股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級

湯超 祝樹金 王梓瑄

摘 要：出口產(chǎn)品質(zhì)量升級過程中面臨不確定性，需要企業(yè)代理人風(fēng)險承擔(dān)，但這一點在已有研究中被忽視。本文結(jié)合中國上市企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)，檢驗了企業(yè)股權(quán)激勵引發(fā)的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響?；趦A向得分匹配-雙重差分法解決內(nèi)生性問題，結(jié)果顯示企業(yè)股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進作用。異質(zhì)性分析顯示，股權(quán)激勵計劃的促進作用在面臨不確定性大的企業(yè)、出口到不確定性大的國家的產(chǎn)品、異質(zhì)性產(chǎn)品、機構(gòu)投資者持股比例低的企業(yè)樣本中更明顯。機制分析表明，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升受到了代理人風(fēng)險承擔(dān)意愿的影響，股權(quán)激勵計劃有利于企業(yè)克服風(fēng)險規(guī)避進而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。進一步，基于多產(chǎn)品企業(yè)，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵計劃通過提升風(fēng)險承擔(dān)水平改變了企業(yè)的出口經(jīng)營策略，促使企業(yè)出口向最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品進行聚焦。本文對于如何利用資本市場來推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供了政策啟示。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵；風(fēng)險承擔(dān)；出口產(chǎn)品質(zhì)量；出口多產(chǎn)品企業(yè)

一、引言

黨的二十大報告提出，高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)。2023年2月，中共中央、國務(wù)院頒布的《質(zhì)量強國建設(shè)綱要》指出，質(zhì)量作為繁榮國際貿(mào)易的關(guān)鍵要素，越來越成為經(jīng)濟、貿(mào)易等領(lǐng)域的焦點，必須把推動發(fā)展的立足點轉(zhuǎn)到提高質(zhì)量和效益上來。但當(dāng)前，我國出口產(chǎn)品質(zhì)量提升仍然滯后于經(jīng)濟社會發(fā)展，必須提高出口產(chǎn)品質(zhì)量以推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。同時，“十四五”規(guī)劃指出，深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力，提高上市公司質(zhì)量。這表明利用資本市場更好地服務(wù)實體經(jīng)濟，提升上市企業(yè)質(zhì)量，已成為推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。但是，長期以來我國上市企業(yè)經(jīng)營和治理不規(guī)范、發(fā)展質(zhì)量不高等問題較突出，與推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的要求仍存在差距?；谫Y本市場的股權(quán)激勵是規(guī)范上市企業(yè)經(jīng)營與治理，提高上市企業(yè)質(zhì)量的重要手段。那么，股權(quán)激勵計劃實施是否有利于促進我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，進而助力推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展？影響機制又是什么？對于這些問題，相關(guān)研究仍較缺乏。因此，基于2003—2015年我國上市企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫匹配數(shù)據(jù)，本文考察了上市企業(yè)股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響及風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)，為促進我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級、推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供政策借鑒。

在現(xiàn)有文獻中，有兩方面研究與本文相關(guān)。一是出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素。出口產(chǎn)品質(zhì)量受到多種因素的影響，既有生產(chǎn)要素或企業(yè)能力等供給端因素，也有出口目的國市場需求側(cè)的因素。供給端因素，現(xiàn)有文獻涉及中間品、勞動力、資金和技術(shù)等方面。Kugler和Verhoogen（2012）認為，高質(zhì)量中間品的投入能夠提升產(chǎn)品的垂直差異化程度，提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。劉啟仁和鐵瑛（2020）表明，我國雇傭結(jié)構(gòu)中高學(xué)歷人才占比提高會正向促進出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。Fan等（2015a）的研究表明，更緊的融資約束會迫使出口企業(yè)生產(chǎn)更低質(zhì)量產(chǎn)品。曲如曉和臧睿（2019）發(fā)現(xiàn)，我國制造業(yè)出口質(zhì)量提升的主要動力來自于技術(shù)創(chuàng)新。需求端因素，現(xiàn)有文獻涉及目的國收入水平、司法質(zhì)量和道德水平等方面。Hallak（2006）發(fā)現(xiàn)，更高收入水平的國家對高質(zhì)量產(chǎn)品有更大的偏好，會進口更多高質(zhì)量產(chǎn)品。余淼杰等（2016）研究表明，進口國的司法質(zhì)量對進口產(chǎn)品質(zhì)量存在正向作用。祝樹金等（2019）發(fā)現(xiàn)，目的地道德水平的提高有利于企業(yè)出口高質(zhì)量產(chǎn)品。但相關(guān)文獻未考慮到企業(yè)的激勵機制以及由此引發(fā)的代理人風(fēng)險承擔(dān)行為對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響。

二是股權(quán)激勵的經(jīng)濟效應(yīng)。股權(quán)激勵是解決委托代理問題的重要手段，其經(jīng)濟效應(yīng)受到了大量學(xué)者的關(guān)注。既有文獻研究了股權(quán)激勵對于經(jīng)營策略（王棟和吳德勝，2016）、融資約束（何孝星和葉展，2017）和技術(shù)創(chuàng)新（王姝勛等，2017；田軒和孟清揚，2018）等方面的影響。其中，股權(quán)激勵影響技術(shù)創(chuàng)新的研究與本文最為相關(guān)。由于研發(fā)創(chuàng)新本身是一種高風(fēng)險、充滿不確定性的過程（Holmstrom，1989），因此許多文獻從風(fēng)險承擔(dān)視角，來解釋股權(quán)激勵對技術(shù)創(chuàng)新的影響。田軒和孟清揚（2018）的研究表明，我國企業(yè)股權(quán)激勵計劃對創(chuàng)新具有顯著促進作用。石琦等（2020）進一步表明，風(fēng)險承擔(dān)是內(nèi)在影響機制，并且股權(quán)激勵計劃的要素設(shè)計，如行權(quán)比例、業(yè)績考核等方面會影響風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)的發(fā)揮。Coles等（2006）研究表明，管理層薪酬對股價波動敏感度的提高會激勵風(fēng)險承擔(dān)水平提升，增加企業(yè)研發(fā)投入。Mao和Zhang（2018）研究發(fā)現(xiàn)，股票期權(quán)減少會減弱管理層的風(fēng)險承擔(dān)激勵，不利于風(fēng)險承擔(dān)需求更高的探索性發(fā)明（explorative inventions）能力提升。雖然研發(fā)創(chuàng)新是產(chǎn)品質(zhì)量的重要影響因素，但除此之外，產(chǎn)品質(zhì)量還受到客戶對產(chǎn)品質(zhì)量感知（廣告、品牌形象等）投資及有效性、出口不確定性等其他因素的影響（Kugler和Verhoogen， 2012；Melitz， 2003），因此出口產(chǎn)品質(zhì)量與技術(shù)創(chuàng)新存在較大區(qū)別。然而，已有股權(quán)激勵經(jīng)濟效應(yīng)的相關(guān)研究并未關(guān)注到這一差異，鮮有文獻將股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級聯(lián)系起來。另外，現(xiàn)有文獻往往考察的是股權(quán)激勵如何影響企業(yè)-年份層面的經(jīng)濟效應(yīng)（如創(chuàng)新），而忽略了股權(quán)激勵對產(chǎn)品層面、目的地層面經(jīng)濟績效的影響機理。

與已有文獻相比，本文的邊際貢獻主要在于三個方面：第一，研究視角上。企業(yè)要素資源在產(chǎn)品間或出口目的地間的配置取決于具有經(jīng)營決策權(quán)的代理人，代理人的行為或意愿決定了管理效率，會顯著影響企業(yè)績效（Graham等，2013；鄧悅和蔣琬儀，2022），因此出口產(chǎn)品質(zhì)量升級過程中代理人的行為或意愿需要關(guān)注，但現(xiàn)有出口產(chǎn)品質(zhì)量影響因素的相關(guān)研究忽視了這一點。本文從企業(yè)激勵機制引起的代理人風(fēng)險承擔(dān)行為變化視角來研究出口產(chǎn)品質(zhì)量，拓展了相關(guān)研究。第二，樣本數(shù)據(jù)與影響機制上。本文使用企業(yè)-年份-產(chǎn)品-目的地層面貿(mào)易微觀數(shù)據(jù)測度了出口產(chǎn)品質(zhì)量。基于這一樣本數(shù)據(jù)與指標(biāo)，本文考察了股權(quán)激勵對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)，并從產(chǎn)品、目的地層面資源配置視角檢驗基于風(fēng)險承擔(dān)的影響機制，豐富和深化了股權(quán)激勵經(jīng)濟效應(yīng)的相關(guān)研究。第三，政策含義上。本文結(jié)論表明，上市企業(yè)股權(quán)激勵計劃實施有利于克服代理人風(fēng)險規(guī)避，進而促進出口產(chǎn)品質(zhì)量提升；這為更好地利用資本市場服務(wù)實體經(jīng)濟，進而助力推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗依據(jù)與政策啟示。

后續(xù)內(nèi)容安排為：第二部分為理論分析與假說提出；第三部分為樣本、變量及描述性統(tǒng)計；第四部分為基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗；第五部分為基于風(fēng)險承擔(dān)的影響機制檢驗；第六部分為出口多產(chǎn)品企業(yè)的股權(quán)激勵與出口產(chǎn)品質(zhì)量；第七部分為結(jié)論與政策啟示。

二、理論分析與假說提出

產(chǎn)品質(zhì)量往往被理解為，在同等消費數(shù)量下，提升消費者效用水平的產(chǎn)品特性（施炳展和邵文波，2014），這些特性既包括產(chǎn)品成分、功能和使用方法等物理特征，也包括企業(yè)品牌、特定市場營銷活動帶來的客戶對產(chǎn)品質(zhì)量的感知，因此企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量既受到研發(fā)創(chuàng)新的影響，也取決于質(zhì)量感知（廣告、品牌形象等）方面的投資及有效性（Kugler和Verhoogen， 2012）?，F(xiàn)有研究認為，由于不同出口目的地消費者的收入、文化傳統(tǒng)等方面存在差異，不同出口目的地消費者對產(chǎn)品質(zhì)量偏好也存在區(qū)別，因此企業(yè)會對不同目的地出口不同的產(chǎn)品質(zhì)量（Brambilla等，2012）。根據(jù)現(xiàn)有關(guān)于出口產(chǎn)品質(zhì)量內(nèi)生決定的異質(zhì)性貿(mào)易理論模型描述，企業(yè)出口產(chǎn)品到不同目的地的成本函數(shù)一般由三個部分組成：生產(chǎn)前進入成本，如研發(fā)；生產(chǎn)固定成本，如固定資本設(shè)備；出口固定成本，如分銷網(wǎng)絡(luò)建設(shè)、廣告、產(chǎn)品本土化等（Manova和Yu，2017）。這些投資往往具有不可逆性，其有效性只有完成投資后才會知曉，需要企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。比如，Holmstrom（1989）指出，研發(fā)創(chuàng)新是一個充滿不確定性、高失敗率的長期過程。Melitz（2003）等異質(zhì)性貿(mào)易理論認為，企業(yè)進入出口市場，除了需要承擔(dān)生產(chǎn)固定成本，還需要額外承擔(dān)出口固定成本，由于企業(yè)進入出口市場能否獲得正向收益事前并不可知，需要完成投資、實現(xiàn)銷售之后才會知曉，因此企業(yè)面臨出口不確定性。此外，企業(yè)還會面臨出口目的地市場環(huán)境不確定性與風(fēng)險，如一國的匯率變動、貿(mào)易政策的改變或消費者需求的變化，都會對企業(yè)出口到該國產(chǎn)品的盈利能力帶來影響。如果企業(yè)研發(fā)的產(chǎn)品不符合消費者偏好、廣告等營銷活動無法打動消費者、目的地市場不確定性造成出口失敗，則企業(yè)會產(chǎn)生損失，損害企業(yè)績效和市場價值。因此，企業(yè)決定升級出口到一國的產(chǎn)品質(zhì)量時，代理人需要風(fēng)險承擔(dān)。

代理理論認為，由于信息不對稱的存在，企業(yè)所有權(quán)與控制權(quán)的分離會導(dǎo)致代理人的道德風(fēng)險，造成股東與代理人利益的背離。企業(yè)股東可以通過多元化投資分散風(fēng)險，而代理人的個人財富和人力資本投資主要集中于所就職的企業(yè)，這些投資專用性強，無法有效分散風(fēng)險，出于個人財富和人力資本安全起見，代理人可能會避免高風(fēng)險投資，甚至放棄凈現(xiàn)值為正的高風(fēng)險項目，從而導(dǎo)致企業(yè)投資不足（Kempf等，2009；John等，2008）。Kempf等（2009）認為，就業(yè)激勵是影響風(fēng)險規(guī)避的重要因素，代理人為了避免失業(yè)，更可能風(fēng)險規(guī)避。股權(quán)激勵是緩解股東與代理人利益背離問題的重要機制，通過授予代理人股權(quán)，使得代理人與企業(yè)未來業(yè)績相聯(lián)系，促使代理人與股東利益趨于一致，從而減少代理人追求自身利益的行為，降低代理人對于風(fēng)險的規(guī)避程度（呂長江等，2009；John等， 2008）。以股票期權(quán)、限制性股票為主的股權(quán)激勵計劃能為代理人投資失敗提供一定的保護，同時能夠為投資成功提供豐厚的獎勵，因此可能激勵代理人風(fēng)險承擔(dān)行為。股票期權(quán)往往具有收益與風(fēng)險非對稱的凸性特征，有利于激勵管理層風(fēng)險承擔(dān)（Coles等，2006）。Panousi和Papanikolaou（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，股票期權(quán)帶來的薪酬凸性增加能夠顯著降低企業(yè)投資對于企業(yè)不確定性的敏感度。而在我國，限制性股票的授予價格往往遠低于市場價格，也能為激勵對象提供一個股價下行時的保護，發(fā)揮激勵作用（田軒和孟清揚，2018）。就出口產(chǎn)品質(zhì)量升級而言，股權(quán)激勵計劃的激勵作用可能表現(xiàn)在以下幾個方面：如果企業(yè)進行質(zhì)量升級的產(chǎn)品能在國際市場贏得良好的業(yè)績表現(xiàn)，則公司股價會上漲，從而代理人能獲得豐厚回報；但如果企業(yè)進行質(zhì)量升級的產(chǎn)品在國際市場沒有取得良好的業(yè)績，股價下跌，股權(quán)激勵計劃也能為代理人投資失敗提供一定程度的保護。由此，股權(quán)激勵計劃可能提升代理人風(fēng)險承擔(dān)水平，激勵代理人更多地從事具有不確定性同時又有豐厚回報的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級投資，進而提高出口產(chǎn)品質(zhì)量?；诖?，本文提出假設(shè)：

假說一：股權(quán)激勵對于出口產(chǎn)品質(zhì)量具有促進作用。

假說二：提升風(fēng)險承擔(dān)水平是股權(quán)激勵對出口產(chǎn)品質(zhì)量促進作用的機制。

現(xiàn)有研究認為，分散投資可以降低各現(xiàn)金流業(yè)務(wù)之間的相關(guān)性，降低企業(yè)整體經(jīng)營風(fēng)險。John等（2008）指出，缺乏人力資本和財富多樣化手段的企業(yè)代理人，為了降低企業(yè)風(fēng)險、保護自身利益，會犧牲企業(yè)的資源來進行多元化經(jīng)營。然而，如果大量資源投資于低回報率或競爭力較弱的項目，可能會降低企業(yè)的整體競爭力、破壞企業(yè)價值（Jensen，1988）。Comment和Jarrell（2005）研究發(fā)現(xiàn)，如果企業(yè)更加專注于自身的核心業(yè)務(wù)，則企業(yè)市場價值更大。收益與風(fēng)險非對稱的股權(quán)激勵設(shè)計能夠激勵企業(yè)從事更具風(fēng)險性的投資，促使企業(yè)減少多元化投資、聚焦經(jīng)營核心業(yè)務(wù)線（Coles等，2006）。Mao和Zhang（2018）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)更少授予股票期權(quán)會顯著挫傷管理層的風(fēng)險承擔(dān)意愿，進而引起企業(yè)從事更多與核心技術(shù)不相關(guān)的多元化創(chuàng)新業(yè)務(wù)來規(guī)避風(fēng)險，進而降低了企業(yè)整體的創(chuàng)新質(zhì)量。王棟和吳德勝（2016）基于我國上市企業(yè)數(shù)據(jù)的實證結(jié)果表明，股權(quán)激勵的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)促使所在企業(yè)的經(jīng)營業(yè)務(wù)更加集中。出口企業(yè)的核心競爭力來自其擁有核心技術(shù)的最高質(zhì)量核心產(chǎn)品（Manova和Yu，2017），因此對于出口多產(chǎn)品企業(yè)，股權(quán)激勵計劃的實施可能會激勵代理人提升風(fēng)險承擔(dān)意愿，促使企業(yè)出口向最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品進行聚焦，提升企業(yè)整體出口質(zhì)量與競爭力。基于此，本文提出假設(shè)：

假說三：股權(quán)激勵能夠促使多產(chǎn)品企業(yè)出口向最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品進行聚焦。

三、樣本、變量及描述性統(tǒng)計

（一）樣本說明

本文將上市企業(yè)和中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫進行匹配得到研究樣本，上市企業(yè)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），樣本期間為2003—2015年。本文首先將上市企業(yè)數(shù)據(jù)進行了清理：（1）刪除金融類上市企業(yè)觀測值；（2）刪除帶有ST標(biāo)識的上市企業(yè)觀測值；（3）刪除本文涉及變量缺失的上市企業(yè)觀測值。然后，將上市企業(yè)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫進行名稱匹配。因為我國首部《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（試行）》由證監(jiān)會于2005年12月31日頒布，且本文想要研究的是出口產(chǎn)品質(zhì)量在股權(quán)激勵計劃實施前與實施后的變化，因此識別了2006—2014年期間實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)。參考田軒和孟清揚（2018）的研究，本文以上市企業(yè)首次授予股權(quán)激勵計劃的時間作為后文進行對比的基準(zhǔn)時間，同時刪除開始執(zhí)行授予方案，但過程中方案被終止的企業(yè)。最后，用于回歸的樣本共計886家出口企業(yè)，包含了年份-企業(yè)-國家-產(chǎn)品（HS6位碼）本文將不同版本的HS6位碼統(tǒng)一匹配到1996版。層面觀測值為382106個。其中，實施股權(quán)激勵計劃的出口企業(yè)，共計181家，包含了98612個年份-企業(yè)-國家-產(chǎn)品（HS6位碼）層面觀測值；未開展股權(quán)激勵計劃的出口企業(yè)，共計705家，包含283494個年份-企業(yè)-國家-產(chǎn)品（HS6位碼）層面觀測值。

（二）變量定義

出口產(chǎn)品質(zhì)量（quality）。本文主要參照Khandelwal等（2013）、Fan等（2015b）方法，推算出口產(chǎn)品質(zhì)量。這一方法的邏輯在于，控制產(chǎn)品價格的條件下，出口銷售量高的產(chǎn)品，質(zhì)量就高。估計表達式為：

lnxitgc+σlnpitgc=φg+φct+μitgc（1）

式中，xitgc、pitgc分別為出口產(chǎn)品的銷售量與價格，φg、φct分別為產(chǎn)品固定效應(yīng)、國家-年份固定效應(yīng)。進行OLS回歸估計后，出口產(chǎn)品質(zhì)量表達式可寫為：

可以看到，出口產(chǎn)品質(zhì)量的測算需要需求替代彈性（σ）數(shù)據(jù)，根據(jù)Fan等（2015b）的研究，本文測算了HS2位碼上的σ。

控制變量的說明。借鑒田軒和孟清揚（2018）、石琦等（2020）等文獻，本文的控制變量如下：（1）企業(yè)杠桿率（lev），企業(yè)總負債除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量。（2）固定資產(chǎn)比率（fix），企業(yè)固定資產(chǎn)除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量。（3）企業(yè)生產(chǎn)率（tfp），以LP方法估計。（4）資產(chǎn)收益率（roa），使用企業(yè)凈利潤除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量。（5）托賓Q值（tobinq），以（企業(yè)年末股票市值+企業(yè)總負債）/企業(yè)總資產(chǎn)衡量。（6）企業(yè)規(guī)模（size），以企業(yè)總資產(chǎn)衡量，回歸中取自然對數(shù)。（7）高管持股份額（mag），高管持股數(shù)量除以企業(yè)總股數(shù)衡量。（8）高管現(xiàn)金薪酬（cash），回歸中高管現(xiàn)金薪酬加1取自然對數(shù)。（9）國有企業(yè)（soe），國有企業(yè)有soe=1，否則soe=0。（10）企業(yè)年齡（age），以當(dāng)前年份與成立年份的差額計算，回歸中取自然對數(shù)。

本文對所有連續(xù)變量進行了前后1%的縮尾處理，以消除樣本中異常值的影響。

（三）描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量的全樣本及分樣本分布變化情況。其中，第（1）列為全樣本的情況，第（2）、（3）、（4）列分別為非股權(quán)激勵企業(yè)與股權(quán)激勵企業(yè)的均值，以及均值是否存在顯著差異的t檢驗?？梢钥吹剑瑢嵤┕蓹?quán)激勵計劃企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量、托賓Q值、高管現(xiàn)金薪酬、生產(chǎn)率、高管持股比例、資產(chǎn)收益率顯著更高，企業(yè)規(guī)模顯著更大，但企業(yè)杠桿率、固定資產(chǎn)比率顯著更低，企業(yè)成立年限顯著更短，國有企業(yè)占比顯著更低。

四、基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗

（一）股權(quán)激勵對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)：OLS模型

為了檢驗股權(quán)激勵對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響，設(shè)立回歸模型：

qualityitgc=α+βincentiveit+γXit+φigc+νt+εitgc（3）

其中，qualityitgc表示企業(yè)i在t年出口到c國的產(chǎn)品g的質(zhì)量。incentiveit為虛擬變量，企業(yè)i在t年實施股權(quán)激勵計劃，則對于以后的觀測值有incentiveit=1，否則incentiveit=0。X為企業(yè)層面的控制變量。另外，本文納入了個體固定效應(yīng)（φigc，企業(yè)-產(chǎn)品-國家層面）和年份固定效應(yīng)（νt）。

以O(shè)LS法估計式（3），結(jié)果可見表2。第（1）列在控制個體和年份固定效應(yīng)的前提下，將出口產(chǎn)品質(zhì)量（quality）對企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃變量（incentive）進行回歸，第（2）列控制企業(yè)特征變量：企業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)率、固定資產(chǎn)比率、托賓Q值、企業(yè)年齡、資產(chǎn)收益率、杠桿率，第（3）列進一步控制公司治理變量：高管持股比例、高管現(xiàn)金薪酬、國有企業(yè)。列（1）～列（3）結(jié)果均顯示，企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃與出口產(chǎn)品質(zhì)量正相關(guān)，且在1%的水平上顯著。納入所有控制變量的第（3）列結(jié)果表明，實施股權(quán)激勵計劃提升了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量2.9%。

表2中的數(shù)據(jù)還表明，生產(chǎn)率的提高會顯著提升出口產(chǎn)品質(zhì)量；規(guī)模更大的企業(yè)有更高的出口產(chǎn)品質(zhì)量，這可能是因為規(guī)模大的企業(yè)會使用更高質(zhì)量的中間投入品進而產(chǎn)品質(zhì)量較高（Kugler和Verhoogen，2012）；資產(chǎn)收益率提高顯著有利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升；高杠桿率會顯著抑制出口產(chǎn)品質(zhì)量；固定資產(chǎn)比率與出口產(chǎn)品質(zhì)量顯著正相關(guān)；企業(yè)年齡與出口產(chǎn)品質(zhì)量顯著負相關(guān)，可能因為這些企業(yè)出口時間較長，喪失了提升出口質(zhì)量的動力（張杰等，2015）；托賓Q值與出口產(chǎn)品質(zhì)量顯著正相關(guān)，意味著成長性越高的企業(yè)，出口產(chǎn)品質(zhì)量會更高；企業(yè)高管持股增加對出口產(chǎn)品質(zhì)量有促進作用；高管現(xiàn)金薪酬的回歸系數(shù)顯著為負，說明高管薪酬中的現(xiàn)金越多，出口產(chǎn)品質(zhì)量越低。

（二）股權(quán)激勵對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)：PSM-DID模型

前文表2中的結(jié)果表明，企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量提升存在顯著促進作用。但這一結(jié)果可能面臨樣本選擇偏誤問題、遺漏變量或逆向因果等內(nèi)生性問題的困擾，造成估計偏誤。比如，表1結(jié)果表明，實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)與未實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)在規(guī)模、資產(chǎn)收益率、出口產(chǎn)品質(zhì)量等方面存在顯著差異，這意味著在估計股權(quán)激勵影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的過程中可能存在選擇偏誤問題。另外，不可觀測的企業(yè)文化既會影響企業(yè)是否實施股權(quán)激勵計劃也會影響企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，產(chǎn)生遺漏變量問題；企業(yè)為了提升產(chǎn)品質(zhì)量而實施股權(quán)激勵計劃，導(dǎo)致逆向因果問題。本文借鑒王姝勛等（2017）已有研究，運用傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID）解決上述問題。具體地，本文利用傾向得分匹配法，將實施股權(quán)激勵計劃企業(yè)與未實施股權(quán)激勵計劃企業(yè)進行匹配，來解決樣本選擇偏誤問題。然后，基于傾向得分匹配得到的樣本，建立雙重差分模型，解決遺漏變量或逆向因果等問題。

借鑒呂長江等（2011）和王姝勛等（2017）的方法，本文進行傾向得分匹配的特征變量集包括企業(yè)規(guī)模（lnsize）、企業(yè)資產(chǎn)收益率（roa）、企業(yè)杠桿率（lev）、企業(yè)年齡（lnage）、高管持股比例（mag）、托賓Q值（tobinq）、固定資產(chǎn)比率（fix）和是否國有企業(yè)（soe）。匹配方法為k近鄰匹配法，在共同取值范圍內(nèi)，選擇傾向得分最接近的4家未實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)作為配對樣本。

最終，匹配后在共同取值范圍內(nèi)的已實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)有181家，與之相匹配的未實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)觀測值有724個。后文中，將實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)、未實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)分別作為處理組和控制組。表3中的平衡性檢驗結(jié)果顯示，處理組與控制組的特征變量在匹配之前存在較大差異，但配對后差異縮減到10%以內(nèi)，這說明本文的傾向得分估計和樣本匹配是有效的。

基于傾向得分匹配得到的樣本，建立雙重差分模型進行回歸。建立雙重差分模型為：

qualityitgc=α+βpostit+γinci+θpostit×inci+δXit+φigc+νt+εitgc（4）

式中，postit為虛擬變量，如果企業(yè)i在t年實施了股權(quán)激勵計劃，則對于t年及以后年份的觀測值設(shè)定為1，否則為0；inci同為虛擬變量，對于實施了股權(quán)激勵計劃的處理組企業(yè)，設(shè)定為1，對于匹配上的未實施股權(quán)激勵計劃的控制組企業(yè)，設(shè)定為0。標(biāo)準(zhǔn)誤基于自助（Bootstrap）法計算得到，運行200次。

表4給出了基于傾向得分匹配的雙重差分（PSM-DID）模型的估計結(jié)果。從表中可以看到，交互項post×inc的系數(shù)顯著為正，說明我國上市企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在因果關(guān)系，實施股權(quán)激勵計劃顯著提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量。

雙重差分模型結(jié)論的可靠性十分依賴于平行趨勢假設(shè)，并且模型（4）檢驗的只是股權(quán)激勵對出口產(chǎn)品質(zhì)量的平均影響效應(yīng)。這里進一步檢驗了平行趨勢假設(shè)和股權(quán)激勵對出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的動態(tài)效果，借鑒Bertrand和Mullainathan（2003）的方法設(shè)立回歸模型：

qualityitgc=α+β1post-3it×inci+β2post-2it×inci+β3post0it×inci+β4post1it×inci+β5post2it×inci+β6post3it×inci+β7post4it×inci+β8post5it×inci+θ1post-3it+θ2post-2it+θ3post0it+θ4post1it+θ5post2it+θ6post3it+θ7post4it+θ8post5it+γXit+φigc+νt+εitgc（5）

式中，對于實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)，有inci=1，否則inci=0。對于實施股權(quán)激勵計劃前m年的值，有post-mit=1，否則post-mit=0，并且將早于前3年的值歸并到-3；實施股權(quán)激勵計劃后m年的值，有postmit=1，否則postmit=0，并且將晚于后5年的值歸并到5。表5給出了逐步加入控制變量的回歸結(jié)果。當(dāng)m=-3，-2，0時，post-m×inc的系數(shù)均不顯著，由于回歸以實施股權(quán)激勵計劃前1年作為基準(zhǔn)組，這說明與基準(zhǔn)組相比，在實施股權(quán)激勵計劃前3、2年及當(dāng)年，實施股權(quán)激勵計劃企業(yè)與未實施股權(quán)激勵計劃企業(yè)間的出口產(chǎn)品質(zhì)量變化趨勢無顯著差異，平行趨勢假設(shè)成立。同時，m=1-5時，postm×inc的系數(shù)一直顯著為正，說明與基準(zhǔn)組相比，實施股權(quán)激勵計劃后，實施股權(quán)激勵計劃企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量較同期未實施股權(quán)激勵計劃企業(yè)有顯著提高，實施股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量有顯著促進作用。

綜合表2、表4和表5的結(jié)果，本文假設(shè)一成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.反向事件檢驗：股權(quán)激勵計劃結(jié)束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響

前文表明實施股權(quán)激勵計劃顯著提高了出口產(chǎn)品質(zhì)量，這里進行反向事件檢驗，即檢驗股權(quán)激勵計劃結(jié)束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。以實施了股權(quán)激勵計劃的企業(yè)作為樣本，選取樣本期內(nèi)有效期到期的企業(yè)作為處理組，未到期的企業(yè)作為控制組，建立雙重差分模型：

qualityitgc=α+βnoincit+γXit+φigc+νt+εitgc（6）

式中，noincit為虛擬變量，如果企業(yè)i的股權(quán)激勵計劃結(jié)束于t年，那么對于這個企業(yè)i在t年以后的觀測值，取noincit為1，否則取noincit為0。其他變量定義如前文所述。

表6第（1）列結(jié)果顯示，股權(quán)激勵計劃結(jié)束變量（noinc）的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為負，意味著股權(quán)激勵計劃結(jié)束會引起出口產(chǎn)品質(zhì)量的下降，從而從反面說明企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃能促進出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

2.改變匹配方法和匹配比例

不同的匹配比例會對匹配樣本的數(shù)量造成影響，進而可能影響回歸結(jié)果的可靠性。同時，各類匹配方法在偏差和效率間的權(quán)衡不同，從而不同匹配方法的結(jié)果也可能存在差異。這里使用卡尺內(nèi)最近鄰匹配法和1∶3的匹配比例進行配對，其中卡尺內(nèi)最近鄰匹配法的卡尺范圍為0.01、配對比例為1∶4，回歸結(jié)果分別見表6第（2）列和第（3）列，結(jié)果顯示post×inc的回歸系數(shù)仍然顯著為正。

3.改變出口產(chǎn)品質(zhì)量

出口產(chǎn)品質(zhì)量的準(zhǔn)確性受到需求替代彈性數(shù)據(jù)的影響。這里借鑒Fan等（2015b）的研究使用σ=5來估計出口產(chǎn)品質(zhì)量。另外，基準(zhǔn)回歸的因變量為企業(yè)-產(chǎn)品-國家層面，這里測算企業(yè)-產(chǎn)品層面變量，并回歸。表7第（1）、（2）列報告了結(jié)果，結(jié)果仍然表明實施股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進作用。

4.控制融資約束

面臨融資約束的企業(yè)更偏好使用股權(quán)激勵以替代現(xiàn)金支付工資（Core和Guay，2001），同時融資約束的緩解有利于促進出口產(chǎn)品質(zhì)量升級（施炳展和邵文波，2014），由此可能形成遺漏變量問題。我們在回歸中加入現(xiàn)金資產(chǎn)比例（cashasset）和HP指數(shù)（hp）來控制企業(yè)的融資約束，其中現(xiàn)金資產(chǎn)比例用企業(yè)現(xiàn)金除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量，HP指數(shù)使用Hadlock 和Pierce（2010）方法計算。表7第（3）列結(jié)果顯示，現(xiàn)金資產(chǎn)比例的回歸系數(shù)顯著為正，說明現(xiàn)金約束的緩解有利于出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，而HP指數(shù)的回歸系數(shù)方向為負但不顯著，重要的是控制兩個融資約束指標(biāo)后post×inc的回歸系數(shù)仍然顯著為正，且回歸系數(shù)大小與表4第（3）列結(jié)果非常相近，因此我們的結(jié)果并沒有受到遺漏融資約束變量的影響。

綜上，我們的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、基于風(fēng)險承擔(dān)的影響機制檢驗

基于前文理論分析，這里考察基于風(fēng)險承擔(dān)的影響機制。本文使用調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)兩種方法對風(fēng)險承擔(dān)機制進行檢驗。首先，使用分樣本回歸進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，基于企業(yè)（或企業(yè)-出口國）面臨的不確定性、產(chǎn)品的異質(zhì)性程度、機構(gòu)投資持股比例進行分樣本并回歸，檢驗股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響在不同樣本間是否存在顯著差異。然后，進行中介效應(yīng)分析，計算企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，檢驗股權(quán)激勵計劃是否通過企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響出口產(chǎn)品質(zhì)量。

（一）分樣本回歸

1.基于企業(yè)（出口目的國）不確定性

由于不確定性的提升會顯著提高企業(yè)所需風(fēng)險承擔(dān)水平。因此，可以預(yù)期相對于面臨不確定性小的企業(yè)或出口目的國，實施股權(quán)激勵計劃對于面臨不確定性大的企業(yè)或出口到不確定性大的目的國的產(chǎn)品質(zhì)量的促進作用更加明顯。借鑒Bloom 等（2007）的方法，使用企業(yè)日股票回報率在一年中的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量企業(yè)面臨的不確定性。以實施股權(quán)激勵計劃前一年樣本企業(yè)面臨不確定性值的中位數(shù)進行劃分，考察股權(quán)激勵對于面臨不同不確定性企業(yè)出口的產(chǎn)品質(zhì)量影響是否存在差異。同時，運用Baker等（2016）編制的各國不確定性指數(shù)衡量企業(yè)出口目的國面臨的不確定性，根據(jù)各國不確定性值的中位數(shù)分樣本，考察股權(quán)激勵對于出口到不同不確定性目的國的企業(yè)-產(chǎn)品質(zhì)量影響是否存在差異我們能夠使用的只有25個國家或地區(qū)的不確定性指數(shù)，因此這里損失了部分樣本。。表8第（1）、（3）列顯示，股權(quán)激勵對于面臨不確定性大的企業(yè)、出口到不確定性大的國家的產(chǎn)品質(zhì)量有顯著提升作用；第（2）、第（4）列顯示，股權(quán)激勵對于面臨不確定性小的企業(yè)、出口到不確定性小的國家的產(chǎn)品質(zhì)量的影響方向為負，且不顯著。檢驗兩組樣本回歸系數(shù)差異是否顯著存在的p值顯示，第（1）列與第（2）列、第（3）列與第（4）列間的回歸系數(shù)差異顯著存在。這表明，股權(quán)激勵更能激勵面臨不確定性大的企業(yè)提高風(fēng)險承擔(dān)水平，進而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。

2.基于產(chǎn)品異質(zhì)性程度

創(chuàng)新、廣告等投資收益不確定性往往較大，如Holmstrom（1989）就指出，技術(shù)創(chuàng)新是一個充滿不確定性和擁有高失敗率的長期過程。異質(zhì)性產(chǎn)品對于創(chuàng)新、廣告的投資需求較高，且質(zhì)量提升空間往往較大（Kugler和Verhoogen， 2012）。因此，相比同質(zhì)性產(chǎn)品而言，股權(quán)激勵可能更加能夠促進異質(zhì)性產(chǎn)品的質(zhì)量提升。借鑒Khandelwal（2010）的方法，使用產(chǎn)品內(nèi)質(zhì)量最大值與最小值的差幅，以及Kugler和Verhoogen（2012）計算的行業(yè)異質(zhì)性指標(biāo)（研發(fā)、廣告支出之和占銷售收入比重）Kugler和Verhoogen（2012）計算了按ISIC4位碼劃分的行業(yè)質(zhì)量差異化程度，本文將之與HS6位碼進行了匹配。衡量產(chǎn)品的異質(zhì)性程度。以指標(biāo)的中位數(shù)劃分。表9中的結(jié)果顯示，股權(quán)激勵的回歸系數(shù)在異質(zhì)性產(chǎn)品樣本中顯著，而在同質(zhì)性產(chǎn)品樣本中不顯著，并且前者的系數(shù)為正，而后者為負，前者系數(shù)顯著大于后者。結(jié)果表明，股權(quán)激勵可能促使企業(yè)投資了更多不確定性較大的創(chuàng)新、廣告等活動，進而更大程度提升了異質(zhì)性產(chǎn)品質(zhì)量。

3.基于機構(gòu)投資者持股

為了減輕企業(yè)代理人對于風(fēng)險的規(guī)避程度，企業(yè)股東需要對代理人的行為進行監(jiān)督。由于機構(gòu)投資者往往持有上市企業(yè)大量的股權(quán)，同時具備監(jiān)督代理人所需的專業(yè)知識，因此相比于個人股東，機構(gòu)投資者更有動機與能力對代理人的風(fēng)險規(guī)避行為進行監(jiān)督。Panousi和Papanikolaou（2012）的研究表明機構(gòu)投資者顯著降低了企業(yè)代理人的風(fēng)險規(guī)避行為，相比于機構(gòu)投資者高比例持股企業(yè)，機構(gòu)投資者低比例持股企業(yè)的風(fēng)險規(guī)避程度更高。由此，可以預(yù)期相對于機構(gòu)投資者高比例持股的企業(yè)，機構(gòu)投資者低比例持股企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用更明顯。以實施股權(quán)激勵計劃前一年機構(gòu)投資者持有上市企業(yè)股權(quán)比例的中位數(shù)進行劃分。表10中的結(jié)果顯示，交互項post×inc的回歸系數(shù)在機構(gòu)投資者持股少的企業(yè)樣本中顯著為正，而在機構(gòu)投資者持股多的企業(yè)樣本中不顯著且為負，表明股權(quán)激勵計劃對出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進作用在機構(gòu)投資者持股少的企業(yè)樣本中更明顯，實施股權(quán)激勵計劃可能更多地提高機構(gòu)投資者持股較少企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，進而促進出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

（二）中介效應(yīng)模型檢驗

股權(quán)激勵計劃是否通過提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，促進了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級？根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，這里以風(fēng)險承擔(dān)作為中介變量，建立中介效應(yīng)模型進行檢驗。

借鑒John等（2008）的研究，使用企業(yè)息稅前利潤與總資產(chǎn)的比率（EA）的波動性衡量風(fēng)險承擔(dān)。首先，將每個企業(yè)息稅前利潤與總資產(chǎn)的比率減去同年份同行業(yè)息稅前利潤與總資產(chǎn)比率的均值進行調(diào)整：

式中，EAadjit表示經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)息稅前利潤與總資產(chǎn)比率，i為企業(yè)，t為年份，N表示企業(yè)i所屬行業(yè)內(nèi)企業(yè)的數(shù)量。

然后，計算調(diào)整后的企業(yè)息稅前利潤與總資產(chǎn)比率在一段觀測時期內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差：

式中，riskit為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平；T表示觀測時期，借鑒John等（2008）的方法，這里取值為5；t為每個觀測時期內(nèi)的年度序數(shù)，取值為1-5。

以企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平作為中介變量，構(gòu)建中介效應(yīng)模型：

qualityitgc=a0+a1postit+a2inci+a3postit×inci+a4Xit+φigc+νt+εitgc（9）

riskit=b0+b1postit+b2inci+b3postit×inci+b4Xit+ζi+νt+εit（10）

qualityitgc=c0+c1postit+c2inci+c3postit×inci+c4riskit+c5Xit+φigc+νt+εitgc（11）

表11報告了回歸結(jié)果，式（9）即為式（3），回歸結(jié)果不再贅述。第（2）列結(jié)果對應(yīng)的是式（10），表明實施股權(quán)激勵計劃降低了企業(yè)股東與代理人之間的委托代理沖突，有利于克服企業(yè)代理人的風(fēng)險規(guī)避行為；第（3）列結(jié)果對應(yīng)的是式（11），表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高對出口產(chǎn)品質(zhì)量有顯著的提升作用，另外可以看到在加入中介變量risk后，交互項post×inc的回歸系數(shù)仍然顯著為正。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，式（9）、式（10）中實施股權(quán)激勵計劃（post×inc）的回歸系數(shù)顯著，且式（11）中風(fēng)險承擔(dān)（risk）的回歸系數(shù)顯著，則表明風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)顯著。為了保證結(jié)果的可靠性，計算Sobel Z值，結(jié)果（Z值為2.809）表明，中介效應(yīng)在1%的統(tǒng)計水平上顯著。因此，股權(quán)激勵計劃通過提升風(fēng)險承擔(dān)促進了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

因此，基于表8、表9、表10、表11的回歸結(jié)果，本文的假設(shè)二成立。

六、出口多產(chǎn)品企業(yè)的股權(quán)激勵與出口產(chǎn)品質(zhì)量

風(fēng)險承擔(dān)可能會影響企業(yè)的多元化經(jīng)營策略（Coles等，2006；Mao和Zhang，2018）。出口企業(yè)的核心競爭力來自于最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品（Manova和Yu，2017），這里基于出口多產(chǎn)品企業(yè)，考察股權(quán)激勵計劃是否促使企業(yè)出口聚焦到最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品，進而提升企業(yè)出口競爭力。將多產(chǎn)品出口企業(yè)下的產(chǎn)品按質(zhì)量進行排序，并借鑒Manova和Yu（2017）的方法，利用企業(yè)出口最高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售額與第二高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售額的比值（sratio）衡量企業(yè)出口最高質(zhì)量產(chǎn)品的集中度，回歸中取自然對數(shù)；另外以企業(yè)出口最高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售額與非最高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售額的比值（oratio）作為穩(wěn)健性檢驗。建立回歸模型：

lnsratioit/lnoratioit=α+βincentiveit+γXit+ζi+νt+εit（12）

表12第（1）列結(jié)果顯示，incentive的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明股權(quán)激勵計劃實施后企業(yè)最高質(zhì)量產(chǎn)品的出口銷售額與第二高質(zhì)量產(chǎn)品的出口銷售額的比值提升了38.1%；第（2）列以企業(yè)出口最高質(zhì)量產(chǎn)品銷售額與非最高質(zhì)量產(chǎn)品銷售額的比值作為因變量進行回歸，結(jié)果顯示incentive的回歸系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平上顯著為正。以上結(jié)果意味著，股權(quán)激勵計劃激勵了企業(yè)提升風(fēng)險承擔(dān)水平，促使企業(yè)將資源聚焦到最具競爭力的核心產(chǎn)品上，從而提升了企業(yè)整體出口質(zhì)量與競爭力。

因此，基于表12，驗證了本文的假設(shè)三。

七、結(jié)論與政策啟示

本文結(jié)合2003—2015年上市企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫，從企業(yè)激勵機制引發(fā)代理人風(fēng)險承擔(dān)行為的角度，研究了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級問題。本文結(jié)果顯示，企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃顯著地促進了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，運用PSM-DID法解決內(nèi)生性問題后，這一結(jié)論保持不變。股權(quán)激勵對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在異質(zhì)性，對于異質(zhì)性產(chǎn)品、面臨不確定性大的企業(yè)、出口到不確定性大的國家的產(chǎn)品、機構(gòu)投資者持股較少的企業(yè)，促進效應(yīng)更明顯；中介效應(yīng)回歸表明，股權(quán)激勵通過提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，進而提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量。綜合分樣本回歸、中介效應(yīng)回歸結(jié)果，可以認為企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升受到了代理人風(fēng)險承擔(dān)意愿的影響，股權(quán)激勵有利于企業(yè)克服風(fēng)險規(guī)避，進而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。此外，基于出口多產(chǎn)品企業(yè)樣本，發(fā)現(xiàn)實施股權(quán)激勵計劃改變了企業(yè)出口經(jīng)營策略，提升了企業(yè)的資源配置效率，促使企業(yè)出口向高質(zhì)量的產(chǎn)品進行聚焦，進而提升了整體出口質(zhì)量與競爭力。

基于研究結(jié)論，本文對于如何利用資本市場來幫助出口企業(yè)升級產(chǎn)品質(zhì)量，進而推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供了政策啟示。具體如下：（1）提升資本市場服務(wù)實體經(jīng)濟能力必須重視規(guī)避資本市場的負向外部性，克服上市企業(yè)管理層的風(fēng)險規(guī)避行為，以保障企業(yè)的長期投資和競爭力，實現(xiàn)經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展。（2）支持和引導(dǎo)上市企業(yè)開展股權(quán)激勵計劃，通過完善上市企業(yè)的長期激勵機制來緩解代理人的風(fēng)險規(guī)避，進而助力出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。（3）對于出口多產(chǎn)品企業(yè)，應(yīng)認識到產(chǎn)品間資源配置受到代理人風(fēng)險規(guī)避的影響，需重視通過提升風(fēng)險承擔(dān)來促進資源向最有效率的產(chǎn)品集中，以提升整體出口競爭力。

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Stock Incentive， Risk-Taking and Quality Upgrade of Export Products

Tang Chao1，2， Zhu Shujin1 and Wang Zixuan1

（1.School of Economics and Trade， Hunan University;2.School of Economics，Hunan University of Finance and Economics）

Abstract： Uncertainty is faced in the process of upgrading the quality of export products， which requires enterprise agents to take risks， but this has been ignored in existing research. Combining the data of Chinese listed companies and customs data， this paper examines the impact of the risk-taking effect caused by corporate equity incentives on the quality of export products. Based on the PSM-DID method to solve the endogeneity problem， the results show that corporate equity incentives have a significant role in promoting the quality of export products. Heterogeneity analysis shows that the promotion effect of equity incentives is more obvious in the sample of heterogeneous products， firms facing high uncertainty， products exported to countries with high uncertainty， and firms with low shareholding ratio of institutional investors. The mechanism analysis shows that the improvement of the quality of export products of firms is affected by the willingness of agents to risk-taking， and equity incentives are conducive to firms to overcome risk aversion and improve the quality of export products. Further， based on multi-product firms， it is found that equity incentives have changed the export management strategy of firms， and prompted firms to focus on the highest quality core products for export. This paper provides policy insights on how to use the capital market to promote the high-quality development of trade.

Key Words：equity incentive; risk-taking; quality of export products; multi-product firms