高管持股对创新可持续性的影响研究——兼论高管过度自信与产权性质的调节效应

(1.南京师范大学商学院，江苏南京 210023；2.南京大学教育研究院，江苏南京 210093)

摘要：企业创新活动一旦中断将会产生巨大的调整成本损失。因此，如何保持企业创新可持续性是企业创新研究的重要问题。结合委托代理理论，探索了企业高管持股对创新可持续性的影响，并进一步讨论了高管过度自信与产权性质的调节作用。使用2003-2014年中国A股制造业上市公司面板数据进行实证分析，结果表明：高管持股对企业创新可持续性具有显著正向影响，高管过度自信则弱化了两者间正向关系，而相对于非民营企业，民营企业高管持股对创新可持续性的正向作用更强。同时考虑两种情境效应的综合影响时，在民营企业中高管过度自信的负向调节作用更强。最后，考虑了遗漏变量带来的“选择偏差问题”和内生性问题，采用基于Kernel匹配得分法的反事实检验，为实证结果提供了稳健性证明。

关键词：高管持股；创新可持续性；高管过度自信；产权性质

0 引言

目前，我国经济发展已进入新常态，为应对日益激烈的国际竞争，“十三五”规划进一步强调依靠创新来增强经济的内生动力，并强化企业在创新过程中的主体地位和主导作用。而创新活动商业化过程时间较长，具有产出不确定性和投资不可逆性，任何形式的突然中断都会带来巨大损失，这使得创新的调整成本很高[1,2]。同时，由于竞争环境具有动态性特征，企业迫切需要通过持续不断的创新活动来适应复杂环境，实现企业持续发展[3]。因此，探讨企业创新可持续性的影响因素及其作用机制，既具有理论价值，也具有实践意义。

目前国内外学术界对企业创新可持续性的研究主要从两个方面展开：①从内外部两个方面探究创新可持续性的影响因素。内部因素包括员工创新意识及能力的培养、创新人才的保有、创新资金的持续投入、创新模式的选择、广泛的创新面、种类多样的创新产品、股权集中度的弱化及高管薪酬的激励作用[4-8]，外部环境则主要指与创新相关的合作环境、社会协作程度、社会体制、引导政策和法律法规等[4,6,9,10]；②从平滑机制视角研究如何缓解创新投资的波动。Brown[11]、鞠晓生[12]等的研究表明，企业储蓄、营运资本、现金持有和组织冗余对企业创新可持续性投资具有平滑作用。

高管作为企业核心管理人员，对创新决策的制定及实施具有至关重要的影响，其创新动力充足与否会影响企业可持续创新的进展。在面对高风险与高收益并存的创新活动时，高管往往倾向于作出更有利于自身利益的选择。持有企业股份的高管成为企业股东，其利益与企业所有者利益“捆绑”在一起，可能更重视能够获得高收益且有利于企业长远发展的创新活动。因此，本文将结合委托代理理论，探讨在中国经济转型时期高管持股对企业创新可持续性的影响机制。

本文研究重点包括以下3个方面：①基于新的研究视角提出影响企业创新可持续性的新因素。在影响企业可持续性创新的内部因素中，已有研究考虑了短期薪酬激励方式如高管薪酬[7]，但尚缺乏从长期薪酬激励视角对该问题进行探讨。本文在已有研究的基础上，结合委托代理理论，将高管持股纳入研究体系，扩宽企业创新可持续性影响因素的研究领域；②增加高管过度自信的情境效应研究。作为一种重要的个人心理特征，高管过度自信能够影响高管个人的行为，进而对其创新决策产生重要作用。本文选择高管过度自信作为高管持股与创新可持续性的情境因素，不仅深化对创新主体高管的研究，同时探讨股权激励发挥作用的重要条件；③在研究高管过度自信情境效应的基础上，进一步引入产权性质情境变量。我国正处于经济转型升级的重要阶段，产权性质作为重要的制度背景，是企业制定经营决策时需要考虑的重要因素，会对企业高管的创新行为产生影响。将其作为调节变量，一方面有利于深化高管过度自信对高管持股与企业创新可持续性之间关系的情境效应研究，另一方面，可以结合我国实际为政府完善创新政策提供指导。

1 研究假设

1.1 高管持股与创新可持续性

作为企业日常经营管理的核心人物，高管对企业技术创新具有主导作用，其决策行为关系企业创新活动能否有效、持续开展。但根据委托代理理论，现代企业的所有权与经营权是分离的。因此，在信息不对称的情况下，企业存在委托代理问题。企业所有者以增加企业价值为目标，而作为代理人的高管以自身利益最大化为目标，并不以企业所有者的利益为重。创新活动是企业收益增长的源泉，但其周期较长、风险较高。因此，高管出于自身利益的考虑，可能会产生短视行为[13]，而不愿意开展持续性创新活动。

股权激励作为一种长期激励制度，能够将经营者利益与企业长期效益结合起来，因而能够转变高管的风险导向。具体表现为：①长期激励效应。企业对高管实行股权激励，即赋予高管剩余所有权，这在一定程度上消除了创新的外部性，使得外部性内部化，将企业长期绩效与高管利益紧密结合，避免高管短视行为，增强高管的创新动力。同时，长期激励制度持续时间一般较长，这也在时间上保证了高管创新动力的持久性，进而促进企业创新可持续性。一般而言，若企业在高管薪酬计划中越多地强调长期激励计划，使得高管持股较多，则高管对企业创新的支持力度就越大，越倾向于开展持续性创新活动；②利益趋同效应。企业股东可以通过多元化投资来分散创新风险。因此，作为企业的最终所有者，他们会倾向于持续性的创新活动以获得高回报。当高管持有企业股份时，其利益与股东利益趋于一致，且持有股份越多，利益就越趋同。因此，他们出于维护股东和自身利益的考虑，会进行持续性创新活动以不断获得创新收入；③身份认同效应。当高管持股比例较低时，其获取股东对其能力及身份认可的愿望较强[14]，更倾向于选择持续性创新活动来顺应股东的要求，以促进股东提高对其股权激励的力度。进一步地，为避免股东因企业创新未符合预期而降低股权激励力度，即保持所持股份的稳定性，高管会想方设法促进创新活动的持续进行；④减少调整成本。创新过程中产生的无形资产难以“存储”，且很大程度上掌握在企业研发人员手中，一旦此类人才流失，企业将遭受巨大损失，这使得创新活动具有调整成本高的特性[7]。持有企业股份使得高管在一定程度上成为企业所有者，更关注企业发展，工作积极性大大提高，更有可能关注研发人员激励，从而减少其流失率并增强其创新动力，进而降低创新活动调整成本，促进企业创新可持续发展。综上所述，本文提出如下假设：

H1：高管持股有利于促进企业创新活动的持续性开展。

1.2 高管过度自信的情境效应

已有研究表明，高管过度自信作为企业管理者的一项重要心理特征，会使得企业高管过高地估计自身能力、低估风险和高估收益[15]，从而对其是否进行创新以及采取何种创新决策产生重要影响。因此，在讨论高管持股与企业创新可持续性的关系时，有必要将其纳入讨论范围，以探究高管过度自信对两者关系的影响。

首先，高管过度自信容易导致高管盲目扩张，使企业陷入财务困境。在此心理特征的作用下，高管很有可能为建立自身的“企业帝国”，而在作出企业扩张决策时忽视企业自身条件及市场实际情况，导致企业盲目扩张。而且，我国资本市场还不成熟，现代企业治理结构仍不完善，也难以对高管的盲目扩张形成有效约束。在扩张过程中，高管往往过于重视企业扩张速度与规模，忽略企业所面临的风险，也无法进行有效的风险控制，因而容易导致企业出现财务危机，进而陷入财务困境。若企业资金得不到保障，则创新投资会面临资金不足等风险，从而不利于创新活动的持续进行。其次，高管过度自信会减弱高管与企业所有者之间的利益趋同效应。根据委托代理理论，管理者和股东可能存在利益不一致的情况，而过度自信的高管更容易因为高估自身能力对企业发展的贡献，增加对自身利益的诉求，偏离企业价值最大化和股东利益最大化的目标，从而降低股权激励所带来的利益趋同效应。在此情况下，对高管实施的持股激励难以发挥长期激励效果，不利于创新持续投资活动的有效进行。最后，高管过度自信会增加创新活动调整成本。过度自信的高管具有认为自身优于平均水平的心理特征[16]，从而对自身的管理水平、企业现状充满信心，更有可能忽视企业员工如研发人员的离职倾向，导致研发人员流失，从而造成较高的创新中断调整成本。根据上述讨论，本文提出如下假设：

H2：高管过度自信会弱化高管持股与创新可持续性间正向关系。

1.3 产权性质的情境效应

在转型变革时期，我国政府在经济活动中具有重要影响作用，能够通过政策方针及行政指令等对企业进行干预，其中也包括对企业高管的任命及激励方式的干预。基于此，本文引入产权性质，探讨民营企业及非民营企业高管持股对企业创新可持续性的差异化影响。

非民营企业具有政府背景，可能使得股权激励无法发挥应有作用：①非单纯盈利目标的影响。在我国，与政府紧密联系的非民营企业需要承担相应的社会责任，使得非民营企业高管更多地关注企业的政治目标和短期业绩，并不仅仅开展盈利活动，而持续性创新活动往往需要长期投资，并具有较高风险。为了保证能够履行相应的社会责任，非民营企业高管更倾向于规避风险。此时，即便高管持有企业股份，其对企业持续创新的影响也会削弱；②高管激励机制的弱化。具有政府背景的非民营企业可能存在“内部人控制”和“政企不分”的现象，政府对企业人事制度的制定及执行进行干预，使得正常的高管激励机制失效，进而导致高管持股无法发挥对创新可持续性的正向影响。

民营企业相对于非民营企业而言，较少受到政府的干预，所承担的政治压力和政策性负担较小，因而企业经营更为自主灵活。高管基于企业价值最大化的原则，更愿意通过持续性创新活动来提高企业效益，高管本身持有企业股份时更是如此。此外，民营企业面临所有制歧视，不具有获取政府相关资源的优势，因而在股权激励的作用下，民营企业高管更具危机意识，会想方设法采取措施促进企业发展。创新活动能够获得巨大利润，对提高企业竞争力具有重要作用。因此，持有股份的民营企业高管更加倾向于促进企业创新活动的持续进行，以促进企业长期发展。根据上述讨论，本文提出如下假设:

H3a：相对于非民营企业，民营企业高管持股与企业创新可持续性显著正相关。

高管过度自信的情境效应在不同产权性质企业中是否也存在差异呢？首先，民营企业在选拔高管时比较注重候选人的经营管理能力，以改善企业经营状况进而提高企业竞争力。而具有政府背景的非民营企业大多通过行政任命而非公开选拔方式聘用高管，对其经营管理能力的要求相对模糊。因此，经过经营管理能力考核选拔出的民营企业管理者更容易将企业成功与自身能力联系在一起，从而更容易产生过度自信的心理特征。其次，高管过度自信产生的企业盲目扩张和财务困难，使得民营企业相对于非民营企业，在“所有制歧视”下更容易因为信息成本高、违约风险大等原因而难以获得银行贷款等外部融资[17]，在企业经营遇到困难时，也更难获得政府补助和政策支持。综上所述，本文提出如下假设：

H3b：相比于非民营企业，民营企业高管过度自信对高管持股与创新可持续性间正向关系的弱化作用更强。

2 回归模型与变量说明

本文采用销售加速模型，建立回归方程(1)来检验H1，即高管持股对企业创新可持续性的正向影响。

其中，i表示企业，t表示时间，μi为不随时间变化的个体特质效应，ηt为不随个体变化的时间效应，εi,t为随机扰动项，Innov表示创新投入，是企业创新投资活动的代理变量。我国上市公司从2007年才开始披露研发支出，且披露该数据的企业不多，而无形资产作为企业创新活动的成果，包含更多的创新投入信息，如人力资本开发投入等。因此，本文参照鞠晓生等[12]的研究，选用无形资产增量反映企业创新投入。此外，为了消除企业规模的影响，采用无形资产增量与企业总资产的比值表示企业创新可持续性。

HOLD是解释变量，代表企业高管持股。参照王燕妮[18]的做法，本文采用企业高管持股数量占总股数的比值来衡量高管持股。根据假设H1，若高管持股对企业创新可持续性具有正向影响，则方程(1)的系数β5应显著为正。

此外，本文还加入如下控制变量：①销售收入(S)。销售收入是影响投资的重要变量，本文引入销售收入作为创新投资的主要控制变量，采用营业收入进行测量；②现金流(CF)。现金作为流动资产，灵活性很高，是创新活动所需资金的重要来源，因而本文将现金流作为影响创新可持续性的控制变量；③企业规模(Size)。本文采用企业总资产的自然对数衡量企业规模。已有文献对企业规模与创新投入间关系存在争论，但企业规模作为影响创新的重要变量是学术界的共识，因此，本文将企业规模作为控制变量。

对于H2中高管过度自信的情境效应，本文设定回归方程(2)进行检验：

其中，CON代表高管过度自信，作为调节变量，其余变量Innov、HOLD、S、CF、Size、μi 、ηt及εi,t的含义与回归方程(1)中相同。考虑到数据的可获得性，本文参照姜付秀等的做法，采用“金额最高的前三名高管的薪酬总额”与“所有高管薪酬总和”的比值来测量过度自信状况。此外，为了避免多重共线性，本文采用标准化后HOLD与CON的乘积项进行测量，表示高管过度自信对高管持股与企业创新可持续性间关系的情境效应。根据H2，本文预期回归方程(2)中的系数β7显著为负。

为检验H3a，即产权性质的情境效应，本文构建回归方程(3)进行验证：

+β6*Ownshipi,t+β7*HOLDi,t*Ownshipi,t

其中，Ownship表示产权性质，本文参照李健和陈传明[17]的做法，将企业实际控制人的性质作为划分产权性质的标准。若企业的实际控制人为事业单位、集体企业、国有企业或国家机构，则认为具有政府背景，将其划分为非民营企业，赋值为0；若实际控制人为个人、家族或外资企业等，则认为不具有政府背景，并将其划分为民营企业，赋值为1。若H3a成立，则回归方程(3)中的系数β7应当显著为正。

此外，本文进一步考虑高管过度自信与产权性质的联合情境效应，并建立回归方程进行检验：

+β9*HOLDi,t*CONi,t*Ownshipi,t+β10*Sizei,t

式(4)同时加入两个调节变量，即高管过度自信与产权性质，并加入自变量与两个调节变量的乘积项(Hold*CON*Ownship)。根据H3b，若民营企业高管过度自信的负向调节效应更强，则Hold、CON与Ownship乘积项的系数β9将显著为负。

考虑到面板数据可能因变量测量指标差异而导致非平稳序列、非线性关系等问题，本文对除虚拟变量外的变量进行了自然对数化处理。处理后的数值变化只是相对变化，不仅能够保证回归结果的合理性，而且能使数据更接近正态分布。

3 研究设计与实证结果

3.1 研究样本与描述统计

本文选用2003-2014年A股制造业上市公司作为研究对象。选择制造业的原因有两点：一是制造业相对于其它行业上市时间更长、样本基数更大且企业财务数据更成熟；二是在新常态背景下，制造业成为我国经济转型的中坚力量，具有重要的研究价值。完成数据搜集及整理后，对数据进行如下处理：①剔除B股和H股公司，这些公司受境内外双重监管，与其它上市公司有区别；②剔除2003-2014年曾被ST和PT的样本；③对所有连续型变量进行了1%的Winsorize处理；④剔除主要变量缺失的样本；⑤保留2003-2014年具有连续观测值的企业。最终，本文得到由238家截面企业和2 856个观测值构成的平衡面板数据集。

本文对各变量进行描述性分析，结果如表1所示。被解释变量创新可持续性(Innov/K)的最小值为-0.047，最大值为0.098，均值为0.004，标准差为0.015；解释变量高管持股(HOLD)最小值为0，最大值为0.396，均值为0.003，标准差为0.023。

报告了Pearson相关性分析下各变量的相关系数矩阵如表2所示，自变量高管持股(HOLD)与因变量企业创新可持续性(Innov/K)的相关系数在5%的水平下显著为正，这在一定程度上为本文假设高管持股正向影响企业创新可持续性提供了支持。

3.2 回归检验与实证方法

3.2.1 面板数据单位根检验

虽然本研究选用的数据时间跨度有12年，但为了避免数据因可能存在的时间趋势而形成“伪回归”，在进行正式的回归分析前，对变量的平稳性进行了检验。相对于时间序列数据单位根检验方法，面板数据的单位根检验更能降低第II类错误的概率，提高检验功效。因此，选择面板单位根检验方法对模型中的连续变量进行单位根检验，得到Fish-ADF检验和Fish-PP检验结果，如表3所示。

注:***、**、*分别表示1%、5%与10%的显著性水平；相关系数是四舍五入后保留三位小数的结果，下同

从表3中可以看出，Fish-ADF检验和Fish-PP检验下各变量均拒绝了面板数据存在单位根的原假设，即各变量均为平稳序列。因此，可直接建立回归模型进行分析。

3.2.2 回归估计前的检验

在正式进行回归分析前，本文对可能存在的多重共线性、异方差及序列相关进行检验，得到各回归模型的多重共线性检验VIF值、异方差检验chi2值和序列相关检验F值，如表4所示。根据报告结果，所有模型的VIF值都小于10，不存在严重的多重共线性问题。此外，chi2值和F值均显著，表明本文各回归模型都存在异方差和序列相关问题。因此，本文所有回归模型都需要采用异方差-序列相关稳健性标准误进行估计，它们在异方差与组内自相关的情况下依然稳健。

注:共线性检验结果反映了各回归方程中变量的VIF取值范围；异方差检验结果反映异方差检验的chi2值及显著性水平；序列相关检验结果反映一阶序列相关检验的F值及显著性水平

3.2.3 内生性处理

本文模型中的内生性问题来源于以下几个方面：①变量的测量误差，如使用薪酬对高管过度自信心理特征进行测量可能产生误差等；②遗漏影响企业创新可持续性的其它不可观测变量而导致的内生性，如高管的人际关系、管理才能等；③因变量与自变量之间互为因果关系的可能，如企业持续创新对企业规模的可能影响等。因此，本文采用工具变量法，使用变量的滞后一期作为相应内生变量的工具变量。在使用工具变量估计的各回归方程中，Sargan检验结果显示无法拒绝原假设，从而保证了工具变量的有效性。

最后，考虑到本文所得平衡面板数据虽然时间上保证了连续性，但样本数量较少，为避免小样本偏误带来的影响，本文采用系统GMM估计相对一阶差分GMM法，使用Stata12软件，采用Xtdpdsys命令进行回归。

本文实证结果分为3个部分：①分析高管持股对创新可持续性的影响(模型2)；②分析高管过度自信的情境效应(模型3)；③分析产权性质的调节作用及高管过度自信与产权性质的联合情境效应(模型4-5)。实证检验结果如表5所示。

表5中模型(1)为仅包含控制变量的回归结果，各控制变量对因变量创新可持续性均有显著影响，表明各控制变量具有纳入回归方程的必要性。模型(2)反映回归方程(1)的实证结果，以检验H1。实证结果显示，高管持股HOLD的回归系数显著为正，具体p值为0.016，说明高管持股能够促进企业创新可持续性，因此，H1得到验证。

模型(3)反映回归方程(2)的实证结果，以检验高管过度自信对高管持股与企业创新可持续性关系的影响。报告结果显示，高管持股与高管过度自信的交叉项HOLD*CON的系数显著为负，p值为0，在1%的水平下显著。这证实了H2，即高管过度自信会减弱高管持股与创新可持续性间正向关系。

模型(4)报告了本文回归方程(3)针对H3a的实证结果，以检验产权性质的情境效应。模型(4)的实证结果显示，高管持股与产权性质乘积项HOLD*Ownship的系数显著为正，具体p值为0，在1%的显著性水平下显著。这表明，高管持股对创新可持续性的影响在民营企业情况下较为明显，因此，H3a得到验证。

注:括号内数字为z值；AR(1)和AR(2)检验分别反映一阶和二阶序列相关检验的p值；Sargan检验反映工具变量过度识别检验的p值

模型(5)检验了H3b中高管过度自信调节作用的差异性，即在不同产权性质下，高管过度自信对高管持股与创新可持续性关系的不同影响。回归结果显示，高管持股、高管过度自信和产权性质的乘积项HOLD*CON*Ownship的系数显著为负，p值为0，在1%的显著性水平下显著。HOLD*CON*Ownship与HOLD*CON的回归系数符号相同，这证实了H3b，即民营企业中高管过度自信的情境效应更强。

4 基于倾向得分匹配法模型的稳健性检验

在稳健性检验中，本文更改自变量高管持股的测量方式，采用王慧妮的做法，以高管是否持股类型变量(若高管持股,赋值1;若高管未持股,赋值0)进行稳健性检验。然而，企业高管持股情况并非完全随机分配，对同一个企业，不可能同时观察到高管持股与不持股对创新持续性的影响。因此，采用类型变量测量时可能遗漏变量而导致“选择偏差”问题。同时，高管持股与企业持续创新之间的内生性问题也值得关注

根据反事实匹配思想，将样本企业分为高管持股组和非高管持股组，如果这两类企业的差异能够被一组共同的因素解释，则使用这些共同影响因素分层配对后，使两个样本组企业只在高管持股方面有差异，其它保持相同或相似。然后，通过观察两组企业的创新持续性差异，将各分层额差异以及分层所占比例作适当加权，得到总体平均处理效应(ATE)、处理组平均处理效应(ATT)和控制组平均处理效应(ATU)，确定高管持股与创新可持续性之间的因果关系，尽可能避免“选择偏差”问题。单个因素的分层匹配比较耗时，倾向得分法将多个因素浓缩成一个指标即倾向得分值(PS值)，使多元匹配更有效率。

在给定样本特征X的情况下，某企业发生高管持股的条件概率为：

其中，Di为一个指标函数，若某家企业高管持股，则Di赋值1表示处理组企业，反之则Di赋值0表示控制组企业,X为可能影响企业高管持股的匹配变量。如果企业高管持股是随机的，则可以通过二元选择模型进行回归估计，即用Pr[Di=1|Xi]表示某企业在X条件下发生高管持股的概率。对处理组和控制组在概率上的相似度进行匹配，配对的有效性取决于条件独立性和重叠假定。高管持股对创新持续性影响的平均处理效应为：

其中，N1为处理组个体数。在不同匹配方法中，适用于配对(i,j)的权重w(i,j)有所差异。由于Kernel匹配不存在无效标准差问题，因此，本文选用Kernel匹配进行倾向得分匹配。权重w(i,j)表达式如下(h为指定带宽，K为核函数)：

为了获得倾向得分匹配法中平均处理效应ATT的估计值，首先对处理组的产品市场竞争影响因素进行二值选择分析。 logit模型给出了企业高管持股的概率，即倾向得分。图1和图2分别代表处理组(高管持股组)和控制组(高管不持股组)的PS值在匹配前后的核密度函数，在匹配前二者PS值存在明显差异，说明直接比较两类企业之间的创新持续性差异，所得统计推断结果是有偏的。相比之下，在完成匹配后，处理组和控制组的PS值概率分布更加接近，表明二者的各方面特质已经非常接近，logit模型下采用核密度函数的匹配效果较好。

经过倾向性得分匹配后的处理组平均处理效应ATT值如表6所示。本文考虑到潜在的小样本偏误对结论的影响，采用基于“自抽样法(Bootstrap)”获得相关统计量的标准误进行推断。获取Bootstrap标准误的步骤如下：①首先从原始样本中采用重复随机抽样的方式，抽取n个样本作为经验样本；②采用核密度匹配函数计算经验样本的ATT；③将以上两个步骤重复进行500次，得到ATT的500个经验统计量，即ATT1，ATT2，…，ATT500;④计算以上500个ATT值的标准差，即可得到原始样本ATT统计量的标准误。logit模型中ATT基于Bootstrap标准误的统计结果显示，经过倾向性得分匹配后的处理组平均处理效应ATT差距为0.300，在5%水平下显著为正，这表明高管持股组和高管非持股组的创新持续性存在明显差异。使用倾向得分匹配法得出的分析结果，与使用系统GMM估计方法的高管持股与创新持续性的回归系数HOLD结果一致，都显著为正，这说明在使用高管持股的类型变量测量后，即使考虑了选择偏差和高管持股与创新持续性之间的内生性问题，仍然可以得出高管持股有利于企业创新持续性的结论。

最后，计算配对后处理组和对照组基于各匹配变量的标准偏差，对匹配平衡进行检验。匹配变量以及核匹配方法都使得标准偏差的绝对值在20%以下，说明本文对匹配变量以及Kernel匹配方法的选择是适当的，匹配结果满足了匹配平衡的要求(见表7)。

5 分析与讨论

作为制造业大国，我国需要依靠技术创新实现从“中国制造”到“中国创造”的转变。在此种形势下，我国很多企业依靠创新迅速崛起又很快消失，而另外一些企业却在不断发展，形成了持续竞争优势，究其原因，前者未在面对动态和复杂的竞争环境中进行持续性创新活动[3]，因此，持续性创新尤为重要。基于此背景，本文在已有研究的基础上探讨创新可持续性及其影响因素，并提出了高管持股这一长期创新激励方式。

本文通过对2003-2014年A股制造业上市公司面板数据的实证分析，探讨了高管持股与企业创新可持续性之间的关系，并在此基础上探讨了高管过度自信与企业产权性质独立的情境效应和联合的情境效应，丰富了相关理论。实证结果发现：高管持股对创新可持续性具有显著正向影响；高管过度自信能够减弱两者的正向关系；相对于非民营企业，民营企业高管持股更能够促进创新的可持续性发展；民营企业高管过度自信的负向调节效应得到加强。

在分析创新可持续性时，本文考虑到企业创新决策者即高管持股情况及其过度自信的影响，讨论了不同产权性质情况下政府部门对企业高管激励制度的影响。因此，本文对实体企业的制度研究和政府的政策制定都具有重要的理论及实践意义。

(1)相对于西方发达国家，我国实行股权激励计划的时间较晚，高管持股比例仍较低，股权激励发挥作用的空间还很大。本文在已有研究的基础上，深入探讨持续创新的重要性，进一步考虑了高管持股对创新可持续性的影响，通过实证检验证实股权激励对持续性创新具有积极作用。因此，为避免高管持续创新动力不足，我国企业在制定创新激励计划时应充分考虑高管持股的重要性，适当加强股权激励，使得高管具备长期稳定的心理预期，减少其创新投资短视行为，激励高管着眼于企业长远利益而开展持续创新活动。此外，为了保证股权激励作用的有效性，我国政府也应完善股票市场，使得股票价格切实反映企业经营状况，保证高管通过努力工作获得相应股票收益。

(2)我国企业需要重视高管个人心理特征对企业发展的影响。本文研究发现高管过度自信易导致高管盲目扩张，使得企业创新资金不足，这与姜付秀等提出的过度自信的管理者往往会采取风险较大的扩张战略，增加企业陷入财务困境的可能性的观点相一致。根据本文研究结论，高管过度自信会抑制高管持股发挥积极作用，不利于企业创新可持续性发展。首先，我国企业在制定高管选拔机制时，应将高管个人心理特征作为一项重要的考核指标，重视过度自信的不利影响，避免选择过度自信的高层管理者；其次，当发现高管群体中出现过度自信的倾向时，应做好沟通及管理工作，避免高管因个人心理状态而对工作产生不利影响；最后，应改善企业治理结构，完善企业监督体制，加强董事会和监事会建设，以监督高管行为，将其过度自信产生的消极影响最小化，推进企业创新工作持续进行。

(3)我国政府应加强对非民营企业的创新激励，促进政企分开，逐渐减少对非民营企业高管的干预。李健等[7]将产权性质作为研究高管薪酬与创新可持续性关系的调节变量，认为非民营企业具有政策和资金等优势，更易发挥高管薪酬的激励作用。本文也探讨了产权性质对高管持股与创新可持续性的情境效应，认为非民营企业受到政府的干预，使得其高管所受股权激励较小。因此，为了充分发挥高管持股对创新可持续性的正向激励作用，我国政府应将非民营企业改革作为经济体制改革时期的重点工作，完善非民营企业治理机制，弱化政府干预对非民营企业创新活动的不利影响。具体来说，一方面，需要建立一套公平的人才选拔机制，通过市场竞争而非行政任命选拔非民营企业高管；另一方面，需要进一步弱化非民营企业高管的行政级别，以减少高管对政治目标的追求，促使其将更多精力集中于企业发展，以推动企业创新活动持续进行。

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The Research on the Effect of Managerial Ownership on the Persistenceof Firm Innovation——Discussion on the Moderating Effects of Executive Overconfidence and Ownership

(1.Business School,Nanjing Normal University,Nanjing 210023,China;2.Institute of Education,Nanjing University,Nanjing 210093,China)

Abstract：The interruption of innovation activities will lead to huge adjustment cost. Thus, how to maintain the continuity of enterprise innovation is an important issue for the research of enterprise innovation. Combining the principal-agent theory, this paper researches the impact of managerial ownership on the persistence of firm innovation, and further discuss the context effects of executive overconfidence and the ownership. Using the panel data of a share companies in manufacturing industry between 2003 and 2014, it finds that managerial ownership can make positive effect on the persistence of firm innovation and executive overconfidence can weaken this positive relationship. Compared to non-private enterprises, the relationship between managerial ownership and the persistence of firm innovation is more significant in the private enterprises. In addition, considering the combined effects of two adjustment variables at the same time, it finds that the context effect of executive overconfidence is stronger in the private enterprises. This paper not only gives suggestions for firms to improve the system of executive management, but also provides references for our governments to formulate policies more directionally.

Key Words：Managerial Ownership; the Persistence of Firm Innovation; Executive Overconfidence; Ownership

收稿日期：2016-06-14 基金项目：国家自然科学基金项目(71172041)；国家自然科学基金青年项目(71302118)；江苏民营经济研究基地项目(2106B01)

作者简介：乐怡婷(1981-)，女，浙江宁波人，南京师范大学商学院讲师，研究方向为创业与创新；李慧慧(1993-)，女，江苏南通人，南京大学教育研究院硕士研究生，研究方向为高管激励与创新；李健(1981-)，男，江苏盐城人，博士，南京师范大学商学院副教授、硕士生导师，研究方向为战略与创新。