王新紅 曹帆

【摘要】創(chuàng)新是企業(yè)核心競爭的重要來源。 從雙元創(chuàng)新視角， 以2014 ～ 2019年A股上市公司為樣本， 檢驗高管股權(quán)激勵對企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的影響效應(yīng)和作用機制。 研究發(fā)現(xiàn)： 從影響效應(yīng)來看， 實施股權(quán)激勵能夠提升企業(yè)的雙元創(chuàng)新投資水平。 但股權(quán)激勵強度對雙元創(chuàng)新投資的影響效應(yīng)存在差異， 隨著股權(quán)激勵強度的增加， 股權(quán)激勵與探索式投資呈現(xiàn)顯著的倒U型關(guān)系， 而與利用式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)正向線性關(guān)系。 從作用機制來看， 股權(quán)激勵是通過風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)、“金手銬”效應(yīng)兩個可能的渠道影響企業(yè)的探索式創(chuàng)新投資； 股權(quán)激勵能夠通過“金手銬”效應(yīng)影響企業(yè)的利用式創(chuàng)新投資， 但股權(quán)激勵的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)對利用式投資的中介作用不顯著。

【關(guān)鍵詞】股權(quán)激勵；雙元創(chuàng)新；風(fēng)險承擔(dān)；高管團隊穩(wěn)定性

【中圖分類號】F275.2 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2022）22-0038-10

一、引言

習(xí)近平總書記在黨的十九大報告中指出， 為實現(xiàn)關(guān)鍵核心技術(shù)的自主可控， 企業(yè)需要充分發(fā)揮其在技術(shù)創(chuàng)新中的主體作用， 以關(guān)鍵共性技術(shù)、前沿引領(lǐng)技術(shù)、現(xiàn)代工程技術(shù)、顛覆性技術(shù)創(chuàng)新為突破口， 把創(chuàng)新主動權(quán)、發(fā)展主動權(quán)牢牢掌握在自己手中。 然而， 創(chuàng)新活動與企業(yè)其他戰(zhàn)略活動不同， 創(chuàng)新活動周期長、結(jié)果不確定性高， 通常面臨較高的風(fēng)險。 在創(chuàng)新投資活動中， 管理層是創(chuàng)新活動的決策者和推動者， 通常掌握著風(fēng)險性創(chuàng)新項目的投資決定權(quán)。 然而， 根據(jù)委托代理理論， 管理層很可能出于自身利益最大化的考慮， 傾向于選擇一些風(fēng)險低、收益低的投資項目， 導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入不足。 因此， 如何有效激勵高管開展對企業(yè)發(fā)展有益的創(chuàng)新活動引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。 目前關(guān)于股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應(yīng)研究存在不同的觀點。 部分學(xué)者認(rèn)為股權(quán)激勵存在治理作用， 能夠制約管理層自利行為， 提升企業(yè)創(chuàng)新能力[1] 。 也有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)激勵未能發(fā)揮激勵效應(yīng)， 不利于提升企業(yè)創(chuàng)新投資水平[2] 。 對于上述分歧， 可能的原因在于學(xué)者們將創(chuàng)新視為同質(zhì)整體， 未考慮到創(chuàng)新活動的異質(zhì)性。

當(dāng)前， 學(xué)者們多從公司治理層面探討股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響。 譚洪濤等[3] 認(rèn)為， 股權(quán)激勵能夠發(fā)揮治理效應(yīng)， 提高企業(yè)創(chuàng)新能力。 陳效東等[4] 指出， 股權(quán)激勵制度存在“福利效應(yīng)”， 并未在創(chuàng)新活動中發(fā)揮激勵效應(yīng)。 也有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)激勵與創(chuàng)新并非是簡單的線性關(guān)系， 可能存在更為復(fù)雜的“N”甚至“W”型關(guān)系[5] 。

隨著研究的不斷深入， 雙元創(chuàng)新理論的提出為創(chuàng)新領(lǐng)域提供了新的研究方向， 學(xué)者們逐漸將研究視角從創(chuàng)新整體觀轉(zhuǎn)向雙元創(chuàng)新， 并從融資約束、管理者特征、管理層激勵等角度， 對雙元創(chuàng)新展開探討。 根據(jù)雙元創(chuàng)新理論， 企業(yè)的創(chuàng)新活動可以分為探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新， 且二者在風(fēng)險狀況、預(yù)期收益、利益導(dǎo)向等方面均存在差異[6] ?。 唐清泉和肖海蓮[7] 認(rèn)為， 探索式創(chuàng)新投資的現(xiàn)金流敏感性要大于常規(guī)式創(chuàng)新投資的現(xiàn)金流敏感性。 Victor Cui等[8] 探討了薪酬差距對雙元創(chuàng)新的影響， 發(fā)現(xiàn)在研發(fā)人員年齡差異較小的企業(yè)中， 橫向薪酬差距與探索式創(chuàng)新呈負(fù)相關(guān)關(guān)系， 在研發(fā)人員年齡差異較大的企業(yè)中， 橫向薪酬差距與探索式創(chuàng)新的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著。 王春燕等[9] 發(fā)現(xiàn)， 貨幣薪酬激勵對利用式創(chuàng)新投資具有顯著的促進(jìn)作用， 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資之間有更加明顯的倒U型關(guān)系。

綜上所述， 現(xiàn)有文獻(xiàn)已從多個角度對企業(yè)創(chuàng)新的影響因素進(jìn)行了較為全面的研究， 但仍存在一些有待研究之處： ①在探討股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響時， 大多數(shù)文獻(xiàn)都將創(chuàng)新視為同質(zhì)整體， 僅有少數(shù)學(xué)者考慮了創(chuàng)新活動的異質(zhì)性。 ②在探討股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響時， 研究較多的是股權(quán)激勵對創(chuàng)新的直接影響， 有關(guān)股權(quán)激勵影響企業(yè)雙元創(chuàng)新的機理研究相對較少， 缺乏對中間路徑的探討， 未考慮到風(fēng)險承擔(dān)、高管團隊穩(wěn)定性對企業(yè)創(chuàng)新的重要影響。 基于以上問題， 本文主要從以下兩個方面展開研究： ①基于探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新的風(fēng)險與回報差異， 對比分析股權(quán)激勵對兩類不同性質(zhì)創(chuàng)新活動的影響。 ②引入企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)、高管團隊穩(wěn)定性作為中介變量， 探討股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新投資和利用式創(chuàng)新投資的影響機制。

二、理論分析與研究假設(shè)

本文將結(jié)合利益趨同假說和壕溝效應(yīng)假說， 首先探討股權(quán)激勵對企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的影響效應(yīng)。 其次， 從風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)和“金手銬”效應(yīng)兩個視角出發(fā)， 探討股權(quán)激勵對雙元創(chuàng)新投資的影響機理。 從風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)來看， 股權(quán)激勵作為典型的長期激勵工具， 能夠促使高管與企業(yè)共享利潤、共擔(dān)風(fēng)險， 影響企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平， 并最終影響企業(yè)雙元創(chuàng)新投資水平。 從“金手銬”效應(yīng)來看， 股權(quán)激勵存在激勵期限制約， 高管人員如果期望得到股權(quán)激勵收益， 就必須在等待期內(nèi)留在企業(yè)。 可見， 股權(quán)激勵會吸引高管留在企業(yè)發(fā)展， 進(jìn)而對高管團隊穩(wěn)定性產(chǎn)生影響。 高管團隊穩(wěn)定性的改變可能會影響創(chuàng)新決策效率， 進(jìn)而對雙元創(chuàng)新投資產(chǎn)生影響。

（一）股權(quán)激勵與雙元創(chuàng)新投資

創(chuàng)新是企業(yè)核心競爭力的重要來源， 而創(chuàng)新能否成功的關(guān)鍵在于作為企業(yè)創(chuàng)新決策主體的高管是否具有創(chuàng)新動力， 這種動力又取決于高管個人目標(biāo)與股東目標(biāo)的偏差程度。 根據(jù)委托代理理論， 管理者與股東之間存在目標(biāo)差異， 高管很可能為了維持自身收益最大化， 傾向于選擇風(fēng)險低、收益低的投資項目， 減少對技術(shù)創(chuàng)新的投入。 為了鼓勵高管進(jìn)行創(chuàng)新投資， 需采取必要的激勵措施， 抑制高管短視行為， 使其注重企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展， 加大創(chuàng)新投入。 因此， 本文認(rèn)為與未實施股權(quán)激勵的上市公司相比， 實施股權(quán)激勵能夠提升企業(yè)的雙元創(chuàng)新投資水平。

根據(jù)雙元創(chuàng)新理論， 探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新在風(fēng)險狀況、預(yù)期收益等方面存在差異。 因此， 股權(quán)激勵對兩種創(chuàng)新投資的激勵效果可能也存在差異。 探索式創(chuàng)新強調(diào)脫離原有技術(shù)路徑， 利用新知識和新技術(shù)， 挖掘新需求、設(shè)計新產(chǎn)品、開辟新市場， 具有高風(fēng)險性和高不確定性[10] 。 結(jié)合股權(quán)激勵研究領(lǐng)域中的利益趨同假說和壕溝效應(yīng)假說， 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投入之間可能存在一種倒U型關(guān)系。 當(dāng)給予高管股權(quán)激勵時， 高管便擁有了與企業(yè)長期績效相關(guān)的股權(quán)收益， 為了實現(xiàn)這部分未來收益， 其有動機開展對企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展有利的創(chuàng)新活動， 提升探索性創(chuàng)新投資水平， 此時利益趨同效應(yīng)發(fā)揮作用。 但當(dāng)股權(quán)激勵強度超出一定范圍之后， 高管會在繼續(xù)增加對探索式創(chuàng)新投入與利用當(dāng)前的控制權(quán)及信息優(yōu)勢獲取私有收益之間權(quán)衡， 相對于不確定性較大的研發(fā)收益而言， 高管更傾向于后者所帶來的私有收益[11] 。 從風(fēng)險規(guī)避角度來看， 當(dāng)股權(quán)激勵超過一定范圍之后， 高管私有收益受股價波動影響較大， 在考慮到探索式創(chuàng)新活動的高風(fēng)險性和高失敗成本后， 其風(fēng)險規(guī)避傾向會增強， 從而減少對探索式創(chuàng)新活動的投入。 因此， 本文認(rèn)為隨著股權(quán)激勵強度的加大， 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)先增長后下降的非線性趨勢。

與探索式創(chuàng)新相比， 利用式創(chuàng)新是以企業(yè)既有知識、技術(shù)和流程為基礎(chǔ)， 對現(xiàn)有的產(chǎn)品或服務(wù)進(jìn)行創(chuàng)新或升級。 利用式創(chuàng)新可以快速完成產(chǎn)品的更新?lián)Q代， 實現(xiàn)企業(yè)當(dāng)前經(jīng)濟效益的提升[12] 。 隨著股權(quán)激勵強度的增加， 管理者對于企業(yè)中短期績效的重視程度隨之增加， 為了快速實現(xiàn)這部分收益， 其也會投入部分資源用于風(fēng)險較低的利用式創(chuàng)新活動。 當(dāng)激勵條件相同時， 高管為實現(xiàn)與企業(yè)長期績效掛鉤的股權(quán)收益， 會加大對探索式創(chuàng)新的投入， 但當(dāng)股權(quán)激勵強度增加到一定程度時， 其風(fēng)險規(guī)避傾向會增強， 從而減少對探索式創(chuàng)新活動的投入。 但為了繼續(xù)實現(xiàn)與企業(yè)長期績效掛鉤的股權(quán)收益， 且緩解探索式創(chuàng)新投資的高風(fēng)險， 管理者會繼續(xù)投入部分資源用于風(fēng)險較低的利用式創(chuàng)新活動。 基于以上分析， 提出以下研究假設(shè)：

H1： 與未實施股權(quán)激勵上市公司相比， 實施股權(quán)激勵能夠提升企業(yè)雙元創(chuàng)新投資水平。

H2： 隨著股權(quán)激勵強度的增加， 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。

H3： 隨著股權(quán)激勵強度的增加， 股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)正向線性關(guān)系。

（二）股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)與雙元創(chuàng)新

股權(quán)激勵會影響高管的風(fēng)險偏好和決策動機， 最終影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。 較高的風(fēng)險承擔(dān)水平說明企業(yè)愿意開展較高風(fēng)險的投資活動[13] 。 高管作為創(chuàng)新活動的決策者和推動者， 掌握著風(fēng)險性創(chuàng)新項目的投資決定權(quán)。 但在信息不對稱背景下， 高管追求私有收益的動機使得其對高風(fēng)險投資項目持規(guī)避態(tài)度， 從而不利于企業(yè)開展更高風(fēng)險的投資活動。 股權(quán)激勵作為緩解利益沖突的激勵工具， 能夠使高管與企業(yè)共享利潤、共擔(dān)風(fēng)險， 激勵高管承擔(dān)風(fēng)險， 進(jìn)而影響企業(yè)對風(fēng)險性投資項目的選擇， 促進(jìn)公司承擔(dān)風(fēng)險。 信號傳遞理論認(rèn)為， 理性的管理者通常會向外界傳遞不損害股東利益及不攫取企業(yè)資源的信號， 這種聲譽效應(yīng)會對高管自利行為產(chǎn)生監(jiān)督作用， 激勵高管承擔(dān)風(fēng)險并做出有利于企業(yè)長期發(fā)展的風(fēng)險性投資決策， 促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平提升。 但是， 隨著股權(quán)激勵強度的加大， 高管人員可變薪酬比重提高， 其私有收益受到外部市場波動的影響增大， 從而會加劇其風(fēng)險規(guī)避傾向， 降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平[14] 。 當(dāng)股權(quán)激勵強度較大時， 壕溝效應(yīng)可能會促使高管追求更多的私有收益， 而高管追求私有收益的動機及自利行為可能不利于提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。 基于上述觀點， 本文認(rèn)為隨著股權(quán)激勵強度的加大， 股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。

企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平是影響企業(yè)創(chuàng)新投資的重要因素。 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升， 表明企業(yè)會加大對高風(fēng)險、高回報創(chuàng)新活動的投入[15] 。 即較高的風(fēng)險承擔(dān)水平能夠促使企業(yè)將資源投入創(chuàng)新活動， 提升企業(yè)創(chuàng)新投資水平。 考慮到兩種創(chuàng)新活動的風(fēng)險性特征， 探索式創(chuàng)新相比于利用式創(chuàng)新風(fēng)險高、回報高， 企業(yè)若想獲得高額回報， 就必須承擔(dān)探索式創(chuàng)新投資項目所伴隨的高風(fēng)險。 因此， 本文認(rèn)為， 適度的股權(quán)激勵強度能夠提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 促使企業(yè)加大探索式創(chuàng)新投入。 但當(dāng)股權(quán)激勵強度超過一定范圍后， 壕溝效應(yīng)及風(fēng)險規(guī)避效應(yīng)會降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 進(jìn)而減少企業(yè)的探索式創(chuàng)新投入。 對于利用式創(chuàng)新活動而言， 股權(quán)激勵的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)對利用式創(chuàng)新投資水平的提升效果可能并不明顯。 其原因主要有以下兩點： 第一， 相比于探索式創(chuàng)新投資， 利用式創(chuàng)新是對現(xiàn)有產(chǎn)品進(jìn)行改進(jìn)升級， 相比而言表現(xiàn)出低風(fēng)險、低收益的特征。 由此可知， 其對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的要求并不高， 導(dǎo)致風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新中的中介傳導(dǎo)作用并不明顯。 第二， 企業(yè)的創(chuàng)新資源有限， 股權(quán)激勵發(fā)揮的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)可能會使高管投入更多資源用于對企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展有益且風(fēng)險較高的探索式創(chuàng)新投資活動， 而對風(fēng)險較低的利用式創(chuàng)新活動投入則不足。 基于此， 提出以下假設(shè)：

H4： 風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資的倒U型關(guān)系中發(fā)揮中介作用。 即股權(quán)激勵通過倒U型曲線效應(yīng)影響風(fēng)險承擔(dān)， 進(jìn)而影響探索式創(chuàng)新投資， 促成股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新的倒U型關(guān)系。

H5： 風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資間的中介效應(yīng)不顯著。

（三）股權(quán)激勵、高管團隊穩(wěn)定性與雙元創(chuàng)新

股權(quán)激勵有利于高管團隊的穩(wěn)定性。 首先， 股權(quán)激勵通過授予高管不確定的股票收益權(quán)， 將高管的個人利益與企業(yè)的長遠(yuǎn)利益“捆綁”起來， 為了得到這部分激勵收益， 其必須在等待期內(nèi)留在企業(yè)。 因此， 股權(quán)激勵就像一副“金手銬”， 將有能力的激勵對象鎖定在激勵有效期內(nèi)[16] 。 其次， 股權(quán)激勵增加了高管離職成本。 對于限制性股票激勵而言， 高管需要提前出資購買股份， 在未來期間等待行權(quán)； 如果在等待期內(nèi)離職， 高管不僅無法獲得未來的股權(quán)收益， 還必須承擔(dān)其出資購買時付出的成本。 由此可見， 股權(quán)激勵會吸引高管留在公司發(fā)展， 降低高管成員更換頻率， 提升管理團隊的穩(wěn)定性。

高管團隊的穩(wěn)定性也是影響企業(yè)創(chuàng)新活動的關(guān)鍵因素。 根據(jù)理性經(jīng)濟人假說， 在進(jìn)行創(chuàng)新投資決策時， 高管通常會在付出的私人成本和獲得的私有收益之間權(quán)衡[17] ， 當(dāng)預(yù)期某項目的私有收益高于所付出的私人成本時， 其會選擇投資該項目。 企業(yè)進(jìn)行探索式創(chuàng)新活動， 高管付出的私人成本包括花費較長的時間、承擔(dān)較高的風(fēng)險等。 同時， 探索式創(chuàng)新活動能夠提升企業(yè)的長期績效， 使得高管獲得更高報酬、更好的聲譽。 當(dāng)管理者預(yù)期進(jìn)行探索式創(chuàng)新的私有收益高于私人成本時， 便會進(jìn)行探索式創(chuàng)新投資。 在這個權(quán)衡的過程中， 高管團隊穩(wěn)定性越強， 團隊成員之間處理業(yè)務(wù)的熟練度越高， 執(zhí)行效率也會越高； 而較高的團隊凝聚力和執(zhí)行力在一定程度上會降低高管進(jìn)行探索式創(chuàng)新活動時付出的私人成本， 提高創(chuàng)新決策效率。 此外， 高管團隊的穩(wěn)定性越強， 高管越能夠合理預(yù)期投資該項目在未來可以獲得的回報， 使得團隊成員對探索式創(chuàng)新活動持有一致的行動態(tài)度， 激發(fā)開展探索式創(chuàng)新活動的動力。 相反， 如果高管團隊缺乏穩(wěn)定性， 團隊成員離職率較高， 就會削弱高管對實施該項目能夠獲得預(yù)期收益的信心， 進(jìn)而缺乏開展創(chuàng)新活動的動力。 因此， 無論是探索式創(chuàng)新活動還是利用式創(chuàng)新活動， 實施股權(quán)激勵均有利于提高團隊的穩(wěn)定性， 進(jìn)而增強高管進(jìn)行創(chuàng)新投資活動的動力。 基于此， 提出以下假設(shè)：

H6： 高管團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資之間發(fā)揮部分中介作用。

H7： 高管團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資之間發(fā)揮部分中介作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2014 ～ 2019年存在創(chuàng)新投資的A股上市公司為原始樣本， 并對樣本進(jìn)行了如下篩選： ①剔除ST、?ST公司； ②剔除金融保險類上市公司； ③剔除數(shù)據(jù)缺失、異常的樣本數(shù)據(jù)。 樣本期間的選取主要基于以下考慮： ①CSMAR數(shù)據(jù)顯示， 我國股權(quán)激勵發(fā)展大致可以分為三個階段： 2006 ～ 2010年， 年均股權(quán)激勵計劃公告數(shù)量有限， 處于發(fā)展萌芽期； 2010 ～ 2014年， 股權(quán)激勵計劃公告數(shù)量平均增速29%， 處于穩(wěn)步上升期； 2014年至今， 公告數(shù)量平均增增速超過30%， 處于快速發(fā)展期。 因此， 本文以2014年為研究起點。 ②股權(quán)激勵的期限大多為5年， 為確保能夠覆蓋一個完整的激勵周期， 故連續(xù)選取6年的數(shù)據(jù)。 最終得到3088家樣本公司、共9953個樣本觀測值， 其中實施股權(quán)激勵的樣本觀測值為1612個， 未實施股權(quán)激勵的樣本觀測值為8341個。 本文所用到的相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。 為避免極端值的影響， 對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize縮尾處理。 本文運用STATA 15進(jìn)行實證分析。

（二）變量選取與定義

1. 解釋變量。 參考相關(guān)文獻(xiàn)， 采用以下兩種方法度量股權(quán)激勵： 一是設(shè)置虛擬變量， 若企業(yè)實施股權(quán)激勵， 取值為1， 否則為0[3] ； 二是以股權(quán)激勵方案中授予高管股權(quán)數(shù)量占公司股本總額的比例度量[18] 。

2. 被解釋變量。 借鑒畢曉方等[10] 的做法， 本文將研究階段支出視作探索性創(chuàng)新投資， 將開發(fā)階段投資視作利用式創(chuàng)新投資， 并將二者均除以總資產(chǎn)以消除公司規(guī)模的影響。

3. 中介變量。

（1）風(fēng)險承擔(dān)。 參考余明桂等[19] 的做法， 采用盈利波動性即經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的公司凈資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差作為度量風(fēng)險承擔(dān)的指標(biāo)。 首先， 將每個公司ROA（息稅前利潤/期末總資產(chǎn)）減去同年同行業(yè)ROA均值得到調(diào)整后的ROA（AdjROA）， 經(jīng)調(diào)整的ROA能減少經(jīng)濟周期性和行業(yè)異質(zhì)性對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。 其次， 計算經(jīng)行業(yè)調(diào)整后凈資產(chǎn)收益率（AdjROA）每三年的滾動標(biāo)準(zhǔn)差， 得到風(fēng)險承擔(dān)指標(biāo)Risk。 其中EBIT為息稅前利潤， Aesset為總資產(chǎn)， X代表同年度同行業(yè)公司數(shù)量， m為行業(yè)內(nèi)第m家企業(yè)， i代表企業(yè)， t代表觀測年度， T為觀測窗口期。

AdjROAit=[EBITitAessetit-1Xm=1XEBITmtAessetmt]

Riski，t=

（2）團隊穩(wěn)定性。 借鑒Crutchley等[20] 的研究， 使用平穩(wěn)性指數(shù)（SI）度量高管團隊穩(wěn)定性， 其計算公式如下。

SIt-1，t=[Mt-1-# （St-1/St）Mt-1×MtMt-1+Mt+]

[Mt-# （St/St-1）Mt×Mt-1Mt-1+Mt]

其中： SIt-1，t表示在t-1年年末到t年年末內(nèi)高管團隊穩(wěn)定性， 即第t年的高管團隊穩(wěn)定性， SI取值范圍為［0，1］， 越接近1， 說明高管團隊的穩(wěn)定性越強； Mt-1、Mt分別代表某公司高管團隊在t-1年年末和t年年末的高管人數(shù)； #（St-1/St）表示t-1年年末到t年年末的高管離職人數(shù)； #（St/St-1）表示t-1年年末到t年年末的高管入職人數(shù)。

4. 控制變量。 參考相關(guān)文獻(xiàn)及依據(jù)上市公司的實際情況設(shè)置控制變量， 具體如表1所示。

（三）模型建立

為檢驗股權(quán)激勵與雙元創(chuàng)新投資的關(guān)系， 建立模型（1）和模型（2）：

Explor=β0+β1Dequity+β2Equity+β3Equity2+

β4Control+ε ?模型（1）

Exploi=β0+β1Dequity+β2Equity+β3Equity2+

β4Control+ε ?模型（2）

為檢驗風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間的中介效應(yīng)， 構(gòu)建模型（3a）和模型（3b）： 由于研究變量間的特殊關(guān)系， 即需要驗證“股權(quán)激勵通過倒U型曲線效應(yīng)影響風(fēng)險承擔(dān)， 進(jìn)而影響探索式創(chuàng)新投資， 促成股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資的倒U型關(guān)系”， 利用溫忠麟的“三步法”來檢驗中介作用將無法清晰地揭示第三方變量在解釋變量與被解釋變量之間的作用路徑。 因此， 參考董保寶等[21] 的做法， 利用 Edwards和Lambert[22] 開發(fā)的調(diào)節(jié)路徑分析方法， 檢驗變量之間的非線性關(guān)系以及解釋變量與被解釋變量之間中介效應(yīng)的實現(xiàn)路徑。 本文認(rèn)為股權(quán)激勵會通過風(fēng)險承擔(dān)影響探索式創(chuàng)新投資， 而風(fēng)險承擔(dān)的中介過程會受到股權(quán)激勵強度的影響。 因此， 在本文的中介模型中解釋變量為股權(quán)激勵， 調(diào)節(jié)變量也為股權(quán)激勵。 其中H為被解釋變量探索式創(chuàng)新， W為解釋變量股權(quán)激勵， M為中介變量風(fēng)險承擔(dān)， Z為調(diào)節(jié)變量。 本文中Z與W為同一變量， WZ為股權(quán)激勵的二次項， 也是模型中的交互項， MZ為風(fēng)險承擔(dān)和股權(quán)激勵的交互項。 也就是說， 模型（3a）用來檢驗風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新倒U型關(guān)系中的中介作用； 模型（3b）用來檢驗解釋變量（股權(quán)激勵）與中介變量（風(fēng)險承擔(dān)）間受“調(diào)節(jié)變量”（股權(quán)激勵）的“調(diào)節(jié)效應(yīng)”， 實際上是用來檢驗股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)的非線性關(guān)系。

H=θ0+θ1W+θ2M+θ3Z+θ4WZ+θ5MZ+ε

模型（3a）

M=γ0+γ1W+γ2Z+γ3WZ+ε 模型（3b）

為檢驗團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間的中介效應(yīng)， 以及風(fēng)險承擔(dān)、團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資間的中介效應(yīng)， 參考溫忠麟和葉寶娟[23] 的中介效應(yīng)研究方法， 并分別構(gòu)建中介模型（4a） ～ 模型（6c）。 模型（4a） ～ 模型（4c）檢驗風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用， 模型（5a） ～ 模型（5c）檢驗團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間的中介作用， 模型（6a） ～ 模型（6c）檢驗團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用。

Exploi=α0+cEquity+a2Control+Year+

Ind+ε 模型（4a）

Risk=b0+aEquity+b2Control+Year+

Ind+ε 模型（4b）

Exploi=c0+c'Equity+bRisk+c3Control+

Year+Ind+ε 模型（4c）

Explor=α0+cEquity+a2Control+Year+

Ind+ε 模型（5a）

SI=b0+aEquity+b2Control+Year+

Ind+ε 模型（5b）

Explor=c0+c'Equity+bSI+c3Control+Year+

Ind+ε 模型（5c）

Exploi=α0+cEquity+a2Control+Year+

Ind+ε 模型（6a）

SI=b0+aEquity+b2Control+Year+

Ind+ε 模型（6b）

Exploi=c0+c'Equity+bSI+c3Control+Year+

Ind+ε 模型（6c）

上述模型中， Dequity代表是否實施股權(quán)激勵， Explor代表探索式創(chuàng)新投資， Exploi代表利用式創(chuàng)新投資， Equity為股權(quán)激勵， Risk為風(fēng)險承擔(dān)， SI為團對穩(wěn)定性， Control為控制變量， ε為殘差項。

（四）基于PSM樣本匹配

鑒于實施股權(quán)激勵和未實施股權(quán)激勵的企業(yè)間可能存在一定的差異， 本文采用傾向性評分匹配方法進(jìn)行檢驗， 以消除公司的異質(zhì)性對本研究產(chǎn)生的影響。 具體做法如下： 首先， 進(jìn)行Logit回歸分析， 得到Pseudo R2為11.31%， 表明模型擬合程度較好， 且各變量均在1%的水平上顯著。 其次， PSM模型需滿足共同支撐假設(shè)并通過平衡性檢驗。 經(jīng)檢驗， PSM模型滿足共同支撐假設(shè)， 且通過了平衡性檢驗。 最后， 根據(jù)匹配后的樣本計算平均處理效應(yīng)（ATT）。 結(jié)果顯示， 匹配前和匹配后， 激勵組企業(yè)的雙元創(chuàng)新投資水平都顯著高于控制組企業(yè)， 但匹配后激勵組和控制組在探索式創(chuàng)新投資水平上的差異更為明顯。 限于篇幅， 檢驗結(jié)果未予列示。

綜上所述， 為緩解股權(quán)激勵樣本選擇偏誤問題， 本文以9953個樣本觀測值作為原始樣本， 運用傾向得分匹配方法（PSM）進(jìn)行樣本匹配。 經(jīng)過上述匹配， 有效控制了影響雙元創(chuàng)新投資的其他潛在干擾因子， 解決了樣本選擇偏誤問題。 PSM匹配后最終得到2702個樣本觀測值， 在以下實證分析中將以2702個樣本觀測值展開分析。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文所涉及變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。 Dequity的均值為51.2%， 由此得出實施股權(quán)激勵組的樣本觀測值為1389個， 未實施股權(quán)激勵組的樣本觀測值為1313個。 股權(quán)激勵（Equity）的均值為1.1%， 最大值為5%， 未超過《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》最大值10%的規(guī)定。 雙元創(chuàng)新投資數(shù)據(jù)顯示， 探索性創(chuàng)新投資（Explor）的平均值為2.3%， 高于利用式創(chuàng)新投資（Exploi）的平均值0.2%， 表明隨著國家大力推行創(chuàng)新， 越來越多的上市公司開始重視探索式創(chuàng)新投資， 但創(chuàng)新投資水平仍然較低。 風(fēng)險承擔(dān)（Risk）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.067， 波動性相對較小， 可能是由于該值在度量時經(jīng)過了行業(yè)調(diào)整。 團隊穩(wěn)定性（SI）均值為0.484， 最小值為0.182， 表明個別企業(yè)高管變更較為頻繁， 團隊穩(wěn)定性差。

（二）回歸結(jié)果分析

1. 高管股權(quán)激勵與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資。

（1）高管股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新投資的影響。 模型（1）的實證結(jié)果如表3列（1）、（2）所示。 列（1）中， Dequity的回歸系數(shù)為0.005， 在1%的水平上顯著， 表明實施股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新投資具有積極作用。 列（2）中， 加入股權(quán)激勵一次項（Equity）后結(jié)果顯示， 二者之間的回歸系數(shù)為0.115， 在1%的水平上顯著。 在此基礎(chǔ)上， 加入股權(quán)激勵平方項（Equity2）， 考察二者之間的非線性關(guān)系， 結(jié)果顯示， 股權(quán)激勵一次項系數(shù)顯著為正（r=0.381， P<0.01）， 二次項系數(shù)顯著為負(fù)（r=-6.642， P<0.01）。 在上述系數(shù)均顯著的情況下， 非線性關(guān)系的模型擬合度（0.3596）高于線性關(guān)系的模型擬合度（0.3544）， 表明股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資的非線性關(guān)系更加強烈。 即股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資存在倒 U 型關(guān)系， 拐點約為2.8%（如圖1所示）。 為保證結(jié)果的穩(wěn)健性， 對兩者之間的非線性關(guān)系進(jìn)行U-test檢驗， 檢驗結(jié)果在1%的水平上拒絕原假設(shè)（t=3.24， P>|t|= 0.001）， 再次印證股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資之間存在倒U型關(guān)系。

（2）股權(quán)激勵對企業(yè)利用式創(chuàng)新投資的影響。 模型（2）的實證結(jié)果如表3列（3） ～ （5）所示。 列（3）中， Dequity的回歸系數(shù)為0.001， 在1%的水平上通過顯著性檢驗。 列（4）中， 股權(quán)激勵一次項（Equity）與利用式創(chuàng)新投資（Exploi）在10%的水平上顯著， 但股權(quán)激勵強度二次項系數(shù)（Equity2）不顯著。 這表明股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資存在線性關(guān)系， 不存在非線性關(guān)系。 以上結(jié)果表明， 實施股權(quán)激勵能夠在一定程度上提高企業(yè)利用式創(chuàng)新投資水平， 且隨著股權(quán)激勵強度的加大， 股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資存在正向線性關(guān)系。

綜上所述， 當(dāng)股權(quán)激勵作為政策措施時， 實施股權(quán)激勵能夠提升企業(yè)的雙元創(chuàng)新投資水平。 但股權(quán)激勵對雙元創(chuàng)新投資的影響效應(yīng)存在差異， 股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新投資存在先促進(jìn)后抑制的雙重影響效應(yīng)， 對利用式創(chuàng)新投資存在單一的促進(jìn)效應(yīng)。 至此， H1 ～ ?H3得到驗證。

2. 風(fēng)險承擔(dān)的中介作用。

（1）風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間的中介作用檢驗。 利用 Edwards和Lambert[22] 開發(fā)的調(diào)節(jié)路徑分析方法檢驗風(fēng)險承擔(dān)的中介作用， 結(jié)果如表4所示。 其中模型（3a）用來檢驗風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資倒U型關(guān)系中是否發(fā)揮中介作用。 在模型（3a）中加入風(fēng)險承擔(dān)（Risk）以及風(fēng)險承擔(dān)與股權(quán)激勵的交互項（Equity & Risk）， 結(jié)果顯示， 股權(quán)激勵一次項系數(shù)顯著為正（r=0.367， P<0.01）， 二次項系數(shù)顯著為負(fù)（r=-6.067， P<0.01）， 再次驗證了股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資存在倒U型關(guān)系（如圖2所示）。 風(fēng)險承擔(dān)與探索式創(chuàng)新投資在1%的水平上顯著正相關(guān)（r=0.016， P<0.01）， 即表明風(fēng)險承擔(dān)的中介作用顯著。 股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)的交互項（Equity & Risk）對探索式創(chuàng)新投資的作用不顯著， 表明股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資的關(guān)系不受風(fēng)險承擔(dān)的權(quán)變影響。 模型（3b）用來檢驗風(fēng)險承擔(dān)的中介過程是否會受到股權(quán)激勵強度的影響。 在模型（3b）中分別加入股權(quán)激勵一次項（Equity）與股權(quán)激勵平方項（Equity2）， 結(jié)果顯示股權(quán)激勵一次項系數(shù)顯著為正（r=0.054， P<0.01）， 二次項系數(shù)顯著為負(fù)（r=-1.111， P<0.01）， 表明隨著股權(quán)激勵強度的加大， 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平呈現(xiàn)先上升后下降的非線性趨勢， 拐點約為2.4%（如圖3所示）。 為保證結(jié)果的穩(wěn)健性， 對兩者之間的非線性關(guān)系進(jìn)行U-test檢驗， 檢驗結(jié)果在1%水平上拒絕原假設(shè)（t=2.61， P>|t|=0.005）， 說明股權(quán)激勵與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的確存在倒U型關(guān)系。 以上結(jié)果表明， 股權(quán)激勵通過風(fēng)險承擔(dān)影響企業(yè)探索式創(chuàng)新投資， 而風(fēng)險承擔(dān)的中介過程會受到股權(quán)激勵強度的影響。 當(dāng)股權(quán)激勵強度較低時， 有利于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升， 具體表現(xiàn)為加大對探索式創(chuàng)新活動的投入。 但當(dāng)股權(quán)激勵強度超過一定范圍后， “壕溝效應(yīng)”及風(fēng)險規(guī)避效應(yīng)會降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 進(jìn)而減少探索式創(chuàng)新投資。 即股權(quán)激勵通過倒U型曲線效應(yīng)影響企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平， 進(jìn)而影響探索式創(chuàng)新投資水平， 促成了股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資的倒U型關(guān)系， H4得到驗證。

（2）風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用檢驗。 借鑒溫忠麟和葉寶娟[23] 的中介效應(yīng)研究方法， 檢驗風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用， 結(jié)果如表4所示。 模型（4a）的結(jié)果表明， 股權(quán)激勵與企業(yè)利用式創(chuàng)新投資的系數(shù)c在1%的水平上顯著（c=0.022， P<0.01）， 可進(jìn)行下一步檢驗； 模型（4b）結(jié)果顯示， 股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)的回歸系數(shù)a在1%的水平上顯著（a=0.235， P<0.01）； 模型（4c）結(jié)果顯示， 風(fēng)險承擔(dān)與利用式創(chuàng)新投資回歸系數(shù)b不顯著， 根據(jù)前文中介效應(yīng)檢驗步驟， 當(dāng)a或b至少有一個不顯著時， 則需要進(jìn)行Bootstrap檢驗， Bootstrap檢驗結(jié)果不顯著（P>|z|=0.131）， 即表明不具有中介效應(yīng)。 上述結(jié)果說明風(fēng)險承擔(dān)在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資中未起到中介作用， H5得到驗證。

3. 團隊穩(wěn)定性的中介作用。

（1）團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間的中介作用檢驗。 由于股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資存在倒U型關(guān)系， 因此， 參照學(xué)者潘峰[24] 分區(qū)間研究的做法， 采用中介效應(yīng)識別過程， 驗證團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵和探索式創(chuàng)新投資間的中介作用。 根據(jù)股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資倒U型拐點（2.8%）分為兩組， 進(jìn)行分區(qū)間檢驗， 檢驗結(jié)果如表5所示。

當(dāng)股權(quán)激勵強度小于2.8%時， 模型（5a）結(jié)果顯示， 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資通過了1%水平上的顯著性檢驗（c=0.216， P<0.01）， 表明股權(quán)激勵對企業(yè)探索式創(chuàng)新投資的直接影響效應(yīng)顯著； 于是進(jìn)入第二步檢驗， 模型（5b）中股權(quán)激勵與團隊穩(wěn)定性（SI）在1%的水平上顯著正相關(guān)（a=1.001， P<0.01）， 說明股權(quán)激勵有利于高管團隊穩(wěn)定性的提升； 在模型（5c）中， 同時加入股權(quán)激勵和團隊穩(wěn)定性變量， 結(jié)果顯示， 團隊穩(wěn)定性的中介效應(yīng)顯著（b=0.014， P<0.1）。 根據(jù)中介效應(yīng)檢驗步驟， 在系數(shù)a、b、c均顯著的情況下， 直接通過系數(shù) c'的顯著性判斷團隊穩(wěn)定性的中介效應(yīng)， 模型（5c）中股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資水平顯著正相關(guān)（c'=0.212， P<0.01）， 表明團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與企業(yè)探索式創(chuàng)新投資間發(fā)揮部分中介作用， 中介效應(yīng)占比為6.5%（a×b/c）。 上述結(jié)果表明當(dāng)股權(quán)激勵強度小于2.8%時， 隨著股權(quán)激勵強度的增大， 有利于企業(yè)團隊穩(wěn)定性的提升， 進(jìn)而有利于提高企業(yè)探索式創(chuàng)新投資水平。

當(dāng)股權(quán)激勵強度大于2.8%時， 模型（5a）的結(jié)果顯示， 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)（c=-0.202， P<0.1）， 由此進(jìn)行第二步檢驗； 模型（5b）的結(jié)果顯示， 股權(quán)激勵有利于團隊穩(wěn)定性的提升（a=1.752， P<0.1）； 模型（5c）的結(jié)果顯示， 團隊穩(wěn)定性的中介效應(yīng)顯著（b=0.013， P<0.1）， 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資的回歸系數(shù)c'也顯著（c'=-0.225， P<0.1）。 根據(jù)溫忠麟中介效應(yīng)檢驗步驟， 接下來需要比較a×b和c'的符號， 如果同號， 屬于部分中介效應(yīng)， 如果異號， 屬于遮掩效應(yīng)。 根據(jù)上述結(jié)果可知， a×b（1.752×0.013）和c'（-0.225）符合異號， 表明團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資之間發(fā)揮了遮掩效應(yīng)， 遮掩效應(yīng)比例為 10.12%（|a×b/c'|）， 遮掩效應(yīng)強調(diào)了團隊穩(wěn)定性緩解股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新投資直接負(fù)效應(yīng)的重要性。

綜上所述， 當(dāng)股權(quán)激勵強度較低時， 團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間發(fā)揮部分中介作用。 當(dāng)股權(quán)激勵強度較高時， 團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間發(fā)揮遮掩效應(yīng)， 團隊穩(wěn)定性的遮掩效應(yīng)抑制了股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新投資的負(fù)向影響。 總體來說， 股權(quán)激勵能夠發(fā)揮出“金手銬”效應(yīng)， 提升高管團隊穩(wěn)定性， 進(jìn)而有利于探索式創(chuàng)新投資水平的提升， H6得到驗證。

（2）團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資間的中介作用檢驗。 表6的結(jié)果顯示， 模型（6a）中， 股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資通過了1%水平上的顯著性檢驗（c=0.024， P<0.01）， 表明股權(quán)激勵對企業(yè)利用式創(chuàng)新投資的總效應(yīng)顯著； 由此進(jìn)行第二步檢驗， 模型（6b）中股權(quán)激勵與團隊穩(wěn)定性在5%的水平上顯著（a=0.391， P<0.05）； 模型（6c）中， 同時加入股權(quán)激勵和團隊穩(wěn)定性變量， 結(jié)果顯示團隊穩(wěn)定性的中介效應(yīng)顯著（b=0.005， P<0.01）。 在上述系數(shù)均顯著的情況下， 直接通過系數(shù)c'的顯著性判斷團隊穩(wěn)定性的中介效應(yīng)， 股權(quán)激勵與利用式創(chuàng)新投資的回歸系數(shù)c'也在1%的水平上顯著（c'=0.022， P<0.01）， 表明存在部分中介效應(yīng)。 中介效應(yīng)大小用c-c'來刻畫， 團隊穩(wěn)定性的中介效應(yīng)系數(shù)值為0.002（0.024-0.022）， 部分中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例8.15%（a×b/c）。 上述結(jié)果說明股權(quán)激勵能夠通過提高團隊穩(wěn)定性進(jìn)而提高企業(yè)利用式創(chuàng)新投資水平， H7得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

由于已經(jīng)運用PSM進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗， 因此本文再次進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗， 以保證回歸結(jié)果的可靠性： ①替換被解釋變量， 用營業(yè)收入代替總資產(chǎn)重新計算探索式創(chuàng)新投資和利用式創(chuàng)新投資， 再次進(jìn)行檢驗。 ②替換中介變量（風(fēng)險承擔(dān)）的度量， 用每個公司樣本期間最大的與最小的行業(yè)調(diào)整ROA的差額度量風(fēng)險承擔(dān)， 重新代入模型中檢驗風(fēng)險承擔(dān)的中介作用。 上述檢驗結(jié)果與前文一致， 表明實證結(jié)果穩(wěn)健。 限于篇幅， 不再列示顯示相應(yīng)結(jié)果。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文以2014 ～ 2019年深滬 A 股上市公司為樣本， 運用PSM樣本匹配、多元回歸等方法， 從雙元性創(chuàng)新視角出發(fā)， 檢驗高管股權(quán)激勵對企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的影響效應(yīng)和作用機制， 研究結(jié)果表明：

1. 影響效應(yīng)方面。 第一， 與未實施股權(quán)激勵上市公司相比， 實施股權(quán)激勵能夠提升企業(yè)雙元創(chuàng)新投資水平。 第二， 股權(quán)激勵對企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的影響存在差異， 隨著股權(quán)激勵強度的增加， 股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)顯著的倒U型關(guān)系， 而與利用式創(chuàng)新投資呈現(xiàn)正向線性關(guān)系。

2. 作用機制方面。 第一， 股權(quán)激勵是通過風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)、“金手銬”效應(yīng)兩個可能的渠道影響企業(yè)的探索式創(chuàng)新投資。 股權(quán)激勵通過倒U型曲線效應(yīng)影響了風(fēng)險承擔(dān)， 進(jìn)而影響了探索式創(chuàng)新投資， 促成了股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資之間的倒U型關(guān)系。 此外， 團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間起到了部分中介作用。 當(dāng)股權(quán)激勵強度較低時， 團隊穩(wěn)定性在股權(quán)激勵與探索式創(chuàng)新投資間發(fā)揮部分中介作用。 當(dāng)股權(quán)激勵強度較高時， 團隊穩(wěn)定性的遮掩效應(yīng)抑制了股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新投資的負(fù)向影響。 總體來說， 股權(quán)激勵能夠發(fā)揮出“金手銬”效應(yīng)， 有利于探索式創(chuàng)新投資水平的提升。 第二， 股權(quán)激勵能夠通過“金手銬”效應(yīng)影響企業(yè)的利用式創(chuàng)新投資， 但股權(quán)激勵的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)對利用式創(chuàng)新投資的中介作用不顯著。

（二）啟示

1. 上市公司應(yīng)積極實施股權(quán)激勵計劃， 改善公司治理水平。 只有這樣， 才能達(dá)到提高企業(yè)雙元創(chuàng)新投資的目的。 此外， 為提高企業(yè)的探索式創(chuàng)新投資水平， 上市公司需要對高管進(jìn)行適度的股權(quán)激勵， 使之盡量接近股權(quán)最優(yōu)激勵強度（2.8%）， 以發(fā)揮股權(quán)激勵在企業(yè)探索式創(chuàng)新中的長期持續(xù)激勵效應(yīng)。

2. 上市公司應(yīng)重視股權(quán)激勵方案設(shè)計的規(guī)范性。 過高的股權(quán)激勵強度可能會引發(fā)壕溝效應(yīng)， 削弱激勵效果。 因此， 針對過高股權(quán)激勵強度可能帶來的壕溝效應(yīng)， 上市公司應(yīng)建立有效的約束機制， 警惕股權(quán)激勵成為高管自謀私利的工具。

3. 上市公司需要加強股權(quán)激勵機制設(shè)計， 激發(fā)高管的冒險創(chuàng)新精神。 研究結(jié)論支持了作為“金手銬”的股權(quán)激勵政策的確具有留住高管的效果， 遮掩了股權(quán)激勵對探索式創(chuàng)新投資的負(fù)向影響， 為企業(yè)吸引和挽留核心人才提供了有效的保障。

4. 股權(quán)激勵計劃制訂應(yīng)結(jié)合創(chuàng)新戰(zhàn)略需求。 根據(jù)創(chuàng)新特征不同， 區(qū)分探索性創(chuàng)新投資和利用式創(chuàng)新投資分別考量， 恰當(dāng)選擇股權(quán)激勵政策， 以發(fā)揮股權(quán)激勵在企業(yè)雙元創(chuàng)新投資中的激勵效應(yīng)。 同時， 也要認(rèn)識到股權(quán)激勵的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)對于企業(yè)利用式創(chuàng)新投資的作用較弱， 避免盲目利用股權(quán)激勵政策而導(dǎo)致企業(yè)治理成本的增加。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

［1］ 宋玉臣，李連偉．股權(quán)激勵對上市公司治理效率的影響測度［ J］．山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2017（3）：85 ～ 96．

［2］ 徐長生，孔令文，倪娟．A股上市公司股權(quán)激勵的創(chuàng)新激勵效應(yīng)研究［ J］．科研管理，2018（9）：93 ～ 101．

［3］ 譚洪濤，袁曉星，楊小娟．股權(quán)激勵促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新嗎？——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．研究與發(fā)展管理，2016（2）：1 ～ 11．

［4］ 陳效東，周嘉南，黃登仕．高管人員股權(quán)激勵與公司非效率投資：抑制或者加?。浚?J］．會計研究，2016（7）：42 ～ 49+96．

［5］Ghosh A.， Moon D.， Kishore T.. CEO ownership and discretionary investments［ J］．Journal of Business Finance & Accounting， 2007（5-6）：819 ～ 839．

［6］ Yang Z.， Zhou X. M.， Zhang P. C.. Discipline versus passion： Collectivism， centralization， and ambidextrous innovation［ J］．Asia Pacific Journal of Management，2015（3）：745 ～ 769．

［7］ 唐清泉，肖海蓮．融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資—現(xiàn)金流敏感性——基于企業(yè)R&D異質(zhì)性視角［ J］．南方經(jīng)濟，2012（11）：40 ～ 54．

［8］ Victor Cui， Waverly W. Ding， Yoshio Yanadori. Exploration versus exploitation in technology firms： The role of compensation structure for R&D workforce［ J］．Research Policy，2019（6）： 1534 ～ 1549．

［9］ 王春燕，張彤，朱磊，朱哲．市場環(huán)境、管理層激勵與企業(yè)雙元創(chuàng)新投資——來自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．財務(wù)研究，2019（3）：95 ～ 104．

［10］ 畢曉方，翟淑萍，姜寶強．政府補貼、財務(wù)冗余對高新技術(shù)企業(yè)雙元創(chuàng)新的影響［ J］．會計研究，2017（1）：46 ～ 52+95．

［11］ 徐寧，姜楠楠，張晉．股權(quán)激勵對中小企業(yè)雙元創(chuàng)新戰(zhàn)略的影響研究［ J］．科研管理，2019（7）：163 ～ 172．

［12］ Kammerlander N.， Burger D.， Fust A.， et al.. Exploration and exploitation in established small and medium-sized enterprises： The effect of CEOs' regulatory focus［ J］．Journal of Business Venturing，2015（4）：582 ～ 602．

［13］ Boubakri N.， Cosset J. C.， Saffar W.. The role of state and foreign nowners in corporate risk-taking： Evidence from privatization［ J］．Journal of Financial Economics，2013（3）：641 ～ 658．

［14］ 蘇坤．管理層股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)與資本配置效率［ J］．管理科學(xué)，2015（3）：14 ～ 25．

［15］ 喻雨婷，左晶晶．高管激勵、風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新——基于中介效應(yīng)模型的實證研究［ J］．科技與管理，2020（5）：73 ～ 80．

［16］ 宗文龍，王玉濤，魏紫．股權(quán)激勵能留住高管嗎？——基于中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．會計研究，2013（9）：58 ～ 63+97．

［17］ 張兆國，曹丹婷，張弛．高管團隊穩(wěn)定性會影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效嗎——基于薪酬激勵和社會關(guān)系的調(diào)節(jié)作用研究［ J］．會計研究，2018（12）：48 ～ 55．

［18］ 謝德仁，陳運森．業(yè)績型股權(quán)激勵、行權(quán)業(yè)績條件與股東財富增長［ J］．金融研究，2010（12）：99 ～ 114．

［19］ 余明桂，李文貴，潘紅波．管理者過度自信與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)［ J］．金融研究，2013（1）：149 ～ 163．

［20］ Crutchley E. C.， Jacqueline L. G.， Beaverly B. M.. An exa-

mination of board stability and the long-term performance of initial public offerings［ J］．Financial Management，2002（3）：63 ～ 90．

［21］ 董保寶，羅均梅，許杭軍．新企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與績效的倒U形關(guān)系——基于資源整合能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究［ J］．管理科學(xué)學(xué)報，2019（5）：83 ～ 98．

［22］ Edwards J. R.， Lambert L. S.．Methods for intergating mode-

ration and mediation： A general analytical framework using moderated path analysis［ J］．Psychological Methods，2007（1）：1 ～ 22．

［23］ 溫忠麟，葉寶娟．中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展［ J］．心理科學(xué)進(jìn)展，2014（5）：731 ～ 745．

［24］ 潘峰．我國上市公司高管股權(quán)激勵與公司業(yè)績區(qū)間效應(yīng)研究［D］．貴陽：貴州財經(jīng)大學(xué)，2014．