高管激励、经济政策不确定性与企业创新投入*

● 朱兆珍，魏 婷，余竹颖

（1.安徽财经大学 会计学院，安徽 蚌埠 233000；2.南京审计大学 法学院，江苏 南京 210000）

一、引言

创新是一个民族进步的灵魂，是一个国家兴旺发达的不竭动力，也是中华民族最深沉的文明禀赋。党的十八大指出要实施“创新驱动发展战略”，十九大提出“创新是引领发展的第一动力”，二十大再次强调“创新是第一动力”。在我国经济由高速增长阶段转向高质量发展阶段和国家大力支持的背景下，创新活力现涌动之势，创新成就呈井喷之状。国家统计局、科学技术部和财政部在2021 年联合发布的《2020 年全国科技经费投入统计公报》显示，当年我国的研发经费投入保持了“十三五”以来两位数以上的增长态势，总量已达到24 393.1 亿元。企业作为经济社会的微观主体，是创新成就的主要贡献者。从这个意义上说，要构建高水平的创新体系，其关键就在于企业要加大研发投入[1]。企业创新是国家创新的基础，不断促进企业创新，对经济的高质量发展起着关键作用[2]。

高管拥有企业投资战略决策权，他们是否以及如何以其专业的管理知识与技能将企业的各种核心资源整合至创新项目中，会对企业创新水平产生直接影响[3]。但创新固有的长周期、高风险、收益不确定等特质又使得倾向于风险规避的高管缺乏主动加大研发投入的积极性。因此，为了避免委托代理关系下高管的道德风险和逆向选择问题，制定高管激励机制是驱使高管积极主动加大创新投入、开展企业创新活动的必要保障[4]。高管激励对企业创新发挥积极作用，已得到学者们的广泛支持[2，5]。但现有研究主要围绕高管显性激励（如薪酬激励和股权激励）对企业创新投入的影响，至于高管隐性激励对企业创新投入影响的研究则不够充分。另外，企业创新投入水平不仅需要内部高管激励机制的保障，而且需要良好稳定的外部经济政策的支持，尤其在面临诸如新冠疫情等重大突发性公共事件的情形下更是如此。在发生一些不利于经济发展的重大突发性公共事件时，为了稳定市场经济，政府会持续出台一系列经济政策。然而，这些经济政策的问世在短期内确实刺激了经济增长，但同时也导致了企业面临经济政策不确定性水平的提升，进而影响到企业未来的创新决策。

综上，高管激励和经济政策不确定性均会影响企业创新投入水平，但现有文献主要探讨了经济政策不确定性与创新投入、高管激励与创新投入之间的关系，而同时考虑三者之间作用关系的研究则相对匮乏。目前，席龙胜等[6]实证检验了经济政策不确定性对企业研发投入的关系，探究了高管激励对经济政策不确定性与企业研发投入关系的调节效应；但是把高管激励作为调节变量的做法，仅仅考虑了包括薪酬激励和股权激励的高管显性激励，没有考虑高管隐性激励。那么，高管显性激励和隐性激励与企业创新投入分别存在何种关系？在经济政策不确定性的调节下，这种关系会产生什么样的变化？为了回答上述问题，研究选取2012—2020 年沪深两市所有A 股上市公司作为样本，运用固定效应模型考察内部高管激励机制对企业创新投入产生的影响，同时纳入经济政策不确定性这一外部因素，探究其对高管激励与企业创新投入之间关系的调节作用。

研究可能存在的边际贡献：第一，深入分析了高管显性激励和隐性激励对企业创新投入的影响，有助于丰富企业创新投入影响因素方面的研究；第二，将内部高管激励机制与外部经济政策不确定性要素同时纳入研究框架，考察经济政策不确定性对高管激励与企业创新投入二者关系的调节效应，有利于拓展高管激励产生的经济后果方面的研究。

二、理论分析与研究假设

（一）高管激励与企业创新投入

高管激励可以分为显性激励和隐性激励[7]，其中显性激励主要包括短期的薪酬激励和长期的股权激励等，而隐性激励主要指晋升激励、精神激励和在职消费等。

1.高管显性激励与企业创新投入

（1）高管薪酬激励与企业创新投入

高管的收益主要依赖短期薪资水平，而企业短期绩效会直接影响高管的短期薪酬水平[5]。在进行具有高风险、高成本、长周期等特性的创新项目投资决策时，创新项目失败不仅会直接降低企业短期绩效进而影响高管短期薪酬，而且会对其声誉产生不利影响[2]。因此，基于委托代理理论和信息不对称理论，为了规避创新失败风险、保障自身可实现的短期薪酬水平，高管很可能会压缩在已有投资项目上的投入[8]。那么，为了鼓励高管积极开展创新活动，制定合理的短期薪酬激励机制是很有必要的。薪酬激励可以在短期内让高管获得实际且稳定的收益，弥补由于创新投资活动特殊性产生的短期绩效损失；同时可以抑制高管的风险规避倾向，减少短视行为[4]，以推动企业增加创新投入进而提升长期价值。基于上述分析，提出假设1：

H1：在其他条件不变的情况下，高管薪酬激励可以促进企业创新投入。

（2）高管股权激励与企业创新投入

高管股权激励是短期薪酬激励的有效补充。基于委托代理理论和不完全契约理论，企业高管和股东的目标并不总是一致，为了鼓励高管更多地参与创新，有必要制定科学合理的股权激励机制，授予高管长期股权可以有效地促进企业创新[9]。一方面，股权激励可以有效缓解股东和高管之间的利益冲突，构建两者的“利益绑定”关系，促使高管转换身份成为公司的股东，与原股东共同成为利益和风险的共同体。因此，为了让自己持有的股票实现增值，高管自然会减少以自身利益至上为导向的短视行为，转而关注创新投入等这种与企业的长期价值直接挂钩的决策项目。另一方面，股权激励可以将高管的收益与股价的波动挂钩进而影响高管的风险承受度，从而促使高管有勇气和底气适度加大创新投入进行风险投资[10]。兼具高风险和高收益属性的创新项目一旦成功，企业市场价值上升，股票回报率随之攀升，被授予股权的高管们也将因此获得相应的高收益。所以，他们有动机和实力承担创新投入带来的风险。基于上述分析，提出假设2：

H2：在其他条件不变的情况下，高管股权激励可以促进企业创新投入。

2.高管隐性激励与企业创新投入

隐性激励仍是以物质激励为基础，而晋升激励作为隐性激励的一种重要方式，可以给晋升的高管带来额外的物质财富和隐性财富[11]，其本质是薪酬差距激励。依据锦标赛理论，高管薪酬差距拉大，会激励他们不断进取，努力提高个人的工作业绩和企业创新水平。而且当企业高管预期自身晋升的机会较大时，会更加重视创新研发投入，积极扩大研发投资的规模，尽可能提高企业创新投入。另外，高管为了能晋升为更高级别的高管，如非CEO 晋升为CEO，他们往往会选择增加风险投资行为，投资研发成功意味着高管能够获得更高的薪酬和晋升奖励，同时证明了个人在企业的价值[12]，声誉、地位等隐性福利都是低级别的高管成功晋升的动力。综上所述，晋升激励有助于显著提升企业的创新投入[8]。基于上述分析，提出假设3：

H3：在其他条件不变的情况下，高管晋升激励可以促进企业创新投入。

（二）经济政策不确定性、高管激励与企业创新投入

企业对高管激励越强，高管创新投入的动力就越强。企业制定的有效激励机制越发能够激发高管研发投资的热情。尤其在全球经济反复振荡，我国经济正处于转型期的关键时期，政府会频繁调整经济政策[13]，即企业普遍面临较高的经济政策不确定性。根据增长期权理论，不确定性中蕴藏着创新突破的机遇。此时，核心竞争力的形成和获取长期收益的吸引力使得企业间的创新性策略竞争会更加激烈。若企业没有及时抓住机遇，未来将难以翻盘逆转。而高管作为企业创新决策的制定者和执行者，亦是自身物质及非物质利益的追逐者。当处于经济政策不确定性程度较高的特殊时期，企业内部的激励制度能及时弥补高管因为选择高风险的创新项目损失掉的一部分短期收益[14]，这有利于降低高管对风险的敏感程度，从而敢于在风险中追逐利益，选择进一步加大创新投入。基于以上分析，提出假设4：

H4：在其他条件不变的情况下，经济政策不确定性会正向调节高管激励（薪酬、股权与晋升激励）对企业创新投入的促进作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

研究选取2012—2020 年间我国沪深A 股上市公司的数据作为研究样本，并对所选择的所有原始数据按照如下标准处理：（1）剔除金融保险类公司样本数据（根据2012 年版证监会行业分类）；（2）剔除ST、*ST 样本公司数据；（3）剔除存在异常值和缺失值的样本公司数据。经过上述处理，最终共获得19 778 个样本观测值。

研究所用EPU 指数参考了斯科特·R·贝克（Scott R.Baker）、尼克·布鲁姆（Nick Bloom）等学者根据《南华早报》（South China Morning Post）制定并发布于“http://www.policyuncertainty.com/research.html”网站上的月度数据。其他变量数据来源于CSMAR 数据库。为排除异常值的干扰，研究对所有连续变量在1% 和99% 水平进行了Winsorize 缩尾处理。数据处理与统计分析主要运用Stata 17.0 与Excel。

（二）变量定义及说明

1.被解释变量：企业创新投入（RD）

目前，国内外关于企业创新投入的衡量主要采用绝对指标和相对指标两种方式。相对指标相较于绝对指标具有排除企业个体特征如公司规模差异等干扰的优势，使指标度量更具可比性和客观性。因此，研究采用相对指标衡量企业创新投入。参考Wen 等[15]等学者的做法，采用研发投入与营业收入的比值度量企业的创新投入水平（RD）。

2.解释变量：高管激励（MI）

参照我国《公司法》对高级管理人员概念的界定，将高管界定为公司的经理、副经理、财务负责人、上市公司董事会秘书和公司章程规定的其他人员。参考席龙胜等[6]、马春爱等[8]的做法，薪酬激励（Pay）采用公司薪酬前三名高管的薪酬总额的自然对数加以衡量。股权激励（EI）采用公司年度报表披露的当年授予的高管持股数量与年末公司股票总数量的比值度量。晋升激励（PI）是显性激励的有益补充，仍是以物质激励为基础，而且每次晋升都能立即增加工资，同时还能获得竞争更高薪酬的机会，因而薪酬差距与晋升激励实质上存在一致性，故借鉴康华等[16]的研究，选取薪酬差距作为晋升激励的代理变量。又由于多数企业实行逐层晋升，跳级晋升机制极为少见，因此薪酬差距可以选取前三名董事和监事以及前三名其他高级管理人员（剔除董事和监事）的薪酬总额作为CEO 层级高管薪酬，并取其平均数；选取包含董事及监事的所有高管薪酬总额减去CEO 层级高管薪酬总额，再除以相应的人数，其均值作为非CEO 层级高管平均薪酬，最后取两者差值的自然对数作为晋升激励的度量指标。

3.调节变量——经济政策不确定性（Epu）

经济政策不确定性指市场微观主体无法准确预测到政府未来是否、何时以及如何制定或调整经济政策。选取Baker 等[17]基于新闻测算法计算并公布的经济政策不确定性指数作为经济政策不确定性的替代变量。他们首先统计《南华早报》中每个月关于经济政策不确定性的报道数量，即通过搜索和统计主流媒体经济板块中有关货币政策、财政政策、股票及交易制度等相关内容的文章出现频率，再除以每个月报道总数量。在此基础上，以1995 年1 月为基准对经济政策不确定性数值进行标准化处理，最后得到每一个月经济政策不确定性指数（Epu）。研究根据月经济政策不确定性指数，求得年平均经济政策不确定性指数，该指数越大，说明经济政策不确定性变动程度越大。考虑到企业研发投入、高管薪酬等数据为年度数据，为了保持相关数据的一致性和匹配性，借鉴席龙胜[6]等的研究，将获取的月度Epu 数据通过加权平均后转化为年度度量指标，具体的计算公式如下：

公式中t 代表第t 年；m 为月份，故取值为12，Eput代表第t 年的第m 月Epu 值。

4.控制变量

考虑到其他因素对企业创新投入的影响，在参考相关研究[1，18]的基础上，选取公司规模（Size）、资本结构（Lev）、盈利能力（Roa）、成长性（Growth）等控制变量。具体变量的定义和计算方法见表1。

表1 变量定义表

（三）模型设计

1.为了检验H1、H2和H3，构建模型（2）分别考察高管激励中薪酬激励、股权激励与晋升激励对企业创新投入的影响。

式中MI 分别由Pay、EI 和PI 替代；α0、α1分别是常数项和解释变量的估计系数；Control 是控制变量；ε 表示随机残差项；i 和t 分别表示公司和年份。

2.为了检验H4，即经济政策不确定性的调节效应，将其与高管激励中薪酬激励、股权激励与晋升激励三个变量分别进行交乘后引入方程，最终形成模型（3）、模型（4）和模型（5）。

考虑到构建短面板数据可以有效克服不随时间变动、无法观测的遗漏变量带来的内生性问题，利用Hausman 检验判定采用固定效应模型或随机效应模型，将样本公司指标数据代入上文构建的模型中进行检验，结果显示P 值均为0，且在1% 的水平上显著，即原假设“采用随机效应模型”不成立，故研究选择固定效应模型进行回归分析。此外，鉴于观测期内样本公司所处行业基本未发生变动，因而只进行个体和时间的双向固定。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2 报告了主要变量的描述性统计结果。从表2 可以看出：（1）企业创新投入（RD）最小值和最大值分别为0.030 和26.280，均值为4.637，标准差为4.547，说明我国上市公司整体上较为重视创新行为，但不同企业间的创新投入水平仍然存在明显差异。（2）薪酬激励（Pay）均值为14.540，且分布在13.040～16.480 之间，标准差为0.671，表明样本公司的高管薪酬相差不大，分布较为集中。（3）股权激励（EI）均值为0.115，中位数为0.003，最小值为0，最大值是0.670，标准差为0.174，仍有部分公司尚未实施股权激励。总体来看，样本公司整体股权激励水平不高。（4）晋升激励（PI）均值接近中位数，标准差为0.797，最小值是10.810，最大值为14.970，离散程度不高，说明样本公司对晋升激励效果普遍认可。（5）经济政策不确定性（Epu）指数均值为2.351，最小值出现在2013 年，指数为0.918，最高指数值出现在2019年，为4.423，标准差为1.309，表明在样本年度间我国经济政策不确定性的波动性较高。尤其是2017 年以来，受我国“一带一路”、金融开放等相关经济政策的影响，Epu 指数呈现明显增长趋势。

表2 描述性统计

（二）回归分析

1.高管激励与企业创新投入的回归结果分析

从表3 中第（1）、（2）和（3）列数据可以看出，高管薪酬激励、股权激励、晋升激励三个变量的回归系数均是正数，分别为0.205、0.628 和0.128，且均在1%水平上显著。这表明：（1）在短期内支付高管更多的薪酬可以直接弥补高管进行高风险的创新项目带来的损失，从而保证企业创新投入；（2）股权激励具有利益趋同效应，股东通过增加高管股权比例使高管与其目标一致，这在一定程度上会避免高管的短视行为，使其较易基于长远目标视角，愿意积极进行创新投入；（3）晋升激励可以弱化高管风险规避偏向，提升其在锦标赛竞争中获取胜利的愿望，从而促使高管增加风险投资行为，驱动企业加强创新投入。因此，H1、H2和H3得以验证。

表3 基准回归检验：高管激励与企业创新投入

2.经济政策不确定性调节作用的回归结果分析

为了检验经济政策不确定性对高管激励与创新投入的调节作用，分别引入薪酬激励、股权激励、晋升激励及其与经济政策不确定性的交乘项，控制变量保持不变，结果如表4 所示。其中，第（1）列中薪酬激励与经济政策不确定指数的交乘项（Pay×Epu）的回归系数在5%水平上显著为正，这意味着经济政策不确定指数越高，薪酬激励对企业创新投入的正向激励作用也会越强，即经济政策不确定性正向调节薪酬激励与企业创新投入之间的关系，验证了H1。究其原因，薪酬激励是高管短期内可以实现的稳定收益，有效抑制了高管的风险规避倾向，也预示股东对高管经营管理能力的肯定。当经济政策不确定性越高时，高管面临的机遇和挑战相应也越大，高管薪酬激励会使高管在决策时考虑顺应国家经济政策需要，积极加大研发投入，增强自主创新能力，以获取竞争优势，在将来获取更多的利益[6]。第（2）列结果显示股权激励和经济政策不确定性指数交乘项（EI×Epu）回归系数在5% 的水平上显著负相关，说明经济政策不确定性的提高抑制了股权激励对企业创新投入的激励效果，即经济政策不确定性负向调节股权激励对企业创新投入的促进作用。这一回归结果与前文假设有出入，原因可能在于决策者只有当股权激励产生的未来收益超过创新投入成本和机会成本之和时，才会积极进行创新投入[19]。创新的高风险及投资的不可逆性特征使得研发一旦失败将会直接降低公司股价，进而损害公司价值，尤其当企业处于高度的经济政策不确定性环境中时，股价崩盘的风险会进一步升级。而股权激励不同于货币薪酬激励和晋升激励，其本质是通过授予高管股权让高管个人收益与公司股价直接挂钩，股价下跌势必会影响高管预期收益。因此，当企业面临频繁的经济政策调整变动时，管理者为了维持公司平稳发展可能会选择比创新项目更加稳妥的投资方式。从第（3）列结果可以看出，晋升激励与经济政策不确定性指数交乘项（PI×Epu）回归系数在10%水平上正相关，说明经济政策不确定性能正向调节高管晋升激励与企业创新投入正相关关系，这与假设保持一致。根据马斯洛需求层次理论，当高管达到管理层CEO 级别时，物质财富需求基本已经满足，会转而追求晋升激励里的隐性财富，如自我价值实现、获得他人尊重等高层次的精神需求。经济政策不确定性同时也蕴含着发展机遇，因此晋升激励机制一般会促使CEO 级别高管选择加大对创新项目的投入力度。一旦创新项目取得成功，CEO 级别高管高层次的精神需求也将得到相应满足。

表4 调节效应检验：高管激励、经济政策不确定性与企业创新投入

（三）稳健性检验

为了解决模型存在的内生性问题，保证研究结果的可靠性，采用替换变量法、变量滞后法及Heckman 二阶段法进行以下稳健性检验：

1.替换变量法

选取Davis 等[20]基于《人民日报》《光明日报》构建的中国经济政策不确定指数（Epu2）作为经济政策不确定性替代调节变量，并进一步借鉴宋全云等[21]的加权算数平均方法，将月度数据转化为年度数据；运用研发投入总额自然对数（RD2）作为企业创新投入替代被解释变量[22]；参考孙世敏等[23]的做法，选取所有高管的薪酬总额的自然对数（Pay2）作为薪酬激励的替代解释变量。

表5 中第（1）至（4）列报告了使用替代变量法的主回归检验结果。具体来看，薪酬激励（Pay2）、股权激励（EI）和晋升激励（PI）与企业创新投入（RD2）的系数（t 值）分别为0.183（14.758）、0.229（4.75）、0.083（8.589），且均在1% 水平上显著，表明三种高管激励方式的实施能够促进企业创新投入，这与前文的实证结果完全一致。

表5 中第（5）、（6）和（7）列报告了经济政策不确定性的调节效应的稳健性检验结果。具体而言，薪酬激励与经济政策不确定性的交互项（Pay2×Epu2）、股权激励与经济政策不确定性的交互项（EI×Epu2）、晋升激励与经济政策不确定性的交互项（PI×Epu2）与企业创新投入（RD2）的系数（t 值）分别为0.002（4.364）、-0.014（-1.445）、0.005（1.966），薪酬激励与经济政策不确定性的交互项（Pay2×Epu2）、晋升激励与经济政策不确定性的交互项（PI×Epu2）均在1%水平上显著；但是股权激励与经济政策不确定性的交互项（EI×Epu2）不显著，表明经济政策不确定性正向调节高管薪酬激励和晋升激励对企业创新的促进作用，负向调节股权激励与企业创新投入关系但不显著。由此可得，在替换主要变量的情况下，研究结论与原结论基本保持一致，说明前文所得结论是稳健的。

表5 替代变量法：高管激励、经济政策不确定性与企业创新投入

2.变量滞后法

考虑到高管激励与企业创新投入之间可能会存在双向因果关系的内生性问题，即当期的创新投入变化可能会对高管激励的实施产生影响，将主要解释变量滞后一期处理后再次进行回归。表6 中第（1）至（4）列报告了主要解释变量滞后一期的稳健性检验回归结果。具体而言，薪酬激励（L.Pay）、股权激励（L.EI）和晋升激励（L.PI）与企业创新投入（RD）的系数（t 值）分别为0.204（3.651）、0.728（3.356）、0.123（3.037），且依旧在1%水平上显著，表明高管激励可以显著提高企业的创新投入。

表6 变量滞后法：高管激励、经济政策不确定与企业创新投入

将主要解释变量滞后一期检验经济政策不确定性的调节效应的结果如表6 中第（5）至（7）列所示。薪酬激励与经济政策不确定性的交互项（L.Pay×L.Epu）、股权激励与经济政策不确定性的交互项（L.EI×L.Epu）、晋升激励与经济政策不确定性的交互项（L.PI×L.Epu）与企业创新投入（RD）的系数（t 值）分别为0.052（2.120）、-0.202（-1.782）、0.042（2.064），分别在5%、10%、5% 水平显著，表明经济政策不确定性正向调节薪酬激励、晋升激励与企业创新投入关系，负向调节股权激励与企业创新投入关系。综上，将主要解释变量滞后一期的情况下，研究结论仍然成立。

3.Heckman二阶段法

由于以披露研发数据的上市公司作为研究对象，可能存在样本选择偏差问题，因此采用Heckman 二阶段法进行稳健性检验，在计算出逆米尔斯比率IMR 后，将其作为控制变量加入基准回归和调节效应检验模型，Heckman 第二阶段回归结果见表7。

如表7 中的第（1）至（4）所示，逆米斯比率（IMR）与公司创新投入（RD）分别在1%和5%的置信水平上显著正相关，表明存在样本选择偏差。而企业创新投入（RD）与薪酬激励（Pay）、股权激励（EI）、晋升激励（PI）系数（t 值）分别为0.214（4.206）、0.619（3.356）、0.120（3.211），均在1%的水平上显著正相关，说明薪酬激励、股权激励和晋升激励有助于提升企业创新投入。

如表7 中第（5）至（7）所示，逆米斯比率（IMR）与公司创新投入（RD）仍然在1%和5%的水平上显著正相关。而企业创新投入（RD）与交互项Pay×Epu、EI×Epu、PI×Epu 系数（t 值）分别为0.033（1.779）、-0.178（-2.077）、0.028（1.791），在5% 和10% 的水平上显著正相关，说明经济政策不确定性水平的提高会使高管薪酬激励和晋升激励对企业创新投入的促进作用得到进一步加强，却降低股权激励对企业创新投入的促进作用，这与原结论保持一致。综上，在控制了样本选择偏差的情况下，研究结论仍然成立。

表7 Heckman二阶段法：高管激励、经济政策不确定与企业创新投入

五、进一步分析

（一） 复合型高管激励契约对企业创新投入的影响

上文回归结果表明，无论是单一的显性激励（薪酬激励和股权激励）还是隐性激励（晋升激励）都能够有效降低代理成本，进而促进企业的创新投入。然而创新导向的高管激励契约体系里单一的激励方式对企业创新投入的作用效果有限，高管激励契约组合可能还发挥着交互协同作用[24]，即不同激励方式之间可能存在互补或替代作用。合理的高管激励契约设置更能显著促进企业创新[25]。结合已有研究，可以尝试将三种高管激励契约两两组合，分别探究其对创新投入的整合作用，若最终结果显示两两交互项的回归系数为正数，则说明一个变量的边际效应随着另一变量的增加而递增，即两个变量之间是互补关系；若显著为负数，则说明一个变量的边际效应随着另一变量的增加而递减，即两者之间呈互替关系。同时，还应进一步考察经济政策不确定性在复合型高管激励契约与企业创新投入之间的调节作用。实证结果如表8 所示。

表8 进一步检验：复合型高管激励契约、经济政策不确定性与企业创新投入

其中，第（1）列中高管薪酬激励与晋升激励组合的交乘项系数（Pay×PI）在5%的水平上显著正相关，说明薪酬激励的边际效应随着晋升激励的增加而递增，即薪酬激励与晋升激励组合对创新投入具有一定的整合作用，且两者存在互补关系，这与王旭[26]的实证研究结果保持一致。薪酬激励、晋升激励与经济政策不确定性的交乘项（Pay×PI×Epu）系数（t 值）为0.078（1.033），在5% 水平上显著，说明经济政策不确定性可以显著促进薪酬激励与晋升激励对企业创新投入的整合作用。究其原委，一方面，薪酬激励作为一种显性激励，收益相对固定且透明，可以弥补晋升激励的不确定性；另一方面，晋升激励包括个人成就感、更大的控制权等，具有较大的隐蔽性和更多的灵活性，可以缓解由于薪酬管制的刚性特征带来的高管“不作为”风险，两者相互补充[26]。尤其在经济政策不确定的背景下，薪酬激励与晋升激励组合契约防范企业高管短视行为与风险规避倾向，督促契约高管积极投身创新活动更加明显。因此，经济政策不确定性可以促进两者对企业创新投入的整合作用。第（2）列中薪酬激励与股权激励组合的交互项系数（Pay×EI）为负数，说明薪酬激励对于创新投入的正向积极作用会随着股权激励的增加而减弱，但并不显著。其中原因，可能是由于我国高管的薪酬激励占其总激励报酬的比例较高[27]，当薪酬激励所带来的“确定性收益”较高时，考虑到创新投入存在影响企业股票价值的风险，高管会趋向于放弃通过创新形成持续经营业绩而获得报酬的途径，从而削弱了股权激励对企业创新投入的积极效应。此外，薪酬激励与股权激励产生影响的周期不同，不同周期组合下的激励契约对企业创新投入的作用也不同[28]，在一定程度上使激励契约组合的创新效应不显著。薪酬激励、股权激励与经济政策不确定性的交乘项（Pay×EI×Epu）系数（t 值）为-0.156（-2.012），也不显著。表明经济政策不确定性对薪酬激励与股权激励契约组合与企业创新投入之间不显著的整合效应没有产生调节作用，这可能是在经济政策不确定性环境下，企业高管规避股价波动风险而减少创新投入的消极作用在一定程度上与薪酬激励弥补高管短期偏好而增加创新投入的积极作用相互抵消的结果。第（3）列中股权激励与晋升激励组合的交乘项系数（EI×PI）在10% 水平上显著负相关，股权激励、晋升激励与经济政策不确定性的交乘项（EI×PI×Epu）系数（t 值）为-0.155（-1.267），在10% 水平上显著。这表明股权激励与晋升激励共同对企业的创新投入产生影响，且两者呈现互替关系[29]。这可能是因为晋升激励的效用之一是能够带给个人成就感和更大的控制权等隐形福利，与股权激励的效用具有一定的相似性[30]，高管掌握的剩余控制权越多，个人心理满足越大，越有可能弱化对股权激励的追求，且晋升带来的部分隐形激励与股权激励的收益相比更为稳定[27]。在面对不确定的经济政策背景下，企业高管更倾向于把企业利润留在内部而不是分配给股东，产生机会主义行为，从而加剧了管理者与股东之间的冲突。而股权激励与晋升激励的组合将企业激励与高管利益紧密捆绑，可以成为缓解委托代理双方冲突及避免高管风险规避带来短视行为的一种手段。

综上，复合型高管激励契约对于企业创新投入确实具有整合作用，这为我国企业设计合理有效的复合型高管激励计划提供了有益参考。

（二） 按照产权性质分样本回归

基于产权理论，国有企业和非国有企业内部制度、资源获取、行政干预等方面都存在较大差异[31]，因而还须进一步探究高管激励与企业创新投入的关系及经济政策不确定性对两者关系的调节效应中的产权性质差异。

表9 报告了基于产权性质差异的分组检验回归结果。其中，对比列（1）和列（4）可以发现，在非国有样本中，企业创新投入（RD）与薪酬激励（Pay）、及其薪酬激励与经济政策不确定性交乘项（Pay×Epu）的系数分别在1% 和5% 水平上显著正相关；而这一关系在国有企业中并不显著，这表明国有企业薪酬激励效果并不凸显，而非国有企业实施薪酬激励的效果更佳，且随着经济政策不确定性的提高，授予高管更高的薪酬激励会进一步加大企业创新投入力度。这可能是因为国有企业的投资决策受政治目标约束较多，再加上“限薪令”“八项规定”等政策使得国有企业的货币薪酬激励效果不理想，而国有企业的高管一般追求任期内企业的平稳发展，面对高度的经济政策不确定性，保守谨慎的心理更强烈，激励机制很容易失效。

表9 进一步检验：不同产权性质中的经济政策不确定性的调节作用

列（2）和列（5）结果表明，在非国有企业中，经济政策不确定性在股权激励与企业创新投入之间发挥较强的负向调节作用。而在国有企业中，经济政策不确定性的调节效应并不显著；可能是因为国有企业对高管股权的分配比例和期限都进行了较为严格的限制，国企高管股权激励力度相对较低而无法充分调动高管工作积极性，导致创新绩效效果甚微[32]。另外，国有企业在经济、政治等资源方面都有政府提供扶持，信贷资金流充足，经济政策不确定性给企业带来的负面影响不明显。相比之下，非国有企业高管持股比例相对灵活，股权激励可以促进高管积极进行企业创新投入。但经济政策不确定性较高时，没有政府隐性担保的非国有企业融资相对困难，很容易陷入财务困境，所以高管对待创新投入难免会更加谨慎。

列（3）和列（6）结果显示，在非国有企业中，经济政策不确定性与晋升激励的交乘项（PI×Epu）系数（t 值）为0.038（1.864），在10% 的水平上显著。而在国有企业中该系数（t 值）为0.018（0.808），但不显著。这种结果表明，随着经济政策不确定性的提高，非国有企业施行晋升激励相比国有企业更有助于提高企业创新投入水平。可能的原因有：一是国企高管兼具“企业家”和“准官员”双重身份，并对官员身份有更强倾向性[33]，政治晋升激励更能激发高管创新投入热情。二是创新只是政府对管理层业绩考核的众多指标之一，当其他业绩考核指标的压力大过创新业绩时，晋升激励就难以促进国有企业高管努力提升创新绩效。而非国有企业高管薪酬和聘任更具市场性和灵活性，高管对经济政策的变化更加敏感，且其做出的创新投入决策一般不会被政治目标所干涉。此时，晋升激励制度更能有效促进企业的创新投入。

六、研究结论与政策启示

（一）研究结论

以2012—2020 年间我国沪深A 股上市公司的数据作为研究样本，运用固定效应回归模型探究高管激励对企业创新投入的影响以及经济政策不确定性对两者关系的调节效应，研究发现：高管激励机制（薪酬激励、股权激励及晋升激励）可以促进企业创新投入，经济政策不确定性在高管激励与企业创新投入之间存在明显的调节作用；随着经济政策不确定性的提高，薪酬激励和晋升激励对企业创新的促进作用会进一步加强，而股权激励对创新投入的正向作用会受到抑制。进一步研究还发现：复合型高管激励组合对企业创新投入存在整合作用，具体表现为高管薪酬激励的边际效应随着晋升激励的增加而递增，即两者之间存在互补关系；股权激励的边际效应随着晋升激励的增加而递减，即两者之间存在互替关系；相比于国有企业，在非国有企业中经济政策不确定性的正向或负向调节作用都更为凸显。

（二）政策启示

综上，高管激励有助于促进企业进行创新投入，从而驱动企业高质量发展。由此可以得到如下政策启示：第一，政府有关部门应充分考虑经济政策对高管激励与企业创新投入关系的影响。一方面，在制定调整经济政策时应适当加强与企业的交流，考虑企业在产权性质及内部激励机制等方面的差异，引导企业抓住经济政策不确定性中的创新机遇，为企业开展创新活动营造优良的营商环境。另一方面，应进一步完善高管薪酬管理制度，引导企业根据其自身发展特点及高管特征制定合理的高管激励组合方案。第二，企业应充分考虑高管激励对企业创新投入的积极影响，同时注重高管激励组合对企业创新投入发挥的协同效应。具体而言，对于薪酬激励与晋升激励组合，在制定合理高管薪酬制度下，重视隐性晋升激励，给高管提供一定的晋升机会，提升高管忠诚度；对于薪酬激励与股权激励组合，在提供稳定的薪酬激励的前提下，适当提升股权激励占比，促进高管加大创新投入力度，同时注重企业短期绩效及其长远发展；对于晋升激励与股权激励组合，由于两者激励效用具有一定的相似性，企业在制定高管薪酬组合契约时，应注意两者的适度性和平衡性。第三，企业高管需要加强对经济政策波动的关注，积极主动提高风险认知与识别能力，通过稳定企业的创新投入资金及提高创新决策的准确性和效率，努力抓住经济政策不确定性中蕴含的发展机遇进而强化企业创新投入，从而在瞬息万变的环境中为实体经济创新发展争取先动优势。