湯超 祝樹金 王梓瑄

摘 要：出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)過程中面臨不確定性，需要企業(yè)代理人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，但這一點(diǎn)在已有研究中被忽視。本文結(jié)合中國(guó)上市企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了企業(yè)股權(quán)激勵(lì)引發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響?；趦A向得分匹配-雙重差分法解決內(nèi)生性問題，結(jié)果顯示企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用。異質(zhì)性分析顯示，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的促進(jìn)作用在面臨不確定性大的企業(yè)、出口到不確定性大的國(guó)家的產(chǎn)品、異質(zhì)性產(chǎn)品、機(jī)構(gòu)投資者持股比例低的企業(yè)樣本中更明顯。機(jī)制分析表明，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升受到了代理人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿的影響，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃有利于企業(yè)克服風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避進(jìn)而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。進(jìn)一步，基于多產(chǎn)品企業(yè)，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃通過提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平改變了企業(yè)的出口經(jīng)營(yíng)策略，促使企業(yè)出口向最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品進(jìn)行聚焦。本文對(duì)于如何利用資本市場(chǎng)來推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供了政策啟示。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵(lì)；風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)；出口產(chǎn)品質(zhì)量；出口多產(chǎn)品企業(yè)

一、引言

黨的二十大報(bào)告提出，高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家的首要任務(wù)。2023年2月，中共中央、國(guó)務(wù)院頒布的《質(zhì)量強(qiáng)國(guó)建設(shè)綱要》指出，質(zhì)量作為繁榮國(guó)際貿(mào)易的關(guān)鍵要素，越來越成為經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易等領(lǐng)域的焦點(diǎn)，必須把推動(dòng)發(fā)展的立足點(diǎn)轉(zhuǎn)到提高質(zhì)量和效益上來。但當(dāng)前，我國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升仍然滯后于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，必須提高出口產(chǎn)品質(zhì)量以推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。同時(shí)，“十四五”規(guī)劃指出，深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力，提高上市公司質(zhì)量。這表明利用資本市場(chǎng)更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，提升上市企業(yè)質(zhì)量，已成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。但是，長(zhǎng)期以來我國(guó)上市企業(yè)經(jīng)營(yíng)和治理不規(guī)范、發(fā)展質(zhì)量不高等問題較突出，與推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的要求仍存在差距?；谫Y本市場(chǎng)的股權(quán)激勵(lì)是規(guī)范上市企業(yè)經(jīng)營(yíng)與治理，提高上市企業(yè)質(zhì)量的重要手段。那么，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃實(shí)施是否有利于促進(jìn)我國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，進(jìn)而助力推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展？影響機(jī)制又是什么？對(duì)于這些問題，相關(guān)研究仍較缺乏。因此，基于2003—2015年我國(guó)上市企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)匹配數(shù)據(jù)，本文考察了上市企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)，為促進(jìn)我國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)、推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供政策借鑒。

在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，有兩方面研究與本文相關(guān)。一是出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素。出口產(chǎn)品質(zhì)量受到多種因素的影響，既有生產(chǎn)要素或企業(yè)能力等供給端因素，也有出口目的國(guó)市場(chǎng)需求側(cè)的因素。供給端因素，現(xiàn)有文獻(xiàn)涉及中間品、勞動(dòng)力、資金和技術(shù)等方面。Kugler和Verhoogen（2012）認(rèn)為，高質(zhì)量中間品的投入能夠提升產(chǎn)品的垂直差異化程度，提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。劉啟仁和鐵瑛（2020）表明，我國(guó)雇傭結(jié)構(gòu)中高學(xué)歷人才占比提高會(huì)正向促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。Fan等（2015a）的研究表明，更緊的融資約束會(huì)迫使出口企業(yè)生產(chǎn)更低質(zhì)量產(chǎn)品。曲如曉和臧睿（2019）發(fā)現(xiàn)，我國(guó)制造業(yè)出口質(zhì)量提升的主要?jiǎng)恿碜杂诩夹g(shù)創(chuàng)新。需求端因素，現(xiàn)有文獻(xiàn)涉及目的國(guó)收入水平、司法質(zhì)量和道德水平等方面。Hallak（2006）發(fā)現(xiàn)，更高收入水平的國(guó)家對(duì)高質(zhì)量產(chǎn)品有更大的偏好，會(huì)進(jìn)口更多高質(zhì)量產(chǎn)品。余淼杰等（2016）研究表明，進(jìn)口國(guó)的司法質(zhì)量對(duì)進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量存在正向作用。祝樹金等（2019）發(fā)現(xiàn)，目的地道德水平的提高有利于企業(yè)出口高質(zhì)量產(chǎn)品。但相關(guān)文獻(xiàn)未考慮到企業(yè)的激勵(lì)機(jī)制以及由此引發(fā)的代理人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響。

二是股權(quán)激勵(lì)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。股權(quán)激勵(lì)是解決委托代理問題的重要手段，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)受到了大量學(xué)者的關(guān)注。既有文獻(xiàn)研究了股權(quán)激勵(lì)對(duì)于經(jīng)營(yíng)策略（王棟和吳德勝，2016）、融資約束（何孝星和葉展，2017）和技術(shù)創(chuàng)新（王姝勛等，2017；田軒和孟清揚(yáng)，2018）等方面的影響。其中，股權(quán)激勵(lì)影響技術(shù)創(chuàng)新的研究與本文最為相關(guān)。由于研發(fā)創(chuàng)新本身是一種高風(fēng)險(xiǎn)、充滿不確定性的過程（Holmstrom，1989），因此許多文獻(xiàn)從風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)視角，來解釋股權(quán)激勵(lì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。田軒和孟清揚(yáng)（2018）的研究表明，我國(guó)企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)創(chuàng)新具有顯著促進(jìn)作用。石琦等（2020）進(jìn)一步表明，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)是內(nèi)在影響機(jī)制，并且股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的要素設(shè)計(jì)，如行權(quán)比例、業(yè)績(jī)考核等方面會(huì)影響風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)的發(fā)揮。Coles等（2006）研究表明，管理層薪酬對(duì)股價(jià)波動(dòng)敏感度的提高會(huì)激勵(lì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平提升，增加企業(yè)研發(fā)投入。Mao和Zhang（2018）研究發(fā)現(xiàn)，股票期權(quán)減少會(huì)減弱管理層的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)激勵(lì)，不利于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)需求更高的探索性發(fā)明（explorative inventions）能力提升。雖然研發(fā)創(chuàng)新是產(chǎn)品質(zhì)量的重要影響因素，但除此之外，產(chǎn)品質(zhì)量還受到客戶對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量感知（廣告、品牌形象等）投資及有效性、出口不確定性等其他因素的影響（Kugler和Verhoogen， 2012；Melitz， 2003），因此出口產(chǎn)品質(zhì)量與技術(shù)創(chuàng)新存在較大區(qū)別。然而，已有股權(quán)激勵(lì)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的相關(guān)研究并未關(guān)注到這一差異，鮮有文獻(xiàn)將股權(quán)激勵(lì)、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)聯(lián)系起來。另外，現(xiàn)有文獻(xiàn)往往考察的是股權(quán)激勵(lì)如何影響企業(yè)-年份層面的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)（如創(chuàng)新），而忽略了股權(quán)激勵(lì)對(duì)產(chǎn)品層面、目的地層面經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響機(jī)理。

與已有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于三個(gè)方面：第一，研究視角上。企業(yè)要素資源在產(chǎn)品間或出口目的地間的配置取決于具有經(jīng)營(yíng)決策權(quán)的代理人，代理人的行為或意愿決定了管理效率，會(huì)顯著影響企業(yè)績(jī)效（Graham等，2013；鄧悅和蔣琬儀，2022），因此出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)過程中代理人的行為或意愿需要關(guān)注，但現(xiàn)有出口產(chǎn)品質(zhì)量影響因素的相關(guān)研究忽視了這一點(diǎn)。本文從企業(yè)激勵(lì)機(jī)制引起的代理人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為變化視角來研究出口產(chǎn)品質(zhì)量，拓展了相關(guān)研究。第二，樣本數(shù)據(jù)與影響機(jī)制上。本文使用企業(yè)-年份-產(chǎn)品-目的地層面貿(mào)易微觀數(shù)據(jù)測(cè)度了出口產(chǎn)品質(zhì)量。基于這一樣本數(shù)據(jù)與指標(biāo)，本文考察了股權(quán)激勵(lì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)，并從產(chǎn)品、目的地層面資源配置視角檢驗(yàn)基于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響機(jī)制，豐富和深化了股權(quán)激勵(lì)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的相關(guān)研究。第三，政策含義上。本文結(jié)論表明，上市企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃實(shí)施有利于克服代理人風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，進(jìn)而促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升；這為更好地利用資本市場(chǎng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而助力推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗(yàn)依據(jù)與政策啟示。

后續(xù)內(nèi)容安排為：第二部分為理論分析與假說提出；第三部分為樣本、變量及描述性統(tǒng)計(jì)；第四部分為基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分為基于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響機(jī)制檢驗(yàn)；第六部分為出口多產(chǎn)品企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)與出口產(chǎn)品質(zhì)量；第七部分為結(jié)論與政策啟示。

二、理論分析與假說提出

產(chǎn)品質(zhì)量往往被理解為，在同等消費(fèi)數(shù)量下，提升消費(fèi)者效用水平的產(chǎn)品特性（施炳展和邵文波，2014），這些特性既包括產(chǎn)品成分、功能和使用方法等物理特征，也包括企業(yè)品牌、特定市場(chǎng)營(yíng)銷活動(dòng)帶來的客戶對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的感知，因此企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量既受到研發(fā)創(chuàng)新的影響，也取決于質(zhì)量感知（廣告、品牌形象等）方面的投資及有效性（Kugler和Verhoogen， 2012）?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，由于不同出口目的地消費(fèi)者的收入、文化傳統(tǒng)等方面存在差異，不同出口目的地消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量偏好也存在區(qū)別，因此企業(yè)會(huì)對(duì)不同目的地出口不同的產(chǎn)品質(zhì)量（Brambilla等，2012）。根據(jù)現(xiàn)有關(guān)于出口產(chǎn)品質(zhì)量?jī)?nèi)生決定的異質(zhì)性貿(mào)易理論模型描述，企業(yè)出口產(chǎn)品到不同目的地的成本函數(shù)一般由三個(gè)部分組成：生產(chǎn)前進(jìn)入成本，如研發(fā)；生產(chǎn)固定成本，如固定資本設(shè)備；出口固定成本，如分銷網(wǎng)絡(luò)建設(shè)、廣告、產(chǎn)品本土化等（Manova和Yu，2017）。這些投資往往具有不可逆性，其有效性只有完成投資后才會(huì)知曉，需要企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。比如，Holmstrom（1989）指出，研發(fā)創(chuàng)新是一個(gè)充滿不確定性、高失敗率的長(zhǎng)期過程。Melitz（2003）等異質(zhì)性貿(mào)易理論認(rèn)為，企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)，除了需要承擔(dān)生產(chǎn)固定成本，還需要額外承擔(dān)出口固定成本，由于企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)能否獲得正向收益事前并不可知，需要完成投資、實(shí)現(xiàn)銷售之后才會(huì)知曉，因此企業(yè)面臨出口不確定性。此外，企業(yè)還會(huì)面臨出口目的地市場(chǎng)環(huán)境不確定性與風(fēng)險(xiǎn)，如一國(guó)的匯率變動(dòng)、貿(mào)易政策的改變或消費(fèi)者需求的變化，都會(huì)對(duì)企業(yè)出口到該國(guó)產(chǎn)品的盈利能力帶來影響。如果企業(yè)研發(fā)的產(chǎn)品不符合消費(fèi)者偏好、廣告等營(yíng)銷活動(dòng)無法打動(dòng)消費(fèi)者、目的地市場(chǎng)不確定性造成出口失敗，則企業(yè)會(huì)產(chǎn)生損失，損害企業(yè)績(jī)效和市場(chǎng)價(jià)值。因此，企業(yè)決定升級(jí)出口到一國(guó)的產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)，代理人需要風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。

代理理論認(rèn)為，由于信息不對(duì)稱的存在，企業(yè)所有權(quán)與控制權(quán)的分離會(huì)導(dǎo)致代理人的道德風(fēng)險(xiǎn)，造成股東與代理人利益的背離。企業(yè)股東可以通過多元化投資分散風(fēng)險(xiǎn)，而代理人的個(gè)人財(cái)富和人力資本投資主要集中于所就職的企業(yè)，這些投資專用性強(qiáng)，無法有效分散風(fēng)險(xiǎn)，出于個(gè)人財(cái)富和人力資本安全起見，代理人可能會(huì)避免高風(fēng)險(xiǎn)投資，甚至放棄凈現(xiàn)值為正的高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目，從而導(dǎo)致企業(yè)投資不足（Kempf等，2009；John等，2008）。Kempf等（2009）認(rèn)為，就業(yè)激勵(lì)是影響風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的重要因素，代理人為了避免失業(yè)，更可能風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避。股權(quán)激勵(lì)是緩解股東與代理人利益背離問題的重要機(jī)制，通過授予代理人股權(quán)，使得代理人與企業(yè)未來業(yè)績(jī)相聯(lián)系，促使代理人與股東利益趨于一致，從而減少代理人追求自身利益的行為，降低代理人對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避程度（呂長(zhǎng)江等，2009；John等， 2008）。以股票期權(quán)、限制性股票為主的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃能為代理人投資失敗提供一定的保護(hù)，同時(shí)能夠?yàn)橥顿Y成功提供豐厚的獎(jiǎng)勵(lì)，因此可能激勵(lì)代理人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為。股票期權(quán)往往具有收益與風(fēng)險(xiǎn)非對(duì)稱的凸性特征，有利于激勵(lì)管理層風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（Coles等，2006）。Panousi和Papanikolaou（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，股票期權(quán)帶來的薪酬凸性增加能夠顯著降低企業(yè)投資對(duì)于企業(yè)不確定性的敏感度。而在我國(guó)，限制性股票的授予價(jià)格往往遠(yuǎn)低于市場(chǎng)價(jià)格，也能為激勵(lì)對(duì)象提供一個(gè)股價(jià)下行時(shí)的保護(hù)，發(fā)揮激勵(lì)作用（田軒和孟清揚(yáng)，2018）。就出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)而言，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的激勵(lì)作用可能表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：如果企業(yè)進(jìn)行質(zhì)量升級(jí)的產(chǎn)品能在國(guó)際市場(chǎng)贏得良好的業(yè)績(jī)表現(xiàn)，則公司股價(jià)會(huì)上漲，從而代理人能獲得豐厚回報(bào)；但如果企業(yè)進(jìn)行質(zhì)量升級(jí)的產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)沒有取得良好的業(yè)績(jī)，股價(jià)下跌，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃也能為代理人投資失敗提供一定程度的保護(hù)。由此，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃可能提升代理人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，激勵(lì)代理人更多地從事具有不確定性同時(shí)又有豐厚回報(bào)的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)投資，進(jìn)而提高出口產(chǎn)品質(zhì)量?；诖?，本文提出假設(shè)：

假說一：股權(quán)激勵(lì)對(duì)于出口產(chǎn)品質(zhì)量具有促進(jìn)作用。

假說二：提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平是股權(quán)激勵(lì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量促進(jìn)作用的機(jī)制。

現(xiàn)有研究認(rèn)為，分散投資可以降低各現(xiàn)金流業(yè)務(wù)之間的相關(guān)性，降低企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。John等（2008）指出，缺乏人力資本和財(cái)富多樣化手段的企業(yè)代理人，為了降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、保護(hù)自身利益，會(huì)犧牲企業(yè)的資源來進(jìn)行多元化經(jīng)營(yíng)。然而，如果大量資源投資于低回報(bào)率或競(jìng)爭(zhēng)力較弱的項(xiàng)目，可能會(huì)降低企業(yè)的整體競(jìng)爭(zhēng)力、破壞企業(yè)價(jià)值（Jensen，1988）。Comment和Jarrell（2005）研究發(fā)現(xiàn)，如果企業(yè)更加專注于自身的核心業(yè)務(wù)，則企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值更大。收益與風(fēng)險(xiǎn)非對(duì)稱的股權(quán)激勵(lì)設(shè)計(jì)能夠激勵(lì)企業(yè)從事更具風(fēng)險(xiǎn)性的投資，促使企業(yè)減少多元化投資、聚焦經(jīng)營(yíng)核心業(yè)務(wù)線（Coles等，2006）。Mao和Zhang（2018）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)更少授予股票期權(quán)會(huì)顯著挫傷管理層的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿，進(jìn)而引起企業(yè)從事更多與核心技術(shù)不相關(guān)的多元化創(chuàng)新業(yè)務(wù)來規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而降低了企業(yè)整體的創(chuàng)新質(zhì)量。王棟和吳德勝（2016）基于我國(guó)上市企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果表明，股權(quán)激勵(lì)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)促使所在企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)更加集中。出口企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力來自其擁有核心技術(shù)的最高質(zhì)量核心產(chǎn)品（Manova和Yu，2017），因此對(duì)于出口多產(chǎn)品企業(yè)，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的實(shí)施可能會(huì)激勵(lì)代理人提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿，促使企業(yè)出口向最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品進(jìn)行聚焦，提升企業(yè)整體出口質(zhì)量與競(jìng)爭(zhēng)力?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)：

假說三：股權(quán)激勵(lì)能夠促使多產(chǎn)品企業(yè)出口向最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品進(jìn)行聚焦。

三、樣本、變量及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）樣本說明

本文將上市企業(yè)和中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配得到研究樣本，上市企業(yè)數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR），樣本期間為2003—2015年。本文首先將上市企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了清理：（1）刪除金融類上市企業(yè)觀測(cè)值；（2）刪除帶有ST標(biāo)識(shí)的上市企業(yè)觀測(cè)值；（3）刪除本文涉及變量缺失的上市企業(yè)觀測(cè)值。然后，將上市企業(yè)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行名稱匹配。因?yàn)槲覈?guó)首部《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法（試行）》由證監(jiān)會(huì)于2005年12月31日頒布，且本文想要研究的是出口產(chǎn)品質(zhì)量在股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃實(shí)施前與實(shí)施后的變化，因此識(shí)別了2006—2014年期間實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)。參考田軒和孟清揚(yáng)（2018）的研究，本文以上市企業(yè)首次授予股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的時(shí)間作為后文進(jìn)行對(duì)比的基準(zhǔn)時(shí)間，同時(shí)刪除開始執(zhí)行授予方案，但過程中方案被終止的企業(yè)。最后，用于回歸的樣本共計(jì)886家出口企業(yè)，包含了年份-企業(yè)-國(guó)家-產(chǎn)品（HS6位碼）本文將不同版本的HS6位碼統(tǒng)一匹配到1996版。層面觀測(cè)值為382106個(gè)。其中，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的出口企業(yè)，共計(jì)181家，包含了98612個(gè)年份-企業(yè)-國(guó)家-產(chǎn)品（HS6位碼）層面觀測(cè)值；未開展股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的出口企業(yè)，共計(jì)705家，包含283494個(gè)年份-企業(yè)-國(guó)家-產(chǎn)品（HS6位碼）層面觀測(cè)值。

（二）變量定義

出口產(chǎn)品質(zhì)量（quality）。本文主要參照Khandelwal等（2013）、Fan等（2015b）方法，推算出口產(chǎn)品質(zhì)量。這一方法的邏輯在于，控制產(chǎn)品價(jià)格的條件下，出口銷售量高的產(chǎn)品，質(zhì)量就高。估計(jì)表達(dá)式為：

lnxitgc+σlnpitgc=φg+φct+μitgc（1）

式中，xitgc、pitgc分別為出口產(chǎn)品的銷售量與價(jià)格，φg、φct分別為產(chǎn)品固定效應(yīng)、國(guó)家-年份固定效應(yīng)。進(jìn)行OLS回歸估計(jì)后，出口產(chǎn)品質(zhì)量表達(dá)式可寫為：

可以看到，出口產(chǎn)品質(zhì)量的測(cè)算需要需求替代彈性（σ）數(shù)據(jù)，根據(jù)Fan等（2015b）的研究，本文測(cè)算了HS2位碼上的σ。

控制變量的說明。借鑒田軒和孟清揚(yáng)（2018）、石琦等（2020）等文獻(xiàn)，本文的控制變量如下：（1）企業(yè)杠桿率（lev），企業(yè)總負(fù)債除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量。（2）固定資產(chǎn)比率（fix），企業(yè)固定資產(chǎn)除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量。（3）企業(yè)生產(chǎn)率（tfp），以LP方法估計(jì)。（4）資產(chǎn)收益率（roa），使用企業(yè)凈利潤(rùn)除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量。（5）托賓Q值（tobinq），以（企業(yè)年末股票市值+企業(yè)總負(fù)債）/企業(yè)總資產(chǎn)衡量。（6）企業(yè)規(guī)模（size），以企業(yè)總資產(chǎn)衡量，回歸中取自然對(duì)數(shù)。（7）高管持股份額（mag），高管持股數(shù)量除以企業(yè)總股數(shù)衡量。（8）高管現(xiàn)金薪酬（cash），回歸中高管現(xiàn)金薪酬加1取自然對(duì)數(shù)。（9）國(guó)有企業(yè)（soe），國(guó)有企業(yè)有soe=1，否則soe=0。（10）企業(yè)年齡（age），以當(dāng)前年份與成立年份的差額計(jì)算，回歸中取自然對(duì)數(shù)。

本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了前后1%的縮尾處理，以消除樣本中異常值的影響。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了主要變量的全樣本及分樣本分布變化情況。其中，第（1）列為全樣本的情況，第（2）、（3）、（4）列分別為非股權(quán)激勵(lì)企業(yè)與股權(quán)激勵(lì)企業(yè)的均值，以及均值是否存在顯著差異的t檢驗(yàn)?？梢钥吹?，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量、托賓Q值、高管現(xiàn)金薪酬、生產(chǎn)率、高管持股比例、資產(chǎn)收益率顯著更高，企業(yè)規(guī)模顯著更大，但企業(yè)杠桿率、固定資產(chǎn)比率顯著更低，企業(yè)成立年限顯著更短，國(guó)有企業(yè)占比顯著更低。

四、基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）股權(quán)激勵(lì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)：OLS模型

為了檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響，設(shè)立回歸模型：

qualityitgc=α+βincentiveit+γXit+φigc+νt+εitgc（3）

其中，qualityitgc表示企業(yè)i在t年出口到c國(guó)的產(chǎn)品g的質(zhì)量。incentiveit為虛擬變量，企業(yè)i在t年實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，則對(duì)于以后的觀測(cè)值有incentiveit=1，否則incentiveit=0。X為企業(yè)層面的控制變量。另外，本文納入了個(gè)體固定效應(yīng)（φigc，企業(yè)-產(chǎn)品-國(guó)家層面）和年份固定效應(yīng)（νt）。

以O(shè)LS法估計(jì)式（3），結(jié)果可見表2。第（1）列在控制個(gè)體和年份固定效應(yīng)的前提下，將出口產(chǎn)品質(zhì)量（quality）對(duì)企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃變量（incentive）進(jìn)行回歸，第（2）列控制企業(yè)特征變量：企業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)率、固定資產(chǎn)比率、托賓Q值、企業(yè)年齡、資產(chǎn)收益率、杠桿率，第（3）列進(jìn)一步控制公司治理變量：高管持股比例、高管現(xiàn)金薪酬、國(guó)有企業(yè)。列（1）～列（3）結(jié)果均顯示，企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃與出口產(chǎn)品質(zhì)量正相關(guān)，且在1%的水平上顯著。納入所有控制變量的第（3）列結(jié)果表明，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃提升了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量2.9%。

表2中的數(shù)據(jù)還表明，生產(chǎn)率的提高會(huì)顯著提升出口產(chǎn)品質(zhì)量；規(guī)模更大的企業(yè)有更高的出口產(chǎn)品質(zhì)量，這可能是因?yàn)橐?guī)模大的企業(yè)會(huì)使用更高質(zhì)量的中間投入品進(jìn)而產(chǎn)品質(zhì)量較高（Kugler和Verhoogen，2012）；資產(chǎn)收益率提高顯著有利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升；高杠桿率會(huì)顯著抑制出口產(chǎn)品質(zhì)量；固定資產(chǎn)比率與出口產(chǎn)品質(zhì)量顯著正相關(guān)；企業(yè)年齡與出口產(chǎn)品質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，可能因?yàn)檫@些企業(yè)出口時(shí)間較長(zhǎng)，喪失了提升出口質(zhì)量的動(dòng)力（張杰等，2015）；托賓Q值與出口產(chǎn)品質(zhì)量顯著正相關(guān)，意味著成長(zhǎng)性越高的企業(yè)，出口產(chǎn)品質(zhì)量會(huì)更高；企業(yè)高管持股增加對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量有促進(jìn)作用；高管現(xiàn)金薪酬的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明高管薪酬中的現(xiàn)金越多，出口產(chǎn)品質(zhì)量越低。

（二）股權(quán)激勵(lì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)：PSM-DID模型

前文表2中的結(jié)果表明，企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升存在顯著促進(jìn)作用。但這一結(jié)果可能面臨樣本選擇偏誤問題、遺漏變量或逆向因果等內(nèi)生性問題的困擾，造成估計(jì)偏誤。比如，表1結(jié)果表明，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)在規(guī)模、資產(chǎn)收益率、出口產(chǎn)品質(zhì)量等方面存在顯著差異，這意味著在估計(jì)股權(quán)激勵(lì)影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的過程中可能存在選擇偏誤問題。另外，不可觀測(cè)的企業(yè)文化既會(huì)影響企業(yè)是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃也會(huì)影響企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，產(chǎn)生遺漏變量問題；企業(yè)為了提升產(chǎn)品質(zhì)量而實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，導(dǎo)致逆向因果問題。本文借鑒王姝勛等（2017）已有研究，運(yùn)用傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID）解決上述問題。具體地，本文利用傾向得分匹配法，將實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃企業(yè)與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃企業(yè)進(jìn)行匹配，來解決樣本選擇偏誤問題。然后，基于傾向得分匹配得到的樣本，建立雙重差分模型，解決遺漏變量或逆向因果等問題。

借鑒呂長(zhǎng)江等（2011）和王姝勛等（2017）的方法，本文進(jìn)行傾向得分匹配的特征變量集包括企業(yè)規(guī)模（lnsize）、企業(yè)資產(chǎn)收益率（roa）、企業(yè)杠桿率（lev）、企業(yè)年齡（lnage）、高管持股比例（mag）、托賓Q值（tobinq）、固定資產(chǎn)比率（fix）和是否國(guó)有企業(yè)（soe）。匹配方法為k近鄰匹配法，在共同取值范圍內(nèi)，選擇傾向得分最接近的4家未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)作為配對(duì)樣本。

最終，匹配后在共同取值范圍內(nèi)的已實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)有181家，與之相匹配的未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)觀測(cè)值有724個(gè)。后文中，將實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)、未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)分別作為處理組和控制組。表3中的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，處理組與控制組的特征變量在匹配之前存在較大差異，但配對(duì)后差異縮減到10%以內(nèi)，這說明本文的傾向得分估計(jì)和樣本匹配是有效的。

基于傾向得分匹配得到的樣本，建立雙重差分模型進(jìn)行回歸。建立雙重差分模型為：

qualityitgc=α+βpostit+γinci+θpostit×inci+δXit+φigc+νt+εitgc（4）

式中，postit為虛擬變量，如果企業(yè)i在t年實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，則對(duì)于t年及以后年份的觀測(cè)值設(shè)定為1，否則為0；inci同為虛擬變量，對(duì)于實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的處理組企業(yè)，設(shè)定為1，對(duì)于匹配上的未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的控制組企業(yè)，設(shè)定為0。標(biāo)準(zhǔn)誤基于自助（Bootstrap）法計(jì)算得到，運(yùn)行200次。

表4給出了基于傾向得分匹配的雙重差分（PSM-DID）模型的估計(jì)結(jié)果。從表中可以看到，交互項(xiàng)post×inc的系數(shù)顯著為正，說明我國(guó)上市企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在因果關(guān)系，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃顯著提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量。

雙重差分模型結(jié)論的可靠性十分依賴于平行趨勢(shì)假設(shè)，并且模型（4）檢驗(yàn)的只是股權(quán)激勵(lì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的平均影響效應(yīng)。這里進(jìn)一步檢驗(yàn)了平行趨勢(shì)假設(shè)和股權(quán)激勵(lì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的動(dòng)態(tài)效果，借鑒Bertrand和Mullainathan（2003）的方法設(shè)立回歸模型：

qualityitgc=α+β1post-3it×inci+β2post-2it×inci+β3post0it×inci+β4post1it×inci+β5post2it×inci+β6post3it×inci+β7post4it×inci+β8post5it×inci+θ1post-3it+θ2post-2it+θ3post0it+θ4post1it+θ5post2it+θ6post3it+θ7post4it+θ8post5it+γXit+φigc+νt+εitgc（5）

式中，對(duì)于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)，有inci=1，否則inci=0。對(duì)于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃前m年的值，有post-mit=1，否則post-mit=0，并且將早于前3年的值歸并到-3；實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃后m年的值，有postmit=1，否則postmit=0，并且將晚于后5年的值歸并到5。表5給出了逐步加入控制變量的回歸結(jié)果。當(dāng)m=-3，-2，0時(shí)，post-m×inc的系數(shù)均不顯著，由于回歸以實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃前1年作為基準(zhǔn)組，這說明與基準(zhǔn)組相比，在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃前3、2年及當(dāng)年，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃企業(yè)與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃企業(yè)間的出口產(chǎn)品質(zhì)量變化趨勢(shì)無顯著差異，平行趨勢(shì)假設(shè)成立。同時(shí)，m=1-5時(shí)，postm×inc的系數(shù)一直顯著為正，說明與基準(zhǔn)組相比，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃后，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量較同期未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃企業(yè)有顯著提高，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量有顯著促進(jìn)作用。

綜合表2、表4和表5的結(jié)果，本文假設(shè)一成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.反向事件檢驗(yàn)：股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃結(jié)束對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響

前文表明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃顯著提高了出口產(chǎn)品質(zhì)量，這里進(jìn)行反向事件檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃結(jié)束對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。以實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)作為樣本，選取樣本期內(nèi)有效期到期的企業(yè)作為處理組，未到期的企業(yè)作為控制組，建立雙重差分模型：

qualityitgc=α+βnoincit+γXit+φigc+νt+εitgc（6）

式中，noincit為虛擬變量，如果企業(yè)i的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃結(jié)束于t年，那么對(duì)于這個(gè)企業(yè)i在t年以后的觀測(cè)值，取noincit為1，否則取noincit為0。其他變量定義如前文所述。

表6第（1）列結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃結(jié)束變量（noinc）的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，意味著股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃結(jié)束會(huì)引起出口產(chǎn)品質(zhì)量的下降，從而從反面說明企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃能促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。

2.改變匹配方法和匹配比例

不同的匹配比例會(huì)對(duì)匹配樣本的數(shù)量造成影響，進(jìn)而可能影響回歸結(jié)果的可靠性。同時(shí)，各類匹配方法在偏差和效率間的權(quán)衡不同，從而不同匹配方法的結(jié)果也可能存在差異。這里使用卡尺內(nèi)最近鄰匹配法和1∶3的匹配比例進(jìn)行配對(duì)，其中卡尺內(nèi)最近鄰匹配法的卡尺范圍為0.01、配對(duì)比例為1∶4，回歸結(jié)果分別見表6第（2）列和第（3）列，結(jié)果顯示post×inc的回歸系數(shù)仍然顯著為正。

3.改變出口產(chǎn)品質(zhì)量

出口產(chǎn)品質(zhì)量的準(zhǔn)確性受到需求替代彈性數(shù)據(jù)的影響。這里借鑒Fan等（2015b）的研究使用σ=5來估計(jì)出口產(chǎn)品質(zhì)量。另外，基準(zhǔn)回歸的因變量為企業(yè)-產(chǎn)品-國(guó)家層面，這里測(cè)算企業(yè)-產(chǎn)品層面變量，并回歸。表7第（1）、（2）列報(bào)告了結(jié)果，結(jié)果仍然表明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用。

4.控制融資約束

面臨融資約束的企業(yè)更偏好使用股權(quán)激勵(lì)以替代現(xiàn)金支付工資（Core和Guay，2001），同時(shí)融資約束的緩解有利于促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)（施炳展和邵文波，2014），由此可能形成遺漏變量問題。我們?cè)诨貧w中加入現(xiàn)金資產(chǎn)比例（cashasset）和HP指數(shù)（hp）來控制企業(yè)的融資約束，其中現(xiàn)金資產(chǎn)比例用企業(yè)現(xiàn)金除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量，HP指數(shù)使用Hadlock 和Pierce（2010）方法計(jì)算。表7第（3）列結(jié)果顯示，現(xiàn)金資產(chǎn)比例的回歸系數(shù)顯著為正，說明現(xiàn)金約束的緩解有利于出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，而HP指數(shù)的回歸系數(shù)方向?yàn)樨?fù)但不顯著，重要的是控制兩個(gè)融資約束指標(biāo)后post×inc的回歸系數(shù)仍然顯著為正，且回歸系數(shù)大小與表4第（3）列結(jié)果非常相近，因此我們的結(jié)果并沒有受到遺漏融資約束變量的影響。

綜上，我們的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、基于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響機(jī)制檢驗(yàn)

基于前文理論分析，這里考察基于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響機(jī)制。本文使用調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)兩種方法對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，使用分樣本回歸進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，基于企業(yè)（或企業(yè)-出口國(guó)）面臨的不確定性、產(chǎn)品的異質(zhì)性程度、機(jī)構(gòu)投資持股比例進(jìn)行分樣本并回歸，檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響在不同樣本間是否存在顯著差異。然后，進(jìn)行中介效應(yīng)分析，計(jì)算企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃是否通過企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響出口產(chǎn)品質(zhì)量。

（一）分樣本回歸

1.基于企業(yè)（出口目的國(guó)）不確定性

由于不確定性的提升會(huì)顯著提高企業(yè)所需風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。因此，可以預(yù)期相對(duì)于面臨不確定性小的企業(yè)或出口目的國(guó)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)于面臨不確定性大的企業(yè)或出口到不確定性大的目的國(guó)的產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用更加明顯。借鑒Bloom 等（2007）的方法，使用企業(yè)日股票回報(bào)率在一年中的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量企業(yè)面臨的不確定性。以實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃前一年樣本企業(yè)面臨不確定性值的中位數(shù)進(jìn)行劃分，考察股權(quán)激勵(lì)對(duì)于面臨不同不確定性企業(yè)出口的產(chǎn)品質(zhì)量影響是否存在差異。同時(shí)，運(yùn)用Baker等（2016）編制的各國(guó)不確定性指數(shù)衡量企業(yè)出口目的國(guó)面臨的不確定性，根據(jù)各國(guó)不確定性值的中位數(shù)分樣本，考察股權(quán)激勵(lì)對(duì)于出口到不同不確定性目的國(guó)的企業(yè)-產(chǎn)品質(zhì)量影響是否存在差異我們能夠使用的只有25個(gè)國(guó)家或地區(qū)的不確定性指數(shù)，因此這里損失了部分樣本。。表8第（1）、（3）列顯示，股權(quán)激勵(lì)對(duì)于面臨不確定性大的企業(yè)、出口到不確定性大的國(guó)家的產(chǎn)品質(zhì)量有顯著提升作用；第（2）、第（4）列顯示，股權(quán)激勵(lì)對(duì)于面臨不確定性小的企業(yè)、出口到不確定性小的國(guó)家的產(chǎn)品質(zhì)量的影響方向?yàn)樨?fù)，且不顯著。檢驗(yàn)兩組樣本回歸系數(shù)差異是否顯著存在的p值顯示，第（1）列與第（2）列、第（3）列與第（4）列間的回歸系數(shù)差異顯著存在。這表明，股權(quán)激勵(lì)更能激勵(lì)面臨不確定性大的企業(yè)提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。

2.基于產(chǎn)品異質(zhì)性程度

創(chuàng)新、廣告等投資收益不確定性往往較大，如Holmstrom（1989）就指出，技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)充滿不確定性和擁有高失敗率的長(zhǎng)期過程。異質(zhì)性產(chǎn)品對(duì)于創(chuàng)新、廣告的投資需求較高，且質(zhì)量提升空間往往較大（Kugler和Verhoogen， 2012）。因此，相比同質(zhì)性產(chǎn)品而言，股權(quán)激勵(lì)可能更加能夠促進(jìn)異質(zhì)性產(chǎn)品的質(zhì)量提升。借鑒Khandelwal（2010）的方法，使用產(chǎn)品內(nèi)質(zhì)量最大值與最小值的差幅，以及Kugler和Verhoogen（2012）計(jì)算的行業(yè)異質(zhì)性指標(biāo)（研發(fā)、廣告支出之和占銷售收入比重）Kugler和Verhoogen（2012）計(jì)算了按ISIC4位碼劃分的行業(yè)質(zhì)量差異化程度，本文將之與HS6位碼進(jìn)行了匹配。衡量產(chǎn)品的異質(zhì)性程度。以指標(biāo)的中位數(shù)劃分。表9中的結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)的回歸系數(shù)在異質(zhì)性產(chǎn)品樣本中顯著，而在同質(zhì)性產(chǎn)品樣本中不顯著，并且前者的系數(shù)為正，而后者為負(fù)，前者系數(shù)顯著大于后者。結(jié)果表明，股權(quán)激勵(lì)可能促使企業(yè)投資了更多不確定性較大的創(chuàng)新、廣告等活動(dòng)，進(jìn)而更大程度提升了異質(zhì)性產(chǎn)品質(zhì)量。

3.基于機(jī)構(gòu)投資者持股

為了減輕企業(yè)代理人對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避程度，企業(yè)股東需要對(duì)代理人的行為進(jìn)行監(jiān)督。由于機(jī)構(gòu)投資者往往持有上市企業(yè)大量的股權(quán)，同時(shí)具備監(jiān)督代理人所需的專業(yè)知識(shí)，因此相比于個(gè)人股東，機(jī)構(gòu)投資者更有動(dòng)機(jī)與能力對(duì)代理人的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為進(jìn)行監(jiān)督。Panousi和Papanikolaou（2012）的研究表明機(jī)構(gòu)投資者顯著降低了企業(yè)代理人的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為，相比于機(jī)構(gòu)投資者高比例持股企業(yè)，機(jī)構(gòu)投資者低比例持股企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度更高。由此，可以預(yù)期相對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者高比例持股的企業(yè)，機(jī)構(gòu)投資者低比例持股企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用更明顯。以實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃前一年機(jī)構(gòu)投資者持有上市企業(yè)股權(quán)比例的中位數(shù)進(jìn)行劃分。表10中的結(jié)果顯示，交互項(xiàng)post×inc的回歸系數(shù)在機(jī)構(gòu)投資者持股少的企業(yè)樣本中顯著為正，而在機(jī)構(gòu)投資者持股多的企業(yè)樣本中不顯著且為負(fù)，表明股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用在機(jī)構(gòu)投資者持股少的企業(yè)樣本中更明顯，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃可能更多地提高機(jī)構(gòu)投資者持股較少企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)而促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

（二）中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)

股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃是否通過提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，促進(jìn)了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)？根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，這里以風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)作為中介變量，建立中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

借鑒John等（2008）的研究，使用企業(yè)息稅前利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比率（EA）的波動(dòng)性衡量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。首先，將每個(gè)企業(yè)息稅前利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比率減去同年份同行業(yè)息稅前利潤(rùn)與總資產(chǎn)比率的均值進(jìn)行調(diào)整：

式中，EAadjit表示經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)息稅前利潤(rùn)與總資產(chǎn)比率，i為企業(yè)，t為年份，N表示企業(yè)i所屬行業(yè)內(nèi)企業(yè)的數(shù)量。

然后，計(jì)算調(diào)整后的企業(yè)息稅前利潤(rùn)與總資產(chǎn)比率在一段觀測(cè)時(shí)期內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差：

式中，riskit為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平；T表示觀測(cè)時(shí)期，借鑒John等（2008）的方法，這里取值為5；t為每個(gè)觀測(cè)時(shí)期內(nèi)的年度序數(shù)，取值為1-5。

以企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平作為中介變量，構(gòu)建中介效應(yīng)模型：

qualityitgc=a0+a1postit+a2inci+a3postit×inci+a4Xit+φigc+νt+εitgc（9）

riskit=b0+b1postit+b2inci+b3postit×inci+b4Xit+ζi+νt+εit（10）

qualityitgc=c0+c1postit+c2inci+c3postit×inci+c4riskit+c5Xit+φigc+νt+εitgc（11）

表11報(bào)告了回歸結(jié)果，式（9）即為式（3），回歸結(jié)果不再贅述。第（2）列結(jié)果對(duì)應(yīng)的是式（10），表明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃降低了企業(yè)股東與代理人之間的委托代理沖突，有利于克服企業(yè)代理人的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為；第（3）列結(jié)果對(duì)應(yīng)的是式（11），表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量有顯著的提升作用，另外可以看到在加入中介變量risk后，交互項(xiàng)post×inc的回歸系數(shù)仍然顯著為正。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，式（9）、式（10）中實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃（post×inc）的回歸系數(shù)顯著，且式（11）中風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（risk）的回歸系數(shù)顯著，則表明風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)顯著。為了保證結(jié)果的可靠性，計(jì)算Sobel Z值，結(jié)果（Z值為2.809）表明，中介效應(yīng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。因此，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃通過提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)促進(jìn)了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。

因此，基于表8、表9、表10、表11的回歸結(jié)果，本文的假設(shè)二成立。

六、出口多產(chǎn)品企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)與出口產(chǎn)品質(zhì)量

風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)可能會(huì)影響企業(yè)的多元化經(jīng)營(yíng)策略（Coles等，2006；Mao和Zhang，2018）。出口企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力來自于最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品（Manova和Yu，2017），這里基于出口多產(chǎn)品企業(yè)，考察股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃是否促使企業(yè)出口聚焦到最高質(zhì)量的核心產(chǎn)品，進(jìn)而提升企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。將多產(chǎn)品出口企業(yè)下的產(chǎn)品按質(zhì)量進(jìn)行排序，并借鑒Manova和Yu（2017）的方法，利用企業(yè)出口最高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售額與第二高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售額的比值（sratio）衡量企業(yè)出口最高質(zhì)量產(chǎn)品的集中度，回歸中取自然對(duì)數(shù)；另外以企業(yè)出口最高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售額與非最高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售額的比值（oratio）作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。建立回歸模型：

lnsratioit/lnoratioit=α+βincentiveit+γXit+ζi+νt+εit（12）

表12第（1）列結(jié)果顯示，incentive的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃實(shí)施后企業(yè)最高質(zhì)量產(chǎn)品的出口銷售額與第二高質(zhì)量產(chǎn)品的出口銷售額的比值提升了38.1%；第（2）列以企業(yè)出口最高質(zhì)量產(chǎn)品銷售額與非最高質(zhì)量產(chǎn)品銷售額的比值作為因變量進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示incentive的回歸系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。以上結(jié)果意味著，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃激勵(lì)了企業(yè)提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，促使企業(yè)將資源聚焦到最具競(jìng)爭(zhēng)力的核心產(chǎn)品上，從而提升了企業(yè)整體出口質(zhì)量與競(jìng)爭(zhēng)力。

因此，基于表12，驗(yàn)證了本文的假設(shè)三。

七、結(jié)論與政策啟示

本文結(jié)合2003—2015年上市企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)，從企業(yè)激勵(lì)機(jī)制引發(fā)代理人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的角度，研究了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)問題。本文結(jié)果顯示，企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃顯著地促進(jìn)了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，運(yùn)用PSM-DID法解決內(nèi)生性問題后，這一結(jié)論保持不變。股權(quán)激勵(lì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在異質(zhì)性，對(duì)于異質(zhì)性產(chǎn)品、面臨不確定性大的企業(yè)、出口到不確定性大的國(guó)家的產(chǎn)品、機(jī)構(gòu)投資者持股較少的企業(yè)，促進(jìn)效應(yīng)更明顯；中介效應(yīng)回歸表明，股權(quán)激勵(lì)通過提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)而提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量。綜合分樣本回歸、中介效應(yīng)回歸結(jié)果，可以認(rèn)為企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升受到了代理人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿的影響，股權(quán)激勵(lì)有利于企業(yè)克服風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，進(jìn)而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。此外，基于出口多產(chǎn)品企業(yè)樣本，發(fā)現(xiàn)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃改變了企業(yè)出口經(jīng)營(yíng)策略，提升了企業(yè)的資源配置效率，促使企業(yè)出口向高質(zhì)量的產(chǎn)品進(jìn)行聚焦，進(jìn)而提升了整體出口質(zhì)量與競(jìng)爭(zhēng)力。

基于研究結(jié)論，本文對(duì)于如何利用資本市場(chǎng)來幫助出口企業(yè)升級(jí)產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)而推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供了政策啟示。具體如下：（1）提升資本市場(chǎng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力必須重視規(guī)避資本市場(chǎng)的負(fù)向外部性，克服上市企業(yè)管理層的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為，以保障企業(yè)的長(zhǎng)期投資和競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展。（2）支持和引導(dǎo)上市企業(yè)開展股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，通過完善上市企業(yè)的長(zhǎng)期激勵(lì)機(jī)制來緩解代理人的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，進(jìn)而助力出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。（3）對(duì)于出口多產(chǎn)品企業(yè)，應(yīng)認(rèn)識(shí)到產(chǎn)品間資源配置受到代理人風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的影響，需重視通過提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)來促進(jìn)資源向最有效率的產(chǎn)品集中，以提升整體出口競(jìng)爭(zhēng)力。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 鄧悅、蔣琬儀，2022：《工業(yè)機(jī)器人、管理能力與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新》，《中國(guó)軟科學(xué)》第11期。

［2］ 何孝星、葉展，2017：《股權(quán)激勵(lì)會(huì)影響企業(yè)融資約束嗎？——基于我國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)管理》第1期。

［3］ 連玉君、彭方平、蘇治，2010：《融資約束與流動(dòng)性管理行為》，《金融研究》第10期。

［4］ 劉啟仁、鐵瑛，2020：《企業(yè)雇傭結(jié)構(gòu)、中間投入與出口產(chǎn)品質(zhì)量變動(dòng)之謎》，《管理世界》第6期。

［5］ 呂長(zhǎng)江、嚴(yán)明珠、鄭慧蓮、許靜靜，2011：《為什么上市公司選擇股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃？》，《會(huì)計(jì)研究》第1期。

［6］ 呂長(zhǎng)江、鄭慧蓮、嚴(yán)明珠、許靜靜，2009：《上市公司股權(quán)激勵(lì)制度設(shè)計(jì)：是激勵(lì)還是福利？》，《管理世界》第9期。

［7］ 曲如曉、臧睿，2019：《自主創(chuàng)新、外國(guó)技術(shù)溢出與制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)》，《中國(guó)軟科學(xué)》第5期。

［8］ 施炳展、邵文波，2014：《中國(guó)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量測(cè)算及其決定因素——培育出口競(jìng)爭(zhēng)新優(yōu)勢(shì)的微觀視角》，《管理世界》第9期。

［9］ 石琦、肖淑芳、吳佳穎，2020：《股票期權(quán)及其要素設(shè)計(jì)與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出——基于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與業(yè)績(jī)激勵(lì)效應(yīng)的研究》，《南開管理評(píng)論》第2期。

［10］ 田軒、孟清揚(yáng)，2018：《股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新嗎》，《南開管理評(píng)論》第3期。

［11］ 王棟、吳德勝，2016：《股權(quán)激勵(lì)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)——來自中國(guó)上市公司的證據(jù)》，《南開管理評(píng)論》第3期。

［12］ 王姝勛、方紅艷、榮昭，2017：《期權(quán)激勵(lì)會(huì)促進(jìn)公司創(chuàng)新嗎？ ——基于中國(guó)上市公司專利產(chǎn)出的證據(jù)》，《金融研究》第3期。

［13］ 溫忠麟、葉寶娟，2014：《中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展》，《心理科學(xué)進(jìn)展》第5期。

［14］ 余淼杰、崔曉敏、張睿，2016：《司法質(zhì)量、不完全契約與貿(mào)易產(chǎn)品質(zhì)量》，《金融研究》第12期。

［15］ 張杰，2015：《金融抑制，融資約束與出口產(chǎn)品質(zhì)量》，《金融研究》第6期。

［16］ 祝樹金、段凡、邵小快、鐘騰龍，2019：《出口目的地非正式制度、普遍道德水平與出口產(chǎn)品質(zhì)量》，《世界經(jīng)濟(jì)》第8期。

［17］ Baker， S. R.， Bloom， N. and Davis， S. J.， 2016， Measuring Economic Policy Uncertainty， The Quarterly Journal of Economics， 131（4）：1593-1636.

［18］ Bertrand， M. and Mullianathan， S.， 2003， Enjoying the Quiet Life？ Corporate Governance and Managerial Preferences ， Journal of Political Economy， 111（5）：1043-1075.

［19］ Bloom， N.， Bond， S. and Reenen， J. V. ， 2007， Uncertainty and Investment Dynamics， The Review of Economic Studies， 74（2）：391-415.

［20］ Brambilla， I.， Lederman， D. and Porto， G.， 2012， Exports， Export Destinations， and Skills， The American Economic Review，102（7）： 3406-3438.

［21］ Coles， J. L.， Daniel， N. and Naveen， L.， 2006， Managerial Incentives and Risk-Taking， Journal of Financial Economics， 79：431-468.

［22］ Comment， R. and Jarrell， G. A.， 1995， Corporate Focus and Stock Returns， Journal of Financial Economics， 37（1）： 67-87.

［23］ Core， J. E. and Guay， W. R.， 2001， Stock Option Plans for Non-Executive Employees， Journal of Financial Economics， 61（2）：253-287.

［24］ Fan， H.， Lai， E. and Li， Y. A.， 2015a， Credit Constraints， Quality， and Export Prices： Theory and Evidence from China，? Journal of Comparative Economics， 43： 390-416.

［25］ Fan， H.， Li， Y. A. and Yeaple， S. R.， 2015b， Trade Liberalization， Quality， and Export Prices， The Review of Economics and Statistics，? 97（5）：1033-1051.

［26］ Graham， J. R.， Harvey， C. R. and Puri， M.， 2013， Managerial Attitudes and Corporate Actions， Journal of Financial Economics， 109（1）：103-121.

［27］ Hadlock， C. J. and Pierce， J. R.， 2010， New Evidence on Measuring Financial Constraints： Moving Beyond the KZ Index， The Review of Financial Studies， 23（5）：1909-1940.

［28］ Hallak， J. C.， 2006， Product Quality and the Direction of Trade， Journal of International Economics ，68（1）： 238-265.

［29］ Holmstrom， B.， 1989， Agency Costs and Innovation， Journal of Economic Behavior & Organization， 12（3）： 305-327.

［30］ Jensen， M. C.， 1988， Takeovers： Their Causes and Consequences， Journal of Economic Perspectives， 2（1）： 21-48.

［31］ John， K.， Litov， L. and Yeung， B.， 2008， Corporate Governance and Risk-Taking， The Journal of Finance， 64（4）：1679-1728.

［32］ Kempf， A.， Ruenzi， S. and Thiele， T.， 2009， Employment Risk， Compensation Incentives， and Managerial Risk Taking： Evidence from the Mutual Fund Industry， Journal of Financial Economics， 92（1）： 92-108.

［33］ Khandelwal， A. K.， 2010， The Long and Short （of） Quality Ladders， The Review of Economic Studies， 77 （4） ：1450-1476.

［34］ Khandelwal， A. K.， Schott， P. K. and Wei， S. J.， 2013， Trade Liberalization and Embedded Institutional Reform： Evidence from Chinese Exporters， The American Economic Review， 103（6）： 2169-2195.

［35］ Kugler， M. and Verhoogen， E.， 2012， Prices， Plant Size， and Product Quality， The Review of Economic Studies， 79（1）：307-339.

［36］ Manova， K. and Yu， Z.， 2017， Multi-Product Firms and Product Quality， Journal of International Economics， 109：116-137.

［37］ Mao， C. X. and Zhang， C.， 2018， Managerial Risk-Taking Incentive and Firm Innovation： Evidence from FAS 123R， Journal of Financial and Quantitative Analysis， 53（2）： 867-898.

［38］ Melitz， M. J.， 2003， The Impact of Trade on Intra-industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity， Econometrica， 71（6）： 1695-1725.

［39］ Panousi， V. and Papanikolaou， D.， 2012， Investment， Idiosyncratic Risk， and Ownership， The Journal of Finance， 67（3）：1113-1148.

Stock Incentive， Risk-Taking and Quality Upgrade of Export Products

Tang Chao1，2， Zhu Shujin1 and Wang Zixuan1

（1.School of Economics and Trade， Hunan University;2.School of Economics，Hunan University of Finance and Economics）

Abstract： Uncertainty is faced in the process of upgrading the quality of export products， which requires enterprise agents to take risks， but this has been ignored in existing research. Combining the data of Chinese listed companies and customs data， this paper examines the impact of the risk-taking effect caused by corporate equity incentives on the quality of export products. Based on the PSM-DID method to solve the endogeneity problem， the results show that corporate equity incentives have a significant role in promoting the quality of export products. Heterogeneity analysis shows that the promotion effect of equity incentives is more obvious in the sample of heterogeneous products， firms facing high uncertainty， products exported to countries with high uncertainty， and firms with low shareholding ratio of institutional investors. The mechanism analysis shows that the improvement of the quality of export products of firms is affected by the willingness of agents to risk-taking， and equity incentives are conducive to firms to overcome risk aversion and improve the quality of export products. Further， based on multi-product firms， it is found that equity incentives have changed the export management strategy of firms， and prompted firms to focus on the highest quality core products for export. This paper provides policy insights on how to use the capital market to promote the high-quality development of trade.

Key Words：equity incentive; risk-taking; quality of export products; multi-product firms