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核心員工股權(quán)激勵提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出:源自創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新效率

2024-03-28 09:55:17劉張發(fā)
商業(yè)研究 2024年1期
關(guān)鍵詞:核心員工創(chuàng)新投入創(chuàng)新效率

摘?要:創(chuàng)新是企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵要素,核心員工是企業(yè)創(chuàng)新活動的主要參與者。本文利用中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù),通過逐年傾向得分匹配后,采用雙重差分模型,考察了核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新企業(yè)活動的影響。研究發(fā)現(xiàn):核心員工股權(quán)激勵能提高創(chuàng)新產(chǎn)出,其提高創(chuàng)新產(chǎn)出主要體現(xiàn)為提高了創(chuàng)新質(zhì)量,而不是提高了創(chuàng)新數(shù)量。當(dāng)公司為高新技術(shù)企業(yè),所處省份的創(chuàng)新意識強度越濃、所處行業(yè)的市場競爭度越弱、所處省份的市場化指數(shù)越高,核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的提高作用就越強;核心員工股權(quán)激勵授予對象的范圍適度時,核心員工股權(quán)激勵才能提高創(chuàng)新產(chǎn)出;核心員工股權(quán)激勵會提高創(chuàng)新效率、增加員工的穩(wěn)定性、提高研發(fā)人員占比、提高碩士及以上人員占比、降低非高管層面的代理成本,進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出。

關(guān)鍵詞:核心員工;股權(quán)激勵;創(chuàng)新投入;創(chuàng)新效率;創(chuàng)新產(chǎn)出

中圖分類號:F273;F83251??文獻標(biāo)識碼:A??文章編號:1001-148X(2024)01-0121-10

收稿日期:2023-07-07

作者簡介:劉張發(fā)(1982—),男,江西贛縣人,副教授,博士,研究方向:公司財務(wù)、管理創(chuàng)新。

基金項目:?國家自然科學(xué)基金地區(qū)項目?“核心員工股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量:?模式、?途徑及經(jīng)濟后果”,?項目編號:71962023;?江西省社會科學(xué)基金一般項目“多元視角下江西省科技創(chuàng)新能力的測度及提升對策”,項目編號:21GL40D;江西省博士后研究人員科研項目擇優(yōu)資助項目?“江西省六大優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)靜態(tài)和動態(tài)科技創(chuàng)新指數(shù)水平及突破策略”,?項目編號:2021KY12;?江西省教育廳科技項目?“財政收緊背景下數(shù)字經(jīng)濟助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展研究:?現(xiàn)實基底、?邏輯機制與實現(xiàn)路徑”,?項目編號:?GJJ2200509。

一、引?言

黨的二十大報告指出“科技是第一生產(chǎn)力,人才是第一資源,創(chuàng)新是第一動力”。?創(chuàng)新產(chǎn)出的提高一方面靠增加研發(fā)投入,另一方面有賴于創(chuàng)新效率的提高。近年來,中美貿(mào)易摩擦、世界政治格局不穩(wěn)定等因素給中國政府和企業(yè)造成了不利影響,依靠企業(yè)內(nèi)部資源和政府補助等來增加企業(yè)創(chuàng)新投入以提高創(chuàng)新產(chǎn)出的發(fā)展模式越來越受限。因此,尋求能提高創(chuàng)新效率進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵手段越發(fā)重要。

創(chuàng)新驅(qū)動關(guān)鍵在于人才,高管及核心員工是企業(yè)的重要人力資本。對創(chuàng)新活動的主要參與者實施長期激勵至關(guān)重要[1],股權(quán)激勵是長期激勵的重要手段。相對于普通員工,核心員工作為企業(yè)創(chuàng)新活動的主要直接參與者和具體執(zhí)行者,擁有專門技術(shù)、執(zhí)行核心業(yè)務(wù)、熟悉關(guān)鍵資源,是經(jīng)驗、知識和技術(shù)創(chuàng)造的重要主體,核心員工的行為對企業(yè)的創(chuàng)新活動具有重要的影響[2]。現(xiàn)有文獻從非高管員工或核心員工股權(quán)激勵視角探討了員工股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響,但現(xiàn)有研究并未解釋非高管員工或核心員工股權(quán)激勵是通過何種途徑促進創(chuàng)新產(chǎn)出的。

企業(yè)的創(chuàng)新投入一般由董事會及高管作出決策,核心員工在創(chuàng)新投入的決策中通常難以起到?jīng)Q定性作用[3],但核心員工是企業(yè)創(chuàng)新活動的直接參與者和具體執(zhí)行者,其行為直接影響到創(chuàng)新效率。那么,核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用是源自促進了創(chuàng)新投入還是提高了創(chuàng)新效率呢?盡管核心員工股權(quán)激勵具有積極作用,但如何確定核心員工的范圍卻是個難題,范圍過大,很容易產(chǎn)生“搭便車”現(xiàn)象。那么,何種授予范圍下核心員工股權(quán)激勵才能提高創(chuàng)新產(chǎn)出呢?

本文利用中國A股上市公司數(shù)據(jù),考察核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的總體影響、動態(tài)影響及機制。本文的邊際貢獻如下:一是準(zhǔn)確地識別了核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用,并且分析了該促進作用是因創(chuàng)新投入增加還是因創(chuàng)新效率的提高而導(dǎo)致的,現(xiàn)有文獻缺乏這方面的研究。二是現(xiàn)有研究較少考慮到很多公司短期內(nèi)會實施多次(期)股權(quán)激勵計劃,同一公司短期內(nèi)實施多次股權(quán)激勵計劃會導(dǎo)致股權(quán)激勵的相互疊加影響,進而影響雙重差分實證的準(zhǔn)度甚至正確性,本文就此對樣本作了相應(yīng)的剔除。

二、理論分析與研究假設(shè)

關(guān)于高管股權(quán)激勵效果的研究相對成熟。部分學(xué)者探討了核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入該文研究樣本為制造業(yè)、信息傳輸和軟件及信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè),采用OLS回歸的方法,文中未對核心員工股權(quán)激勵影響創(chuàng)新投入進行詳細的理論闡述。[4]、創(chuàng)新產(chǎn)出[2,4-5]的影響。盡管馬莉莉等(2020)[6]發(fā)現(xiàn)核心員工股權(quán)激勵強度(授予股數(shù)占總股本比)可提高創(chuàng)新效率,但該文并未檢驗核心員工股權(quán)激勵強度是否影響創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出該文的基準(zhǔn)回歸是OLS回歸,因果識別方法有待完善,文中的專利數(shù)也未說明是申請數(shù)還是授權(quán)數(shù),事實上授權(quán)數(shù)還涉及是申請之后幾年內(nèi)的授權(quán)數(shù)問題。。

股權(quán)激勵對公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響除受到股權(quán)激勵計劃方案本身的影響外,還受到內(nèi)外部諸多因素的影響。但現(xiàn)有文獻主要從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[7]、激勵方案有效期的長短[8]、等待期限[9]、資金來源、員工認購比例、購買折價高低[3]等因素探討了股權(quán)激勵或員工持股計劃對企業(yè)創(chuàng)新的影響。只有少量學(xué)者從“搭便車”問題(員工人數(shù)、員工人均成長性)、員工持股比例、平均等待期限、有效期、激勵差距、業(yè)績考核等因素探討了非高管員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響[10-11]。

根據(jù)公司治理理論和人力資本理論,員工和高管在企業(yè)發(fā)展中都具有重要作用。高管作為企業(yè)創(chuàng)新投入等重大投資的決策者[12],對企業(yè)創(chuàng)新投入起到?jīng)Q定性作用,尤其是董事長、總經(jīng)理等核心高管在企業(yè)創(chuàng)新投入決策中起到關(guān)鍵作用。對核心員工實施股權(quán)激勵,減少了核心員工的短視行為,但是核心員工并不參與企業(yè)創(chuàng)新投資決策,員工難以干預(yù)企業(yè)的創(chuàng)新投入[3]。因此,核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入的影響較小。

第一,核心員工股權(quán)激勵能增加公司員工的穩(wěn)定性,保證了創(chuàng)新的連貫性、一致性。

公司實施核心員工股權(quán)激勵后,普通員工只要留在公司繼續(xù)不斷努力工作,就可能轉(zhuǎn)變?yōu)楹诵膯T工,成為公司的股東。而員工股權(quán)激勵一般都設(shè)置了等待期,如核心員工離職后未行權(quán)則股權(quán)激勵將失效。股權(quán)激勵增加了核心員工的離職成本,可以降低員工的離職率[13],進而挽留更多的核心員工[14],甚至還會吸引更多的核心員工。

實施核心員工股權(quán)激勵有利于提高核心員工的滿意度和忠誠度[15],有利于提高員工的穩(wěn)定性。忠誠度的提高還可以激發(fā)核心員工的創(chuàng)新能動性、創(chuàng)新靈感,這是提高創(chuàng)新效率以及創(chuàng)新成功的源泉。

創(chuàng)新活動具備長期的、多階段的特點[16]。因此,股權(quán)激勵能鞏固創(chuàng)新團隊、增加公司員工的穩(wěn)定性,該穩(wěn)定性的提高降低了核心員工包括核心技術(shù)員工的更替,保證了創(chuàng)新的連貫性、一致性,避免了創(chuàng)新項目的推倒重來,進而提高創(chuàng)新效率。

第二,核心員工股權(quán)激勵會促進提高公司研發(fā)人員占比、提高公司碩士及以上人員占比,進一步增加核心員工之間團隊合作、相互監(jiān)督帶來的優(yōu)勢互補、整合效應(yīng)。

創(chuàng)新活動具備探索性,需要各參與人員的共同配合[16],各類核心技術(shù)和業(yè)務(wù)人員在創(chuàng)新活動中可形成優(yōu)勢互補、整合效應(yīng)。雖然公司創(chuàng)新的主要完成人員為技術(shù)類核心員工,但公司的其他類核心人員也能為創(chuàng)新提供幫助。如公司銷售人員從公司產(chǎn)品的消費者獲得的產(chǎn)品缺陷信息并主動提供給技術(shù)人員,能夠為產(chǎn)品創(chuàng)新提供方向;生產(chǎn)車間人員發(fā)現(xiàn)的生產(chǎn)工藝的不足,其提供的信息、建議可以為技術(shù)人員創(chuàng)新提供諸多幫助。

因此,在對技術(shù)人員激勵的同時,也對其他類核心人員激勵能夠使核心員工之間形成利益共同體,在創(chuàng)新活動中形成統(tǒng)一目標(biāo),能加強核心員工之間團隊合作、互相監(jiān)督[11,17],團隊合作利于實現(xiàn)員工之間創(chuàng)新知識的共享,互相監(jiān)督利于減少創(chuàng)新活動中的敷衍和怠慢,所以能提高公司創(chuàng)新效率,進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出。這種促進團隊合作的作用不僅體現(xiàn)在獲得股權(quán)激勵的核心員工之間,也體現(xiàn)在獲得股權(quán)激勵的核心員工與普通員工之間,獲得股權(quán)激勵的核心員工會主動與普通人員分享知識經(jīng)驗、詢問產(chǎn)品相關(guān)的情況。

股權(quán)激勵能吸引“特定類型”的員工[18],如核心員工股權(quán)激勵更能吸引研發(fā)人員加入企業(yè)。核心研發(fā)人員通常是股權(quán)激勵對象,股權(quán)激勵在短期內(nèi)能容忍研發(fā)人員的創(chuàng)新失敗,如創(chuàng)新成功在長期將給予豐厚收益[7]。股權(quán)激勵具有“金手銬”的效應(yīng)[14],也能挽留更多的研發(fā)類核心員工。創(chuàng)新對員工的知識要求更高,希望被公司劃分為核心員工而獲得股權(quán)激勵,現(xiàn)有部分員工會不斷學(xué)習(xí)、提高知識儲備。因此,更多的研發(fā)人員、高知識人才參與創(chuàng)新活動,此時能提升創(chuàng)新活動中形成的優(yōu)勢互補、整合效應(yīng),更快地攻克創(chuàng)新難題,從而提高創(chuàng)新效率,進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出。

第三,核心員工股權(quán)激勵能降低非高管層面的代理成本。實施核心員工股權(quán)激勵后,一方面,核心員工可通過分享剩余索取權(quán)獲得工資和資本收入[19],“雇傭者”和“所有者”的雙重身份使得核心員工能獲得勞動和資本的雙重回報,從而緩解代理問題[20]。股權(quán)激勵通過在短期內(nèi)容忍創(chuàng)新參與者的失敗風(fēng)險,在長期給予豐厚收益,能有效激勵創(chuàng)新參與者全身心投入到創(chuàng)新活動中,提高參與創(chuàng)新的主動性。另一方面,能促進核心員工之間加強監(jiān)督[17],核心員工會減少自利行為,從而降低代理成本、提高代理效率。事實上,因公司有了授予核心員工股權(quán)激勵的政策,普通員工都希望在下一次的激勵中被選中為核心員工,所以與普通員工相關(guān)的委托代理成本也會降低?;谝陨戏治鎏岢鋈缦录僭O(shè):

H:核心員工股權(quán)激勵能提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與傾向得分匹配(PSM)

1樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

因金融類公司財務(wù)指標(biāo)可比性差、2006年公司研發(fā)投入的會計準(zhǔn)則發(fā)生了較大變化、截至2021年年底國泰安數(shù)據(jù)庫中上市公司創(chuàng)新方面的數(shù)據(jù)庫更新至2017年,所以本文以2007—2017年滬深A(yù)股非金融類上市公司為樣本陳德球等(2021)[21]也是利用2017年及之前的中國A股上市公司樣本。本文的樣本時間跨度為11年,缺少2018—2021年數(shù)據(jù)并不影響本文的研究結(jié)論。,并剔除激勵股份回購和激勵方案取消的公司。因?qū)嵤┝?次(期)及以上核心員工股權(quán)激勵計劃的公司占比近1/3,假設(shè)每年平均在年中實施股權(quán)激勵,為避免同一公司不同次(期)股權(quán)激勵計劃之間的干擾及最終獲得更多的樣本,本文只保留了前4年和后3年內(nèi)都未再發(fā)生其他次核心員工股權(quán)激勵計劃的樣本2020年及之前上市公司核心員工股權(quán)激勵事件有效期的均值為44年,其中520%的激勵事件有效期為4年。。為保證實施激勵前后都能觀察到公司至少3年的創(chuàng)新數(shù)據(jù),最后保留了2010—2014年實施了核心員工股權(quán)激勵的上市公司348家。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫,為減少數(shù)據(jù)極端值的影響,本文對連續(xù)變量兩端進行了1%的縮尾處理。

2傾向得分匹配(PSM)

本文把已實施核心員工股權(quán)激勵事件的上市公司視為實驗組,是否實施核心員工股權(quán)激勵可能會受到公司本身特征的影響,即存在樣本的自選擇偏差。為緩解這種自選擇偏差,本文以已實施核心員工股權(quán)激勵上市公司的前一年特征指標(biāo)為協(xié)變量,在滿足共同支撐的條件下,采用“一對一,無放回”近鄰匹配方法,在同一年度為實驗組匹配控制組,控制組公司來自2017年及之前一直未實施核心員工股權(quán)激勵的上市公司。匹配采用logit估計傾向得分,被解釋變量為當(dāng)年是否已實施核心員工股權(quán)激勵,如已實施取1,否則為0。

參考《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》、相關(guān)文獻的做法選取協(xié)變量。協(xié)變量主要包括:上市公司及子公司發(fā)明專利申請數(shù)加1的自然對數(shù)(lninvent45)、虛擬變量是否國企(soe,如是國企取值為1,否則為0)、行業(yè)虛擬變量(indust)、高管持股比例(manhold)、總資產(chǎn)的自然對數(shù)(lnasset)、凈資產(chǎn)收益率(roe)、資產(chǎn)負債率(lev)、上市公司已上市年限加1的自然對數(shù)(lnage)、營業(yè)收入增長率(revgro)、貨幣資金占總資產(chǎn)比重(cash)、董事會人數(shù)的自然對數(shù)(lndirector)、第一大股東股權(quán)比例(largest)、虛擬變量是否雙職合一(dual,如董事長與總經(jīng)理為同一人取值為1,否則為0)、管理層人均薪酬的自然對數(shù)(lnmanpay)、獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)比重(indepe)。為盡可能緩解高管股權(quán)激勵的影響,本文在匹配時保證了每對實驗組和控制組公司在高管股權(quán)激勵方面保持一致。匹配后有230家實驗組公司成功匹配到控制組公司。

(二)變量說明

參考余明桂等(2016)[22]等相關(guān)文獻的做法,采用當(dāng)期、未來一期、未來兩期上市公司及子公司發(fā)明專利申請數(shù)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出(lninvent45,申請數(shù)加1的自然對數(shù))。核心解釋變量為當(dāng)年是否已實施或存在核心員工股權(quán)激勵(D),如某公司在當(dāng)年已實施或存在核心員工股權(quán)激勵,此時D取值為1,否則為0。核心員工主要指非高管中的核心技術(shù)、核心業(yè)務(wù)等人員。參考Chang?et?al(2015)[11]、孟慶斌等(2019)[3]的做法設(shè)置控制變量Y。被解釋變量為創(chuàng)新產(chǎn)出時,控制變量(以向量Y表示)包括創(chuàng)新投入(rdsr)和向量X。控制變量向量X包括前文匹配協(xié)變量中除lninvent45外的所有變量。還控制了年度、行業(yè)、省份虛擬變量。

(三)模型設(shè)計

1核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響

本文構(gòu)建模型(1)來考察核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

lninvent45=γ0+γ1Dit+γ′2Yit+yearit+indust12it+provincodeit+εit(1)

模型(1)的左邊為t、t+1、t+2期創(chuàng)新產(chǎn)出(lninvent45),εit是隨機干擾項。如γ1顯著為正,則驗證了前文的假設(shè)H。

2創(chuàng)新產(chǎn)出平行趨勢檢驗及核心員工股權(quán)激勵的動態(tài)作用

下文采用圖的形式展示了實施核心員工股權(quán)激勵前實驗組和控制組創(chuàng)新產(chǎn)出的平行趨勢,也參考Bertrand?and?Mullainathan(2003)[23]的做法,構(gòu)建了模型(2)。

lninvent45it=δ0+δ1Ti*before3it+δ2Ti*before2it+δ3Ti*before1it+δ4Ti*currentit+δ5Ti*after1it+δ6Ti*after2it+δ7Ti*after3it+δ8Ti*after4it+δ9Ti*after5it+δ10Yit+yearit+indust12it+provincodeit+εit(2)

Ti是分組虛擬變量,如樣本為實施核心員工股權(quán)激勵的實驗組Ti取值為1,控制組企業(yè)取值為0。before1至before3為虛擬變量,如某年度分別為實施核心員工股權(quán)激勵的前1-3年,則取值為1,否則為0。current為虛擬變量,如某年度為實施核心員工股權(quán)激勵的當(dāng)年則取值為1,否則為0。after1至after5為虛擬變量,如某年度分別為實施核心員工股權(quán)激勵的后1-5年,則取值為1,否則為0。因核心員工股權(quán)激勵的平均有效期為45年,同時為保證能觀察實施前3年的平行趨勢,所以本文比較了實驗組與控制組創(chuàng)新產(chǎn)出實施前3年和后5年的差距。

四、實證結(jié)果分析

(一)匹配結(jié)果與描述性統(tǒng)計

除營業(yè)收入增長率和第一大股東股權(quán)比例外,匹配前實驗組和控制組在實驗組實施核心員工股權(quán)激勵前1年各控制變量都至少在5%的水平上存在顯著差異。除貨幣資金占總資產(chǎn)比重只在10%的水平上存在顯著差異外,匹配后實驗組和控制組在實驗組實施核心員工股權(quán)激勵前1年各控制變量都不存在顯著差異,匹配效果較好限于篇幅,匹配結(jié)果和描述性統(tǒng)計未列示。如有需要,可向作者索取。。

圖1?核心員工股權(quán)激勵實施前3—后5年發(fā)明專利申請數(shù)加1的自然對數(shù)

(二)股權(quán)激勵前創(chuàng)新產(chǎn)出的平行趨勢檢驗與基準(zhǔn)回歸分析

如圖1所示,0期表示實施核心員工股權(quán)激勵的當(dāng)年,-3期表示實施的前3年,其他類推。由圖1可知,實驗組和控制組公司的創(chuàng)新產(chǎn)出在實施核心員工股權(quán)激勵的前3年保持了平行趨勢,實施1—5年后實驗組的發(fā)明專利申請數(shù)都提高了,實施后的第2年、第4年和第5年提高效果較為明顯。值得注意的是,因在這230家已實施核心員工股權(quán)激勵的公司中,有的激勵計劃激勵總股份會分年度分批授予,所以圖1展示的動態(tài)作用不夠準(zhǔn)確。在文后的穩(wěn)健性分析中,本文將剔除激勵總股份分2批及以上授予完成的樣本,以準(zhǔn)確識別核心員工股權(quán)激勵的動態(tài)作用。

為進一步驗證平行趨勢,借助模型(2)進行了計量分析。由表1列(1)可知,Ti*before1至Ti*before3的系數(shù)都不顯著,進一步驗證了實驗組與控制組發(fā)明專利申請數(shù)滿足平行趨勢;實施核心員工股權(quán)激勵后的第2年、第4年和第5年系數(shù)顯著為正且相對更大,即對發(fā)明專利申請數(shù)的激勵作用相對更強,與圖1的結(jié)果一致。

借助模型(1)對假設(shè)H回歸分析。由表1列(2)至列(4)可知,核心解釋變量D顯著為正,說明核心員工股權(quán)激勵能提高創(chuàng)新產(chǎn)出,驗證了假設(shè)H。在控制變量加入了創(chuàng)新投入(rdsr)的情況下,核心解釋變量D依然顯著為正,說明核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用并非由創(chuàng)新投入的增加導(dǎo)致的。

(三)穩(wěn)健性檢驗

一是采用上市公司及其關(guān)聯(lián)公司(子公司、聯(lián)營公司、合營公司)發(fā)明專利申請數(shù)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量。二是工具變量法緩解內(nèi)生性。參考Hochberg?and?Lindsey(2010)[17]、Chang?et?al(2015)[11]的做法,選取該公司同省份其他行業(yè)且發(fā)明專利申請數(shù)為0的上市公司核心解釋變量D的均值Dmean為工具變量。三是以三類專利申請總數(shù)代替發(fā)明專利申請數(shù)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出,結(jié)果顯示核心員工股權(quán)激勵對公司發(fā)明專利申請數(shù)的影響大于對三類專利申請總數(shù)的影響。四是剔除激勵計劃激勵總股份分了2批及以上授予完成的實驗組。結(jié)果顯示,股權(quán)激勵前滿足平行趨勢,只有實施核心員工股權(quán)激勵后的第2年、第5年系數(shù)顯著為正,且第2年的系數(shù)大于第5年的系數(shù),說明核心員工股權(quán)激勵后第2年對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵作用大于第5年的(限于篇幅,原因分析未列示)。五是只保留實施了1次核心員工股權(quán)激勵計劃且激勵股份總數(shù)1批授予完成的實驗組。結(jié)果顯示,核心員工股權(quán)激勵對發(fā)明專利申請數(shù)的影響顯著,但對三類專利申請總數(shù)的影響不顯著。實施核心員工股權(quán)激勵后,核心員工不是參與創(chuàng)新活動的面子工作,而是積極地參與實質(zhì)性創(chuàng)新活動,所以能提高公司創(chuàng)新質(zhì)量(發(fā)明專利申請數(shù)),而不是創(chuàng)新數(shù)量。六是采用發(fā)明專利授權(quán)數(shù)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出。參考陳德球等(2021)[21]的做法,采用發(fā)明專利申請后3年內(nèi)(申請當(dāng)年、第二年及第三年)授權(quán)數(shù)加1的自然對數(shù)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出。同時,還以發(fā)明專利申請后4年內(nèi)(申請當(dāng)年、第二年、第三年及第四年)授權(quán)數(shù)加1的自然對數(shù)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出。七是采用Tobit和標(biāo)準(zhǔn)負二項回歸。檢驗結(jié)果限于篇幅,穩(wěn)健性結(jié)果未列示,如有需要可向作者索取。都支持了假設(shè)H。

五、在高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)方面的異質(zhì)性

樣本分組方法為:針對實驗組公司,根據(jù)每個公司實施核心員工股權(quán)激勵前一年是否屬于高新技術(shù)企業(yè)分為高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)2組,根據(jù)每個公司激勵計劃激勵股份總數(shù)分批授予完成的批數(shù)分為1批授予和2批及以上授予2組;針對控制組公司,利用前文的匹配結(jié)果,根據(jù)與其匹配的實驗組公司的分組情況進行相應(yīng)分組。

由表2可知,高新技術(shù)企業(yè)組核心解釋變量D的系數(shù)顯著為正,而非高新技術(shù)企業(yè)組不顯著。企業(yè)申請認定高新技術(shù)企業(yè)的條件之一為“從事研發(fā)和相關(guān)技術(shù)創(chuàng)新活動的科技人員占企業(yè)當(dāng)年職工總數(shù)的比例不低于一定水平(如10%)”。企業(yè)為高新技術(shù)企業(yè),說明該企業(yè)的技術(shù)類員工占比較多,當(dāng)實施核心員工股權(quán)激勵時,激勵對象中研發(fā)人員占比會更多,財務(wù)、銷售、生產(chǎn)等人員可能相對更少。會有更多的技術(shù)類員工參與團隊合作和互相監(jiān)督[11,17],各種技術(shù)類員工在創(chuàng)新活動中可形成優(yōu)勢互補、整合效應(yīng)。

六、在哪些區(qū)域的企業(yè)實施核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的提升更強

樣本分組方法與分析高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)的差異性一致,由表3、表4可知,在創(chuàng)新意識濃、行業(yè)市場競爭度弱、市場化指數(shù)高的組,核心解釋變量D的系數(shù)相對更大。

省份創(chuàng)新意識強度采用該省已上市的高新技術(shù)企業(yè)個數(shù)占全省上市企業(yè)數(shù)量的比例來衡量,本文同時考慮了高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)存在有效期的特點。省份創(chuàng)新意識越淡,創(chuàng)新氛圍也就越淡,屬于該省的公司中積極開展創(chuàng)新活動的占比少,公司的創(chuàng)新行為會模仿周圍的公司,即創(chuàng)新意識不濃、更不會積極開展創(chuàng)新,所以雖然公司實施核心員工股權(quán)激勵,但對創(chuàng)新產(chǎn)出的提升作用也相對有限。

赫芬達爾-赫希曼指數(shù)(hhi)越大,行業(yè)市場競爭度越弱,該行業(yè)產(chǎn)品競爭越不激烈,所以所處行業(yè)市場競爭度越低的企業(yè)往往創(chuàng)新產(chǎn)出相對較低,此時核心員工股權(quán)激勵提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出還有比較大的空間,即對創(chuàng)新效率的提高作用更大。

市場化水平指數(shù)包括政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度等五項。市場化指數(shù)越大,意味著政府干預(yù)企業(yè)經(jīng)營活動的程度越低、要素質(zhì)量提高且流動更暢通、知識產(chǎn)權(quán)保護力度加強、產(chǎn)品市場制度完善、產(chǎn)品競爭激烈,這些都會激發(fā)公司創(chuàng)新的積極性,也為股權(quán)激勵積極作用的發(fā)揮提供了很好的外部環(huán)境。因此,所處省份的市場化指數(shù)越高,公司核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用也越高。

七、何種授予對象范圍下核心員工股權(quán)激勵才能提高創(chuàng)新產(chǎn)出

根據(jù)門檻檢驗結(jié)果可知,核心員工人數(shù)的只有單一門檻檢驗通過了1%水平下的顯著性檢驗,其對應(yīng)的門檻取值為4人。核心員工人數(shù)占比的單一和二重及三重門檻檢驗結(jié)果都通過了1%水平下的顯著性檢驗,其對應(yīng)的門檻取值分別為00011、00022和01870本文把核心員工人數(shù)或核心員工占比同時作為核心解釋變量和門檻變量進行門檻回歸,發(fā)現(xiàn)門檻效應(yīng)不顯著。。

由表5列(1)可知,只有在第2個區(qū)間核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響才顯著為正,說明只有核心人員人數(shù)大于一重門檻取值4人時,核心員工股權(quán)激勵才能提高創(chuàng)新產(chǎn)出。由列(2)可知,只有在前3個區(qū)間核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響才顯著為正,說明只有核心人員人數(shù)占比小于三重門檻取值01870時,核心員工股權(quán)激勵才能提高創(chuàng)新產(chǎn)出。

八、機制分析

根據(jù)前文假設(shè)H的論述,核心員工股權(quán)激勵對公司創(chuàng)新投入的影響不明顯,但能提高創(chuàng)新效率,能增加公司員工的穩(wěn)定性、提高公司研發(fā)人員占比、提高公司碩士及以上人員占比、降低非高管層面的代理成本,進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出。

(一)源自創(chuàng)新效率方面的機制

1核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的影響

因中國高新技術(shù)企業(yè)的認定條件之一是研發(fā)費用占營業(yè)收入比要達到一定水平,同時參考以往大部分文獻的做法,本文采用當(dāng)期、未來一期研發(fā)投入金額占營業(yè)收入比來衡量創(chuàng)新投入(rdsr)與創(chuàng)新產(chǎn)出相比,創(chuàng)新投入的滯后性相對更短,所以只取了當(dāng)期、未來一期的創(chuàng)新投入。。參考陳德球等(2021)[21]的做法,采用當(dāng)期、未來一期、未來兩期上市公司及子公司發(fā)明專利申請數(shù)與研發(fā)投入金額自然對數(shù)的比值來衡量創(chuàng)新效率(inv45rd),同時參考Bradley?et?al(2017)[24]的做法,也采用當(dāng)期、未來一期、未來兩期發(fā)明專利申請數(shù)與不包括管理層的員工人數(shù)的比值來衡量創(chuàng)新效率(inv45num)。

被解釋變量為創(chuàng)新投入時,控制變量為向量X。被解釋變量為創(chuàng)新效率時,控制變量為向量Y(與前文設(shè)置一致)。由表6可知,核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新投入的影響不明顯,但能提高創(chuàng)新效率。

李春濤和宋敏(2010)[25]研究發(fā)現(xiàn)高管股權(quán)激勵能提高企業(yè)創(chuàng)新投入,在控制變量中沒有加入創(chuàng)新投入時,高管股權(quán)激勵也能促進創(chuàng)新產(chǎn)出。然而,姜英兵和于雅萍(2017)[2]?在控制變量中加入了創(chuàng)新投入時,高管股權(quán)激勵并不能促進創(chuàng)新產(chǎn)出。馬莉莉等(2020)[6]研究發(fā)現(xiàn)高管股權(quán)激勵強度與創(chuàng)新效率關(guān)系不顯著。說明高管股權(quán)激勵并不是通過提高創(chuàng)新效率而主要是通過增加創(chuàng)新投入來促進創(chuàng)新產(chǎn)出的。

2激勵前創(chuàng)新效率的平行趨勢檢驗與動態(tài)作用分析

如圖2所示,實驗組和控制組公司的創(chuàng)新效率在實施核心員工股權(quán)激勵的前2年保持了平行趨勢,實施1—5年后2組創(chuàng)新效率的差距整體逐年增大,即對創(chuàng)新效率的提升作用逐年增強。因創(chuàng)新產(chǎn)出受到創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的影響外,還會受到眾多其他因素的影響,所以實驗組和控制組公司創(chuàng)新產(chǎn)出差距、創(chuàng)新效率差距的演變存在差異。

(二)源自員工、非高管層面的代理成本方面的機制

參考Bentley?et?al(2013)[26]的做法,采用過去5年公司員工人數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量員工穩(wěn)定性(standa)。研發(fā)人員占比(rdpr)為公司研發(fā)人員占公司員工總?cè)藬?shù)的比重,碩士及以上人員占比(postrate)為公司碩士及以上人員數(shù)占員工總?cè)藬?shù)的比重。利用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量公司總體的代理成本(agency1)。參考周冬華等(2019)[9]的做法,利用管理費用占營業(yè)收入的比重來衡量公司高管方面的代理成本(agency2)。也采用管理費用與銷售費用之和再除以上年度營業(yè)收入的比值來衡量代理成本(agency3)。

由表7可知,實施核心員工股權(quán)激勵后,提高了員工穩(wěn)定性、研發(fā)人員占比、碩士及以上人員占比。實施核心員工股權(quán)激勵后,公司能提高總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(agency1),但對涉及管理費用的代理成本(agency2、agency3)的影響不顯著??傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的改變不僅僅是由高管行為導(dǎo)致的,更多的是由技術(shù)、生產(chǎn)、銷售等人員的行為共同導(dǎo)致的。核心員工由核心技術(shù)、核心生產(chǎn)、核心銷售等人員組成,實施核心員工股權(quán)激勵后,降低了代理成本,提升了代理效率,提高了公司的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。管理費用主要是公司行政管理部門為組織和管理生產(chǎn)經(jīng)營而發(fā)生的各類費用,主要衡量的是高管方面的代理成本,所以實施核心員工股權(quán)激勵對包含管理費用的代理成本的影響不顯著。

九、結(jié)論與啟示

本文利用中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù),考察了核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新的影響,得到如下結(jié)論:(1)核心員工股權(quán)激勵能提高創(chuàng)新產(chǎn)出,其對創(chuàng)新產(chǎn)出的提高作用主要體現(xiàn)在鎖定期結(jié)束后的第1年和首次行權(quán)期或解鎖期結(jié)束后的第1年。根據(jù)穩(wěn)健性分析可知,其提高創(chuàng)新產(chǎn)出主要體現(xiàn)為提高了創(chuàng)新質(zhì)量(發(fā)明專利申請),而不是提高了創(chuàng)新數(shù)量(三類專利申請數(shù))。(2)當(dāng)公司為高新技術(shù)企業(yè)、所處省份的創(chuàng)新意識強度越濃、所處行業(yè)的行業(yè)市場競爭度越弱、所處省份的市場化指數(shù)越高,公司核心員工股權(quán)激勵對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越強。(3)核心員工人數(shù)大于4人,同時核心員工人數(shù)占總職工人數(shù)比小于01870時,核心員工股權(quán)激勵才能提高創(chuàng)新產(chǎn)出。(4)核心員工股權(quán)激勵對公司創(chuàng)新投入的影響不顯著,但會提高創(chuàng)新效率、增加公司員工的穩(wěn)定性、提高公司研發(fā)人員占比、提高公司碩士及以上人員占比、降低非高管層面的代理成本,進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出。其對創(chuàng)新效率的提高作用整體上逐年增強。

根據(jù)以上研究結(jié)論,得到如下啟示:

第一,自創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實施至今近10年,在前期通過政府補助、退稅、稅收優(yōu)惠、研發(fā)費用加計扣除等政策為企業(yè)爭取了更多創(chuàng)新資源,這些主要表現(xiàn)為政府促進企業(yè)創(chuàng)新投入的行為。然而,中國創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略必須逐漸降低對增加創(chuàng)新投入路徑的依賴,應(yīng)積極尋求能提高創(chuàng)新效率進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出的發(fā)展路徑。同時,要求企業(yè)在提高創(chuàng)新產(chǎn)出時,不應(yīng)滿足于創(chuàng)新數(shù)量的提升,更應(yīng)該追求創(chuàng)新質(zhì)量方面的提升。本文的研究結(jié)論說明核心員工股權(quán)激勵就是一種滿足新時代要求的創(chuàng)新激勵手段。值得說明的是,雖然高管股權(quán)激勵并不是通過提高創(chuàng)新效率而主要是通過增加創(chuàng)新投入來促進創(chuàng)新產(chǎn)出的,但也不能否定高管股權(quán)的激勵作用。只有保證一定的創(chuàng)新投入,再基于更高發(fā)展階段要求的提高創(chuàng)新效率,創(chuàng)新產(chǎn)出才能增長更快。核心員工股權(quán)激勵是高管股權(quán)激勵的拓展,是一種有益補充。

第二,尖端人才流失海外、高層人才聚集沿海、優(yōu)秀人才跳槽易主現(xiàn)象屢見不鮮,留住人才、吸引人才是發(fā)展主體面臨的首要問題,本文研究結(jié)論說明核心員工股權(quán)激勵是留住人才、吸引人才的有效政策之一。

第三,各地方政府應(yīng)積極推動當(dāng)?shù)仄髽I(yè)成為高新技術(shù)企業(yè),發(fā)揮這類企業(yè)的示范引領(lǐng)作用,為充分發(fā)揮各種激勵手段的作用營造良好的外部環(huán)境。公司所處行業(yè)的行業(yè)市場競爭度越弱,外部競爭環(huán)境倒逼公司提高創(chuàng)新的動力就越弱,此時應(yīng)居安思危,充分利用核心員工股權(quán)激勵能更有力地提升創(chuàng)新的時機,積極實施核心員工股權(quán)激勵。建議政府應(yīng)該提高區(qū)域市場化水平指數(shù),為核心員工股權(quán)激勵發(fā)揮更大的作用提供良好的市場環(huán)境。如完善知識產(chǎn)權(quán)保護制度,設(shè)立專利申請幫扶機構(gòu)、設(shè)立集中一站式專利申請受理機構(gòu)、規(guī)定每個工作環(huán)節(jié)的最長辦理時限等。應(yīng)進一步減少對市場的干預(yù),充分發(fā)揮市場在資源優(yōu)化配置時的作用,爭做企業(yè)的“助推器”而不是“絆腳石”,優(yōu)化營商環(huán)境,發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟和數(shù)字服務(wù),引進區(qū)塊鏈技術(shù),擴大智能服務(wù)范圍,提高服務(wù)效率和質(zhì)量。

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Core?Employee?Equity?Incentive?to?Improve?Innovation?Output:?From?Innovation

Input?or?Innovation?Efficiency

LIU?Zhangfa1,2

(1.?School?of?Economics?and?Trade(Water?Economics?and?Management?Research?Center),?Nanchang

Institute?of?Technology,?Nanchang?330099,?China;?2.School?of?Accounting,?Jiangxi?University?of

Finance?and?Economics,Nanchang?330013,?China)

Abstract:??Innovation?is?the?key?factor?for?enterprises?to?gain?competitive?advantage,?and?core?employees?are?the?main?participants?in?enterprise?innovation?activities.?Based?on?the?data?of?Shanghai?and?Shenzhen?A-share?listed?companies,?this?paper?investigates?the?impact?of?core?employee?equity?incentive?on?innovation?by?using?the?difference-difference?model?after?year-by-year?propensity?score?matching.?The?results?show?that:?Core?employee?equity?incentive?can?improve?innovation?output,?and?its?effect?on?innovation?output?is?mainly?reflected?in?the?improvement?of?innovation?quality?rather?than?the?improvement?of?innovation?quantity.?When?the?company?is?a?high-tech?enterprise,?the?stronger?the?innovation?consciousness?of?the?province,?the?weaker?the?market?competition?degree?of?the?industry,?and?the?higher?the?marketization?index?of?the?province,?the?stronger?the?role?of?core?employee?equity?incentive?on?the?improvement?of?innovation?output.?Only?when?the?target?range?of?core?employee?equity?incentive?is?appropriate,?can?core?employee?equity?incentive?improve?innovation?output.?Core?employee?equity?incentive?can?improve?innovation?efficiency,?increase?the?stability?of?employees,?increase?the?proportion?of?R&D?personnel,?increase?the?proportion?of?personnel?with?masters?degree?or?above,?reduce?the?agency?cost?at?the?non-executive?level,?and?thus?improve?innovation?output.

Key?words:core?employee;?equity?incentive;?innovation?input;?innovation?efficiency;?innovation?output

(責(zé)任編輯:趙春江)

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