股權激勵、研發投入與創新績效
——基于A 股上市公司的經驗證據

李依諾，劉 慧

（浙江理工大學 經濟管理學院，浙江 杭州 310018）

一、引言

如何提升企業的創新能力，進而提高公司的主要競爭力是研究者們長期以來探究的問題，也有越來越多的研究證明了創新能力的不斷強化對企業的可持續性發展至關重要，對國家經濟長期增長的前景意義也十分重大。十四五規劃中明確了創新發展在我國現代化建設中的核心地位，社會經濟的整體發展依靠的是企業對創新活動的高度重視。此外，投入成本高、見效周期長，并且無法有效轉化成創新成果的風險較大，以上都是造成企業不能積極進行創新活動的原因，并且隨著研發投入的增加，若能形成創新成果，將會給股東帶來豐厚的收益，若不能有效轉化，則風險大多由管理層承擔。而股權激勵起源于20 世紀50 年代的美國，20 世紀末開始在我國流行，作為一種能緩解委托代理問題并且能改善企業績效的長期激勵政策，與研發活動的特點相契合，那么，創新績效是否會受到股權激勵和研發投入變化的影響？股權激勵又能否在研發投入與創新績效間起到正向調節作用？

因此，本文分析了股權激勵、研發投入對創新績效的影響，并且引入交乘項，對股權激勵起到的調節作用進行了驗證，為健全企業治理結構、增強創新發展力提供借鑒意義。

二、文獻梳理與研究假設

（一）股權激勵與創新績效

現有的研究主要有三個方面的結論：一是股權激勵有助于提高企業的創新績效。這部分研究者認為作為企業的實際經營者，管理層能決定實施何種經營戰略，因而對創新績效起到很大的影響。由于代理成本的存在，會使管理者更注重企業的短期利益，導致在一定程度上忽視了回報周期較長的創新能力的提升。出于此，實施股權激勵計劃有利于提高管理層的主人翁意識，將其與企業的發展相捆綁，通過給予企業管理層一定的股份，使管理層在參與企業決策的同時分享企業的利潤，也承擔相應的風險，因此管理者會為了降低風險，獲得更高的利潤而注重企業的創新活動。Aboody 等（2009）[1]發現管理層股權激勵會產生很強的激勵效果，對提高企業的創新績效有明顯的效果。黃園和陳昆玉（2012）[2]分析了2006—2010 年四年間上市公司的數據得出：在實行股權激勵的企業中專利授權數量明顯增加，且實施股權激勵的程度越高，創新能力就越強。劉暢（2018）[3]發現對管理層實施一定的股權激勵能夠達到促進創新績效提升的目的，鄧九生和羅奕雯（2020）[4]也得出同樣的結論。二是實施股權激勵并沒有對創新績效產生顯著影響。Tien 和Chen（2012）[5]發現實施長期股權激勵或者是短期薪酬激勵，都無法提高企業的創新能力，兩者之間不存在顯著的相關關系。同樣的，吳文華和姚麗華（2014）[6]在研究對企業高管實施股權激勵能否提高創新績效后，表示企業創新績效的提升與是否實施股權激勵無關。三是有較少研究者認為股權激勵對創新績效會產生負向影響。杜劍等（2012）[7]研究發現企業的創新績效隨著高管股權激勵的實施反而呈下降趨勢，并提出適當分散股權有利于創新水平的提高。通過上述分析，提出假設1：

假設1：在其他條件相同的情況下，股權激勵與創新績效呈正相關關系。

（二）研發投入與創新績效

研發投入是提高企業自主創新能力的關鍵，通過更多的創新產出達到提高創新績效、獲得創新利潤的最終目標。目前對于兩者關系的研究中，大部分表明存在正相關關系。并且研究者們衡量創新績效時多選用與專利數據有關的指標，因為企業產出多少專利技術，是能最直接反映投入有效性和創新水平的方式。Vancauteren（2016）[8]對食品加工行業研究發現，在研發投入水平提高的情況下，專利產出數量也會越來越高，進而獲得較高的創新績效。王素蓮（2018）[9]得出增加研發投入對提高企業創新水平有積極的作用，同時會促進創新成果的產出，增強企業的競爭優勢。除此之外，也有少部分的研究不支持上述結論，余志良和張平（2009）[10]研究發現，由于高管持股比例相對較少，而且能收到較為豐厚的薪酬激勵，導致股權激勵的作用效果不能被有效地發揮出來。張潔（2018）[11]研究了創業板三百多家企業，結果表明研發投入與創新績效之間有相互影響關系，但影響呈倒U 型，也就是說當研發投入超過一定值之后，會抑制企業的創新績效。通過上述分析，提出假設2：

假設2：在其他條件相同的情況下，研發投入與創新績效呈正相關關系。

（三）股權激勵、研發投入與創新績效

國內外學者進行了大量的研究后，大體上形成了兩個方向的結果。首先是大多認為這三者間具有正相關關系，Chen 和Huang（2006）[12]認為股權激勵能影響管理層的行為和積極性，更關注企業的創新情況，使投入的研發資金能得到更有效的利用，從而產出更高的創新績效。晁勝林和尹宗成（2020）[13]提出對于能力較高的管理者來說，首先出于代理理論，他們會減少非效率投資來保證自身的穩定收益，其次他們往往有更高的敏銳度和對外部市場的關注度，更希望展示出企業正向充足的現金流，所以會謹慎對待研發活動，傾向于周期短、收益少但穩定的投資項目來保證投資質量，再次他們對資金控制和使用的能力本身就較強，認為不需要更多的投入就已經可以帶來一定的創收，這些方面在一定程度上都影響了創新績效，即抑制了研發投入與創新績效之間的正相關關系，而股權激勵正好對這種情況有調節作用，會有效減少這種抑制作用。其次也有一些研究者認為三者之間呈現非線性相關關系：徐寧（2013）[14]對高科技上市公司2007 年起四年間的數據進行了研究，發現高管股權激勵雖能促進創新投入，對技術創新起到調節作用，但影響呈倒U 型關系，研究指出若要提高創新績效，應該進行適度的股權激勵。梁啟寧（2016）[15]的研究結果表明在研發投入與創新績效之間，股權激勵并未按照預想的結果起到中介作用。通過上述分析，提出假設3：

假設3：在其他條件相同的情況下，股權激勵對研發投入與創新績效的關系具有正向調節作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文將2016—2020 年五年間的A 股上市公司作為研究樣本，并進行了如下篩選：（1）剔除ST 以及年份期間內數據缺失或存在異常的企業樣本；（2）為消除異常值的影響，對相關變量進行了上下1%的縮尾處理，以此保證實證結果的有效性。

通過篩選共得到有效觀測值2 059 個，本文的相關數據收集自國泰安（CSMAR）數據庫，后續的處理利用Stata 13.0 和Excel 完成。

（二）變量定義

1.因變量：創新績效（INNO）。對創新績效主要用專利的申請數或授權數來解釋，例如李佳霖（2018）[16]、喬森和曾恒芳（2019）[17]，也有一些學者研究采用無形資產比率等指標來反映企業的創新績效。本文使用專利申請數+1 的自然對數來解釋創新績效。

2.自變量：研發投入（RD）。在各個研究中多使用研發支出與營業收入或與平均總資產的比值這兩種類型來衡量研發投入。考慮到消除企業規模的影響，文中選用的是研發支出與平均總資產的比值。

3.調節變量：股權激勵（INC）。根據以往的研究，本文以股權激勵為調節變量，驗證其是否在研發投入與創新績效之間產生了中介作用。文中選用高管持股數與總股數的比值來解釋此變量。

4.控制變量：參考趙息和林德林（2019）[18]、魏文君和向函（2021）[19]的做法，本文相關變量設置如表1 所示。

表1 相關變量

（三）模型構建

以模型（1）所示的多元回歸方程來研究股權激勵對創新績效的影響：

其中β1作為股權激勵（INC）的回歸系數，在控制其他因素的影響下，若β1顯著大于0 時，則表明股權激勵計劃的實施會對企業創新績效產生正向的影響，以此驗證假設1。

構建多元回歸方程來研究研發投入對創新績效的影響，如模型（2）所示：

若要驗證假設2，即增加研發投入能有效促進創新績效，則研發投入的回歸系數β1應為正數且有顯著性。

為了驗證假設3 中股權激勵起到的調節作用，引入INC×RD 作為交乘項，構建模型（3）：

此模型以創新績效（INNO）為因變量對股權激勵與研發投入同時進行回歸，我們需要重點關注INC×RD 的回歸系數β3，當β3顯著大于0 時，即表明股權激勵可以調節研發投入與創新績效間的正相關關系。

四、實證分析

（一）描述性統計

描述性統計結果如表2 所示：

表2 描述性統計表

就創新績效而言，企業專利申請數的平均值是3.393，標準差為1.141，最小值是1.099，最大值是6.378，專利申請情況差異較為明顯，這表明不同企業之間的創新績效成果參差，較多地受到其他因素的影響。研發投入的平均值和標準差分別是0.115和0.157，最小值和最大值分別是0.001 2 和0.313，最大值和最小值差距較大，反映出所研究的企業中研發投入仍然存在差異，大部分企業對創新活動的重視程度還有提高的空間。表2 中股權激勵的各項數據顯示，樣本企業中股權激勵的實施力度仍有待加強，在實施了股權激勵的企業中，部分企業的股權激勵水平遠低于均值水平。

（二）相關性統計

變量間的相關性分析如表3 所示：

表3 相關性分析

表3 中結果表明股權激勵（INC）與創新績效（INNO）間具有顯著的正相關關系（相關系數為0.081，且在1%的水平上顯著）。研發投入（RD）與創新績效（INNO）同樣在1%的水平上顯著正相關，相關系數為0.176。假設1 和假設2 都得到了初步驗證，并且從表3 中可以看出各相關系數的數值都較低，這表明變量之間的共線性不明顯，可以進行回歸檢驗。

（三）回歸分析

運用Stata 對各變量進行回歸分析的結果如表4 所示：

表4 回歸分析結果

1.在模型（1）中，股權激勵與創新績效在1%的水平上呈顯著正相關關系（α=1.455，p＜0.01），轉化出更高的創新績效需要有效的創新決策作為基礎，而高管能否做出有利于創新活動的決策這一行為，可以依靠實施合理的股權激勵來完成。假設1 得到驗證：股權激勵與創新績效呈正相關關系。

2.在模型（2）的回歸結果中，研發投入對創新績效的回歸系數為正，且在1%的水平上顯著（α=6.908，p＜0.01），不討論股權激勵的影響，創新更活躍的企業，往往也是因為更注重研發投入的重要性，并會因此獲得大量的創新產出。假設2 得到驗證：研發投入與創新績效呈正相關關系。

3.在模型（3）的回歸結果中，交乘項INC×RD 對創新績效的回歸系數明顯大于交乘項中單個變量對創新績效影響的回歸系數，且在1%的水平上顯著（α=14.599，p＜0.01），這說明若企業實施了合理的股權激勵，增加研發投入對創新績效的提升效果也會隨之變得更加明顯。這是由于管理層有了能分得企業利潤的權利，就會對研發投入的利用路徑和方式起到更好的監督作用。假設3 得到驗證：股權激勵對研發投入與創新績效的關系具有正向調節作用。

（四）穩健性檢驗

為了提高上述研究結論的準確度、進一步降低實證模型的偏差，本文使用替換關鍵變量法來檢驗原有模型的穩健性，將專利申請數加1 取自然對數替換成無形資產的增長率（INT），作為替代指標來衡量企業的創新績效。替換后對原有模型進行回歸分析，結果如表5 所示。

表5 穩健性檢驗結果

在模型（1）和模型（2）中股權激勵（INC）和研發投入（RD）兩個變量對無形資產增長率（INT）的回歸結果都顯著為正，驗證了企業無論是實施股權激勵還是增加研發方面的投入都可以提高創新績效，結果具有穩健性；在模型（3）中，引入的交乘項INC×RD 對無形資產增長率（INT）的影響為正向且顯著，進一步驗證了股權激勵的正向調節作用。

綜上所述，3 個假設的成立均能得到進一步的驗證，對比前后回歸的結果，可以看出進行穩健性檢驗之后研究結論未出現較大差異，因此可以證明本文所得出的結論具有一定的穩健性。

五、結論與建議

本文研究了2016—2020 年A 股上市公司的有關數據，假設并分別驗證了股權激勵和研發投入對提高創新績效的積極作用以及股權激勵作為調節變量會產生的影響。

由結果可知：（1）股權激勵會正向影響企業的創新績效，這兩個變量是正相關的線性關系，股權激勵作為一項時間跨度較長的激勵計劃，合理地制定并實施能將高管與企業所有者之間的利益有效結合，緩解了委托代理矛盾，使管理者能夠長期有效地為公司服務。（2）研發投入的增加也會正向影響企業的創新績效，研發投入充足的情況下，企業通過更活躍的創新活動轉化出更多的專利等無形資產，其具有巨大的商業價值，是創新績效的主要體現。（3）股權激勵作為調節變量，可以有效影響研發投入與創新績效之間的正向關系，實施股權激勵且隨著激勵水平的提高，可以提高企業研發投入的利用效率，進而對創新績效的提升產生積極的作用。

若想增加在市場中的核心競爭力，企業對自主創新水平重視程度的提高是非常有必要的。根據委托代理矛盾等問題，企業所有者應該將股權激勵的實施合理化，使管理者更注重長期的收益，積極促成管理者與企業的發展目標相一致，做出適宜企業長期向好發展的決策，以此獲得更高的創新績效，最大化地實現企業收益，發揮企業的價值。