麥 慧

（廣西大學，廣西 南寧 530004）

創(chuàng)新是經濟發(fā)展的動力，在當前國際政治經濟形勢復雜多變的背景下，持續(xù)提高一國科技創(chuàng)新能力是保持大國競爭力的關鍵所在。習近平總書記在黨的二十大中指出，要強化企業(yè)科技創(chuàng)新主體地位，發(fā)揮科技型骨干企業(yè)引領支撐作用，營造有利于科技中小微企業(yè)成長的良好環(huán)境，推動創(chuàng)新鏈產業(yè)鏈資金鏈人才鏈深度融合。企業(yè)作為微觀市場參與主體，承擔技術研發(fā)到成果轉化并獲取效益的關鍵任務，因此研究影響企業(yè)創(chuàng)新的各種因素具有重要研究價值和現(xiàn)實意義。當前，我國金融體系是以間接融資為主，國有銀行為主導、多種銀行所有制形式并存[1]，這使企業(yè)獲得債權型融資的可能要高于股權型融資。然而，創(chuàng)新不同于一般投資項目，存在風險與價值不確定、長期回報、成本不可逆等特征，以強調“風險控制”與“穩(wěn)健經營”的銀行體系相較資本市場無法高效率的為企業(yè)創(chuàng)新提供資金支持[2]。因此，我國上市企業(yè)往往面臨融資約束問題，需要優(yōu)化公司治理結構，提高創(chuàng)新效率以保持企業(yè)的核心競爭力[3]。

股票期權激勵（Stock Option Incentive）可以通過“利潤共享、風險共擔”的方式將員工經營與股東利益最大化目標相結合，盡量避免因機會主義造成的管理層短視行為。然而，股票期權激勵是否可以真正發(fā)揮對員工的激勵作用以促進企業(yè)創(chuàng)新產出？學界對此存在爭議，大多數(shù)研究認為，股票期權激勵可以使人力資本與物質生產資料更有效結合，從而促進企業(yè)創(chuàng)新，提高企業(yè)價值。然而仍有少部分文獻指出，股票期權激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間并不存在顯著的因果關系，例如Biggerstaff 等[4]將FAS-123R 實施作為一項準自然實驗，研究發(fā)現(xiàn)基于期權的薪酬變動與企業(yè)創(chuàng)新間不存在顯著的因果關系。因此，本文運用2006—2018年我國A股非金融行業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)對上述問題做再檢驗，在基準回歸分析基礎上根據(jù)企業(yè)創(chuàng)新主體、創(chuàng)新過程和創(chuàng)新機制差異做異質性分析，以理解股票期權激勵與企業(yè)創(chuàng)新間存在的可能關系，為企業(yè)創(chuàng)新效率提升提供理論基礎與現(xiàn)實依據(jù)。

一、文獻綜述與研究假設

股票期權激勵被學者們認為是解決企業(yè)管理層與股東之間代理沖突問題的最有效工具，可以分為以下三個主要研究方向。

一是股票期權激勵與企業(yè)績效關系。李增泉運用1998 年度高管持股及報酬數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，高管報酬及低持股比例與企業(yè)績效不相關，需要構建工資、獎金、股票期權三位一體的激勵機制[5]。趙華偉研究認為，股權激勵可以提高企業(yè)績效，其中股票期權的提升效果更為明顯[6]。而田國雙和齊英南[7]、扶青和謝作為[8]則認為，不同股權激勵模式對企業(yè)績效會產生異質性影響，由于限制性股票存在因股價走低而利益受損的風險，因此限制性股票的推動作用要優(yōu)于股票期權，股權激勵對企業(yè)績效的促進作用已成為研究者證實，但股票期權是否可以發(fā)揮激勵作用仍存在一定爭議。

二是股票期權激勵方式及其影響。肖淑芳等研究發(fā)現(xiàn)，激勵對象偏好的股權激勵方式不同，管理層權力更大的企業(yè)更傾向于限制性股票，相較期權激勵的獲利空間更大[9]。歐麗慧等的研究則認為，股票期權有更好的激勵效用，但現(xiàn)實情況中仍然是限制性股票的激勵方式更受歡迎[10]。由于代理成本與機會主義的存在，使高管傾向與折價授予的限制性股票，以謀求更大的獲利空間[11]。

三是股票期權激勵與企業(yè)創(chuàng)新績效研究。企業(yè)創(chuàng)新績效可分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出兩個維度，從創(chuàng)新投入（研發(fā)投入）維度分析，主要存在兩種觀點，孫菁等[12]認為兩者存在正相關系，而葉陳剛等[13]、葉淞文和韋德貞[14]認為兩者存在非線性關系，原因在于股權激勵存在風險規(guī)避與激勵兩種效應的強度博弈，客觀造成了兩者影響關系的不確定性。從創(chuàng)新產出（專利申請）維度分析，石琦等[15]和黃海燕等[16]認為，股票期權激勵對創(chuàng)新產出的作用根據(jù)激勵對象的不同而存在較大差異，對技術骨干而言，股票期權激勵模式效果更佳。

總體來看，已有研究中對股票期權激勵是否有利于企業(yè)創(chuàng)新仍存在一些爭議，原因在于，股票期權激勵能否緩解高管與股東間的代理問題存在不確定性。實際上，上述研究中往往囿于實證方法和樣本數(shù)據(jù)的可得性，因此得到了差異性觀點。因此，本文嘗試對股票期權激勵與企業(yè)創(chuàng)新的關系進行再檢驗，從創(chuàng)新流程角度剖析股票期權激勵的異質性作用。

首先，股票期權激勵能否促進企業(yè)創(chuàng)新產出？從創(chuàng)新項目的自身特征看，創(chuàng)新項目具有周期長、風險大、價值報酬不確定性強的特點，需要持續(xù)的人力資本投入與資金支持，因此股票期權激勵可以通過風險承擔機制緩解可能出現(xiàn)的項目中斷、資金支持斷裂問題，通過激勵機制鼓勵高管及核心業(yè)務技術人員推動創(chuàng)新項目設計、落地及成果轉化，提高創(chuàng)新效率。

基于此，本文提出假設1：股票期權激勵可以有效促進企業(yè)創(chuàng)新。

其次，已有研究中多關注股票期權激勵對企業(yè)創(chuàng)新的異質性影響，企業(yè)規(guī)模、年齡、股東結構、行業(yè)集中度、市場競爭等公司層面的內外部因素均可影響企業(yè)的創(chuàng)新行為。股票期權激勵因素與上述因素的區(qū)別在于，股票期權激勵作為一種治理模式，將員工行為與公司績效綁定，通過利潤風險共享共擔機制緩解企業(yè)“所有權”與“經營權”分離產生的代理問題，因此把握授予對象面對激勵的“行為模式”與“應對策略”是理解股票期權激勵的企業(yè)創(chuàng)新效用的關鍵。從創(chuàng)新主體角度，對高管而言，獲取股權激勵后會進一步增加高管權力，增加其面對外部壓力的能力，因此存在更大動機在綜合統(tǒng)籌創(chuàng)新資源時謀求個人利益，造成創(chuàng)新資源的低效率，致使企業(yè)創(chuàng)新產出的下降[17]。而對核心業(yè)務技術人員而言，獲取股票期權激勵提高了自身福利，將個人財富最大化與企業(yè)利潤最大化相結合，期權的特殊行權方式也能增加核心員工的抗風險能力，因此對核心業(yè)務技術人員的股票期權激勵可以顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新產出；從創(chuàng)新過程角度，除上述因授予對象不同造成的影響外，股票期權授予的條件往往與企業(yè)經營績效相關聯(lián)，因此會更側重于“實質性”創(chuàng)新，而非外觀、實用專利為代表的“策略性”創(chuàng)新。此外，由于代理問題的存在，利益趨同效應與塹壕效應的強度大小與博弈方式會對創(chuàng)新資源利用產生差異性影響，因此股票期權激勵與創(chuàng)新投入的相關關系并不清晰，需要視管理層的行為決策而定。從創(chuàng)新機制角度，股票期權激勵如何影響到企業(yè)創(chuàng)新產出，如前文所述，股票期權授予與未來經營績效掛鉤，因此外部競爭與內部協(xié)作會造成創(chuàng)新結果的差異性表現(xiàn)，面臨較大外部競爭壓力和較強團結協(xié)作能力的企業(yè)而言，激勵的邊際效用更強，更有利于創(chuàng)新項目的順利執(zhí)行與成果轉化。

基于此，本文提出假設2：股票期權激勵對企業(yè)創(chuàng)新存在異質性影響，從創(chuàng)新主體角度分析，授予核心技術業(yè)務人員的激勵效用更大，從創(chuàng)新過程角度分析，股票期權激勵促使企業(yè)側重于創(chuàng)新資源轉化效率，提高創(chuàng)新產出，更強調“實質性”創(chuàng)新的作用，從創(chuàng)新機制角度分析，市場競爭大、團結協(xié)作能力強的企業(yè)授予股票期權的激勵效果越好。

最后，鑒于前文闡述的對不同對象授予股票期權激勵所產生的異質性影響，本文試圖在作用于企業(yè)創(chuàng)新的關鍵機制“融資約束”的角度做進一步研究，討論面臨強融資約束環(huán)境下，高管及核心業(yè)務技術人員的行為模式與應對策略。本文認為，在利益趨同效應假說的視角下，高管的機會主義與謀求個人利益是在公司正常運營的基礎上進行的，當面臨較強融資約束使得各種創(chuàng)新項目難以為繼的情況下，高管可能面臨離職、調任、削減酬金的風險。

基于此，本文提出假設3：融資約束強化了股票期權激勵對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用，同時會緩解高管因機會主義產生的追求個人利益行為。

二、研究設計

（一） 樣本與變量選取

考慮到2019 年新冠疫情沖擊對國民經濟運行產生的重要影響，同時結合股票期權激勵事件的數(shù)據(jù)可得性，本文選取了2006—2018 年我國于滬深交易所上市的A 股企業(yè)作為初始研究樣本，并與同期總計6320 條股權激勵公告數(shù)據(jù)相匹配構建非平衡面板數(shù)據(jù)。在樣本篩選過程中，按照研究慣例對數(shù)據(jù)做以下處理：（1）將6320條股權激勵數(shù)據(jù)按照相同證券代碼、年份加總得到股權激勵授予對象類型、所占股本比例等數(shù)據(jù)，并按照該年度是否進行股票期權激勵生成啞變量（授予=1，不授予=0），最終獲得3023 條“企業(yè)—年份”股票期權激勵數(shù)據(jù)。[A 股上市企業(yè)股票期權激勵次數(shù)整體呈上升趨勢，樣本內激勵次數(shù)由2006 年的13 條、2012 年的200 條上升至2018年的699條，占“企業(yè)—年份”總激勵數(shù)據(jù)的23.12%。]（2）剔除金融保險行業(yè)上市企業(yè)、ST 及ST*經營異常企業(yè)。（3）剔除2008 年證監(jiān)會三份“備忘錄”規(guī)定后、企業(yè)自身原因終止股票期權激勵的數(shù)據(jù)。[通過CSMAR公司治理結構數(shù)據(jù)庫中“股權激勵方案表”與“股權激勵授予明細表”匹配對比得到。]（4）對連續(xù)型變量，例如公司規(guī)模（SIZE2）、杠桿率（LEV）等指標做（1%，99%）的縮尾處理。上述專利數(shù)據(jù)、股權激勵數(shù)據(jù)、企業(yè)控制變量數(shù)據(jù)均來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于WIND 數(shù)據(jù)庫。

（二） 變量定義

1.核心被解釋變量

本文核心解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新產出（In_patent）。創(chuàng)新可從創(chuàng)新產出和創(chuàng)新投入兩個維度進行描述。既有研究中，創(chuàng)新產出指企業(yè)申請發(fā)明專利并獲得授權的行為，通過對企業(yè)當年申請獲授權專利+1 取自然對數(shù)衡量。參考田軒和孟清揚[18]的研究，可以進一步根據(jù)當前專利申請數(shù)量衡量企業(yè)的創(chuàng)新產出，專利申請到授權存在一定時間差距，因此本文按同樣的方法構建專利申請量（Inpatent），與研發(fā)投入（R&D）分別引入回歸做穩(wěn)健性檢驗，同時將專利申請分為實質型創(chuàng)新（Inpatent1_app）和策略型創(chuàng)新（Inpatent23_app），分別用當年發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利總和衡量，來做異質性分析。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為員工股票期權激勵，用當年授予股票期權數(shù)量占公司總股本比例（Ratioeet）衡量，用以描述公司對員工的股權激勵強度，同時按照當年是否有股票期權激勵構建啞變量（Ratioeet_d）。進一步的，按照授予對象區(qū)分為授予高管權益（Exustkta）和授予核心技術業(yè)務人員權益（Ctbstkta）。

3.控制變量

參考已有研究[19-20]，選取公司規(guī)模（SIZE2）、公司杠桿（Lev）、盈利能力（ROA）、第一大股東持股比例（OutdRate）、獨董比例（OutdRate）、管理費用凈值（ETC41）作為控制變量，其中公司規(guī)模指標對總資產取自然對數(shù)處理，管理費用凈值用（管理費用-董事監(jiān)事高薪酬-壞賬準備-存跌準備-無形資產攤銷）/總營業(yè)收入衡量，用以衡量企業(yè)業(yè)務運行的效率與活力。

此外，本文還按照研究思路，參考鞠曉生等[21]的研究，運用下式構建衡量企業(yè)融資約束的SA指數(shù)：

SA=-0.737*SIZE2+0.043*SIZE22-0.04*AGE

同時，整理了管理層持股比例（Mngshrate）、公司市場價值（Q1）、企業(yè)年限（AGE）等可能影響基準回歸結果的遺漏變量做穩(wěn)健性檢驗。

（三） 描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1 所示，在企業(yè)創(chuàng)新產出中，申請專利數(shù)量均值為1.299，即每家上市公司平均申請獲授權專利1.67件，平均專利申請量為3.81 件，每年有43.83%的獲授權比例，同時標準差為1.563，最大值和最小值分別為9.380 和1.563，說明企業(yè)創(chuàng)新產出存在較大差異，而研發(fā)投入的標準差為0.018，差距不大，這也與虞義華等[22]的研究相吻合。

同時，從激勵強度、高管與核心技術業(yè)務人員激勵比例變量的描述性統(tǒng)計來看，不同企業(yè)對高管和核心技術人員的激勵選擇存在較大差異，校準差分別為0.214和0.216，因此后文將其作為異質性分析的一部分，用以研究不同授予對象對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響。

（四）模型設定

本文擬構建以下模型研究股票期權激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響：

其中，Xit 為控制變量，δi 是行業(yè)效應，θt是年份效應，εit 是隨機誤差擾動項，在回歸中，選取企業(yè)個體作為聚類穩(wěn)健標準誤，本文主要關注核心解釋變量Ratioettit 的系數(shù)β1，當β1＞0時，說明股票期權激勵對企業(yè)創(chuàng)新產出存在正向積極作用，通過執(zhí)行股票期權激勵可以有效促進企業(yè)創(chuàng)新。

在進一步分析中，本文還引入了核心解釋變量與融資約束（SA）的交互項，已有研究表明，融資約束是影響企業(yè)創(chuàng)新的關鍵因素，因此本文在式（1）基礎上構建式（2），研究融資約束對股權激勵與企業(yè)創(chuàng)新間的調節(jié)作用。

當βa＞0 時，說明融資約束對上述關系存在正向調節(jié)作用，反之存在負向調節(jié)作用。

三、實證結果分析

（一）基準回歸分析

表2 匯報了式（1）的回歸結果，采用了逐步回歸方法，分別引入企業(yè)基本財務信息（SIZE2、 Lev、 ROA）； 董事會股東結構（TOP1Hold、OutdRate） 和其他可能控制變量（ETC41），回歸結果表明，Ratioett的系數(shù)均顯著為正，通過了10%的顯著性水平檢驗。說明股票期權激勵能有效促進企業(yè)的創(chuàng)新產出，驗證了本文的假說1。

表2 基準回歸結果

同時，表2 中控制變量的結果表明，企業(yè)規(guī)模、杠桿、盈利能力的系數(shù)也顯著為正，這說明企業(yè)規(guī)模越大、合理運用財務杠桿的能力越強、盈利能力越強，越能為企業(yè)各項經營活動提供充分的資金支撐，從而提高了企業(yè)創(chuàng)新產出。獨立董事的系數(shù)顯著為負，獨立董事比例上升降低了企業(yè)創(chuàng)新產出。已有研究中，王華和黃之駿[23]、袁建國等[24]對企業(yè)價值、企業(yè)技術創(chuàng)新的實證檢驗也得出了相似結論，原因在于：獨立董事主體為知名人士和高校教師，主要行使對經營者的監(jiān)督職能，在樣本企業(yè)中監(jiān)督成本高于監(jiān)督收益，造成了創(chuàng)新產出（企業(yè)價值）的下降；擁有豐富社會關系資源的獨立董事存在政治資源詛咒效應，對企業(yè)技術創(chuàng)新產生負面影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為確保基準回歸結果的穩(wěn)健性，本文采用添加遺漏變量和替換核心解釋變量方法做進一步檢驗。實證結果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

考慮到影響企業(yè)創(chuàng)新的其他可能因素，例如馮根福等[25]再檢驗發(fā)現(xiàn)公司年齡也是影響企業(yè)技術創(chuàng)新的重要因素，貢獻度達到27.3133%，僅次于企業(yè)規(guī)模，企業(yè)價值、股權結構等也會對創(chuàng)新產生重要影響。因此，本文進一步將管理層持股比例（Mngshrate）、公司市場價值（Q1）、企業(yè)年限（AGE）引入回歸，模型（1）的結果表明，Ratioett 的系數(shù)仍為正，通過了10%的顯著性檢驗，說明基準回歸的結果是穩(wěn)健的。

在已有對股票期權激勵的研究中，通常使用啞變量衡量企業(yè)在某年度是否開展了股票期權激勵行為，因此在模型（2）中，將Ratioett_d 替換核心解釋變量進行回歸，結果仍顯著為正，通過了1%的顯著性檢驗。

同時，企業(yè)股票期權激勵授予對象可分為高管和核心業(yè)務技術人員兩類，核心業(yè)務技術人員是企業(yè)創(chuàng)新的關鍵，在創(chuàng)新業(yè)務的全流程中，高管主要負責創(chuàng)新項目的發(fā)起和規(guī)劃，而核心業(yè)務技術人員負責創(chuàng)新的落地和運營?？紤]到核心業(yè)務技術人員的關鍵作用，本文將授予核心業(yè)務技術人員股票期權激勵占總激勵數(shù)的比例（Ctbstkta）作為激勵強度的代理變量，模型（3）的結果表明，此時解釋變量系數(shù)為0.430，通過了1%的顯著性檢驗，說明即使是以授予核心業(yè)務技術人員股票期權激勵為衡量標準的激勵措施，也可以有效促進企業(yè)創(chuàng)新產出。此外，原解釋變量ln_patent 是離散型整數(shù)變量，有大量企業(yè)不存在創(chuàng)新，因此將是否有創(chuàng)新產出設為啞變量，企業(yè)存在創(chuàng)新行為=1，不存在=0，用以衡量企業(yè)創(chuàng)新的廣延邊際，分別做Logit 和Probit 模型檢驗，實證結果表明，核心解釋變量系數(shù)分別為0.904和0.554，通過了1%的顯著性水平檢驗。

綜上所述，基準回歸結果是穩(wěn)健的，企業(yè)股票期權激勵有助于企業(yè)創(chuàng)新產出。

（三）異質性分析

為進一步研究股票期權激勵對企業(yè)創(chuàng)新作用的異質性影響，從企業(yè)創(chuàng)新的全流程過程入手，通過啞變量分組回歸的方式對創(chuàng)新主體、創(chuàng)新過程、創(chuàng)新機制做異質性檢驗。

1.股票期權激勵的創(chuàng)新主體：高管還是核心業(yè)務技術人員

針對創(chuàng)新主體的異質性分析結果如表4-1 所示，在模型（1）中，對高管的股票期權激勵會降低企業(yè)創(chuàng)新產出水平，通過了5%的顯著性水平檢驗，而模型（2）中對企業(yè)核心業(yè)務技術人員的股票期權激勵會顯著增加企業(yè)創(chuàng)新產出。因此，在樣本企業(yè)內，針對核心業(yè)務技術人員的股權激勵所得效果會優(yōu)于對管理層的股權激勵。這是因為核心業(yè)務技術人員是企業(yè)創(chuàng)新的關鍵性因素，股權激勵在帶來激勵效應的同時存在福利效應，可以鼓勵技術人員投身生產經營活動，釋放更大的生產力與創(chuàng)造力，而針對高管行為的系列研究發(fā)現(xiàn)，由于委托代理成本的存在，激勵行為并無法真正使高管行為與股東利益相一致，可能會因為機會主義調節(jié)激勵有效期與非激勵有效期的利潤為自己謀求福利[26]。因此，企業(yè)在重視對核心業(yè)務技術人員激勵的同時，需要合理設置激勵條件與激勵有效期，更好地發(fā)揮高管自身才能，避免因利益糾葛造成的短視化行為。

表4-1 異質性分析結果——區(qū)分激勵對象

2.股票期權激勵的創(chuàng)新過程：實質性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新

針對創(chuàng)新流程的異質性分析結果如表4-2 所示，首先，將創(chuàng)新投入：研發(fā)支出R&D 作為核心被解釋變量。此時，Ratioett 的回歸結果為正，但不顯著，而Exustkta 和Ctbstkta 的回歸結果分別為-0.009和0.009，均通過1%的顯著性水平檢驗，與表4-1 的研究結果相一致，說明以強度衡量的股權激勵對創(chuàng)新投入的正向影響并不突出，在區(qū)分授予對象后，創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產出所受影響一致。

表4-2 異質性分析結果——創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產出

根據(jù)黎文靖和鄭曼妮[27]的研究，基于企業(yè)創(chuàng)新的質量和數(shù)量兩個維度將企業(yè)創(chuàng)新產出區(qū)分為實質性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新分別引入回歸，實證結果發(fā)現(xiàn)，模型（4）的回歸變量為正，通過了1%的顯著性水平檢驗，股權激勵有利于實質性創(chuàng)新，側重于創(chuàng)新質量的發(fā)明專利申請會顯著增加。實質性創(chuàng)新可以幫助企業(yè)得到更大的技術競爭優(yōu)勢，提高業(yè)務經營績效，因此，合理利用股權激勵手段可以通過促進實質性創(chuàng)新提高企業(yè)價值。

3.股票期權激勵的創(chuàng)新機制：行業(yè)集中與團隊協(xié)作

針對創(chuàng)新機制的異質性分析結果如表4-3 所示，公司規(guī)模一直是影響企業(yè)創(chuàng)新的關鍵要素，研發(fā)創(chuàng)新項目的長期性與不確定性使企業(yè)需要有良好的風險承擔能力與團隊協(xié)作能力，當行業(yè)集中度高時，市場上龍頭企業(yè)的競爭優(yōu)勢就越強，因此行業(yè)內企業(yè)會不斷提高鼓勵創(chuàng)新并增大研發(fā)投入，提高自身的市場競爭能力，基于行業(yè)集中度的分組回歸結果也表明，行業(yè)集中度越高，股票期權激勵對企業(yè)創(chuàng)新產出的正向積極作用越強，而在低集中度行業(yè)，這種關系并不顯著。

表4-3 異質性分析結果——行業(yè)集中與團隊協(xié)作

而基于企業(yè)員工人數(shù)的團隊協(xié)作異質性檢驗結果表明，①團隊成員間會存在“搭便車”效應，當成員人數(shù)越少，這種現(xiàn)象就越少，團隊內成員的團結協(xié)作能力與可能性就越強，因此將高于員工人數(shù)中位數(shù)的企業(yè)劃分為低團隊協(xié)作樣本，低于員工人數(shù)中位數(shù)的企業(yè)劃分為高團隊協(xié)作樣本。大公司股票期權激勵的效果要優(yōu)于小公司，在模型（3）中，Ratioett 的系數(shù)顯著為正，而在模型（6）中不顯著。在區(qū)分授予對象后，結果卻相反，在團隊協(xié)作高的企業(yè)，對核心業(yè)務技術人員的期權激勵效果會更好，模型（8）的系數(shù)顯著為正。因此，小企業(yè)應當更加重視對核心團隊成員的激勵，這是創(chuàng)造更大企業(yè)價值的關鍵。至此，假設2 得證，授予股票期權的激勵效果存在顯著異質性，具體而言：授予核心業(yè)務技術人員的激勵效果好于授予高管；股票期權激勵主要作用于企業(yè)實質性創(chuàng)新產出，而非創(chuàng)新投入，授予激勵后企業(yè)可以在原有資源投入的基礎上獲得更大的創(chuàng)新績效；股票期權的激勵效果會受到外部市場競爭與內部團隊協(xié)作的影響，對高競爭行業(yè)與大公司集團來說，激勵強度的提高有利于企業(yè)創(chuàng)新，而對團隊協(xié)作能力強的小公司而言，授予核心業(yè)務技術人員效果要好于授予高管。

（四）進一步分析

在表4-1 區(qū)分激勵對象的異質性回歸結果中，授予高管的股票期權激勵會降低企業(yè)創(chuàng)新產出?？紤]融資約束是各變量影響企業(yè)創(chuàng)新的關鍵作用機制，因此本文在計算得到的SA 指數(shù)的基礎上，進一步構建核心解釋變量：Ratioett、Exustkta、Ctbstkta 與SA 的交互項，分析可能存在的調節(jié)效應機制，表5 的實證結果表明，模型（1）與模型（2）中Ratioett×SA、Exustkta×SA 的系數(shù)顯著，分別為7.124 與-0.232，這說明，融資約束強化了股權激勵對創(chuàng)新產出的積極作用，換而言之，在融資約束大的企業(yè)，股權激勵對創(chuàng)新產出的激勵效果更強。在表4-1 模型（1）中，當授予對象為企業(yè)高管時，股票期權對企業(yè)創(chuàng)新存在負向作用，而與融資約束交互項的實證結果表明，融資約束削弱了這種負向作用，換而言之，在融資約束大的企業(yè)，高管股權激勵比例變大帶來的抑制作用會被減緩。至此，假設3得證。

表5 融資約束的調節(jié)效應結果

四、結論與建議

（一）研究結論

本文運用2006—2018 年我國A 股非金融行業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，通過基準回歸分析、穩(wěn)健性檢驗、異質性分析、基于SA 指數(shù)的進一步分析的實證步驟，對股票期權激勵與企業(yè)創(chuàng)新的相關關系進行再檢驗，結果表明：

第一，股票期權激勵可以有效促進企業(yè)創(chuàng)新產出。此外，企業(yè)的規(guī)模越大、盈利能力越強、運用財務杠桿能夠創(chuàng)造的融資空間上限越高，越有利于企業(yè)的創(chuàng)新產出。在樣本企業(yè)中，獨立董事比例對技術創(chuàng)新和企業(yè)價值的提升帶來了負面影響，可能是由獨立董事高昂的監(jiān)督成本和政治資源詛咒效應造成的。

第二，股票期權激勵對促進企業(yè)創(chuàng)新存在異質性影響。首先，核心業(yè)務技術人員是股票期權激勵的創(chuàng)新主體，針對核心業(yè)務技術人員的股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新產出有更為顯著的提升；其次，股票期權激勵能夠促進實質性創(chuàng)新，可以幫助企業(yè)得到更強的技術競爭優(yōu)勢，提高業(yè)務經營績效；最后，股票期權的激勵效果會受到外部市場競爭與內部團隊協(xié)作的影響，在高集中度行業(yè)和低團隊協(xié)作能力企業(yè)，股票期權激勵的效果更為明顯。

第三，融資約束在股票期權激勵中起到了重要的調節(jié)作用。融資約束強化了股票期權激勵對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用，也會緩解高管因機會主義產生的追求個人利益的行為。

（二）政策建議

本文結合上述研究結論，擬提出以下政策建議：

一是企業(yè)在制定股票期權激勵計劃時，應當結合多維度激勵體系，設置多層次財務指標要求，使企業(yè)能真正發(fā)揮股票期權的“激勵”作用，釋放員工的生產力與創(chuàng)新能力，提高自身創(chuàng)新轉化效率，取得更大的企業(yè)經營績效。

二是企業(yè)需要重視對核心業(yè)務技術人員的激勵，管理層與技術人員的職能與目標存在差異，異質性的角色價值功能要求企業(yè)設定不同的股權激勵方案，譬如在股票期權授予方案中，應當增加授予核心業(yè)務技術人員激勵數(shù)的比例，培養(yǎng)“物盡其才、人盡其用”的企業(yè)價值觀，使激勵真正有效果有作用，

三是國家應當大力發(fā)展多層次的資本市場，根據(jù)企業(yè)的共性需求推動宏觀金融結構轉型，建立良好的市場機制，借助“看不見的手”優(yōu)化企業(yè)競爭格局，緩解企業(yè)融資約束，使創(chuàng)新可以自發(fā)產生、自主轉化，進而提高一國的整體科技創(chuàng)新能力與大國競爭力。