股權(quán)激勵(lì)機(jī)制能提高企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效嗎?

胡成成

(安徽大學(xué) 商學(xué)院,安徽 合肥 230601)

0 引言

創(chuàng)新是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的重要戰(zhàn)略支撐,是企業(yè)獲得長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的根本動(dòng)力。黨的二十大報(bào)告明確指出,要加快布局創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略,強(qiáng)化科技創(chuàng)新在高質(zhì)量發(fā)展中的核心作用。堅(jiān)持以企業(yè)科技創(chuàng)新為主體,促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研深度融合。強(qiáng)調(diào)基于目標(biāo)導(dǎo)向,加強(qiáng)科技成果轉(zhuǎn)化并提高產(chǎn)業(yè)化水平,引領(lǐng)發(fā)展新動(dòng)能新優(yōu)勢(shì)。股權(quán)激勵(lì)作為一項(xiàng)長(zhǎng)期的補(bǔ)償性激勵(lì)政策,在建立健全激勵(lì)與約束機(jī)制、完善公司法人治理結(jié)構(gòu),以及有效緩解代理沖突等方面具有重要作用,還被認(rèn)為是企業(yè)實(shí)施技術(shù)創(chuàng)新的“內(nèi)驅(qū)力”。中國(guó)上市公司股權(quán)激勵(lì)雖已趨向常態(tài)化,但仍處于探索階段,暴露出激勵(lì)形式相對(duì)單一、股權(quán)激勵(lì)個(gè)人所得稅征繳點(diǎn)不夠合理、激勵(lì)機(jī)制實(shí)施缺乏相關(guān)約束等系列問(wèn)題,同時(shí)還存在企業(yè)穩(wěn)定性與股權(quán)流通性弱、業(yè)績(jī)考核體系不完整、管理層道德風(fēng)險(xiǎn)等問(wèn)題,阻礙了股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的有效實(shí)施。對(duì)此,國(guó)務(wù)院國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)進(jìn)一步指出,要深入完善股權(quán)激勵(lì)的制定和實(shí)施程序,指導(dǎo)上市公司規(guī)范實(shí)施股權(quán)激勵(lì),提高股權(quán)激勵(lì)作用效率,更好地發(fā)揮企業(yè)在科技創(chuàng)新方面的作用。企業(yè)能否通過(guò)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)提升企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,發(fā)揮股權(quán)激勵(lì)的優(yōu)勢(shì)?這是本文研究的問(wèn)題。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

當(dāng)前我國(guó)發(fā)布并實(shí)施股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的上市公司數(shù)量不斷增加,學(xué)界對(duì)企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的研究也在不斷加深。呂長(zhǎng)江等[1]第一次對(duì)股權(quán)激勵(lì)方案中的各個(gè)因素特征進(jìn)行了系統(tǒng)概括。Manso[2]認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)方案是一種長(zhǎng)期激勵(lì)安排,使經(jīng)營(yíng)者平衡創(chuàng)新和績(jī)效間的關(guān)系,不僅能增強(qiáng)經(jīng)營(yíng)者的風(fēng)險(xiǎn)承受度,還發(fā)展了經(jīng)營(yíng)者的創(chuàng)新導(dǎo)向。后續(xù)的研究也支持了這一結(jié)論,王姝勛等[3]、田軒等[4]通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)或股權(quán)激勵(lì)水平較高的企業(yè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新水平具有顯著正向影響,該結(jié)論可以從以下幾點(diǎn)理解。首先,考慮到股權(quán)激勵(lì)機(jī)制是一項(xiàng)長(zhǎng)期激勵(lì)政策,意味著短期內(nèi)的股價(jià)波動(dòng)對(duì)管理者決策不會(huì)造成巨大的影響,且合約中往往包含保護(hù)管理層的條款,從而能夠規(guī)避股價(jià)下降給管理層帶來(lái)的不利影響,提高其對(duì)于短期失敗的容忍程度[5]。其次,實(shí)施股權(quán)激勵(lì)或股權(quán)激勵(lì)的水平越高,管理者與企業(yè)之間的利益聯(lián)系便越緊密,更能推動(dòng)管理者做出符合企業(yè)長(zhǎng)期健康發(fā)展戰(zhàn)略的決策,緩解管理者與股東之間的委托代理問(wèn)題,有效利用“利益趨同效應(yīng)”,從而促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新水平;最后,創(chuàng)新活動(dòng)具有長(zhǎng)期性和風(fēng)險(xiǎn)性。股權(quán)激勵(lì)的行權(quán)期往往較長(zhǎng),平均在8年左右,這為企業(yè)員工提供了充足的試錯(cuò)時(shí)間,有利于充分有效發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)效應(yīng),激勵(lì)對(duì)公司發(fā)展具有重大影響的人員長(zhǎng)期持續(xù)投入創(chuàng)新研發(fā)工作中去,同時(shí)還能有效留住公司所需要的核心人才[6]。

也有部分觀點(diǎn)認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)未必與企業(yè)創(chuàng)新之間有正向效應(yīng)。首先,股權(quán)激勵(lì)行權(quán)具有一系列限制,這些限制條件一般情況下與業(yè)績(jī)掛鉤,包括企業(yè)整體業(yè)績(jī)和個(gè)人業(yè)績(jī)兩個(gè)方面。已有研究證明行權(quán)限制往往使管理層過(guò)于關(guān)注短期信息,比如短期企業(yè)業(yè)績(jī)或短期股價(jià)變動(dòng)[1]。且難以完成的行權(quán)考核要求提高了股權(quán)激勵(lì)失效的可能性,使企業(yè)高管投入創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)降低,大大降低了企業(yè)創(chuàng)新活力[7];還有研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)部分上市公司的股權(quán)激勵(lì)方案逐漸成為高管變相獲得福利的一種方式,存在受益對(duì)象過(guò)于廣泛、行權(quán)條件過(guò)低等問(wèn)題,因而難以真正發(fā)揮激勵(lì)作用[8];也有部分觀點(diǎn)認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新之間的影響很大程度上受制于當(dāng)下的市場(chǎng)環(huán)境,即外部環(huán)境不確定性會(huì)抑制股權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)作用[9];還有研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)股權(quán)激勵(lì)超過(guò)一定的閾值時(shí),將會(huì)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新效率產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)[11]。

基于以上關(guān)于股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新作用的分析,提出如下假設(shè):

H1a:股權(quán)激勵(lì)能夠促進(jìn)上市公司企業(yè)創(chuàng)新;

H1b:股權(quán)激勵(lì)不能夠促進(jìn)上市公司企業(yè)創(chuàng)新。

對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的衡量不應(yīng)僅考慮創(chuàng)新投入,創(chuàng)新產(chǎn)出也同樣重要。創(chuàng)新投入主要由企業(yè)高管主導(dǎo),而影響創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)鍵力量便是作為一線研發(fā)執(zhí)行者的核心技術(shù)人員。核心技術(shù)人員擁有核心知識(shí)和技能,并不斷致力于企業(yè)新技術(shù)的研發(fā),對(duì)企業(yè)研發(fā)投入進(jìn)程有直接影響。針對(duì)其進(jìn)行的股權(quán)激勵(lì)能夠容忍短期的失敗風(fēng)險(xiǎn),給予較長(zhǎng)的試錯(cuò)時(shí)間,并在長(zhǎng)期內(nèi)提供豐厚的回報(bào)[4]。因此更能有效增強(qiáng)核心技術(shù)人員的研發(fā)動(dòng)力,發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)效應(yīng)。而針對(duì)高管人員的股權(quán)激勵(lì)可能存在福利效應(yīng),且較為苛刻的行權(quán)限制可能導(dǎo)致高管的短視行為。郭蕾等[12]通過(guò)實(shí)證研究得出核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出,且隨著股權(quán)激勵(lì)水平的提高,企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出績(jī)效也得到顯著提升。姜英兵等[13]認(rèn)為對(duì)核心員工的股權(quán)激勵(lì)能夠同時(shí)提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的“數(shù)量”和“質(zhì)量”。因而相比較高管人員的股權(quán)激勵(lì),以核心技術(shù)人員為股權(quán)激勵(lì)對(duì)象的激勵(lì)效果更好,更有利于推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化,提高企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效?；谏鲜龇治?本文提出如下假設(shè):

H2:核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)水平越高,企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效越顯著。

在中國(guó)制度背景下,企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)往往很大程度上決定了不同的企業(yè)特征,進(jìn)而影響企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng),可以從以下3個(gè)視角理解。首先,不同于民營(yíng)企業(yè)的私有產(chǎn)權(quán)屬性,國(guó)有企業(yè)具有公有產(chǎn)權(quán)屬性,即國(guó)有企業(yè)的最終控制方多是各級(jí)政府部門或者由政府部門聘任的企業(yè)代理人,其監(jiān)督成本的不可分散性與企業(yè)利益分配的平均性容易導(dǎo)致終極股東產(chǎn)生“搭便車”的心理,因而缺乏監(jiān)督和激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)力;而民營(yíng)企業(yè)的最終控制方多為家族或自然人,利益分配主體較為具體,參與企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)更為強(qiáng)烈[10]。同時(shí),國(guó)有企業(yè)的最終控制方擁有企業(yè)的實(shí)際剩余控制權(quán),而缺少合法的剩余索取權(quán),這種不對(duì)應(yīng)的關(guān)系可能導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)缺乏動(dòng)力去監(jiān)督和激勵(lì)創(chuàng)新[14]。且創(chuàng)新工作的長(zhǎng)期性也導(dǎo)致管理者為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而減少對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新投入,產(chǎn)生道德風(fēng)險(xiǎn),加重委托代理問(wèn)題。其次,有研究指出國(guó)有企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)多是管理層權(quán)力尋租的工具,而民營(yíng)企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)更能激勵(lì)管理層努力工作[15]。并且,與民營(yíng)企業(yè)不同,國(guó)有企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)存在更為嚴(yán)格的規(guī)定和管制,大大降低了國(guó)有企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的積極性和靈活性。鑒于此,本文提出如下假設(shè):

H3:相對(duì)于國(guó)有企業(yè),股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向效應(yīng)在民營(yíng)企業(yè)中更為顯著。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取我國(guó)2013—2021年滬深A(yù)股上市企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。根據(jù)需要,我們進(jìn)行了如下處理:①剔除金融行業(yè)等不適合用專利數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的樣本;②對(duì)部分缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充。由于這些數(shù)據(jù)的缺失是表示該項(xiàng)本身就是0,故將缺失值均補(bǔ)充為0;③對(duì)連續(xù)變量在1%及99%的水平上進(jìn)行縮尾(Winsorize)處理,排除了極端值的影響。

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)家專利數(shù)據(jù)庫(kù),最終得到2 098個(gè)面板數(shù)據(jù)。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效是對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的綜合評(píng)價(jià),本文選擇企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效作為被解釋變量。目前對(duì)于創(chuàng)新績(jī)效衡量方法的研究主要集中于創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出等方面。有研究以研發(fā)投入為測(cè)量指標(biāo)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效進(jìn)行測(cè)量,還有的選擇研發(fā)強(qiáng)度或?qū)＠麛?shù)量增加率測(cè)量創(chuàng)新績(jī)效。本文選擇企業(yè)當(dāng)年的發(fā)明和實(shí)用新型申請(qǐng)數(shù)量作為衡量企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的指標(biāo),考慮到外觀設(shè)計(jì)的技術(shù)含量較低,故不將其申請(qǐng)數(shù)量包括在內(nèi)。本文將專利變量定義為申請(qǐng)年份而非授予年份,能更好地反映專利產(chǎn)出的真實(shí)年份,從而增強(qiáng)了研究的準(zhǔn)確性、客觀性。考慮到企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)從投入到產(chǎn)出具有一定的滯后性,為確保至少存在兩年的觀察期來(lái)分析企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后的創(chuàng)新績(jī)效,本文樣本控制在2018年及之前授予股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)。

2.2.2 解釋變量

針對(duì)股權(quán)激勵(lì)代理變量的確定,湯業(yè)國(guó)等[11]選擇以管理層持股數(shù)量占總股數(shù)的比例衡量股權(quán)激勵(lì)水平,田軒等[4]引入虛擬變量“是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)”將樣本分為實(shí)驗(yàn)組和控制組,趙世芳等[16]將二者結(jié)合,既選擇管理層持股數(shù)量占比來(lái)衡量股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度,又采用虛擬變量來(lái)表示企業(yè)是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)。已有文獻(xiàn)多選擇股權(quán)激勵(lì)股數(shù)占總股數(shù)的比例或虛擬變量來(lái)衡量股權(quán)激勵(lì)水平。本文選擇企業(yè)總體股權(quán)激勵(lì)水平作為核心變量來(lái)考察其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響,并選擇高管的股權(quán)激勵(lì)水平和核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)水平作為股權(quán)激勵(lì)代理變量來(lái)進(jìn)一步研究。其中,企業(yè)總體股權(quán)激勵(lì)水平包括兩個(gè)方面的度量,一是指授予股權(quán)激勵(lì)的人數(shù)占企業(yè)總?cè)藬?shù)的比例,二是指授予股權(quán)激勵(lì)的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例,兩者越大代表企業(yè)股權(quán)激勵(lì)水平越高。企業(yè)高管股權(quán)激勵(lì)水平是指高管人員持有的股權(quán)激勵(lì)的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例,核心技術(shù)人員股權(quán)激勵(lì)水平指核心技術(shù)人員持有的股權(quán)激勵(lì)的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例。

2.2.3 控制變量

為排除其他企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響因素對(duì)實(shí)證結(jié)果的干擾,根據(jù)已有研究經(jīng)驗(yàn),本文選擇企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、管理費(fèi)用率、核心技術(shù)人員數(shù)量作為控制變量?？紤]到不同的年份、行業(yè)可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響,本文綜合了年份行業(yè)雙固定效應(yīng)的考量。企業(yè)總體股權(quán)激勵(lì)水平根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為兩組進(jìn)行異質(zhì)性研究。

變量定義及說(shuō)明見表1。

表1 變量定義及說(shuō)明

2.3 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)假設(shè)H1,了解企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)是否對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向效應(yīng),本文構(gòu)建了如下的模型1。

Patent1&2i,t=β0+β1SRLi,t+∑φi,tControlsi,t+μi+μyear+εi,t

(1)

為檢驗(yàn)假設(shè)H2:股權(quán)激勵(lì)對(duì)象中核心技術(shù)人員占比越高,企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效就越顯著,在模型1的基礎(chǔ)上考慮了核心技術(shù)人員持股比例對(duì)股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的影響,構(gòu)建了如下模型2。

Patent1&2i,t=β0+β2R&DEILi,t+∑φi,tControlsi,t+μi+μyear+εi,t

(2)

上述兩個(gè)模型中,下標(biāo)i和t分別為企業(yè)個(gè)體和年份;β0為截距項(xiàng),β1為解釋變量企業(yè)總體股權(quán)激勵(lì)水平的回歸系數(shù),β2為衡量核心技術(shù)人員持股比例的回歸系數(shù),φi,ι為控制變量的回歸系數(shù);μi和μyear分別為企業(yè)行業(yè)和年份層面上的固定效應(yīng);εi,t為殘差項(xiàng)。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示,我國(guó)企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃較為普遍,但企業(yè)總體上激勵(lì)水平較低,且不同企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出差距十分顯著,說(shuō)明各企業(yè)對(duì)創(chuàng)新的重視程度不同,適合進(jìn)行回歸分析。

3.2 回歸分析

3.2.1 基準(zhǔn)回歸

為了驗(yàn)證上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響,本文對(duì)構(gòu)建的模型分別進(jìn)行回歸,實(shí)證結(jié)果如表4所示。第1列驗(yàn)證了授予股權(quán)激勵(lì)的人數(shù)占企業(yè)總?cè)藬?shù)的比例對(duì)當(dāng)年創(chuàng)新績(jī)效的影響,該變量前的系數(shù)在5%水平上顯著為正。第3列驗(yàn)證了授予股權(quán)激勵(lì)的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例對(duì)當(dāng)年創(chuàng)新績(jī)效的影響,結(jié)果在1%的水平上顯著為正。第3、4列為加入控制變量和年份行業(yè)雙固定效應(yīng)后的回歸分析,結(jié)果依然顯著為正。這說(shuō)明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可以顯著提高企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,在控制相關(guān)變量后,其結(jié)果依然顯著為正,驗(yàn)證假設(shè)H1a,否定假設(shè)H1b。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3 股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的回歸結(jié)果

3.2.2 進(jìn)一步分析

表4 股權(quán)激勵(lì)對(duì)象的不同對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的回歸分析

考慮到股權(quán)激勵(lì)授予對(duì)象的不同可能會(huì)對(duì)股權(quán)激勵(lì)效果產(chǎn)生差異,本文將授予核心技術(shù)人員股權(quán)占比和授予高管人員股權(quán)占比分別作為解釋變量進(jìn)一步研究,其中第1列為不加控制變量對(duì)授予核心技術(shù)人員股權(quán)占比進(jìn)行回歸的結(jié)果,第3列為不加控制變量對(duì)授予高管人員股權(quán)占比進(jìn)行回歸的結(jié)果,第2、4列分別驗(yàn)證了考慮控制變量和年份行業(yè)雙固定效應(yīng)后二者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響?；貧w結(jié)果表明,無(wú)論是否考慮控制變量和年份行業(yè)雙固定效應(yīng),授予核心技術(shù)人員股權(quán)占比的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,而授予高管人員股權(quán)占比的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),這說(shuō)明與授予高管人員的股權(quán)激勵(lì)相比,授予核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)更能提高企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

3.2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到股權(quán)激勵(lì)可能存在的時(shí)間滯后作用,將解釋變量滯后一期進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如表5所示,無(wú)論是授予股權(quán)激勵(lì)人數(shù)占比還是授予股權(quán)激勵(lì)股數(shù)占比,其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響均在5%水平上顯著為正,股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向效應(yīng)進(jìn)一步得到驗(yàn)證。核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)水平與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的相關(guān)系數(shù)在5%水平上顯著為正,而高管人員股權(quán)激勵(lì)水平前的相關(guān)系數(shù)則顯著為負(fù),雖然顯著性水平發(fā)生下降,但仍驗(yàn)證了核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)水平對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向效應(yīng)更為顯著。

選擇2017年之后的樣本進(jìn)行回歸。2017年新IPO企業(yè)數(shù)量創(chuàng)歷史新高,成為實(shí)施股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的主力軍,國(guó)企改革提速促使更多的企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì),當(dāng)年首期公告實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)數(shù)量實(shí)現(xiàn)翻倍增長(zhǎng)?；谠摽紤],本文選取2017年以及之后的樣本重新進(jìn)行回歸。如表6所示,授予股權(quán)激勵(lì)人數(shù)占比和股數(shù)占比對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響均顯著為正,核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)水平變量前的相關(guān)系數(shù)也顯著為正,且相對(duì)于高管人員股權(quán)激勵(lì)水平的激勵(lì)效果更為顯著,假設(shè)H1a和假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

替換核心變量進(jìn)行回歸。考慮到發(fā)明專利的含金量更高,能夠更好地衡量企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出,因此將原被解釋變量發(fā)明和實(shí)用新型專利的申請(qǐng)數(shù)量替換為發(fā)明專利的申請(qǐng)數(shù)量來(lái)重新進(jìn)行OLS回歸。結(jié)果如表7所示,授予股權(quán)激勵(lì)人數(shù)占比和股數(shù)占比對(duì)企業(yè)發(fā)明申請(qǐng)數(shù)量的相關(guān)系數(shù)均顯著為正,驗(yàn)證了企業(yè)股權(quán)激勵(lì)水平對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的正向效應(yīng);核心技術(shù)人員股權(quán)激勵(lì)水平與企業(yè)發(fā)明申請(qǐng)數(shù)量的相關(guān)系數(shù)在1%水平上顯著為正,而高管人員股權(quán)激勵(lì)水平的影響顯著為負(fù),說(shuō)明以核心技術(shù)人員為股權(quán)激勵(lì)對(duì)象的股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響更為顯著,與原回歸結(jié)果依然保持一致。

表5 滯后一期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表6 考慮時(shí)間問(wèn)題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表7 替換變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 異質(zhì)性回歸分析

表8 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性回歸分析結(jié)果

許多學(xué)者對(duì)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)系進(jìn)行了充分論證。馬珩等[17]提出相比國(guó)有企業(yè),民營(yíng)企業(yè)實(shí)行股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)自主創(chuàng)新的促進(jìn)效果更為明顯;劉冠辰等[18]從專利異質(zhì)性的角度出發(fā),發(fā)現(xiàn)民營(yíng)企業(yè)中的私募股權(quán)投資對(duì)企業(yè)非發(fā)明專利創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用更為顯著;謝謙等[19]從勞資共贏的視角,實(shí)證得出股權(quán)激勵(lì)能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新,并且民營(yíng)企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新和勞資共贏的促進(jìn)效果更為顯著。在國(guó)有企業(yè)特殊的管理方式下,實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可能會(huì)加重管理層權(quán)力尋租的行為,且國(guó)有企業(yè)受到更多監(jiān)管和管制,與民營(yíng)企業(yè)存在較大不同。

基于上述分析,本文按照企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組回歸,表8的第1、2列分別考察了國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響,可以發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)水平對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響均在5%水平上顯著為正,即國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)都對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生正向效應(yīng)。但國(guó)有企業(yè)回歸系數(shù)p值為0.022,民營(yíng)企業(yè)p值為0.011,說(shuō)明相比國(guó)有企業(yè),民營(yíng)企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)效果更為顯著,假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

4 結(jié)論、啟示與展望

4.1 研究結(jié)論

股權(quán)激勵(lì)機(jī)制作為一項(xiàng)長(zhǎng)期激勵(lì)政策對(duì)企業(yè)的科技創(chuàng)新具有重要意義,也是國(guó)家進(jìn)行混合所有制改革的重要抓手。本文基于2013-2021年滬深A(yù)股上市公司的面板數(shù)據(jù)集,對(duì)企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)水平與其創(chuàng)新績(jī)效進(jìn)行研究,還分析了股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)效果與所激勵(lì)的人員類型、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的關(guān)系,并通過(guò)了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文發(fā)現(xiàn),股權(quán)激勵(lì)水平的提高有利于促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效。在激勵(lì)對(duì)象包含核心技術(shù)人員的企業(yè)中,實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向效應(yīng)更為顯著。相比國(guó)有企業(yè),民營(yíng)企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向效應(yīng)更為顯著。

4.2 管理啟示

根據(jù)上述分析,本文得出以下啟示:

其一,推動(dòng)企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)機(jī)制,能幫助企業(yè)顯著提高創(chuàng)新產(chǎn)出效率,對(duì)建立市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)具有重要意義。企業(yè)應(yīng)高度重視對(duì)核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì),通過(guò)設(shè)置合理且具有挑戰(zhàn)性的業(yè)績(jī)考核目標(biāo),從而顯著提升公司創(chuàng)新能力及持續(xù)經(jīng)營(yíng)能力。政府應(yīng)努力營(yíng)造良好創(chuàng)新環(huán)境、降低市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn),引導(dǎo)民營(yíng)企業(yè)實(shí)行股權(quán)激勵(lì)機(jī)制。

其二,考慮到國(guó)有企業(yè)的特殊性,股權(quán)激勵(lì)機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的負(fù)面影響更甚。針對(duì)這一問(wèn)題,應(yīng)進(jìn)一步深化國(guó)有企業(yè)改革進(jìn)程,完善對(duì)國(guó)有企業(yè)資產(chǎn)的監(jiān)管、運(yùn)營(yíng)及評(píng)估體系,合理設(shè)定規(guī)制尺度,盡量發(fā)揮股權(quán)在企業(yè)創(chuàng)新方面的長(zhǎng)期激勵(lì)效應(yīng)。

4.3 研究不足與展望

第一,本文僅采用企業(yè)當(dāng)年專利申請(qǐng)數(shù)量作為創(chuàng)新績(jī)效指標(biāo),沒(méi)有以能反映創(chuàng)新收益的最終新產(chǎn)品產(chǎn)值來(lái)衡量企業(yè)研發(fā)績(jī)效,因而可能會(huì)給本文的創(chuàng)新績(jī)效測(cè)算帶來(lái)誤差。

第二,近年來(lái)關(guān)于股權(quán)激勵(lì)機(jī)制如何影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的研究存在逐漸細(xì)化的趨勢(shì),股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響機(jī)制受到更多的關(guān)注,同時(shí)對(duì)股權(quán)激勵(lì)正向效應(yīng)的質(zhì)疑也得到更多實(shí)證證據(jù)的支持。

第三,本文僅檢驗(yàn)了股權(quán)激勵(lì)人員和企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)對(duì)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制與企業(yè)研發(fā)績(jī)效關(guān)系的影響,而實(shí)際上影響股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)研發(fā)的因素不局限于此,如市場(chǎng)集中度、區(qū)域創(chuàng)新能力等,這可能是我們今后的研究方向。