǎn)生的影響，在制定企業(yè)決策時(shí)有意識(shí)地對(duì)過往經(jīng)歷的影響保持警醒(Suddaby等，2015[34])。同時(shí)，認(rèn)識(shí)到過往經(jīng)歷所產(chǎn)生的不利烙印影響之后，要主動(dòng)學(xué)習(xí)或者經(jīng)歷新的事件來抵消這一不利影響，走出舒適區(qū)，時(shí)刻保持學(xué)習(xí)能力。

(三)局限與展望

研究局限：由于我國(guó)在2007年會(huì)計(jì)政策更改之后企業(yè)才開始披露研發(fā)投入數(shù)據(jù)，而當(dāng)年披露研發(fā)投入支出的企業(yè)數(shù)量有限，所以2007年度關(guān)于研發(fā)投入的樣本數(shù)據(jù)會(huì)有較大誤差。在2007年之后的年份數(shù)據(jù)中，也有一些企業(yè)未披露研發(fā)投入數(shù)據(jù)，本文雖然借鑒了眾多學(xué)者的方法將未披露研發(fā)投入數(shù)據(jù)的企業(yè)默認(rèn)取0(Hirshleifer等，2012[26]；Aghion等，2013[27]；Cornaggia等，2015[28])，以保證研究的樣本數(shù)量，但是會(huì)存在一定的誤差。

筆者對(duì)相關(guān)研究展望如下。

第一，2015年我國(guó)股市再次發(fā)生崩盤現(xiàn)象，可以根據(jù)本文的結(jié)論檢驗(yàn)2015年股市崩盤是否對(duì)CEO存在類似的烙印效應(yīng)，即2015年之后企業(yè)研發(fā)投入是否會(huì)受到2015年股市崩盤的影響。目前可以獲得的完整年份數(shù)據(jù)是截至2018年12月31日，即股災(zāi)后3年的時(shí)間樣本。按照本文的結(jié)論，這三年中企業(yè)CEO會(huì)存在2015年股市崩盤的顯著性烙印效應(yīng)。

第二，在2018年之后年份數(shù)據(jù)可以獲得的前提下，可以檢驗(yàn)2015年股災(zāi)的顯著性烙印效應(yīng)持續(xù)時(shí)間是否存在變化。預(yù)期變化的結(jié)果有兩種：一是持續(xù)時(shí)間變長(zhǎng)；二是持續(xù)時(shí)間變短。持續(xù)時(shí)間變長(zhǎng)的解釋是：經(jīng)歷了2008年和2015年兩次股市崩盤后，對(duì)于CEO個(gè)人而言的烙印再次疊加，那么這一烙印效應(yīng)的顯著性影響更加深刻，時(shí)間上更久。持續(xù)時(shí)間變短的解釋是：經(jīng)歷了2008年金融危機(jī)之后的CEO對(duì)于類似經(jīng)濟(jì)事件的處理存在了經(jīng)驗(yàn)認(rèn)知以緩解再次股價(jià)崩盤帶來的不利影響，可以快速?gòu)睦佑∮绊懼凶叱鰜怼?/p>