中小企业股权激励对企业创新的影响——基于中小板企业的双重差分分析

梁四安，马 晴

（佛山科学技术学院 经济管理学院，广东 佛山 528000）

一、引言

创新是企业提高市场竞争力的源泉，长期以来，我国企业广泛投身于创新研发活动，研发投入常年占全社会比重超过70%，为我国科研事业做出了巨大贡献。然而，当前我国企业创新活动呈现出明显的结构性差异，规模以上企业研发投入高达企业研发总投入的80%以上［1］，目前我国专利申请主要来自大型企业，而大量中小企业囿于自身实力，在创新和研发方面乏善可陈，直接导致在专利和技术上长期受制于人。艾瑞咨询数据显示，2020 年我国中小企业占全国企业总数的99%，却仅有不到四成企业进行了研发活动。如何激励广大中小企业投身于研发创新，为我国国民经济注入新的活力，使“大众创业、万众创新”得到真正落实，是社会亟待解决的问题。

当前，不少中小企业陆续实施了股权激励计划，考虑到中小企业的股权激励不仅能改善经营绩效，使企业有更充裕的财力参与研发，而且能在一定时间内改变高管的利益导向，从而影响企业实际经营决策，很有可能对企业创新行为产生效应，本文试从该角度切入，研究中小企业的股权激励对企业创新的影响。

二、文献综述

学界关于股权激励与企业创新的相关研究由来已久。Jensen［2］等提出的“委托——代理”理论系统地阐述了企业经营过程中的激励机制，认为界定产权是激励的核心。目前，我国上市公司中发布并实施了股权激励计划的企业逐年增加，占比不断上升，学界对企业股权激励的研究不断深化。臧志彭（2015）［3］、程翠凤（2018）［4］等指出股权激励有利于挽留高级人才，减少非效率投资成本，能对企业经营起积极作用；股权激励与市场信心的正相关关系也在基于上市公司样本股价波动的实证研究中得到检验（毛荐其，2007［5］；He，2013［6］）。

孙旭东，李成刚［9］（2017）从股权激励对行业创新角度切入，利用创新指数测算法，论证了股权激励不仅有利于企业长远发展，且对行业创新有正向影响。王永海、张文生（2008）［10］与田轩、孟清扬（2018）［11］针对沪市上市企业的实证研究也揭示股权激励能够促使高管进行更具风险性的投资，其中便包括研发创新。但学界也不乏不同的声音，如潘吟斐（2013）［7］、陶萍等（2016）［8］在对A 股上市公司面板数据进行分析后指出，由于福利效应存在，股权激励对高管影响有限，无法对企业经营绩效产生实质性影响。还有文献表明股权激励对企业创新并非一直起正向影响，赵宇恒（2013）［12］、张娜等（2019）［13］对沪深两市高管的持股比例与企业的研发投入进行了实证研究，发现创新支出与高管的持股比例相关性较强，高管的持股比例较高会导致高管避免承担风险，进而排斥企业创新投入以及降低研发绩效。

梳理上述文献可知，目前学界主流研究基本肯定了股权激励对企业经营绩效的改善，但对是否能正向激励企业创新仍在探讨当中，过往研究多以A 股上市公司为研究样本，较少地考虑中小企业，样本选取在该方面存在学术空白，本文的研究试图在丰富前人研究的基础上，采用中小板企业样本，探讨中小企业高管股权激励对企业创新的影响。

三、研究假设

本文在梳理过往研究的基础上，对中小企业股权激励与创新的关系进行理论探讨。本文认为，中小企业在创新投入上的决策具有两面性，一方面，中小企业有追求创新以在市场竞争中占得主动从而最大化企业效益的动机，另一方面，囿于自身实力薄弱，无力承担大量研发支出以及随之而来的财务风险，中小企业也会排斥创新投入。根据中小企业研发投入现状判断，后者的影响大于前者，导致中小企业目前总体在创新上处于边缘化的状态，研发投入不足，研发产出较低，创新能力和创新绩效普遍低下。

在实施股权激励后，中小企业的创新决策受到如下改变：一方面，许多中小企业由个人独资和合伙人企业改制而来，企业高管实际权力不大，公司运营更多体现其所有者的意志。另一方面，根据前人研究结果，股权激励能提升企业的经营绩效，利润的增长为企业创新提供财力保障，利好企业创新。根据以上的分析，本文提出了下面的两个研究假设：

H1：中小企业实行股权激励能显著促进企业创新

此外，中小企业区别为大企业的一个重要特征为高股权集中度，这主要是因中小企业多由个人独资和合伙人企业转制演化而来，尚处于发展初期，其创始人往往拥有绝对控股权，在高股权集中度下，中小企业的高管权力有限，积极性受到压制，一旦实行股权激励，高管的积极性和潜能将得到较大发挥，其进行企业创新以博取成绩的动力较为强劲，而在低股权集中度的中小企业，因股权分散，高管经营权限较大，进一步的股权激励带来的边际效应较弱，无法对企业的创新决策产生实质性影响。基于上述考量，本文提出研究假设：

H2：股权集中度高的中小企业进行股权激励后会有更加明显的创新促进作用，股权集中度在股权激励影响企业创新中起着正向的调节作用。

四、实证分析

（一）模型构建

为印证上述研究假设，本文进行实证建模分析，本文实证模型为双重差分模型，该模型能通过事前事后处理组和控制组的对照差分，有效评估政策或冲击的影响，在股权激励研究领域，该实证方法见诸臧志彭（2015）［3］、程翠凤（2018）［4］等多位学者的研究，模型具体表达如下：

模型1 用于探究股权激励对企业创新投入的影响，模型2 在模型1 的基础上加入了股权集中度的交乘项，以探究股权集中度可能存在的调节效应。其中，下标i 为企业个体，t 为年份，RD 为本文被解释变量企业的研发投入，X 为本文核心解释变量股权激励，若i 企业t 年已进行了股权激励，则取值1，否则取值0。soe、roa、size、age、lev、ato 分别为企业层面控制变量——企业产权性质、净利润率、企业规模、企业年龄、杠杆率、资产负债率，top1为本文调节变量股权集中度，γi为个体固定效应，ηt为时间固定效应。本文主要关注核心解释变量X 的系数β1和交乘项X*top1的系数β3的方向、显著性和大小。

（二）数据和变量说明

1.数据来源

本文企业层面数据来源为国泰安数据库，中小企业认定标准主要参考国家工商总局官网公布的中小企业条例，主要选用在中小板挂牌上市的中小企业，时间跨度为2012-2020 年。

2.数据处理

本文对原始数据进行了如下处理：

（1）去除样本中的ST、*ST 类企业；

（2）对具有特殊性的科技型企业（该种类企业研发的强度高于一般的中小企业）予以排除；

（3）剔除模型中那些变量存在缺失值的企业样本；

（4）去除异常值影响（对连续变量进行首尾各1%的缩尾处理）；

（5）对数值较大（超过10）的变量，如以企业资产（万元）衡量的企业规模size 进行加1 再取对数处理。

通过以上5 个处理步骤后，最终获得238 家样本企业8 年平衡面板数据1 904 个观测值。

3.变量体系

本文主要变量及取值定义如下表：

表1 变量体系

4.描述性统计

本文主要变量描述性统计如下表。

表2 主要变量描述性统计

（三）实证回归

1.基准回归

表3 为基准回归结果，在回归（1）中，本文对模型1 进行回归，结果显示核心解释变量股权激励X系数显著为正并且能够通过5%显著性水平下的检验，系数为0.047，即股权激励可以使得企业的研发投入提高4.7%，意味着对高管实行股权激励能明显促进企业创新，本文研究假设H1 得到验证。而在回归（2）中，在加入调节变量及其交乘项的情况下，X 系数仍在5%显著性水平下显著为正，系数下降为0.032，同时，top1 系数在10%显著性水平下显著为负，表明股权集中度过高不利于企业创新，而交乘项top1*X 系数为正且显著，能通过1%显著性水平下的检验，说明尽管股权集中度过高不利于中小企业创新，但股权集中度高的中小企业一旦进行股权激励，能获得额外的创新促进边际效应，本文研究假设H2 得到验证。

表3 基准回归

观察控制变量的系数方向和显著性可知，中小企业的企业年龄越长、企业规模越大，越能促进企业创新，资产负债比和杠杆率越高，对企业创新的阻碍越大。企业创新不受产权性质的影响。因为上述回归的拟合优度均高于0.8 所以意味着模型解释效力较好。

2.稳健性检验

在基准回归中，本文得出了股权激励能增加企业创新支出，股权集中度在其间起正向调节作用的结论。本文通过进行稳健性检验从而印证实证结果是否具有稳健性。考虑到模型（2）较模型（1）涵盖了更多信息，稳健性检验主要针对模型（2）进行，从更换被解释变量，更换解释变量，解释变量滞后一期回归、使用不同聚类标准误四个方面进行，检验结果如表4 所示。

表4 稳健性检验

根据表4 回归结果，在回归（1）中，本文使用研发强度RI（研发投入R&D 费用与企业资产的比值）作为被解释变量的替代变量，在回归（2）中，本文将调节变量以第一大股东持股比例衡量的股权集中度top1替换为前五大股东占比衡量的股权集中度top5，在回归（3）中，为避免当期的被解释变量影响当期的解释变量，导致双向因果，产生估计偏误，本文将所有解释变量均滞后一期；在回归（4）中，本文一改此前采用聚类到企业的标准误的做法，将标准误聚类到行业层面。上述回归均显示，X 系数显著为正，交互项系数也显著为正，表明股权激励促进企业创新，股权集中度起正向调节作用的结论始终成立，本文实证具有稳健性。

3.内生性探讨

双重差分法适用的前提条件是处理组和控制组存在共同趋势，即实施股权激励的企业和未实施股权激励的企业在对高管实施股权激励前，在同等条件下，其创新水平应具有相同趋势，不存在明显差异，即满足共同趋势，若在股权激励实施前，处理组和控制组的创新水平便已存在显著差异，则该实证结果存在较强的内生性，本文为每个企业生成年份的虚拟变量，构造如下模型：

其中，yeart（t∈［-5，5］）为事前事后各5 年的时间虚拟变量，为估计系数向量，理想情况下，当t<0时，系数应在95%置信区间内，即不能拒绝系数为0 的假设，意味着处理组和控制组在股权激励实施前在RD 支出上不存在明显差异，当t≥0 时，系数应显著地大于0，即股权激励实施后，处理组的RD 支出明显高于控制组，如此，方能证明股权激励是企业加强创新研发的原因，而非其他因素所致。

根据上述实证模型，本文进行动态效应回归，列出回归结果如表5 所示：

表5 动态效应回归

根据上表回归结果，以事前第一年为基准，year（-5）、year（-4）、year（-3）、year（-2）系数均在5%显著性水平下拒绝为0 的原假设，意味着在股权激励实施前，处理组和控制组在R&D 支出上不存在明显差异，在从year（1）开始，系数均至少在5%显著性水平下拒绝为0 的假设，表明在股权激励实施后，处理组的R&D 支出明显高于控制组，综上，本文回归受内生性影响较小，股权激励有效加强了企业创新。本文根据回归结果绘制的共同趋势检验图（图1）支持了这一观点。

图1 共同趋势检验

4.安慰剂检验

安慰剂检验的核心思想是虚构处理组或者虚构政策时间进行估计，如果不同虚构方式下的估计量的回归结果依然显著，那就说明原来的估计结果很有可能出现了偏误，被解释变量的变动很有可能是受到了其他政策变革或者随机性因素的影响。为验证本文中处理组相较于控制组的R&D 支出增加、研发创新活动的加强是否是由股权激励带来，抑或是由其他不可观测的因素导致，本文进行安慰剂检验，随机生成每个处理组样本企业进行股权激励的时间，形成虚拟的“股权激励”变量，进行重复300 次的回归估计，将其回归系数分布于真实值相对比，安慰剂检验结果如图2 所示，在300 次的虚拟回归中，“股权激励”系数大致分布于0 值两侧，与真实值0.047 明显不相交，意味着本文所观测到的处理组相较于控制组的创新加强是由对高管实施的股权激励导致而非受到其他因素的影响。

图2 安慰剂检验

五、研究结论

本文就中小企业股权激励对创新的影响进行研究分析，首先通过理论分析，提出了中小企业股权激励有利于企业创新、股权集中度在其间起正向调节作用的研究假设，其次收集我国2012-2020 年238 家中小企业面板数据，构造双重差分模型，对中小企业的股权激励与创新绩效间的关系进行实证分析，并对股权集中度可能存在的调节效应进行检验。实证结果证明中小企业进行股权激励，能显著促进企业创新，而股权集中度在其间起正向调节作用。接着采取更换变量口径、滞后一期回归，更换聚类标准误等计量手段对回归结果的稳健性进行了检验，最后采用共同趋势检验和安慰剂检验，验证了本文估计内生性较小，实证结论有效。