周建慶 梁彤纓 彭玉蓮 陳國才

【摘要】借鑒社會心理學的研究成果，將高管權(quán)力區(qū)分為控制權(quán)力與防御權(quán)力，考察兩類權(quán)力對股權(quán)激勵與企業(yè)研發(fā)投資之間關(guān)系的差異化調(diào)節(jié)作用。以CEO為企業(yè)高管代表，運用2009 ～ 2017年我國A股上市公司數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明：CEO控制權(quán)力越大，越會抑制股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用;CEO防御權(quán)力越大，越能夠強化股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用。進一步研究還表明，控制權(quán)力和防御權(quán)力的調(diào)節(jié)效應主要存在于男性CEO與年輕CEO當中，對于女性CEO而言，兩類權(quán)力的調(diào)節(jié)效應均不顯著，而對于年長CEO而言，控制權(quán)力的抑制效應仍然顯著，但防御權(quán)力的強化效應不再顯著。

【關(guān)鍵詞】高管異質(zhì)權(quán)力;股權(quán)激勵;研發(fā)投資;CEO控制權(quán)力;CEO防御權(quán)力

【中圖分類號】C93 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）10-0051-9

一、引言

企業(yè)實施自主創(chuàng)新并掌握關(guān)鍵核心技術(shù)，無論是對國家經(jīng)濟增長還是對企業(yè)持續(xù)發(fā)展都具有重要的現(xiàn)實意義。大多數(shù)研究表明，股權(quán)激勵有利于強化高管與股東之間的長期利益一致性，能夠有效緩解創(chuàng)新領(lǐng)域的代理沖突并促進企業(yè)研發(fā)投資活動的開展[1，2] 。為了進一步推動創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的順利實施，政府各部門先后出臺了一系列完善股權(quán)激勵的管理辦法及相關(guān)政策，以激勵高管積極開展研發(fā)投資活動，從而提高企業(yè)的自主創(chuàng)新能力[3] 。然而，不容忽視的是，權(quán)力是組織生活中無處不在的基本力量，股權(quán)激勵的實施效果常常取決于企業(yè)高管的權(quán)力狀況。有研究表明，高管權(quán)力能夠進一步強化股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的影響效應[4] ;也有研究表明，高管權(quán)力可能會抑制股權(quán)激勵的創(chuàng)新影響效應[5] ;還有研究表明，股權(quán)激勵只有在CEO任職后期權(quán)力比較穩(wěn)固的階段才能促進企業(yè)研發(fā)投資活動的開展[6] 。因此，怎樣的權(quán)力結(jié)構(gòu)才能與股權(quán)激勵形成一個機制互補的治理組合，進而充分發(fā)揮股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用，現(xiàn)有研究尚未形成一致的結(jié)論。

值得注意的是，權(quán)力是具有豐富內(nèi)涵的綜合性概念，如果只關(guān)注權(quán)力的某些方面，并將其視為一個同質(zhì)化整體，將大大局限權(quán)力研究的進一步開展[7] 。為了全面地反映權(quán)力的復雜性以及不同權(quán)力之間的異質(zhì)性，社會心理學家將權(quán)力劃分為兩種基本類型：社會權(quán)力與個人權(quán)力[8] ，分別表示行為主體對他人的掌控能力以及不受他人掌控的能力?，F(xiàn)有研究表明，這兩類權(quán)力之間雖然具有相似之處，但卻能夠?qū)碛姓叩男袨楫a(chǎn)生明顯不同甚至相反的影響[7] 。由此可見，對高管權(quán)力進行分類，并在此基礎上討論股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的影響，將有利于全面清晰地理解高管權(quán)力在股權(quán)激勵創(chuàng)新促進作用中的潛在影響，從而為公司治理實踐提供更具價值的參考意見。

有鑒于此，本文參照社會權(quán)力與個人權(quán)力的概念并結(jié)合公司治理實踐，將高管權(quán)力區(qū)分為控制權(quán)力與防御權(quán)力，分別表示企業(yè)高管對董事會的控制能力以及不受董事會控制的能力?？紤]到CEO在企業(yè)創(chuàng)新決策過程中的決定性作用[9] ，本文以CEO作為高管代表，利用A股上市公司2009 ～ 2017年的面板數(shù)據(jù)，系統(tǒng)檢驗了CEO控制（防御）權(quán)力、股權(quán)激勵與企業(yè)研發(fā)投資之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：總體上股權(quán)激勵能夠促進企業(yè)研發(fā)投資活動的開展，然而不同的高管權(quán)力對這一促進作用會產(chǎn)生差異化的調(diào)節(jié)效應：CEO控制權(quán)力越大，越會損害股權(quán)激勵的“利益趨同”效應，從而抑制其對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用;與此相反，CEO防御權(quán)力越大，越能防范股權(quán)激勵的“風險負擔”效應，從而強化其對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用。進一步研究還發(fā)現(xiàn)，這兩類權(quán)力的調(diào)節(jié)效應主要存在于男性CEO與年輕CEO當中，對于女性CEO而言，兩類權(quán)力的調(diào)節(jié)效應均不顯著，而對于年長CEO而言，控制權(quán)力的抑制效應仍然顯著，但防御權(quán)力的強化效應不再顯著。

本文的貢獻在于：①通過借鑒社會心理學中社會權(quán)力與個人權(quán)力的概念，將其延伸到公司治理領(lǐng)域并把高管權(quán)力劃分為控制權(quán)力與防御權(quán)力，這對于深入理解高管權(quán)力的內(nèi)涵及其作用機理具有一定的啟示意義。②在權(quán)力分類的基礎上，分別探討了CEO兩類異質(zhì)權(quán)力對股權(quán)激勵創(chuàng)新促進作用的雙向調(diào)節(jié)效應，總體上超越了現(xiàn)有文獻中要么抑制、要么強化的二分法研究框架，從而有助于更加全面地認識高管權(quán)力對股權(quán)激勵實施效果的影響。③考慮到權(quán)力對決策的影響在一定程度上還取決于權(quán)力持有者的個人特征，本文基于CEO的性別與年齡開展了分組研究，在進一步深化研究結(jié)論的同時，對于優(yōu)化公司治理機制也具有更大的現(xiàn)實指導意義。

二、 理論基礎與研究假設

（一）理論基礎：股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的影響

研發(fā)投資的開展雖然從長期來看有利于實現(xiàn)企業(yè)價值的最大化，但是因為其具有難度大、風險高、周期長等特點，高管出于風險規(guī)避與短期行為的動機，往往更偏好于其他收益穩(wěn)定的短期投資項目。因此，如何激勵高管勇于承擔風險并積極開展自主創(chuàng)新活動，是公司治理研究的一項重要議題[10] 。經(jīng)典代理理論認為，實施股權(quán)激勵能夠加強企業(yè)高管與股東之間長期利益的一致性，這種“利益趨同”效應既能夠提升高管的風險承擔意愿，又能夠削弱其短期行為傾向，因此最終有助于促進企業(yè)研發(fā)投資活動的開展[1] 。

然而值得注意的是，企業(yè)實施股權(quán)激勵所產(chǎn)生的治理效果并不是單向唯一的[6] 。除了“利益趨同”效應，股權(quán)激勵還可能會增加高管對自身財富發(fā)生損失的擔憂，從而產(chǎn)生“風險負擔”效應。行為代理理論認為，企業(yè)在實施股權(quán)激勵計劃之后，高管因為稟賦財富的相應增加會處于積極的問題框架之下，從而導致更大的“風險負擔”并可能降低企業(yè)的研發(fā)投資水平[11] 。

雖然從總體上看，股權(quán)激勵的“利益趨同”效應可能大于“風險負擔”效應，從而最終表現(xiàn)為對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用，卻并不能因此而掩蓋股權(quán)激勵可能會增加高管“風險負擔”的事實。屠立鶴等[12] 基于價值異質(zhì)性的角度，實證檢驗了高管股權(quán)激勵“利益趨同”與“風險負擔”效應共存的現(xiàn)象。

（二）研究假設：高管異質(zhì)權(quán)力的差異化調(diào)節(jié)效應

權(quán)力是組織生活的普遍特征，并對組織行為與決策具有深遠的影響[13] 。就股權(quán)激勵的創(chuàng)新影響效應而言，雖然以往的研究已經(jīng)探討了CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)效應，但并沒有形成一致的結(jié)論[4，5] 。究其原因，可能是忽視了CEO權(quán)力的異質(zhì)性及其產(chǎn)生的差異化影響。

長期以來，學者們對高管權(quán)力的認知與理解存在較大差異甚至大相徑庭，從而嚴重制約了該領(lǐng)域研究的深入開展?？傮w而言，現(xiàn)有文獻對權(quán)力概念的理解大體可以分為以下兩種觀點：一種是將權(quán)力視為行為主體通過報酬與懲罰，控制、調(diào)整或影響他人行為的能力[14] ;另一種則將權(quán)力視為行為主體能夠不受他人影響并且自由行使其意志的能力[15] 。為此，社會心理學家將權(quán)力劃分為社會權(quán)力與個人權(quán)力兩種類型，其中社會權(quán)力是指行為主體對他人的主動影響力，而個人權(quán)力則是指行為主體不依賴于他人的自主能力[8] 。Lammers等[7] 的研究發(fā)現(xiàn)，這兩類權(quán)力對持有者的行為會產(chǎn)生完全不同甚至相反的影響。由此可見，如果將高管權(quán)力視為一個同質(zhì)化的整體而忽視其異質(zhì)性，將不利于深入理解CEO權(quán)力在公司治理中的影響作用。

有鑒于此，本文參照社會權(quán)力與個人權(quán)力的概念，結(jié)合公司治理實踐并基于CEO與董事會之間的關(guān)系，將CEO權(quán)力劃分為控制權(quán)力與防御權(quán)力。其中：控制權(quán)力表示CEO對董事會的控制能力，反映了CEO凌駕于董事會之上的主動權(quán)力;防御權(quán)力表示CEO不受董事會控制的能力，反映了CEO不懼董事會威脅的被動權(quán)力。在此基礎上，本文分別探討了兩類高管異質(zhì)權(quán)力對股權(quán)激勵創(chuàng)新影響效應的調(diào)節(jié)作用。

當CEO控制權(quán)力越大時，越可能損害股權(quán)激勵所產(chǎn)生的“利益趨同”效應，并因此抑制其對企業(yè)研發(fā)投資活動的促進作用。按照管理層權(quán)力理論，當企業(yè)高管能夠?qū)Χ聲嵤┯行Э刂茣r，董事會在組織決策過程中將不再能代表股東的利益，而只能屈從于高管的意見[16] 。在這種情況下，高管薪酬的制定過程將不受董事會的監(jiān)督與約束，并且很容易演變?yōu)楣芾碚呔鹑」蓶|財富的工具與手段，從而喪失其應有的激勵效果。國內(nèi)學者基于高管權(quán)力與股權(quán)激勵契約之間的關(guān)系，為這一觀點提供了有力的經(jīng)驗證據(jù)。例如，吳育輝、吳世農(nóng)[17] 的研究發(fā)現(xiàn)，當CEO權(quán)力越大時，股權(quán)激勵所設計的行權(quán)條件就會越加寬松;而王燁等[18] 的研究也發(fā)現(xiàn)，當管理層權(quán)力越大時，股權(quán)激勵所設定的初始行權(quán)價格就會越低。由此可見，高管控制權(quán)力能夠影響薪酬契約的制定過程，將股權(quán)激勵演化為高管福利，從而損害了股權(quán)激勵本應具有的“利益趨同”效應，并最終降低其開展研發(fā)投資活動的積極性。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設1：CEO控制權(quán)力越大，越會抑制股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資活動的促進作用。

當CEO防御權(quán)力越大時，越有助于防范股權(quán)激勵所產(chǎn)生的“風險負擔”效應，并因此強化其對企業(yè)研發(fā)投資活動的促進作用。對于防御權(quán)力較小的企業(yè)高管而言，其職位與收入更多依賴于董事會的評價，并且經(jīng)常處于董事會以及其他利益相關(guān)者的嚴密監(jiān)督之下。在這種情境下，高管受董事會的監(jiān)管程度更高，稍有不慎就可能面臨懲罰或解雇，因此在面對風險時會變得更加敏感和焦慮[19] 。與此相反，對于防御權(quán)力較大的高管而言，其更加不容易受到董事會的監(jiān)管，在經(jīng)營失敗后遭到懲罰和解雇的可能性也更小。在這種情境下，高管所承受的“風險負擔”水平更低，由于不用擔心經(jīng)營失敗后受到懲罰或失去股權(quán)激勵所蘊含的潛在財富，開展創(chuàng)新活動的積極性也會更高。Zona[6] 基于有限能力的代理模型，發(fā)現(xiàn)對于職位安全不受董事會威脅的CEO而言，股票期權(quán)計劃的實施會顯著提高企業(yè)的研發(fā)投資水平。基于此，本文提出如下假設：

假設2：CEO防御權(quán)力越大，越會強化股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資活動的促進作用。

三、 研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009 ～ 2017年A股上市公司作為初始研究樣本，并對樣本進行如下篩選：①鑒于技術(shù)研發(fā)的行業(yè)特征，剔除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、食宿餐飲業(yè)等服務性行業(yè)，樣本主要集中在制造業(yè)、軟件和信息技術(shù)服務業(yè)以及科學研究和技術(shù)服務業(yè)。②剔除ST、PT企業(yè)。③剔除財務數(shù)據(jù)異常（資不抵債）的企業(yè)。④剔除關(guān)鍵變量存在缺失值的企業(yè)。最終得到的樣本企業(yè)共1897家，企業(yè)—年度觀測值共13309個。文章中所使用的研發(fā)投資、股權(quán)激勵、公司治理及財務數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）;高管任期數(shù)據(jù)通過國泰安數(shù)據(jù)庫、百度百科以及公司網(wǎng)站進行手工核對收集;公司股票價格及波動性的數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫（RESSET）。為了排除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量均在1%和99%分位上進行了縮尾（Winsorize）處理，實證分析所采用的統(tǒng)計軟件為stata 12。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：企業(yè)研發(fā)投資。為了規(guī)避企業(yè)規(guī)模對研究結(jié)果的影響，參照國內(nèi)外研究慣例，本文采用了研發(fā)投資強度這一相對指標來衡量企業(yè)研發(fā)投資（R&D），即企業(yè)當年度新增研發(fā)投入占營業(yè)總收入的比值[4，20] 。

2. 解釋變量：股權(quán)激勵?？紤]到CEO在制定企業(yè)戰(zhàn)略決策的過程中所發(fā)揮的決定性作用[9] ，本文將CEO作為企業(yè)高管代表以反映股權(quán)激勵及其權(quán)力的大小。與其他文獻采用股權(quán)激勵實施與否或者高管持股比例等測量指標不同，為了更加精確地反映高管股權(quán)激勵（EI）的大小，本文以CEO所獲股權(quán)激勵的Delta值再取自然對數(shù)進行衡量。其中Delta反映公司股價每變化1%，股權(quán)激勵價值隨之發(fā)生變動的金額。在計算過程中，股權(quán)激勵一般包括限制性股票與股票期權(quán)，因為限制性股票的價值隨股票價格同比例變動，因此這部分Delta值用股票價格乘以1%表示，而股票期權(quán)的Delta值則參照了Core和Guay[21] 的方法，如公式（1）所示：

公式中，N（Z）表示正態(tài)分布的累積概率函數(shù)，S表示年末公司股票價格，d表示當年度的股息收益率，X表示期權(quán)執(zhí)行價格，r表示當年的無風險利率，σ表示該年度每日股票收益的年化標準差，T表示股票期權(quán)有效期的剩余年限。

3. 調(diào)節(jié)變量：控制權(quán)力與防御權(quán)力?？紤]到公司董事會對CEO聘用、監(jiān)督、獎懲及解雇方面的決定性作用，無論是CEO股權(quán)激勵計劃的制定還是CEO對職業(yè)安全的擔憂均取決于其與董事會之間的權(quán)力關(guān)系。因此，本文所提到的CEO權(quán)力是指CEO相對于董事會的權(quán)力。在此基礎上，按前文所述，本文參照社會心理學中關(guān)于權(quán)力的分類方法，并結(jié)合公司治理實踐進一步將CEO權(quán)力劃分為控制權(quán)力（Cpower）與防御權(quán)力（Dpower）。

控制權(quán)力（Cpower）是指CEO能夠?qū)Χ聲嵤┛刂坪陀绊懙哪芰?，具體的衡量方法在借鑒夏蕓[5] 所采用的三個權(quán)力指標的基礎上進行了加總處理：CEO與董事長兩職合一、執(zhí)行董事占比以及CEO任期。呂長江、趙宇恒[22] 認為，這三個權(quán)力指標表明了高管對企業(yè)整體資源的掌控程度，屬于最顯著的終極權(quán)力。

（1）CEO與董事長兩職合一。當CEO同時擔任董事會主席時，通常會減弱董事會的監(jiān)督能力，從而提升CEO對董事會的控制和影響能力。當CEO同時擔任董事會主席時，該指標為1，否則為0。

（2）執(zhí)行董事占比。執(zhí)行董事除擔任公司董事一職外，還是高管團隊的成員之一，負責企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營并直接隸屬于CEO的領(lǐng)導之下。如果董事會中執(zhí)行董事占比較高，將有利于提高CEO對董事會的影響和控制能力。相反，如果董事會中非執(zhí)行董事占比較高，將有助于強化對CEO的監(jiān)督并限制其做出單方?jīng)Q策[23] 。鑒于我國上市公司獨立董事的立場存在較大爭議，他們既可能是股東的“代言人”，也可能是高管的“雇傭軍”，或者是集體失聲的“花瓶”，因此，本文在扣除至少33%獨立董事的基礎上，設置當執(zhí)行董事占董事會的34%以上時（剩余部分67%的過半數(shù)），該指標為1，否則為0。

（3）CEO任期。當CEO任期較長時，會更容易與董事會成員建立隱性關(guān)系，從而增強CEO對董事會的影響能力[23] 。因此，借鑒Zona[6] 的做法，當CEO任期大于3年時，該指標為1，否則為0。

防御權(quán)力（Dpower）是指CEO不受董事會威脅的能力，具體衡量方法為以下三個指標之和：董事會規(guī)模、CEO高級專業(yè)技術(shù)職稱以及CEO在企業(yè)外部擔任社會兼職。這種權(quán)力雖然不能對董事會實施控制，但是反映了CEO在面對董事會威脅時的防御能力。

（1）董事會規(guī)模。董事會規(guī)模是結(jié)構(gòu)權(quán)力的一個重要來源。當董事會規(guī)模越大時，董事會內(nèi)部在決策過程中就越難以實現(xiàn)統(tǒng)一與協(xié)調(diào)，從而對CEO形成的有效威脅越小[24] 。當董事會人數(shù)大于樣本中位數(shù)時，該指標為1，否則為0。

（2）CEO高級職稱。CEO擁有高級專業(yè)技術(shù)職稱是專家權(quán)力的一個重要體現(xiàn)。企業(yè)戰(zhàn)略決策在制定過程中，往往會更加尊重和征求專家型CEO的指導與建議[15] 。CEO的專業(yè)知識由于獨立于企業(yè)而存在，因此具備人力資本多元化的能力，從而不容易受到董事會的威脅。當CEO具有正高級職稱時，該指標為1，否則為0。

（3）CEO外部兼職。CEO在企業(yè)外部擔任社會兼職體現(xiàn)了其聲譽權(quán)力。擁有聲譽權(quán)力的CEO往往可以提高本企業(yè)的合法性，從而容易獲得政府、金融機構(gòu)及其他利益相關(guān)者的支持[15] 。與此同時，擁有較大聲譽權(quán)力的CEO由于擁有廣泛的人際關(guān)系，往往更容易進行職業(yè)轉(zhuǎn)換，從而不太容易受到本企業(yè)董事會的威脅。當CEO在本企業(yè)外部擔任社會兼職時，該指標取值為1，否則為0。

4. 控制變量。為了規(guī)避可能對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生影響的其他因素，本文分別控制了企業(yè)特征、股東治理、CEO薪酬、政府資助四個方面的變量。具體變量說明參見表1。

（三）模型設定

借鑒張維今等[13] 的研究，為了檢驗股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的影響效應，以及CEO控制權(quán)力（防御權(quán)力）對股權(quán)激勵創(chuàng)新影響效應的差異化調(diào)節(jié)作用，本文設定了以下待檢驗的多元回歸模型。

模型1關(guān)注的是股權(quán)激勵及其他控制變量對企業(yè)研發(fā)投資的影響，以檢驗高管股權(quán)激勵總體上對企業(yè)研發(fā)投資的影響效應。如公式（3）所示：

模型2在模型1的基礎上增加了CEO控制權(quán)力及其與股權(quán)激勵的交互項，以檢驗CEO控制權(quán)力對股權(quán)激勵創(chuàng)新影響效應的調(diào)節(jié)作用，如公式（4）所示：

模型3在模型1的基礎上增加了CEO防御權(quán)力及其與股權(quán)激勵的交互項，以檢驗CEO防御權(quán)力對股權(quán)激勵創(chuàng)新影響效應的調(diào)節(jié)作用，如公式（5）所示：

模型4用于驗證CEO控制權(quán)力與防御權(quán)力同時對股權(quán)激勵創(chuàng)新影響效應的調(diào)節(jié)作用，在模型1的基礎上，同時添加了CEO控制權(quán)力、CEO防御權(quán)力以及兩類權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項，如公式（6）所示：

其中：R&D為被解釋變量，表示企業(yè)研發(fā)投資水平;EI為解釋變量，表示CEO獲得股權(quán)激勵的大小;Cpower和Dpower為調(diào)節(jié)變量，分別表示CEO控制權(quán)力與防御權(quán)力;Controls為控制變量，包含表1中所涉及的全部控制變量。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2可以看出，企業(yè)研發(fā)投資（R&D）的均值為3.752，標準差為4.355，約為均值的1.2倍，且最小值與最大值之間相差較大，說明不同企業(yè)之間的研發(fā)投資水平存在著明顯差異;股權(quán)激勵（EI）的均值為0.762，標準差為2.814，約為均值的3.7倍;CEO控制權(quán)力（Cpower）的均值為1.224，標準差為0.936，約為均值的0.8倍;CEO防御權(quán)力（Dpower）的均值為1.049，標準差為0.805，約為均值的0.77倍，這說明不同企業(yè)之間的股權(quán)激勵及兩類權(quán)力均存在著明顯差異，關(guān)鍵解釋變量的非均衡性分布與被解釋變量的分布特征基本保持一致。

（二）多元回歸分析

表3報告了股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資活動的影響，以及CEO控制權(quán)力（防御權(quán)力）對這一影響的調(diào)節(jié)效應。

首先，如模型1所示，股權(quán)激勵（EI）的回歸系數(shù)為0.0219，且在5%的水平上顯著，說明CEO獲得的股權(quán)激勵越多，企業(yè)研發(fā)投資水平越高。這一回歸結(jié)果與現(xiàn)有文獻的多數(shù)觀點基本保持一致[2] ，即高管股權(quán)激勵總體上能夠顯著促進企業(yè)研發(fā)投資活動的開展。其次，如模型2所示，CEO控制權(quán)力與股權(quán)激勵交互項（EI×Cpower）的回歸系數(shù)為-0.0322，且在1%的水平上顯著，說明CEO控制權(quán)力越大，越會抑制股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資活動的促進作用，本文的假設1獲得了實證支持。最后，如模型3所示，CEO防御權(quán)力與股權(quán)激勵交互項（EI×Dpower）的回歸系數(shù)為0.0130且不顯著，但是該交互項在解釋力更強的全回歸模型4中的系數(shù)為0.0192，且在10%的水平上顯著。這說明CEO防御權(quán)力越大，越會強化股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資活動的促進作用，實證結(jié)果基本支持本文的假設2。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 滯后解釋變量。為了減少回歸分析過程中反向因果問題出現(xiàn)的可能性，本文參照屠立鶴、孫世敏[12] 的研究，除了行業(yè)與年度啞變量，對所有解釋變量及控制變量均進行滯后一年處理，再進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，模型1中股權(quán)激勵（L.EI）的系數(shù)為0.0212，且在5%的水平上顯著，再次驗證了股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進效應。模型2中控制權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)為-0.0329，且在1%的水平上顯著;模型3中防御權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)為0.0224，且在5%的水平上顯著，再次驗證了CEO控制權(quán)力（防御權(quán)力）對股權(quán)激勵創(chuàng)新促進作用的抑制效應（強化效應）。而且，在模型4中，兩個交互項系數(shù)也分別在1%（5%）的水平上顯著為負（正），進一步驗證了兩種權(quán)力對股權(quán)激勵創(chuàng)新促進作用的差異化調(diào)節(jié)效應。因此，在對解釋變量與控制變量進行滯后處理之后，本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

2. 基于PSM配對樣本的重新檢驗。探討股權(quán)激勵影響企業(yè)研發(fā)投資的一個重要問題在于克服研究樣本的選擇性偏誤[2] ，因為對于實施了股權(quán)激勵計劃的企業(yè)而言，很有可能與那些沒有實施股權(quán)激勵計劃的企業(yè)具有本質(zhì)差別。在這種情況下，如果直接研究股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的影響以及高管權(quán)力所起的調(diào)節(jié)效應，可能存在樣本選擇偏誤問題，從而降低回歸結(jié)果的有效性。為了緩解這一內(nèi)生性問題的不利影響，本文采取傾向得分匹配（PSM）的方法，對實施股權(quán)激勵的企業(yè)進行了一對一匹配。在這一過程中，選擇了以下變量作為PSM配對的基礎：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、盈利能力、成長能力、現(xiàn)金持有、財務杠桿、股權(quán)激勵計劃的實施年度以及該企業(yè)所屬的行業(yè)。最終獲得的樣本企業(yè)共632家，觀測值1998個。在此基礎上重新進行回歸，結(jié)果如表5所示。

從表5可以看出，除在模型3中CEO防御權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)不太顯著外，其他變量的回歸結(jié)果均與前文基本保持一致。這說明在克服了可能存在的樣本選擇偏誤之后，本文的研究結(jié)論依然成立。

3. 其他穩(wěn)健性檢驗。為了進一步證明研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒Zona[6] 與張興亮[20] 的研究，分別執(zhí)行了以下兩種穩(wěn)健性檢驗程序：更換被解釋變量的測度方法（企業(yè)研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比值）與采用Tobit模型進行回歸分析（考慮到R&D屬于左截尾的受限被解釋變量）。上述回歸結(jié)果均再次驗證了本文的研究結(jié)論：CEO控制權(quán)力越大，越會抑制股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用;而CEO防御權(quán)力越大，越能夠強化股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用。

五、 進一步研究：個人特征的影響

前文表明，股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用會受到CEO異質(zhì)權(quán)力的影響。然而現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，權(quán)力對決策的影響在一定程度上還取決于權(quán)力持有者的個人特征[25] ?？紤]到最為典型的個人特征是行為主體的性別與年齡，本文據(jù)此進一步開展分組研究。

（一）CEO性別

現(xiàn)有研究表明，權(quán)力對認知與行為的塑造過程會受到權(quán)力持有者性別的影響。例如，由于女性具有更強的風險規(guī)避意識，故相對于男性而言，女性在權(quán)力機構(gòu)中所占的比重越大，越能夠降低腐敗行為發(fā)生的可能性[26] 。為了檢驗CEO權(quán)力對股權(quán)激勵創(chuàng)新促進作用的調(diào)節(jié)效應是否會受到性別因素的影響，在排除缺失值的基礎上，本文分別使用男、女CEO兩組樣本對研究模型進行了回歸分析。回歸結(jié)果如表6所示。

從表6可知，對于男性CEO而言，CEO控制權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)均在1%的水平上顯著為負;CEO防御權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)分別在5%與10%的水平上顯著為正。然而對于女性CEO來說，兩類權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)均不顯著。這說明CEO控制權(quán)力與防御權(quán)力的調(diào)節(jié)效應主要存在于男性CEO當中，對于女性CEO而言，兩類權(quán)力的調(diào)節(jié)效應均不顯著。產(chǎn)生這一結(jié)果的主要原因可能是：首先，由于女性在權(quán)力使用過程中更加謹慎與保守，當她們擁有控制權(quán)力時，通過濫用權(quán)力使股權(quán)激勵演變?yōu)楦吖芨＠麖亩鴵p害“利益趨同”效應的可能性更小，因此不會顯著抑制股權(quán)激勵的創(chuàng)新促進作用;其次，由于女性的風險厭惡意識更加強烈，當她們擁有防御權(quán)力時，可能不會因此而降低股權(quán)激勵所引起的“風險負擔”，進而不會對股權(quán)激勵的創(chuàng)新促進作用產(chǎn)生顯著的強化效應。

（二）CEO年齡

權(quán)力對股權(quán)激勵創(chuàng)新促進效應的調(diào)節(jié)作用，也可能會受到CEO年齡的影響。相對于年輕CEO來說，年長CEO面臨職業(yè)生涯的即將結(jié)束，在擁有權(quán)力時可能會表現(xiàn)出更加明顯的機會主義傾向[27] 。因此，本文以50歲為界限，按CEO年齡把研究樣本分為年輕與年長兩組，在排除缺失值的基礎上，分別對研究模型進行了回歸分析，回歸結(jié)果如表7所示。

從表7可知，對于年輕CEO而言， CEO控制權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，CEO防御權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)分別在10%與5%的水平上顯著為正;而對于年長CEO來說，雖然CEO控制權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)在5%的水平上顯著為負，但CEO防御權(quán)力與股權(quán)激勵的交互項系數(shù)不再顯著。這說明CEO兩類權(quán)力的調(diào)節(jié)效應在年輕CEO中均顯著存在，而對于年長CEO而言，雖然控制權(quán)力的抑制效應仍然顯著，但防御權(quán)力的強化效應不再顯著?？赡艿脑蛟谟冢浩湟?，年長CEO因為面臨職業(yè)生涯的即將結(jié)束，當他們擁有控制權(quán)力時，通過濫用權(quán)力把股權(quán)激勵演變?yōu)楦吖芨＠目赡苄暂^大，因此抑制了股權(quán)激勵的創(chuàng)新促進作用;其二，由于年長CEO擁有更高的稟賦價值（包括職業(yè)聲譽、他人的認可和尊敬以及更高的薪酬水平），他們的風險承擔意愿會相對更低[28] ，哪怕在擁有防御權(quán)力的情況下也可能不會因此而減輕股權(quán)激勵所引起的“風險負擔”，從而不會顯著強化股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用。

六、 結(jié)論

高管權(quán)力如何影響薪酬契約的治理效應是學術(shù)界長期關(guān)注的重要領(lǐng)域之一。在我國政府大力提倡股權(quán)激勵以促進企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動的趨勢背景下，本文另辟新徑地將CEO權(quán)力劃分為控制權(quán)力與防御權(quán)力，并深入探討了兩類權(quán)力對股權(quán)激勵創(chuàng)新影響效應的差異化調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：①股權(quán)激勵總體上有利于促進企業(yè)研發(fā)投資活動的開展，這說明股權(quán)激勵所產(chǎn)生的“利益趨同”效應要大于“風險負擔”效應。②CEO控制權(quán)力因為會損害 “利益趨同”效應，將抑制股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用;CEO防御權(quán)力因為能夠防范“風險負擔”效應，將強化股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用。③進一步研究還發(fā)現(xiàn)：這兩類權(quán)力的調(diào)節(jié)效應主要存在于男性CEO與年輕CEO當中;對于女性CEO而言，兩類權(quán)力的調(diào)節(jié)效應均不顯著;對于年長CEO而言，控制權(quán)力的抑制效應仍然顯著，但防御權(quán)力的強化效應不再顯著。研究結(jié)論總體證實，高管權(quán)力是一個內(nèi)涵豐富的綜合性概念，不同類型的CEO權(quán)力會對股權(quán)激勵的創(chuàng)新促進作用產(chǎn)生不同的影響。

基于上述研究結(jié)論，本文對于新時代背景下深入推進創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略提出以下兩點政策建議：①研究總體上證實了股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用，我國政府應該繼續(xù)保持現(xiàn)有政策的連續(xù)性，通過鼓勵和引導更多企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃，以發(fā)揮其利益趨同效應，從而促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的開展。②上市公司在實施股權(quán)激勵計劃時需要依據(jù)高管個人特征合理優(yōu)化其權(quán)力結(jié)構(gòu)，從而形成一個有利于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的“治理組合”：在實施股權(quán)激勵計劃的同時，一方面要約束高管的控制權(quán)力，以防范股權(quán)激勵設計過程中的機會主義行為，杜絕股權(quán)激勵因“福利化”而失效;另一方面要加強高管的防御權(quán)力，以降低股權(quán)激勵持有期間的風險負擔，從而能夠使之放下思想包袱，敢冒風險并勇于創(chuàng)新。

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