股權激勵、分析師關注與企業技術創新
——來自醫藥企業的經驗證據

王 松,汪 雯

(蘭州理工大學 經濟與管理學院,甘肅 蘭州 730050)

0 引言

國務院《關于進一步提高上市公司發展質量的意見》明確提出:“鼓勵上市公司招才引智。鼓勵上市公司實施股權激勵計劃和員工持股計劃,留住優秀人才。”股權激勵計劃以實現員工利益、股東利益與企業發展三者共贏為目標,是吸引人才、留住人才、使用人才的重要方式。合理完善的股權激勵機制能夠充分調動員工的積極主動性,從而促進企業創新,提升企業競爭力。企業創新在一定程度上依賴于資源的持續投入與使用效率的提升[1],其中人力資源的投入與使用尤為重要[2]。另外,隨著國家關于支持醫藥行業的創新政策不斷出臺,醫藥企業對創新型人才的需求量也逐漸增多,為獲得核心競爭力和高額收益,實現企業的可持續發展,企業勢必要采取措施招攬人才。根據國泰安數據庫統計,截至2023年3月,已有2 630家A股上市公司實施股權激勵計劃,其中有185家醫藥上市公司實施了股權激勵計劃。可見,目前實施股權激勵計劃的醫藥公司數量相對較少,以醫藥企業為樣本實施股權激勵與技術創新的研究也較少。股權激勵作為一種長期激勵手段,能夠向資本市場傳遞企業具有良好的發展前景等積極信號,但投資者依舊會通過專業性較強的分析師、研報等把握市場動態,更好地了解企業信息。其中,分析師會進行跟蹤、分析企業活動,評估企業價值,將有用信息反饋給外部信息使用者,因此在一定程度上對企業形成了監督與約束。由此可見,分析師關注對企業有重要的影響,然而其在股權激勵與企業技術創新之間的作用卻鮮有研究。

現有研究表明,自股權激勵管理辦法公布以來,關注并實行股權激勵計劃的企業數量與日俱增,究其原因是股權激勵能夠幫助企業緩解融資約束[3-4]、增加風險承擔水平[4-5]、降低代理成本[6-8]、提升企業績效、促進企業創新[9-11]。但股權激勵計劃的實施也不可避免的給企業帶來一些負面影響。例如,管理層因為激勵壓力增加短視行為[12],使其在股權激勵計劃實施后,將注意力集中于企業短期股價漲跌上,忽視長期戰略規劃[13],以至于減少對創新性項目的投入,使得企業創新能力被削弱。就醫藥企業而言,為響應國家科技創新發展戰略號召,實現產品多元化,企業時刻面臨技術創新壓力。但是,目前卻鮮有學者以醫藥企業為研究對象,從股權激勵視角探究技術創新行為,且大部分針對股權激勵對技術創新的研究都僅探討了股權激勵對企業內部的影響,缺少從分析師關注等外部視角解析兩者間關系的研究。因此,本文以2011-2021年我國A股醫藥類上市公司為樣本,探討股權激勵對醫藥企業技術創新的影響,并進一步揭示了分析師關注對股權激勵與醫藥企業技術創新關系的調節作用。

1 理論分析與研究假設

1.1 股權激勵與技術創新

創新活動具有長期性、階段性,管理者需要克服短視行為,進行長期的投入規劃。根據不完全契約理論,創新具有極大地風險性,一旦創新失敗,就會損害公司利益,乃至損害高管及員工的利益。為了規避風險,企業高管會因自利動機而不愿意承擔高風險活動[14],企業的創新能力及效率都將降低。通常情況下,企業員工的工作積極性不高,在工作中存在偷懶與“搭便車”等行為,不能有效發揮創造性思維[15],在參與創新活動時,更容易存在疏忽現象,導致企業整體創新效率不高。隨著我國企業開始實施股權激勵計劃,發現股權激勵政策與總股權激勵水平的提高均有利于提高企業的創新產出與創新效率[11]。委托代理理論認為,企業中存在著嚴重的信息不對稱情況,員工對行業核心技術的掌握情況對于股東而言并不透明,員工與股東間存在諸多利益沖突,導致管理層難以評估企業實際創新潛力。但股權激勵契約能在一定程度上將激勵對象的最終目標置于同一層級,使其利益趨同,由此代理問題得以緩解、利益壁壘得以突破,企業的創新效率得以提升。姜英兵等[16]也指出對企業核心員工實施股權激勵,企業創新產出的數量和質量都會得到提升。除此之外,股權激勵能夠增強企業高管風險承擔能力,減少管理層短視行為,讓企業在可接受范圍內積極開展有風險性的技術創新活動。另外,企業實施股權激勵計劃向外界傳遞出積極信號,有利于獲得外部融資支持,緩解資金壓力。企業在擁有足夠的資金后,在趨利主義作用下更能加大創新投資力度,使得企業創新能力進一步加強[4],從而形成良性循環,實現企業可持續發展。由此,本文提出如下假設:

H1:醫藥企業進行股權激勵能夠促進企業技術創新。

1.2 產權性質的影響

我國企業按照產權性質可分為國有企業和非國有企業。目前,國有企業雖基本建立了股權激勵機制,但激勵形式較為單一,效果也較為短暫。在國有企業中,員工除了完成上級分配的任務外,更傾向于職位晉升,影響了員工的創新意愿,進而直接影響國有企業的創新效率。而非國有企業,由于其主要經營目標在于追求企業價值的最大化,且大部分員工薪資與公司業績掛鉤,因此股權激勵的實施能夠顯著提升企業的勞動收入份額,能夠通過增加勞動者收入的手段吸引人才[17]。同時非國有企業中員工薪資水平也隨著其為企業創造的價值多少而浮動,其中包含其為企業創新性產出的貢獻。于是,非國有企業實施股權激勵能在一定程度調動員工創新積極性,從而實現企業創新。此外,呂長江等[18]研究發現,非國有企業為了降低股東與高管之間存在的代理成本問題,更有動機實施股權激勵計劃。綜上所述,產權性質不同的企業在實施股權激勵時的創新能力存在明顯差異,故而有必要將所選樣本就產權性質進行分類,以此研究實施股權激勵對醫藥企業技術創新的影響。由此,本文提出如下假設:

H2:非國有醫藥企業實施股權激勵計劃更能促進企業技術創新。

1.3 盈利狀況的影響

處于非盈利狀態的企業,現金流短缺,面臨著即將虧損退市的困境,此時實施股權激勵計劃,非但不能促進企業創新,達到轉虧為盈的目的,還可能“掏空”企業,使企業陷入更加危險的境地。相較于處于非盈利狀態的企業,處于盈利狀態的企業為進一步擴大市場競爭力,創新意愿更強烈。同時處于盈利狀態的企業,其員工更容易達到股權激勵計劃的考核目標,因此員工為提升自身利益間接為企業創新活動投入更多時間和精力,企業的創新能力進而不斷增強。對此,呂長江等[18]以業績為評判標準,認為業績較好的公司基于福利動機更可能實施股權激勵計劃。由此,本文提出如下假設:

H3:盈利醫藥企業實施股權激勵計劃更能促進企業技術創新。

1.4 分析師關注的調節作用

分析師作為資本市場的重要信息中介,對企業的經營業績以及創新能力等方面進行分析評價,形成報告向外部投資者進行傳遞,減少信息不對稱程度。相比于個人投資者對企業信息的挖掘和分析,外部投資者尤其相信分析師專業的信息收集和分析。王龍梅等[19]研究發現,分析師的跟蹤對投資者的決策有一定影響。例如,企業管理者忌憚分析師可能透露市場中的負面消息而影響企業經營活動,使得分析師關注對企業具有一定監督約束作用。因此,分析師的意見在一定程度上能夠引領投資者的態度。信號傳遞理論[20]表明,企業實施激勵計劃便能將企業經濟實力較強、發展前景較好等信號傳遞到外界。另外,企業在發布股權激勵計劃草案之后,便會引起大量分析師跟蹤及關注,由分析師對企業實施股權激勵的情況進行跟蹤報道,能夠將企業的信息持續傳遞給外界,使得企業真實動態及財務狀況更加透明化,使得外部投資者能夠做出更加準確的投資決策。同時,分析師關注對企業產生的監督約束作用使得企業對高管或者員工的股權激勵舉措能夠切實有效地落實,繼而激發員工創新熱情,使企業創新效率得以提升。基于此,本文提出如下假設:

H4:分析師關注能夠強化股權激勵對技術創新的促進作用。

基于上述分析及假設,本文設計理論框架圖以研究股權激勵對醫藥企業技術創新的影響及其作用機理(圖1)。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

隨著醫藥衛生體制改革,極具創造性的醫藥制造業備受關注。本文以2012版證監會頒布的行業分類標準中的3級行業醫藥制造業為標準,選取2011-2021年A股醫藥制造業上市公司為研究對象,在樣本選擇過程中,進行如下處理:①剔除ST類企業以及核心數據缺失樣本;②對于一年內多次實施股權激勵的公司,僅保留當年首次實施股權激勵計劃的公司樣本;③剔除采用限制性股票或股票期權以外的其他激勵模式的公司樣本。經處理后,共得到284家醫藥制造業上市公司,共1 848個樣本觀測值。為了減少極端值對結果的影響,本文對所有連續變量在1%和99%分位上進行縮尾處理。本文股權激勵數據來源于國泰安數據庫,公司專利申請量數據來源于中國研究數據服務平臺 (CNRDS),部分重要缺失數據通過企業年報、巨潮資訊網、新浪財經等渠道進行補充完善。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

本文參照韓書成等[21]對創新的衡量方法,以發明專利申請量作為企業技術創新的衡量指標,對發明專利申請數量進行加1取對數的做法。

2.2.2 解釋變量

本文參照王姝勛等[22]的做法,將企業股權激勵實施期間的年度樣本取值為1,未處于股權激勵實施期間的樣本取值為0(包括未實施股權激勵的公司樣本取值為0)。

2.2.3 調節變量

本文借鑒潘越等[23]的研究,以對某一公司關注的分析師個體或團隊數量加1后取其自然對數衡量分析師關注。

2.2.4 控制變量

在控制變量的選取方面,本文參考大部分學者對技術創新的控制變量選取方式,綜合考慮后,選取了如下控制變量:企業規模(Size)、企業年齡(Age)、企業成長性(Grow)、資產負債率(Lev)、總資產收益率(Roa)、股權集中度(Top10)、固定資產占比(Fix)、現金流量占比(Cash)等。除此之外,為了排除不變因素對結果的影響,還控制了年份虛擬變量(Year)以及個體虛擬變量(Symbol)等。具體變量定義如表1所示。

2.3 模型構建

為檢驗股權激勵與企業創新之間的關系,本文構建如下模型:

Patenti,t=β0+β1Posti,t+γXi,t+μFirm+μYear+εi,t

(1)

為進一步檢驗分析師關注對股權激勵與企業技術創新之間的影響作用,本文擬構建如下模型:

Patenti,t=β0+β1Anai,t+γXi,t+μFirm+μYear+εi,t

(2)

Patenti,t=β0+β1Posti,t+β2Anai,t+β3Posti,t×Anai,t+γXi,t+μFirm+μYear+εi,t

(3)

其中X表示所有控制變量,μFirm和μYear分別表示對個體和時間進行固定,εi,t表示隨機誤差項。在模型(1)中,股權激勵的系數β1若顯著為正,則表示股權激勵與企業技術創新呈正相關關系。在模型(3)中,交互項系數β3衡量了分析師關注對股權激勵與企業技術創新之間的影響關系,若β3顯著為正,β1若顯著為正,則表示分析師關注正向調節股權激勵與企業技術創新之間的關系。

表1 變量定義與解釋

3 實證分析

3.1 描述性分析

本文采用Stata 16.0對篩選后的主要變量進行描述性統計分析。如表2所示,基準回歸樣本中共有1 848個樣本觀測值。其中,實施過股權激勵(OP)的醫藥企業樣本數據占總醫藥企業的57%,說明超過半數的醫藥企業實施了股權激勵計劃,即在醫藥企業中,股權激勵計劃的應用較為廣泛;在計劃有效期內實施股權激勵(Post)的醫藥企業樣本數據占總醫藥企業的31.3%。從衡量企業創新的發明專利申請(Patent)來看,中位數為1.792,均值為1.825,中位數略小于均值,說明多數醫藥企業的技術創新能力低于平均水平。此外,其他變量的取值也在合理范圍之內,說明樣本的選擇較為合理。

表2 變量描述性統計結果

3.2 回歸分析

為避免變量之間存在多重共線性,回歸前均對變量進行VIF方差膨脹因子檢驗,發現各變量VIF值遠小于10,說明變量之間不存在多重共線性,變量的選取較為合理,可以用作進一步的回歸分析。

3.2.1 股權激勵與技術創新

為了檢驗股權激勵對醫藥企業技術創新的影響,本文通過豪斯曼檢驗對模型進行選擇,最終選擇雙向固定效應模型進行回歸分析。表3中列(1)的回歸結果表示股權激勵的回歸系數為0.125,并且在5%的水平上顯著,即股權激勵與企業技術創新呈正相關關系,假設H1得到驗證。控制變量中,企業規模(Size)與企業技術創新(Patent)在1%的水平上顯著正相關,表明企業規模的擴大會給企業帶來更多的資源和機遇,更加有利于企業未來的發展創新,本文假設H1進一步得到驗證。

3.2.2 產權性質下股權激勵與技術創新

為了探究股權激勵與技術創新是否會受產權性質的影響,本文根據模型1,將企業按照產權性質分為國有企業和非國有企業分別進行回歸分析。回歸結果如表3列(2)、(3)所示,在國有企業中,股權激勵(Post)與企業技術創新(Patent)的回歸系數為-0.024,系數為負且不顯著;而在非國有企業中,股權激勵與企業技術創新的回歸系數為0.154,系數為正且在5%水平上顯著。檢驗結果表明,非國有醫藥企業進行股權激勵對技術創新有顯著的正向促進作用,可能的原因是非國有企業的競爭程度較大,實施股權激勵計劃能提升企業員工的工作積極性,從而顯著促進企業創新能力。由此,本文假設H2得到驗證。

3.2.3 盈利狀況下股權激勵與技術創新

根據表3列(4)、(5)可知,當企業處于盈利狀態時,股權激勵(Post)與企業技術創新(Patent)的回歸系數為0.152,系數為正且在1%水平上顯著,而當企業為非盈利企業時,回歸系數為負且不顯著,由該檢驗結果可知,企業在盈利狀態下實施股權激勵計劃更能促進企業技術創新,企業在非盈利狀態下實施股權激勵計劃,不但不能調動員工積極性,還可能因沒有信服力而導致員工積極性降低,從而導致企業創新能力下降。由此,本文假設H3得到驗證。

3.2.4 分析師關注的調節作用

采用Stata 16.0軟件檢驗分析師關注在股權激勵與醫藥企業技術創新之間的調節作用,表3中列(6)為其回歸結果。由該表可知,分析師關注與股權激勵交互項(AP)系數為0.084,系數為正,且在5%水平上顯著,表明分析師關注向外界傳遞了公司的積極信號,強化了股權激勵對企業技術創新的正向影響。一方面,實施股權激勵計劃能夠提高企業內部人員的工作積極性,讓企業員工積極進行技術創新活動;另外一方面,在國家政策的大力推行下,醫藥企業本身受到社會各界人士廣泛關注,在實施股權激勵計劃后,分析師愈發關注企業的發展趨勢,在這個過程中,外部監督范圍擴大,同時企業內部監督也相應增強,創新活動增多,進一步推進了企業實現技術創新產出。由此,本文假設H4得到驗證。

表3 基準回歸結果

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 PSM-DID

借鑒王姝勛等[22]的研究,本文利用逐期傾向得分匹配法來解決樣本選擇偏差所導致的內生性問題。通過psestimate篩選協變量,按照1∶1最近鄰匹配的方法得到對照組及實驗組數據,匹配后的對照組和實驗組沒有顯著差異,數據通過平衡性檢驗,說明樣本數據匹配合理。變量匹配前后的平衡情況如圖2所示。通過構建多期雙重差分模型對逐期傾向匹配法中匹配的數據進行回歸分析,回歸結果如表4列(1)所示,回歸結果表明股權激勵對企業技術創新有顯著的促進作用,與前文結論一致,表明研究結論是可靠的。

3.3.2 替換被解釋變量

借鑒孟慶璽等[24]的研究,利用專利申請總數作為衡量企業技術創新的替代指標,重新進行回歸檢驗,回歸結果如表4列(2)所示,由此結果可知,股權激勵與企業技術創新依舊是顯著正相關關系,與前文結論一致。

3.3.3 滯后一期

由于企業技術創新具有一定的滯后性,為了避免企業技術創新的滯后性對實驗結果造成偏誤,本文使用滯后一期的企業發明專利申請數加1的自然對數作為被解釋變量,將其代入模型1重新進行回歸,回歸結果如表4列(3)所示,實驗結果和前文研究結論一致。

3.3.4 考慮遺漏變量問題

為了減少控制變量的遺漏造成回歸結果的偏誤,本文增加獨立董事比例(Ind)、高管薪酬(Sal3)、TobinQ值(TobinQ)、兩職合一(Dual)4個控制變量,對模型1重新進行回歸分析,回歸結果如表4列(4)所示,結果與前文結論一致。

圖2 樣本匹配前后傾向得分的核密度變化

表4 穩健性檢驗

4 結論與建議

4.1 研究結論

本文以我國2011-2021年A股醫藥上市公司為樣本,構建非平衡面板數據,使用Stata 16.0對股權激勵與企業技術創新之間的關系進行實證研究,并進一步探究分析師關注對股權激勵與企業技術創新的調節效應。研究結果表明:①在醫藥企業中,股權激勵與企業技術創新之間存在顯著的正相關關系,即實施股權激勵能夠顯著推動醫藥企業進行技術創新;②分析師關注能夠增強股權激勵對醫藥企業技術創新的促進作用,在實施股權激勵計劃時,分析師關注能夠加強企業的內部監督,推動企業進行創新活動,從而促進企業創新產出;③對于不同產權性質的醫藥企業,非國有企業進行股權激勵更能顯著促進企業進行技術創新;④對于不同盈利狀態的醫藥企業,處于盈利狀態下的醫藥企業進行股權激勵更能激勵員工參與創新,從而促進企業技術創新產出。

4.2 政策建議

鑒于以上研究結論,本文給出如下建議:①鼓勵醫藥企業推行股權激勵方案。在我國經濟追求高質量發展的大背景下,企業創新水平的高低決定了企業能否高質量發展,從而實現經濟的高質量發展。實施股權激勵計劃能夠有效促進醫藥企業進行技術創新,從而實現高質量發展。②國有醫藥企業可以適當減少對股權激勵計劃的關注,從運用自身優勢、整合集聚創新資源以及強化企業創新機制等方面提升企業技術創新水平;非國有醫藥企業除了合理運用政府扶持資金項目進行創新發展,還可以通過實施股權激勵計劃,在一定程度上實現對企業技術創新水平的提升。③非盈利企業可先選擇改善自身經營狀況,在企業發展得到保障的前提下再考慮創新;盈利企業可通過“福利性”股權激勵計劃,進一步提高員工積極性,加快實現企業技術創新的目標。④我國市場監管部門應積極促進分析師等外部治理行業的規范發展,充分完善企業外部監督機制,通過對企業內外部的共同監督,提升企業治理效率,促進企業創新發展。