高管股權激勵與企業雙元創新投資：影響與機制

王新紅 曹帆

【摘要】創新是企業核心競爭的重要來源。 從雙元創新視角， 以2014 ～ 2019年A股上市公司為樣本， 檢驗高管股權激勵對企業雙元創新投資的影響效應和作用機制。 研究發現： 從影響效應來看， 實施股權激勵能夠提升企業的雙元創新投資水平。 但股權激勵強度對雙元創新投資的影響效應存在差異， 隨著股權激勵強度的增加， 股權激勵與探索式投資呈現顯著的倒U型關系， 而與利用式創新投資呈現正向線性關系。 從作用機制來看， 股權激勵是通過風險承擔效應、“金手銬”效應兩個可能的渠道影響企業的探索式創新投資； 股權激勵能夠通過“金手銬”效應影響企業的利用式創新投資， 但股權激勵的風險承擔效應對利用式投資的中介作用不顯著。

【關鍵詞】股權激勵；雙元創新；風險承擔；高管團隊穩定性

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

一、引言

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

當前， 學者們多從公司治理層面探討股權激勵對企業創新的影響。 譚洪濤等[3] 認為， 股權激勵能夠發揮治理效應， 提高企業創新能力。 陳效東等[4] 指出， 股權激勵制度存在“福利效應”， 并未在創新活動中發揮激勵效應。 也有學者認為股權激勵與創新并非是簡單的線性關系， 可能存在更為復雜的“N”甚至“W”型關系[5] 。

隨著研究的不斷深入， 雙元創新理論的提出為創新領域提供了新的研究方向， 學者們逐漸將研究視角從創新整體觀轉向雙元創新， 并從融資約束、管理者特征、管理層激勵等角度， 對雙元創新展開探討。 根據雙元創新理論， 企業的創新活動可以分為探索式創新與利用式創新， 且二者在風險狀況、預期收益、利益導向等方面均存在差異[6] ?。 唐清泉和肖海蓮[7] 認為， 探索式創新投資的現金流敏感性要大于常規式創新投資的現金流敏感性。 Victor Cui等[8] 探討了薪酬差距對雙元創新的影響， 發現在研發人員年齡差異較小的企業中， 橫向薪酬差距與探索式創新呈負相關關系， 在研發人員年齡差異較大的企業中， 橫向薪酬差距與探索式創新的負相關關系并不顯著。 王春燕等[9] 發現， 貨幣薪酬激勵對利用式創新投資具有顯著的促進作用， 股權激勵與探索式創新投資之間有更加明顯的倒U型關系。

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

二、理論分析與研究假設

本文將結合利益趨同假說和壕溝效應假說， 首先探討股權激勵對企業雙元創新投資的影響效應。 其次， 從風險承擔效應和“金手銬”效應兩個視角出發， 探討股權激勵對雙元創新投資的影響機理。 從風險承擔效應來看， 股權激勵作為典型的長期激勵工具， 能夠促使高管與企業共享利潤、共擔風險， 影響企業的風險承擔水平， 并最終影響企業雙元創新投資水平。 從“金手銬”效應來看， 股權激勵存在激勵期限制約， 高管人員如果期望得到股權激勵收益， 就必須在等待期內留在企業。 可見， 股權激勵會吸引高管留在企業發展， 進而對高管團隊穩定性產生影響。 高管團隊穩定性的改變可能會影響創新決策效率， 進而對雙元創新投資產生影響。

（一）股權激勵與雙元創新投資

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

根據雙元創新理論， 探索式創新和利用式創新在風險狀況、預期收益等方面存在差異。 因此， 股權激勵對兩種創新投資的激勵效果可能也存在差異。 探索式創新強調脫離原有技術路徑， 利用新知識和新技術， 挖掘新需求、設計新產品、開辟新市場， 具有高風險性和高不確定性[10] 。 結合股權激勵研究領域中的利益趨同假說和壕溝效應假說， 股權激勵與探索式創新投入之間可能存在一種倒U型關系。 當給予高管股權激勵時， 高管便擁有了與企業長期績效相關的股權收益， 為了實現這部分未來收益， 其有動機開展對企業長遠發展有利的創新活動， 提升探索性創新投資水平， 此時利益趨同效應發揮作用。 但當股權激勵強度超出一定范圍之后， 高管會在繼續增加對探索式創新投入與利用當前的控制權及信息優勢獲取私有收益之間權衡， 相對于不確定性較大的研發收益而言， 高管更傾向于后者所帶來的私有收益[11] 。 從風險規避角度來看， 當股權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， 在考慮到探索式創新活動的高風險性和高失敗成本后， 其風險規避傾向會增強， 從而減少對探索式創新活動的投入。 因此， 本文認為隨著股權激勵強度的加大， 股權激勵與探索式創新投資呈現先增長后下降的非線性趨勢。

與探索式創新相比， 利用式創新是以企業既有知識、技術和流程為基礎， 對現有的產品或服務進行創新或升級。 利用式創新可以快速完成產品的更新換代， 實現企業當前經濟效益的提升[12] 。 隨著股權激勵強度的增加， 管理者對于企業中短期績效的重視程度隨之增加， 為了快速實現這部分收益， 其也會投入部分資源用于風險較低的利用式創新活動。 當激勵條件相同時， 高管為實現與企業長期績效掛鉤的股權收益， 會加大對探索式創新的投入， 但當股權激勵強度增加到一定程度時， 其風險規避傾向會增強， 從而減少對探索式創新活動的投入。 但為了繼續實現與企業長期績效掛鉤的股權收益， 且緩解探索式創新投資的高風險， 管理者會繼續投入部分資源用于風險較低的利用式創新活動。 基于以上分析， 提出以下研究假設：

H1： 與未實施股權激勵上市公司相比， 實施股權激勵能夠提升企業雙元創新投資水平。

H2： 隨著股權激勵強度的增加， 股權激勵與探索式創新投資呈現倒U型關系。

H3： 隨著股權激勵強度的增加， 股權激勵與利用式創新投資呈現正向線性關系。

（二）股權激勵、風險承擔與雙元創新

股權激勵會影響高管的風險偏好和決策動機， 最終影響企業風險承擔水平。 較高的風險承擔水平說明企業愿意開展較高風險的投資活動[13] 。 高管作為創新活動的決策者和推動者， 掌握著風險性創新項目的投資決定權。 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險投資項目持規避態度， 從而不利于企業開展更高風險的投資活動。 股權激勵作為緩解利益沖突的激勵工具， 能夠使高管與企業共享利潤、共擔風險， 激勵高管承擔風險， 進而影響企業對風險性投資項目的選擇， 促進公司承擔風險。 信號傳遞理論認為， 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資源的信號， 這種聲譽效應會對高管自利行為產生監督作用， 激勵高管承擔風險并做出有利于企業長期發展的風險性投資決策， 促進企業風險承擔水平提升。 但是， 隨著股權激勵強度的加大， 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， 從而會加劇其風險規避傾向， 降低企業風險承擔水平[14] 。 當股權激勵強度較大時， 壕溝效應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風險承擔水平。 基于上述觀點， 本文認為隨著股權激勵強度的加大， 股權激勵與風險承擔呈現倒U型關系。

企業的風險承擔水平是影響企業創新投資的重要因素。 企業風險承擔水平的提升， 表明企業會加大對高風險、高回報創新活動的投入[15] 。 即較高的風險承擔水平能夠促使企業將資源投入創新活動， 提升企業創新投資水平。 考慮到兩種創新活動的風險性特征， 探索式創新相比于利用式創新風險高、回報高， 企業若想獲得高額回報， 就必須承擔探索式創新投資項目所伴隨的高風險。 因此， 本文認為， 適度的股權激勵強度能夠提升企業風險承擔水平， 促使企業加大探索式創新投入。 但當股權激勵強度超過一定范圍后， 壕溝效應及風險規避效應會降低企業風險承擔水平， 進而減少企業的探索式創新投入。 對于利用式創新活動而言， 股權激勵的風險承擔效應對利用式創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， 相比于探索式創新投資， 利用式創新是對現有產品進行改進升級， 相比而言表現出低風險、低收益的特征。 由此可知， 其對企業風險承擔水平的要求并不高， 導致風險承擔在股權激勵與利用式創新中的中介傳導作用并不明顯。 第二， 企業的創新資源有限， 股權激勵發揮的風險承擔效應可能會使高管投入更多資源用于對企業長遠發展有益且風險較高的探索式創新投資活動， 而對風險較低的利用式創新活動投入則不足。 基于此， 提出以下假設：

H4： 風險承擔在股權激勵與探索式創新投資的倒U型關系中發揮中介作用。 即股權激勵通過倒U型曲線效應影響風險承擔， 進而影響探索式創新投資， 促成股權激勵與探索式創新的倒U型關系。

H5： 風險承擔在股權激勵與利用式創新投資間的中介效應不顯著。

（三）股權激勵、高管團隊穩定性與雙元創新

股權激勵有利于高管團隊的穩定性。 首先， 股權激勵通過授予高管不確定的股票收益權， 將高管的個人利益與企業的長遠利益“捆綁”起來， 為了得到這部分激勵收益， 其必須在等待期內留在企業。 因此， 股權激勵就像一副“金手銬”， 將有能力的激勵對象鎖定在激勵有效期內[16] 。 其次， 股權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； 如果在等待期內離職， 高管不僅無法獲得未來的股權收益， 還必須承擔其出資購買時付出的成本。 由此可見， 股權激勵會吸引高管留在公司發展， 降低高管成員更換頻率， 提升管理團隊的穩定性。

高管團隊的穩定性也是影響企業創新活動的關鍵因素。 根據理性經濟人假說， 在進行創新投資決策時， 高管通常會在付出的私人成本和獲得的私有收益之間權衡[17] ， 當預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。 企業進行探索式創新活動， 高管付出的私人成本包括花費較長的時間、承擔較高的風險等。 同時， 探索式創新活動能夠提升企業的長期績效， 使得高管獲得更高報酬、更好的聲譽。 當管理者預期進行探索式創新的私有收益高于私人成本時， 便會進行探索式創新投資。 在這個權衡的過程中， 高管團隊穩定性越強， 團隊成員之間處理業務的熟練度越高， 執行效率也會越高； 而較高的團隊凝聚力和執行力在一定程度上會降低高管進行探索式創新活動時付出的私人成本， 提高創新決策效率。 此外， 高管團隊的穩定性越強， 高管越能夠合理預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新活動持有一致的行動態度， 激發開展探索式創新活動的動力。 相反， 如果高管團隊缺乏穩定性， 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期收益的信心， 進而缺乏開展創新活動的動力。 因此， 無論是探索式創新活動還是利用式創新活動， 實施股權激勵均有利于提高團隊的穩定性， 進而增強高管進行創新投資活動的動力。 基于此， 提出以下假設：

H6： 高管團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資之間發揮部分中介作用。

H7： 高管團隊穩定性在股權激勵與利用式創新投資之間發揮部分中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

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

（二）變量選取與定義

1. 解釋變量。 參考相關文獻， 采用以下兩種方法度量股權激勵： 一是設置虛擬變量， 若企業實施股權激勵， 取值為1， 否則為0[3] ； 二是以股權激勵方案中授予高管股權數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新投資， 將開發階段投資視作利用式創新投資， 并將二者均除以總資產以消除公司規模的影響。

3. 中介變量。

（1）風險承擔。 參考余明桂等[19] 的做法， 采用盈利波動性即經行業調整后的公司凈資產收益率的標準差作為度量風險承擔的指標。 首先， 將每個公司ROA（息稅前利潤/期末總資產）減去同年同行業ROA均值得到調整后的ROA（AdjROA）， 經調整的ROA能減少經濟周期性和行業異質性對企業風險承擔的影響。 其次， 計算經行業調整后凈資產收益率（AdjROA）每三年的滾動標準差， 得到風險承擔指標Risk。 其中EBIT為息稅前利潤， Aesset為總資產， X代表同年度同行業公司數量， m為行業內第m家企業， i代表企業， t代表觀測年度， T為觀測窗口期。

AdjROAit=[EBITitAessetit-1Xm=1XEBITmtAessetmt]

Riski，t=

（2）團隊穩定性。 借鑒Crutchley等[20] 的研究， 使用平穩性指數（SI）度量高管團隊穩定性， 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年年末內高管團隊穩定性， 即第t年的高管團隊穩定性， SI取值范圍為［0，1］， 越接近1， 說明高管團隊的穩定性越強； 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； #（St-1/St）表示t-1年年末到t年年末的高管離職人數； #（St/St-1）表示t-1年年末到t年年末的高管入職人數。

4. 控制變量。 參考相關文獻及依據上市公司的實際情況設置控制變量， 具體如表1所示。

（三）模型建立

為檢驗股權激勵與雙元創新投資的關系， 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）

為檢驗風險承擔在股權激勵與探索式創新投資間的中介效應， 構建模型（3a）和模型（3b）： 由于研究變量間的特殊關系， 即需要驗證“股權激勵通過倒U型曲線效應影響風險承擔， 進而影響探索式創新投資， 促成股權激勵與探索式創新投資的倒U型關系”， 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] 開發的調節路徑分析方法， 檢驗變量之間的非線性關系以及解釋變量與被解釋變量之間中介效應的實現路徑。 本文認為股權激勵會通過風險承擔影響探索式創新投資， 而風險承擔的中介過程會受到股權激勵強度的影響。 因此， 在本文的中介模型中解釋變量為股權激勵， 調節變量也為股權激勵。 其中H為被解釋變量探索式創新， W為解釋變量股權激勵， M為中介變量風險承擔， Z為調節變量。 本文中Z與W為同一變量， WZ為股權激勵的二次項， 也是模型中的交互項， MZ為風險承擔和股權激勵的交互項。 也就是說， 模型（3a）用來檢驗風險承擔在股權激勵與探索式創新倒U型關系中的中介作用； 模型（3b）用來檢驗解釋變量（股權激勵）與中介變量（風險承擔）間受“調節變量”（股權激勵）的“調節效應”， 實際上是用來檢驗股權激勵與風險承擔的非線性關系。

H=θ0+θ1W+θ2M+θ3Z+θ4WZ+θ5MZ+ε

模型（3a）

M=γ0+γ1W+γ2Z+γ3WZ+ε 模型（3b）

為檢驗團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資間的中介效應， 以及風險承擔、團隊穩定性在股權激勵與利用式創新投資間的中介效應， 參考溫忠麟和葉寶娟[23] 的中介效應研究方法， 并分別構建中介模型（4a） ～ 模型（6c）。 模型（4a） ～ 模型（4c）檢驗風險承擔在股權激勵與利用式創新投資間的中介作用， 模型（5a） ～ 模型（5c）檢驗團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資間的中介作用， 模型（6a） ～ 模型（6c）檢驗團隊穩定性在股權激勵與利用式創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代表是否實施股權激勵， Explor代表探索式創新投資， Exploi代表利用式創新投資， Equity為股權激勵， Risk為風險承擔， SI為團對穩定性， Control為控制變量， ε為殘差項。

（四）基于PSM樣本匹配

鑒于實施股權激勵和未實施股權激勵的企業間可能存在一定的差異， 本文采用傾向性評分匹配方法進行檢驗， 以消除公司的異質性對本研究產生的影響。 具體做法如下： 首先， 進行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并通過平衡性檢驗。 經檢驗， PSM模型滿足共同支撐假設， 且通過了平衡性檢驗。 最后， 根據匹配后的樣本計算平均處理效應（ATT）。 結果顯示， 匹配前和匹配后， 激勵組企業的雙元創新投資水平都顯著高于控制組企業， 但匹配后激勵組和控制組在探索式創新投資水平上的差異更為明顯。 限于篇幅， 檢驗結果未予列示。

綜上所述， 為緩解股權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）進行樣本匹配。 經過上述匹配， 有效控制了影響雙元創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）描述性統計

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

（二）回歸結果分析

1. 高管股權激勵與企業雙元創新投資。

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

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

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

2. 風險承擔的中介作用。

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

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

3. 團隊穩定性的中介作用。

（1）團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資間的中介作用檢驗。 由于股權激勵與探索式創新投資存在倒U型關系， 因此， 參照學者潘峰[24] 分區間研究的做法， 采用中介效應識別過程， 驗證團隊穩定性在股權激勵和探索式創新投資間的中介作用。 根據股權激勵與探索式創新投資倒U型拐點（2.8%）分為兩組， 進行分區間檢驗， 檢驗結果如表5所示。

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

當股權激勵強度大于2.8%時， 模型（5a）的結果顯示， 股權激勵與探索式創新在10%的水平上顯著負相關（c=-0.202， P<0.1）， 由此進行第二步檢驗； 模型（5b）的結果顯示， 股權激勵有利于團隊穩定性的提升（a=1.752， P<0.1）； 模型（5c）的結果顯示， 團隊穩定性的中介效應顯著（b=0.013， P<0.1）， 股權激勵與探索式創新投資的回歸系數c'也顯著（c'=-0.225， P<0.1）。 根據溫忠麟中介效應檢驗步驟， 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， 如果異號， 屬于遮掩效應。 根據上述結果可知， a×b（1.752×0.013）和c'（-0.225）符合異號， 表明團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資之間發揮了遮掩效應， 遮掩效應比例為 10.12%（|a×b/c'|）， 遮掩效應強調了團隊穩定性緩解股權激勵對探索式創新投資直接負效應的重要性。

綜上所述， 當股權激勵強度較低時， 團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資間發揮部分中介作用。 當股權激勵強度較高時， 團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資間發揮遮掩效應， 團隊穩定性的遮掩效應抑制了股權激勵對探索式創新投資的負向影響。 總體來說， 股權激勵能夠發揮出“金手銬”效應， 提升高管團隊穩定性， 進而有利于探索式創新投資水平的提升， H6得到驗證。

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

（三）穩健性檢驗

由于已經運用PSM進行了內生性檢驗， 因此本文再次進行如下穩健性檢驗， 以保證回歸結果的可靠性： ①替換被解釋變量， 用營業收入代替總資產重新計算探索式創新投資和利用式創新投資， 再次進行檢驗。 ②替換中介變量（風險承擔）的度量， 用每個公司樣本期間最大的與最小的行業調整ROA的差額度量風險承擔， 重新代入模型中檢驗風險承擔的中介作用。 上述檢驗結果與前文一致， 表明實證結果穩健。 限于篇幅， 不再列示顯示相應結果。

五、結論與建議

（一）結論

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， 從雙元性創新視角出發， 檢驗高管股權激勵對企業雙元創新投資的影響效應和作用機制， 研究結果表明：

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

2. 作用機制方面。 第一， 股權激勵是通過風險承擔效應、“金手銬”效應兩個可能的渠道影響企業的探索式創新投資。 股權激勵通過倒U型曲線效應影響了風險承擔， 進而影響了探索式創新投資， 促成了股權激勵與探索式創新投資之間的倒U型關系。 此外， 團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資間起到了部分中介作用。 當股權激勵強度較低時， 團隊穩定性在股權激勵與探索式創新投資間發揮部分中介作用。 當股權激勵強度較高時， 團隊穩定性的遮掩效應抑制了股權激勵對探索式創新投資的負向影響。 總體來說， 股權激勵能夠發揮出“金手銬”效應， 有利于探索式創新投資水平的提升。 第二， 股權激勵能夠通過“金手銬”效應影響企業的利用式創新投資， 但股權激勵的風險承擔效應對利用式創新投資的中介作用不顯著。

（二）啟示

1. 上市公司應積極實施股權激勵計劃， 改善公司治理水平。 只有這樣， 才能達到提高企業雙元創新投資的目的。 此外， 為提高企業的探索式創新投資水平， 上市公司需要對高管進行適度的股權激勵， 使之盡量接近股權最優激勵強度（2.8%）， 以發揮股權激勵在企業探索式創新中的長期持續激勵效應。

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

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

4. 股權激勵計劃制訂應結合創新戰略需求。 根據創新特征不同， 區分探索性創新投資和利用式創新投資分別考量， 恰當選擇股權激勵政策， 以發揮股權激勵在企業雙元創新投資中的激勵效應。 同時， 也要認識到股權激勵的風險承擔效應對于企業利用式創新投資的作用較弱， 避免盲目利用股權激勵政策而導致企業治理成本的增加。

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