股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新績效

馬桂芬 羅萌萌

摘要：以2008-2018年廣東省滬深A(yù)股上市公司為樣本，檢驗了股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系。實證結(jié)果表明：股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效呈正相關(guān)關(guān)系;股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)呈負相關(guān)關(guān)系;風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介作用。本文的研究結(jié)論不僅對股權(quán)激勵對創(chuàng)新績效的研究提供了新證據(jù)，而且有助于厘清股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效影響的作用機制。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵;風(fēng)險承擔(dān);創(chuàng)新績效;中介效應(yīng)

引言

創(chuàng)新是推動我國經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的重要力量，企業(yè)作為創(chuàng)新的主體越來越受到全社會的關(guān)注。Belloc（2012）指出創(chuàng)新的核心是將其人力資本和企業(yè)資源相整合，建立有效的薪酬契約和激勵機制，能夠鼓勵管理層尤其是具有決策權(quán)的高管積極參與推動企業(yè)創(chuàng)新。近些年來，股權(quán)激勵作為一種基于企業(yè)長期業(yè)績的激勵機制，在建立有效的薪酬契約中發(fā)揮著重要的作用。

在以往的研究中，大多數(shù)學(xué)者關(guān)注股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的直接效應(yīng)，而忽視了作用機制。股權(quán)激勵的實施影響了決策的環(huán)境，從而影響了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，進而對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響?；诖耍疚膶ⅰ肮蓹?quán)激勵-風(fēng)險承擔(dān)-企業(yè)創(chuàng)新績效”放在同一框架上進行研究，試圖為股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效影響的研究提供新證據(jù)，并厘清其作用機制。

一、文獻回顧與假設(shè)的提出

（一）股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效

雖然不少學(xué)者對股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系進行了研究，然而，卻沒有得到統(tǒng)一的結(jié)論。Wright 等（2002）認為由于股權(quán)激勵使激勵對象面臨更高的非系統(tǒng)風(fēng)險，反而促使決策者選擇低風(fēng)險的投資策略，其中表現(xiàn)便是減低創(chuàng)新投入。趙洪江等（2008）也得到股權(quán)激勵將會減低研發(fā)投入的結(jié)論。從所掌握的文獻分析，更多學(xué)者證實股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在正向的關(guān)系。劉偉等（2007）認為股權(quán)激勵要發(fā)揮效用跟企業(yè)的行業(yè)類別有關(guān)，除了高科技類企業(yè)其他企業(yè)采用股權(quán)激勵的效果不顯著。王建華等（2015）以獲得國家“創(chuàng)新型企業(yè)”認定的上市公司為樣本，研究表明股權(quán)激勵與創(chuàng)新績效之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。姜英兵等（2017）以核心技術(shù)人員為對象，研究發(fā)現(xiàn)對核心員工的股權(quán)激勵比例越大企業(yè)專利產(chǎn)出越多。田軒等（2018）發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵的實施不僅可以提高創(chuàng)新投入，還可以促進創(chuàng)新產(chǎn)出，這一效應(yīng)在非國有高新技術(shù)企業(yè)中作用更明顯。梁彤纓等（2013）、湯業(yè)國等（2013）證實兩者之間存在倒U型的關(guān)系。

現(xiàn)代企業(yè)制度下，如何激勵高管在決策中自覺地做出有利于公司長遠發(fā)展的決策是迫切需要解決的問題。在公司治理結(jié)構(gòu)中，股權(quán)激勵是解決這一問題的重要措施。股權(quán)激勵因為“風(fēng)險共擔(dān)，利益共享”的機制，通過賦予高管對公司剩余收益的一定索取權(quán)，因此能夠有效抑制代理矛盾，高管為了自身利益最大化將會更加關(guān)注企業(yè)的長遠目標，將外部的監(jiān)督轉(zhuǎn)化為自身的約束，從而通過增加創(chuàng)新投入以提升企業(yè)創(chuàng)新績效。與國外企業(yè)相比，我國股權(quán)激勵授予比較較低，因此現(xiàn)階段更多的是利益趨同效應(yīng)階段。鑒于此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效呈正相關(guān)關(guān)系

（二）股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

從所掌握的文獻分析，對于股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的研究并不多，而結(jié)論不一致。朱琪等（2019）證實不管是否考慮內(nèi)生性問題，股權(quán)激勵與企業(yè)系統(tǒng)風(fēng)險承擔(dān)水平均無關(guān)，但是與總風(fēng)險承擔(dān)水平、非系統(tǒng)承擔(dān)水平呈正相關(guān)關(guān)系。蘇坤（2015）以股票收益率來代表風(fēng)險承擔(dān)水平，實證檢驗了股權(quán)激勵提高了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，從而提高了企業(yè)資本配置的效率。孟亞楠（2018）以2012-2016年A股實施了股權(quán)激勵的公司為樣本，證實股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系受到股權(quán)集中度的影響，當股權(quán)相對集中時呈正相關(guān)關(guān)系，股權(quán)分散或者高度集中是無顯著關(guān)系。John等（2008）認為高管更加傾向于更安全的情況下追求自身利益的最大化，因此股權(quán)激勵反而降低了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。李小榮等（2014）證實股權(quán)激勵與風(fēng)險之間呈倒“U”型結(jié)構(gòu)。

首先，雖然股權(quán)激勵可以在一定程度上提高風(fēng)險承擔(dān)水平，但是過度的風(fēng)險承擔(dān)卻不利于公司的發(fā)展。高管作為公司的重要決策者，為了保證股權(quán)得以行權(quán)，往往放棄風(fēng)險較大的投資項目。其次，根據(jù)人力資本理論，高管的人力投資是專一的，而股東更多采取多元化投資。高管更加傾向于保證個人利益的安全性、穩(wěn)定性，在決策過程中更加謹慎，而任何過激的投資行為都會對高管利益造成威脅，因而高管往往表現(xiàn)為風(fēng)險規(guī)避。第三，高管的行業(yè)聲譽對于其職業(yè)生涯是非常重要的，為了保障具有良好的聲譽，高管往往選擇回報率較低、穩(wěn)定的項目投資。基于此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)呈負相關(guān)關(guān)系

（三）風(fēng)險承擔(dān)對股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)績效關(guān)系的中介作用

從所掌握的文獻看，較少學(xué)者關(guān)注風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與創(chuàng)新活動中的作用機理。Coles等（2004）通過聯(lián)立方程組證實股權(quán)激勵可以增加高管對股價波動的敏感性，這可以增加高管的風(fēng)險承擔(dān)水平，從而刺激投資。Li等（2010）認為在企業(yè)提高創(chuàng)新績效的過程中，風(fēng)險承擔(dān)是非常重要的影響因素。戴維·羅伯遜等（2014）通過對樂高的案例分析，發(fā)現(xiàn)過激的冒險行為將會增加經(jīng)營風(fēng)險，影響企業(yè)創(chuàng)新績效。張瑞君等（2013）實證檢驗了風(fēng)險承擔(dān)在貨幣薪酬、股權(quán)薪酬與企業(yè)績效中始終發(fā)揮著中介作用。劉華等（2018）認為授予了經(jīng)理人股權(quán)激勵后，但是由于管理者身份缺位，反而無法管控好企業(yè)風(fēng)險的水平，不利于企業(yè)創(chuàng)新績效。

股權(quán)激勵的實施在一定程度上解決了兩權(quán)分離帶來的代理問題，高管的身份發(fā)生了轉(zhuǎn)變，對待風(fēng)險的態(tài)度有所不同，高管利益更是與企業(yè)利益息息相關(guān)。根據(jù)行為理論，相比于追求未來利益的最大化，代理人更看重財富的損失。在我國，股權(quán)激勵的實施更加傾向于福利型的獎勵，股權(quán)激勵對于高管更像是既得財富。因此，高管為了保證財富的可得性，將會把風(fēng)險承擔(dān)控制在一定范圍內(nèi)。企業(yè)的創(chuàng)新活動屬于高風(fēng)險、高回報的投資活動，是否投資與創(chuàng)新很大程度上受到風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。基于此，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新中起到中介作用

二、數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文研究選擇2008-2018年廣東省滬深兩市A股上市公司為樣本，剔除金融類上市公司、ST、*ST、PT公司;數(shù)據(jù)不全的公司。本文運用Sybase12.5對樣本進行基本處理，運用STATA11完成實證分析。

（二）模型設(shè)計

為了檢驗假設(shè)1，設(shè)定模型1：

Patentst=α0+α1Strengtht-1+ΣαjControlt-1+ε

（1）

為了檢驗假設(shè)2，設(shè)定模型2：

Riskt=α0+α1Strengtht-1+ΣαjControlt-1+ε

（2）

為了驗證假設(shè)3，設(shè)定模型3：

Patentst=α0+α1Strengtht-1+α2Riskt+ ΣαjControlt-1+ε（3）

在上述模型中，被解釋變量是企業(yè)創(chuàng)新績效（Patents），以下一年的發(fā)明專利申請數(shù)、實用新型專利申請數(shù)及外觀設(shè)計專利申請數(shù)三者之和加1，然后取自然對數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新績效的替代變量。

解釋變量是股權(quán)激勵（Strength），采用高管持股數(shù)量與總股數(shù)的比值作為度量指標。

中介變量是風(fēng)險承擔(dān)（Risk），本文參考李小榮等（2014）的做法，以三年為一個觀測時段，采用經(jīng)過行業(yè)和時間調(diào)整后的資產(chǎn)收益率的波動率作為度量指標。

控制變量是公司規(guī)模（SIZE，年末總資產(chǎn)取對數(shù)）、資產(chǎn)負債率（LEV，年末總負債/年末總資產(chǎn)）、股權(quán)集中度（HHI5，公司前5名大股東持股比例）、企業(yè)性質(zhì)（Owner，國有企業(yè)取1，否則為0）、公司成長性（Growth，主營業(yè)務(wù)收入增長率）、年度（Year，年度控制啞變量）、行業(yè)（Industry，行業(yè)控制啞變量）。

三、實證分析

（一）描述性分析

從表1可以看出，企業(yè)創(chuàng)新績效指標的最大值為4.727，最小值為0，均值為1.762，說明廣東省上市公司創(chuàng)新績效差距較大。風(fēng)險衡量的指標來看，最大值為0.119，最小值為0.00566，均值為0.0349，可以看出樣本公司風(fēng)險承擔(dān)的能力較低。股權(quán)激勵的度量指標看，最大值為0.642，最小值為0，均值為0.194，說明樣本公司股權(quán)激勵力度差距較大。

（二）相關(guān)性分析

從表2可以看出，變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，說明變量間不存在嚴重共線性。股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效在1%水平上正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.270，初步驗證了假設(shè)1。股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)在1%顯著水平上負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.094，初步驗證了假設(shè)2。同時，風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新績效在1%水平上顯著負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.149。

（三）回歸分析

從表3的模型（1）中得知，股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效在1%水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為1.109，說明樣本公司實施股權(quán)激勵有利于提升高管的創(chuàng)新激情，從而提升企業(yè)創(chuàng)新績效，假設(shè)1得以驗證。從表3的模型（2）可以看到，股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在1%水平上顯著負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.015，說明樣本公司實施股權(quán)激勵反而降低了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，就其原因可能是我國股權(quán)激勵力度較低，不足以讓高管主動承擔(dān)更多的風(fēng)險，假設(shè)2得證。按照溫忠麟等（2004）中介效應(yīng)的程序，在假設(shè)1和假設(shè)2得以驗證的情況下，結(jié)合表3的模型（3）可知，風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新績效在1%水平上負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-3.151。由此可知，風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效中發(fā)揮中介作用，假設(shè)3得到證實。

四、穩(wěn)健性檢驗

為了驗證股權(quán)激勵、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新績效的穩(wěn)健關(guān)系，本文采?。ó斈旯芾韺映止?1）取對數(shù)衡量股權(quán)激勵進行穩(wěn)健性檢測，主要變量的回歸結(jié)果如表4所示。

從表4的回歸結(jié)果可知，所得出的檢驗結(jié)果均與前文一致，說明本文的研究結(jié)論是可靠的。

結(jié)語

本文構(gòu)建了“股權(quán)激勵-風(fēng)險承擔(dān)-企業(yè)創(chuàng)新績效”的理論分析框架，并進行了驗證。本文研究結(jié)論表明，股權(quán)激勵有助于企業(yè)創(chuàng)新績效的提高，但是股權(quán)激勵的實施卻降低了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的水平，同時，股權(quán)激勵還通過風(fēng)險承擔(dān)影響企業(yè)的創(chuàng)新績效，即是風(fēng)險承擔(dān)起到中介作用。本文的結(jié)論為企業(yè)，尤其是廣東省上市公司股權(quán)激勵的制定、創(chuàng)新政策的實施及風(fēng)險承擔(dān)水平的控制提供了相應(yīng)的參考。

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