范合君，张伊影，毕文莉

(1.首都经济贸易大学 工商管理学院，北京 100070;2.长城证券股份有限公司，广东 深圳 518034)

一、问题提出

19—20世纪，经济学家以美国经济增长为研究对象，认为资本的扩张与人力资源的增加并不能对经济增长做出突出贡献，经济增长的动力主要源于创新。伴随着市场竞争的加剧，特别是大数据、云计算、虚拟现实技术以及人工智能等新兴产业的崛起，越来越多的企业在实践中深刻体会到，研发与创新对于增强核心能力的重要作用。而股权激励与晋升激励对企业创新的影响已经得到国内外学者们的广泛关注。

据墨菲(Murphy，1999)统计，20世纪80年代中期的管理层股权激励的比重为1/5，而到90年代中期比重上升至1/3[1]，到20世纪末，美国排名前1 000的公司中有90%都对高管实施了股权激励，股权激励在高管总收入中的比重从1976年的不到20%上升至2000年的50%[2]。90年代后期，股权激励在中国被试探性地用于个别上市公司，自2005年12月31日证监会推出《上市公司股权激励管理办法》(试行)之后，股权激励机制在上市公司中逐渐推广。对于股权激励与企业创新关系的讨论上，詹森和梅克林(Jensen & Meckling，1976)研究表明，高管的持股比例越高，与股东利益的趋同性就越强，就越重视企业的技术创新[3]。唐清泉和易翠(2010)指出，随着高管持股比例的增多，企业R&D 投入强度会增大[4]。莫莱克等(Morek et al.，1988)通过对1980年《财富》500强的371家企业的管理层持股与企业价值关系的研究发现，随着管理层持股的增加，托宾Q值会出现上升—下降—上升的趋势[5]。而徐宁(2013)通过2007—2010年高科技上市公司的数据实证分析发现，高管股权激励与企业的技术创新能力之间存在倒U型关系[6]。詹森和墨菲(Jensen & Murphy，1990)认为股权激励不影响公司业绩，或影响甚微[7]。张显武和魏继泳(2011)通过对中小企业板上市公司为研究对象发现，具有技术背景的高管持股比例对企业创新投入的影响不显著[8]。还有学者认为两者关系为负向影响效应，弗斯科等(Defusco et al.，1991)的研究结果表明，增加对高管的股权激励后，公司利润会下降，研发支出也会下降[9]。由此可见，在现阶段股权激励与企业创新关系的讨论上，学者们并没有得到一致的研究结论。

对于管理层晋升激励衡量的讨论主要着眼于两大方向：薪酬差距与企业控制权。薪酬差距理论认为职务晋升与业绩挂钩，白晓萍(2013)衡量晋升激励的指标即为公司非CEO高管晋升为CEO后带来的薪酬差距的激励效应[10]。而薪酬差距只能衡量物质上的改变，无法衡量晋升带来的其他效应，以控制权进行衡量则能够弥补这一缺陷。许均平(2006)将控制权理论作为职务晋升激励的理论基础来研究[11]，周其仁(1997)也将控制权纳入高管激励的分析中，强调了控制权对高管的激励作用[12]。本文也以控制权作为衡量指标。关于企业创新与晋升激励效应的关系，国内外学者们的观点基本一致，研究结论均表明二者存在正向影响关系。由于创新即是高风险活动，廖理等(2009)研究了2004—2006年的A股上市公司，发现经营风险越高，高管晋升激励效应越有效[13]；张洪辉和章琳一(2016)进一步印证了晋升激励能够提升风险承担水平，对于非CEO高管是存在晋升激励效应的[14]。

以往文献的研究主体仅指代高管，而未具体到高管的具体职务，而刘易斯和劳伦斯(Lewis & Lawrence，1990)认为首席技术官(CTO)不是实验室负责人转变为文职人员，而是能够深入参与公司整体战略的一类技术性商业人士[15]。以往文献对企业创新的探讨大多以创新投入来衡量企业创新能力，而实际上企业创新绩效更能代表创新产出与成果，更能体现企业的创新能力。同时，对于晋升激励的衡量大多从薪酬差距出发，对其权力、精神激励上的探讨存在不足。因此，本文引入CTO作为具体研究主体，选取2007—2016年所有A股上市公司为研究样本，检验CTO持股和职务晋升两种激励机制与企业创新绩效的关系，并引入企业产权性质和独立董事职业背景两个情境变量，探究其在两种激励机制与企业创新绩效关系中的作用力方向。

二、研究假设

委托代理理论认为，企业的所有者与经营者存在信息不对称、利益不一致的问题，很容易造成生产无效率化、管理无序化。而造成代理问题的主要原因是经营者私人收益与私人成本的不对称和不平衡，一旦创新的私人成本大于私人收益，经营者往往就会减少甚至放弃创新活动；反之，则会激发创新活动的热情。基于人力资本产权论，作为成本性补偿的工资收入并不能起到最佳的激励效果，薪酬激励只能满足日常生存和劳动需要这些基本需求，因而需要通过股权激励等形式弥补资本性补偿收益的不足，激励CTO更好地履行岗位职责。由此，提出以下假设：

假设H1：在其他条件不变的情况下，CTO持股能够对企业创新绩效产生正向影响。

此外，激励理论认为，更高层次需求的满足对高目标经营者的激励具有更为直接的作用，职务晋升的物质、精神、权力等各方面的激励更能满足高层管理者的激励需求。由此，提出以下假设：

假设H2：与不能晋升的CTO相比，实现职务晋升的CTO能更好地对企业创新绩效产生正向影响。

CTO持股与职务晋升也可能存在较大的互补效应。CTO的职务晋升并不一定是一帆风顺的，这要根据企业的具体情况具体衡量。就晋升的竞争程度而言，与CTO竞争的不仅有同属高管层的CFO、COO、董事会秘书等高层管理者，还包括外部竞争者，因此会存在晋升机会较小的现象。就晋升的可能性而言，不同类型的企业晋升机会也有所不同：家族式企业的领导者往往是家族内部继承人；初创型企业的领导者则长期由企业初创者担任不会变动；非高科技企业的战略发展与技术创新相关性小，也不会将CTO作为领导者候选人。因此，根据期望理论，CTO将会降低晋升为企业领导者的期望，以及降低对高薪酬和控制权的期望。在这种情况下，持股激励的作用就会被放大，通过持股可以弥补因不能得到晋升而无法满足CTO高薪酬需求方面的不足。同时，职务晋升所带来的权力激励、声誉激励等非物质激励能够满足CTO的高层次需求，弥补持股这种物质激励在满足CTO需求方面的不足。

因此，CTO持股与职务晋升存在一定的互补效应，在一定程度上能够弥补各自的缺陷，促进彼此更好地发挥效用。由此，提出以下假设：

假设H3-1：企业创新过程中，CTO股权激励与职位晋升具有整合效应，二者存在替代效益。

假设H3-2：企业创新过程中，CTO股权激励与职位晋升具有整合效应，二者存在互补效益。

控制权理论认为，国有企业的所有者拥有对企业的剩余控制权，国有企业的控制权以国家政权为背景。因此，国有企业更容易从政府方面获得更多的政策、资金与资源支持。在创新活动中，创新绩效的产生一方面离不开企业内部的创新能力，另一方面更需要雄厚的资金、更多的政策扶持，以及不可复制的研发资源，而这些都是非国有企业难以得到的。因此，国有企业产权性质下，CTO处在更优越的创新环境中，具有更强烈的创新动机。由此，提出以下假设：

假设H4-1：与非国有企业相比，国有企业的产权性质会增强CTO持股对企业创新绩效的正向影响效应。

假设H4-2：与非国有企业相比，国有企业的产权性质会增强CTO职务晋升对企业创新绩效的正向影响效应。

随着董事会的战略决策对企业绩效的影响日益增强，独立董事的重要性也逐渐凸显。以往研究发现，财务背景的独立董事能够在公司财务、投资决策方面给予专业性的建议；高校背景的独立董事能够以理论视角为企业战略提供更权威的指导；金融背景的独立董事更具市场敏感性，能够帮助企业抓住更多的投资机会。高阶理论强调把高管的个人特质、战略决策和企业业绩联系起来，胡元木(2012)通过实证证明，设立技术独立董事职位的上市公司，其R&D产出效率更高[16]。由此，提出以下假设：

假设H5：与非技术型独立董事相比，独立董事的技术型职业背景会增强CTO职务晋升对企业创新绩效的正向影响效应。

图1为本文的研究机理图。

图1 研究机理

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2007—2016年所有A股上市公司为研究样本。由于本文的观测对象为企业CTO，因此对于CTO的选取范围首先进行了界定。根据上市公司高管职位信息表对CTO的职务信息进行了手工整理，筛选出首席技术官、分管技术的副总裁、企业研究院院长、研发总监、高级工程师、总工程师等职位作为CTO的研究样本。

本文的样本数据均来自国泰安数据库(CSMAR)。其中，职务晋升及持股CTO的选取均来源于CSMAR数据库人物特征系列的“上市公司人物特征”数据库中“董监高个人特征文件”，职务晋升则需要根据导出的高管信息资料，分别手工整理出有CTO职务性质的人员和有董事长或CEO职务的人员，并将相同证券代码下担任CTO职务的人员与担任CEO或董事长职务的人员进行匹配，确认晋升情况。专利授权数的选取来自CSMAR数据库公司研究系列的“上市公司与子公司专利”数据库中“专利授权情况”子数据库；财务数据中的资产负债率、营业收入增长率来自CSMAR数据库公司研究系列的“财务报表分析”数据库中的“偿债能力”“发展能力”子数据库；公司规模数据来自CSMAR数据库公司研究系列的“财务报表”数据库中“资产负债表”子数据库；董事会规模、独立董事人数以及董事长与总经理是否兼任的数据来自CSMAR数据库公司研究系列的“治理结构”数据库中“基本数据”中的“治理综合信息文件”子数据库；企业产权性质、第一大股东持股比例数据来自CSMAR数据库公司研究系列的“股权性质”数据库中的“中国上市公司股权性质文件”子数据库；独立董事的技术职务背景资料来自CSMAR数据库公司研究系列的“治理结构”数据库中“高管动态”中的“高管个人资料文件”子数据库。

在样本的选取过程中，对初始变量进行了以下处理：

(1)剔除ST、*ST 、PT的上市公司数据；

(2)剔除金融行业的上市公司数据；

(3)剔除数据缺失的样本数据；

(4)为减少极端值带来的误差，对连续变量在1%与99%处进行了缩尾处理。

最终得到2 608个有效样本。其中，有关CTO的职务晋升以及独立董事的技术型职位背景均通过手工整理并分析得出。本文的实证分析均采用数据统计分析软件STATA。

(二)变量定义与度量

1.被解释变量

专利授权数量(Grants)。目前，关于企业创新绩效衡量指标，国内外学者认识并不统一，学术界较为普遍的创新绩效衡量指标主要包括专利授权数量、专利申请数量、专利引用数量、新产品开发数量、新产品销售收入以及净资产收益率等。本文用专利授权数量(Grants，包括发明专利、实用新型专利和外观设计)来衡量企业创新绩效，并选用专利申请数量(Patents)进行稳健性检验，以确保结果可靠。

2.解释变量

(1)CTO持股(Holding)。持股激励与股权激励有所不同，本文研究对象为持股激励，采用CTO年末持股比例来衡量。

(2)CTO职务晋升(Promote)。本文手工整理出曾经担任企业CTO，而后担任企业董事长或CEO的人员。存在职务晋升的情况，取值为1；不存在职务晋升的情况，则取值为0。

3.调节变量

(1)企业产权性质(State)。企业产权可分为国有企业背景和非国有企业背景，文中将国有企业背景赋值为1，非国有企业背景赋值为0。

(2)独立董事的职业背景(Tech)。本文将具有技术专长的独立董事界定为技术型职业背景的独立董事。在数据整理过程中，筛选标准为：职称为工程师、研究员等；工作经历为曾就职于研发或技术岗位，或担任大学技术型专业的教授、副教授。如满足以上任何一项，即判断为具有技术型职业背景，取值为1；否则取值为0。

4.控制变量

(1)企业规模(Assets)。为降低数值波动性，本文选取企业总资产的自然对数指标。

(2)财务杠杆(Lev)。本文选取资产负债率衡量企业面临的财务风险。

(3)成长能力(Growth)。本文选取企业主营业务收入增长率衡量企业发展潜力。

(4)董事会规模(Boardsize)。本文选取企业董事会总人数指标。

(5)独立董事比例(Prop)。本文选取独立董事的人数与企业董事会总人数二者相比的比例。

(6)股权集中度(Top1)。本文选取年末第一大股东的持股比例。

(7)两职合一(Plu)。若企业中董事长与总经理兼任，取值为1；若不兼任，则取值为0。

(8)年度(Year)。年度指标的选取跨度较大，本文采用的是2007—2016年指标。

(9)行业(Industry)。本文选取了除金融行业的所有A股上市公司所在的行业。

所有的变量及定义如表1所示。

表1 变量说明表

(三)模型设计

本文的研究对象是企业创新绩效，研究内容包含考察CTO持股、CTO职务晋升分别与企业创新绩效之间的关系，CTO持股与职务晋升的整合效应与企业创新绩效之间的关系，以及企业产权性质、独立董事职业背景作为调节变量对以上关系的调节作用。

为了检验CTO持股、CTO职务晋升分别与企业创新绩效之间的关系，建立多元线性回归模型——模型1与模型2：

模型1：

Grants=α+β1Holding+β2Assets+β3Lev+β4Growth+β5Boardsize+β6Prop+
β7Top1+β8Plu+β9Year+β10Industry+ε

(1)

模型2：

Grants=α+β1Promote+β2Assets+β3Lev+β4Growth+β5Boardsize+β6Prop+
β7Top1+β8Plu+β9Year+β10Industry+ε

(2)

为了检验CTO持股与职务晋升的整合效应与企业创新绩效之间的关系，引入二者交互项，建立了模型3：

模型3：

Grants=α+β1Holding+β2Promote+β3Holding×Promote+β4Assets+β5Lev+β6Growth+
β7+β8Prop+β9Top1+β10Plu+β11Year+β12Industry+ε

(3)

为了检验企业产权性质分别对CTO持股与企业创新绩效关系、CTO职务晋升与企业创新绩效的关系的调节作用，以及独立董事职业背景对CTO职务晋升与企业创新绩效关系的调节作用，分别建立了模型4-1、4-2与模型5：

模型4-1：

Grants=α+β1Holding+β2State+β3Holding×State+β4Assets+β5Lev+β6Growth+
β7Boardsize+β8Prop+β9Top1+β10Plu+β11Year+β12Industry+ε

(4)

模型4-2：

Grants=α+β1Promote+β2State+β3Promote×State+β4Assets+β5Lev+β6Growth+
β7Boardsize+β8Prop+β9Top1+β10Plu+β11Year+β12Industry+ε

(5)

模型5：

Grants=α+β1Promote+β2Tech+β3Promote×Tech+β4Assets+β5Lev+β6Growth+
β7Boardsize+β8Prop+β9Top1+β10Plu+β11Year+β12Industry+ε

(6)

其中，α为常数项，βi(i=1,2,…,13)为变量的回归系数，ε为误差项。

四、实证研究

(一)描述性统计

本文将对被解释变量、解释变量、调节变量和控制变量进行描述性统计分析，具体包括均值、标准差、最小值和最大值等信息。表2显示的是所有研究变量的描述性统计结果。

表2 描述性统计

结果显示，经过筛选后的上市公司每年平均专利授权数22项，而专利授权数的最小值为1，最大值为1 247，因此，从标准差和极值可以看出，不同企业在专利授权数量上差距较大，这种现象一方面是由企业规模大小不同造成的，另一方面是不同企业的创新能力存在较大差距。从持股情况来看，最小持股比例为0，最大持股比例为39.35%，而均值为0.34%，标准差为0.018 7，分布较为集中，因此，大多数企业CTO持股比例较为集中。另一解释变量职务晋升为虚拟变量，其均值为0.026 8，因此在样本数据中，未得到晋升的数量居多。作为调节变量的企业产权性质和独立董事的技术职业背景都是0、1变量，其均值分别为0.461 3与0.340 9，因此在样本数据中，国有企业和技术型独立董事数量相对少于非国有企业和非技术型独立董事的数量。最后，通过对控制变量均值、极值和标准差的观察，发现并无异常数据。

(二)多元线性回归分析

1.CTO持股与企业创新绩效

表3模型1中对应的数据为回归结果，显示了CTO持股与企业创新绩效的敏感性关系。

从模型1的回归结果来看，CTO持股与企业创新绩效在1%的置信水平上显著正相关(β=111.442 2)。由于CTO持股为个人持股，持股数在公司总股本中占比较小，因此CTO持股变量的数值较小，导致β数值相对较大，企业创新绩效对于CTO持股的变动反应较为敏感。因此，假设H1得到验证。

2.CTO职务晋升与企业创新绩效

表3模型2中对应的数据反映了CTO职务晋升与企业创新绩效之间的关系。

从模型2的回归结果来看，CTO职务晋升与企业创新绩效同样在1%的置信水平上显著正相关(β=30.9405)。因此，假设H2得到验证。

3.CTO持股和职务晋升的整合效应与企业创新绩效

表3模型3对应的数据体现了CTO持股与职务晋升的交互作用对企业创新绩效的影响。

模型3的回归中，将CTO持股与职务晋升的作用整合考虑，发现交互项的回归系数显著，即二者对企业创新绩效存在整合作用。交互项的回归系数在1%的置信水平上显著为负，表明二者的整合效应为负效应。这种情况可以解释为：CTO职务晋升会大大削弱CTO持股对企业创新绩效的正向效应，增加CTO持股同样会大大降低CTO职务晋升对企业创新绩效的正向效应，即二者的整合效应要大大弱于单一激励方式为企业创新绩效带来的正向影响，二者存在替代效应。同时观察模型1与模型3，CTO持股的回归系数在均显著为正的情况下由小增大；模型2与模型3中CTO职务晋升的情况也与之相同。这说明，在增加了CTO持股与职务晋升的交互作用之后虽然对企业创新绩效有削弱作用，但CTO持股与CTO职务晋升的单一激励作用却得到了增强，更加说明了整合效应弱于单一激励效应。因此，验证了假设H3-1，否定了假设H3-2。

表3 模型1、模型2与模型3的回归结果

注：*、**、***分别代表在0.1、0.05、0.01的置信水平上显著。

4.国有企业产权性质下，CTO持股、职务晋升与企业创新绩效

表4模型4的回归结果，反映了企业产权性质对CTO持股、CTO职务晋升分别与企业创新绩效关系的影响。

表4中的第二列列示了国有企业产权性质对CTO持股与企业创新绩效关系的影响。由于CTO持股与国有企业产权性质的交互项不显著为正(β=63.818 7)，因此，在CTO持股显著为正的情况下，国有企业产权性质对CTO持股与企业创新绩效之间的关系有正向调节作用，但作用不显著。原因是国内对企业高管特别是CTO的持股激励政策运用力度较小。因此假设H4-1未能完全得到验证。

表4中的第三列列示了国有企业产权性质对CTO职务晋升与企业创新绩效关系的影响。由于CTO职务晋升与国有企业产权性质的交互项在1%的置信水平下显著为正(β=38.990 6)，因此，在职务晋升的回归系数为正的情况下，国有企业产权性质能够正向调节职务晋升与企业创新绩效的关系。也就是说，如果产权性质为国有企业，那么职务晋升能够更好地促进企业创新绩效的产生。因此，假设H4-2得到验证。

表4 模型4的回归结果

注：*、**、***分别代表在0.1、0.05、0.01的置信水平上显著。

5.独立董事的技术型职业背景、CTO职务晋升与企业创新绩效

表5为模型5的回归结果，列示了独立董事的职业背景对CTO职务晋升与企业创新绩效关系的影响。由于CTO职务晋升回归系数为负值，结果不显著，而独立董事的技术型职业背景的回归系数为正，CTO职务晋升与独立董事的技术型职业背景的交互项在1%的置信水平下显著为正(β=79.498 3)。因此，独立董事的技术型职业背景能够大大降低职务晋升对企业创新绩效带来的负向作用甚至抵消负向作用而产生较大的正向作用，促进企业创新绩效的产生。基于此，假设H5得到验证。

表5 模型5的回归结果

注：*、**、***分别代表在0.1、0.05、0.01的置信水平上显著。

(三)稳健性检验

为保证结论的稳健性，避免内生性问题[17]，本文对以上模型进行了稳健性检验。目前，由于创新从投入到产出是一个极其复杂的过程，学者们关于创新绩效的衡量指标的探讨也并不唯一，其中，专利申请数量是衡量企业创新绩效的指标之一，因此本文选用专利申请数量(Patents)代替专利授权数量(Grants)进行稳健性检验(限于篇幅，具体结果略)。

回归结果显示：CTO持股与企业创新绩效在1%的置信水平上显著正相关；CTO职务晋升与企业创新绩效在5%的置信水平上显著正相关；CTO持股和职务晋升的整合效应与企业创新绩效在1%的置信水平上显著负相关，且CTO持股与职务晋升的回归系数在均显著为正的情况下由小增大；CTO持股与产权性质的交互项不显著为正，而CTO职务晋升与产权性质的交互项在10%的显著水平下为正；CTO职务晋升与独立董事的技术型职业背景的交互项在1%的置信水平下显著为正。稳健性检验的结果与之前检验结论一致。

五、结论

本文以激励机制为切入点，研究了CTO持股和职务晋升与企业创新绩效之间的关系，并通过实证分析对文章假设进行了检验，其中4个假设均得到了验证。假设H1与假设H2，即CTO持股、CTO职务晋升分别能够对企业创新绩效产生正向影响。在创新活动中，由于创新投资大、周期长、风险高的特点，CTO私人成本高于私人收益而带来了较高的代理成本；然而，持股的引入使CTO更加关注长期绩效与高额回报，增加了CTO未来的私人收益，促进企业创新绩效的提升。另外，职务晋升之前的高层次需求与职务晋升后的解职威胁也增强了CTO职务晋升对企业创新的正向影响作用。模型3验证了假设H3-1的正确性并否定了其相反假设——假设H3-2。即企业创新过程中，CTO股权激励与职位晋升存在替代效益，但不存在互补效益。二者的替代效应主要来源于物质激励与长期激励的相同属性。从理论上来讲，CTO在职务晋升过程中面临激烈的内外部竞争，会对晋升的期望值大大下降，但这种情况在现实中并不普遍，即使CTO在本企业内部的晋升机会较小，但由于个人能力、地位、声望的存在，CTO在市场上仍存在较强的竞争力和较大的晋升机会，因此，互补效应基本不存在。模型4验证了假设H4-2，却由于显著性水平而无法完全验证假设H4-1。即与非国有企业相比，国有企业的产权性质并没有增强CTO持股对企业创新绩效的正向影响效应，却会增强CTO职务晋升对企业创新绩效的正向影响效应。2005年国务院国有资产监督管理委员会在出台的《企业国有产权向管理层转让暂行规定》中强调，大型国有企业的国有产权不向管理层转让。因此，长期受国家政策的影响，国有企业持股政策推行缓慢，CTO持股比例仍较低。据本文样本统计，CTO持股比例平均为0.067 4%，大大低于样本总体企业的平均水平0.336 5%。因此，产权性质在CTO持股与企业创新绩效的关系之间未起到显著的调节作用。而国有企业的文化特性却使得国有企业的产权性质正向调节了CTO职务晋升与企业创新绩效之间的关系。最后，假设H5也通过验证，即与非技术型独立董事相比，独立董事的技术型职业背景会增强CTO职务晋升对企业创新绩效的正向影响效应。这说明技术职业背景的独立董事能够很好地发挥其职业背景、职务属性以及职业资源的优势，从而加强了CTO职务晋升与企业创新绩效之间的正向关系。