欒　斌　楊　俊

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院)

企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)及其差異分析

欒斌楊俊

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院)

摘要：以238家上市公司作為樣本，研究高管持股影響下企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)及其差異。研究表明：隨著高管持股比例的提高，企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效對就業(yè)的影響整體上均表現(xiàn)為先創(chuàng)造后破壞的就業(yè)效應(yīng)，但是在高管持股比例較低的區(qū)間，創(chuàng)新績效表現(xiàn)出不顯著的就業(yè)破壞效應(yīng)；民營企業(yè)創(chuàng)新投入對就業(yè)的穩(wěn)定和促進(jìn)效果優(yōu)于國有企業(yè)，但是這種優(yōu)勢在創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)中并不明顯；企業(yè)性質(zhì)的不同異化了創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的方向，而行業(yè)屬性異化了創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)方向。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)新投入； 創(chuàng)新績效； 就業(yè)效應(yīng)； 高管持股； 門檻效應(yīng)

技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)影響的認(rèn)定一直被認(rèn)為是“創(chuàng)造性的破壞效應(yīng)”，AGHION等[1]將技術(shù)進(jìn)步對就業(yè)的破壞率內(nèi)生化，并詳細(xì)分析了創(chuàng)造性破壞效應(yīng)發(fā)生作用的直接和間接機(jī)制，PISSARIDES[2]則在搜尋和失業(yè)理論的基礎(chǔ)上提出技術(shù)進(jìn)步對就業(yè)間接補(bǔ)償?shù)摹百Y本化效應(yīng)”。由此，技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)成為經(jīng)濟(jì)學(xué)長期爭論的研究課題。在中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與就業(yè)之間的矛盾日益突顯：資本和技術(shù)對經(jīng)濟(jì)增長的作用在不斷增強(qiáng)而勞動的作用在減弱。在經(jīng)濟(jì)增長中，不斷趨弱的就業(yè)效應(yīng)使得中國的就業(yè)結(jié)構(gòu)明顯滯后于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在資本、技術(shù)密集程度越來越高，資源環(huán)境約束越來越強(qiáng)的壓力下，中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與制度變遷同時發(fā)生，在推動經(jīng)濟(jì)增長的過程中對就業(yè)產(chǎn)生了怎樣的影響？基于技術(shù)創(chuàng)新的表現(xiàn)形式，過程創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)的影響是否存在差異？新型工業(yè)化的道路上，所處不同行業(yè)的企業(yè)其技術(shù)創(chuàng)新與制度變遷的就業(yè)效應(yīng)又是怎樣的？本研究運(yùn)用上市公司2009～2013年的面板數(shù)據(jù)，以管理者持股作為門檻變量，從微觀角度分析企業(yè)制度變遷的背景下，在實(shí)施高管持股這一股權(quán)激勵機(jī)制的過程中，分析企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)以及兩者間的差異。

1文獻(xiàn)綜述

技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)具有雙重性：技術(shù)創(chuàng)新通過改變生產(chǎn)經(jīng)營提高勞動生產(chǎn)率和資本的有機(jī)構(gòu)成，減少企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營對勞動的需求，進(jìn)而形成資本對勞動的“替代效應(yīng)”；同時，技術(shù)創(chuàng)新有提高勞動生產(chǎn)率、降低生產(chǎn)成本的作用，在此基礎(chǔ)上通過擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模將會增加企業(yè)對勞動的需求，并且通過開發(fā)新產(chǎn)品、開辟新的生產(chǎn)服務(wù)領(lǐng)域,創(chuàng)造新的就業(yè)崗位形成技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)的“補(bǔ)償效應(yīng)”。基于技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)的影響，按照技術(shù)創(chuàng)新形態(tài)和表現(xiàn)形式差異，一般將技術(shù)創(chuàng)新劃分為過程創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新，前者指通過技術(shù)創(chuàng)新對生產(chǎn)的技術(shù)流程進(jìn)行改善或變革，后者指企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新改進(jìn)或者創(chuàng)造新的產(chǎn)品以進(jìn)一步滿足消費(fèi)者的需求或開辟新的市場。從過程創(chuàng)新的角度來看，姚戰(zhàn)琪等[3]認(rèn)為過程創(chuàng)新、資本深化對就業(yè)產(chǎn)生不利的影響。何平等[4]發(fā)現(xiàn)科技活動對企業(yè)生存有正面影響，但對就業(yè)增長無效。寧光杰[5]認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步對就業(yè)的各種補(bǔ)償機(jī)制之間存在著內(nèi)在的矛盾，且補(bǔ)償是不充分的。陳赤平等[6]利用時間序列數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，30多年的技術(shù)創(chuàng)新對中國就業(yè)總量的綜合影響為負(fù)。與之不同，唐國華[7]指出，技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)總效應(yīng)與技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度正相關(guān)，同期技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)大于破壞效應(yīng)，并且這兩種效應(yīng)均隨著時間推移呈現(xiàn)一定的波動性。黃解宇等[8]發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新與就業(yè)水平的負(fù)相關(guān)關(guān)系僅存在于小企業(yè)里，從長期來看創(chuàng)新有助于促進(jìn)就業(yè)增長。對于產(chǎn)品創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)，由于數(shù)據(jù)獲取的限制文獻(xiàn)研究較少。宋冬林等[9]的研究發(fā)現(xiàn)，不同類型技術(shù)進(jìn)步都呈現(xiàn)技能偏向特點(diǎn)，由此導(dǎo)致不同類型勞動需求結(jié)構(gòu)變化，尤其對技能型人才的需求增長。朱翠華等[10]認(rèn)為，產(chǎn)品創(chuàng)新帶來就業(yè)的變化與新產(chǎn)品開發(fā)項(xiàng)目數(shù)量的增加正相關(guān)，產(chǎn)品創(chuàng)新程度越強(qiáng)，技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)越傾向于正。盡管過程創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新都表現(xiàn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，但是從技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)的影響機(jī)制來看，兩者是存在差異的。過程創(chuàng)新是通過改變資本使用效率進(jìn)而影響勞動需求，而產(chǎn)品創(chuàng)新則可能通過新產(chǎn)品的生產(chǎn)和舊產(chǎn)品的淘汰直接作用于勞動的需求，這是大多數(shù)文獻(xiàn)在實(shí)證研究過程中所忽略的一個現(xiàn)實(shí)。作為對現(xiàn)有文獻(xiàn)的補(bǔ)充，本研究將企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新劃分為創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效兩個層次，考察兩者對就業(yè)產(chǎn)生的影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)的另一個不足是忽視了企業(yè)經(jīng)營決策對技術(shù)創(chuàng)新的間接影響。從宏觀層面來看，保持就業(yè)的穩(wěn)定與增長是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要目標(biāo)。企業(yè)作為就業(yè)的最終承載主體，技術(shù)創(chuàng)新則是服務(wù)于經(jīng)營績效目標(biāo)，技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)只是企業(yè)創(chuàng)新決策的衍生效果。企業(yè)研發(fā)決策的制定和實(shí)施本質(zhì)上是各企業(yè)利益分配者博弈的結(jié)果。股東能夠通過組合投資分散風(fēng)險，從高風(fēng)險高收益的研發(fā)投資獲得收益，而經(jīng)理人的風(fēng)險固定在單一企業(yè)不能分散，所以經(jīng)理通?；乇茱L(fēng)險而抑制研發(fā)投資戰(zhàn)略[11]。由于技術(shù)創(chuàng)新相對固定資產(chǎn)投資存在更多的投資風(fēng)險，企業(yè)高管往往基于個人利益追求而規(guī)避技術(shù)創(chuàng)新，或者在技術(shù)創(chuàng)新的決策中偏好于保持企業(yè)的穩(wěn)定而不是創(chuàng)新帶來的風(fēng)險回報[12]，這就造成了技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)更加模糊。從國外經(jīng)驗(yàn)來看，通過高管持股這種股權(quán)激勵機(jī)制能夠有效的解決企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新涉及到的專有信息知識和隱形知識所產(chǎn)生的委托代理問題。高管持股是一種使高管與企業(yè)形成利益與共、風(fēng)險共擔(dān)的整體，從而實(shí)現(xiàn)對高管既約束又激勵的長期激勵機(jī)制。然而，MORCK等[13]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)高管持股比例在0～5%之間時，高管持股比例與托賓Q之間呈正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)高管持股比例在5%～25%之間時，兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；當(dāng)超過25%時，兩者之間又回到正相關(guān)關(guān)系。同樣，GUGLER等[14]發(fā)現(xiàn)，高管持股比例與企業(yè)業(yè)績之間存在非線性的倒“U”型關(guān)系。隨著高管持股比例的提高，會產(chǎn)生兩種完全相反的效應(yīng)：利益趨同效應(yīng)和管理防御效應(yīng)[13]。通過高管持股可以促進(jìn)高管與股東的利益趨同，使高管在進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新決策時更多考慮公司和股東利益[15]。然而，高管持股在產(chǎn)生利益趨同效應(yīng)[16]的同時也會出現(xiàn)管理防御效應(yīng)，從而給公司經(jīng)營帶來負(fù)面影響[17]，這就進(jìn)一步模糊了技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)。

在中國企業(yè)制度變遷的過程中，很多企業(yè)都通過實(shí)施高管持股機(jī)制處理信息不對稱產(chǎn)生的委托代理問題。很多文獻(xiàn)指出，高管持股比例的變化對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有重要的影響。劉偉等[18]認(rèn)為，高管持股與企業(yè)研發(fā)投資之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系。由于中國上市公司高管持股比例普遍較低，這一結(jié)論得到很多學(xué)者的認(rèn)同[19～21]。張業(yè)韜等[22]進(jìn)一步提出，如果高管人員擁有技術(shù)背景，高管的股權(quán)激勵有利于增加企業(yè)的創(chuàng)新投入。謝尚委等[23]認(rèn)為，國有控股公司高管持股更能促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入。然而，近年來隨著我國上市公司高管持股比例進(jìn)一步加大，高管減持套現(xiàn)辭職的事件頻發(fā)，某種程度上已開始顯現(xiàn)管理防御效應(yīng)。洪震等[24]對中小板上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，高管持股數(shù)量與研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)。周澤將等[25]對中國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的研究表明，高管持股顯著降低了企業(yè)創(chuàng)新投入，且高管持股弱化了海歸高管對于企業(yè)創(chuàng)新投入的正面影響。王文華等[26]認(rèn)為對于研發(fā)投資戰(zhàn)略，高管持股比例較低時具有利益趨同效應(yīng)，隨著持股比例增加，產(chǎn)生管理防御效應(yīng)。

作為對現(xiàn)有研究的補(bǔ)充，本研究將高管持股比例設(shè)置為門檻變量，運(yùn)用面板門檻模型分析技術(shù)創(chuàng)新與就業(yè)之間的非線性關(guān)系，目的在于實(shí)證分析能夠有效地對利益趨同效應(yīng)和管理防御效應(yīng)進(jìn)行區(qū)間劃分，從而在不同高管持股比例區(qū)間，考察企業(yè)創(chuàng)新績效和創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)變化及其差異。

2研究設(shè)計(jì)

2.1研究假設(shè)

高管持股對技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)的影響是間接的，并不直接作用于技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)，而是通過影響高管的技術(shù)創(chuàng)新決策進(jìn)而對技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生作用。由于高管持股比例的變化產(chǎn)生了利益趨同效應(yīng)和管理防御效應(yīng)，這兩種效應(yīng)對高管的創(chuàng)新投入決策產(chǎn)生了相反的影響，由此也改變了技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)。利益趨同效應(yīng)指的是當(dāng)企業(yè)高管持有一定股份時，高管利益與股東利益趨于一致產(chǎn)生的利益趨同。隨著高管持股比例進(jìn)一步增加，高管權(quán)力增大將提高其討價還價的能力。為提高自身工作安全感，高管可以犧牲企業(yè)和股東利益而追求自身的利益，從而對投資決策產(chǎn)生管理防御效應(yīng)[27]。當(dāng)企業(yè)高管持股比例達(dá)到一定的水平，管理防御效應(yīng)對企業(yè)業(yè)績的負(fù)面影響會抵消利益激勵效應(yīng)的正面影響，高管持股比例與企業(yè)業(yè)績之間存在非線性關(guān)系[28]。由于高管持股對企業(yè)創(chuàng)新投入決策的影響是非線性的，那么不同高管持股比例區(qū)間的技術(shù)創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)也必然存在差異。鑒于利益趨同效應(yīng)與管理防御效應(yīng)的存在，高管在制定和實(shí)施創(chuàng)新投入決策的過程中除了考慮創(chuàng)新為企業(yè)帶來的經(jīng)濟(jì)效益之外，還必須考慮技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)為其帶來的工作安全感。尤其是在不同的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)下，就業(yè)的破壞效應(yīng)對高管聲譽(yù)的沖擊在很大程度上會降低其工作的安全感，而高管持股比例的增加卻能弱化這種沖擊，結(jié)果就使得技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)更加模糊?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)是非線性的，且基于高管持股比例表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)。

文獻(xiàn)更多的是關(guān)注高管持股對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，創(chuàng)新績效作為企業(yè)創(chuàng)新活動的成果，同樣受到高管持股的影響。解維敏等[29]在研究高管持股與企業(yè)專利申請數(shù)之間的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，管理層持股激勵了企業(yè)的創(chuàng)新績效。與政府控股的上市公司相比，私有產(chǎn)權(quán)控制的上市公司管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新績效的激勵作用更為顯著。鑒于高管持股對技術(shù)創(chuàng)新投入的非線性影響，有理由相信在利益趨同效應(yīng)和管理防御效應(yīng)的反向作用下，高管持股比例的變化對企業(yè)創(chuàng)新績效及其就業(yè)效應(yīng)的影響同樣是非線性的。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2企業(yè)創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)是非線性的，且基于高管持股比例表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)。

由于委托代理關(guān)系的存在，管理層在做創(chuàng)新決策時會對企業(yè)的利益和自身安全感之間進(jìn)行比較。相較于創(chuàng)新投入，創(chuàng)新績效向企業(yè)業(yè)績轉(zhuǎn)變的過程具有很大的不確定性，高管的創(chuàng)新績效決策所承擔(dān)的風(fēng)險更大。創(chuàng)新績效轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)存在不被市場認(rèn)可而產(chǎn)生虧損的可能性，即使創(chuàng)新績效能夠帶來經(jīng)濟(jì)回報，也需要時間的積累，而時間的長度是否能夠給予高管足夠的工作安全感或者補(bǔ)償高管做出決策自身所承擔(dān)的風(fēng)險；同時，創(chuàng)新績效對舊的生產(chǎn)所產(chǎn)生的沖擊是否會衍生出不利于高管自生利益的因素，特別是就業(yè)的破壞效應(yīng)對高管聲譽(yù)的沖擊在很大程度上會降低其工作的安全感，即使高管做出了最有利于企業(yè)發(fā)展的決策，然而這個決策很可能并不是最有利于高管自身利益的決策。這些因素都使得高管在面對企業(yè)的創(chuàng)新績效時更為謹(jǐn)慎。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3基于創(chuàng)新形式的不同，企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)是存在差異的。

在實(shí)施股權(quán)激勵機(jī)制的同時，高管持股比例的增加不但會出現(xiàn)利益趨同效應(yīng)向管理防御效應(yīng)的轉(zhuǎn)變，同時也會產(chǎn)生高管與大股東合謀的第二類委托代理問題。股權(quán)集中度較高可以在解決小股東的“搭便車”問題的同時監(jiān)督高管做出背離公司利益的決策。同時，股權(quán)制衡度越高，股東間的相互監(jiān)督和制約更有效地限制大股東對中小股東利益的侵害，使得高管投資決策符合公司長期利益，從而股權(quán)制衡對維護(hù)企業(yè)價值的積極作用就越大。兩權(quán)分離則會造成企業(yè)價值的下降[30]，兩權(quán)分離程度越高，企業(yè)的過度投資行為越嚴(yán)重。就三者與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系而言，股權(quán)集中度負(fù)向調(diào)節(jié)企業(yè)研發(fā)投資強(qiáng)度，股權(quán)制衡度正向調(diào)節(jié)公司研發(fā)投資強(qiáng)度[26]，兩權(quán)分離與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用[31]。由此推斷，三者同樣在影響技術(shù)創(chuàng)新決策的基礎(chǔ)上，對技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生了調(diào)節(jié)作用，然而由于就業(yè)效應(yīng)的模糊性，使得具體的調(diào)節(jié)作用必須通過實(shí)證進(jìn)行檢驗(yàn)。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)4股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和兩權(quán)分離度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。

2.2實(shí)證模型構(gòu)建

假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)服從經(jīng)典的C-D形式

(1)

式中，α、β和γ分別表示技術(shù)、資本和勞動的產(chǎn)出彈性。假設(shè)在完全競爭的市場條件下，技術(shù)的邊際產(chǎn)出為s，資本的邊際產(chǎn)出等于資本的價格r，勞動的邊際產(chǎn)出等于工資w，那么在滿足利潤最大化的條件下可將技術(shù)和資本要素消除，即

(2)

兩邊取對數(shù)并簡化得到基本的勞動需求方程

lnL=φ0+φ1lnY+φ2lns+φ3lnr+φ4lnw；

(3)

式中，φ0=-[αlnα+βlnβ+(α+β)lnγ]/(α+β+γ)，φ1=1/(α+β+γ)，φ2=α/(α+β+γ)，φ3=β/(α+β+γ)，φ4=-(α+β)/(α+β+γ)。將式(3)中t期的表達(dá)式減去t-1期表達(dá)式，即

(4)

式⑷的左邊是企業(yè)雇傭規(guī)模的對數(shù)增長率，數(shù)值上可以等于就業(yè)總效應(yīng)(E)；右邊第一項(xiàng)企業(yè)產(chǎn)量增長率需要考慮滿足對市場的需求，用營業(yè)總收入增長率(Y)表示；第二項(xiàng)表示企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新(I)；第三項(xiàng)資本的價格被認(rèn)為是利息，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中通常認(rèn)為是常數(shù)，然而財務(wù)績效的不同使得各個企業(yè)的融資成本存在差異，因此本研究選擇企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率(D)作為代理變量；第四項(xiàng)為人均工資增長率(W)。借鑒已有研究，加入控制變量企業(yè)規(guī)模(L)和企業(yè)年齡(YE)等，以及表示不隨時間變化的不可觀測的異質(zhì)性影響μ和隨機(jī)擾動項(xiàng)ε?？紤]到股權(quán)結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步在加入企業(yè)性質(zhì)(N)、股權(quán)集中度(OC)、股權(quán)制衡度(OB)和兩權(quán)分離度(R)作為調(diào)節(jié)變量，得到回歸模型

(5)

技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)是非線性的并且基于高管持股比例表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)，為避免人為劃分依賴區(qū)間帶來的偏誤，本研究根據(jù)數(shù)據(jù)本身特點(diǎn)內(nèi)生地進(jìn)行區(qū)間劃分，令

并采用HANSEN[32]的門檻面板回歸模型將式(5)改寫為

(6)

式中，Mit是門檻變量高管持股比例；τ是特定的門檻值；λ1和λ2則分別為Mit≤τ與Mit>τ時解釋變量Iit對被解釋變量Eit的影響系數(shù)。如果存在雙重門檻時式⑹將進(jìn)一步改寫為

(7)

估計(jì)方法為先假設(shè)單一模型中估計(jì)出的τ1為已知，再進(jìn)行τ2的搜索，得到誤差平方和最小時對應(yīng)的τ2。由于τ2漸近有效τ1卻不具有此性質(zhì)，因而可固定τ2對τ1進(jìn)行重新搜索從而得到其優(yōu)化后的一致估計(jì)量。

3數(shù)據(jù)收集與變量選擇

3.1樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本研究選擇2009～2013年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，并根據(jù)以下原則進(jìn)行剔除: ①選擇2009年底前上市的公司；②剔除同時發(fā)行B股或H股的公司；③剔除數(shù)據(jù)缺失的公司；④剔除ST或PT類上市公司；⑤剔除連續(xù)3年內(nèi)研發(fā)支出、專利申請數(shù)和高管持股比例為0的公司。最終用于實(shí)證分析的企業(yè)數(shù)量為238家，共1 190個觀測值。樣本的財務(wù)數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫，研發(fā)支出的數(shù)據(jù)通過手工收集整理得到，主要披露于合并資產(chǎn)負(fù)債表中的“開發(fā)支出”科目和財務(wù)報告附注中的“支付的其他與經(jīng)營活動有關(guān)的現(xiàn)金流量”或者“管理費(fèi)用”科目，包括研究費(fèi)用、研究開發(fā)費(fèi)、研究開發(fā)投入、科技投入等，專利數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權(quán)網(wǎng)專利數(shù)據(jù)庫。

3.2變量定義及說明

(1)因變量 就業(yè)效應(yīng)(E)：使用企業(yè)的凈就業(yè)創(chuàng)造率衡量，數(shù)值上取當(dāng)年員工人數(shù)與上一年員工人數(shù)比率的對數(shù)值表示。

(2)解釋變量 ①企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入(II)：衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入通常選擇研發(fā)投入強(qiáng)度作為指標(biāo)，即研發(fā)投資與當(dāng)期營業(yè)收入比率表示。②創(chuàng)新績效(IP)：基于專利指標(biāo)的通用性、一致性、易得性特征，采用專利數(shù)衡量創(chuàng)新績效具有一定的可靠性。采用專利申請量來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出在一定程度上可以避免專利授權(quán)造成的滯后性和人為因素影響。借鑒已有研究，本研究選擇單位資產(chǎn)產(chǎn)生的專利申請數(shù)作為指標(biāo)，優(yōu)點(diǎn)在于克服不同行業(yè)、不同規(guī)模造成企業(yè)專利申請數(shù)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)離散程度較大的同時，凸顯企業(yè)創(chuàng)新過程中的資金有效使用率。③高管持股比例(M)：高管持股比例不直接作為影響就業(yè)效應(yīng)的解釋變量，而是設(shè)定為劃分技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)效應(yīng)影響區(qū)間的門檻變量，以高級管理人員持股數(shù)與股本總數(shù)的比例衡量。

(3)調(diào)節(jié)變量將企業(yè)性質(zhì)(N)設(shè)定為啞變量，第一大股東為國有性質(zhì)取0，否則取1；股權(quán)集中度(OC)使用第一大股東持股比例衡量；股權(quán)制衡度(OB)使用Z指數(shù)即第一大股東持股比例與第二大股東持股比例表示；兩權(quán)分離度(R)以控制權(quán)比例與所有權(quán)比例之間的差值表示。

(4)控制變量營業(yè)總收入增長率(Y)取當(dāng)年?duì)I業(yè)總收入與去年?duì)I業(yè)中收入比例的對數(shù)值；資本結(jié)構(gòu)(D)用資產(chǎn)負(fù)債率衡量；工資增長率(W)取當(dāng)年員工人均工資與上一年員工人均工資比例的對數(shù)值；企業(yè)規(guī)模(L)取企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值；企業(yè)年齡(YE)使用企業(yè)成立年限表示。所涉及的相關(guān)變量及變量說明見表1。

表1　變量定義及描述統(tǒng)計(jì)量(N=1 190)

4實(shí)證結(jié)果分析

4.1創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)分析

4.1.1創(chuàng)新投入就業(yè)效應(yīng)的門檻檢驗(yàn)

在使用固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上對模型進(jìn)行門檻檢驗(yàn)和估計(jì)。首先進(jìn)行門檻效果檢驗(yàn)，依次在不存在門檻、單一門檻和雙重門檻的設(shè)定下進(jìn)行估計(jì)，得到的F統(tǒng)計(jì)量和采用Bootstrap(自抽樣)方法得出的p值進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

表2　創(chuàng)新投入就業(yè)效應(yīng)的門檻效果檢驗(yàn)(N=1 190)

注：①F統(tǒng)計(jì)量的臨界值采用Bootstrap方法反復(fù)抽樣300次得到結(jié)果；②***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著，下同。

門檻檢驗(yàn)表明，以高管持股比例(M)作為門檻變量，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入對就業(yè)效應(yīng)的影響存在顯著的門檻效應(yīng)。無論是整體樣本還是分行業(yè)模型，其單一門檻效果都通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。其中，制造企業(yè)模型和民營制造企業(yè)模型通過了10%的雙重門檻效果，各模型的其他門檻效果均沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，表明制造企業(yè)模型和民營制造企業(yè)模型在雙重門檻之外，其他模型均存在單一門檻值。進(jìn)一步對各模型門檻估計(jì)值檢驗(yàn)。各門檻的估計(jì)值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間見表3。

表3　創(chuàng)新投入就業(yè)效應(yīng)的門檻估計(jì)值檢驗(yàn)

注：括號內(nèi)為95%置信區(qū)間。

表4　創(chuàng)新投入就業(yè)效應(yīng)整體樣本模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量的值。

門檻參數(shù)的估計(jì)值是指似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR為零時τ的取值，各個門檻估計(jì)值均處于95%置信區(qū)間內(nèi)，即所有LR值小于5%顯著水平下的臨界值。根據(jù)門檻估計(jì)值的區(qū)間劃分進(jìn)一步可得到各模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

4.1.2創(chuàng)新投入就業(yè)效應(yīng)的回歸結(jié)果分析

根據(jù)表4，以2.6%為門檻，當(dāng)高管持股比例低于2.6%時，創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)表現(xiàn)為顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，而當(dāng)高管持股比例超過2.6%時則表現(xiàn)為顯著的破壞效應(yīng)。根據(jù)企業(yè)性質(zhì)的不同，創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)也存在明顯的差異。對于國有企業(yè)而言，以3.8%為門檻，創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)由創(chuàng)造效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)槠茐男?yīng)，然而兩者在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。與之不同，盡管民營企業(yè)創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)同樣表現(xiàn)為先創(chuàng)造后破壞，然而兩種效應(yīng)均1%統(tǒng)計(jì)顯著。從II的系數(shù)估計(jì)值來看，民營企業(yè)創(chuàng)新投入的就業(yè)創(chuàng)造程度要遠(yuǎn)高于國有企業(yè)，其對就業(yè)的破壞程度也遠(yuǎn)低于國有企業(yè)。由此可見，民營企業(yè)的創(chuàng)新投入更有利于穩(wěn)定和增加就業(yè)。同時，民營企業(yè)模型的門檻值12.9%高于國有企業(yè)，也表明在民營企業(yè)實(shí)施高管持股股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入的就業(yè)創(chuàng)造效果更好?；趯?shí)證的結(jié)果，在整體樣本狀態(tài)下假設(shè)1得到充分驗(yàn)證。

4.1.3分行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證分析

依據(jù)《上市公司行業(yè)分類指引》對樣本企業(yè)進(jìn)行分類，考慮到樣本數(shù)量有限的因素，將樣本企業(yè)劃分為制造業(yè)與非制造業(yè)兩類，模型的回歸結(jié)果見表5?；谛袠I(yè)屬性的差異，企業(yè)創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)也表現(xiàn)出明顯的差異。在制造企業(yè)，高管持股比例低于1.21%時，創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)表現(xiàn)為顯著的破壞效應(yīng)。跨過第一重門檻值之后則表現(xiàn)為顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，并且跨過第二重門檻值之后，無論是經(jīng)濟(jì)上還是統(tǒng)計(jì)上，創(chuàng)新投入的就業(yè)創(chuàng)造能力都得到顯著的提升。與之相反，以2.1%的高管持股比例為門檻，非制造企業(yè)的創(chuàng)新投入對就業(yè)的影響則表現(xiàn)為先創(chuàng)造后破壞。企業(yè)性質(zhì)的差異對企業(yè)創(chuàng)新投入就業(yè)效應(yīng)的影響并沒有出現(xiàn)與行業(yè)屬性背離的情況，并且與整體樣本相同，隨著高管持股比例的改變，民營企業(yè)創(chuàng)新投入的就業(yè)創(chuàng)造能力高于國有企業(yè)而對就業(yè)的破壞程度低于國有企業(yè)的事實(shí)，并沒有受到行業(yè)屬性的影響。最終，在分行業(yè)狀態(tài)下假設(shè)1同樣得到驗(yàn)證。

4.2創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)分析

4.2.1創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的門檻檢驗(yàn)

同樣以高管持股比例作為門檻變量，在使用固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上對企業(yè)創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)模型進(jìn)行門檻檢驗(yàn)和估計(jì)，結(jié)果見表6。

門檻效果檢驗(yàn)的結(jié)果表明，在整體樣本下，無論國有企業(yè)模型還是民營企業(yè)模型，其單一門檻和雙重門檻效果均通過10%的顯著性檢驗(yàn)，表明整體樣本中各模型均存在雙重門檻。在分行業(yè)樣本中，國有制造企業(yè)模型沒有通過門檻效果檢驗(yàn)，非國有制造企業(yè)通過了雙重門檻效果檢驗(yàn)；非制造企業(yè)樣本中的各個模型均通過了單一門檻檢驗(yàn)。各模型對應(yīng)的門檻的估計(jì)值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間見表7。

表5　創(chuàng)新投入就業(yè)效應(yīng)分行業(yè)模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表6　創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的門檻效果檢驗(yàn)

表7　創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的門檻估計(jì)值檢驗(yàn)

4.2.2創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的回歸結(jié)果分析

根據(jù)表8，以10.47%為門檻，企業(yè)創(chuàng)新績效對就業(yè)的影響同樣表現(xiàn)為先創(chuàng)造后破壞的就業(yè)效應(yīng)。在創(chuàng)新績效的就業(yè)創(chuàng)造區(qū)間，又以8.72%為另一重門檻，隨著高管持股比例的提升，創(chuàng)新績效的就業(yè)創(chuàng)造能力在經(jīng)濟(jì)上和統(tǒng)計(jì)上都出現(xiàn)了增高趨勢，表明整體上來說利益趨同效應(yīng)對創(chuàng)新績效的就業(yè)創(chuàng)造是有促進(jìn)作用的，基于企業(yè)性質(zhì)的不同，創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)也出現(xiàn)了差異。隨著高管持股比例的提高，民營企業(yè)創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)依然表現(xiàn)為先創(chuàng)造后破壞，而國有企業(yè)創(chuàng)新績效對就業(yè)的影響則呈現(xiàn)先破壞后創(chuàng)造再破壞。差異產(chǎn)生的根源則需進(jìn)一步對樣本進(jìn)行行業(yè)劃分后分析。至此，在整體樣本狀態(tài)下假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表8　創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)整體樣本模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表9　創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)分行業(yè)模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

4.2.3分行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證分析

將樣本企業(yè)劃分為制造業(yè)與非制造業(yè)考察企業(yè)創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)，回歸結(jié)果見表9。對于制造企業(yè)而言， 國有制造企業(yè)創(chuàng)新績效對就業(yè)的影響不存在門檻效應(yīng)，總是表現(xiàn)為破壞效應(yīng)，可見國有制造企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)是有沖擊的，新產(chǎn)品對舊產(chǎn)品的替代造成了就業(yè)崗位的損失，不過沖擊的程度在經(jīng)濟(jì)上并不顯著。伴隨高管持股比例的提升，民營制造企業(yè)創(chuàng)新績效對就業(yè)的影響表現(xiàn)為先破壞后創(chuàng)造。在非制造企業(yè)，由于企業(yè)性質(zhì)的差異，創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)也不同。以2.4%為門檻值，國有非制造企業(yè)表現(xiàn)為先創(chuàng)造后破壞；與之相反，民營非制造企業(yè)表現(xiàn)為先破壞后創(chuàng)造。由此，在分行業(yè)狀態(tài)下假設(shè)2同樣得到驗(yàn)證。

4.3創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的差異分析

盡管從整體上而言，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)都表現(xiàn)為先創(chuàng)造后破壞，但是在高管持股比例較低的階段(制造企業(yè)為1.1%，非制造企業(yè)為3.7%)，分行業(yè)樣本中創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)表現(xiàn)為破壞效應(yīng)，然而破壞效應(yīng)的系數(shù)并不顯著，因此整體樣本呈不顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，并且高管持股比例的門檻值提高到8.72%，這是創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的一個差異。兩者間的另一個明顯差異在于，民營企業(yè)創(chuàng)新投入對就業(yè)的穩(wěn)定和增加效果優(yōu)于國有企業(yè)，然而比較系數(shù)估計(jì)值發(fā)現(xiàn)，無論是整體樣本還是分行業(yè)樣本，這種優(yōu)勢對于創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)而言不再存在，這也表明產(chǎn)品創(chuàng)新具有更大的市場不確定性使得高管對創(chuàng)新績效持更謹(jǐn)慎的態(tài)度。還有一個差異在于，企業(yè)性質(zhì)的不同并不影響創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)方向卻改變了創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的方向，而行業(yè)差異改變了創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)方向卻沒有影響創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的方向。由此，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

4.4調(diào)節(jié)變量的作用

無論是創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)還是創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)，在加入調(diào)節(jié)變量的模型中，OC、OB和R對就業(yè)效應(yīng)都存在調(diào)節(jié)作用，特別是在整體樣本下，OC的調(diào)節(jié)作用是顯著的。盡管在各模型中，R的調(diào)節(jié)作用并不具備統(tǒng)計(jì)顯著性，但是其系數(shù)的估計(jì)值在經(jīng)濟(jì)上是顯著的。OB的調(diào)節(jié)作用在經(jīng)濟(jì)上和統(tǒng)計(jì)上都不顯著。由此可見，進(jìn)一步完善企業(yè)的股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和兩權(quán)分離度等機(jī)制有利于穩(wěn)定和促進(jìn)就業(yè)，由此，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

5結(jié)論與啟示

本研究選擇238家上市公司作為樣本，研究高管持股影響下企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)，研究表明：①當(dāng)前中國企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效對就業(yè)的影響均是非線性的并根據(jù)高管持股比例的變化表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)；②整體上來看，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效對就業(yè)的影響均表現(xiàn)為先創(chuàng)造后破壞的就業(yè)效應(yīng)，但是在高管持股比例較低的區(qū)間，創(chuàng)新績效表現(xiàn)出不顯著的就業(yè)破壞效應(yīng)；③民營企業(yè)創(chuàng)新投入對就業(yè)的穩(wěn)定和促進(jìn)效果優(yōu)于國有企業(yè)，但是這種優(yōu)勢在創(chuàng)新績效的就業(yè)效應(yīng)中并不明顯；④不同行業(yè)、性質(zhì)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)存在差異，企業(yè)性質(zhì)的不同并不影響創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)方向卻異化了創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的方向，而行業(yè)屬性異化了創(chuàng)新投入的就業(yè)效應(yīng)方向卻沒有影響創(chuàng)新績效就業(yè)效應(yīng)的方向；⑤股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和兩權(quán)分離度對創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)有調(diào)節(jié)作用，完善相應(yīng)的機(jī)制有利于穩(wěn)定和促進(jìn)就業(yè)。

根據(jù)結(jié)論得到如下政策啟示：①完善企業(yè)高管股權(quán)激勵機(jī)制的設(shè)計(jì)。對企業(yè)高管實(shí)施股權(quán)激勵既能夠促使高管與股東之間的利益趨同，進(jìn)而激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)，形成利益趨同效應(yīng)，同樣也需要對股權(quán)激勵的程度進(jìn)行控制，避免過高的高管持股比例產(chǎn)生管理防御效應(yīng)，進(jìn)而使技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)產(chǎn)生破壞效應(yīng)。②在進(jìn)行高管股權(quán)激勵的過程中，需充分考慮企業(yè)控股股東的性質(zhì)特征。對于國有企業(yè)，應(yīng)加快高管任命去行政化，弱化國企高管追求政治目標(biāo)的動力，強(qiáng)化高管對企業(yè)經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的追求。對于非國有企業(yè)，應(yīng)完善公司治理環(huán)境，通過弱化控制性股東對高管的影響，避免高管股權(quán)激勵的效果產(chǎn)生負(fù)面影響。③政府在制定穩(wěn)定和促進(jìn)就業(yè)的微觀政策時，應(yīng)充分考慮微觀經(jīng)濟(jì)的行業(yè)屬性。④充分發(fā)揮股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和兩權(quán)分離度等對技術(shù)創(chuàng)新就業(yè)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，實(shí)現(xiàn)就業(yè)的穩(wěn)定和促進(jìn)。

參考文獻(xiàn)

[1] AGHION P, HOWITT P. Growth and Unemployment[J]. Review of Economic Studies, 1994, 61(3): 477～494

[2] PISSARIDES C A. Equilibrium Unemployment Theory[M].London: Basil Blackwell, 1990

[3] 姚戰(zhàn)琪，夏杰長.資本深化、技術(shù)進(jìn)步對中國就業(yè)效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2005(1)：58～67

[4] 何平，騫金昌.中國制造業(yè):技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)增長實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2007, 24(9)：3～10

[5] 寧光杰.中國轉(zhuǎn)型期技術(shù)應(yīng)用對就業(yè)的影響研究——來自工業(yè)行業(yè)的考察[J].中國人口科學(xué)，2008(6)：40～47

[6] 陳赤平，羅麗，譚富.技術(shù)創(chuàng)新對中國就業(yè)影響的實(shí)證研究[J].改革與戰(zhàn)略，2012(2)：162～165

[7] 唐國華.技術(shù)創(chuàng)新對我國就業(yè)影響的實(shí)證分析:1991～2007[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2011(3)：37～42

[8] 黃解宇，孫維峰，楊朝暉.創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)分析——基于中國上市公司微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].中國軟科學(xué)，2013(11)：161～169

[9] 宋冬林，王林輝，董直慶.技能偏向型技術(shù)進(jìn)步存在嗎?——來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2010(5)：68～81

[10] 朱翠華，李建民.技術(shù)進(jìn)步就業(yè)效應(yīng)新解[J].財經(jīng)科學(xué)，2012(4)：53～61

[11] JENSEN M C, MECKLING W H. Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure[J]. Journal of Financial Economics, 1976, 3(4): 223～248

[12] DAVID P, HITT M A, GIMENO J. The Role of Institutional Investors in Influencing R&D[J]. Academy of Management Journal, 2001, 44(5): 144～157

[13] MORCK R, SHLEIFER A, VISHNY R W. Management Ownership and Market Valuation: An Empirical Analysis[J]. Journal of Financial Economics, 1988, 20(1/2): 293～315

[14] GUGLER K, MUELLER D C, YURTOGLU B B. Insider Ownership，Ownership Concentration and Investment Performance: An International Comparison[J]. Journal of Corporate Finance, 2008, 14(5): 688～705

[15] GOMPERS P, ISHII J, METRICK A. Corporate Governance and Equity Prices[J]. Quarterly Journal of Economics, 2003, 118(1): 107～156

[16] MORCK R, WOLFENZON D, YEUNG B. Corporate Governance，Economic Entrenchment and Growth[J]. Journal of Economic Literature, 2005, 43(3): 655～720

[17] SHLEIFER A, VISHNY R W. A Survey on Corporate Governance[J]. Journal of Finance, 1997, 52(2): 737～783

[18] 劉偉，劉星.高管持股對企業(yè)R&D 支出的影響研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2007,28(10)：172～175

[19] 馮根福.雙重委托代理理論：上市公司治理的另一種分析框架[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004(12)：16～25

[20] 劉運(yùn)國，劉雯.我國上市公司的高管任期與研發(fā)支出[J].管理世界，2007(1)：128～136

[21] 夏蕓.管理者權(quán)力、股權(quán)激勵與研發(fā)投資——基于中國上市公司的實(shí)證分析[J].研究與發(fā)展管理，2014, 26(4)：12～22

[22] 張業(yè)韜，王成軍，劉漸和.高管持股對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究——來自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財會通訊，2012(1)：132～136

[23] 謝尚委，廖寶麗.高管持股與企業(yè)R&D投入的相關(guān)性研究——基于制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012(9)：100～102

[24] 洪震，金莉.熊市背景下的高管持股、年薪激勵與研發(fā)投資——基于2008～2012年中小板上市公司數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].集美大學(xué)學(xué)報：哲社版，2014, 17(4)：46～54

[25] 周澤將，李艷萍，胡琴.海歸高管與企業(yè)創(chuàng)新投入：高管持股的調(diào)節(jié)作用——基于創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的實(shí)證研究[J].北京社會科學(xué)，2014(3)：41～51

[26] 王文華，張卓，季小立.高管持股與研發(fā)投資：利益趨同效應(yīng)還是管理防御效應(yīng)?——基于高新技術(shù)上市公司的實(shí)證研究[J].研究與發(fā)展管理，2014, 26(4)：23～31

[27] BERTRAND M, MULLAINATHAN S. Enjoying the Quiet Life? Corporate Governance and Managerial Preferences[J]. Journal of Political Economy, 2003, 111(5): 1 043～1 075

[28] ADAMS R B, HERMALIN B E, WEISBACH M S. The Role of Boards of Directors in Corporate Governance: A Conceptual Framework and Survey[J]. Journal of Economic Literature, 2010, 48(1): 58～107

[29] 解維敏，唐清泉.高管持股與企業(yè)創(chuàng)新——來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2013(3)：6～8

[30] 張華，張俊喜，宋敏.所有權(quán)和控制權(quán)分離對企業(yè)價值的影響——我國民營上市企業(yè)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2004(3)：1～14

[31] 汪劍鋒.治理環(huán)境、兩權(quán)分離與公司投資行為[J].廣西財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2011,24(5)：78～83

[32] HANSEN B. Threshold Effect s in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing and Inference[J]. Journal of Economics, 1999, 93(2): 345～368

(編輯丘斯邁)

The Effects of Innovation Investment and Innovation Performance on Employment

LUAN BinYANG Jun

(Chongqing University, Chongqing, China )

Abstract：This study selects 238 public listed companies as research samples, and makes an estimation in threshold characterristics to analyze the effects and difference of innovation investment and innovation performance on employment. The results show that there are significant?threshold effects of both innovation investment and innovation performance on employment based managerial ownership, although the effects create employment at beginning and hurt employment later; but at the low level of managerial ownership, the effects of innovation performance on employment reduce jobs; the employment creation effects of private companies’ innovation investment are better than state-owned companies, but not the case for innovation performances; company natures make a different effect of innovation performance on employment, and industries make another different effect of innovation investment on employment.

Key words：innovation investment; innovation performance; employment effect; managerial ownership; threshold effects

通訊作者：李巍(1981～)，男，四川三臺人。重慶理工大學(xué)(重慶市400054)管理學(xué)院副教授，博士。研究方向?yàn)槠髽I(yè)戰(zhàn)略與營銷管理。E-mail：librajason@sina.com

DOI編碼：10.3969/j.issn.1672-884x.2016.05.012

收稿日期：2015-11-11

中圖法分類號：C93

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：1672-884X(2016)05-0725-10