國有企業科技人員股權激勵效應的影響研究

楊水利，魏書妍，王春嬉，張娜玲

（西安理工大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710048）

國有企業科技人員股權激勵效應的影響研究

楊水利，魏書妍，王春嬉，張娜玲

（西安理工大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710048）

科技人員是企業技術創新和產品創新的主力軍，是我國企業進入工業4.0時代的主要力量。文章以競爭型國有企業的科技人員為研究對象，以科技人員實施股權激勵為基礎，對國有企業、高層管理者、科技人員自身及非持股員工的激勵效應的影響進行實證分析。研究表明，國有企業科技人員股權激勵有助于提高企業的技術創新，有助于提高科技人員的滿意度、忠誠度和努力意愿，但不利于提高高層管理者的努力意愿，對高層管理者的忠誠度以及非持股員工的努力意愿和忠誠度均沒有顯著的影響。

股權激勵效應；科技人員；國有企業

一、引言

我國企業已進入工業4.0時代，企業的競爭也日益轉向為技術創新和產品創新的競爭，國有企業作為國民經濟發展的主導力量，是科技創新與產業技術創新的引領者。隨著國有企業由制造型向技術型轉變，吸收和培養核心人才成為企業具備獨立的自主創新能力，掌握關鍵技術的關鍵。而掌握核心技術的科技人員是企業技術創新和產品創新的主力軍，企業要吸引和留住科技人才，需要制定有相對競爭力的激勵制度。目前，國有企業對科技人員的激勵方式除按勞分配外，在科技成果轉化產生經濟效益后，多采用科技成果利潤分成和成果知識產權收益提成的方式對科技人員的科技成果收益進行獎勵。實際是對科技人員的短期激勵，缺乏對科技人員技術創新和產品創新的長期激勵制度。而股權激勵是讓渡部分股權給企業的科技人員，是對科技人員的長期激勵方式。

自2005年我國企業開始實行股權激勵改革試點，是實施企業自主創新、科技成果轉化及激發科技人員創新力的重要舉措。2016年1月，在《國有科技型企業股權和分紅激勵暫行辦法》中提到應建立國有科技型企業自主創新和科技成果轉化的激勵分配機制，調動技術和管理人員的積極性和創造性，推動高新技術產業化和科技成果轉化。對科技人員實施股權激勵，可以將企業的創新與收益聯系在一起，使得科技人員有更多的機會以知識創造財富。那么，如何維持國有企業的持續創新和核心競爭能力，如何促進國有企業的技術創新、產品創新和服務創新，及如何保證國有資產的保值增值，已成為企業及地方經濟發展的關鍵。

基于此，以競爭型國有企業的科技人員為研究對象，探討國有企業科技人員股權激勵效應的影響問題，分析國有企業對科技人員實施股權激勵，對企業、高層管理者、科技人員自身以及非持股員工產生的激勵效應，以提高國有資本的運營效率，加快國有企業經濟發展的步伐，這對加快建設創新型國家具有重要的理論意義和實踐意義。

二、理論分析及研究假設

（一）科技人員實施股權激勵對科技人員效應的研究假設

科技人員作為國有企業技術創新的中堅力量，通過對科技人員實施股權激勵，提升科技人員的滿意度、忠誠度和努力意愿，激發其工作的積極性和創新能動性，提升企業績效。如國外學者Oyer等（2000）認為對員工實施股權激勵，能有效激勵員工，留住企業核心技術人才[1]。Brandes和Heisler（2003）調查發現，股權激勵計劃從20世紀90年代起表現出所授予激勵對象的范圍愈加廣泛的特征，尤其在高科技行業中，以至于對核心技術人員和中層管理者等骨干員工實施股權激勵已逐漸形成一種共識[2]。吳君（2010）認為對科技人員實施股權激勵，將科技人員自身的利益和企業的效益聯系在一起，提高科技人員忠誠度，充分調動科技人員的積極性和創造性，進而增強企業核心競爭力[3]。趙黎明等（2012）通過分析股權分配的滿意度，認為創投和孵化器所持股份與其努力程度呈正相關關系[4]。故提出研究假設為：

H1a：股權激勵有助于提高科技人員的滿意度

H1b：股權激勵有助于提高科技人員的忠誠度

H1c：股權激勵有助于提高科技人員的努力意愿

（二）科技人員實施股權激勵對企業效應的研究假設

國有企業對科技人員實施股權激勵，有效地將科技人員的研發活動、未來預期的個人利益和企業的效益緊密地聯系在一起，為企業創造更多的創新成果。如國外學者John等（2001）認為企業對特定員工實施股權激勵可以吸引和留住人才，提升其工作的積極性，進而提升企業業績[5]。周明建等（2006）認為滿意度對工作績效影響較大，忠誠度對工作績效影響較小，對員工的行為影響較大[6]。付曉東（2007）認為區域因素的差異會形成性質各異、層次不同、各具特色的薪酬激勵模式[7]?？捎ⅲ?013）認為在民營企業中員工忠誠度與組織績效呈正相關，且在企業的組織承諾和組織績效的關系中起中介作用[8]。故提出研究假設為：

H2a：科技人員股權激勵有助于提高企業技術創新

H2b：滿意度在科技人員股權激勵和企業技術創新的關系中具有中介作用

H2c：忠誠度在科技人員股權激勵和企業技術創新的關系中具有中介作用

H2d：努力意愿在科技人員股權激勵和企業技術創新的關系中具有中介作用

H2e：區域因素在科技人員股權激勵和企業技術創新的關系中起調節作用

H2f：行業因素在科技人員股權激勵和企業技術創新的關系中起調節作用

（三）科技人員實施股權激勵對高層管理者效應的研究假設

我國頒布的相關股權激勵政策規定的股權激勵對象多數是掌握企業管理要素或技術要素的高層管理者和科技人員，明確規定股票授予總數不得超過企業股本總額的10%。因此，在企業授予股權數量一定的情況下，對科技人員實施股權激勵，相應地對高層管理者授予的股權數量會隨之減少，使得高層管理者有種“利益被侵占”的感覺，工作積極性降低，對企業利潤產生影響。朱國軍（2013）對我國153家創業板上市公司進行實證研究，發現持股比例對創新績效存在顯著抑制作用[9]。因此，合理分配國有企業科技人員與高層管理者的股權數量，通過衡量股權激勵對科技人員與高層管理者的利益影響程度的大小決定其自身的行為，做出有利于企業整體利益與股東利益的決策，實現股權激勵制度的有效運行，使其為企業業績的上升而不斷努力，充分調動其工作的創造性、積極性與主動性。

基于以上分析，提出的研究假設為：

H3a：科技人員股權激勵不利于提高高層管理者的忠誠度

H3b：科技人員股權激勵不利于提高高層管理者的努力意愿

（四）科技人員實施股權激勵對非持股員工效應的研究假設

目前由于我國相關法律市場不健全，使得有些企業利用員工持股制度進行籌資活動，很難起到對高層管理者和科技人員等核心人才激勵的作用，因此，國家在2005年以前不提倡采用員工持股計劃。作為非持股員工，雖然未獲得股權激勵帶來的收益，但隨著企業技術創新水平的提升，企業經濟效益也會得到提高，非持股員工同樣可以從中獲益，所以對科技人員實施股權激勵間接地提高了非持股員工的工作積極性。故提出研究假設為：

H4a：科技人員股權激勵有助于提高非持股員工的忠誠度

H4b：科技人員股權激勵有助于提高非持股員工的努力意愿

由上述假設可得區域因素、行政因素作為調節變量的概念模型如圖1所示。

圖1 調節變量概念模型

由上述假設可得科技人員滿意度、忠誠度、努力意愿作為中介變量的概念模型如圖2所示。

圖2 中介變量概念模型

三、研究設計

（一）變量的定義與測量

研究的自變量主要包括科技人員持股的絕對水平和相對水平，因變量從科技人員實施股權激勵后對科技人員、企業、高層管理者、非持股員工的效應分析，主要包括科技創新、忠誠度、滿意度[10-11]、努力意愿[12]等因素，控制變量主要包括區域因素和行業因素。

通過上述的理論分析，提出將技術創新作為衡量科技人員實施股權激勵對于企業激勵效應的變量，將科技人員的忠誠度、滿意度、努力意愿作為科技人員自身激勵效應的變量，將高層管理者的忠誠度和努力意愿作為科技人員股權激勵對高層管理者效應的度量變量，將非持股員工的忠誠度和努力意愿作為科技人員股權激勵對非持股員工效應的度量變量。由于研究目的和研究類型的不同，變量的測量題項如表1所示。

表1 變量的測量題項

（二）樣本選取與數據來源

因研究中科技人員實施股權激勵對企業、科技人員自身、高層管理者、非持股員工的激勵效應的數據需要通過調查問卷來獲取，所以必須首先利用小樣本對問卷各題型進行凈化修正，然后通過正式問卷的調查獲得的結果才是最終有效的研究數據。由于數據獲得的及時性，研究的小樣本調研對象主要是西安及其周邊地區的國有企業高層管理者及科技人員，問卷當場填寫并收回，共發放100份，剔除無效問卷，最后回收有效問卷87份，有效率為87%。

選取2005—2016年4月間國泰安數據庫中我國實施、公布股權激勵方案的上市公司，除去公布實施股權激勵已經退市、剔除業績過差的ST和PT企業及年報被注冊會計師出具的帶強調事項段的保留意見、拒絕表示意見、否定意見等審計意見的上市公司，篩選得出公告、實施對核心技術人員的股權激勵方案的企業共有876家，其中國有控股企業僅58家。從實施股權激勵企業行業分布來看，實施、公布技術人員股權激勵方案的企業分布在56個行業中。因此，研究大樣本選取我國對科技人員實施股權激勵的58家國有控股的上市企業。問卷主要采用電子發放和紙質發放兩種方式對企業的科技人員、高層管理者、非持股員工進行調查。每家企業選擇6～15名參加問卷調查，兩種方式共發放問卷700份，剔除不合格問卷，獲得有效問卷493份，其中，科技人員回收297份，高層管理者回收119份，非持股員工回收77份。

（三）信度與效度分析

通過對小樣本數據采用Cronbach's Alpha系數法及SPSS19.0統計分析軟件進行一致性程度檢驗及信度分析，分析結果顯示各變量的Cronbach's Alpha值均大于0.8，說明各變量具有較高的一致性，不需要刪除其相關測量題項。采用KOM檢驗，各潛變量的KOM檢驗值在0.718與0.817之間，均大于0.6，表明各潛變量的測量指標之間存在著較強的相關性。Bartlett球形度檢驗值都小于0.001，也表明各潛變量的測量變量之間構成的相關系數矩陣與單位零矩陣之間有明顯的差異，說明其構成的調查問卷具有良好的結構效度。

運用SPSS19.0對大樣本進行信度分析，結果顯示滿意度、忠誠度、努力意愿、技術創新的信度分別為 0.793、0.809、0.844、0.724，表明量表的總體信度較好。運用AMOS19.0對滿意度、忠誠度、努力意愿、技術創新的信度進行驗證性因子分析，結果顯示各變量之間相互作用關系的擬合指標均在理想值區間，表明擬合程度較好，并且各變量之間的標準化路徑系數均較大，所有路徑在0.001水平下顯著，說明模型的內在質量良好，具有良好的收斂效度。此樣本數據較理想，可以進行實證檢驗。

四、實證研究

（一）獨立樣本T檢驗

高層管理者和科技人員作為國有企業的核心人才，對其實施股權激勵都會影響到國有企業的技術創新水平，且高層管理者是否實施股權激勵本身對高層管理者自身、科技人員和非持股員工的努力意愿和忠誠度也可能存在影響，因此，為了清楚鑒別科技人員股權激勵對高層管理者、科技人員自身和非持股員工的努力意愿和忠誠度是否有影響，將上述總體樣本按照企業對高層管理者是否實施股權激勵的前提下，對科技人員是否實施股權激勵分為以下四種情況。

情況1：在高層管理者實施股權激勵的情況下，對科技人員未實施股權激勵

情況2：在高層管理者實施股權激勵的情況下，對科技人員實施股權激勵

情況3：在高層管理者未實施股權激勵的情況下，對科技人員未實施股權激勵

情況4：在高層管理者未實施股權激勵的情況下，對科技人員實施股權激勵

鑒于國有企業的實際情況，一般對高層管理者沒有實施股權激勵的企業也不會對科技人員實施股權激勵，因此，為了排除高層管理者股權激勵對科技人員股權激勵效應的影響，選取在高層管理者實施股權激勵的情況下，對科技人員實施股權激勵與未對科技人員實施股權激勵的國有企業進行對比，分析科技人員股權激勵的效應。以高層管理者實施股權激勵的國有企業為樣本，分析在高層管理者實施股權激勵的情況下，科技人員實施股權激勵后對國有企業技術創新的影響，對科技人員自身的努力意愿、滿意度和忠誠度的影響，對國有企業高層管理者和非持股員工的努力意愿和忠誠度的影響。

1.科技人員的獨立樣本T檢驗。對于國有企業的科技人員，按照是否對科技人員實施股權激勵將樣本分為兩組，第一組對科技人員實施股權激勵，第二組對科技人員沒有實施股權激勵，比較兩組企業中科技人員的滿意度、忠誠度、努力意愿，得出t＜0.05，拒絕原假設，說明科技人員實施股權激勵有助于提高其滿意度、忠誠度、努力意愿，即假設H1均得到證實。

2.企業的獨立樣本T檢驗。對于國有企業的技術創新，按照是否對科技人員實施股權激勵將樣本分為兩組，第一組對科技人員實施股權激勵的國有企業，第二組對科技人員沒有實施股權激勵的國有企業，比較兩組企業的技術創新，得出t＜0.05，拒絕原假設，說明科技人員實施股權激勵有助于提高企業技術創新，即假設H2均得到證實。

3.高層管理者的獨立樣本T檢驗。對于國有企業的高層管理者，按照是否對科技人員實施股權激勵將樣本分為兩組，第一組對科技人員實施股權激勵的國有企業，第二組對科技人員沒有實施股權激勵的國有企業，比較兩組企業中高層管理者的忠誠度和努力意愿，得出忠誠度的t＞0.05，接受原假設，說明科技人員實施股權激勵對高層管理者的忠誠度無顯著影響，即假設H3a未獲得證實；得出努力意愿的t值＜0.05，拒絕原假設，說明科技人員股權激勵不利于提高高層管理者的努力意愿，即假設H3b得到證實。

4.非持股員工的獨立樣本T檢驗。對于國有企業的非持股員工，按照是否對科技人員實施股權激勵將樣本分為兩組，第一組對科技人員實施股權激勵的國有企業，第二組對科技人員沒有實施股權激勵的國有企業，比較兩組企業中非持股員工的忠誠度和努力意愿，得出t＞0.05，接受原假設，說明科技人員實施股權激勵對非持股員工的忠誠度和努力意愿均無顯著影響，即假設H4均未得到證實。

（二）調節效應的檢驗

從上述分析可知，科技人員股權激勵有助于提高科技人員的滿意度、忠誠度、努力意愿和企業技術創新，為研究科技人員股權激勵對科技人員和企業技術創新的影響，以股權激勵作為自變量，以企業技術創新作為因變量，以行業因素和區域因素為調節變量，運用分組回歸分析的方法對科技人員股權激勵與企業技術創新進行調節效應的驗證。

1.區域因素對科技人員股權激勵與企業技術創新的調節效應分析。按照我國不同區域的經濟情況劃分為東部、中部和西部三個地區，通過分析可知，西部地區的回歸方程解釋了因變量20.2%的方差變異，其標準化系數為0.481；中部地區的回歸方程解釋了因變量21.7%的方差變異，其標準化系數為0.490；東部地區的回歸方程解釋了因變量32.5%的方差變異，其標準化系數為0.575。這三個地區回歸方程的顯著性水平P＜0.01，說明區域因素對科技人員股權激勵與企業技術創新具有顯著的調節效應。

2.行業因素對科技人員股權激勵與企業技術創新的調節效應研究。根據調查問卷收集的數據，主要考慮制造業、信息技術業、房地產業、批發零售業、建筑業、金融業、餐飲住宿業等，通過分析可知，制造業的標準化系數為0.395，信息技術業的標準化系數為0.693，房地產業組的標準化系數為0.614，且這三類行業的回歸方程的顯著性水平P＜0.01，這說明行業因素對這三類行業具有顯著的調節效應；批發零售業的標準化系數為0.412，建筑業的標準化系數為0.585，金融業的標準化系數0.406，餐飲住宿業的標準化系數為0.659，但是這四類行業的回歸方程的顯著性水平P＞0.01，這說明行業因素對這四類行業不具有顯著的調節效應。由此可知，行業因素對科技人員股權激勵與企業技術創新不具有顯著的調節效應。

（三）中介效應的檢驗

采用AMOS19.0對科技人員努力意愿、忠誠度、滿意度在股權激勵與企業技術創新中起到的作用，建立完全中介模型和部分中介模型，得出兩個模型的擬合指標及各自的指標值如表2所示。

表2 兩個模型的適配度檢驗

由表2可知，部分中介模型的擬合度指標優于完全中介模型的擬合度指標，因此，通過兩個模型的顯著性及擬合指標選擇部分中介模型，即認為股權激勵部分通過科技人員的滿意度、忠誠度和努力意愿影響企業的技術創新。

（四）結構方程模型分析

通過上述分析構建初始的結構方程模型，并根據實際收集到的數據對其進行擬合，擬合時要求數據沒有缺失值，否則擬合程序不進行，對原始數據中出現的缺失值，采用最常用的均值代替法，即用該題項的均值取代缺失值，初次數據擬合后的初始結構方程模型的路徑檢驗結果如表3所示，其擬合指數如表4所示。

由表3和表4可知，在結構模型中達到顯著的路徑有4條，分別為滿意度←股權激勵、忠誠度←股權激勵、努力意愿←股權激勵、技術創新←股權激勵。在整體適配度的統計量中，部分指標達到擬合標準，但 P、RMR、AGFI、NFI、RFI等值未達到擬合的要求，這說明擬合指標不是很理想，需要進一步修正。采用增刪路徑的方法，首先對初始模型中最不顯著的路徑技術創新←忠誠度刪除，同時增加殘差與潛變量之間以及新的顯著殘差之間的相關路徑；然后根據修正指標MI指數對模型進行擬合，當參數的修正指標較大時，在不違反SEM基本假定，且與理論模型假定不矛盾的基礎上，對路徑進行刪除或者釋放變量之間的關系。如此反復對原有模型進行修正，使得各項評價指標均達到較好的狀態，最終得到修正后的結構方程模型，但由于連線較多，導致直觀上模型圖不易辨認，所以對其進行簡化，則修正后的結構方程模型的路徑檢驗結果如表5所示，其擬合指數如表6所示。

表3 初始結構方程模型的路徑檢驗結果

表4 初始結構方程模型的擬合指數

表5 修正后的結構方程模型的路徑檢驗結果

表6 修正后的結構方程模型的擬合指數

由表5和表6可知，修正后的結構方程模型有5條路徑達到顯著水平，各指標均達到模型適配標準，由此說明修正后的結構模型和樣本數據可以適配，假設模型可以接受。根據表4的最終模型檢驗結果，得出各潛在變量之間的路徑關系如表7所示。

當路徑對應的顯著性 p＜0.05，C.R.＞1.96 時，說明該路徑顯著，對應的假設關系得到證實，反之則路徑不顯著，對應的假設關系未得到證實。由表7可知，采用驗證性因子分析、獨立樣本T檢驗、分組回歸分析和結構方程模型對提出的假設進行驗證，通過系列分析，有7個假設獲得證實，6個假設未得到證實。假設驗證結果如表8所示。

表7 結構方程模型中潛在變量之間的路徑關系

表8 假設驗證結果匯總

故假設關系概括如圖3所示。

圖3 關系概括圖

五、研究結論

通過實證分析結果可以得出，國有企業科技人員股權激勵有助于提高企業的技術創新，且股權激勵對技術創新的影響同時具有直接效果及間接效果，即科技人員股權激勵對科技人員的努力意愿產生影響，進而通過努力意愿影響企業的技術創新，而區域因素在科技人員股權激勵和企業技術創新的關系中起調節作用，但由于不同地區經濟發展水平的差異，東部地區相比較中西部地區來說，東部地區的企業對科技人員實施股權激勵對企業技術創新的影響更明顯?？萍既藛T股權激勵有助于提高其滿意度、忠誠度和努力意愿，但不利于提高高層管理者的努力意愿，對高層管理者的忠誠度以及非持股員工的努力意愿和忠誠度均沒有顯著的影響，這說明企業對科技人員實施股權激勵后，讓高層管理者有“利益被侵占”的感覺，導致其努力意愿降低，但隨著企業技術創新水平的提高，企業的整體效益提升，從而使得高層管理者和非持股員工也從中獲益，因而出現高層管理者和非持股員工忠誠度沒有明顯的影響。因此，企業對科技人員實施股權激勵時，應根據企業的性質及發展階段確定是否有必要實施股權激勵，權衡企業內部高層管理者、科技人員及非持股員工的關系，提高企業核心人員的滿意度、忠誠度和努力意愿，進而提升企業的業績，增強企業績效。

當然，本文探索和分析國有企業科技人員股權激勵的效應時取得了一定的成果，但由于我國實施股權激勵的起步較晚，對科技人員實施股權激勵的企業較少，樣本數量有限，難以實現對不同行業、不同區域企業的深入分析，雖投入大量的時間與精力收集數據，最終獲得的數據也基本滿足研究的需要，但從嚴格意義上來講，還不是大樣本。為了獲得更加有說服力的研究成果，在后續的研究中需進一步擴大有效樣本的數量；且由于實施股權激勵的企業主要集中在陜西、江蘇、上海、北京、山東等地區，樣本的區域性較強，研究結果區域的普適性受到一定的限制。這也反映了我國實施股權激勵的企業分布不均，企業實施的股權激勵政策還需進一步完善。因此，設計合理的股權激勵方案，建立有效的監督約束機制是進一步研究的重點問題。

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F276.1；F272.92

A

1004-2768（2017）11-0001-07

2017-08-31

國家社會科學基金項目（13XGL004）；國家社會科學基金項目（17BGL007）；陜西省社科基金項目（2016R017）；西安市科技局軟科學研究項目（2016039SF/RK02）

楊水利（1963-），男，陜西禮泉人，西安理工大學經濟與管理學院教授、博士生導師，研究方向：公司治理與激勵機制；魏書妍（1993-），女，陜西西安人，西安理工大學經濟與管理學院碩士研究生，研究方向：公司治理與激勵機制；王春嬉（1986-），女，山東淄博人，西安理工大學經濟與管理學院博士研究生，研究方向：公司治理與激勵機制；張娜玲（1988-），女，陜西咸陽人，西安理工大學經濟與管理學院碩士研究生，研究方向：公司治理與激勵機制。

C 校對：T）