非高管員工持股影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的路徑分析

[摘 要：文章以2014—2020年我國(guó)實(shí)施員工持股計(jì)劃的混合所有制上市企業(yè)為研究樣本，采用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）探究非高管員工持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響路徑。研究表明：持股強(qiáng)度與持股廣度對(duì)混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的影響存在差異，其中持股強(qiáng)度影響企業(yè)創(chuàng)新的效應(yīng)為正，而持股廣度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)為負(fù)，且該負(fù)面影響大于持股強(qiáng)度的正面影響，說(shuō)明非高管員工的大規(guī)模持股會(huì)稀釋員工持股計(jì)劃的激勵(lì)作用，反而不利于混合所有制企業(yè)創(chuàng)新；在非高管員工持股影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑中，直接作用路徑發(fā)揮了主要作用，貢獻(xiàn)率為71.66%，而28.34%是通過(guò)間接作用路徑實(shí)現(xiàn)的，其中風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑的貢獻(xiàn)率最高，為11.02%，融資約束路徑及人才保留路徑次之，分別為5.26%和5.12%。因此，混合所有制企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃時(shí)，應(yīng)合理設(shè)計(jì)持股比例、持股范圍等契約要素，以充分發(fā)揮員工持股在混合所有制企業(yè)中的制度改革效應(yīng)和創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：非高管員工持股；企業(yè)創(chuàng)新；混合所有制企業(yè)；路徑分析；結(jié)構(gòu)方程模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F273.1；F272.92；F275 " " 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A " 文章編號(hào)：1007-5097（2023）08-0059-12 ]

The Path Analysis of Non-executive Employee Stock Ownership Affecting the Innovation of

Mixed Ownership Enterprises：

Multiple Mediating Effects Based on Structural Equation Model

WANG Xinhong，SUN Meijuan

（School of Management，Xi’an University of Science amp; Technology，Xi’an 710600，China）

Abstract：Thispaper takes mixed ownership listed companies in China that implemented employee stock ownership plans from 2014 to 2020 as the research sample，and uses Structural Equation Modeling （SEM） to explore the impact path of non executive employee stock ownership on enterprise innovation.Research has shown that there are differences in the impact of shareholding intensity and shareholding breadth on the innovation of mixed ownership enterprises. Among them，the impact of shareholding intensity on enterprise innovation is positive，while the impact of shareholding breadth on enterprise innovation is negative，and this negative impact is greater than the positive impact of shareholding intensity. This indicates that large-scale shareholding by non executive employees dilutes the incentive effect of employee shareholding plans and is not conducive to the innovation of mixed ownership enterprises；in the role path of non executives' shareholding affecting the innovation of mixed ownership enterprises，the direct role path plays a major role，with a contribution rate of 71.66%，while 28.34% is achieved through the indirect role path，of which the assumption of risk path has the highest contribution rate of 11.02%，followed by the financing constraint path and talent retention path，with 5.26% and 5.12% respectively.Therefore，when implementing employee stock ownership plans in mixed ownership enterprises，contract elements such as shareholding ratio and shareholding range should be reasonably designed to fully leverage the institutional reform and innovation incentive effects of employee stock ownership in mixed ownership enterprises.

Key words：nonexecutive employee stockownership；enterprise innovation；mixed ownership enterprises；path analysis；SEM

一、引 言

員工持股計(jì)劃是一種用于企業(yè)長(zhǎng)期性激勵(lì)的創(chuàng)新型制度安排。據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)A股上市公司中實(shí)施員工持股計(jì)劃的企業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)逐年上漲趨勢(shì)，截至2021年12月31日，共有901家上市公司涉及員工持股計(jì)劃，共推出了1 483項(xiàng)員工持股計(jì)劃草案，其中2021年A股上市公司發(fā)布的員工持股計(jì)劃公告總數(shù)為235個(gè)，創(chuàng)歷史新高。我國(guó)員工持股制度最早起源于1984年，但由于制度設(shè)計(jì)不完善，實(shí)踐過(guò)程中出現(xiàn)了一系列問(wèn)題，故于1998年被證監(jiān)會(huì)緊急叫停。2014年，隨著我國(guó)國(guó)企全面深化改革的進(jìn)程逐步加快，員工持股計(jì)劃作為實(shí)現(xiàn)混改的重要方式被再次提出。混改被視為增強(qiáng)國(guó)有企業(yè)活力的一項(xiàng)重大舉措，混改后的企業(yè)要實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的終極目標(biāo)，需要重視創(chuàng)新能力的培養(yǎng)，以驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的實(shí)質(zhì)是人才驅(qū)動(dòng)，隨著社會(huì)公眾受教育程度的提高，以及在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”氛圍的推動(dòng)下，每個(gè)員工都可能成為潛在的創(chuàng)新主體，故如何激發(fā)企業(yè)員工的積極性和創(chuàng)造性是實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)鍵。與傳統(tǒng)的主要將管理層及部分員工作為實(shí)施對(duì)象的股權(quán)激勵(lì)制度不同，《關(guān)于上市公司實(shí)施員工持股計(jì)劃試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》中提出，員工持股計(jì)劃是以企業(yè)全體員工作為實(shí)施對(duì)象，故我國(guó)2014年正式重啟員工持股計(jì)劃，為研究非高管員工對(duì)混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的具體影響提供了良好契機(jī)。

員工持股計(jì)劃的實(shí)施，一方面，能為混改企業(yè)引入員工股，進(jìn)一步優(yōu)化企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，提高其公司治理的有效性，為企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)營(yíng)造良好的內(nèi)部環(huán)境，有助于提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；另一方面，有助于企業(yè)建立利益共享機(jī)制，強(qiáng)化分配激勵(lì)效果，激發(fā)員工積極參與企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)，提高員工的主動(dòng)性與創(chuàng)造性，提高企業(yè)創(chuàng)新水平，進(jìn)而有助于混改企業(yè)進(jìn)一步貫徹落實(shí)國(guó)家的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，從而起到“領(lǐng)頭羊”的作用。因此，對(duì)混合所有制企業(yè)而言，實(shí)施員工持股計(jì)劃會(huì)同時(shí)具有制度改革效應(yīng)和創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，從而會(huì)對(duì)混改企業(yè)的未來(lái)發(fā)展產(chǎn)生更加深遠(yuǎn)的意義。

目前關(guān)于員工持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響研究，主要有三種觀點(diǎn)：一種是“促進(jìn)論”，主要基于員工激勵(lì)（Huang et al，2021）［1］、代理問(wèn)題（Si et al，2020）［2］等角度進(jìn)行研究，認(rèn)為實(shí)施員工持股計(jì)劃的激勵(lì)作用和治理效果有利于企業(yè)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展；另一種是“抑制論”，主要基于市值管理（洪峰，2021）［3］、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避（Bova et al，2015）［4］等角度進(jìn)行研究，認(rèn)為企業(yè)出于非激勵(lì)動(dòng)機(jī)實(shí)施員工持股計(jì)劃會(huì)對(duì)其開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生負(fù)面影響；還有一種認(rèn)為員工持股的創(chuàng)新激勵(lì)效果并非線性增加，兩者間存在“U”型或“倒U”型的非線性關(guān)系（寧向東和高文瑾，2004；李韻和丁林峰，2020）［5-6］。但與高管持股的經(jīng)濟(jì)后果研究相比，普通員工持股的相關(guān)研究仍相對(duì)較少，且主要是兩者間的理論研究及直接影響效應(yīng)研究，而關(guān)于員工持股作用于企業(yè)創(chuàng)新的路徑研究較為鮮見(jiàn)。鑒于此，本文將企業(yè)非高管員工作為研究主體，從風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、公司治理、人才保留及資源約束的多視角出發(fā)，通過(guò)構(gòu)建多重中介效應(yīng)研究模型，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型就員工持股作用于企業(yè)創(chuàng)新的中介路徑進(jìn)行研究，探討各路徑對(duì)其影響效果的貢獻(xiàn)程度，試圖解決兩者間的“黑箱”問(wèn)題，從而為企業(yè)更好地實(shí)施員工持股計(jì)劃提供理論依據(jù)。

本文的潛在貢獻(xiàn)在于：①區(qū)別于以往從包括高管在內(nèi)的全部員工持股視角出發(fā)的研究，本文以非高管員工為研究主體，同時(shí)以混合所有制企業(yè)為研究樣本，不僅拓展了以普通員工為主體的企業(yè)創(chuàng)新影響因素領(lǐng)域的研究，加深了對(duì)普通員工在企業(yè)創(chuàng)新中重要角色的認(rèn)知，還豐富了混改背景下企業(yè)非高管員工持股所產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)后果的實(shí)證研究。②考慮非高管員工持股可能會(huì)同時(shí)完善混合所有制企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)機(jī)制、人才保留機(jī)制、公司治理機(jī)制以及資源約束機(jī)制，本文同時(shí)引入了多個(gè)中間變量建立多重中介模型探討兩者間的作用機(jī)制，有助于進(jìn)一步厘清非高管員工與企業(yè)的利潤(rùn)分配機(jī)制。并且不同于以往通過(guò)簡(jiǎn)單中介模型驗(yàn)證單一路徑的研究，本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型同時(shí)驗(yàn)證多個(gè)影響路徑，綜合探討非高管員工持股作用于企業(yè)創(chuàng)新的總內(nèi)部傳導(dǎo)效應(yīng)、各個(gè)中介變量的特定傳導(dǎo)效應(yīng)及其具體貢獻(xiàn)程度，有助于明晰非高管員工持股作用于企業(yè)創(chuàng)新的“黑箱”。③不同于以往只采用單一指標(biāo)對(duì)員工持股進(jìn)行度量的研究，本文考慮持股比例、參與比例均是員工持股計(jì)劃實(shí)施過(guò)程中較為重要的契約要素，故從非高管員工持股的強(qiáng)度和廣度兩個(gè)維度出發(fā)，同時(shí)采用非高管員工持股比例和參與比例作為測(cè)度變量進(jìn)行實(shí)證研究，更全面地體現(xiàn)了企業(yè)非高管員工持股結(jié)構(gòu)，也使得所建立的研究模型能更好地揭示現(xiàn)實(shí)情況。

二、理論分析

（一）員工持股與混合所有制企業(yè)創(chuàng)新

企業(yè)創(chuàng)新是一個(gè)復(fù)雜性的多階段過(guò)程，包括創(chuàng)新思想的產(chǎn)生，創(chuàng)新決策的制定、執(zhí)行和反饋，以及創(chuàng)新產(chǎn)出的運(yùn)用和推廣，每一階段都屬于勞動(dòng)密集型活動(dòng)，需要企業(yè)各部門(mén)員工的共同努力和配合。在企業(yè)的委托代理鏈條中，非高管員工是最終代理人，是執(zhí)行創(chuàng)新決策并進(jìn)行反饋的重要主體，其相關(guān)行為直接影響著企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出及效率。故當(dāng)企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃后，其所產(chǎn)生的“激勵(lì)效應(yīng)”與“治理效應(yīng)”能夠?qū)旄钠髽I(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生直接影響。

從激勵(lì)效應(yīng)角度來(lái)看，首先，混合所有制企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃，能夠激發(fā)非高管員工工作的主觀能動(dòng)性，減少了其因激勵(lì)不足或監(jiān)管不到位所產(chǎn)生的偷懶等機(jī)會(huì)主義行為，提升了員工在創(chuàng)新項(xiàng)目實(shí)施過(guò)程中的人力資本投入，從而有助于提升創(chuàng)新效率；其次，員工持股計(jì)劃賦予了非高管員工參與企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的可能性，由于企業(yè)知識(shí)型員工或核心技術(shù)人才具有創(chuàng)造性強(qiáng)、自主性高、自我實(shí)現(xiàn)愿望強(qiáng)烈等特征，故基于馬斯洛需求層次理論，非高管員工持股對(duì)企業(yè)核心人才形成的參與激勵(lì)［7］，能夠滿足其意欲實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值的高層次需求，強(qiáng)化了核心員工的歸屬感及組織認(rèn)同感，使其更愿意通過(guò)提升個(gè)人創(chuàng)新績(jī)效，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的方式來(lái)回饋企業(yè)，最終有助于企業(yè)創(chuàng)新。

從治理效應(yīng)角度來(lái)看，首先，實(shí)施員工持股計(jì)劃使得混合所有制企業(yè)形成了國(guó)家股、法人股、其他社會(huì)公眾股及員工股共存的多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)，提升了企業(yè)的公司治理水平，緩解了企業(yè)內(nèi)部的機(jī)會(huì)主義行為，降低了經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，為企業(yè)的創(chuàng)新投資營(yíng)造了安全的經(jīng)營(yíng)環(huán)境，從而降低了企業(yè)創(chuàng)新潛在的失敗風(fēng)險(xiǎn)與預(yù)期收益的不確定性，有助于企業(yè)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新；同時(shí)，還削弱了混改企業(yè)在國(guó)有資本控制下趨向于選擇保守型投資策略的動(dòng)機(jī)，增加了對(duì)創(chuàng)新項(xiàng)目的投資力度［8］，從而有助于企業(yè)創(chuàng)新。其次，非高管員工持股具有強(qiáng)化企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督的治理作用，能夠改善企業(yè)的信息與溝通環(huán)境、優(yōu)化控制活動(dòng)，從而提升企業(yè)內(nèi)部控制的有效性，降低開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，保證企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)能安全有效地進(jìn)行。

（二）員工持股通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新

風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)作為影響企業(yè)創(chuàng)新決策的重要因素之一，具有積極的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)，其對(duì)混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的影響主要體現(xiàn)在創(chuàng)新項(xiàng)目的選擇上。首先，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力越強(qiáng)，其會(huì)更愿意將大量的人力、物力、財(cái)力投入收益大但伴隨風(fēng)險(xiǎn)也更大的創(chuàng)新項(xiàng)目中，從而有助于企業(yè)創(chuàng)新能力的提升［9］；其次，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升，有利于企業(yè)積極創(chuàng)造、挖掘新的投資機(jī)會(huì)，培育新的核心競(jìng)爭(zhēng)力，提高了企業(yè)創(chuàng)新積極性及創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)容忍度，從而有助于企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的制定和實(shí)施。

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的高低不僅取決于管理層特質(zhì)，還會(huì)受到企業(yè)自身治理水平、資源獲取能力等方面的影響。在員工持股計(jì)劃實(shí)施后，持股員工的風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)作用［10］及其所產(chǎn)生的激勵(lì)、監(jiān)督效應(yīng)［11］會(huì)給企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力帶來(lái)一定影響。從契約性質(zhì)角度來(lái)看，首先，員工持股計(jì)劃賦予了非高管員工所有者的身份，使其能夠在分享企業(yè)剩余收益的同時(shí)，也為企業(yè)分散部分特定風(fēng)險(xiǎn)，從而與其他股東形成了風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)機(jī)制，提高了混合所有制企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平［3］；從治理效應(yīng)角度來(lái)看，員工持股會(huì)加強(qiáng)非高管員工基于所有者身份對(duì)管理者的縱向監(jiān)督以及同層級(jí)員工的橫向監(jiān)督，從而能夠有效提升企業(yè)的公司治理水平，抑制內(nèi)部控制人攫取私人收益的行為，緩解了企業(yè)代理問(wèn)題，促使經(jīng)營(yíng)者能積極提升企業(yè)價(jià)值，增強(qiáng)了公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力［12］。

本文認(rèn)為，混合所有制企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃，不僅能夠在長(zhǎng)期激勵(lì)的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)企業(yè)與非高管員工的利益共享、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)，還能改善企業(yè)的內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制，提高了其公司治理的有效性，有助于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升，最終促使企業(yè)積極選擇高風(fēng)險(xiǎn)但高收益，且對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)提升顯著的創(chuàng)新投資項(xiàng)目，從而有助于企業(yè)創(chuàng)新。

（三）員工持股通過(guò)人才保留影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新

人力資源是企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)中最具活力的要素，其中核心人員的穩(wěn)定性，保證了其在創(chuàng)新活動(dòng)過(guò)程中的持續(xù)貢獻(xiàn)，從而維持了企業(yè)創(chuàng)新的延續(xù)性。

員工持股計(jì)劃作為一種具備利益捆綁屬性的制度設(shè)計(jì)，其特有的契約性質(zhì)會(huì)對(duì)企業(yè)人力資本的穩(wěn)定性產(chǎn)生一定的影響。首先，企業(yè)在實(shí)施員工持股計(jì)劃時(shí)會(huì)設(shè)定較長(zhǎng)的鎖定期，從而能減少持股核心員工的流出；同時(shí)若持股員工選擇了自行出資的認(rèn)購(gòu)方式，則會(huì)形成較大的資金沉淀成本［3］，這使得參與持股的非高管員工在一定期限內(nèi)不愿將持有股票轉(zhuǎn)讓出去，從而可以降低員工離職率，幫助企業(yè)留住重要的核心技術(shù)人員，減少了創(chuàng)新人力資源的重置成本，保證了創(chuàng)新行為的連續(xù)性和累積性，最終有利于企業(yè)創(chuàng)新。其次，基于人力資本理論，員工持股的制度安排豐富了企業(yè)的分配方式，為員工提供了長(zhǎng)期的利益來(lái)源保證，不僅能保留企業(yè)已有的核心技術(shù)類(lèi)員工，減少了其離職傾向，還能吸納更多將自身職業(yè)規(guī)劃與創(chuàng)新活動(dòng)相結(jié)合的創(chuàng)新型人才。這類(lèi)創(chuàng)新型人才往往有較強(qiáng)的自覺(jué)創(chuàng)新意識(shí)［13］，從而能為企業(yè)的創(chuàng)新思想提供創(chuàng)意來(lái)源保障，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

（四）員工持股通過(guò)代理成本影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新

現(xiàn)代企業(yè)中委托代理關(guān)系的出現(xiàn)，意在提高企業(yè)專(zhuān)業(yè)化經(jīng)營(yíng)效率、分散企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。但與此同時(shí)，代理關(guān)系的存在也會(huì)引致企業(yè)產(chǎn)生代理成本過(guò)高、資源分配效率降低等缺陷。員工持股計(jì)劃是一種旨在優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部激勵(lì)機(jī)制、改善公司治理結(jié)構(gòu)的制度設(shè)計(jì)，能夠有效緩解代理問(wèn)題，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新策略的實(shí)施。

從契約性質(zhì)角度來(lái)看，員工持股計(jì)劃的實(shí)施改變了企業(yè)非高管員工的地位，使其能夠擁有所有者與勞動(dòng)者的雙重身份。基于身份認(rèn)同理論，員工的股東身份能增強(qiáng)其作為“內(nèi)部人”的認(rèn)知和責(zé)任感，減少了員工的自利及短視行為［14］，進(jìn)而降低了代理成本，提高了員工的工作效率及對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的參與度，從而加快了創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)程，最終利于創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化。從公司治理效應(yīng)角度來(lái)看，基于委托代理理論，非高管員工持股后會(huì)從所有者的角度出發(fā)，對(duì)企業(yè)內(nèi)部權(quán)力最大的代理者——高管進(jìn)行更嚴(yán)格的監(jiān)督，從而能抑制高管損害公司利益的違規(guī)行為［15］，降低代理成本，減少了高管進(jìn)行在職消費(fèi)、尋租等所產(chǎn)生的隱性成本，為企業(yè)實(shí)現(xiàn)了資金節(jié)流，有助于創(chuàng)新活動(dòng)的進(jìn)行。

（五）員工持股通過(guò)融資約束影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新

融資約束是制約企業(yè)創(chuàng)新的重要因素。由于創(chuàng)新投資一般具有規(guī)模大、回報(bào)期長(zhǎng)等特征，內(nèi)源融資并不能完全滿足企業(yè)創(chuàng)新過(guò)程中的資金需求，而創(chuàng)新產(chǎn)出的不確定性也致使外源融資中融資雙方蘊(yùn)含著信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，進(jìn)而會(huì)引發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)，使企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)面臨融資約束。

員工持股計(jì)劃不僅是一項(xiàng)員工激勵(lì)政策，其還能通過(guò)吸納員工的認(rèn)股資金，以及向信貸市場(chǎng)傳遞積極信號(hào)的方式對(duì)企業(yè)的融資約束狀況產(chǎn)生影響［16］。從契約性質(zhì)角度來(lái)看，首先，混合所有制企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃，不僅能通過(guò)免收認(rèn)購(gòu)資金的方式，抵銷(xiāo)企業(yè)對(duì)持股員工當(dāng)期的薪酬支付，提高企業(yè)的現(xiàn)金持有水平，還能吸納非高管員工為了持有公司股權(quán)而支付的現(xiàn)金，擴(kuò)大資金來(lái)源渠道，緩解了企業(yè)資金壓力與融資約束，有助于企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)；其次，基于信號(hào)傳遞理論，企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃能夠向外部市場(chǎng)傳遞積極信號(hào)，緩解了投資者與企業(yè)間的信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，從而有助于拓展外部融資渠道［17］，緩解企業(yè)融資約束，有利于企業(yè)進(jìn)行長(zhǎng)期持續(xù)性的創(chuàng)新投入，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

（六）員工持股通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—人才保留的鏈?zhǔn)街薪橛绊懟旌纤兄破髽I(yè)創(chuàng)新

結(jié)合前述對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)及人才保留的作用機(jī)理分析，本文發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)企業(yè)能產(chǎn)生價(jià)值增值的效果，進(jìn)而對(duì)企業(yè)生存和成長(zhǎng)性的提升具有重要意義，所以其在一定程度上能夠影響員工的態(tài)度、行為以及穩(wěn)定性等。

具體來(lái)說(shuō)，隨著風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高，企業(yè)在遭受經(jīng)營(yíng)困境時(shí)的應(yīng)對(duì)表現(xiàn)會(huì)更好，由此會(huì)形成一個(gè)較為穩(wěn)定的內(nèi)部經(jīng)營(yíng)環(huán)境。由于決定員工離職的主要因素是企業(yè)的存續(xù)問(wèn)題和自身職業(yè)發(fā)展前景。所以風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高，能夠增強(qiáng)企業(yè)員工的工作安全感，從而減少技術(shù)型員工的主動(dòng)離職傾向，為企業(yè)實(shí)現(xiàn)了人才保留。據(jù)此，基于前文非高管員工持股—風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、人才保留—企業(yè)創(chuàng)新間的作用機(jī)理，本文推斷非高管員工持股會(huì)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—人才保留的鏈?zhǔn)街薪橛绊懟旌纤兄破髽I(yè)創(chuàng)新。

基于以上理論分析，本文構(gòu)建了如圖1所示的概念模型。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2014—2020年我國(guó)實(shí)施了員工持股計(jì)劃的440家A股上市混合所有制企業(yè)為初始樣本，并對(duì)樣本進(jìn)行了如下篩選：①剔除金融類(lèi)上市公司；②剔除經(jīng)營(yíng)異常的ST、*ST公司；③剔除員工持股計(jì)劃實(shí)施草案未經(jīng)股東大會(huì)通過(guò)或最終停止實(shí)施的樣本；④若公司同年度發(fā)布多期員工持股計(jì)劃，則僅保留其第一期；⑤剔除持股對(duì)象只包括高管的公司樣本；⑥對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。最終，得到1 120個(gè)年度樣本觀測(cè)值。樣本中員工持股數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，專(zhuān)利數(shù)據(jù)來(lái)源于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)，其余數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文的實(shí)證部分主要采用Stata 15.0和AMOS 25進(jìn)行處理與分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是企業(yè)創(chuàng)新。借鑒張蕊等（2020）［18］的研究，用發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新的表征變量，并對(duì)企業(yè)當(dāng)年發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)進(jìn)行加1后取自然對(duì)數(shù)的處理，用符號(hào)Apply表示。

2.解釋變量

本文的解釋變量是混合所有制上市企業(yè)非高管員工的持股狀況（ESOP）。我國(guó)《公司法》中規(guī)定，高管人員是指在公司中擔(dān)任關(guān)鍵職位、負(fù)責(zé)企業(yè)運(yùn)營(yíng)管理的管理層員工，主要包括經(jīng)理、副經(jīng)理、董秘、財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人等。故本文界定的“非高管員工”為企業(yè)員工持股計(jì)劃實(shí)施中除上述規(guī)定所涉高管外的所有持股對(duì)象，主要包括核心技術(shù)人員、核心業(yè)務(wù)人員及中層管理人員等。借鑒蘇昕等（2022）［19］的研究，從企業(yè)實(shí)施非高管員工持股的強(qiáng)度及廣度兩方面進(jìn)行度量。其中，持股強(qiáng)度（ESOP1）為企業(yè)非高管員工持股比例，通過(guò)非高管員工持股數(shù)量占企業(yè)期末總股數(shù)的比值計(jì)算得出；持股廣度（ESOP2）為企業(yè)非高管員工參與比例，通過(guò)企業(yè)非高管員工持股人數(shù)占公司員工總數(shù)的比值計(jì)算得出。

3.中介變量

（1）風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。借鑒洪金明等（2021）［20］的研究，采用企業(yè)盈余波動(dòng)性進(jìn)行度量。具體是以當(dāng)年及其前兩年（t、t-1、t-2）共三年作為時(shí)間窗口，對(duì)企業(yè)每年的資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）以年份-行業(yè)均值為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行調(diào)整，后以滾動(dòng)計(jì)算調(diào)整后的ROA極差作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的度量方式，用符號(hào)Risk表示。

（2）代理成本。借鑒周冬華等（2019）［10］的研究，采用管理費(fèi)用率（管理費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入的比值）對(duì)其進(jìn)行度量，該值越大，代表企業(yè)代理成本越高，用符號(hào)Cost表示。

（3）人才保留。本文用員工離職率來(lái)表征企業(yè)的人才保留能力，該值數(shù)值越大，說(shuō)明企業(yè)的人才保留能力越弱。借鑒錢(qián)愛(ài)民等（2014）［21］的研究，員工離職率具體計(jì)算步驟為：當(dāng)企業(yè)T期非高管員工人數(shù)多于T-1期非高管員工人數(shù)時(shí)，該值取0；當(dāng)T期非高管員工人數(shù)少于T-1期時(shí)，該值為（T-1期非高管員工總數(shù)-T期非高管員工總數(shù)）/T-1期員工總數(shù)，用符號(hào)Etr表示。

（4）融資約束。借鑒肖曙光等（2020）［22］的研究，采用公司規(guī)模和年齡兩個(gè)具有較強(qiáng)外生性的變量構(gòu)建SA指數(shù)進(jìn)行度量，其計(jì)算公式為SA=-0.737× Size+0.043×Size2-0.04×Age，該數(shù)值（非絕對(duì)值）越大，說(shuō)明企業(yè)受到的融資約束越嚴(yán)重。

本文主要變量的定義見(jiàn)表1所列。

（三）模型方法

相較于傳統(tǒng)上被用作檢驗(yàn)和估計(jì)中介效應(yīng)的逐步法，結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）可以同時(shí)處理多個(gè)自變量與因變量之間的關(guān)系，能夠彌補(bǔ)單一線性回歸關(guān)系模型分析問(wèn)題的不足與缺陷，更能體現(xiàn)間接效應(yīng)的整體性特征，也更符合研究對(duì)象所處的現(xiàn)實(shí)情境。基于此，本文通過(guò)構(gòu)建多重中介效應(yīng)模型，并運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型探究非高管員工持股影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的間接路徑。具體的路徑分析模型為：

[Apply=α1ESOP+μ1] （1）

[Risk=α2ESOP+μ2] （2）

[Cost=α3ESOP+μ3] （3）

[Etr=α4ESOP+μ4] （4）

[SA=α5ESOP+μ5] （5）

[Apply=α1ESOP+β1Risk+β2Cost+β3Etr+β4SA+μ6] （6）

其中：ESOP代表非高管員工持股變量，包括持股強(qiáng)度（ESOP1）和持股廣度（ESOP2）；[α]表示非高管員工持股變量對(duì)其他變量的作用系數(shù)；[β]表示各中介變量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用系數(shù)；[μ]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2所列。在非高管員工持股中，持股強(qiáng)度（ESOP1）的均值和中位數(shù)分別為1.29%和0.90%，說(shuō)明我國(guó)混合所有制企業(yè)中非高管員工持股數(shù)占企業(yè)總股本的比例約為1.29%，比例相對(duì)偏低，最大值為6.84%，最小值為0.01%，說(shuō)明各混改企業(yè)間的非高管員工持股比例存在較大差異，且符合2014年證監(jiān)會(huì)所出臺(tái)《指導(dǎo)意見(jiàn)》的相關(guān)規(guī)定；持股廣度（ESOP2）的均值為14.5%，說(shuō)明混合所有制企業(yè)非高管員工參與持股的人數(shù)約占員工總數(shù)的14.5%，最大值83.54%與最小值0.13%相差極大，說(shuō)明混改企業(yè)之間非高管員工持股范圍有顯著差異，持股員工覆蓋面極不均衡。企業(yè)創(chuàng)新（Apply）的均值和中位數(shù)分別為2.419 8和2.484 9，說(shuō)明絕大部分混改企業(yè)有申請(qǐng)發(fā)明專(zhuān)利，但總體水平偏低，最大值與最小值分別為6.844 8和0，說(shuō)明混改企業(yè)間創(chuàng)新產(chǎn)出程度差異較大。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（Risk）的均值為0.060 1，最大值0.466 5與最小值0.002 9之間相差較大，表明混改企業(yè)間的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平存在較大差異。代理成本（Cost）的均值為0.079 6，大于中位數(shù)0.063 8，說(shuō)明代理問(wèn)題在混改企業(yè)中是普遍存在的，最大值為0.374 0，遠(yuǎn)大于均值，說(shuō)明個(gè)別企業(yè)代理問(wèn)題十分突出，不利于企業(yè)發(fā)展。人才保留（Etr）的均值為0.034 3，中位數(shù)和最小值均為0，說(shuō)明大部分混改企業(yè)沒(méi)有員工離職現(xiàn)象，但有的企業(yè)員工離職率仍較高，最大值達(dá)40.73%，與最小值差異較大，說(shuō)明不同企業(yè)間人才保留效果顯著不同。融資約束水平（SA）介于-4.427 5～-3.365 2之間，平均數(shù)為-3.850 5，中位數(shù)為-3.836 9，說(shuō)明我國(guó)混改企業(yè)在發(fā)展過(guò)程中仍面臨著融資約束問(wèn)題，反映了我國(guó)企業(yè)融資難的問(wèn)題。

（二）基于結(jié)構(gòu)方程模型的實(shí)證結(jié)果分析

1.假設(shè)模型檢驗(yàn)

結(jié)構(gòu)方程模型估計(jì)的實(shí)質(zhì)是協(xié)方差結(jié)構(gòu)分析，即比較前文假設(shè)模型的期望協(xié)方差矩陣與實(shí)際樣本數(shù)據(jù)的協(xié)方差矩陣間的差異，若差異在適當(dāng)范圍內(nèi)，則說(shuō)明假設(shè)模型與實(shí)際數(shù)據(jù)的擬合情況較好，驗(yàn)證了假設(shè)模型的合理性。本文假設(shè)模型的擬合指數(shù)見(jiàn)表3所列，可以看出，在整體模型適配度檢驗(yàn)中，卡方自由度比值為2.530，小于3.000，說(shuō)明假設(shè)模型與樣本數(shù)據(jù)的適配度符合要求；RMSEA的值為0.037小于0.080，表明模型有較高的擬合度；其余相關(guān)指標(biāo)也均大于標(biāo)準(zhǔn)值0.900，說(shuō)明混合所有制企業(yè)相關(guān)樣本數(shù)據(jù)與本文假設(shè)模型的擬合情況較好，可以使用該模型進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證分析。

2.影響效應(yīng)分析及路徑分解

基于前文理論分析所得的假設(shè)模型，利用Amos 25的最大似然估計(jì)法（ML）得到模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，具體見(jiàn)表4所列。由于標(biāo)準(zhǔn)的ML估計(jì)所得為非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，所以一般只計(jì)算非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，Amos 25中匯報(bào)的也只是非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)值，而一般的路徑分析采用標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，所以借鑒姚戰(zhàn)琪（2021）［23］的做法，用非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的顯著性水平代替標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的顯著性。

圖2直觀展示了非高管員工持股作用于混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的具體路徑。可以看出，持股強(qiáng)度和持股廣度對(duì)于混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的直接作用路徑都顯著，但影響效果不同，因此需要進(jìn)一步從非高管員工持股的不同維度考察其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。在間接路徑中，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、人才保留和代理成本三種并行中介路徑以及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—人才保留的鏈?zhǔn)街薪槁窂骄哂酗@著的影響效應(yīng)。具體路徑估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5所列。

（1）直接影響效應(yīng)分析。由表5可知，首先，持股強(qiáng)度（ESOP1）對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的直接影響路徑顯著為正，體現(xiàn)出員工持股計(jì)劃的激勵(lì)和治理作用，說(shuō)明混合所有制企業(yè)員工持股比例越高，非高管員工與企業(yè)的利益一致性會(huì)更強(qiáng)，越能夠激勵(lì)其參與企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)，同時(shí)員工持股計(jì)劃產(chǎn)生的治理效應(yīng)，能夠使企業(yè)非高管員工形成自我監(jiān)督和相互監(jiān)督的良性機(jī)制，從而進(jìn)一步為企業(yè)內(nèi)部營(yíng)造良好的創(chuàng)新環(huán)境，促進(jìn)創(chuàng)新成果的產(chǎn)生。而持股廣度（ESOP2）與企業(yè)創(chuàng)新間的直接作用路徑卻顯著為負(fù)，體現(xiàn)出普惠性福利效應(yīng)，說(shuō)明混合所有制企業(yè)非高管員工參與持股計(jì)劃的規(guī)模越大，反而不利于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展。這可能是因?yàn)椋歉吖軉T工參與度較高，體現(xiàn)了混改企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃時(shí)較為強(qiáng)調(diào)對(duì)員工的普惠性。對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)有著重要貢獻(xiàn)的核心員工而言，其只獲得了相對(duì)平均的股權(quán)，所以這并不利于其創(chuàng)新積極性和團(tuán)隊(duì)合作意識(shí)的提升；并且當(dāng)那些對(duì)企業(yè)創(chuàng)新貢獻(xiàn)不大的普通員工持股后，容易產(chǎn)生平均主義弊端，誘發(fā)該部分員工產(chǎn)生搭便車(chē)行為［25］，從而降低企業(yè)創(chuàng)新效率，反而不利于企業(yè)創(chuàng)新。

（2）間接影響效應(yīng)分析。主要包括以下幾個(gè)方面：

第一，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的間接效應(yīng)。持股強(qiáng)度的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，持股廣度的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑表現(xiàn)為中介效應(yīng)。由表5可知，用持股廣度（ESOP2）度量時(shí)，ESOP2→Risk→Apply的路徑結(jié)果顯著為負(fù)，即風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在其中表現(xiàn)為中介效應(yīng)，結(jié)合表4分段路徑估計(jì)結(jié)果，ESOP2→Risk路徑顯著為正，Risk→Apply路徑顯著為負(fù)。而持股強(qiáng)度（ESOP1）的間接路徑ESOP1→Risk→Apply結(jié)果也顯著為負(fù)，表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，占直接效應(yīng)的比例為|-0.007 9 / 0.059 0| = 13.39%，說(shuō)明在持股強(qiáng)度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正向直接影響效應(yīng)中，有13.39個(gè)百分點(diǎn)被持股強(qiáng)度通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向間接效應(yīng)所遮掩。結(jié)合各分段路徑綜合分析，此時(shí)企業(yè)高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。本文認(rèn)為可能的原因是，混改企業(yè)本身因具有一定的資源及政策優(yōu)勢(shì)會(huì)趨向于高風(fēng)險(xiǎn)投資，此時(shí)持股強(qiáng)度、廣度的共同促進(jìn)作用使其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平進(jìn)一步提高，可能會(huì)引發(fā)過(guò)度的投融資行為，導(dǎo)致企業(yè)的償債風(fēng)險(xiǎn)上升［26］，不利于創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展。因此，非高管員工持股強(qiáng)度越高、參與范圍越廣，持股員工的風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)作用反而會(huì)增加管理層進(jìn)行非理性投資決策的可能性，從而使企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境，削弱了企業(yè)的創(chuàng)新能力。

第二，人才保留的間接效應(yīng)。非高管員工持股兩個(gè)維度下的人才保留路徑均表現(xiàn)為中介效應(yīng)。由表5可知，用持股強(qiáng)度（ESOP1）度量時(shí)，ESOP1→Etr→Apply的間接影響路徑系數(shù)顯著為正，說(shuō)明非高管員工持股比例越高，其離職傾向就越弱，進(jìn)而幫助混合所有制企業(yè)實(shí)現(xiàn)了核心人才保留，有利于保證創(chuàng)新行為的連續(xù)性，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。用持股廣度（ESOP2）度量時(shí)，ESOP2→Etr→Apply的間接影響路徑顯著為負(fù)，結(jié)合表4分段路徑的估計(jì)結(jié)果可知，非高管員工參與持股計(jì)劃的范圍越廣，反而會(huì)提高員工離職率，抑制企業(yè)創(chuàng)新。這可能是因?yàn)椋歉吖軉T工持股人數(shù)占比越高，員工持股制度在公司內(nèi)部變成普惠制度的概率就越大，這就意味著員工持有股權(quán)從“激勵(lì)因素”變成了“保健因素”，而根據(jù)赫茨伯格的雙因素理論，“保健因素”如果得不到相應(yīng)的滿足，員工會(huì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的不滿，選擇消極怠工，甚至產(chǎn)生自身職業(yè)發(fā)展受限的感知［2］，進(jìn)而會(huì)通過(guò)主動(dòng)離職來(lái)獲取新的職業(yè)機(jī)會(huì)，加劇了企業(yè)的離職現(xiàn)象，減少了企業(yè)創(chuàng)新資源的投入，抑制了企業(yè)創(chuàng)新。

第三，代理成本的間接效應(yīng)。非高管員工持股兩個(gè)維度下的代理成本路徑均表現(xiàn)為中介效應(yīng)。由表5可知，用持股強(qiáng)度（ESOP1）度量時(shí)，ESOP1→Cost→Apply的間接影響路徑系數(shù)顯著為正，說(shuō)明非高管員工持股比例越高，所產(chǎn)生的激勵(lì)效果會(huì)越好，從而能夠明顯提高員工的工作積極性及參與治理的主動(dòng)性，加強(qiáng)了持股員工對(duì)于管理層的監(jiān)督，提高了公司治理的有效性，進(jìn)而降低了企業(yè)代理成本，提高了企業(yè)的創(chuàng)新資金及創(chuàng)新人才利用率，促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新。用持股廣度（ESOP2）度量時(shí)，ESOP2→Cost→Apply的間接影響路徑系數(shù)顯著為負(fù)，結(jié)合表4中分段路徑估計(jì)結(jié)果，說(shuō)明非高管員工參與持股的范圍越廣，持股員工之間不僅可能會(huì)出現(xiàn)責(zé)任推諉以及行為依賴(lài)的“搭便車(chē)”現(xiàn)象，稀釋了員工持股計(jì)劃的激勵(lì)效應(yīng)，甚至還增加了企業(yè)未持股員工產(chǎn)生機(jī)會(huì)主義行為的可能性，削弱了持股員工對(duì)管理層的集體監(jiān)督行為，加劇了企業(yè)的代理問(wèn)題，從而進(jìn)一步提高了代理成本，抑制了企業(yè)創(chuàng)新。

第四，融資約束的間接效應(yīng)。持股廣度的融資約束路徑表現(xiàn)為中介效應(yīng)，而持股強(qiáng)度通過(guò)融資約束影響企業(yè)創(chuàng)新的路徑并不顯著。由表5可知，用持股強(qiáng)度（ESOP1）度量時(shí)，ESOP1→SA→Apply路徑不顯著，這可能是因?yàn)椋瑔T工持股的作用效果一般與其實(shí)施動(dòng)機(jī)分不開(kāi)，當(dāng)企業(yè)實(shí)施員工持股的動(dòng)機(jī)為防止收購(gòu)或是緩解融資約束等非激勵(lì)性質(zhì)時(shí)，其由此融得的資金會(huì)優(yōu)先被用于解決生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中的財(cái)務(wù)緊張問(wèn)題，或是進(jìn)一步增持股份以緩解被收購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)，并不會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。用持股廣度（ESOP2）度量時(shí)，ESOP2→SA→Apply路徑估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，即融資約束在員工持股廣度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響中起到中介作用。結(jié)合表4中各分段路徑的估計(jì)結(jié)果，ESOP2→SA路徑顯著為負(fù)，SA→Apply路徑顯著為正，說(shuō)明非高管員工參與持股的比例越大，企業(yè)的融資約束狀況會(huì)有所緩解，但反而會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。這可能是因?yàn)椋谫Y源約束理論，企業(yè)融資約束程度越大，內(nèi)部資金越緊張，管理者出于對(duì)個(gè)人職業(yè)聲譽(yù)的考慮，在進(jìn)行創(chuàng)新決策時(shí)會(huì)較為謹(jǐn)慎，并且會(huì)注意控制創(chuàng)新項(xiàng)目的投資風(fēng)險(xiǎn)，確保資金不會(huì)過(guò)度投資到風(fēng)險(xiǎn)高且低效的創(chuàng)新項(xiàng)目上，以保證企業(yè)創(chuàng)新投資收益的獲得［27］。反而言之，員工持股計(jì)劃的大規(guī)模實(shí)施使得企業(yè)的融資約束狀況得到了有效緩和，其自由現(xiàn)金流及內(nèi)部資源會(huì)更加充裕，從而提高了管理層在創(chuàng)新活動(dòng)中的非效率投資和投機(jī)風(fēng)險(xiǎn)，最終不利于創(chuàng)新產(chǎn)出［28］。

第五，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與人才保留的鏈?zhǔn)介g接效應(yīng)。持股強(qiáng)度的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—人才保留路徑表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，持股廣度的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—人才保留路徑表現(xiàn)為中介效應(yīng)。由表5可知，用持股強(qiáng)度（ESOP1）度量時(shí)，ESOP1→Risk→Etr→Apply的路徑系數(shù)顯著為負(fù)，表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，占直接效應(yīng)的比例為 | -0.002 8/ 0.059 0 | =4.75%，說(shuō)明在持股強(qiáng)度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正向直接影響效應(yīng)中，有4.75個(gè)百分點(diǎn)被持股強(qiáng)度通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響人才保留后作用于企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向間接效應(yīng)所遮掩。結(jié)合表4分段路徑的估計(jì)結(jié)果可知，非高管員工持股強(qiáng)度越大，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，反而提高了員工離職率，抑制了企業(yè)創(chuàng)新。用持股廣度（ESOP2）度量時(shí)，ESOP2→Risk→Etr→Apply的路徑系數(shù)顯著為負(fù)，表現(xiàn)為中介效應(yīng)，也說(shuō)明非高管員工參與持股范圍越廣，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，反而會(huì)通過(guò)提高員工離職率抑制企業(yè)創(chuàng)新。這可能是由于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，其就越趨向于選擇高風(fēng)險(xiǎn)性投資項(xiàng)目，從而容易陷入“敢于冒險(xiǎn)的陷阱”，由此產(chǎn)生的過(guò)度投資行為會(huì)提高企業(yè)的資本支出，增加不必要的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，且一旦投資失敗會(huì)嚴(yán)重影響企業(yè)績(jī)效，并導(dǎo)致負(fù)面信息累積和股價(jià)暴跌［29］，使企業(yè)陷入經(jīng)營(yíng)困境。而企業(yè)非高管持股員工的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較差，其持股收益與公司股價(jià)掛鉤，職位發(fā)展規(guī)劃也與企業(yè)的存續(xù)能力分不開(kāi)，所以企業(yè)較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平會(huì)削弱員工的工作安全感，提高員工離職傾向，從而降低了企業(yè)的創(chuàng)新人才儲(chǔ)備，抑制了企業(yè)創(chuàng)新。

綜合上述分析，從總效應(yīng)來(lái)看，雖然持股強(qiáng)度與廣度分別作用于企業(yè)創(chuàng)新的總效應(yīng)路徑表現(xiàn)為一正一負(fù)，但持股廣度的負(fù)面效應(yīng)（-0.143 7）要強(qiáng)于持股強(qiáng)度的正面效應(yīng)（0.055 4）。所以綜合來(lái)看，非高管員工持股影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的合計(jì)效應(yīng)為負(fù)（-0.088 3），說(shuō)明雖然員工持股計(jì)劃在提升激勵(lì)效能、改善公司治理水平、優(yōu)化市場(chǎng)反應(yīng)等方面具有重要作用，進(jìn)而能夠推進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，但是當(dāng)企業(yè)參與持股的非高管人數(shù)過(guò)多而產(chǎn)生嚴(yán)重的“搭便車(chē)”問(wèn)題，或是企業(yè)基于非激勵(lì)動(dòng)機(jī)將員工持股作為市值管理或融資工具時(shí)，員工持股計(jì)劃的激勵(lì)作用會(huì)顯著減弱，反而會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生較強(qiáng)的抑制作用，這與蘇昕等（2022）［19］的研究結(jié)論一致。

（3）路徑分解。為了進(jìn)一步分析非高管員工持股影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)理，本文就非高管員工持股影響企業(yè)創(chuàng)新的具體路徑進(jìn)行分解，結(jié)果見(jiàn)表6所列。

從表6可以看出，非高管員工持股影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的直接作用路徑在總效應(yīng)中的貢獻(xiàn)度為71.66%，間接作用路徑在總效應(yīng)中的貢獻(xiàn)度為28.34%，其中并行中介路徑中，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑貢獻(xiàn)度為11.02%，融資約束路徑貢獻(xiàn)度為5.26%，人才保留路徑貢獻(xiàn)度為5.12%，代理成本路徑貢獻(xiàn)度為3.04%，鏈?zhǔn)街薪槁窂斤L(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—人才保留貢獻(xiàn)度為3.90%。以上結(jié)果說(shuō)明，在非高管員工持股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)中，持股強(qiáng)度和持股廣度均以直接作用路徑為主對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響；在間接作用路徑中，非高管員工持股后企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新的影響貢獻(xiàn)最大，融資約束路徑次之，其余依次是人才保留路徑、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—人才保留路徑，最后是代理成本路徑，其影響貢獻(xiàn)度最小。

綜上，總體來(lái)看，非高管員工持股對(duì)混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的影響是多角度的。一方面，持股強(qiáng)度體現(xiàn)了混合所有制企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的長(zhǎng)期激勵(lì)及治理效應(yīng)，其將員工的回報(bào)與企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展捆綁起來(lái)，可以激勵(lì)員工更加關(guān)注企業(yè)的長(zhǎng)期成果，并增加自身對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的投資；同時(shí)，混合所有制企業(yè)能利用員工持股在其股權(quán)多元化的基礎(chǔ)上建立起獨(dú)立的法人治理結(jié)構(gòu)，改善“一股獨(dú)大”的內(nèi)部人控制和監(jiān)督失效等問(wèn)題，提高了公司治理水平，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。另一方面，持股廣度體現(xiàn)了混合所有制企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的福利性質(zhì)，雖然其在一定程度上能夠促進(jìn)團(tuán)隊(duì)合作，調(diào)動(dòng)員工工作積極性，但同時(shí)也會(huì)給企業(yè)帶來(lái)嚴(yán)重的“搭便車(chē)”問(wèn)題。大規(guī)模的持股范圍會(huì)導(dǎo)致員工持股計(jì)劃的激勵(lì)作用不能得到有效發(fā)揮，進(jìn)而抑制了企業(yè)創(chuàng)新，且主要通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑以及融資約束路徑來(lái)體現(xiàn)。總之，實(shí)施福利性質(zhì)的員工持股計(jì)劃并不利于促進(jìn)混合所有制企業(yè)創(chuàng)新，其應(yīng)是以直接作用路徑為主。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文主要研究的是非高管員工持股影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑。持股強(qiáng)度（ESOP1）和持股廣度（ESOP2）已能較為全面地刻畫(huà)企業(yè)非高管員工的持股行為，因此主要從模型競(jìng)爭(zhēng)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

為了檢驗(yàn)本文所架構(gòu)假設(shè)模型的有效性，借鑒張婕等（2014）［31］的研究，選擇構(gòu)建相關(guān)的競(jìng)爭(zhēng)模型，將其適配度與假設(shè)模型的進(jìn)行對(duì)比，即在交叉驗(yàn)證（cross-validation）中考慮模型的選擇問(wèn)題，從而驗(yàn)證本文所選基礎(chǔ)模型是相對(duì)最優(yōu)的，且具有一定的穩(wěn)健性。本文設(shè)置了三個(gè)競(jìng)爭(zhēng)模型：第一個(gè)競(jìng)爭(zhēng)模型為不設(shè)置自變量與因變量間直接路徑的完全中介模型（競(jìng)爭(zhēng)模型1）；第二個(gè)競(jìng)爭(zhēng)模型為不設(shè)置鏈?zhǔn)街薪槁窂降牟⑿兄薪槟Ｐ停ǜ?jìng)爭(zhēng)模型2），即刪掉了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)指向人才保留的路徑；第三個(gè)競(jìng)爭(zhēng)模型為不設(shè)置并行中介路徑的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停ǜ?jìng)爭(zhēng)模型3），即同時(shí)刪掉了非高管員工持股分別指向融資約束、人才保留、代理成本的路徑，以及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)指向企業(yè)創(chuàng)新的路徑。然后采用前文同樣的方法對(duì)以上模型進(jìn)行擬合估計(jì)，得到的擬合結(jié)果見(jiàn)表7所列。

首先，從模型擬合指標(biāo)進(jìn)行比較，由于RMSEA越小，模型擬合越好，CFI、GFI、AGFI、NFI、IFI越大，模型擬合越好，所以通過(guò)以上指標(biāo)的對(duì)比可以初步得出相對(duì)最優(yōu)的擬合模型。由表7可知，競(jìng)爭(zhēng)模型的χ2/df均大于3，說(shuō)明擬合效果并不是很好，且其他指標(biāo)雖然達(dá)到了可接受水平，但RMSEA值均大于假設(shè)模型，CFI、GFI、AGFI、NFI、IFI值均小于假設(shè)模型，說(shuō)明競(jìng)爭(zhēng)模型的擬合程度均不及假設(shè)模型理想。其次，由于競(jìng)爭(zhēng)模型均與假設(shè)模型構(gòu)成嵌套模型（指與基準(zhǔn)模型相比，刪掉或增加某些路徑后形成的模型），因此可以根據(jù)?χ2與?df的差異來(lái)分別比較兩個(gè)模型與假設(shè)模型的優(yōu)劣，即當(dāng)?χ2不顯著時(shí)，選擇路徑更為簡(jiǎn)潔的模型；當(dāng)?χ2顯著時(shí)，則選擇擬合結(jié)果更好的復(fù)雜路徑模型。由表7可以看出，競(jìng)爭(zhēng)模型1與假設(shè)模型相比卡方變化顯著（?χ2（2）=12.288，plt;0.01），所以應(yīng)選擇擬合效果更好的假設(shè)模型；同樣地，競(jìng)爭(zhēng)模型2（?χ2（1）=5.994，plt;0.05）和競(jìng)爭(zhēng)模型3（?χ2（8）=32.778，plt;0.01）分別與假設(shè)模型相比，卡方變化也顯著。因此，本文的假設(shè)模型為擬合最優(yōu)模型，驗(yàn)證了模型的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

第一，非高管員工持股強(qiáng)度作用于企業(yè)創(chuàng)新的直接效應(yīng)與總效應(yīng)均為正，但非高管員工持股廣度作用于企業(yè)創(chuàng)新的直接效應(yīng)與總效應(yīng)均為負(fù)，且該負(fù)面影響大于持股強(qiáng)度帶來(lái)的正面影響。這說(shuō)明，非高管員工高比例持股所產(chǎn)生的激勵(lì)效應(yīng)、治理效應(yīng)會(huì)給混合所有制企業(yè)創(chuàng)新帶來(lái)積極影響，但同時(shí)若非高管員工參與持股的范圍較大，其所產(chǎn)生的普惠性福利效應(yīng)會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響。

第二，非高管員工持股會(huì)通過(guò)代理成本路徑和人才保留路徑影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新。具體而言，非高管員工持股比例越高，產(chǎn)生的激勵(lì)效果越好，降低了代理成本，并且能為企業(yè)實(shí)現(xiàn)核心人才保留，有助于企業(yè)創(chuàng)新；而非高管員工參股比例越大，所導(dǎo)致的“搭便車(chē)”問(wèn)題會(huì)稀釋激勵(lì)效應(yīng)，增加企業(yè)內(nèi)部自利行為，提高代理成本，抑制企業(yè)創(chuàng)新，并且此時(shí)員工的持股收益僅表現(xiàn)為“保健因素”的作用，一旦不能滿足，員工便會(huì)產(chǎn)生離職傾向，不利于創(chuàng)新活動(dòng)的持續(xù)性。

第三，非高管員工持股會(huì)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑、融資約束路徑和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)—人才保留路徑負(fù)向影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新。具體而言，非高管員工持股比例越高、參與比例越大，能夠極大地提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，同時(shí)使得企業(yè)融資約束狀況得到較大程度的改善，充裕了企業(yè)的現(xiàn)有資金，易使高管在制定創(chuàng)新決策時(shí)趨于風(fēng)險(xiǎn)偏好，引發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中的非效率投資行為，不利于創(chuàng)新產(chǎn)出的實(shí)現(xiàn)；并且這會(huì)增加企業(yè)的冒險(xiǎn)性投資行為，易使企業(yè)陷入經(jīng)營(yíng)困境，降低員工工作安全感，提高員工離職率，不利于企業(yè)創(chuàng)新。

第四，在非高管員工持股影響混合所有制企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑中，直接路徑是主要影響路徑，貢獻(xiàn)度高達(dá)71.66%；間接路徑中，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑（11.02%）和融資約束路徑（5.26%）貢獻(xiàn)了較大的影響效應(yīng)。

（二）啟示

第一，混合所有制企業(yè)在制定相應(yīng)的員工持股計(jì)劃實(shí)施方案時(shí)，應(yīng)科學(xué)安排非高管員工持股比例與持股范圍等契約要素。由于目前混合所有制企業(yè)的制度設(shè)計(jì)更加側(cè)重于利益綁定，對(duì)激勵(lì)作用的體現(xiàn)有所不足，同時(shí)員工持股制度的覆蓋面較廣，較為強(qiáng)調(diào)對(duì)員工的普惠性，導(dǎo)致其實(shí)施過(guò)程中的受眾員工數(shù)量較多，易產(chǎn)生“搭便車(chē)”現(xiàn)象，反而不利于激勵(lì)核心員工參與創(chuàng)新。所以在實(shí)施員工持股計(jì)劃時(shí)，混合所有制企業(yè)應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注持股比例與持股范圍等方案設(shè)計(jì)要素的選擇，重點(diǎn)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展有重大貢獻(xiàn)的人才，盡量避免平均主義的弊端。

第二，政府部門(mén)應(yīng)進(jìn)一步完善員工持股的實(shí)施辦法細(xì)則以及相應(yīng)的配套政策，積極引導(dǎo)意欲混改的企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃。混改背景下實(shí)施員工持股計(jì)劃是國(guó)企改革的一項(xiàng)重要舉措，但是目前實(shí)踐中尚缺乏一套有效、可行的辦法細(xì)則可供參考，這在一定程度上影響了混改背景下員工持股制度的實(shí)踐進(jìn)展及效果。所以，應(yīng)在員工持股的制度設(shè)計(jì)層面，通過(guò)法律的形式明確員工持股的各項(xiàng)權(quán)益和義務(wù)，比如在員工持股期限、股份來(lái)源和退出機(jī)制等方面給予更清晰的規(guī)定，同時(shí)積極推進(jìn)相關(guān)配套政策，如稅收優(yōu)惠政策等的設(shè)立，以提高混改企業(yè)實(shí)施員工持股計(jì)劃的積極性，助力我國(guó)早日實(shí)現(xiàn)國(guó)企的深化改革和創(chuàng)新發(fā)展。

第三，混合所有制企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)部風(fēng)險(xiǎn)管控，建立有效的風(fēng)險(xiǎn)管理制度體系。考慮非高管員工持股能顯著提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，可能會(huì)增加企業(yè)的創(chuàng)新投資風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)非高管員工持股能夠有效緩解企業(yè)的融資約束，可能會(huì)影響其資源配置的合理性，進(jìn)而會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響。而有效的風(fēng)險(xiǎn)管控機(jī)制能夠?qū)ζ髽I(yè)的風(fēng)險(xiǎn)性投資行為、非合理資源配置行為產(chǎn)生一定的約束作用，因此企業(yè)可以從提升內(nèi)部控制有效性、建立配套的風(fēng)險(xiǎn)管理制度等角度出發(fā)，合理控制風(fēng)險(xiǎn)水平，防范過(guò)度冒險(xiǎn)和過(guò)度投資，以緩解風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平過(guò)高、資源稟賦過(guò)盛對(duì)企業(yè)創(chuàng)新帶來(lái)的不利影響。

參考文獻(xiàn)：

［1］HUANG P，WANG Y H，PENG J H. Research on the Influence of Employee Stock Ownership Plan on Employee Innovation Behavior from the Perspective of Psychological Ownership［C］// Proceeding of the Fifteenth International Conference on Management Science and Engineering Management. Cham：Springer，2021：758-773.

［2］SI D K，WANG Y，KONG D. Employee Incentives and Energy Firms' Innovation：Evidence from China［J］. Energy，2020，212：118673.

［3］洪峰.中國(guó)式員工持股計(jì)劃與企業(yè)創(chuàng)新：利益協(xié)同抑或市值管理［J］.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2021，36（2）：69-85.

［4］BOVA F，KOLEV K，THOMAS J K，et al. Non-Executive Employee Ownership and Corporate Risk［J］. The Accounting Review，2015，90（1）：115-145.

［5］寧向東，高文瑾.內(nèi)部職工持股：目的與結(jié)果［J］.管理世界，2004（1）：130-136.

［6］李韻，丁林峰.員工持股計(jì)劃、集體激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新［J］.財(cái)經(jīng)研究，2020，46（7）：35-48.

［7］徐鵬，白貴玉，陳志軍.知識(shí)型員工參與激勵(lì)與創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系研究——組織公民行為的非線性中介作用［J］.科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2016，37（5）：129-137.

［8］朱磊，陳曦，王春燕.國(guó)有企業(yè)混合所有制改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2019，41（11）：72-91.

［9］李健，崔雪，陳傳明.家族企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與創(chuàng)新投入——基于信號(hào)傳遞理論的研究［J］.南開(kāi)管理評(píng)論，2022，25（1）：135-146.

［10］周冬華，黃佳，趙玉潔.員工持股計(jì)劃與企業(yè)創(chuàng)新［J］.會(huì)計(jì)研究，2019（3）：63-70.

［11］單蒙蒙，但菊香，宋運(yùn)澤.員工持股計(jì)劃與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)——基于公司內(nèi)外部治理機(jī)制的視角［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2021，35（7）：119-128.

［12］解維敏，唐清泉.公司治理與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2013（1）：91-97.

［13］曹玉珊，陳力維.員工持股計(jì)劃、人才專(zhuān)業(yè)性與企業(yè)有效創(chuàng)新［J］.當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2019（5）：84-95.

［14］WELBOURNE T M，PATERSON T A. Advancing a Richer View of Identity at Work：The Role‐Based Identity Scale［J］. Personnel Psychology，2017，70（2）：315-356.

［15］張學(xué)志，李燦權(quán)，周梓洵.員工持股計(jì)劃、內(nèi)部監(jiān)督與企業(yè)違規(guī)［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2022，45（3）：185-211.

［16］化兵，喬曉龍.員工持股計(jì)劃與融資約束——基于內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)分析［J］.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2021，36（1）：98-112.

［17］黃桂田，張悅.國(guó)有公司員工持股績(jī)效的實(shí)證分析——基于1302家公司的樣本數(shù)據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2009（4）：86-94.

［18］張蕊，王洋洋，廖佳.關(guān)鍵下屬高管晉升錦標(biāo)賽的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)研究［J］.會(huì)計(jì)研究，2020（2）：143-153.

［19］蘇昕，王立民，劉昊龍.員工持股計(jì)劃對(duì)實(shí)體企業(yè)成長(zhǎng)的影響［J］.改革，2022（9）：123-142.

［20］洪金明，林潤(rùn)雨，崔志坤.企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平、審計(jì)投入與審計(jì)意見(jiàn)［J］.審計(jì)研究，2021（3）：96-105.

［21］錢(qián)愛(ài)民，郁智，步丹璐.結(jié)果公平還是過(guò)程公平？——基于薪酬激勵(lì)對(duì)員工離職的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2014（9）：101-109.

［22］肖曙光，彭文浩，黃曉鳳.當(dāng)前制造業(yè)企業(yè)的融資約束是過(guò)度抑或不足——基于高質(zhì)量發(fā)展要求的審視與評(píng)判［J］.南開(kāi)管理評(píng)論，2020，23（2）：85-97.

［23］姚戰(zhàn)琪.協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度的多重中介效應(yīng)研究［J］.財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2021（4）：37-46.

［24］夏婷，聞岳春，袁鵬.大股東股權(quán)質(zhì)押影響公司價(jià)值的路徑分析［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，40（8）：93-108.

［25］黃群慧，余菁，王欣，等.新時(shí)期中國(guó)員工持股制度研究［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（7）：5-16.

［26］董保寶.風(fēng)險(xiǎn)需要平衡嗎：新企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與績(jī)效倒U型關(guān)系及創(chuàng)業(yè)能力的中介作用［J］.管理世界，2014（1）：120-131.

［27］陳海強(qiáng)，韓乾，吳鍇.融資約束抑制技術(shù)效率提升嗎？——基于制造業(yè)微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］.金融研究，2015（10）：148-162.

［28］周開(kāi)國(guó)，盧允之，楊海生.融資約束、創(chuàng)新能力與企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2017，52（7）：94-108.

［29］孫艷梅，郭敏，方夢(mèng)然.企業(yè)創(chuàng)新投資、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)［J］.科研管理，2019，40（12）：144-154.

［30］李春紅，王苑萍，鄭志丹.雙重委托代理對(duì)上市公司過(guò)度投資的影響路徑分析——基于異質(zhì)性雙邊隨機(jī)邊界模型［J］.中國(guó)管理科學(xué)，2014，22（11）：131-139.

［31］張婕，樊耘，張旭.前攝性行為視角下的員工創(chuàng)新——前攝型人格、反饋尋求與員工創(chuàng)新績(jī)效［J］.南開(kāi)管理評(píng)論，2014，17（5）：13-23.

［責(zé)任編輯：余 芳，程 靖］