曹玉珊，陳 哲,2

（1.江西財經大學會計學院，南昌 330013；2.江西財經職業(yè)學院會計學院，江西 九江 332000）

0 引言

在高度不確定的經營環(huán)境下，持續(xù)創(chuàng)新被視為企業(yè)建立動態(tài)競爭優(yōu)勢的關鍵所在[1]。相較于短暫的創(chuàng)新與突破，持續(xù)創(chuàng)新是一個重復創(chuàng)建或重塑創(chuàng)新能力以實現可持續(xù)創(chuàng)新績效的過程[2]，需要高素質人力資本的持續(xù)投入。然而，當前我國面臨著對高素質人才激勵不足以及高技能人才短缺所導致的技能錯配問題，這構成了技術人才供給的主要挑戰(zhàn)[3]。對此，2014 年中國證監(jiān)會發(fā)布了《關于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》（以下簡稱《指導意見》），為解決上述問題提供了一種可能的途徑。員工持股計劃是以股權作為紐帶，旨在引導上市公司構建資本所有者和勞動者的利益共同體，促進企業(yè)人力資本結構提升，優(yōu)化創(chuàng)新資源的配置，從而對企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新產生重要影響。因此，探究員工持續(xù)創(chuàng)新行為的激勵機制，以充分發(fā)揮其人力資本價值具有一定的現實意義與理論價值。

既有研究檢驗了員工持股計劃能否促進企業(yè)創(chuàng)新[4]，但忽略了員工持股計劃以較長鎖定期為表征，有助于形成長期激勵契約生態(tài)[5]，會對企業(yè)創(chuàng)新產生持續(xù)影響，因而并未探究對企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的影響與作用機理。同時，大多數研究從公司治理維度論證其作用機制[6，7]，少數研究從促進創(chuàng)新的視角探究了員工穩(wěn)定性、團隊協(xié)作能力等員工層面的積極作用[8]，但企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新所需的高質量勞動力無法通過增加簡單勞動力的集聚而被替代[9]。新經濟增長理論指出人力資本結構升級是其內生動力機制，這為本文研究奠定了基礎。在企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的驅動因素方面，學界從企業(yè)規(guī)模、企業(yè)家精神、融資渠道、政府補貼、技術多元化、經濟政策不確定性、客戶集中度[10—12]等內外部因素方面展開了較為詳盡的探討，但缺乏對員工持股計劃這一前置條件的關注。鑒于此，本文從人力資本結構升級視角出發(fā)，分析員工持股計劃對企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的影響及其作用機制。

1 理論分析與研究假設

企業(yè)實施員工持股計劃不僅可以改善員工待遇產生激勵效應，從存量和增量上促進企業(yè)人力資本結構升級，提高企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新水平，還會對未被激勵的員工產生擠出效應，優(yōu)化人力資本結構，調整創(chuàng)新資源配置，從而促進持續(xù)創(chuàng)新。一方面，基于激勵理論，員工持股計劃可以促進人才集聚，帶來企業(yè)存量人力資本結構升級，進而促進持續(xù)創(chuàng)新?！吨笇б庖姟返募顚ο竺鞔_指向科研人員、業(yè)務骨干等高層次人才，有助于高層次人才員工在企業(yè)的未來發(fā)展中受益，因而從主觀上促使他們增加對人力資本的投入[8]。同時，員工持股計劃的實施有助于減小高管與非高管的高層次人才之間的薪酬差距[13]，緩解企業(yè)的激勵錯配，增加員工對企業(yè)的認同感與歸屬感，實現高層次員工個人利益與企業(yè)戰(zhàn)略趨同，從存量上維系較高的人力資本結構水平。這些高層次人才所具備的技能正是企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新得以進行的直接動力，有助于推進企業(yè)創(chuàng)新活動的持續(xù)進行。此外，員工持股計劃的實施會向資本市場釋放利好消息，引起積極的市場反應[14]，進而帶來增量人力資本結構升級。從創(chuàng)新角度來看，企業(yè)的持續(xù)創(chuàng)新是風險高而周期長的過程，需要持續(xù)投入新的創(chuàng)新要素，而企業(yè)實施員工持股計劃所吸引的高層次人才能為企業(yè)的持續(xù)創(chuàng)新活動提供人力與技術支持，是企業(yè)持續(xù)提高創(chuàng)新水平的有效保障。

另一方面，基于公平理論，員工持股計劃將通過擠出部分低技能勞動人才以優(yōu)化人力資本結構，進而提高企業(yè)的持續(xù)創(chuàng)新能力。在實施員工持股計劃過程中，企業(yè)往往面臨著內部資源的重新配置、勞動力和組織結構的重組等問題。受激勵的員工與未被激勵的員工所產生的較大薪酬差距會增加后者的不公平感，而他們往往將其較低的薪酬水平歸因于高層次人力資本的剝削或侵占[15]。在此情況下，未受激勵的普通員工可能以“敲竹杠”行為消極應對，甚至被擠出，促使企業(yè)人力資本結構升級。作為一項知識密集型活動，持續(xù)創(chuàng)新雖然離不開團隊合作，但高水平人力資本結構才是企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的源泉和關鍵力量[16]，被擠出的低層次人力資本所節(jié)約的成本和資源投入能緩解企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新投入時所面臨的資源約束，助力企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新。據此，本文提出以下假設：

假設1：企業(yè)實施員工持股計劃能促進持續(xù)創(chuàng)新。

假設2：企業(yè)實施員工持股計劃將提高人力資本結構水平，以此促進持續(xù)創(chuàng)新。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據說明

鑒于我國2014 年重啟員工持股計劃，本文根據漸進雙重差分法對外生沖擊所在年份前后時間覆蓋的要求，選取2010—2020 年滬深A股上市公司的數據為初始研究樣本。在剔除金融、保險行業(yè)，ST、*ST類型公司以及信息缺失值后獲得15461個企業(yè)-年度觀測值。企業(yè)的專利申請數來自國家知識產權局網站的“中國專利公布公告”。員工持股計劃的數據來自Wind數據庫，并通過巨潮網進行補充，其他財務數據均來自CSMAR數據庫。為緩解極端值偏誤，本文對連續(xù)變量進行1%水平的雙側縮尾處理。此外，所有回歸都使用公司聚類調整得到穩(wěn)健性標準誤。

2.2 模型構建

本文基于中國證監(jiān)會2014年啟動員工持股計劃這一外生事件，構建漸進雙重差分模型，以考察在事件前后實施的企業(yè)（實驗組）和未實施的企業(yè)（對照組）的持續(xù)創(chuàng)新差異。

其中，Z_Persisinnit表示i企業(yè)t年的持續(xù)創(chuàng)新水平，Esopit的含義為企業(yè)i在t年及以后是否實施員工持股計劃，實施取值為1，否則為0。同時，本文通過公司固定效應ui和年份固定效應τt分別控制實驗組與對照組之間的固定差異、實施前后由于外部環(huán)境變化帶來的差異。系數β1估計了與對照組公司相比，實驗組公司實施員工持股計劃對持續(xù)創(chuàng)新產生的影響。

2.3 變量選取

（1）被解釋變量：持續(xù)創(chuàng)新（Z_Persisinni）t。本文借鑒許治等（2020）[17]、何郁冰等（2021）[10]的研究，按以下方式計算企業(yè)的持續(xù)創(chuàng)新：

其中，Persisinnit為企業(yè)在第t年創(chuàng)新產出持續(xù)性，Oint、Oint-1、Oint-1分別為企業(yè)在第t年、t-1 年、t-2年的專利申請量。同時，由于統(tǒng)計口徑、度量的不一致性,為緩解模型的異方差，本文參考何郁冰等（2021）[10]的研究進行標準化處理：Z_Persisinnit=，其中，Xit表示指標原數據，和σXit分別表示Xit的均值與方差。

（2）解釋變量：員工持股計劃（Esopit）。如果企業(yè)實施了員工持股計劃，則被定義為“處理組”。Esopit為個體i在第t年接受處理的虛擬變量，如果i公司于t年實施員工持股計劃，則第t年及以后Esopit取值為1，否則為0。

（3）機制變量。為進一步檢驗員工持股計劃促進企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的機制路徑，本文參考肖土盛等（2022）[18]的研究，將企業(yè)人力資本結構升級按照職業(yè)類型和受教育程度分為企業(yè)人力資本技能結構升級（Htechit）和人力資本教育結構升級（Heduit），其中，企業(yè)人力資本技能結構升級（Htechit）采用科技人員、市場與銷售人員以及財務人員占比來衡量，人力資本教育結構升級（Heduit）則是以企業(yè)碩士學歷及以上員工占比衡量。

（4）控制變量。參考已有研究，本文設置了一組可能影響企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的公司層面控制變量，具體變量及其定義見表1。

表1 變量定義

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

根據下頁表2 的描述性統(tǒng)計結果可得出如下初步結論：持續(xù)創(chuàng)新產出（Z_Persisinni）t的均值為0，標準差為1，最小值為-0.384，最大值為9.490，表明企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新水平存在較大差異，且平均水平普遍較低；員工持股計劃（Esopi）t均值為0.145，表明實施員工持股計劃的公司樣本占比為14.5%。同時，本文對所有變量進行了相關性分析，結果表明：企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新與員工持股計劃的相關系數較高，且在1%的水平上顯著，初步驗證了假設1。此外，解釋變量之間相關性均小于0.5，表明不存在明顯的多重共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計

3.2 回歸結果分析

本文考察了企業(yè)實施員工持股計劃對持續(xù)創(chuàng)新的影響，回歸結果如表3所示。可以發(fā)現，列（1）Esopit的回歸系數為0.079，在1%的水平上顯著；增加控制變量后，列（2）Esopit的回歸系數為0.056，也在1%的水平上顯著。這意味著對比對照組公司，實驗組公司表現出了更強的持續(xù)創(chuàng)新能力，假設1 通過檢驗，同時也證實了企業(yè)實施員工持股計劃與持續(xù)創(chuàng)新之間的因果關系，即企業(yè)實施員工持股計劃能有效促進企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新。

表3 基準回歸結果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 平行趨勢檢驗

應用雙重差分法的基本前提是在沒有處理效應情況下，結果變量在處理組和控制組的波動趨勢是相似的，即滿足平行趨勢假定。為此，本文構建了式（3）：

圖1 平行趨勢檢驗

3.3.2 安慰劑檢驗

為了排除隨機因素的干擾，本文改變員工持股計劃的實施時間進行反事實檢驗。具體而言，本文將員工持股計劃開始實施時間提前一期，構造變量FEsopit替換Esopit重新回歸?；貧w結果如下頁表4列（1）和列（2）所示，解釋變量未通過顯著性檢驗，表明本文中企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新水平提升并不受其他隨機事件的影響，而是員工持股計劃實施的結果。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

3.3.3 更換樣本

考慮到專利產出主要來自制造業(yè)企業(yè)，將專利產出較少的非制造業(yè)企業(yè)納入研究可能影響結論的穩(wěn)健性，因此本文在剔除非制造業(yè)企業(yè)數據后重新回歸，檢驗結果如表4列（3）和列（4）所示：Esopit的系數都在1%的水平上顯著為正，與基準回歸基本保持一致，再次支持了假設1。

3.3.4 替換被解釋變量

考慮到持續(xù)創(chuàng)新不僅包括創(chuàng)新產出，還應考慮企業(yè)的創(chuàng)新投入，本文使用測度企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新投入，作為被解釋變量的替代變量，其中Iint、Iint-1、Iint-2分別為企業(yè)在第t、t-1、t-3 年的研發(fā)投入。在控制公司和年度雙重固定效應后，結果如表4的列（5）和列（6）所示，Esopit的系數顯著為正，進一步支持了假設1。

3.4 機制檢驗

如前文理論分析所述，員工持股計劃主要通過人力資本結構升級以促進持續(xù)創(chuàng)新。為檢驗假設2，本文參考趙爍等（2020）[19]的研究，進一步將人力資本結構升級區(qū)分為人力資本技能結構升級（Htechit）和人力資本教育結構升級（Heduit），并建立式（4）和式（5）進一步檢驗其作用機制。

其中，Htechit是人力資本技能結構升級的替代變量，使用企業(yè)科技人員、市場與銷售人員以及財務人員占比度量；Heduit是人力資本教育結構升級的替代變量，用企業(yè)碩士學歷及以上員工占比度量。根據表5 結果可知，列（1）中Esopit的系數為0.188，在5%的水平上顯著，表明員工持股計劃有助于促進人力資本技能結構升級，列（2）中Esopit的系數為0.599，在1%的水平上顯著，表明員工持股計劃有利于人力資本教育結構升級。列（3）和列（4）進一步檢驗了人力資本結構升級對持續(xù)創(chuàng)新的促進作用，結果發(fā)現無論是人力資本技能結構升級（Htechit）還是人力資本教育結構升級（Heduit），均能促進企業(yè)的持續(xù)創(chuàng)新，假設2得到支持。

表5 機制檢驗結果

4 異質性分析

4.1 基于員工持股計劃特征的異質性分析

企業(yè)在制定與實施員工持股計劃時具有廣泛的自主權，涉及股票來源、資金來源、員工認購比例、鎖定期限、存續(xù)期間等條款的設定，這可能導致不同企業(yè)的員工持股計劃對企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新產生異質性影響。為檢驗上述企業(yè)員工持股計劃特征對持續(xù)創(chuàng)新影響的差異，本文在實施了員工持股計劃的樣本中設置如下虛擬變量：股票來源（Stocksource），當股票來源為競價轉讓時取值為1，否則為0；資金來源（Fundsource），當資金來源為員工薪酬及自籌時取值為1，否則為0；員工認購比例（Emplyrate），當員工認購比例高于當年行業(yè)均值時取值為1，否則為0；鎖定期限（Locktime），當員工持股計劃的鎖定期限高于當年行業(yè)均值時取值為1，否則為0；存續(xù)期間（Lasttime），當員工持股計劃的存續(xù)期間高于當年行業(yè)均值時取值為1，否則為0?；貧w結果如表6 所示?？梢?，列（1）中股票來源的系數為0.015 但并不顯著，表明持股平臺中的股票來源方式并非員工關注的核心問題。列（2）中資金來源系數為0.113，并在1%的水平上顯著，表明員工薪酬及自籌資金方式會增加持股員工的認同度，助力企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新。列（3）中員工認購比例越高越能促進持續(xù)創(chuàng)新。列（4）中鎖定期限和列（5）的存續(xù)周期系數均至少在5%的水平上顯著，表明員工持股計劃的持續(xù)推進有助于優(yōu)化人力資本結構，進而助力企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新。

表6 員工持股計劃特征的異質性分析檢驗結果

4.2 基于市場化程度的異質性分析

盡管我國資本市場日漸完善，但各地市場環(huán)境差異依舊較大。因此，市場化程度的差異可能影響員工持股計劃的實施及其創(chuàng)新效應。具體而言，在市場化程度越高的地區(qū)，市場競爭越充分，企業(yè)的經營績效更多依靠員工的努力特別是技術人員的投入，所以企業(yè)更有動機激勵和留住人才，有利于企業(yè)制定更有效的激勵方案，最大程度上發(fā)揮技術骨干的專業(yè)優(yōu)勢，增加企業(yè)的持續(xù)創(chuàng)新產出。本文采用王小魯等（2021）[20]的市場化指數測度市場化程度，并將企業(yè)所處的市場環(huán)境按照市場化指數分成市場化程度高低兩組，若企業(yè)當年市場化指數高于市場化指數中位數，則被劃分到高市場化程度組，否則為低市場化程度組?；貧w結果如表7列（1）和列（2）所示：當企業(yè)屬于市場化程度高組時，Esopit回歸系數為0.067，在1%的水平上顯著，而當企業(yè)屬于市場化程度低組時，Esopit系數為0.030 且不顯著。這表明相對于市場化程度低的地區(qū)而言，在市場化程度更高的地區(qū)企業(yè)實施員工持股計劃更能促進企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新。

表7 基于市場化程度和產權性質的異質性檢驗結果

4.3 基于產權性質的異質性分析

國有企業(yè)往往比非國有企業(yè)承擔更多的政策性負擔，面臨更多的冗員問題，引致更多員工的“搭便車”現象。因此，相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)推行員工持股計劃更多出于對國家政策的響應以及“福利型”的股權激勵設計動機，而非國有企業(yè)出于資本的逐利性和市場化要求，更傾向于推進激勵相容的員工持股計劃，因此非國有企業(yè)實施后預期更能促進持續(xù)創(chuàng)新。本文按照企業(yè)實際控制人性質將企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)重新進行回歸，結果如表7 列（3）和列（4）所示。結果表明，非國有企業(yè)Esopit系數為0.080，在1%的水平上顯著，而國有企業(yè)系數并不顯著，說明員工持股計劃對企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的促進作用在非國有企業(yè)中更為明顯。

5 結論

本文運用漸進雙重差分法實證檢驗員工持股計劃對企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的影響及作用機理。研究結果證實了員工持股計劃與企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的因果關系，在穩(wěn)健性檢驗后本文結論依然成立。機制檢驗發(fā)現，人力資本結構升級是關鍵作用機制，包括人力資本技能結構升級和人力資本教育結構升級兩條影響路徑。進一步地，在檢驗不同員工持股計劃特征對企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的異質性影響后發(fā)現，員工薪酬及自籌資金的籌資方式、員工認購比例的提升，以及鎖定周期和存續(xù)周期的延長都能促進企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新。此外，異質性分析結果表明上述創(chuàng)新效應在市場化程度更高的企業(yè)和非國有企業(yè)中更為顯著。