管理防御視角下國企高管股權激勵對企業技術創新的影響

陳雯杰 張昕穎 劉貴丹

（1重慶郵電大學經濟管理學院 重慶 400065 2四川農業大學風景園林學院 四川成都 611130）

一、引言

創新已成為我國經濟增長的重要驅動力。企業希望管理層能夠以“股東利潤最大化”為決策目標，然而，由于信息不對稱、利益沖突、目標函數不一致等原因，當企業管理層進行創新研發投入決策時，由于技術創新是一項投入高、風險高、收益不確定的活動[1]，管理層通常會出于自利動機而采取有損企業長期發展的短視行為。為了有效解決管理層和股東之間利益沖突所引發的問題，股東通常會采取一些激勵措施來鼓勵管理層進行技術創新。股權激勵就是一項有效的激勵措施。相較于國外，我國股權激勵機制的起步較晚，且尚不成熟。但近年來，股權激勵在我國迅速發展，截至2018年底，我國共有1 569家A股上市公司發布了股權激勵計劃，占上市公司總數的比例逐年提升。

管理防御和高管激勵對企業技術創新都會產生影響。本文以國有控股上市公司為例，從管理防御視角探討企業高管股權激勵與企業創新投入之間的關系，以期找到高管管理防御、高管股權激勵與企業創新三者之間相互聯系的經驗證據，有助于國有企業緩解委托代理問題并促進技術創新投入。

二、文獻綜述

（一）高管股權激勵與企業技術創新的關系研究

關于高管股權激勵對企業技術創新的影響，一些學者認為高管股權激勵對企業技術創新產生了激勵作用，提升了企業技術創新的績效，其中以Jensen和Meckling[2]的委托代理理論為代表性文獻。根據委托代理理論，股權激勵是平衡股東和管理層之間利益沖突的有效途徑，通過使代理人與委托人的利益一致來降低代理成本。翟勝寶[3]選取我國制造業上市公司為研究樣本，通過嚴格區分福利型和激勵型股權激勵，發現激勵型股權激勵對企業創新具有明顯的正向促進作用。陸國慶[4]采用傾向得分匹配方法、有效控制樣本選擇偏差后發現，實施了股權激勵的企業的技術創新水平得到了顯著提高。徐寧等[5]通過均值T檢驗與多元回歸分析等方法研究發現，對高管實行了股權激勵的中小企業，其自主研發投入水平、突破性創新與漸進性創新水平等均明顯高于其他中小企業。

另一些學者則認為，高管股權激勵對企業技術創新具有負向影響或者非線性影響。Morck[6]在壕塹效應和利益趨同兩種假設的基礎上，發現股權激勵對企業價值具有區間效應。Lee等[7]通過對小型科技公司的研究發現，高管的股票所有權與企業創新負相關，而高管的股票期權與企業創新正相關。朱德勝和李少臣[8]以2010—2017年我國全部制造業A股上市公司為樣本，采用面板數據回歸方法，從財務杠桿視角進行研究后發現，股權激勵與企業創新活動呈倒U型關系。王莉等[9]通過對2012—2017年我國A股高新技術類上市公司進行回歸分析后得出結論：股權激勵能夠提高企業的創新投入強度，且股票期權對創新投入強度的正向影響顯著高于限制性股票。

綜上所述，高管股權激勵對企業技術創新究竟產生了正向還是負向影響，學術界尚未形成一致結論。究其原因，本文認為有以下兩點：一是大多數研究直接運用R&D支出來衡量企業技術創新，使得創新收益具有不確定性，創新投入與創新產出并不是完全的正相關關系。其次，大多數研究忽略了所有者控制力不同導致的管理防御強度不同這一因素。本文選取國有控股上市公司作為研究樣本，使用研發支出與營業收入之比作為企業技術創新投入指標，來驗證高管股權激勵與企業技術創新之間的關系。

（二）高管管理防御研究概述

管理防御是指管理者在企業內外部控制機制下，選擇有利于維護自身職位并追求自身利益最大化的行為。在信息不對稱和契約不完善等情況下，當發生股東監督困難或是無法監督時，管理層有可能進行管理防御，對資本結構進行“尋租行為”[10]。

對于管理防御效應的證實可追溯到Morck[6]使用371家美國大型公司數據檢驗內部人股票所有權和公司績效（托賓Q）的關系，研究發現二者之間存在非線性關系，而整體呈倒“U”形關系，這與委托代理理論的觀點不一致，說明管理者處于管理防御狀態。Zaur等[11]認為在低技術企業，管理防御與技術創新之間存在負相關關系，而在高科技企業這種關系并不顯著。國內學者李莉[12]從行為動機入手，基于管理防御動機考察國企高管在企業自主創新活動中是否“作為”，結果發現在現行國企高管考核制度下，管理防御和技術創新投入越多，創新產出反而越低。吳建祥等[13]以2013—2017年我國A股上市公司為樣本，通過建立回歸模型發現，管理者持股比例越高，制衡度的特征變量發揮其制衡作用，管理者管理防御程度越弱。苗維勝[14]以2012—2015年我國創業板上市企業為研究樣本，發現管理者管理防御水平與企業研發投入存在負相關關系，管理者管理防御水平越高，企業研發投入越低。

綜上所述，國外學者對于管理防御的相關研究較為成熟，而國內關于管理防御的研究尚處于起步階段，而且由于國有控股上市公司的產權特殊性，相關研究仍存在較多空白。由于我國企業高管激勵機制尚不成熟，激勵力度還未達到出現轉折的區間。本文以國有控股上市公司為例，從管理防御的視角探討高管股權激勵對企業創新的影響，以及管理防御在其中的調節作用。

三、理論推導與研究假設

（一）高管股權激勵與企業技術創新的關系

企業技術創新能否成功的關鍵因素之一在于高管進行技術創新的動力，而高管的創新動力來源于其個人目標，這與治理層目標存在偏差。根據委托代理理論，企業管理者為了追求個人利益最大化可能會采取風險規避的態度，傾向于投資收益好、投資期短的項目，減少對技術創新的投入。然而，由于國有控股上市公司的特殊性，其對高管的任免和考核直接受到國家有關部門的影響，國企高管會更加嚴格地執行相關創新投入的要求。而且根據利益趨同效應假說，對國企高管進行股權激勵，使其與所有者之間的利益趨于一致，可以減少二者之間目標的偏差，從而使其在進行相關創新投入決策時將個人利益最大化和企業長期利益結合起來，而非僅為謀私利而減少技術創新投入或者進行過度的技術創新投入。本文認為，為保證國有經濟的控股地位，我國國有控股上市公司中經營者的持股數量遠低于非國有控股上市公司，國有企業現有的股權激勵力度尚未達到壕塹效應的區間，高管股權激勵可以促進企業技術創新投入。基于此，本文提出以下假設：

H1：在國有企業中，高管股權激勵與企業技術創新投入之間存在正相關關系。

（二）管理防御的調節作用

國內外學者對高管持股與代理成本之間的關系進行了廣泛研究。當高管持有一定比例的股份時，其與股東之間會出現“管理防御”和“利益趨同”兩種效應。當高管處于管理防御狀態時，股權激勵會使高管采取追求自身利益最大化而又不對其職位和薪酬產生影響的行為，這就使得高管在面對企業技術創新投入時具有排斥動機，從而削弱股權激勵對企業技術創新的促進作用。本文認為，因為國有資產管理部門作為國有企業唯一的代理人，其并非是企業風險的真正承擔者，也不是企業利益的直接受益者，形成了國有企業“所有者缺位”現象。而企業技術創新投入所固有的投資周期長且收益不確定的特征使得高管出于固守其職位的動機而傾向于減少企業技術創新投入，從而減少股權激勵對企業技術創新的正向影響。基于此，本文提出以下假設：

H2：在國有企業中，高管管理防御會削弱高管股權激勵對技術創新的促進作用。

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2013—2018年我國國有控股上市公司為樣本，其中技術創新投入、高管個人特征、公司治理、基本財務數據來自CSMAR數據庫。高管個人特征變量中，部分缺少的年齡數據手工搜集自高管個人簡歷文件。樣本經過以下篩選：剔除ST、SST、PT等被特殊處理的公司；剔除金融類上市公司；剔除數據異常的樣本。部分缺失數據從各上市公司年報手工收集。最終得到6 262個“公司-年份”觀測值（共661家公司），數據分析采用STATA 15.0軟件。

（二）變量設計

根據已有研究，本文的被解釋變量是技術創新投入，以研發支出占營業收入的比例來衡量，記作R_D。解釋變量是股權激勵和管理防御指數，其中管理防御指數采用高管性別、年齡、持股比例、董事長與總經理兼任情況、董事人數以及第一大股東持股比例等6個子指標構建。控制變量選取了公司規模、成長性、資產負債率、盈利能力等四個變量和年度虛擬變量。具體變量解釋定義如下頁表1所示，管理防御指數相關說明[15—16]如下頁表2所示。

管理防御指數計算公式為：

（三）模型構建

表1 主要變量定義與解釋

表2 管理防御指數構建說明

為驗證假設1，建立模型（1）：

為驗證假設2，建立模型（2）：

五、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表3所示。為了使結果更加準確，避免極端值的影響，本文在進行描述性統計之前對數據進行了1%—99%縮尾處理。由表3可知，技術創新投入R_D的最小值為0.01%，最大值為20.01%，中值為2.52%，可見不同樣本公司之間的技術創新投入差異較大。股權激勵EI整體上數值較小，最大值僅為0.03，并不存在顯著差異。管理防御指數MEI的最小值為0.17，最大值為1.00，而均值達到0.58，說明在國有控股公司中高管的管理防御整體偏強。控制變量方面，在變量研究期間，資產負債率Lev的均值約為50%，約一半的資金來源于外部債權人；盈利能力的均值和中值均約為3%，最小值約為-18%，最大值約為16%，說明各樣本公司之間的盈利能力差異較大。

（二）相關性分析

主要變量的Pearson相關性檢驗結果如表4所示。可以看出，自變量高管股權激勵EI與企業技術創新投入R_D在1%的水平上呈正相關；調節變量管理防御指數MEI與企業技術創新投入R_D在1%的水平上呈負相關；控制變量資產負債率Lev和公司規模Size與因變量企業技術創新投入R_D強度負相關，而成長性Grow與企業技術創新投入強度R_D呈正相關。雖然控制變量盈利能力Roe沒有通過顯著性檢驗，但在理論上其可能對企業技術創新投入R_D產生影響，因此將其保留在模型中。雖然部分變量之間存在相關性，但因為相關系數均低于0.5，由此可以初步判斷，變量之間的共線性程度不會對后續回歸分析產生影響。

（三）回歸分析

為了考察高管股權激勵對企業技術創新的影響，以及管理防御在其中的調節作用，在控制資產負債率、盈利能力、成長性和公司規模等企業特征變量的基礎上，本文對二者關系進行了OLS穩健性回歸分析，結果如上頁表5所示。為了使結果更加直觀準確，本文對數據進行了中心化處理。

表3 描述性統計

表4 相關性分析

表5 回歸結果

由上頁表5可知，高管股權激勵與企業技術創新的回歸系數為0.1526，且在1%的水平上顯著，這說明在大多數國有企業中，股權激勵在一定程度上促進了企業技術創新投入，對高管進行股權激勵可以在一定程度上維持管理者和所有者之間目標的一致性，降低高管短視和自利行為的可能性，支持了假設1；高管股權激勵和管理防御指數的交互項（z_EIMEI）與企業技術創新的回歸系數為-0.2895，且在1%的水平上顯著，可以認為管理防御在一定程度上抑制了高管股權激勵對企業技術創新投入的促進作用，支持了假設2。

（四）穩健性檢驗

為了保證研究結果的穩健性和提高研究結論的可靠性，本文分別通過改變被解釋變量企業研發投入的衡量指標，將企業研發投入的自然對數作為被解釋變量和增加控制變量監事會規模Bov進行兩次穩健性檢驗，檢驗結果表明股權激勵和管理防御指數的調節作用的系數仍為正，且均在1%的水平上顯著，假設1和假設2仍能得到支持。

六、結論和政策建議

本文以2012—2018年國有控股上市公司作為研究樣本，對高管股權激勵和企業技術創新投入之間的關系進行了研究，并從管理防御層面引入調節變量，討論了管理防御在高管股權激勵影響企業技術創新投入中的調節作用。通過實證研究，本文得到以下結論：（1）在國有企業中，高管股權激勵對企業技術創新投入在一定程度上具有促進作用，即對高管的股權激勵越強，企業技術創新投入越多。（2）在國有企業中，高管管理防御會抑制高管股權激勵對企業技術創新投入的促進作用，即高管管理防御越強，其抑制作用越強。

根據以上結論，本文提出以下政策建議：首先，我國國有企業應更加廣泛地將股權激勵納入高管激勵的制度中，這有利于企業技術創新，且符合企業追求長期可持續發展的目標。在制定股權激勵方案時，應注意符合股東與高管雙方的長期利益，從而降低由于委托代理問題中管理層和股東利益不一致而帶來的高管短視行為。其次，國家應加強對國有企業經營者的考核要求。在我國國有企業存在“所有者缺位”的情況下，為了避免高管進行管理防御，國家需要修改相關考核評判標準，改變國企高管對技術創新投入、產出等非考核因素不重視的現狀，使高管主動選擇符合企業長遠利益的技術創新投入，而不是為了做“業績”或是“政績”而被動選擇。最后，我國正處于構建核心技術優勢的成長期，較高的股權集中度能夠有效抑制高管管理防御，但大股東的高持股比例也容易導致管理層在進行相關決策時僅考慮大股東利益而忽視中小股東及其他利益相關者利益的情況，會給高管股權激勵帶來一定的負面影響，建議企業在制定股權激勵方案時應充分考慮相關因素造成的影響。