[摘要]公司股權(quán)激勵(lì)是否緩解了委托代理問(wèn)題？?jī)?nèi)部控制和外部監(jiān)管發(fā)生了怎樣的變化？對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新水平產(chǎn)生了怎樣影響？以2009—2022年滬深兩市非金融類(lèi)A股上市公司為對(duì)象，實(shí)證考察了股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后，公司更傾向于進(jìn)行實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，而策略性創(chuàng)新活動(dòng)則受到抑制；第二，在中介機(jī)制檢驗(yàn)中，股權(quán)激勵(lì)有助于減少大股東掏空行為，并通過(guò)增強(qiáng)外部監(jiān)督，緩解委托代理問(wèn)題，通過(guò)內(nèi)部利益協(xié)同效應(yīng)和外部監(jiān)管效應(yīng)促進(jìn)了企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的提升；第三，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在無(wú)賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中股權(quán)激勵(lì)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的顯著促進(jìn)作用更為明顯，而股權(quán)集中度的高低并不會(huì)對(duì)股權(quán)激勵(lì)的作用產(chǎn)生影響。從企業(yè)委托代理問(wèn)題的角度研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響，為當(dāng)前有關(guān)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的研究提供了新思路。

[關(guān)鍵詞]股權(quán)激勵(lì)；實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新；委托代理問(wèn)題

一、 引言

創(chuàng)新是促進(jìn)一國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的源動(dòng)力。改革開(kāi)放以來(lái)，央地各級(jí)政府相繼出臺(tái)一系列推進(jìn)科技創(chuàng)新的政策。黨的二十大明確指出，要完善科技創(chuàng)新體系，同時(shí)強(qiáng)化國(guó)家戰(zhàn)略科技力量，優(yōu)化配置創(chuàng)新資源。在政策的大力推動(dòng)下，我國(guó)科技實(shí)力和創(chuàng)新實(shí)力都得到顯著提升1。2021年，全國(guó)共投入研發(fā)經(jīng)費(fèi)27956.3億元，同比增長(zhǎng)14.6%；研究與試驗(yàn)發(fā)展人員全時(shí)當(dāng)量為562萬(wàn)人，較上年增長(zhǎng)約7.36%；高新技術(shù)企業(yè)數(shù)量達(dá)33萬(wàn)家，大眾創(chuàng)業(yè)萬(wàn)眾創(chuàng)新示范基地共212家2。2022年我國(guó)躍居全球創(chuàng)新指數(shù)排名第11位3。然而，當(dāng)前部分制造業(yè)企業(yè)過(guò)度追求創(chuàng)新“數(shù)量”和“速度”而忽視創(chuàng)新“質(zhì)量”和“水平”，以獲取財(cái)政補(bǔ)貼為目的，盲目增加創(chuàng)新“數(shù)量”的策略性創(chuàng)新[1]，導(dǎo)致中國(guó)企業(yè)缺乏重大科技發(fā)明，技術(shù)受制于人。為了有效促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)開(kāi)展實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新活動(dòng)，有必要深入分析影響企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的因素并探尋其作用機(jī)制。

股權(quán)激勵(lì)作為公司治理的一個(gè)重要制度安排，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平及創(chuàng)新結(jié)構(gòu)有怎樣影響？一方面，作為一種新的治理結(jié)構(gòu)和治理模式，股權(quán)激勵(lì)是對(duì)管理層進(jìn)行的長(zhǎng)期激勵(lì)[2]。這種長(zhǎng)期激勵(lì)把管理層報(bào)酬與企業(yè)績(jī)效捆綁起來(lái)，管理層以股東的角色進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新決策，獲得部分創(chuàng)新利潤(rùn)，同時(shí)承擔(dān)更高的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)[3]，達(dá)到有效激勵(lì)的目的。另一方面，對(duì)管理層實(shí)施股權(quán)激勵(lì)有助于抑制上市公司的低效率投資行為[4]，避免投資過(guò)度或投資不足，而優(yōu)質(zhì)的投資決策是保障企業(yè)有效創(chuàng)新產(chǎn)出的前提[5]。因此，股權(quán)激勵(lì)可能對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的提高和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的發(fā)展有重要作用。

與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新相對(duì)的是策略性創(chuàng)新，策略性創(chuàng)新包括實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)，屬于低投入低回報(bào)的創(chuàng)新行為。在短期內(nèi)其可能帶來(lái)較高收益，因此部分企業(yè)經(jīng)營(yíng)者可能為了短期利益進(jìn)行策略性創(chuàng)新，以提升自己的業(yè)績(jī)與薪酬，但其可能導(dǎo)致企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新不足，對(duì)股東利益和企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展不利。這與部分企業(yè)高管約束不足、委托代理問(wèn)題較嚴(yán)重有很大關(guān)聯(lián)。股權(quán)激勵(lì)作為緩解委托代理問(wèn)題的重要手段，在促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的同時(shí)，能否有效抑制這種行為？鑒于已有文獻(xiàn)較少?gòu)墓蓹?quán)激勵(lì)角度研究企業(yè)創(chuàng)新結(jié)構(gòu)，本文以2009—2022年非金融類(lèi)上市公司為樣本，采用發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量衡量實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利的數(shù)量衡量策略性創(chuàng)新，研究股權(quán)激勵(lì)如何影響實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平和企業(yè)策略性創(chuàng)新。

本文的貢獻(xiàn)和創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：一是從研究股權(quán)激勵(lì)的角度來(lái)看，研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的文獻(xiàn)很多[6-7]，而創(chuàng)新結(jié)構(gòu)作為衡量創(chuàng)新質(zhì)量的重要指標(biāo)，對(duì)其研究的文獻(xiàn)卻較少，本文研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新的影響，是對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的補(bǔ)充；二是從研究創(chuàng)新結(jié)構(gòu)的角度來(lái)看，多數(shù)學(xué)者研究的是財(cái)稅補(bǔ)貼、產(chǎn)業(yè)政策等政府行為對(duì)創(chuàng)新結(jié)構(gòu)的影響[1，8]，但企業(yè)作為創(chuàng)新的主體，研究其自身治理結(jié)構(gòu)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的文獻(xiàn)較少，本文從企業(yè)委托代理問(wèn)題的角度研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響，為當(dāng)前有關(guān)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的研究提供了新思路；三是從現(xiàn)實(shí)意義來(lái)看，當(dāng)前部分企業(yè)公司治理水平較低，核心創(chuàng)新能力不足，本文研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響，能幫助企業(yè)更好地理解股權(quán)激勵(lì)的效用，改善公司治理結(jié)構(gòu)，也為企業(yè)提高創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新水平提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、 文獻(xiàn)綜述

創(chuàng)新是企業(yè)擁有核心競(jìng)爭(zhēng)力與長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的重要?jiǎng)恿Α钠髽I(yè)層面來(lái)看，管理層行為、企業(yè)文化、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、智能化發(fā)展等都是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素。管理層作為企業(yè)經(jīng)營(yíng)的重要決策者，其對(duì)創(chuàng)新的態(tài)度和行為與企業(yè)創(chuàng)新有很大關(guān)聯(lián)。李雪婧等[9]發(fā)現(xiàn)，高管薪酬差距的增大會(huì)提升企業(yè)創(chuàng)新投資水平，且對(duì)高管過(guò)度自信、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平高與非國(guó)有的企業(yè)的促進(jìn)力度更大；而管理層能力作為企業(yè)重要人力資本，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平和創(chuàng)新效率均具有顯著正向影響，能推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新[10]。另外，企業(yè)文化作為內(nèi)部控制和企業(yè)軟實(shí)力的重要組成部分，在創(chuàng)新過(guò)程中發(fā)揮重要的調(diào)節(jié)作用。畢曉方等[11]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)客戶(hù)型文化對(duì)企業(yè)專(zhuān)利申請(qǐng)有明顯的促進(jìn)作用，其中介路徑是降低大客戶(hù)的波動(dòng)性、增加客戶(hù)的異質(zhì)性和緩解企業(yè)的融資約束；就傳統(tǒng)文化而言，徐細(xì)雄等[12]發(fā)現(xiàn)，儒家文化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有明顯的“促進(jìn)效應(yīng)”，受到儒家文化影響的企業(yè)專(zhuān)利產(chǎn)出水平更高，且非正式制度的儒家文化和正式制度的法律環(huán)境在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新方面存在相互替代功能。就知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)而言，建立健全學(xué)習(xí)吸收、共享整合、保護(hù)獲取新知識(shí)的系統(tǒng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有重要提升作用。史宇鵬等[13]發(fā)現(xiàn)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)侵權(quán)程度對(duì)企業(yè)的研發(fā)具有很強(qiáng)的抑制作用，且負(fù)面影響并不能通過(guò)事后查處的方式得到完全消除，在非國(guó)有企業(yè)、競(jìng)爭(zhēng)程度高的行業(yè)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的影響更大。同時(shí)，在智能制造成為發(fā)展先進(jìn)制造業(yè)制高點(diǎn)的當(dāng)下，尹洪英等[14]發(fā)現(xiàn)，智能制造可以賦能企業(yè)創(chuàng)新，通過(guò)信息渠道、人力資本渠道和資金渠道提高企業(yè)創(chuàng)新水平，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供新動(dòng)力。

股權(quán)激勵(lì)是公司治理的重要手段，與創(chuàng)新一樣對(duì)企業(yè)發(fā)展有重要作用。在股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)的影響方面，已有研究大多探討的是股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)、資本結(jié)構(gòu)、公司治理、實(shí)體企業(yè)金融化等方面的影響。就公司業(yè)績(jī)而言，胡景濤等[15]發(fā)現(xiàn)員工股權(quán)激勵(lì)能充當(dāng)補(bǔ)救角色，有助于公司業(yè)績(jī)的提升，且在企業(yè)性質(zhì)為非國(guó)有企業(yè)的條件下更顯著。就資本結(jié)構(gòu)而言，曹洪江等[16]發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)對(duì)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度促進(jìn)作用。就公司治理而言，蘇冬蔚等[17]發(fā)現(xiàn)，正式的股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司治理具有負(fù)面影響，深化國(guó)有企業(yè)改革能夠改善這種影響。另外，從實(shí)體企業(yè)金融化角度來(lái)看，股權(quán)激勵(lì)作為一種“實(shí)虛平衡”的治理機(jī)制，能通過(guò)約束管理層金融化套利行為抑制實(shí)體企業(yè)金融化，且這一效應(yīng)在限制性股票激勵(lì)樣本、民營(yíng)企業(yè)樣本中更顯著[18]。

近些年，股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響受到很多關(guān)注。已有研究中，關(guān)于股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響主要有正向[6]、負(fù)向[19]和倒“U”形三種[20]。另外，還有很多研究從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、創(chuàng)新效率、激勵(lì)對(duì)象和激勵(lì)模式等不同角度研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來(lái)看，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)發(fā)放股權(quán)激勵(lì)能夠直接增加企業(yè)創(chuàng)新投入，間接提升創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效益[21]。從創(chuàng)新效率角度來(lái)看，劉張發(fā)等[22]發(fā)現(xiàn)，技術(shù)類(lèi)員工股權(quán)激勵(lì)通過(guò)降低代理成本、提高知識(shí)分享及合作與監(jiān)督等，提高創(chuàng)新效率，且對(duì)創(chuàng)新效率的提高作用逐年增強(qiáng)。從激勵(lì)對(duì)象和模式來(lái)看，吳衛(wèi)紅等[7]發(fā)現(xiàn)核心員工股權(quán)激勵(lì)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，相較于股票期權(quán)，限制性股票模式有更好的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。

本文研究的也是股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，但與之前文獻(xiàn)相比，本文更關(guān)注創(chuàng)新結(jié)構(gòu)這一已有研究較少涉及的領(lǐng)域，重點(diǎn)在研究股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新的影響。

創(chuàng)新根據(jù)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)的不同可劃分為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新是企業(yè)出于內(nèi)在需求的高質(zhì)量創(chuàng)新行為[1]，而策略性創(chuàng)新只是企業(yè)針對(duì)政府政策做出的追求數(shù)量和速度的低質(zhì)量創(chuàng)新行為。除了產(chǎn)業(yè)政策，有研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政R&D補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠總體上也能促進(jìn)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新活動(dòng)，且財(cái)政R&D補(bǔ)貼的激勵(lì)效果更明顯。另外與國(guó)企相比，非國(guó)企的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新行為更顯著[8]。也有研究發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補(bǔ)貼與策略性創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)之間存在倒“U”形關(guān)系，但只有實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的增長(zhǎng)才能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起顯著的促進(jìn)作用[23]。

基于上述分析，已有關(guān)于股權(quán)激勵(lì)的研究主要是涉及股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)基本面的財(cái)務(wù)表現(xiàn)、資本結(jié)構(gòu)及公司治理等方面，其中很重要的一部分是對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的研究，但是關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的文獻(xiàn)沒(méi)有重視股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新結(jié)構(gòu)或?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新的影響。另外，學(xué)者們對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的討論主要是從產(chǎn)業(yè)政策、稅收補(bǔ)貼等政府行為展開(kāi)，對(duì)企業(yè)這一創(chuàng)新主體如何通過(guò)自身治理或內(nèi)部控制影響實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的研究很少。因此，本文從創(chuàng)新結(jié)構(gòu)角度出發(fā)，利用2009—2022年非金融上市公司數(shù)據(jù)，研究股權(quán)激勵(lì)這一公司治理重要手段如何通過(guò)企業(yè)內(nèi)部控制與外部監(jiān)管對(duì)創(chuàng)新結(jié)構(gòu)或?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響。

三、 理論分析

創(chuàng)新根據(jù)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)的不同可劃分為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新與策略性創(chuàng)新。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新是企業(yè)出于內(nèi)在需求的高質(zhì)量創(chuàng)新行為[1]，而策略性創(chuàng)新只是企業(yè)針對(duì)政府政策做出的追求數(shù)量和速度的低質(zhì)量創(chuàng)新行為。部分企業(yè)高管選擇進(jìn)行更多的策略性創(chuàng)新有以下幾方面的原因。首先，進(jìn)行策略性創(chuàng)新可以低成本獲得政府補(bǔ)貼與扶持。為了鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行更多的研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出，政府積極發(fā)布了許多有利于創(chuàng)新企業(yè)的產(chǎn)業(yè)政策與財(cái)稅補(bǔ)貼。為了獲得補(bǔ)貼與政府支持，企業(yè)高管可能傾向選擇低投入、速度快、數(shù)量多的策略性創(chuàng)新[1]，而不是高投入、速度慢、成功率低的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。其次，進(jìn)行實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)大，收益可能不及預(yù)期，所以企業(yè)更傾向策略性創(chuàng)新。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新研發(fā)時(shí)間長(zhǎng)，投入成本高，且由于創(chuàng)新活動(dòng)的公共品屬性、外部性和不確定性等特征，企業(yè)開(kāi)展實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新可能并不會(huì)獲得足夠收益，投入資金的風(fēng)險(xiǎn)很大，因此企業(yè)高管為了自身業(yè)績(jī)可能傾向低風(fēng)險(xiǎn)低投入的策略性創(chuàng)新。

股權(quán)激勵(lì)作為公司治理的一種重要制度，通過(guò)以下幾種方式影響企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新行為。

股權(quán)激勵(lì)能通過(guò)抑制大股東掏空行為促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。股權(quán)激勵(lì)使高管成為小股東，通過(guò)第二類(lèi)委托代理對(duì)大股東進(jìn)行有效監(jiān)督，從而抑制大股東掏空行為。大股東掏空行為會(huì)阻礙企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，當(dāng)大股東掏空行為減少時(shí)，企業(yè)會(huì)更注重長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。又因?yàn)閷?shí)質(zhì)性創(chuàng)新能給企業(yè)帶來(lái)增長(zhǎng)點(diǎn)，是企業(yè)獲得長(zhǎng)期利潤(rùn)的重要前提與手段，所以企業(yè)會(huì)提升實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平，而不是通過(guò)策略性創(chuàng)新使股價(jià)上升來(lái)進(jìn)行短期套利。因此，股權(quán)激勵(lì)能通過(guò)對(duì)高管的監(jiān)督抑制大股東掏空行為，使企業(yè)更注重長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，從而提升實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：股權(quán)激勵(lì)通過(guò)提高企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新行為，抑制策略性創(chuàng)新。

H2：股權(quán)激勵(lì)通過(guò)減少大股東掏空促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

股權(quán)激勵(lì)能吸引外部投資者關(guān)注，通過(guò)外部監(jiān)督作用促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。實(shí)施股權(quán)激勵(lì)公司的管理層愿意釋放更多的信息來(lái)吸引市場(chǎng)的關(guān)注。另外，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃一般會(huì)設(shè)定一定的業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng)目標(biāo)為解鎖條件，這就向資本市場(chǎng)傳遞了管理層會(huì)更努力提高公司業(yè)績(jī)的信號(hào)，使企業(yè)受到更多的市場(chǎng)關(guān)注[24]。市場(chǎng)關(guān)注度的增加，導(dǎo)致企業(yè)管理層向外界傳遞良好信號(hào)的壓力增大，管理層會(huì)更注重企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量，進(jìn)而提高對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的投入。因此，股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施能夠吸引更多的市場(chǎng)關(guān)注，通過(guò)監(jiān)督效應(yīng)使企業(yè)增加實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新行為，抑制策略性創(chuàng)新行為。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：股權(quán)激勵(lì)通過(guò)提高外部監(jiān)督促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

股權(quán)激勵(lì)通過(guò)緩解委托代理問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)高管與股東的利益協(xié)同，并提升企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平。代理理論認(rèn)為，企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)分離會(huì)產(chǎn)生第一類(lèi)委托代理問(wèn)題。對(duì)高管實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可以降低委托人與代理人之間的代理成本，實(shí)現(xiàn)管理層與股東的利益協(xié)同，使管理層盡可能站在股東的角度行事，并有效運(yùn)營(yíng)公司[25]。而高水平創(chuàng)新需要冒險(xiǎn)，研發(fā)過(guò)程面臨著高風(fēng)險(xiǎn)的失敗，只有當(dāng)高管與股東利益一致時(shí)才愿意冒險(xiǎn)追求企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，而不是在制度創(chuàng)新決策時(shí)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)[26]，選擇風(fēng)險(xiǎn)更低的策略性創(chuàng)新。因此，在利益趨同效應(yīng)的主導(dǎo)下，股權(quán)激勵(lì)有助于緩解企業(yè)委托代理問(wèn)題，使高管更愿意從企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)利益考慮，在做出創(chuàng)新決策時(shí)更注重實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H4：股權(quán)激勵(lì)通過(guò)緩解委托代理問(wèn)題提高企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

四、 模型及數(shù)據(jù)說(shuō)明

1. 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安金融數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）。樣本包括2009—2022年在滬深兩市A股上市交易的非金融類(lèi)公司，剔除每年ST等特殊處理及退市的公司，最終得到4496家上市公司的數(shù)據(jù)信息，38257個(gè)樣本觀察點(diǎn)。為避免異常值本文對(duì)主要連續(xù)變量在1%的水平上作了縮尾調(diào)整。

2. 模型設(shè)定與變量定義

本文通過(guò)模型（1）考察股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，模型設(shè)定如下：

[rinventioni，t=β0+β1diocrti，t+γXi，t+μj+φt+εi，t] （1）

式（1）中，被解釋變量[rinventioni，t]表示企業(yè)i在t年度的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平，本文，借鑒黎文靖等[1]的研究，使用ln（發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量+1）衡量企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平，用變量[rinvention]表示。

[diocrti，t]是核心解釋變量，代表企業(yè)是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)。首先，本文引入一個(gè)虛擬變量“是否激勵(lì)”來(lái)表示企業(yè)是否發(fā)放股權(quán)激勵(lì)，用變量[diocrt]表示，公司進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)當(dāng)年及之后記為1，否則記為0。在此基礎(chǔ)上，股權(quán)激勵(lì)占總股本的比例是一個(gè)較客觀、持久的指標(biāo)衡量股權(quán)激勵(lì)的水平，本文用其進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。[μj]、[φt]分別表示行業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。

[Xi，t]表示控制變量，參照現(xiàn)有文獻(xiàn)[27]的做法，本文選取如下變量：企業(yè)規(guī)模size，等于企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；固定資產(chǎn)比率far，等于經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額比上總資產(chǎn)；董事會(huì)規(guī)模board，等于年末在職董事人數(shù)的對(duì)數(shù)；獨(dú)立董事比例ind，等于獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)比例；兩職狀態(tài)duality，若董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理，則為1，否則為0；審計(jì)師是否來(lái)自四大會(huì)計(jì)事務(wù)所big4，若是則為1，否則為0。

五、 實(shí)證結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1發(fā)明專(zhuān)利的均值為0.358，最大值為9.089，最小值為0，中位數(shù)為0，說(shuō)明大部分企業(yè)進(jìn)行發(fā)明專(zhuān)利創(chuàng)新的意愿較低，創(chuàng)新力度較弱。公司是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的均值為0.076，說(shuō)明A股上市的企業(yè)進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)較少，強(qiáng)度較低。從其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的差距較大，管理層結(jié)構(gòu)與審計(jì)師是否來(lái)自四大會(huì)計(jì)事務(wù)所的標(biāo)準(zhǔn)差較小，說(shuō)明本文所選企業(yè)的治理水平與審計(jì)情況較為類(lèi)似。

2. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

前文理論分析發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)能通過(guò)增強(qiáng)大股東與企業(yè)及管理層的利益協(xié)同效應(yīng)，減弱企業(yè)委托代理問(wèn)題，通過(guò)增強(qiáng)外部監(jiān)督等方式提高企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平。下文通過(guò)實(shí)證分析檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響。表3列（1）是是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量的影響，考慮到股權(quán)激勵(lì)效果與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、管理結(jié)構(gòu)、審計(jì)水平等因素有關(guān)，列（2）至列（4）依次加入企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、管理結(jié)構(gòu)、審計(jì)師是否來(lái)自四大會(huì)計(jì)事務(wù)所等控制變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示。在初步加入實(shí)證結(jié)果的情況下，回歸系數(shù)大概是0.1557，說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)能對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平提高15.57%。在加入控制變量后，回歸系數(shù)數(shù)值雖然有所減小，但仍保持1%顯著性水平，回歸系數(shù)大概維持在0.1454。假設(shè)H1成立。此外，本文在列（5）分析了股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)策略性創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)影響系數(shù)顯著為負(fù)，存在抑制作用。

3. 內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）傾向得分匹配（PSM）

為解決樣本的自選擇問(wèn)題，本文進(jìn)行傾向得分匹配（PSM）檢驗(yàn)。表3列（1）是進(jìn)行傾向得分匹配后的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)依舊在1%水平下顯著，說(shuō)明樣本無(wú)自選擇問(wèn)題。

（2）使用股權(quán)激勵(lì)比例替換解釋變量

用一種變量進(jìn)行回歸測(cè)算可能存在偶然性結(jié)果，使結(jié)論有所偏差。為了使回歸結(jié)果更客觀可信，本文用“股權(quán)激勵(lì)比例”這個(gè)連續(xù)型變量替換“是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)”這個(gè)二值變量重新進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表3列（2）所示。分析發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果依然顯著，說(shuō)明結(jié)論具有可靠性。

（3）去掉特殊時(shí)期樣本

2008年和2009年發(fā)生了全球范圍內(nèi)的金融危機(jī)，部分企業(yè)指標(biāo)受大環(huán)境影響而具有某些特殊特征，使結(jié)果不具有普適性。為排除其影響，本文剔除2009年的數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3列（3）所示。系數(shù)仍然顯著，說(shuō)明結(jié)論未受金融危機(jī)的影響。

（4）考慮其他因素的影響

股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新可能都受行業(yè)時(shí)間趨勢(shì)或地區(qū)因素的影響。為排除行業(yè)時(shí)間趨勢(shì)的影響，本文對(duì)行業(yè)和年份分別生成虛擬變量進(jìn)行更嚴(yán)格的回歸分析，回歸結(jié)果如表3列（4）所示。為排除地區(qū)因素的影響，本文將地區(qū)代碼加入固定效應(yīng)模型，使用行業(yè)、年份、地區(qū)三維面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果如表3列（5）所示?；貧w系數(shù)仍顯著，說(shuō)明本文結(jié)論不受行業(yè)時(shí)間趨勢(shì)和地區(qū)因素的影響。

（5）安慰劑檢驗(yàn)

為保證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。通過(guò)隨機(jī)抽樣的方式構(gòu)造虛擬處理組與對(duì)照組進(jìn)行1000次安慰劑檢驗(yàn)，并繪制回歸系數(shù)的分布圖像（圖1）。圖1顯示，系數(shù)基本以0為軸呈正態(tài)分布，說(shuō)明本文模型穩(wěn)健，不存在潛在遺漏變量對(duì)結(jié)果的影響。

六、 作用機(jī)制檢驗(yàn)

本文將從大股東掏空、外部監(jiān)督和委托代理問(wèn)題三方面進(jìn)行中介機(jī)制檢驗(yàn)，采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，具體模型設(shè)計(jì)如下：

[rinventioni，t=α1+β1diocrti，t+γ1Xi，t+μj+φt+εi，t] （2）

[Yi，t=α2+β2diocrti，t+γ2Xi，t+μj+φt+εi，t] （3）

[rinventioni，t=α3+β3diocrti，t+δYi，t+γ3Xi，t+μj+φt+εi，t] （4）

模型（2）-至模型（4）中，[rinventioni，t]表示以發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量衡量的企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平，[diocrti，t]表示是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)，[Xi，t]表示控制變量，[Yi，t]表示中介變量（大股東掏空、外部監(jiān)督和委托代理問(wèn)題）。

1. 大股東掏空

表4列示了大股東掏空作為中介機(jī)制的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。表4列（1）結(jié)果說(shuō)明，是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與中介變量大股東掏空的回歸系數(shù)為-0.0023，在1%的水平上顯著，列（4）中，大股東掏空與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)為-0.6598，在1%的水平上顯著，是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)為0.1438，仍在1%的水平上顯著。這說(shuō)明，進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的上市公司能增加大股東與企業(yè)的利益協(xié)同，有效抑制大股東掏空行為，而大股東掏空行為越少，企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平越高。同時(shí)，是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平之間顯著正相關(guān)，說(shuō)明大股東掏空僅部分中介了股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用。假設(shè)H2成立。

2. 外部監(jiān)督

表5列示了投資機(jī)構(gòu)分析師關(guān)注度作為外部監(jiān)督衡量指標(biāo)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。表5列（1）結(jié)果說(shuō)明，是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與中介變量機(jī)構(gòu)投資機(jī)構(gòu)分析師關(guān)注度的回歸系數(shù)為3.8845，在1%的水平上顯著在列（4）中，投資機(jī)構(gòu)分析師關(guān)注度與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)為0.0064，在1%的水平上顯著。是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)為0.1206，仍在1%的水平上顯著。這說(shuō)明，進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的上市公司能吸引外部投資機(jī)構(gòu)分析師的關(guān)注，提高企業(yè)外部監(jiān)督質(zhì)量，而市場(chǎng)關(guān)注越多，外部監(jiān)督越強(qiáng)，企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平越能得到提高。是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平之間仍然顯著正相關(guān)，說(shuō)明外部監(jiān)督僅部分中介了是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平促進(jìn)作用。假設(shè)H3成立。

3. 委托代理問(wèn)題

表6列示了管理費(fèi)用率作為委托代理問(wèn)題嚴(yán)重程度衡量指標(biāo)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。為確保結(jié)果可靠性，本文使用兩種管理費(fèi)用率的表示方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分別是“管理費(fèi)用/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入”“管理費(fèi)用/營(yíng)業(yè)收入”。表6列（1）結(jié)果說(shuō)明，是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與機(jī)制變量委托代理問(wèn)題嚴(yán)重程度的回歸系數(shù)為-0.0110，在1%的水平上顯著。列（2）結(jié)果說(shuō)明加入控制變量后，是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與機(jī)制變量委托代理問(wèn)題嚴(yán)重程度的回歸結(jié)果不受影響。列（3）列（4）結(jié)果與列（1）列（2）大體相同，是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)與機(jī)制變量委托代理問(wèn)題嚴(yán)重程度的系數(shù)均顯著為負(fù)。這說(shuō)明，進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的上市公司能實(shí)現(xiàn)高管與企業(yè)利益協(xié)同，緩解企業(yè)委托代理問(wèn)題。另外，如前文理論分析所示，委托代理問(wèn)題減輕可使管理層更注重長(zhǎng)期利益，從而提高企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平。這說(shuō)明進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)能通過(guò)緩解委托代理問(wèn)題，提升企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平。假設(shè)H4成立。

七、 異質(zhì)性分析

1. 賣(mài)空機(jī)制

考慮到我國(guó)長(zhǎng)期賣(mài)空管制使企業(yè)對(duì)賣(mài)空機(jī)制較陌生，再加上企業(yè)出現(xiàn)利空消息時(shí)賣(mài)空交易會(huì)使股價(jià)大幅下跌，對(duì)經(jīng)理人的聲譽(yù)和股東利益不利，因此，進(jìn)行賣(mài)空交易的企業(yè)往往出于承擔(dān)更少的風(fēng)險(xiǎn)，傾向風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避[28]，而實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新具有高投入、時(shí)間長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)大等特征，這使進(jìn)行賣(mài)空交易的企業(yè)傾向策略性創(chuàng)新，而不是實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新?？紤]到股權(quán)激勵(lì)對(duì)是否有賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)影響的差異性，本文根據(jù)是否有賣(mài)空機(jī)制將企業(yè)分為有賣(mài)空機(jī)制和無(wú)賣(mài)空機(jī)制兩組，再次進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，以探究股權(quán)激勵(lì)對(duì)是否有賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的提升作用。

表7列示了股權(quán)激勵(lì)對(duì)是否有賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的影響。由第（2）列、第（4）列結(jié)果可看出，加入控制變量后，有賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平系數(shù)不顯著，無(wú)賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新在1%水平上顯著正相關(guān)。結(jié)果表明股權(quán)激勵(lì)對(duì)無(wú)賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平有顯著促進(jìn)作用，對(duì)有賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平作用不明顯。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新需要高投入，承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)，而有賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)會(huì)傾向風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，從而抑制實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新進(jìn)行，所以有賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)股權(quán)激勵(lì)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的正向激勵(lì)作用不顯著。

2. 股權(quán)集中度

我國(guó)上市公司大股東持股比例較高，中位數(shù)在50%以上，而外部大股東的持股比例僅為8.61%，這說(shuō)明我國(guó)上市公司股權(quán)高度集中且股權(quán)制衡機(jī)制較弱[29]。大股東會(huì)通過(guò)關(guān)聯(lián)交易和資金占用等方式轉(zhuǎn)移上市公司資源并侵占中小股東利益[30]，因此，持股比例較高的第一大股東可能進(jìn)行一些自利性行為，使企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的效果減弱?？紤]到股權(quán)激勵(lì)對(duì)第一大股東持股比例不同的企業(yè)影響的差異性，本文根據(jù)第一大股東持股比例的大小將企業(yè)分為低于中位數(shù)和高于中位數(shù)兩組，再次進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，以探究股權(quán)激勵(lì)對(duì)第一大股東持股比例不同的企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的提升作用。

表8列示了股權(quán)激勵(lì)對(duì)第一大股東持股比例不同的企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的影響。由列（2）、列（4）結(jié)果可看出，加入控制變量后，股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平均在1%水平上顯著正相關(guān)，并且沒(méi)有通過(guò)似無(wú)相關(guān)檢驗(yàn)。這表明股權(quán)激勵(lì)對(duì)第一大股東持股比例不同的企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新均有顯著促進(jìn)作用，兩者無(wú)顯著差異。股權(quán)激勵(lì)能顯著緩解企業(yè)委托代理問(wèn)題，第一大股東持股比例不同的企業(yè)因受到有效內(nèi)部控制而注重企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平均有顯著提升。

3. 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

考慮到國(guó)有企業(yè)長(zhǎng)期處于“一股獨(dú)大”的狀態(tài)[31]，且國(guó)有企業(yè)實(shí)際控制人與內(nèi)部控制制度并不完全契合，使得企業(yè)內(nèi)部控制制度可能起不到應(yīng)有的約束作用。民企實(shí)際控制人與企業(yè)的利益綁定更緊密，所以民營(yíng)企業(yè)對(duì)股權(quán)激勵(lì)產(chǎn)生的利益協(xié)同效應(yīng)更敏感。因此，考慮到股權(quán)激勵(lì)對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)影響的差異性，本文將產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為分組依據(jù)，將企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)兩組，再次進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，以探究股權(quán)激勵(lì)對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的提升作用。

表9列示了股權(quán)激勵(lì)對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的影響。由列（2）、列（4）結(jié)果可看出，加入控制變量后，國(guó)企股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平關(guān)系不顯著，民企股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新在1%水平上顯著正相關(guān)。表明股權(quán)激勵(lì)對(duì)民企實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平有顯著促進(jìn)作用，對(duì)國(guó)企實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平作用不明顯。股權(quán)激勵(lì)能在很大程度上提高公司管理層與企業(yè)的利益協(xié)同效應(yīng)，民企控制人由于與企業(yè)利益緊密相連，更能有效提升實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新行為；國(guó)企控制人與企業(yè)利益有一定脫鉤，對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新影響不顯著。

八、 結(jié)論與政策建議

本文以2009—2022年滬深兩市非金融類(lèi)A股上市公司為研究對(duì)象，實(shí)證考察了股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)策略性創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能顯著提升企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平，抑制企業(yè)策略性創(chuàng)新行為；第二，在中介機(jī)制檢驗(yàn)中，本文發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用源于內(nèi)部控制與外部監(jiān)督，即實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可以通過(guò)減少大股東掏空行為、增強(qiáng)外部投資者關(guān)注和緩解委托代理問(wèn)題三個(gè)途徑提升實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平；第三，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度不會(huì)對(duì)股權(quán)激勵(lì)的創(chuàng)新效應(yīng)產(chǎn)生異質(zhì)性影響，但從賣(mài)空機(jī)制和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來(lái)看，對(duì)于無(wú)賣(mài)空機(jī)制的企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，股權(quán)激勵(lì)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用更顯著。

本文的實(shí)證結(jié)論具有如下政策啟示。第一，從企業(yè)長(zhǎng)期治理角度來(lái)看，制定公司長(zhǎng)期策略時(shí)應(yīng)將股權(quán)激勵(lì)納入其中。實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可以有效減少第一、第二類(lèi)委托代理問(wèn)題并緩解大股東與中小股東的利益沖突，提升公司利益相關(guān)者之間利益協(xié)同效應(yīng)，有助于企業(yè)長(zhǎng)期健康發(fā)展。第二，從企業(yè)市值管理角度來(lái)看，應(yīng)重視實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新在企業(yè)市值管理方面的作用。本文認(rèn)為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新對(duì)企業(yè)市值管理與實(shí)際價(jià)值有重要作用，企業(yè)應(yīng)對(duì)其給予充分重視。第三，結(jié)合企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)類(lèi)型來(lái)決定是否進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)。與國(guó)企相比，民企股權(quán)激勵(lì)的促進(jìn)效果更強(qiáng)，適當(dāng)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，可以增強(qiáng)高管與企業(yè)利益協(xié)同效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行更多的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。第四，從創(chuàng)新質(zhì)量來(lái)看，為解決當(dāng)前部分企業(yè)更追求創(chuàng)新數(shù)量而不注重創(chuàng)新質(zhì)量的現(xiàn)狀提供了可借鑒的思路。只有當(dāng)企業(yè)內(nèi)外部利益一致，管理層才會(huì)更關(guān)注長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，進(jìn)行更多的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，而股權(quán)激勵(lì)恰恰是促成這一效果的重要手段。

參考文獻(xiàn)：

[1] 黎文靖，鄭曼妮.實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對(duì)微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，51（4）：60-73.

[2] Means G.The Modern Corporation and Private Property[M].Routledge，2017.

[3] Casavecchia L， Suh J Y.Managerial Incentives for Risk-taking and Internal Capital Allocation[J].Australian Journal of Management，2017，42（3）：428-461.

[4] 呂長(zhǎng)江，張海平.股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)公司投資行為的影響[J].管理世界，2011，27（11）：118-126.

[5] Hanson R C， Song M H.Ownership Structure and Managerial Incentives： the Evidence from Acquisitions by Dual Class Firms[J].Journal of Business Finance & Accounting，1996，23（5‐6）：831-849.

[6] Sunder J，Sunder S V，Zhang J.Pilot CEOs and Corporate Innovation[J].Journal of Einancial Economics，2017，123（1）：209-224.

[7] 吳衛(wèi)紅，劉穎，張愛(ài)美.股權(quán)激勵(lì)能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新嗎——基于激勵(lì)對(duì)象和激勵(lì)模式異質(zhì)性的視角[J].會(huì)計(jì)研究，2024（4）：98-111.

[8] 楊曉妹，劉文龍.財(cái)政R&D補(bǔ)貼，稅收優(yōu)惠激勵(lì)制造業(yè)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新了嗎？——基于傾向得分匹配及樣本分位數(shù)回歸的研究[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論，2019，10（3）：115-130.

[9] 李雪婧，石琦，肖淑芳.高管權(quán)益薪酬選拔效應(yīng)與企業(yè)創(chuàng)新[J].會(huì)計(jì)研究，2022（6）：134-152.

[10] 姚立杰，周穎.管理層能力、創(chuàng)新水平與創(chuàng)新效率[J].會(huì)計(jì)研究，2018（6）：70-77.

[11] 畢曉方，邢曉輝，姜寶強(qiáng).客戶(hù)型文化e96e9b157ffca2788e09a7db853ce590促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新嗎？——來(lái)自中國(guó)制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].會(huì)計(jì)研究，2020（2）：166-178.

[12] 徐細(xì)雄，李萬(wàn)利.儒家傳統(tǒng)與企業(yè)創(chuàng)新：文化的力量[J].金融研究，2019（9）：112-130.

[13] 史宇鵬，顧全林.知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、異質(zhì)性企業(yè)與創(chuàng)新：來(lái)自中國(guó)制造業(yè)的證據(jù)[J].金融研究，2013（8）：136-149.

[14] 尹洪英，李闖.智能制造賦能企業(yè)創(chuàng)新了嗎？——基于中國(guó)智能制造試點(diǎn)項(xiàng)目的準(zhǔn)自然試驗(yàn)[J].金融研究，2022（10）：98-116.

[15] 胡景濤，宿涵寧，王秀玲.員工股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)會(huì)產(chǎn)生補(bǔ)充的提升效應(yīng)嗎？[J].會(huì)計(jì)研究，2020（4）：119-129.

[16] 曹洪江，李雪.高管股權(quán)激勵(lì)、分析師跟蹤與資本結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)調(diào)整[J].北京郵電大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2019，21（5）：64-74.

[17] 蘇冬蔚，林大龐.股權(quán)激勵(lì)、盈余管理與公司治理[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，45（11）：88-100.

[18] 賀立龍，石佳欣.管理層股權(quán)激勵(lì)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響研究[J].會(huì)計(jì)研究，2022（7）：107-122.

[19] 張晨宇，韓永春，魏冰.管理權(quán)力、股權(quán)激勵(lì)與公司績(jī)效關(guān)系的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2015（5）：167-169.

[20] 楊建君，王婷，劉林波.股權(quán)集中度與企業(yè)自主創(chuàng)新行為：基于行為動(dòng)機(jī)視角[J].管理科學(xué)，2015，28（2）：1-11.

[21] 李春瑜.國(guó)有企業(yè)股權(quán)激勵(lì)對(duì)研發(fā)活動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論，2023，39（1）：134-149.

[22] 劉張發(fā)，章衛(wèi)東.技術(shù)類(lèi)員工股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新效率——兼論激勵(lì)計(jì)劃授予股票數(shù)限額的規(guī)定[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2023，40（6）：72-82.

[23] 胡善成，靳來(lái)群.政府研發(fā)補(bǔ)貼促進(jìn)了策略創(chuàng)新還是實(shí)質(zhì)創(chuàng)新？——理論模型與實(shí)證檢驗(yàn)[J].研究與發(fā)展管理，2021，33（3）：109-120.

[24] 儲(chǔ)溢泉，倉(cāng)勇濤，儲(chǔ)一昀.股權(quán)激勵(lì)、市場(chǎng)關(guān)注與市場(chǎng)預(yù)期實(shí)現(xiàn)[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020，22（2）：81-95.

[25] 賀立龍，石佳欣.管理層股權(quán)激勵(lì)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響研究[J].會(huì)計(jì)研究，2022（7）：107-122.

[26] Tan J.Innovation and Risk-taking in a Transitional Economy： A Comparative Study of Chinese Managers and Entrepreneurs[J].Journal of Business Venturing，2001，16（4）：359-376.

[27] 王營(yíng)，馮佳浩.綠色債券促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新研究[J].金融研究，2022（6）：171-188.

[28] 倪驍然，朱玉杰.賣(mài)空壓力影響企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)行為嗎？——來(lái)自A股市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2017，16（3）：1173-1198.

[29] 徐莉萍，辛宇，陳工孟.股權(quán)集中度和股權(quán)制衡及其對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006（1）：90-100.

[30] Jiang G，Lee C M C，Yue H.Tunneling through Intercorporate Loans：the China Experience[J].Journal of Financial Economics，2010，98（1）：1-20.

[31] 王超恩，張瑞君.內(nèi)部控制、大股東掏空與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，37（10）：79-90.

項(xiàng)目基金：湖北省社科基金一般項(xiàng)目（后期資助項(xiàng)目）成果：中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化與內(nèi)部控制有效性的研究（項(xiàng)目編號(hào)：HBSKJJ20233234）。

作者簡(jiǎn)介：楊新東，男，博士，漢江師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授、高級(jí)會(huì)計(jì)師、注冊(cè)會(huì)計(jì)師，主要研究方向?yàn)楣芾砜刂啤?/p>

（收稿日期：2024-06-11 責(zé)任編輯：蘇子寵）