陳嬋姹 岳玉珠

摘 要：開發(fā)支出在高管股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出過程中具有顯著的中介效應(yīng)，且高管股權(quán)激勵(lì)影響開發(fā)支出時(shí)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)明顯，不利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。相較于高管股票期權(quán)，高管限制性股票的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)更強(qiáng)，高管還可能通過其他中介變量負(fù)向影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。開發(fā)支出不是核心技術(shù)人員股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的顯著中介變量，在限制性股票激勵(lì)方式下更能激發(fā)核心技術(shù)人員努力程度、提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，對(duì)核心技術(shù)人員采用限制性股票的激勵(lì)方式最佳。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵(lì)；開發(fā)支出；企業(yè)創(chuàng)新；中介效應(yīng)；bootstrap法

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2018.06.02

中圖分類號(hào)：F270.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1003-9031（2018 ）06-0011-06

一、引言

股權(quán)激勵(lì)是現(xiàn)代企業(yè)公司治理常用激勵(lì)手段之一，眾多學(xué)者針對(duì)股權(quán)激勵(lì)和公司業(yè)績(jī)的各個(gè)方面進(jìn)行了探討。隨著科技創(chuàng)新的重要性日益突出，企業(yè)為提高自身競(jìng)爭(zhēng)力和長(zhǎng)期發(fā)展，進(jìn)行了多種多樣的創(chuàng)新活動(dòng)，有關(guān)股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究也應(yīng)運(yùn)而生。根據(jù)激勵(lì)對(duì)象以及激勵(lì)手段的不同，股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)創(chuàng)新的途徑也并不相同，因此如針對(duì)高管層的股權(quán)激勵(lì)，由于高管人員大多并非企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的直接研究人員，可能更多的是通過其他中介變量來影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，而非通過改變自身努力程度來影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。針對(duì)核心技術(shù)人員而言，他們大多數(shù)直接參與企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)中，雖然通過諫言等行動(dòng)可能會(huì)間接作用于研發(fā)支出從而影響企業(yè)創(chuàng)新，但更大可能上是通過提高自身努力程度直接影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。另外，股權(quán)激勵(lì)方式的不同也可能產(chǎn)生不同程度的效果。針對(duì)不同對(duì)象的這些不同種類的股權(quán)激勵(lì)能否有效激發(fā)員工進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)，又是如何影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的呢？本文為解決這些疑問，引入開發(fā)支出這一中介變量，依據(jù)Zhao et al.（2010）總結(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，參照PreaCher&Hayes;（ 2004）、Haves（2013）提出的Bootstrap法，利用上市公司2008-2016年的數(shù)據(jù)，探討了異質(zhì)性股權(quán)激勵(lì)如何影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的過程和結(jié)果。

二、文獻(xiàn)綜述

Janssen et al.（2010）和Holmstrom（1989）認(rèn)為創(chuàng)新與企業(yè)生存發(fā)展息息相關(guān)，由于創(chuàng)新結(jié)果的不可預(yù)期性，其風(fēng)險(xiǎn)無疑很大，股權(quán)激勵(lì)可以提高管理層和核心技術(shù)人員承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的能力，促使人們進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)；譚洪濤等（2016）認(rèn)為引入股權(quán)激勵(lì)制度明顯有助于企業(yè)創(chuàng)新降低代理成本。有關(guān)高管股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新的研究眾多，然而結(jié)論并不一致，黃園和陳昆玉（2008）認(rèn)為高管持股促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新；趙洪江等（2008）卻得到相反的結(jié)論，認(rèn)為高管持股降低了研發(fā)支出；Balkin（2000）、馮根福和溫軍（2008）得出了高管持股與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系不大的結(jié)論；徐寧（2013）指出高管股權(quán)激勵(lì)與研發(fā)投入的關(guān)系是倒U型的非線性關(guān)系。但股權(quán)激勵(lì)不僅包含高管激勵(lì)，核心技術(shù)人員作為股權(quán)激勵(lì)的兩大激勵(lì)對(duì)象之一也引起了學(xué)者們的關(guān)注，姜英兵和于雅萍（2017）針對(duì)核心技術(shù)人員與企業(yè)創(chuàng)新展開了研究，發(fā)現(xiàn)針對(duì)核心員工的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與專利產(chǎn)出顯著正相關(guān)。在研究企業(yè)創(chuàng)新和股權(quán)激勵(lì)時(shí)，除了針對(duì)不同股權(quán)激勵(lì)對(duì)象的研究外，葉陳剛等（2015）認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)種類對(duì)企業(yè)研發(fā)支出的影響也是不同的：由于股權(quán)激勵(lì)在影響研發(fā)支出時(shí)同時(shí)存在風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)，驅(qū)動(dòng)方向?qū)⑷Q于兩者的博弈，股票期權(quán)和限制性股票相比其激勵(lì)效應(yīng)較強(qiáng)、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)較弱。

三、理論假設(shè)

通過文獻(xiàn)梳理，可以看出大多研究在研究股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新時(shí)，集中在股權(quán)激勵(lì)這個(gè)大整體或高管激勵(lì)的視角下，近年來雖有針對(duì)不同激勵(lì)對(duì)象或不同股權(quán)激勵(lì)種類的研究，但仍然鮮少文獻(xiàn)將不同激勵(lì)對(duì)象和不同股權(quán)激勵(lì)同時(shí)結(jié)合起來進(jìn)行研究。同時(shí)，現(xiàn)有研究中并沒有理清針對(duì)不同對(duì)象不同種類股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響中，研發(fā)支出所起到的作用。大部分文獻(xiàn)在研究股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新時(shí)，將研發(fā)支出作為控制變量引入，沒有過多深入的探究股權(quán)激勵(lì)、研發(fā)支出以及企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系和路徑。趙國宇（2015）利用多元回歸模型針對(duì)股權(quán)激勵(lì)提升企業(yè)創(chuàng)新的路徑和效果進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司其研發(fā)投入水平更高，從而得出了研發(fā)投入可能是管理人員促使企業(yè)創(chuàng)新的重要路徑的結(jié)論，但這僅是間接推斷的結(jié)果?？梢源_定的是：研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系匪淺；股權(quán)激勵(lì)與研發(fā)投入的關(guān)系雖然結(jié)論不一致，但他們之間存在某種關(guān)聯(lián)，不一致的結(jié)論可能是由于股權(quán)激勵(lì)本身存在異質(zhì)性的原因，也可能是由于我國股權(quán)激勵(lì)制度建設(shè)進(jìn)程在逐步完善的原因，當(dāng)然也可能是由于企業(yè)相關(guān)的其他因素的調(diào)節(jié)作用，如企業(yè)文化、終極控制權(quán)等。

成功的創(chuàng)新活動(dòng)給企業(yè)和管理人員帶來了巨大了利益，而得不到結(jié)果的創(chuàng)新帶給企業(yè)的可能是巨大的資金壓力和不佳的業(yè)績(jī)。當(dāng)對(duì)管理人員實(shí)行股權(quán)激勵(lì)時(shí)，因存在風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)，不同種類股權(quán)激勵(lì)可能造成管理人員通過控制企業(yè)研發(fā)支出進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。如限制性股票對(duì)股票價(jià)格的敏感程度明顯高于股票期權(quán)，故其風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)較強(qiáng)，可能更容易造成管理人員為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而減少研發(fā)支出。

從針對(duì)核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)來看，由于核心技術(shù)人員多數(shù)是企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)中的直接參與者，即使可通過諸如諫言等其他方式來影響企業(yè)研發(fā)支出，但作用微乎其微。故本文認(rèn)為賦予核心技術(shù)人的股權(quán)激勵(lì)并非通過研發(fā)支出來影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，而是直接通過激發(fā)核心技術(shù)人員的努力程度來直接影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的。與針對(duì)管理人員的股權(quán)激勵(lì)一樣，核心技術(shù)人員的限制性股票和股票期權(quán)其效果可能也并不相同。股權(quán)激勵(lì)程度直接激發(fā)的是核心技術(shù)人員的努力程度，這與間接通過研發(fā)投入影響企業(yè)創(chuàng)新的路徑并不一樣，對(duì)核心技術(shù)人員實(shí)行股權(quán)激勵(lì)，激勵(lì)效應(yīng)顯著，并非是激勵(lì)效應(yīng)和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)的博弈過程。從激勵(lì)效應(yīng)上看，限制性股票和股票期權(quán)的激勵(lì)程度與員工努力程度掛鉤，且限制性股票對(duì)股價(jià)變動(dòng)敏感，可以認(rèn)為相對(duì)與股票期權(quán)激勵(lì)，限制性股票的激勵(lì)效果可能更大、更能提高核心技術(shù)人員的努力程度。

據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：針對(duì)高管人員的股權(quán)激勵(lì)通過開發(fā)支出影響企業(yè)創(chuàng)新，開發(fā)支出是高管股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)創(chuàng)新的顯著中介變量。

H2：針對(duì)核心技術(shù)人員的股權(quán)激勵(lì)能夠有效刺激技術(shù)人員的直接努力程度，開發(fā)支出不是核心技術(shù)人員影響企業(yè)創(chuàng)新的顯著中介變量。

H3：相對(duì)于實(shí)施股票期權(quán)的方式而言，針對(duì)管理人員實(shí)施限制性股票更大地減少了研發(fā)支出。

H4：相對(duì)于實(shí)施股票期權(quán)的方式而言，針對(duì)核心技術(shù)人員實(shí)施限制性股票更能提高核心技術(shù)人員的努力程度。

四、模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫以及國泰安數(shù)據(jù)庫，選取的時(shí)間起點(diǎn)為2008年，此時(shí)距我國2005年發(fā)布的《關(guān)于上市公司股權(quán)分置改革的指導(dǎo)意見》及《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》已經(jīng)過去了近3年，我國股權(quán)激勵(lì)政策已經(jīng)能夠得到有效而普遍的實(shí)施，受制于數(shù)據(jù)的可得性截止時(shí)間定為2016年。樣本為剔除了金融行業(yè)、ST與*ST的A股上市公司，共得到了8227個(gè)有效觀測(cè)值。 （二）變量設(shè)定 據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析，我國上市公司主要采用股票期權(quán)和限制性股票兩種股權(quán)激勵(lì)方式，僅有極少數(shù)公司采取股票增值權(quán)的方式。為了使回歸模型的統(tǒng)計(jì)效果更科學(xué)，本文股權(quán)激勵(lì)中僅討論股票期權(quán)和限制性股票這兩種股權(quán)激勵(lì)方式，并將這兩種股權(quán)激勵(lì)方式依據(jù)相應(yīng)的股權(quán)激勵(lì)對(duì)象再次分類，共分為四個(gè)類別：高管股票期權(quán)（OM），核心技術(shù)人員股票期權(quán)（OT），高管限制性股票（RM），核心技術(shù)人員限制性股票（RT）。激勵(lì)程度用授予的股票期權(quán)或限制性股票相應(yīng)股數(shù)占當(dāng)年的總股本比例來衡量。自2007年實(shí)施新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則之后，上市公司在“開發(fā)支出”科目中披露了企業(yè)研究開發(fā)階段的支出，故本文選取企業(yè)披露的“開發(fā)支出”作為衡量研發(fā)投入的變量。專利普遍被認(rèn)為是企業(yè)創(chuàng)新成果的衡量指標(biāo)，本文將當(dāng)年授予企業(yè)的發(fā)明專利、實(shí)用新型專利以及外觀設(shè)計(jì)專利三項(xiàng)之和作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)。為了控制其他因素的影響，本文還選取了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)業(yè)績(jī)、股權(quán)集中度這些變量作為控制變量（見表1）。為了消除量綱影響，使各個(gè)指標(biāo)更具可比性，本文所使用的的各指標(biāo)均經(jīng)：z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（三）模型設(shè)定

為了探究開發(fā)支出在異質(zhì)性股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)創(chuàng)新過程中是否具有顯著的中介效應(yīng)，依據(jù)Zhao ct al.（2010）總結(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，本文建立以下模型，并參照Preacher&Hayes;（2004）、Haves（2013）提出的Bootstrap法進(jìn)行檢驗(yàn)分析。

其中，Control代表所有的控制變量，含企業(yè)規(guī)模、企業(yè)業(yè)績(jī)、第一大股東持股比例、第一大股東持股比例的平方。參照Zhao et al.（2010）的研究，當(dāng)a*b（即a、a2、a3、a4分別與b的乘積）顯著不為零時(shí)即代表開發(fā)支出（Develop）的中介效應(yīng)顯著，以此來檢驗(yàn)H1和H2。判斷a*b是否顯著不為零之后，結(jié)合三個(gè)方程的回歸結(jié)果進(jìn)一步檢驗(yàn)H3和H4。

五、實(shí)證結(jié)果

依據(jù)Zhao et al.（2010）的研究，參照Preacher&Hayes;（ 2004）以及Haves（ 2013）提出的Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)（見表2）。根據(jù)表2的結(jié)果看出，在95%的置信水平下，高管股票期權(quán)（OM）在影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中，開發(fā)支出的中介效應(yīng)顯著不為零（LLCI=-0.0104，ULCI=-0.0016），中介效應(yīng)的大小為-0.0048，開發(fā)支出是高管股票期權(quán)影響企業(yè)創(chuàng)新的有效中介變量。高管限制性股票（RM）在影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中，開發(fā)支出的中介效應(yīng)同樣顯著不為零（ LLCI=-0.0214，ULCI=-0.0003），中介效應(yīng)的大小為-0.0079，開發(fā)支出是高管限制性股票影響企業(yè)創(chuàng)新的有效中介變量。但針對(duì)核心技術(shù)人員的兩種股權(quán)激勵(lì)在影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中，開發(fā)支出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果中包含了零，即開發(fā)支出的中介效應(yīng)并不顯著，不能認(rèn)為開發(fā)支出是核心技術(shù)人員股票期權(quán)（OT）和核心技術(shù)人員限制性股票（RT）影響企業(yè)創(chuàng)新的有效中介變量。通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)，假設(shè)H1和H2都得到了驗(yàn)證。

表3為上文中建立的三個(gè)模型的回歸結(jié)果，現(xiàn)結(jié)合表2中介檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步分析。模型（3）中高管股票期權(quán)結(jié)果不顯著，這代表開發(fā)支出是高管股票期權(quán)影響企業(yè)創(chuàng)新的唯一中介變量；而高管限制性股票在0.01的水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)數(shù)，a3*b*d3的值為正數(shù)，即代表遺漏了其他互補(bǔ)的中介變量，遺漏的中介變量的中介效應(yīng)與開發(fā)支出的中介效應(yīng)方向一致（同為負(fù)值）。從中介效應(yīng)的大小上看，高管限制性股票中介效應(yīng)的絕對(duì)值大于高管股票期權(quán)（0.0079大于0.0048），可見高管限制性股票比高管股票期權(quán)更大程度上通過研發(fā)支出影響了企業(yè)創(chuàng)新，即更少的減少了研發(fā)支出。從高管限制性股票剔除間接效應(yīng)后，回歸結(jié)果仍顯著且遺漏了互補(bǔ)的中介變量的結(jié)果來看，高管限制性股票不僅促使高管削減開發(fā)支出，可能還有促使管理人員通過別的手段來影響企業(yè)創(chuàng)新，并且是不利影響。本文的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高管的股權(quán)激勵(lì)在影響企業(yè)創(chuàng)新過程中，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)明顯強(qiáng)于激勵(lì)效應(yīng)，且限制性股票這種激勵(lì)方式的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)更強(qiáng)，假設(shè)H3得到了驗(yàn)證。

在模型（1）和（3）中，核心技術(shù)人員限制性股票的系數(shù)C4和d4均在0.01的水平上顯著為正，而核心技術(shù)人員股票期權(quán)的系數(shù)并不顯著，可見相較于股票期權(quán)的激勵(lì)方式，限制性股票的激勵(lì)方式更能促使核心技術(shù)人員提高自身努力程度，從而直接影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。至此，假設(shè)H4也得到了驗(yàn)證。

六、結(jié)論與建議

本文通過實(shí)證分析得知，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)的對(duì)象為高管人員時(shí)，高管人員會(huì)通過調(diào)整開發(fā)支出來影響企業(yè)創(chuàng)新，且從本文的結(jié)果來看，在高管股權(quán)激勵(lì)影響開發(fā)支出過程中，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)明顯大于激勵(lì)效應(yīng)，股票期權(quán)和限制性股票兩種方式都會(huì)減少開發(fā)支出從而減少了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，其中限制性股票的方式下負(fù)效應(yīng)更為顯著（風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)更強(qiáng)），除了通過開發(fā)支出影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，高管人員還可能通過其他路徑對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出施加負(fù)面效果（因?yàn)榭赡苓z漏了互補(bǔ)的中介變量）。而當(dāng)股權(quán)激勵(lì)的對(duì)象為核心技術(shù)人員時(shí)，并沒有通過開發(fā)支出影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，此時(shí)股權(quán)激勵(lì)顯現(xiàn)出較強(qiáng)的激勵(lì)效應(yīng)，股權(quán)激勵(lì)程度越高越能夠促使核心技術(shù)人員提升自己能力、加大努力程度從而影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，且當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式為限制性股票時(shí)，這種激勵(lì)效應(yīng)是在統(tǒng)計(jì)上是極其顯著的。

由此可見，為了提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，企業(yè)進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)時(shí)，應(yīng)針對(duì)不同人員采取不同的股權(quán)激勵(lì)，且股權(quán)激勵(lì)對(duì)象更應(yīng)集中在核心技術(shù)人員而非管理人員上。針對(duì)管理人員采取股權(quán)激勵(lì)時(shí)，最好是采取股票期權(quán)的方式，能夠有效控制管理人員對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的負(fù)面影響，減少其風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)并提高激勵(lì)效應(yīng)。針對(duì)核心技術(shù)人員進(jìn)行激勵(lì)時(shí)，則應(yīng)該采取限制性股票的激勵(lì)方式，限制性股票的激勵(lì)方式可以更有效的提升核心技術(shù)人員的努力程度，促使企業(yè)獲得更多的創(chuàng)新產(chǎn)出。

（責(zé)任編輯：張恩娟）

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