融資約束、高管激勵與企業(yè)創(chuàng)新

□ 楊師瑩

(西南大學 重慶 400715)

一、引言

技術創(chuàng)新是經濟增長最持久、最根本的源泉。在當今激烈的競爭環(huán)境中，技術創(chuàng)新是推動企業(yè)發(fā)展的核心動力，也是推動經濟可持續(xù)發(fā)展的重要驅動力。技術創(chuàng)新并不是一蹴而就的，它既需要持續(xù)穩(wěn)定的資金支持，也需要整合和開發(fā)企業(yè)所取得的知識，是一個長期艱難的過程。自上世紀90年代以來，西方學者致力于從公司治理、財務等角度分析研究驅動企業(yè)技術創(chuàng)新的主要因素。我國也有眾多學者研究企業(yè)融資與創(chuàng)新的問題，然而，從公司治理角度分析企業(yè)技術創(chuàng)新的研究并不常見，少有將公司治理、融資約束等內外部因素結合分析。資金是企業(yè)發(fā)展的必備條件，融資約束確實會阻礙企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，內部治理也是影響企業(yè)創(chuàng)新的環(huán)境因素，因此本文將目光聚焦于融資約束和公司內部治理對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

國內外對于融資約束與企業(yè)創(chuàng)新、高管激勵與企業(yè)創(chuàng)新已經做出了不少的探索和研究，但是對于將融資約束、高管激勵與企業(yè)創(chuàng)新三者結合起來的研究較為少見，也就是說少有研究者將高管激勵作為調節(jié)變量來分析其對融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的影響。將三者綜合起來，在中國資本市場上研究上市公司融資約束和高管激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響是本文的主要創(chuàng)新點。

二、理論分析與研究假設

(一)融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響

劉春玉(2011)在擴展的不完美資本市場中提出了兩點理論基礎：第一，創(chuàng)新活動具有更強的專業(yè)性和高風險性會導致企業(yè)管理者和投資者之間的信息不對稱更嚴重；第二，無形資產較難估值，導致企業(yè)未來現金流入的不確定性較強并且難以抵押。眾多學者的研究已經表明企業(yè)的創(chuàng)新項目投資比一般項目投資存在更多的融資約束(Hall，1992)。早在2002，Hall便提出了創(chuàng)新活動的具有高融資成本和高調整成本的特性。在創(chuàng)新研發(fā)活動中，很多信息作為商業(yè)秘密一般不會披露，因此外部投資者面臨更嚴重的信息不對稱。加之創(chuàng)新研發(fā)的過程主要依靠的是人力資本，作為監(jiān)管者的投資人很難監(jiān)督到創(chuàng)新人員的努力水平，因此創(chuàng)新活動具有很高的監(jiān)管成本。其次，創(chuàng)新活動是一項長期投資，難以精確記錄和衡量，具有很高的調整成本。Mohnen(2002)在2002年進行的實證研究發(fā)現，加拿大企業(yè)在存在融資約束的情況下技術創(chuàng)新項目的投資傾向降低了18.7%，德國制造業(yè)在同樣情況下，技術創(chuàng)新項目的投資傾向下降幅度更是高達22.4%。這說明由于存在融資約束，企業(yè)技術創(chuàng)新項目投資傾向明顯降低，融資約束嚴重抑制了企業(yè)的創(chuàng)新行為。基于此，我們提出以下假設：

H1：融資約束對企業(yè)創(chuàng)新具有抑制作用。

(二)高管激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響

現代企業(yè)經營制度(兩權分離)時常導致管理者成為公司的實際控制人。管理者為了自己的短期利益，會產生各種道德風險問題。自委托代理理論提出以來，在公司治理中如何協調、解決股東與經理之間的利益沖突一直是個棘手難題，而激勵恰好被認為是解決這一難題的有效機制。在對高管的激勵措施中，最常見的就是薪酬激勵和股權激勵。其中，薪酬激勵具有快速、直接的效果，風險較小，有助于緩解股東與高管在創(chuàng)新研發(fā)活動實施過程中的委托代理問題。因而對高管而言，薪酬激勵是一種比較有吸引力的激勵措施。雷鵬和梁彤纓等人(2016)基于我國A股工業(yè)上市公司2009-2013年的數據，研究發(fā)現對管理層實行貨幣薪酬激勵有利于提高企業(yè)研發(fā)效率水平。另一方面，較貨幣薪酬激勵而言，股權激勵被公認為是更進一步的措施。管理層持股可以從根本保證管理者自身利益與企業(yè)利益的一致性，激勵和約束著管理層作出有利于企業(yè)利益最大化的決策和行為，從而解決委托代理導致的道德風險問題。Shleifer和Vishny(1988)就曾指出，管理層成為大股東可以部分解決委托代理問題，因為他們對企業(yè)資產有足夠的控制權和所有權，實現自身利益的最大化的同時將更有利于實現企業(yè)利潤最大化的目標。王燕妮(2011)運用我國制造業(yè)上市公司數據進行檢驗，得出股權激勵對高管激勵對研發(fā)投入有顯著正向影響的結論。所以提出以下兩種假設：

H2a：在其他條件不變的情況下，薪酬激勵有利于企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)。

H2b：在其他條件不變的情況下，股權激勵有利于企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)。

(三)高管激勵對融資約束與企業(yè)創(chuàng)新關系的調節(jié)作用

融資約束雖然減少了企業(yè)的自由現金流，在對高管實施激勵的前提下，高管個人價值與企業(yè)價值得到了統一，從而最大限度地減少創(chuàng)新過程中的代理成本，有利于企業(yè)創(chuàng)新效率的提高(顧群等，2012)。實行高管激勵，有助于改善公司的治理績效，總體上提高公司的經營績效和營業(yè)收入。在企業(yè)研發(fā)過程中，激勵計劃解決了部分委托代理問題，使委托代理成本大大減少，管理層或者大股東的資金侵占行為將受到制約，間接會相對地增加公司的現金流，在一定程度上減緩了企業(yè)在進行R&D投資時的融資約束。另一方面，在強調企業(yè)價值最大化的目標下，管理層會將有限的資金投入到績效更好的研發(fā)創(chuàng)新項目中，資金使用效率也會得到提升。因此，由于高管激勵制度解決了部分委托代理問題，緩解了企業(yè)所面臨的融資約束，進而對融資約束對企業(yè)創(chuàng)新之間的負相關關系有緩解作用。

H3a：在其他條件不變的情況下，管理層薪酬激勵負向調節(jié)融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，即融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用在管理層薪酬激勵較多的企業(yè)得到了緩解。

H3b：在其他條件不變的情況下，管理層股權激勵負向調節(jié)融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，即融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用在管理層持股制度的企業(yè)得到了緩解。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文數據來自國泰安CSMAR數據庫，其中上市公司與子公司專利數據子庫僅有2006-2017年數據，所以主要采集了2006-2017年中國A股上市公司的有關數據作為研究樣本。并對樣本進行了以下處理：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除暫停上市、終止上市、停牌的公司；(3)剔除核心變量專利申請量、管理層持股和相關財務數據有缺失的公司。最終，獲得了2672家上市公司12年共13187個觀察值。

(二)變量的定義

被解釋變量：本文運用上市公司的專利申請數據作為企業(yè)創(chuàng)新的指代變量。

解釋變量：采用魏志華(2014)的研究，以中國上市公司為樣本構建KZ指數來度量融資約束。為了檢驗假設1和假設2，設置的解釋變量有四個，除了融資約束KZ指數外，還有管理層激勵計劃(Motivation)、管理層薪酬(Lnsalary)、管理層持股(Exhold)。后三個解釋變量作為高管激勵的代理變量。管理層激勵計劃為虛擬變量，與當年年報是否公布管理層激勵計劃有關。管理層薪酬作為薪酬激勵的代理變量，管理層持股作為股權激勵的代理變量。

控制變量：根據以往文獻(盧馨，2013；鞠曉生，2013)在模型中引入股權集中度(Tenhold)、兩權分離(Seperation)、產權性質(ID)、資產負債率(Lev)盈利能力(Roe)、營業(yè)收入(Income)、資產規(guī)模(Asset)、公司年齡(Age)、賬面市值比(HML)、資本支出(Capexp)、現金(Cash)、時間效應(Year)和行業(yè)效應(Industry)。

(三)模型的構建

為了檢驗假設1和假設2，構建如下模型：

Patents=α0+β1KZ+β2Motivation+β3Lnsalary+β4Exhold+∑γiXi+∑λiYear+∑χjIndustry+ε

(1)

同時，為進一步考察高管激勵與融資約束交互項對創(chuàng)新研發(fā)的影響，即檢驗假設3，構建如下模型：

Patents=α0+β1KZ+β2Motivation+β3Lnsalary+β4Exhold+β5KZ*Motivation+β6KZ*Lnsalary+β7KZ*Exhold+∑γiXi+∑λiYear+∑χjIndustry+ε

(2)

其中，X代表控制變量，Year和Industry表示時間效應與行業(yè)效應，ε表示隨機誤差項。

(四)構建衡量融資約束程度的KZ指數

借鑒Kaplan and Zingales(1997)和魏志華(2014)的研究，我們以A股上市公司為數據樣本構建KZ指數衡量融資約束程度。按以下步驟構建KZ指數:首先，對全樣本各個年度都按經營性凈現金流/上期總資產(CFit/Ait-1)、現金股利/上期總資產(DIVit/Ait-1)、現金持有/上期總資產(Cit/Ait-1)、資產負債率(LEVit)和TobinQit進行分類。如果CFit/Ait-1的值低于其中位數則kz1取1，否則取0；如果DIVit/Ait-1的值低于其中位數則kz2取1，否則取0；如果Cit/Ait-1的值低于其中位數則kz3取1，否則取0；如果LEVit的值高于其中位數則kz4取1，否則取0；如果TobinQit的值高于其中位數則kz5取1，否則取0。在得出以上結果的基礎上，計算KZ指數，令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5。最后采用排序邏輯回歸(Ordered Logistic Regression)，將KZ指數作為因變量對CFit/Ait-1、DIVit/Ait-1、Cit/Ait-1、LEVit和TobinQit進行回歸，估計出各變量的回歸系數。

上述回歸模型的估計結果如表2所示，有了回歸系數后，我們得到度量融資約束的綜合方程:KZ=-0.0066×CFit/Ait-1-1.7508×DIVit/Ait-1-0.0892×Cit/Ait-1+0.4223×LEVit-0.0010×TobinQit。之后根據該方程計算出代表每一家上市公司融資約束程度的KZ指數，KZ指數越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。由方程的系數可知在中國低經營性凈現金流、低派現、低現金持有、高負債水平、低成長性的上市公司通常面臨著較為嚴重的融資約束。

表1 中國上市公司融資約束程度估計模型的回歸結果

四、實證分析

(一)回歸分析

融資約束、高管激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的回歸結果如表4所示：

表2 各模型回歸結果

融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用從模型1的回歸結果中可以看到，融資約束KZ的系數在5%的顯著性水平為-0.470，表明融資約束對企業(yè)創(chuàng)新有顯著的抑制作用，假設1得到驗證。其次，上市公司每年是否有激勵計劃(Motivation)的系數在5%的顯著水平下為0.049，高管的平均薪酬(Lnsalary)在1%的顯著性水平為0.109，管理層持股(Exhold)在5%的顯著性水平為0.221，表明高管激勵有利于促進企業(yè)創(chuàng)新，假設2a、假設2b成立。

為了考察激勵計劃(Motivation)、貨幣薪酬激勵(Lnsalary)、股權激勵(Exhold)對融資約束和企業(yè)創(chuàng)新之間關系的調節(jié)效應。模型2、模型3和模型4分別加入融資約束KZ分別與三種激勵指標的交乘項，出于穩(wěn)健性考慮，模型5將上述三個交乘項一并放入模型進行分析。融資約束與激勵計劃的交乘項(KZ*Motivation)系數在模型2和模型5中分別為0.164、0.065，但不顯著。說明是否有公布激勵計劃對融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系并無顯著調節(jié)效應。融資約束與股權激勵的交乘項(KZ*Exhold)系數在模型3和模型5的回歸結果在1%的顯著水平下為2.178和2.230，這說明股權激勵對融資約束和企業(yè)創(chuàng)新之間的關系與顯著的負向調節(jié)效應。即股權激勵能力顯著減緩融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用，假設3b成立。融資約束與貨幣薪酬激勵的交乘項(KZ*Lnsalary)系數在模型2和模型5中分別為0.156、0.178，但均未達到10%的顯著性水平。說明貨幣薪酬激勵對融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系并無顯著調節(jié)效應，假設3a不成立。即相對于薪酬激勵來說，激勵期限更長的股權激勵對技術創(chuàng)新的影響更加明顯。因為貨幣薪酬激勵作為一種短期激勵，并不能夠對持續(xù)周期較長、收益滯后的創(chuàng)新活動產生顯著的正向影響。

(二)進一步研究：考慮產權的性質

在針對融資與企業(yè)創(chuàng)新的研究中，企業(yè)的產權性質一直是關注的焦點。融資約束、高管激勵和企業(yè)創(chuàng)新的相關結論是否會因實體企業(yè)的產權性質差異而有所不同？為此，專門進行了針對不同產權性質的分組回歸。如表6、表7、表8所示。從表中的回歸結果看，上文的回歸結果與民營企業(yè)組的回歸結果基本上是一致，而在國有企業(yè)組的回歸結果中，除了高管持股對企業(yè)創(chuàng)新有促進作用外，其余結果均不顯著甚至相反。一方面，國有企業(yè)與政府有著天然的聯系，國有企業(yè)的管理層大多由政府國有資產監(jiān)督管理部門指派，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)能夠更容易獲得政府的資金支持以及金融機構的貸款，其面臨的融資約束問題更弱，因此，融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用更不明顯，高管的激勵作用除高管持股外均不顯著，調節(jié)作用也不顯著。另一方面，由于樣本中，民營企業(yè)數量多于國有企業(yè)數量，專利等數據也是民營企業(yè)居多，這也可能造成回歸結果不顯著的問題。

表3 民營企業(yè)回歸結果

表4 國有企業(yè)回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

內生性問題。KZ指數本身就是由現金流、負債等許多互為因果的內生變量計算而來的，將其直接納入回歸方程中，可能導致內生性問題。本文采用KZ的滯后一期(L.KZ)、滯后兩期(L2.KZ)作為工具變量，采用工具變量—廣義矩估計(IV-GMM)方法進行穩(wěn)健性測試。采用GMM回歸后的結果顯示，除了融資約束與激勵計劃的交乘項(KZ*Motivation)在總體和民營企業(yè)組回歸中都顯著(1%)為正、融資約束與貨幣薪酬激勵的交乘項(KZ*Lnsalary)在總體回歸中顯著為負，在民營和國有企業(yè)組中均不顯著外，其余結果基本一致，驗證了假設1、假設2a、假設2b、假設3b在民營企業(yè)中成立。

五、結論與建議

本文利用我國A上市公司2006-2017年的財務和專利等數據，研究融資約束、高管激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響。最終得出結論如下：(1)融資約束對我國上市非國有公司創(chuàng)新具有顯著抑制作用；(2)給予高管貨幣薪酬激勵或一定的股權激勵或者兼而有之，都有利于民營企業(yè)高管支持和執(zhí)行關系企業(yè)長遠利益的研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略。受到激勵的高管會更加專注于公司的長遠利益，進而進行一些具有創(chuàng)新性和專業(yè)性的項目投資，增加企業(yè)的創(chuàng)新產出；(3)高管激勵對融資約束和企業(yè)創(chuàng)新之間的調節(jié)效應：貨幣薪酬激勵不具有調節(jié)作用，不能顯著緩解融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。但是股權激勵能夠負向調節(jié)融資約束對民營企業(yè)創(chuàng)新之間的抑制關系，即能夠顯著緩解融資約束對民營企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

根據以上結論，提出以下建議。(1)高管激勵。對所有權和經營權相分離的民營企業(yè)來說，給予管理者薪酬激勵或一定持股比例的股權激勵，緩解委托代理問題，使管理者利益與企業(yè)利益相一致，有利于管理者們支持和執(zhí)行關乎企業(yè)長遠發(fā)展的研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略，最終反映到企業(yè)的創(chuàng)新效率的提升上去。并合理利用股權激勵的調節(jié)作用，緩解融資約束對企業(yè)進行創(chuàng)新研發(fā)的抑制作用。(2)優(yōu)化股權結構。從上面的回歸分析中，我們得出了股權集中度越高，企業(yè)創(chuàng)新水平越低的結論。在公司治理中，要建立適當的股權制衡制度和有效的內部監(jiān)督機制，促使研發(fā)投資的效用最大化，最終提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。