期權(quán)激勵如何影響企業(yè)創(chuàng)新
——基于高管和核心員工在研發(fā)創(chuàng)新中的角色分析

陳志剛 陳啟博

(武漢大學中國中部發(fā)展研究院，湖北武漢 430072)

一、引言

企業(yè)創(chuàng)新對于培育企業(yè)核心競爭力至關(guān)重要，同時也是促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要動力(Porter，2015)[1]。隨著我國經(jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，培育促進企業(yè)創(chuàng)新機制、提高企業(yè)創(chuàng)新能力變得尤為迫切。其中，如何激勵研發(fā)創(chuàng)新活動中的決策者和執(zhí)行者不僅在學術(shù)研究中備受關(guān)注，同時也是政府管理部門、公司股東以及公司管理層實際面臨的問題。本文將從高管和核心員工在研發(fā)創(chuàng)新活動中扮演的角色出發(fā)，研究期權(quán)激勵如何影響企業(yè)創(chuàng)新。

理論上，期權(quán)激勵可能促進企業(yè)創(chuàng)新。Manso(2011)[2]認為一個有效激勵創(chuàng)新的合約應該在短期能夠容忍激勵對象的創(chuàng)新失敗，并將創(chuàng)新成功得到的長期回報與激勵對象分享。期權(quán)激勵具有的非對稱收益曲線在創(chuàng)新失敗、股價下跌時能夠使激勵對象免受損失，在創(chuàng)新成功、股價上漲時又能為激勵對象帶來回報，是較為理想的創(chuàng)新激勵工具。Jensen和Meckling(1976)[3]認為期權(quán)激勵是有效緩解股東與管理者代理問題的激勵形式之一，能夠緩解管理者的風險厭惡，使其更重視公司長期利益。也有學者提出股權(quán)激勵可能抑制企業(yè)創(chuàng)新，Coles等(2006)[4]認為將管理者薪酬與公司股價綁定會讓管理者個人財富過度地受公司的股價影響，從而使得管理者更加厭惡風險、降低研發(fā)支出。Chemmanur等(2014)[5]、Fang等(2014)[6]的研究認為股市短期的壓力可能導致管理者短視行為，不利于企業(yè)創(chuàng)新。

實證研究方面，國際上關(guān)于金融發(fā)展(Hsu等，2014)[7]、資本結(jié)構(gòu)(Seru等，2014)[8]等因素如何影響企業(yè)創(chuàng)新活動的文獻較多，但是有關(guān)期權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的實證文獻還比較少。關(guān)于期權(quán)激勵與企業(yè)研發(fā)支出關(guān)系的研究中，Koyin和 John(2004)[9]、Defusco等(1991)[10]的研究發(fā)現(xiàn)二者有較強的正向關(guān)系。在創(chuàng)新產(chǎn)出方面僅有少數(shù)學者如Chang等(2015)[11]、Hochberg等(2010)[12]研究了員工期權(quán)激勵與美國上市公司專利數(shù)量的關(guān)系。我國的股權(quán)激勵計劃起始于2006年，國內(nèi)相關(guān)實證文獻在最近幾年才開始出現(xiàn)。牛彥秀等(2016)[13]根據(jù)代理理論和激勵理論進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵占高管薪酬比重越高越能促進企業(yè)創(chuàng)新。李丹蒙等(2017)[14]使用雙重差分法證明了我國上市公司實施期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效應。王姝勛等(2017)[15]首次將PSM-DID方法運用于期權(quán)激勵與公司專利產(chǎn)出關(guān)系的研究中，該方法較好地解決了以往研究中存在的選擇性偏誤，避免了由此帶來的內(nèi)生性問題。田軒和孟清揚(2018)[16]也使用該方法研究了股權(quán)激勵計劃對企業(yè)創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出都有顯著的促進作用。盡管已有文獻對期權(quán)激勵的效果進行檢驗，但是仍存在以下不足:

第一，只將企業(yè)申請專利數(shù)量作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標，無法全面評價企業(yè)創(chuàng)新水平。申請專利數(shù)量實際上只反映了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出情況，而研發(fā)創(chuàng)新活動中高投入和高風險普遍存在，盲目開展創(chuàng)新項目、擴大研發(fā)支出正是許多企業(yè)爆發(fā)財務危機的原因(Wedig，1990)[17]。期權(quán)激勵對創(chuàng)新失敗具有的包容性是其能夠激勵企業(yè)高管和員工創(chuàng)新的重要因素，但是頻繁的創(chuàng)新失敗對企業(yè)而言則意味著資源浪費和效率低下，甚至是財務風險，盲目開展創(chuàng)新項目反而不利于企業(yè)長期發(fā)展。盡管部分文獻也進行了期權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)實證檢驗，但是討論并不深入并且不同文獻得出的結(jié)論相互矛盾。僅使用企業(yè)申請專利數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新忽視了創(chuàng)新活動的特性，現(xiàn)階段需要從更為全面的角度考察期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

第二，主要關(guān)注于高管期權(quán)激勵的影響，忽視了核心員工在企業(yè)創(chuàng)新中的重要作用。完整的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動包括創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出以及創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化三個環(huán)節(jié)。高管作為創(chuàng)新活動的決策者在制定計劃、投入資金、安排人員之類的企業(yè)投入環(huán)節(jié)上會產(chǎn)生更多影響。核心員工往往包含企業(yè)技術(shù)工作人員尤其是核心技術(shù)人員，專業(yè)技術(shù)水平和努力程度將直接影響創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和效率，屬于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動中的執(zhí)行者。由于高管和核心員工在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動中作用的環(huán)節(jié)不同，并且核心員工對創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和效率均有直接影響，現(xiàn)有文獻僅用創(chuàng)新產(chǎn)出衡量對核心員工的激勵效果有失偏頗。

本文從高管和核心員工兩個層面分析了期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制，并探討了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)技術(shù)特征方面的異質(zhì)性，提出了4個研究假設。使用2009-2018年A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)實證檢驗了高管期權(quán)激勵和核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率的影響及其在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)技術(shù)特征方面的異質(zhì)性。為了降低樣本選擇性偏誤，本文采用了傾向得分匹配法，為每一家實施期權(quán)激勵的公司挑選一家沒有實施期權(quán)激勵的公司相匹配，并使用雙重差分法(diff-in-diff)比較二者在事件前后企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入以及創(chuàng)新效率的變化。

本文可能的邊際貢獻有三個方面:(1)在企業(yè)創(chuàng)新的評價上增加了創(chuàng)新效率和創(chuàng)新投入兩個維度，首次全面評估了期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出以及效率的影響；(2)從高管和核心員工角度分析了期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制，為解釋期權(quán)激勵如何影響企業(yè)創(chuàng)新提供了新的視角。同時，本文檢驗了激勵高管和核心員工對創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率的不同影響，這些結(jié)論為希望提升公司創(chuàng)新水平的企業(yè)決策者和政策制定者提供了參考；(3)針對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)技術(shù)特質(zhì)進行異質(zhì)性分析，拓展了本文結(jié)論的適用情境。

二、理論分析與研究假設

(一)高管期權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新

由于研發(fā)創(chuàng)新活動往往具有高風險性和長期性(Holmstr?m，1989)[18]，高管出于個人利益會傾向于規(guī)避研發(fā)創(chuàng)新。原因在于:一是研發(fā)創(chuàng)新活動的高風險性使得創(chuàng)新項目失敗的概率較高，加重了高管的職業(yè)生涯、聲譽擔憂。若沒有足夠的風險補償，理性假設下高管更愿意保守經(jīng)營、避免高風險的研發(fā)創(chuàng)新。二是高管學習新技術(shù)和管理新事物會增加私人成本，而研發(fā)創(chuàng)新活動一般周期較長、失敗概率較高，使得傳統(tǒng)的薪酬方式難以完全彌補高管新增的私人成本。在私人成本無法完全彌補的情況下，高管的創(chuàng)新動力自然不足。期權(quán)所具有的凸性特征能夠較好解決上述問題:一方面，如果創(chuàng)新活動為公司帶來了長期回報，公司股價會隨之上漲，進而帶動高管所持的期權(quán)價值上升，增加其個人財富以彌補為研發(fā)創(chuàng)新活動所付出的私人成本；另一方面，如果創(chuàng)新項目失敗導致公司股價下跌，高管放棄行權(quán)亦無損失，解除了研發(fā)創(chuàng)新給高管帶來的損失風險。高管期權(quán)激勵能夠緩解高管在研發(fā)創(chuàng)新活動中的代理問題(朱德勝、張偉，2017)[19]，促使高管加大研發(fā)投入。但是正如引言中所分析的，作為企業(yè)決策層，在創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化三個階段中高管更大程度上影響的是創(chuàng)新投入環(huán)節(jié)，一般不會直接參與創(chuàng)新產(chǎn)出環(huán)節(jié)。高管期權(quán)激勵能促使高管增加研發(fā)投入，可是創(chuàng)新效率未必會得到提升。當然，持續(xù)、穩(wěn)定的研發(fā)投入是創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的前提保障，高管期權(quán)激勵提高創(chuàng)新投入的同時可能提高創(chuàng)新產(chǎn)出。綜合上述分析，本文提出第一個假設:

H1:高管期權(quán)激勵提高了創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，但對創(chuàng)新效率影響不顯著。高管期權(quán)激勵提高創(chuàng)新產(chǎn)出是通過提高企業(yè)創(chuàng)新投入驅(qū)動的。

(二)核心員工期權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新

在企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的三個環(huán)節(jié)中，顛覆性的產(chǎn)品或技術(shù)往往出現(xiàn)在創(chuàng)新產(chǎn)出環(huán)節(jié)，故創(chuàng)新產(chǎn)出環(huán)節(jié)是創(chuàng)新活動中的核心環(huán)節(jié)，而這個環(huán)節(jié)的執(zhí)行者則是核心員工。核心員工的專業(yè)技術(shù)水平、工作努力程度、團結(jié)協(xié)作能力會直接影響創(chuàng)新產(chǎn)出的效率和質(zhì)量(姜英兵、于雅萍，2017)[20]。核心員工期權(quán)激勵能夠?qū)⒑诵膯T工的個人財富與公司長遠利益綁定在一起，提高其工作努力程度，激發(fā)其學習探索新技術(shù)的動力。同時，期權(quán)較長的行權(quán)限制期也會促使核心員工留在企業(yè)，有利于技術(shù)團隊的穩(wěn)定，增進團隊成員信息共享和相互學習，保障研發(fā)創(chuàng)新活動的連續(xù)性，進而提高創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出(Hochberg和Lindsey，2010)[12]。但是在現(xiàn)代公司治理體系下，核心員工是研發(fā)創(chuàng)新活動的具體執(zhí)行者而非決策者，難以對研發(fā)創(chuàng)新的投入環(huán)節(jié)產(chǎn)生決定性影響。所以核心員工期權(quán)激勵無法提高創(chuàng)新投入，但是能夠通過提高創(chuàng)新效率驅(qū)動創(chuàng)新產(chǎn)出提升。綜合上述分析，本文提出第二個假設:

H2:核心員工期權(quán)激勵提高了創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，但不影響創(chuàng)新投入。核心員工期權(quán)激勵提高創(chuàng)新產(chǎn)出是通過提高企業(yè)創(chuàng)新效率驅(qū)動的。

(三)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與期權(quán)激勵的創(chuàng)新促進效應

本文按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異可能對期權(quán)激勵的創(chuàng)新促進效應產(chǎn)生不同的影響。與國外不同的是，我國上市公司存在大量國有企業(yè)，我國的國有企業(yè)高管與西方職業(yè)經(jīng)理人有很大區(qū)別:他們往往帶有行政級別，并且其追求目標可能并非經(jīng)濟利益最大化，而是政治利益最大化，表現(xiàn)為更加注重維持社會穩(wěn)定和提供社會服務而非企業(yè)利益。同時，國有企業(yè)的薪酬制定受到來自政府的管制，高管與員工的薪酬差異遠小于非國有企業(yè)，期權(quán)激勵方案也受到更嚴格的限制(陳冬華等，2005)[21]，這些情況可能導致國有企業(yè)高管從期權(quán)激勵計劃中能夠獲取的收益有限。另外，國有企業(yè)存在的內(nèi)部人控制更容易使期權(quán)激勵演變?yōu)楦吖茏灾\福利(肖星、陳嬋，2006)[22]，導致管理層放棄風險較高的研發(fā)創(chuàng)新而去追求安穩(wěn)收益。因此，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)實施高管期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用并不顯著，而國有企業(yè)核心員工受薪酬管制的影響較小，核心員工也無法自定薪酬，所以核心員工期權(quán)激勵仍然有效。非國有企業(yè)不存在上述問題，實施高管期權(quán)激勵和核心員工期權(quán)激勵的激勵效果應該與H1和H2一致。綜合上述分析，本文提出第三個假設:

H3:非國有企業(yè)中，實施高管期權(quán)激勵提高了創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出但不影響創(chuàng)新效率，實施核心員工期權(quán)激勵提高了創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出但不影響創(chuàng)新投入。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)中實施高管期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率影響均不顯著，而實施核心員工期權(quán)激勵仍然能夠提高創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，不影響創(chuàng)新投入。

(四)行業(yè)技術(shù)特征與期權(quán)激勵創(chuàng)新效應

本文按照行業(yè)技術(shù)特征將企業(yè)分為高技術(shù)行業(yè)企業(yè)和非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)。高技術(shù)行業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動的技術(shù)含量更高、難度更大，并且在高技術(shù)行業(yè)中，技術(shù)領(lǐng)先對于企業(yè)經(jīng)營更為重要，研發(fā)活動也更為頻繁。由于重大的技術(shù)突破往往來自核心技術(shù)人員，核心技術(shù)人員的專業(yè)水平、努力程度以及團隊協(xié)作水平?jīng)Q定了企業(yè)的行業(yè)技術(shù)地位。所以，在高技術(shù)行業(yè)中，核心技術(shù)人員是企業(yè)的核心競爭力，其決定了企業(yè)的行業(yè)地位。換而言之，對于高技術(shù)行業(yè)公司，核心員工相較于高管在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動中的重要性更高，激勵核心員工、與核心員工分享技術(shù)創(chuàng)新帶來的豐厚回報也就更加重要。綜合上述分析，本文提出第四個假設:

H4:相較于非高技術(shù)行業(yè)，在高技術(shù)行業(yè)中核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效果更好。

三、變量設計與數(shù)據(jù)來源

(一)變量設計

1.企業(yè)創(chuàng)新

如何全面衡量企業(yè)創(chuàng)新水平是本文研究的一個關(guān)鍵點，本文從創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新效率三個維度考察企業(yè)創(chuàng)新水平。其中，創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)使用企業(yè)第t＋3年專利申請數(shù)量衡量。原因是企業(yè)創(chuàng)新項目從開始研發(fā)到申請專利通常需要2至3年，使用申請專利年份而非專利取得年份是為了排除專利評審對專利產(chǎn)出時間造成的影響(張鳳兵、王會宗，2019)[23]。我國的專利類型包括:發(fā)明、實用新型和外觀設計。由于外觀設計專利的技術(shù)含量較低，本文使用發(fā)明專利與實用新型專利的總和來度量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(劉行、趙健宇，2019)[24]。并對所有專利變量數(shù)據(jù)加1取對數(shù)以處理數(shù)據(jù)截尾問題；創(chuàng)新投入變量使用企業(yè)研發(fā)支出(R＆D)進行衡量，同樣考慮到數(shù)據(jù)截尾問題對企業(yè)研發(fā)支出變量數(shù)據(jù)加1取對數(shù)；參考朱德勝和周曉珮(2016)[25]的做法，創(chuàng)新效率用創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)與創(chuàng)新投入(R＆D)的比值來衡量，定義為創(chuàng)新效率(eff)。

2.期權(quán)激勵計劃

CSMAR數(shù)據(jù)庫包含期權(quán)激勵計劃首次授予期權(quán)公告時間、授予高管期權(quán)數(shù)量、授予核心員工期權(quán)數(shù)量、本次授予期權(quán)總數(shù)量等本文所需的關(guān)鍵數(shù)據(jù)。本文將上市公司首次授予期權(quán)的公告時間作為期權(quán)激勵的實施時間，期權(quán)激勵的實施時間之前的年份定義為事件發(fā)生前(Post＝0)，期權(quán)激勵的實施時間之后的年份定義為事件發(fā)生后(Post＝1)。將2012-2015年實施了期權(quán)激勵的公司作為實驗組(Option＝1)，將2012-2015年未實施期權(quán)激勵且2012年之前也未實施期權(quán)激勵或期權(quán)激勵計劃已經(jīng)過期的公司作為對照組(Option＝0)，排除2012年之前實施期權(quán)激勵未到期的企業(yè)是為了避免樣本期之前實施的期權(quán)激勵計劃對對照組產(chǎn)生影響。激勵對象分為高管和核心員工，本文采用授予高管期權(quán)數(shù)量與本次授予期權(quán)總數(shù)量的比值衡量高管期權(quán)激勵(Option＿ex)，用授予核心員工的期權(quán)數(shù)量與本次授予期權(quán)總數(shù)量的比值衡量核心員工期權(quán)激勵(Option＿em)。

3.其他變量與描述性統(tǒng)計

控制變量包括營業(yè)收入(rev)、財務杠桿(lev)、固定資產(chǎn)比率(tan)、資產(chǎn)收益率(roa)、企業(yè)年齡(age)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(soe)、行業(yè)技術(shù)特征(hightech)。表1匯總了本文主要變量的名稱、符號和計算方式。其中，關(guān)于行業(yè)技術(shù)特征中高技術(shù)行業(yè)與非高技術(shù)行業(yè)的劃分參考王玉澤等(2019)[26]的做法，按照國家統(tǒng)計局高技術(shù)企業(yè)分類標準將互聯(lián)網(wǎng)、通信、軟件、專業(yè)技術(shù)服務、交運設備制造、電子設備制造、儀器儀表制造、醫(yī)藥、環(huán)保9個行業(yè)劃定為高技術(shù)行業(yè)，其他則是非高技術(shù)行業(yè)。

表1 主要變量定義

表2列示了全樣本的描述性統(tǒng)計，列(1)提供了處理組即實施期權(quán)激勵公司的描述性統(tǒng)計。列(2)報告了所有未實施期權(quán)激勵的樣本公司的描述性統(tǒng)計。列(3)度量列(1)、列(2)中各變量均值是否存在顯著差異的T統(tǒng)計量。列(3)顯示處理組與未實施期權(quán)激勵的樣本公司存在明顯差異，若簡單地放在一起回歸可能帶來樣本選擇偏誤問題。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)數(shù)據(jù)來源

由于2012年以前企業(yè)研發(fā)支出(R＆D)數(shù)據(jù)缺失嚴重，本文的樣本觀測期間從2012年開始。由于創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)變量是用第t＋3年的申請專利數(shù)據(jù)衡量，而目前能夠獲得的最新專利數(shù)據(jù)是2018年，為保證專利數(shù)據(jù)的完整性，本文只考察2015年及之前實施期權(quán)激勵的企業(yè)。為了控制股權(quán)激勵計劃前的創(chuàng)新水平，滿足雙重差分模型所需要的“平行趨勢”假設，本文還需計算實施期權(quán)激勵前三年的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出平均值。所以本文考察的樣本期間是2012-2015年，使用的企業(yè)數(shù)據(jù)實際包括2009-2018年。本文的數(shù)據(jù)來源于以下渠道:2009-2017年的專利申請數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，由于CSMAR數(shù)據(jù)庫中缺少2018年的專利申請數(shù)據(jù)，2018年的專利申請數(shù)據(jù)由國家專利技術(shù)產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站手工整理得到。上市公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)、期權(quán)激勵計劃和財務數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。根據(jù)研究需要，本文對初始數(shù)據(jù)進行了以下處理:(1)剔除ST公司及在樣本期間內(nèi)退市的公司；(2)剔除金融類上市公司；(3)剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的樣本；(4)對連續(xù)變量在前后1%的水平上進行縮尾(Winsorize)處理，以排除極端值影響。

四、實證分析

實施期權(quán)激勵公司與未實施期權(quán)激勵公司之間各變量存在明顯差異，說明實施期權(quán)激勵的公司本身就具有一些特征，本文在驗證期權(quán)激勵效果前采用傾向得分匹配降低樣本選擇偏誤，以滿足雙重差分法所需的平行趨勢假設。再對處理組與匹配企業(yè)進行雙重差分分析，比較期權(quán)激勵前后企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)指標的變化。

(一)傾向得分匹配估計

本文采用Rosenbaum(1983)[27]提出的傾向得分匹配方法從未實施期權(quán)激勵企業(yè)中為處理組匹配對照組。首先，我們借鑒韓青、文洪星(2019)[28]的做法，選擇營業(yè)收入(rev)、固定資產(chǎn)比率(tan)、財務杠桿(lev)、利潤率(roa)、是否為國企(soe)、企業(yè)年齡(age)、專利數(shù)量增加量(Patent＿Growth)作為企業(yè)特征變量。其中，專利增加量(Patent＿Growth)是實施期權(quán)激勵當年的觀測值，其他變量是前一年的觀測值。其次，根據(jù)上述7個特征變量，使用Logit模型逐年估計當年企業(yè)實施期權(quán)激勵的可能性。最后，利用最近鄰匹配法，為每一家實施期權(quán)激勵的企業(yè)找到一家傾向得分值最接近且未實施期權(quán)激勵的企業(yè)作為配對對象。通過匹配得到，127家在2012-2015年間成功實施期權(quán)激勵的企業(yè)與127家在2012-2015年間沒有實施期權(quán)激勵且2012年以前從未實施期權(quán)激勵或期權(quán)激勵計劃已經(jīng)到期的企業(yè)逐一匹配成功。表3列(3)所有變量均值差異的T值都不顯著，說明匹配后期權(quán)激勵企業(yè)與匹配企業(yè)通過了平衡性檢驗，匹配效果較好。

表3 處理組與匹配組均值差異

(二)雙重差分分析

1.高管期權(quán)激勵、核心員工期權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新

我們將實施期權(quán)激勵企業(yè)稱作處理組，將使用上述傾向得分匹配法得到的匹配企業(yè)稱作控制組。處理組企業(yè)與其匹配企業(yè)在實施期權(quán)激勵當年具有相同的實施期權(quán)激勵的概率，即如果處理組企業(yè)沒有實施期權(quán)激勵，其創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的變化路徑會與控制組一樣。模型(1)給出了檢驗高管期權(quán)激勵、核心員工期權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率關(guān)系的雙重差分模型:

其中，Yi，t代表企業(yè)創(chuàng)新水平，通過創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)、創(chuàng)新投入(R＆D)和創(chuàng)新效率(eff)三個指標進行衡量。解釋變量Option＿exi和Option＿emi為代表處理組的虛擬變量，實施期權(quán)激勵的公司取值為1，未實施期權(quán)激勵的公司取值為0；Posti，t是代表事件發(fā)生的虛擬變量，實施期權(quán)激勵當年和之后年份取值為1，之前年份取0。未實施期權(quán)激勵公司參照與其匹配的實施期權(quán)激勵公司定義 Post。 交互項Posti，t×Option＿exi和Posti，t×Option＿emi是我們的關(guān)鍵解釋變量，對應的回歸系數(shù)δ1和δ2分別代表高管期權(quán)激勵和核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響。Controlsi，t為控制變量。此外，模型中還加入了年份和企業(yè)的固定效應，在估計方差時都在公司層面進行了聚類調(diào)整。

檢驗結(jié)果如表4所示。Yi，t對應創(chuàng)新產(chǎn)出時，系數(shù)δ1和δ2分別為0.265和0.354，均在1%的水平上顯著為正值，說明高管期權(quán)激勵和核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出都具有促進作用。系數(shù)值δ2(0.265)大于δ1(0.354)說明核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用較高管期權(quán)激勵更好；Yi，t對應創(chuàng)新投入時，系數(shù)δ1和δ2分別為0.642 和0.342，其中δ1在1%的水平上顯著為正值但δ2不顯著，說明高管期權(quán)激勵能夠促進創(chuàng)新投入而核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新投入無顯著影響；Yi，t對應創(chuàng)新效率時，系數(shù)δ1和δ2分別為0.013和0.024，其中δ1不顯著而δ2在1%的水平上顯著為正值，說明高管期權(quán)激勵不能促進創(chuàng)新效率而核心員工期權(quán)激勵能夠提高創(chuàng)新效率。檢驗結(jié)果支持了本文的假設H1和假設H2，高管期權(quán)激勵提高了企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，但無法提高創(chuàng)新效率，創(chuàng)新產(chǎn)出的提高是依賴創(chuàng)新投入增加驅(qū)動的，核心員工期權(quán)激勵提高了企業(yè)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，但對創(chuàng)新投入沒有影響，創(chuàng)新產(chǎn)出的提高是依賴創(chuàng)新效率提升驅(qū)動的，并且核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用較高管期權(quán)激勵更好。

表4 高管期權(quán)激勵、核心員工期權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與期權(quán)激勵創(chuàng)新效應

為檢驗產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對期權(quán)激勵與公司創(chuàng)新關(guān)系的影響，本文參考Seru(2014)[8]的模型設計，在模型(1)的基礎(chǔ)上建立模型(2):

其中，Yi，t同樣對應創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)、創(chuàng)新投入(R＆D)和創(chuàng)新效率(eff)三個指標。4個交互項是我們的關(guān)鍵變量，交互項Posti，t×Option＿exi×soei，t系數(shù)δ3反映了國有企業(yè)高管期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項Posti，t×Option＿emi×soei，t系數(shù)δ4反映了國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項Posti，t×Option＿exi×(1-soei，t)系數(shù)δ5反映了非國有企業(yè)高管期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項Posti，t×Option＿emi×(1-soei，t)系數(shù)δ6反映了非國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

回歸結(jié)果如表5所示，鑒于篇幅限制表5和之后的表中都省略了變量Post和其他控制變量的回歸結(jié)果。 當Yi，t對應創(chuàng)新產(chǎn)出時，系數(shù)δ3、δ4、δ5、δ6分別為 0.395、0.117、0.393、0.405，其中δ3不顯著，而δ4、δ5在5%的水平顯著為正值，δ6在1%的水平顯著為正值。說明國有企業(yè)高管期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出無顯著促進作用，而國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵、非國有企業(yè)高管期權(quán)激勵以及非國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出均有顯著的促進作用。從系數(shù)大小來看，δ3(0.395)和δ5(0.393)接近，但δ3不顯著，δ6(0.405)大于δ4(0.117)，說明非國有企業(yè)中高管期權(quán)激勵和核心員工期權(quán)激勵的效果均比國有企業(yè)好；當Yi，t對應創(chuàng)新投入時，系數(shù)δ3、δ4、δ5、δ6分別為-0.453、0.225、0.739、0.443，其中δ3、δ4和δ6均不顯著，僅δ5在 1%的顯著性水平上為正值，說明國有企業(yè)高管期權(quán)激勵、核心員工期權(quán)激勵以及非國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新投入均無顯著促進作用，只有非國有企業(yè)高管期權(quán)激勵對創(chuàng)新投入有顯著促進作用；當Yi，t對應創(chuàng)新效率時，系數(shù)δ3、δ4、δ5、δ6分別為 0.013、0.011、-0.022、0.027。 其中δ3和δ5均不顯著，說明無論在國有企業(yè)還非國有企業(yè)中高管期權(quán)激勵對創(chuàng)新效率都沒有顯著促進作用。δ4和δ6在1%的顯著性水平上為正值說明無論在國有企業(yè)還非國有企業(yè)中核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新效率都有顯著促進作用。δ6(0.027)大于δ4(0.011)說明非國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新效率的促進作用比國有企業(yè)好。表5的檢驗結(jié)果支持了本文的假設H3，非國有企業(yè)中，實施高管期權(quán)激勵提高了創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出但不影響創(chuàng)新效率，實施核心員工期權(quán)激勵提高了創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出但不影響創(chuàng)新投入。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)中實施高管期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率影響均不顯著，而實施核心員工期權(quán)激勵仍然能夠提高創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，不影響創(chuàng)新投入，即國有企業(yè)激勵高管失效，但激勵核心員工仍然有效。并且無論在創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新效率方面，非國有企業(yè)實施高管期權(quán)激勵和核心員工期權(quán)激勵的激勵效果均好于國有企業(yè)。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與期權(quán)激勵創(chuàng)新效應

3.行業(yè)技術(shù)特征與期權(quán)激勵創(chuàng)新效應

為檢驗行業(yè)技術(shù)特征對期權(quán)激勵與公司創(chuàng)新關(guān)系的影響，同樣參考Seru(2014)[8]的模型設計，在模型(1)的基礎(chǔ)上建立模型(3):

其中，Yi，t同樣對應創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)、創(chuàng)新投入(R＆D)和創(chuàng)新效率(eff)三個指標。4個交互項是我們的關(guān)鍵變量。 交互項Posti，t×Option＿exi×hightechi，t系數(shù)δ7反映了高技術(shù)行業(yè)企業(yè)高管期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項Posti，t×Option＿emi×hightechi，t系數(shù)δ8反映了高技術(shù)行業(yè)企業(yè)核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項Posti，t×Option＿exi×(1-hightechi，t)系數(shù)δ9反映了非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)高管期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項Posti，t×Option＿emi×(1-hightechi，t)系數(shù)δ10反映了非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

回歸結(jié)果如表 6 所示。 當Yi，t對應創(chuàng)新產(chǎn)出時，系數(shù)δ7、δ8、δ9、δ10分別為0.224、0.531、0.234、0.283，其中δ7和δ9在 5%的水平上顯著為正值，δ8和δ10在 1%的水平上顯著為正值，且δ8(0.531)大于δ7(0.224)，δ10(0.283)大于δ9(0.234)，說明無論在高技術(shù)行業(yè)還是非高技術(shù)行業(yè)，高管期權(quán)激勵和核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出均有促進作用，且核心員工期權(quán)激勵的效果明顯好于高管期權(quán)激勵。尤其是在高技術(shù)行業(yè)中，對實施核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出提升了53.1%(δ8＝ 0.531)；當Yi，t對應創(chuàng)新投入時，系數(shù)δ7、δ8、δ9、δ10分別為0.770、0.818、0.306、-0.030，其中δ7和δ9在 1%的水平上顯著為正值，且δ7大于δ9，而δ8和δ10不顯著，說明無論在高技術(shù)行業(yè)還是非高技術(shù)行業(yè)，高管期權(quán)激勵對創(chuàng)新投入均有促進作用，并且在高技術(shù)行業(yè)中高管期權(quán)激勵促進作用更大。而核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新投入仍沒有影響；當Yi，t對應創(chuàng)新效率時，系數(shù)δ7、δ8、δ9、δ10分別為-0.009、0.034、-0.026、0.021，其中δ8和δ10在 1%的水平上顯著為正值，且δ8(0.034)大于δ10(0.021)，而δ7和δ9不顯著，說明無論在高技術(shù)行業(yè)還是非高技術(shù)行業(yè)，核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新效率均有促進作用，且相較于非高技術(shù)行業(yè)，高技術(shù)行業(yè)中核心員工期權(quán)激勵促進作用更大。無論在高技術(shù)行業(yè)還是非高技術(shù)行業(yè)，高管期權(quán)激勵對創(chuàng)新效率均沒有影響。表6的結(jié)果支持了假設H4，相較于非高技術(shù)行業(yè)，在高技術(shù)行業(yè)企業(yè)中核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效果更好，尤其是對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出平均提高了53.1%。對于高技術(shù)行業(yè)企業(yè)，核心員工在研發(fā)創(chuàng)新活動中的重要作用應該被充分重視。

表6 行業(yè)技術(shù)特征與期權(quán)激勵創(chuàng)新效應

五、研究結(jié)論與啟示

本文從企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動中兩類最重要的人力資源——高管和核心員工層面分析了期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制，并創(chuàng)新性地拓展了企業(yè)創(chuàng)新的評價體系，從創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率三個維度全面衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。研究方法上，使用傾向得分匹配克服了企業(yè)實施期權(quán)激勵可能存在的自選擇問題，并利用雙重差分法識別實施高管和核心員工期權(quán)激勵前后企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的變化。本文的實證結(jié)果表明，高管期權(quán)激勵促進了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入，但無法提高創(chuàng)新效率。其對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用來源于創(chuàng)新投入的增加；核心員工期權(quán)激勵既提高了創(chuàng)新產(chǎn)出，又提高了創(chuàng)新效率，不影響創(chuàng)新投入。并且，核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效果好于高管期權(quán)激勵。本文進一步分析了上述激勵效果在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)技術(shù)特征方面的異質(zhì)性:相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)高管期權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率影響均不顯著，而核心員工期權(quán)激勵仍然有效。無論在創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新效率方面，非國有企業(yè)實施高管和核心員工期權(quán)激勵的激勵效果均好于國有企業(yè)；相較于非高技術(shù)行業(yè)，在高技術(shù)行業(yè)中核心員工期權(quán)激勵對創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效果更好。

作為深化上市公司公司治理、完善上市公司激勵約束機制的重要手段，期權(quán)激勵是提高企業(yè)創(chuàng)新水平的有效工具之一。本文的研究結(jié)論豐富了關(guān)于期權(quán)激勵效果以及企業(yè)創(chuàng)新影響因素的相關(guān)文獻，并且對于希望提高企業(yè)創(chuàng)新水平的政府政策制定者和企業(yè)決策者具有重要的實踐啟示和現(xiàn)實指導意義。第一，實施高管期權(quán)激勵和核心員工期權(quán)激勵均能夠促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，并且實施核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效果更好。第二，對于希望增加創(chuàng)新投入的企業(yè)在實施期權(quán)激勵時應更注重于激勵高管，而對于希望提高創(chuàng)新效率的企業(yè)則應更注重激勵核心員工。第三，國有企業(yè)由于存在內(nèi)部人控制、薪酬管制等問題，實施高管期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新沒有促進作用，但是實施核心員工期權(quán)激勵仍然可以顯著促進企業(yè)的創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，即國有企業(yè)激勵高管失效但激勵核心員工仍然有效。對于希望通過期權(quán)激勵促進企業(yè)創(chuàng)新水平的國有企業(yè)，期權(quán)激勵應該偏向于激勵核心員工。第四，高技術(shù)行業(yè)的行業(yè)競爭特性決定了核心員工在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動中的重要作用，在高技術(shù)行業(yè)企業(yè)中核心員工期權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效果十分明顯，尤其對企業(yè)創(chuàng)新傳出平均提高了53.1%。建議高技術(shù)行業(yè)企業(yè)側(cè)重于核心員工期權(quán)激勵，提高企業(yè)技術(shù)人員尤其是技術(shù)骨干對企業(yè)研發(fā)工作的努力程度，激發(fā)其學習探索新技術(shù)的動力，保持技術(shù)團隊的穩(wěn)定性和研發(fā)創(chuàng)新活動的連續(xù)性。