股權激勵機制能提高企業(yè)創(chuàng)新績效嗎?

胡成成

(安徽大學 商學院,安徽 合肥 230601)

0 引言

創(chuàng)新是建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的重要戰(zhàn)略支撐,是企業(yè)獲得長期競爭優(yōu)勢的根本動力。黨的二十大報告明確指出,要加快布局創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,強化科技創(chuàng)新在高質(zhì)量發(fā)展中的核心作用。堅持以企業(yè)科技創(chuàng)新為主體,促進產(chǎn)學研深度融合。強調(diào)基于目標導向,加強科技成果轉化并提高產(chǎn)業(yè)化水平,引領發(fā)展新動能新優(yōu)勢。股權激勵作為一項長期的補償性激勵政策,在建立健全激勵與約束機制、完善公司法人治理結構,以及有效緩解代理沖突等方面具有重要作用,還被認為是企業(yè)實施技術創(chuàng)新的“內(nèi)驅(qū)力”。中國上市公司股權激勵雖已趨向常態(tài)化,但仍處于探索階段,暴露出激勵形式相對單一、股權激勵個人所得稅征繳點不夠合理、激勵機制實施缺乏相關約束等系列問題,同時還存在企業(yè)穩(wěn)定性與股權流通性弱、業(yè)績考核體系不完整、管理層道德風險等問題,阻礙了股權激勵機制的有效實施。對此,國務院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會進一步指出,要深入完善股權激勵的制定和實施程序,指導上市公司規(guī)范實施股權激勵,提高股權激勵作用效率,更好地發(fā)揮企業(yè)在科技創(chuàng)新方面的作用。企業(yè)能否通過實施股權激勵提升企業(yè)創(chuàng)新績效,發(fā)揮股權激勵的優(yōu)勢?這是本文研究的問題。

1 文獻綜述與研究假設

當前我國發(fā)布并實施股權激勵機制的上市公司數(shù)量不斷增加,學界對企業(yè)股權激勵的研究也在不斷加深。呂長江等[1]第一次對股權激勵方案中的各個因素特征進行了系統(tǒng)概括。Manso[2]認為股權激勵方案是一種長期激勵安排,使經(jīng)營者平衡創(chuàng)新和績效間的關系,不僅能增強經(jīng)營者的風險承受度,還發(fā)展了經(jīng)營者的創(chuàng)新導向。后續(xù)的研究也支持了這一結論,王姝勛等[3]、田軒等[4]通過實證研究發(fā)現(xiàn),實施股權激勵的企業(yè)或股權激勵水平較高的企業(yè)對技術創(chuàng)新水平具有顯著正向影響,該結論可以從以下幾點理解。首先,考慮到股權激勵機制是一項長期激勵政策,意味著短期內(nèi)的股價波動對管理者決策不會造成巨大的影響,且合約中往往包含保護管理層的條款,從而能夠規(guī)避股價下降給管理層帶來的不利影響,提高其對于短期失敗的容忍程度[5]。其次,實施股權激勵或股權激勵的水平越高,管理者與企業(yè)之間的利益聯(lián)系便越緊密,更能推動管理者做出符合企業(yè)長期健康發(fā)展戰(zhàn)略的決策,緩解管理者與股東之間的委托代理問題,有效利用“利益趨同效應”,從而促進企業(yè)的創(chuàng)新水平;最后,創(chuàng)新活動具有長期性和風險性。股權激勵的行權期往往較長,平均在8年左右,這為企業(yè)員工提供了充足的試錯時間,有利于充分有效發(fā)揮風險共擔效應,激勵對公司發(fā)展具有重大影響的人員長期持續(xù)投入創(chuàng)新研發(fā)工作中去,同時還能有效留住公司所需要的核心人才[6]。

也有部分觀點認為股權激勵未必與企業(yè)創(chuàng)新之間有正向效應。首先,股權激勵行權具有一系列限制,這些限制條件一般情況下與業(yè)績掛鉤,包括企業(yè)整體業(yè)績和個人業(yè)績兩個方面。已有研究證明行權限制往往使管理層過于關注短期信息,比如短期企業(yè)業(yè)績或短期股價變動[1]。且難以完成的行權考核要求提高了股權激勵失效的可能性,使企業(yè)高管投入創(chuàng)新的動機降低,大大降低了企業(yè)創(chuàng)新活力[7];還有研究發(fā)現(xiàn)中國部分上市公司的股權激勵方案逐漸成為高管變相獲得福利的一種方式,存在受益對象過于廣泛、行權條件過低等問題,因而難以真正發(fā)揮激勵作用[8];也有部分觀點認為股權激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的影響很大程度上受制于當下的市場環(huán)境,即外部環(huán)境不確定性會抑制股權激勵對創(chuàng)新的促進作用[9];還有研究發(fā)現(xiàn)當股權激勵超過一定的閾值時,將會對企業(yè)的創(chuàng)新效率產(chǎn)生負面效應[11]。

基于以上關于股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新作用的分析,提出如下假設:

H1a:股權激勵能夠促進上市公司企業(yè)創(chuàng)新;

H1b:股權激勵不能夠促進上市公司企業(yè)創(chuàng)新。

對企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量不應僅考慮創(chuàng)新投入,創(chuàng)新產(chǎn)出也同樣重要。創(chuàng)新投入主要由企業(yè)高管主導,而影響創(chuàng)新產(chǎn)出的關鍵力量便是作為一線研發(fā)執(zhí)行者的核心技術人員。核心技術人員擁有核心知識和技能,并不斷致力于企業(yè)新技術的研發(fā),對企業(yè)研發(fā)投入進程有直接影響。針對其進行的股權激勵能夠容忍短期的失敗風險,給予較長的試錯時間,并在長期內(nèi)提供豐厚的回報[4]。因此更能有效增強核心技術人員的研發(fā)動力,發(fā)揮風險共擔效應。而針對高管人員的股權激勵可能存在福利效應,且較為苛刻的行權限制可能導致高管的短視行為。郭蕾等[12]通過實證研究得出核心技術人員的股權激勵能夠顯著促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出,且隨著股權激勵水平的提高,企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出績效也得到顯著提升。姜英兵等[13]認為對核心員工的股權激勵能夠同時提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的“數(shù)量”和“質(zhì)量”。因而相比較高管人員的股權激勵,以核心技術人員為股權激勵對象的激勵效果更好,更有利于推動企業(yè)創(chuàng)新成果的轉化,提高企業(yè)創(chuàng)新績效。基于上述分析,本文提出如下假設:

H2:核心技術人員的股權激勵水平越高,企業(yè)的創(chuàng)新績效越顯著。

在中國制度背景下,企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)往往很大程度上決定了不同的企業(yè)特征,進而影響企業(yè)的創(chuàng)新活動,可以從以下3個視角理解。首先,不同于民營企業(yè)的私有產(chǎn)權屬性,國有企業(yè)具有公有產(chǎn)權屬性,即國有企業(yè)的最終控制方多是各級政府部門或者由政府部門聘任的企業(yè)代理人,其監(jiān)督成本的不可分散性與企業(yè)利益分配的平均性容易導致終極股東產(chǎn)生“搭便車”的心理,因而缺乏監(jiān)督和激勵企業(yè)創(chuàng)新的動力;而民營企業(yè)的最終控制方多為家族或自然人,利益分配主體較為具體,參與企業(yè)創(chuàng)新的動機更為強烈[10]。同時,國有企業(yè)的最終控制方擁有企業(yè)的實際剩余控制權,而缺少合法的剩余索取權,這種不對應的關系可能導致國有企業(yè)缺乏動力去監(jiān)督和激勵創(chuàng)新[14]。且創(chuàng)新工作的長期性也導致管理者為規(guī)避風險而減少對企業(yè)的創(chuàng)新投入,產(chǎn)生道德風險,加重委托代理問題。其次,有研究指出國有企業(yè)的股權激勵多是管理層權力尋租的工具,而民營企業(yè)的股權激勵更能激勵管理層努力工作[15]。并且,與民營企業(yè)不同,國有企業(yè)實施股權激勵存在更為嚴格的規(guī)定和管制,大大降低了國有企業(yè)股權激勵的積極性和靈活性。鑒于此,本文提出如下假設:

H3:相對于國有企業(yè),股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應在民營企業(yè)中更為顯著。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國2013—2021年滬深A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究。根據(jù)需要,我們進行了如下處理:①剔除金融行業(yè)等不適合用專利數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的樣本;②對部分缺失數(shù)據(jù)進行補充。由于這些數(shù)據(jù)的缺失是表示該項本身就是0,故將缺失值均補充為0;③對連續(xù)變量在1%及99%的水平上進行縮尾(Winsorize)處理,排除了極端值的影響。

本文的數(shù)據(jù)來源于CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫和國家專利數(shù)據(jù)庫,最終得到2 098個面板數(shù)據(jù)。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新績效是對企業(yè)創(chuàng)新活動的綜合評價,本文選擇企業(yè)創(chuàng)新績效作為被解釋變量。目前對于創(chuàng)新績效衡量方法的研究主要集中于創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出等方面。有研究以研發(fā)投入為測量指標對企業(yè)的創(chuàng)新績效進行測量,還有的選擇研發(fā)強度或?qū)＠麛?shù)量增加率測量創(chuàng)新績效。本文選擇企業(yè)當年的發(fā)明和實用新型申請數(shù)量作為衡量企業(yè)創(chuàng)新績效的指標,考慮到外觀設計的技術含量較低,故不將其申請數(shù)量包括在內(nèi)。本文將專利變量定義為申請年份而非授予年份,能更好地反映專利產(chǎn)出的真實年份,從而增強了研究的準確性、客觀性?？紤]到企業(yè)的創(chuàng)新活動從投入到產(chǎn)出具有一定的滯后性,為確保至少存在兩年的觀察期來分析企業(yè)實施股權激勵后的創(chuàng)新績效,本文樣本控制在2018年及之前授予股權激勵的企業(yè)。

2.2.2 解釋變量

針對股權激勵代理變量的確定,湯業(yè)國等[11]選擇以管理層持股數(shù)量占總股數(shù)的比例衡量股權激勵水平,田軒等[4]引入虛擬變量“是否進行股權激勵”將樣本分為實驗組和控制組,趙世芳等[16]將二者結合,既選擇管理層持股數(shù)量占比來衡量股權激勵強度,又采用虛擬變量來表示企業(yè)是否實施股權激勵。已有文獻多選擇股權激勵股數(shù)占總股數(shù)的比例或虛擬變量來衡量股權激勵水平。本文選擇企業(yè)總體股權激勵水平作為核心變量來考察其對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響,并選擇高管的股權激勵水平和核心技術人員的股權激勵水平作為股權激勵代理變量來進一步研究。其中,企業(yè)總體股權激勵水平包括兩個方面的度量,一是指授予股權激勵的人數(shù)占企業(yè)總人數(shù)的比例,二是指授予股權激勵的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例,兩者越大代表企業(yè)股權激勵水平越高。企業(yè)高管股權激勵水平是指高管人員持有的股權激勵的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例,核心技術人員股權激勵水平指核心技術人員持有的股權激勵的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例。

2.2.3 控制變量

為排除其他企業(yè)創(chuàng)新績效的影響因素對實證結果的干擾,根據(jù)已有研究經(jīng)驗,本文選擇企業(yè)資本結構、股權集中度、管理費用率、核心技術人員數(shù)量作為控制變量?？紤]到不同的年份、行業(yè)可能對結果產(chǎn)生影響,本文綜合了年份行業(yè)雙固定效應的考量。企業(yè)總體股權激勵水平根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)分為兩組進行異質(zhì)性研究。

變量定義及說明見表1。

表1 變量定義及說明

2.3 模型構建

為檢驗假設H1,了解企業(yè)實施股權激勵是否對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向效應,本文構建了如下的模型1。

Patent1&2i,t=β0+β1SRLi,t+∑φi,tControlsi,t+μi+μyear+εi,t

(1)

為檢驗假設H2:股權激勵對象中核心技術人員占比越高,企業(yè)的創(chuàng)新績效就越顯著,在模型1的基礎上考慮了核心技術人員持股比例對股權激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效關系的影響,構建了如下模型2。

Patent1&2i,t=β0+β2R&DEILi,t+∑φi,tControlsi,t+μi+μyear+εi,t

(2)

上述兩個模型中,下標i和t分別為企業(yè)個體和年份;β0為截距項,β1為解釋變量企業(yè)總體股權激勵水平的回歸系數(shù),β2為衡量核心技術人員持股比例的回歸系數(shù),φi,ι為控制變量的回歸系數(shù);μi和μyear分別為企業(yè)行業(yè)和年份層面上的固定效應;εi,t為殘差項。

3 實證結果

3.1 變量描述性統(tǒng)計

如表2所示,我國企業(yè)實施股權激勵計劃較為普遍,但企業(yè)總體上激勵水平較低,且不同企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出差距十分顯著,說明各企業(yè)對創(chuàng)新的重視程度不同,適合進行回歸分析。

3.2 回歸分析

3.2.1 基準回歸

為了驗證上市公司實施股權激勵機制對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響,本文對構建的模型分別進行回歸,實證結果如表4所示。第1列驗證了授予股權激勵的人數(shù)占企業(yè)總人數(shù)的比例對當年創(chuàng)新績效的影響,該變量前的系數(shù)在5%水平上顯著為正。第3列驗證了授予股權激勵的股數(shù)占企業(yè)總股數(shù)的比例對當年創(chuàng)新績效的影響,結果在1%的水平上顯著為正。第3、4列為加入控制變量和年份行業(yè)雙固定效應后的回歸分析,結果依然顯著為正。這說明實施股權激勵可以顯著提高企業(yè)創(chuàng)新績效,在控制相關變量后,其結果依然顯著為正,驗證假設H1a,否定假設H1b。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

表3 股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結果

3.2.2 進一步分析

表4 股權激勵對象的不同對企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸分析

考慮到股權激勵授予對象的不同可能會對股權激勵效果產(chǎn)生差異,本文將授予核心技術人員股權占比和授予高管人員股權占比分別作為解釋變量進一步研究,其中第1列為不加控制變量對授予核心技術人員股權占比進行回歸的結果,第3列為不加控制變量對授予高管人員股權占比進行回歸的結果,第2、4列分別驗證了考慮控制變量和年份行業(yè)雙固定效應后二者對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響?；貧w結果表明,無論是否考慮控制變量和年份行業(yè)雙固定效應,授予核心技術人員股權占比的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,而授予高管人員股權占比的回歸系數(shù)均顯著為負,這說明與授予高管人員的股權激勵相比,授予核心技術人員的股權激勵更能提高企業(yè)創(chuàng)新績效,假設H2得到驗證。

3.2.3 穩(wěn)健性檢驗

考慮到股權激勵可能存在的時間滯后作用,將解釋變量滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗。如表5所示,無論是授予股權激勵人數(shù)占比還是授予股權激勵股數(shù)占比,其對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響均在5%水平上顯著為正,股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應進一步得到驗證。核心技術人員的股權激勵水平與企業(yè)創(chuàng)新績效的相關系數(shù)在5%水平上顯著為正,而高管人員股權激勵水平前的相關系數(shù)則顯著為負,雖然顯著性水平發(fā)生下降,但仍驗證了核心技術人員的股權激勵水平對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應更為顯著。

選擇2017年之后的樣本進行回歸。2017年新IPO企業(yè)數(shù)量創(chuàng)歷史新高,成為實施股權激勵機制的主力軍,國企改革提速促使更多的企業(yè)實施股權激勵,當年首期公告實施股權激勵的企業(yè)數(shù)量實現(xiàn)翻倍增長?；谠摽紤],本文選取2017年以及之后的樣本重新進行回歸。如表6所示,授予股權激勵人數(shù)占比和股數(shù)占比對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響均顯著為正,核心技術人員的股權激勵水平變量前的相關系數(shù)也顯著為正,且相對于高管人員股權激勵水平的激勵效果更為顯著,假設H1a和假設H2得到驗證。

替換核心變量進行回歸?？紤]到發(fā)明專利的含金量更高,能夠更好地衡量企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出,因此將原被解釋變量發(fā)明和實用新型專利的申請數(shù)量替換為發(fā)明專利的申請數(shù)量來重新進行OLS回歸。結果如表7所示,授予股權激勵人數(shù)占比和股數(shù)占比對企業(yè)發(fā)明申請數(shù)量的相關系數(shù)均顯著為正,驗證了企業(yè)股權激勵水平對創(chuàng)新績效的正向效應;核心技術人員股權激勵水平與企業(yè)發(fā)明申請數(shù)量的相關系數(shù)在1%水平上顯著為正,而高管人員股權激勵水平的影響顯著為負,說明以核心技術人員為股權激勵對象的股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響更為顯著,與原回歸結果依然保持一致。

表5 滯后一期的穩(wěn)健性檢驗結果

表6 考慮時間問題的穩(wěn)健性檢驗結果

表7 替換變量的穩(wěn)健性檢驗結果

3.3 異質(zhì)性回歸分析

表8 基于產(chǎn)權性質(zhì)的異質(zhì)性回歸分析結果

許多學者對企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)與創(chuàng)新績效之間的關系進行了充分論證。馬珩等[17]提出相比國有企業(yè),民營企業(yè)實行股權激勵對企業(yè)自主創(chuàng)新的促進效果更為明顯;劉冠辰等[18]從專利異質(zhì)性的角度出發(fā),發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)中的私募股權投資對企業(yè)非發(fā)明專利創(chuàng)新績效的促進作用更為顯著;謝謙等[19]從勞資共贏的視角,實證得出股權激勵能夠顯著促進企業(yè)創(chuàng)新,并且民營企業(yè)實施股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新和勞資共贏的促進效果更為顯著。在國有企業(yè)特殊的管理方式下,實施股權激勵可能會加重管理層權力尋租的行為,且國有企業(yè)受到更多監(jiān)管和管制,與民營企業(yè)存在較大不同。

基于上述分析,本文按照企業(yè)的產(chǎn)權性質(zhì)進行分組回歸,表8的第1、2列分別考察了國有企業(yè)與民營企業(yè)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響,可以發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)和民營企業(yè)的股權激勵水平對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響均在5%水平上顯著為正,即國有企業(yè)和民營企業(yè)實施股權激勵都對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向效應。但國有企業(yè)回歸系數(shù)p值為0.022,民營企業(yè)p值為0.011,說明相比國有企業(yè),民營企業(yè)的股權激勵效果更為顯著,假設H3得到驗證。

4 結論、啟示與展望

4.1 研究結論

股權激勵機制作為一項長期激勵政策對企業(yè)的科技創(chuàng)新具有重要意義,也是國家進行混合所有制改革的重要抓手。本文基于2013-2021年滬深A股上市公司的面板數(shù)據(jù)集,對企業(yè)的股權激勵水平與其創(chuàng)新績效進行研究,還分析了股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效果與所激勵的人員類型、企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)的關系,并通過了一系列的穩(wěn)健性檢驗。本文發(fā)現(xiàn),股權激勵水平的提高有利于促進企業(yè)的創(chuàng)新績效。在激勵對象包含核心技術人員的企業(yè)中,實施股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應更為顯著。相比國有企業(yè),民營企業(yè)實施股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效應更為顯著。

4.2 管理啟示

根據(jù)上述分析,本文得出以下啟示:

其一,推動企業(yè)實施股權激勵機制,能幫助企業(yè)顯著提高創(chuàng)新產(chǎn)出效率,對建立市場競爭優(yōu)勢具有重要意義。企業(yè)應高度重視對核心技術人員的股權激勵,通過設置合理且具有挑戰(zhàn)性的業(yè)績考核目標,從而顯著提升公司創(chuàng)新能力及持續(xù)經(jīng)營能力。政府應努力營造良好創(chuàng)新環(huán)境、降低市場風險,引導民營企業(yè)實行股權激勵機制。

其二,考慮到國有企業(yè)的特殊性,股權激勵機制對企業(yè)創(chuàng)新績效的負面影響更甚。針對這一問題,應進一步深化國有企業(yè)改革進程,完善對國有企業(yè)資產(chǎn)的監(jiān)管、運營及評估體系,合理設定規(guī)制尺度,盡量發(fā)揮股權在企業(yè)創(chuàng)新方面的長期激勵效應。

4.3 研究不足與展望

第一,本文僅采用企業(yè)當年專利申請數(shù)量作為創(chuàng)新績效指標,沒有以能反映創(chuàng)新收益的最終新產(chǎn)品產(chǎn)值來衡量企業(yè)研發(fā)績效,因而可能會給本文的創(chuàng)新績效測算帶來誤差。

第二,近年來關于股權激勵機制如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效的研究存在逐漸細化的趨勢,股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響機制受到更多的關注,同時對股權激勵正向效應的質(zhì)疑也得到更多實證證據(jù)的支持。

第三,本文僅檢驗了股權激勵人員和企業(yè)所有權性質(zhì)對股權激勵機制與企業(yè)研發(fā)績效關系的影響,而實際上影響股權激勵與企業(yè)研發(fā)的因素不局限于此,如市場集中度、區(qū)域創(chuàng)新能力等,這可能是我們今后的研究方向。