一 引 言

當(dāng)前，國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日益激烈，我國(guó)制造業(yè)企業(yè)更加重視向“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”模式轉(zhuǎn)變。技術(shù)創(chuàng)新是促進(jìn)企業(yè)發(fā)展和培育核心競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵。但研發(fā)高投入是否一定會(huì)帶來(lái)創(chuàng)新高產(chǎn)出，這個(gè)問(wèn)題值得深入探索。在企業(yè)實(shí)踐中，有的企業(yè)研發(fā)高投入并沒(méi)有帶來(lái)創(chuàng)新高產(chǎn)出。不同企業(yè)之間的“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化存在較大差異。根據(jù)企業(yè)公開(kāi)資料計(jì)算，企業(yè)每項(xiàng)專(zhuān)利產(chǎn)出的平均研發(fā)投入費(fèi)用各有不同，以同為電氣機(jī)械及器材制造業(yè)的正泰、海信科龍和奧馬電器三家企業(yè)為例，正泰電器公司是284萬(wàn)元，海信科龍電器公司是455萬(wàn)元，奧馬電器公司是519萬(wàn)元。激勵(lì)專(zhuān)業(yè)人員有效地進(jìn)行技術(shù)研發(fā)是企業(yè)面臨的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)(Poblete和Spulber，2017)[1]。

近年來(lái)，越來(lái)越多公司股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中增加核心員工股權(quán)激勵(lì)。2016年7月正式發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》明確，股權(quán)激勵(lì)對(duì)象可以包括上市公司的董事、高級(jí)管理人員、核心技術(shù)人員或者核心業(yè)務(wù)人員，以及公司認(rèn)為應(yīng)當(dāng)激勵(lì)的對(duì)公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和未來(lái)發(fā)展有直接影響的其他員工，推動(dòng)企業(yè)建立完善創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)制，提高核心競(jìng)爭(zhēng)能力。2018年和2019年，我國(guó)A股上市公司中分別有409家和337家公布了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，給予更多核心員工股權(quán)激勵(lì)。

目前已有研究發(fā)現(xiàn)高管股權(quán)激勵(lì)能增加企業(yè)研發(fā)投入(張興亮和程琦煒，2020)[2]，增加專(zhuān)利產(chǎn)出(Flammer和Bansal,2017)[3]，但是也有研究發(fā)現(xiàn)管理者攫取私利會(huì)讓股權(quán)激勵(lì)失效(劉傲瓊，2017)[4]。針對(duì)核心員工股權(quán)激勵(lì)與創(chuàng)新的研究近年來(lái)日益增多。Brander和Zhang(2017)[5]利用美國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，核心員工股權(quán)激勵(lì)能提升企業(yè)專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量和引用率。黃新建和尤珊珊(2020)[6]發(fā)現(xiàn)核心員工股權(quán)激勵(lì)的持股價(jià)值越高，越能促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，也更能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。陳效東(2017)[7]發(fā)現(xiàn)核心員工和管理者股權(quán)激勵(lì)都能提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，但是核心員工股權(quán)激勵(lì)的效應(yīng)更強(qiáng)。但是，也有研究發(fā)現(xiàn)核心員工股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)研發(fā)支出之間并沒(méi)有顯著關(guān)系(Canil和Karpavicius,2018)[8]。

現(xiàn)有針對(duì)核心員工股權(quán)激勵(lì)與創(chuàng)新的研究較多關(guān)注核心員工股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入或者創(chuàng)新產(chǎn)出的直接影響。但是，不同企業(yè)之間的“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化存在較大差異，核心員工股權(quán)激勵(lì)在這轉(zhuǎn)化過(guò)程中扮演什么角色？較少研究深入分析這個(gè)問(wèn)題。本文分析核心員工股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)效應(yīng)，嘗試回答上述問(wèn)題。

二 理論分析與假設(shè)提出

(一)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度和強(qiáng)度對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

核心員工對(duì)企業(yè)落實(shí)創(chuàng)新目標(biāo)至關(guān)重要。核心員工是企業(yè)創(chuàng)新的真正主體，其努力程度決定著企業(yè)創(chuàng)新目標(biāo)能否實(shí)現(xiàn)，對(duì)核心員工股權(quán)激勵(lì)可以促使核心員工之間共享知識(shí)，更能提升企業(yè)創(chuàng)新能力(陳效東,2017)[7]。企業(yè)對(duì)核心科研技術(shù)人員實(shí)施長(zhǎng)期、動(dòng)態(tài)的股權(quán)激勵(lì)能解決技術(shù)人員攻克難關(guān)實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在動(dòng)力問(wèn)題，保障科研創(chuàng)新活力(毛蘊(yùn)詩(shī)等，2017)[9]。對(duì)核心技術(shù)人員實(shí)行股權(quán)激勵(lì)能有效地調(diào)動(dòng)起其工作的主動(dòng)性和積極性，持續(xù)提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力(趙國(guó)宇，2015)[10]。對(duì)核心員工股權(quán)激勵(lì)更能激發(fā)核心員工貢獻(xiàn)其獨(dú)特的知識(shí)和技術(shù)，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新(黃新建和尤珊珊，2020)[6]。員工股權(quán)激勵(lì)通過(guò)提升員工的組織互惠感知水平和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿，進(jìn)而激發(fā)員工產(chǎn)生創(chuàng)意和執(zhí)行創(chuàng)意(李雪婧等，2020)[11]。

核心員工是重要的創(chuàng)新參與者，給予更多核心員工股權(quán)激勵(lì)更有利于鼓勵(lì)團(tuán)隊(duì)合作，更能容忍早期失敗，注重長(zhǎng)期收益，員工風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿提升，刺激企業(yè)提高創(chuàng)新效率(Chang et al.，2015)[12]。給予更廣范圍的核心員工股權(quán)激勵(lì)有助于員工相互監(jiān)督以及對(duì)管理者進(jìn)行監(jiān)督，提高員工參與公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的積極性(楊華領(lǐng)和宋常，2016)[13]。相比于僅對(duì)少數(shù)管理者授予股權(quán)激勵(lì)，股權(quán)激勵(lì)的范圍涉及更多核心員工，會(huì)產(chǎn)生更廣泛更持久的激勵(lì)效果。

股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中給予核心員工更多股權(quán)份額，能讓核心員工意識(shí)到企業(yè)對(duì)員工知識(shí)和工作貢獻(xiàn)的高度重視，更有助于培養(yǎng)員工的主人翁意識(shí)，產(chǎn)生更高的研發(fā)激情。股權(quán)激勵(lì)中授予員工更多股權(quán)，員工的心理所有權(quán)更強(qiáng)，更愿意積極努力工作，提升企業(yè)績(jī)效(Torp和Nielsen,2018)[14]。核心員工作為組織資源的利用者，核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度更強(qiáng)，更有利于提升資源利用率，提升組織績(jī)效(胡景濤等，2020)[15]。

給予更多核心員工股權(quán)激勵(lì)，授予核心員工更強(qiáng)的股權(quán)激勵(lì)，會(huì)產(chǎn)生更好的創(chuàng)新激勵(lì)效果，在同樣的企業(yè)研發(fā)投入條件下產(chǎn)生更多創(chuàng)新產(chǎn)出。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：當(dāng)授予核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度更大時(shí)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

假設(shè)2：當(dāng)授予核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度更大時(shí)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

(二)核心員工股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

有些企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃并沒(méi)有取得預(yù)想的良好效果，是因?yàn)樵诠蓹?quán)激勵(lì)計(jì)劃制定中過(guò)多關(guān)注了股東的利益，而忽視了員工等其他重要利益相關(guān)者的訴求(Kornelakis，2018)[16]。激勵(lì)創(chuàng)新性員工是非常復(fù)雜的，既要考慮金錢(qián)激勵(lì)，也要考慮智力挑戰(zhàn)和工作保障等非金錢(qián)因素(Sauermann和Cohen,2010)[17]。嚴(yán)格的行權(quán)業(yè)績(jī)考核會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新，股權(quán)激勵(lì)執(zhí)行條件設(shè)置的業(yè)績(jī)目標(biāo)難度越大，會(huì)導(dǎo)致更少的創(chuàng)新發(fā)明專(zhuān)利(劉寶華和王雷，2018)[18]。

員工友好型企業(yè)文化有助于增加公司創(chuàng)新效率，提升企業(yè)價(jià)值和公司的財(cái)務(wù)績(jī)效(Fauver et al.，2018)[19]。對(duì)員工友好的公司更有可能擁有滿意度高的員工，獲得更多原創(chuàng)性較高的專(zhuān)利授權(quán)(Chen et al.，2016)[20]。當(dāng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越激烈時(shí)，知識(shí)密集型企業(yè)對(duì)員工越友好越有利于提升投資效率(Cao和Rees，2020)[21]。

在公司股權(quán)激勵(lì)的實(shí)際調(diào)研訪談中，本文發(fā)現(xiàn)如果股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件過(guò)多或者過(guò)于嚴(yán)格，會(huì)讓員工認(rèn)為企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)可能只是公司為了實(shí)現(xiàn)目標(biāo)而描繪的一個(gè)美好藍(lán)圖，但是實(shí)際上非常難實(shí)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)的收益很難真正兌現(xiàn)，失去努力奮斗實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的動(dòng)力，因此使得股權(quán)激勵(lì)的效果比較差。相反，如果股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件比較少時(shí)，員工覺(jué)得好好努力可以實(shí)現(xiàn)目標(biāo)，真正能獲得股權(quán)激勵(lì)收益，就會(huì)鼓舞工作士氣，提升創(chuàng)新積極性，最終更有助于研發(fā)投入向創(chuàng)新產(chǎn)出轉(zhuǎn)化。

基于上述分析，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：當(dāng)股權(quán)激勵(lì)的行權(quán)限制條件比較少時(shí)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

(三)核心員工股權(quán)激勵(lì)方式對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

現(xiàn)有股權(quán)激勵(lì)公告中股權(quán)激勵(lì)方式主要有限制性股票和股票期權(quán)兩種。股權(quán)激勵(lì)除了委托代理理論強(qiáng)調(diào)的可以讓員工和公司利益保持一致之外，被授予股權(quán)的員工也要承擔(dān)一定的成本和風(fēng)險(xiǎn)(Whitfield et al.,2017)[22]。融資約束較大的公司更傾向于授予員工股權(quán)激勵(lì)，降低公司現(xiàn)金支出壓力(陳艷艷，2015)[23]。杠桿率更高或者自由現(xiàn)金流較少的公司更有可能授予員工更多股權(quán)激勵(lì)(Chang和Lin，2011)[24]。

基于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和成本規(guī)避，員工更喜歡股票期權(quán)激勵(lì)方式(Sun 和 Widdicks,2016)[25]。股票期權(quán)方式給了員工更大的自由，有權(quán)利選擇在未來(lái)合適的時(shí)機(jī)退出股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃。股票期權(quán)激勵(lì)更有助于員工在股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃有效期內(nèi)積極努力工作，在未來(lái)行權(quán)后再進(jìn)行工作流動(dòng)，有助于推遲員工跳槽時(shí)間(Aldatmaz et al.,2018)[26]。當(dāng)企業(yè)的探索創(chuàng)新導(dǎo)向比較強(qiáng)時(shí)，給予更多的限制性股票會(huì)讓管理者回避風(fēng)險(xiǎn)、避免創(chuàng)新失敗，而股票期權(quán)鼓勵(lì)管理者增加風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)去爭(zhēng)取創(chuàng)新成功，股票期權(quán)比限制性股票激勵(lì)能帶來(lái)更有效的企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效(Yu和Lee，2018)[27]。在低風(fēng)險(xiǎn)和中度風(fēng)險(xiǎn)條件下，員工股票期權(quán)激勵(lì)更有助于提升企業(yè)研發(fā)投資回報(bào)(Billings et al.，2020)[28]。

在公司股權(quán)激勵(lì)的實(shí)際調(diào)研訪談中，本文發(fā)現(xiàn)隨著外部環(huán)境不確定性的增加，員工對(duì)企業(yè)未來(lái)的發(fā)展有多重顧慮。股票期權(quán)激勵(lì)給予了員工基于收益來(lái)權(quán)衡判定的未來(lái)選擇權(quán)，如果將來(lái)公司的發(fā)展不盡如人意，員工可以選擇放棄執(zhí)行股票期權(quán)來(lái)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。但是，如果股權(quán)激勵(lì)方式是限制性股票，在授予限制性股票時(shí)就要支付相應(yīng)的資金成本，這對(duì)于很多員工來(lái)說(shuō)資金壓力不小，而且一旦未來(lái)公司股價(jià)低于即期授予價(jià)格，員工還要承受相應(yīng)的金錢(qián)損失，股權(quán)激勵(lì)的創(chuàng)新激勵(lì)效果會(huì)變?nèi)?。且在一些公司中，員工認(rèn)為限制性股票的授予價(jià)格過(guò)高，購(gòu)買(mǎi)限制性股票的積極性不高，最終導(dǎo)致公司的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃由于無(wú)法執(zhí)行而宣告失敗。

基于上述分析，本文提出假設(shè)4：

假設(shè)4：相比限制性股票，核心員工股權(quán)激勵(lì)方式是股票期權(quán)時(shí)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

三 研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究的樣本企業(yè)為2011-2017年公告股權(quán)激勵(lì)的中國(guó)A股上市制造業(yè)企業(yè)。為了使研究更具有針對(duì)性和有效性，本文采用多種方式收集數(shù)據(jù)。通過(guò)閱讀企業(yè)股權(quán)激勵(lì)公告，收集企業(yè)授予股權(quán)激勵(lì)的核心員工數(shù)量和股權(quán)激勵(lì)數(shù)額、股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件和股權(quán)激勵(lì)方式。利用SooPAT專(zhuān)利搜索數(shù)據(jù)庫(kù)，手工收集企業(yè)專(zhuān)利數(shù)據(jù)。此外，研發(fā)投入數(shù)據(jù)以及企業(yè)其他相關(guān)數(shù)據(jù)通過(guò)Wind數(shù)據(jù)庫(kù)獲得。剔除了ST企業(yè)和數(shù)據(jù)缺失企業(yè)，最終得到451家企業(yè)3212個(gè)觀察值。

(二)變量衡量

1.企業(yè)研發(fā)投入(X)。用企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(研發(fā)投入規(guī)模占銷(xiāo)售收入的比重)衡量企業(yè)研發(fā)投入(趙息和林德林，2019)[29]。

2.創(chuàng)新產(chǎn)出(Y)。用企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)(包括發(fā)明專(zhuān)利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利申請(qǐng))數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(郭蕾等，2019)[30]。在穩(wěn)定性檢驗(yàn)中，用發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

3.核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度(M1)。用企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中授予股權(quán)激勵(lì)的核心員工人員數(shù)量來(lái)衡量核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度。

4.核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度(M2)。用企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中授予核心員工股權(quán)激勵(lì)的股權(quán)數(shù)量(萬(wàn)股)來(lái)衡量核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度。

5.股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件(M3)。用企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件數(shù)量衡量股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件(黃新建和尤珊珊，2020)[6]。

6.股權(quán)激勵(lì)方式(M4)。目前企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中股權(quán)激勵(lì)方式主要有股票期權(quán)和限制性股票，股權(quán)激勵(lì)方式若為股票期權(quán)激勵(lì)則編碼為1，若為限制性股票則編碼為0。

7.控制變量。結(jié)合以往研究，本文的控制變量包括企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性C1(國(guó)有企業(yè)為1，非國(guó)有企業(yè)為0)(唐清泉等,2009)[31]、企業(yè)注冊(cè)資本(億元)C2(王婧和毛蘊(yùn)詩(shī)，2020)[32]、企業(yè)年齡C3(朱德勝，2019)[33]、資產(chǎn)負(fù)債率C4(Flammer和Bansal,2017)[3]、總資產(chǎn)收益率C5(Chang et al.,2015)[12]。此外，本文還考慮了年份和行業(yè)的固定效應(yīng)，分別為ωj,φi。

(三)計(jì)量模型

根據(jù)上述分析，計(jì)量模型設(shè)定如下：

Y=α+βX+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(1)

Y=α+β0X+β1M1+β2XM1+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(2)

Y=α+β0X+β1M2+β2XM2+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(3)

Y=α+β0X+β1M3+β2XM3+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(4)

Y=α+β0X+β1M3+β2XM3+β3M1+β4XM1+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(5)

Y=α+β0X+β1M3+β2XM3+β3M2+β4XM2+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(6)

Y=α+β0X+β1M4+β2XM4+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(7)

Y=α+β0X+β1M4+β2XM4+β3M1+β4XM1+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(8)

Y=α+β0X+β1M4+β2XM4+β3M2+β4XM2+γC1+δC2+θC3+κC4+μC5+∑ωj+∑φi+ε

(9)

其中，i=1， 2, …, 28,j=1, 2, …, 6。

四 實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

樣本企業(yè)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表1所示。樣本企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量均值為53.23，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度均值為4.97%，授予股權(quán)激勵(lì)的核心員工人數(shù)均值為261人，授予核心員工股權(quán)激勵(lì)的股權(quán)數(shù)額均值為1407.34萬(wàn)股，股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件均值為3.45，股權(quán)激勵(lì)方式均值為0.2。相比其它變量，核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度和核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度兩個(gè)變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)量級(jí)差異較大，所以對(duì)這兩個(gè)變量取對(duì)數(shù)處理。變量之間的相關(guān)系數(shù)最大為0.64，不超過(guò)0.7，最大方差膨脹因子小于10，模型的共線性問(wèn)題不嚴(yán)重。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

(二) 實(shí)證結(jié)果分析

1. 核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度和強(qiáng)度對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度和強(qiáng)度對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用實(shí)證結(jié)果如表2所示。模型1結(jié)果顯示，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(β=0.0538, p=0.0017)與企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量在1%水平上正相關(guān)。

表2 核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度和強(qiáng)度對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

(續(xù)上表)

模型2和模型3用來(lái)檢驗(yàn)核心員工股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用。在模型2中加入核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1%水平顯著(β=0.0398, p=0.0038)，交互項(xiàng)的△R2為0.0022且在1%水平顯著(p=0.0038)，假設(shè)1得到證實(shí)。在模型3中加入核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1‰水平顯著(β=0.2217, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0831且在1‰水平顯著(p=0.0000)，假設(shè)2得到證實(shí)。

根據(jù)表2中企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度比較低時(shí)(平均值-1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.0349但不顯著(p=0.0511，置信區(qū)間下限=-0.0002，置信區(qū)間上限=0.0699)。當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出(Y)的條件效應(yīng)量為0.1146且在1‰水平顯著(p=0.0001，置信區(qū)間下限= 0.0592，置信區(qū)間上限=0.1701)。假設(shè)1得到支持，當(dāng)授予核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度更大時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)。

當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度比較低時(shí)(平均值-1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為-0.1266且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限= -0.1681，置信區(qū)間上限=-0.0852)。當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度處于中間水平時(shí)(平均值)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.0950且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.0684，置信區(qū)間上限=0.1216)。當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.3166且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.2767，置信區(qū)間上限=0.3564)。假設(shè)2得到支持，當(dāng)授予核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度更大時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)。

2. 核心員工股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

核心員工股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用實(shí)證結(jié)果如表3所示。模型4用來(lái)檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用。模型5和模型6用來(lái)檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件和核心員工股權(quán)激勵(lì)雙重調(diào)節(jié)對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用。

在模型4中加入股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且在1‰水平顯著(β=-0.1362, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0078且在1‰水平顯著(p=0.0000)，假設(shè)3得到證實(shí)。根據(jù)表3中企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件比較少時(shí)(平均值-1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.2143且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.1489，置信區(qū)間上限=0.2797)。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件處于中間水平時(shí)(平均值)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.0917且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.0563，置信區(qū)間上限=0.1271)。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件比較多時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為-0.0309但不顯著(p=0.1714，置信區(qū)間下限= -0.0751，置信區(qū)間上限=0.0134)。假設(shè)3得到支持，當(dāng)授予股權(quán)激勵(lì)的行權(quán)限制條件比較少時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)。

在模型5中，加入股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且在1‰水平顯著(β=-0.1244, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0057且在1‰水平顯著(p=0.0000)。同時(shí)，加入核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正但不顯著(β=0.0213, p=0.1355)，交互項(xiàng)的△R2為0.0006但不顯著(p=0.1355)。兩個(gè)交互項(xiàng)的△R2為0.0079且在1‰水平顯著(p=0.0000)。根據(jù)表3中企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件比較少(平均值-1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，同時(shí)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量最大最顯著，為0.2303且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.1570，置信區(qū)間上限=0.3037)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

表3 核心員工股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

(續(xù)上表)

在模型6中，加入股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且在1‰水平顯著(β=-0.1123, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0214且在1‰水平顯著(p=0.0000)。同時(shí)，加入核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1‰水平顯著(β=0.2037, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0684且在1‰水平顯著(p=0.0025)。兩個(gè)交互項(xiàng)的△R2為0.1041且在1‰水平顯著(p=0.0000)。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件比較少，同時(shí)核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度比較高時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)量最大最顯著，為0.4134且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.3663，置信區(qū)間上限=0.4605)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

3. 核心員工股權(quán)激勵(lì)方式對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

股權(quán)激勵(lì)方式對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用實(shí)證結(jié)果如表4所示。模型7用來(lái)檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)方式對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用。模型8和模型9用來(lái)檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)方式和核心員工股權(quán)激勵(lì)雙重調(diào)節(jié)對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用。

在模型7中加入股權(quán)激勵(lì)方式×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在5%水平顯著(β=0.1269, p=0.0129)，交互項(xiàng)的△R2為0.0015且在5%水平顯著(p=0.0129)，假設(shè)4得到證實(shí)。根據(jù)表4中企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是限制性股票時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.0387且在5%水平顯著(p=0.0267，置信區(qū)間下限=0.0045，置信區(qū)間上限=0.0730)。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是股票期權(quán)時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.1656且在1‰水平顯著(p=0.0006，置信區(qū)間下限=0.0706，置信區(qū)間上限=0.2607)。假設(shè)4得到支持，相比限制性股票，授予股權(quán)激勵(lì)的形式是股票期權(quán)時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)。

在模型8中加入股權(quán)激勵(lì)方式×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正但在5%水平下不顯著(β=0.0942, p=0.0820)，交互項(xiàng)的△R2為0.0008但在5%水平下不顯著(p=0.0820)。同時(shí)，加入核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1‰水平顯著(β=0.1150, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0055且在1‰水平顯著(p=0.0000)。根據(jù)表4企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是限制性股票，且核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.0942且在1%水平顯著(p=0.0018，置信區(qū)間下限=0.0350，置信區(qū)間上限=0.1535)。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是股票期權(quán)，且核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量最大最顯著，為0.1885且在1‰水平顯著(p=0.0002，置信區(qū)間下限=0.0879，置信區(qū)間上限=0.2891)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

在模型9中加入股權(quán)激勵(lì)方式×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1‰水平顯著(β=0.2598,p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0242且在1‰水平顯著(p=0.0000)。同時(shí)，加入核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1‰水平顯著(β=0.2024, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0669且在1‰水平顯著(p=0.0000)。根據(jù)表4，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是限制性股票，且核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.2460且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.2036，置信區(qū)間上限=0.2884)。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是股票期權(quán)，且核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量最大最顯著，為0.5058且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.4444，置信區(qū)間上限=0.5671)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

表4 核心員工股權(quán)激勵(lì)方式對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響

(續(xù)上表)

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5。相比實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利申請(qǐng)，發(fā)明專(zhuān)利是難度最大，也是最具有原創(chuàng)性的專(zhuān)利，更能體現(xiàn)企業(yè)的原創(chuàng)性創(chuàng)新水平。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與上文中檢驗(yàn)結(jié)果保持一致。

在模型10中加入核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1‰水平顯著(β=0.0875, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0106且在1‰水平顯著(p=0.0000)，假設(shè)1得到證實(shí)。根據(jù)表5中企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度比較低時(shí)(平均值-1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.0521且在1%水平顯著(p=0.0043，置信區(qū)間下限=0.0164，置信區(qū)間上限=0.0878)。當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.2274且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限= 0.1708，置信區(qū)間上限=0.2840)。假設(shè)1得到支持，當(dāng)授予核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度更大時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)。

在模型11中加入核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1‰水平顯著(β=0.3921, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0955且在1‰水平顯著(p=0.0000)，假設(shè)2得到證實(shí)。當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度比較低時(shí)(平均值-1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為-0.2319且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=-0.3013，置信區(qū)間上限=-0.1626)。當(dāng)核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度比較高時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.5518且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.4851，置信區(qū)間上限=0.6184)。假設(shè)2得到支持，當(dāng)授予核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度更大時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)。

在模型12中加入股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且在1‰水平顯著(β=-0.2209, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0205且在1‰水平顯著(p=0.0000)，假設(shè)3得到證實(shí)。根據(jù)表5中企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件比較少時(shí)(平均值-1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.3489且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.2823，置信區(qū)間上限=0.4154)。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件比較多時(shí)(平均值+1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為-0.0487且在5%水平顯著(p=0.0341，置信區(qū)間下限=-0.0937，置信區(qū)間上限=-0.0036)。假設(shè)3得到支持，當(dāng)授予股權(quán)激勵(lì)的行權(quán)限制條件比較少時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)。

在模型13中加入股權(quán)激勵(lì)方式×企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)為正且在1‰水平顯著(β=0.3659, p=0.0000)，交互項(xiàng)的△R2為0.0128且在1‰水平顯著(p=0.0000)，假設(shè)4得到證實(shí)。根據(jù)表5中企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(X)對(duì)企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量(Y)的條件效應(yīng)結(jié)果，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是限制性股票時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.0473且在1%水平顯著(p=0.0078，置信區(qū)間下限=0.0125，置信區(qū)間上限=0.0822)。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是股票期權(quán)時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量為0.4132且在1‰水平顯著(p=0.0000，置信區(qū)間下限=0.3164，置信區(qū)間上限=0.5100)。假設(shè)4得到支持，相比限制性股票，授予股權(quán)激勵(lì)的形式是股票期權(quán)時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。

表5 核心員工股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的影響穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

(續(xù)上表)

五 結(jié)論與進(jìn)一步探索設(shè)想

本文從核心員工股權(quán)激勵(lì)角度研究企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”的轉(zhuǎn)化差異問(wèn)題。結(jié)果顯示：(1)當(dāng)企業(yè)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度和強(qiáng)度更大時(shí)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好；(2)當(dāng)企業(yè)核心員工股權(quán)激勵(lì)的行權(quán)限制條件更少時(shí)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好；(3)當(dāng)企業(yè)對(duì)核心員工采取股票期權(quán)激勵(lì)方式時(shí)，企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化效果更好。除了利用企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出外，本文還利用企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到了一致結(jié)論。

本研究的貢獻(xiàn)可能在于：第一，與黃新建和尤珊珊(2020)[6]和陳效東(2017)[7]的研究視角不同，本文從股權(quán)激勵(lì)對(duì)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化的調(diào)節(jié)作用的新角度展開(kāi)分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度和強(qiáng)度更強(qiáng)時(shí)，更能促進(jìn)企業(yè)“研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出”轉(zhuǎn)化。在研發(fā)投入強(qiáng)度一樣的條件下，核心員工股權(quán)激勵(lì)的人數(shù)更多，激勵(lì)的股權(quán)數(shù)更多時(shí)，企業(yè)更有可能產(chǎn)生更多的專(zhuān)利創(chuàng)新產(chǎn)出。這可能和目前我國(guó)企業(yè)核心員工股權(quán)激勵(lì)落地實(shí)施還處在試驗(yàn)探索階段，授予核心員工股權(quán)激勵(lì)的人數(shù)占比和股權(quán)占比普遍還比較低有關(guān)(Fang et al.，2015)[34]。隨著企業(yè)核心員工股權(quán)激勵(lì)的普及和發(fā)展，核心員工股權(quán)激勵(lì)效果是否會(huì)發(fā)生新的變化，未來(lái)值得進(jìn)一步探索。

第二，制造業(yè)企業(yè)與信息傳輸?shù)燃夹g(shù)服務(wù)業(yè)企業(yè)存在較大行業(yè)差異，本文只關(guān)注制造業(yè)企業(yè)樣本，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)的行權(quán)限制條件個(gè)數(shù)的均值為3.45，行權(quán)條件并不寬松。此外，對(duì)比行權(quán)限制條件個(gè)數(shù)的較高值4.38(均值+標(biāo)準(zhǔn)差)和較低值2.52(均值-標(biāo)準(zhǔn)差)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)的行權(quán)限制條件比較少時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的條件效應(yīng)更強(qiáng)。尤其當(dāng)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件比較少，同時(shí)核心員工股權(quán)激勵(lì)廣度比較高時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的條件效應(yīng)量最大最顯著。制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新本來(lái)就很不容易，如果股權(quán)激勵(lì)行權(quán)限制條件過(guò)多，員工會(huì)覺(jué)得實(shí)際上很難達(dá)到行權(quán)條件，股權(quán)激勵(lì)的效果可能就會(huì)大打折扣。結(jié)果與郭蕾等(2019)[30]關(guān)于業(yè)績(jī)考核過(guò)于嚴(yán)格會(huì)抑制創(chuàng)新的結(jié)論基本一致。

第三，本研究與Biggerstaff et al.(2019)[35]利用美國(guó)上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)非高管人員股票期權(quán)激勵(lì)并不能影響企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)論不同，與劉中文等(2019)[36]研究得出我國(guó)民營(yíng)上市企業(yè)采用限制性股票更能提升股權(quán)激勵(lì)效率而國(guó)有上市企業(yè)采用股票期權(quán)更能提升股權(quán)激勵(lì)效率的結(jié)論既有相似之處，也有不同之處。本研究發(fā)現(xiàn)相比限制性股票，股權(quán)激勵(lì)形式是股票期權(quán)時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用更強(qiáng)，尤其是當(dāng)股權(quán)激勵(lì)方式是股票期權(quán)，且核心員工股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度比較高時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的條件效應(yīng)量最大最顯著。本文從新的視角分析核心員工股權(quán)激勵(lì)方式對(duì)企業(yè)創(chuàng)新及其轉(zhuǎn)化的作用，豐富了現(xiàn)有研究，這也是值得進(jìn)一步探索的領(lǐng)域。