股票期權激勵了企業高管嗎？
——基于技術創新的實證考察

武漢大學經濟與管理學院 楊 箏 武漢市武昌區國有資產監督管理辦公室 劉 放

股票期權激勵了企業高管嗎？
——基于技術創新的實證考察

武漢大學經濟與管理學院 楊 箏 武漢市武昌區國有資產監督管理辦公室 劉 放

本文以我國上市公司為研究樣本，以企業技術創新為研究對象，探索股票期權政策實施以來對高管行為的激勵作用及其可能途徑。研究發現，股權激勵促使上市公司進行更多的創新活動；相比非股權激勵公司，推出股權激勵方案的公司研發投入水平更高，專利申請數量顯著增加，期權激勵效果顯著優于限制性股票；調節效應分析顯示委托代理問題更嚴重的企業股權激勵促進公司創新行為的因果關系更為突出；機制探索分析表明股權激勵實施后企業吸引了更多機構投資者持股，在職消費等代理成本顯著降低,即委托代理問題的緩解激勵了企業創新行為。

大

一、引言

公司在兩權分離后形成了委托-代理天然矛盾，侵蝕股東利益。針對這一問題，現代公司所采取的貨幣收益激勵與非貨幣收益激勵相結合的高管激勵計劃，長期以來被認為可以降低代理成本。在新興加轉軌的中國制度背景下，現代企業制度有待進一步完善，委托代理沖突的價值破壞問題更為嚴峻。針對高管人員的股票期權激勵被認為，強化了對于高管人員的長效激勵約束機制，對于提升企業價值同樣具有積極意義。對于企業創新的激勵被認為是企業長期投資戰略之一，也是新常態時期驅動我國經濟持續增長的核心因素之一，但也是委托代理沖突背景下的公司治理難題。對于經理人的激勵是公司治理實踐的重要組成部分，薪酬激勵作為一種有效的短期激勵措施對創新的影響也受到普遍關注。但是，在我國短期激勵取得良好成效的同時，長期激勵的低效一直是現代企業改革的棘手問題。2005年底證監會頒布的《上市公司股權激勵試行辦法》旨在于建立健全對上市公司的長期激勵約束機制，被認為起到了積極的公司治理作用，是一種成功的改革嘗試。2016年2月國家財政部、科技部和國資委聯合發文的《國有科技型企業股權和分紅激勵暫行辦法》旨在推動國有科技型企業充分運用市場化方式加快建立激勵約束機制，明確了對重要技術和管理人員可采取股權出售、股權獎勵、股權期權等股權激勵方式或項目收益分紅、崗位分紅等分紅激勵方式，以期能夠有效地把公司高管及核心技術人員的自身利益與公司的長遠利益相掛鉤，從而保證激勵和約束的一致性。然而，在我國當前理論界以我國市場化改革作為背景，對股權激勵如何影響高管創新動力的因果關系及其內在邏輯的研究相對匱乏。基于此，本文考察的問題是我國上市公司實施的股票期權激勵制度是否會影響公司高管的創新意愿以及其背后的邏輯機制。

二、理論分析與研究假設

（一）代理問題與我國的股權激勵 改革開放以來對于企業所有制的持續改革調整，以及支持民營經濟發展的政策引導激發了國民經濟的活力，成為近些年經濟快速發展的重要前提。然而，在市場化改革的實踐中取得了顯著的進展和突出的成就同時，市場經濟依然帶有計劃經濟時期的深刻烙印，特殊的所有權結構導致的委托代理沖突依然嚴重。例如，占主導地位的國有企業、部分股權過度集中的非國有企業，在所有者缺位、監管不足等情境下委托代理問題嚴重。在激勵約束機制不健全的情況下，代理沖突導致的結果是高管行為與股東利益的背離，管理者短期主義、努力不足，通過低效率的多元化構建商業帝國以強化控制權收益。這些無謂的損失帶來企業自身低效率的同時，也會對其他企業產生拖累效應，最終表現為不利于宏觀資源優化配置。我國政府一直嘗試通過良好的激勵約束制度設計減少資源配置的扭曲，激發企業活力，充分發掘證券市場發展在促進實體經濟增長的重要作用。例如，在2005年試行的旨在將國有非流通股轉換為流通股的股權分置改革，被普遍證明提高了企業公司治理水平，減輕了委托帶來成本。2006年證監會頒布《上市公司股權激勵試行辦法》生效，我國的上市公司的開始不斷探索股權激勵實踐，以股票期權為主要模式的股權激勵方案在我國A股上市公司大范圍實施。2006年9月份，國資委聯合財政部頒布了《國有控股企業股權激勵試行辦法》，這些都顯示出我國政府構建上市公司激勵約束機制的政策嘗試。

（二）股權激勵與公司創新 委托代理沖突的本質是在兩權分離的狀態下，委托人要承擔代理人行為導致的風險（1996）。就企業而言，激勵不相容環境下的管理層通常會偏離股東的利益訴求，使股東承擔其道德風險和短視行為帶來的損失。持續的創新是企業長期保持競爭優勢的重要保證，但同時創新活動又被普遍認為是充滿不確定性和高失敗率的企業投入（HeJ.J.,Tian X，2013）。股東和管理層利益的分歧使得對風險承擔意愿較低的管理層創新激勵極其困難，原因在于公司高管進行創新的收益和風險兩者之間存在不匹配。考慮到創新失敗可能承擔的被解雇風險，高管寧愿選擇回報率較低，但不確定性較低的短期項目。對于最優激勵機制的探索有利于股東的“剩余索取權”與管理層的“控制權”實現最大程度的對稱，降低委托代理成本對現代企業制度分工產生效率的侵蝕，擴大股東和管理層之間的共同利益基礎，支撐企業長遠發展。西方學者研究發現管理層持股使其更加關注企業長期利益最大化而非短期項目（Fam a E.F.,Jensen M.C.,1983），股權激勵作為一種被普遍認為能有效地長期聯接股東和管理層利益的公司治理實踐，減少了兩權分離帶來的委托代理沖突和成本，減少高層管理者的短視行為。公司治理的改善可以提高管理層承擔風險不斷保持、提升企業競爭優勢的動力。有利于激發管理層的企業家精神，通過創新實施企業長期戰略布局。另一方面，《上市公司股權激勵管理辦法》（試行）還規定了股權激勵措施相關的監管和處罰，對企業的財務會計信息質量、與股權激勵相關的信息披露、內幕交易行為等進行嚴格的監管和處罰。在此基礎上，股權激勵將同時扮演長期約束經營者短視行為的“監督者”角色，由于經理人偷懶、過度在職消費、過度投資或投資不足以及自謀福利等道德風險等行為對于公司創新投入的抑制將大大緩解。另外，股權激勵推進了現代企業制度的建立和完善，優化的公司治理環境將給管理層帶來隱形約束，股東可以以更低的成本識別經理人的努力成本，監督決策行為，而短視行為的減少被認為有利于公司創新戰略（Fama E.F.,Jensen M.C.,1983）。基于此，本文提出如下假設：

H 1：管理層股權激勵促進了企業的創新

現代企業制度的兩權分離是產生委托代理沖突的根本原因。兩權分離帶來職業經理人管理專業化的同時，也客觀上引致擁有公司實際控制權的高管人員具有道德風險的可能。股權結構的適度分散使得企業在獲得多元化融資渠道的同時，不喪失大股東對經理人的有效監管，經理人往往必須以股東利益最大化為目標才能獲得大股東支持。然而，對于股權結構分散程度較高，符合原子化股權結構特征的企業而言，高管往往和股東利益不一致，其決策行為也經常違背股東利益。中小股東對股東進行監管的動機不足，“搭便車”現象使得經理人的尋租行為得不到有效的制約，短視行為抑制創新投入更為嚴重。在這種由于兩權過度分離而缺乏大股東有效監督的治理環境中，股權激勵緩解代理沖突，降低代理成本的邊際效應更加突出。股權激勵可以優化公司治理環境，并形成對于高管的有效激勵約束。優化的公司治理將激勵企業的創新活動，以培養企業的長期競爭優勢。基于此，本文提出如下假設：

H 2：相對于股權集中的企業，對于股權分散度較高企業高管的股權激勵更能促進企業的創新

企業是要素市場上的一系列企業契約的集合（Jensen M.C.,Meckling W.H.，1976），企業契約不完全性理論指出由于不確定性以及由其產生的交易成本等原因產生的企業契約的不完整性使得委托人和代理人之間的激勵約束尤為重要（Grossman S.J.,H artO.D.，1986）。對于企業薪酬激勵較為有效的企業而言，委托代理沖突相對緩和，代理成本和由其導致的“無謂損失”較低。具體表現在，經理人利用自身的控制權謀取“福利”的動機更為明顯（辛宇、呂長江，2012），以彌補存在剛性薪酬或薪酬激勵不足導致的福利損失。對于這類企業有效率的激勵約束企業優化了企業的公司治理實踐。薪酬激勵較為有效的企業也被證明具有較高的公司創新水平（李春濤,宋敏，2010）。股權激勵對于促進創新活動的進一步作用將變的不太明顯。相對而言，對于薪酬激勵不足，高管道德風險和短視問題嚴重的企業而言，股權激勵提高企業公司治理水平和激勵約束機制功能的作用就顯得更加突出，管理層會積極推進創新戰略，不斷擴大創新投入、提高創新效率的效果將更加突出。基于以上分析，本文提出如下假設：

H 3：相對于薪酬激勵較為有效的企業，薪酬激勵不足的企業高管的股權激勵更能促進企業的創新

信息不對稱是導致企業委托代理問題產生的重要因素。經理人相對股東具有獲得信息成本低的天然優勢，經理人獲得信息便利與股東獲得即時、完整、決策有用信息、經理人努力程度等信息的困難將形成經理人和股東之間存在“信息鴻溝”。經理人獨特的信息優勢有可能會衍生其道德風險行為，諸如偷懶、構建“商業帝國”、過度投資短期項目以及對企業長期價值有利的創新項目的投入不足都將可能降低企業價值與股東利益。對于信息不對稱較為嚴重的企業，委托代理沖突更為明顯，高管短視行為對于創新活動的不利影響更加突出，而建立有效率的激勵機制可以緩解信息不對稱環境下企業高管的短視行為。相反，對于信息透明度較高的企業而言，委托代理問題相對緩和，股權激勵通過解決委托代理問題促進公司創新的作用較弱。基于以上分析，本文剔除如下假設：

H 4：相對于信息不對稱程度較低的企業，對于信息不對稱程度較高企業高管的股權激勵更能促進企業的創新

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源 本文以中國A股上市公司2005-2013年的混合橫截面數據為樣本。在剔除金融保險類公司、當年上市的公司、公共事業類公司樣本后，最終得到7226個觀測樣本，并對連續變量在1%和99%水平上進行Winsorize處理，以排除異常值對結果的影響。文中專利申請量為手工整理獲得。其他所有的數據均來自于國泰安數據庫以及銳思數據庫。

（二）變量定義與模型構建 （1）因變量。本文借鑒岳書敬（2008）、溫軍和馮根福（2012）、吳延兵（2006）等的度量方法，采用專利申請量和R&D投入量（企業研發投入總額的自然對數）來衡量創新成果和創新投入強度。同時考慮各期股權激勵以及控制變量對創新活動影響的時間滯后效應，本文將專利申請量和R&D投入量均前導了一期。（2）自變量。參考呂長江和張海平（2011）、肖淑芳和喻夢穎（2012）對股權激勵的變量界定，本文以虛擬變量Incent i ve作為對企業當年度是否實施過股權激勵的衡量。1表示該企業實施過股權激勵方案，0表示該公司未實施股權激勵方案。（3）控制變量。INS，代表機構投資者持股比例；TobinQ，表示企業的價值，等于公司市場價格/公司重置成本；Size，表示企業規模，用企業的年末總資產的自然對數來表示；Lncash，衡量企業的現金流狀況，為公司貨幣資金的自然對數；ROA，公司資產報酬率，為當年凈利潤/年末總資產；SOE，表示產權性質。本文中國有企業為1，非國有企業為0；Lev，表示公司的財務杠桿，用資產負債率表示；Industry，二分位行業代碼；Year，年度虛擬變量，控制影響創新的年度效應。（4）檢驗模型。本文以前導一期的專利申請量Patentit+1為主要因變量。Wooldridge指出專利數量是服從泊松分布，以專利數量為因變量的OLS估計難免存在偏誤。基于此，本文主要采用Poisson模型對股權激勵影響公司創新的因果關系進行估計。本文建立如下研究模型：

在模型（1）中，Incentivei,t為本文關注的自變量股權激勵的虛擬變量為主要控制變量及其估計系數，ηi為行業固定效應，τt為年度固定效應。其他變量的界定見表1。值得注意的是，不隨時間變化的個體異質性會對本文結論形成干擾，本文采用泊松面板雙向固定效應估計來考察企業實施股權激勵方案前后的公司創新變化情況。除了Poi sson模型估計以外，本文以模型（1）的變量設定進行泊松面板雙向固定效應作為一種廣義的雙重差分估計來進行因果識別，以解決互為因果、遺漏變量等內生性問題對結論的干擾。同時，本文還將以研發投入作為替代性的因變量，考察股權激勵是否促進了企業進行研發投入，估計模型如下：

其中，R&Di，t+1為前導一期的企業研發投入的自然對數，表示主要控制變量及其估計系數（同模型（1）的設定），μi、μt與εit分別表示行業固定效應、年份固定效應與隨機擾動項。對于模型（2），本文將同時采用OLS與面板固定效應進行估計。本文各變量定義如表1所示。

四、實證分析

（一）描述性統計 從表2中可以看出，每年新實施股權激勵的公司數量在整個樣本期間大體上保持高速增長。截止到2012年底，我國A股上市公司已經有34.3%的企業實施了股權激勵方案。這表明針對管理層股權激勵方案優化了公司治理，健全了現代企業制度，不斷受到上市公司的肯定。與發達國家的勞動力成本水平不斷接近。與此同時，中位最低工資標準也呈現出增長態勢，表明勞動力成本的上漲已經成為當前我國政府必須面對的經濟社會問題。值得注意的是，2008年全國所有地級市均未對最低工資標準作出調整，而上市公司的中位勞動力成本上漲僅1.85%，這在一定的程度上說明了全球金融危機沖擊使得企業和政府都重視勞動力成本提高可能給經濟帶來的壓力。表3列示了其他主要研究變量的描述性統計結果。首先，前導一期的專利申請數量Patent的最大值為6367，最小值為0，標準差為48.615。專利申請數量在不同企業間差異巨大，數據存在比較嚴重的左偏。這也是除了專利數據符合泊松分布以外，本文在主回歸選擇Poi sson模型估計的原因之一。發明專利相對使用新型和外觀設計更能體驗技術進步信息，描述性統計結果顯示發明專利也體現出了公司數量差異較大的數據特征。其余主要變量的描述性統計結果詳見表3，在此不再贅述。

表1 主要變量定義

表2 股權激勵年度分布

表3 其他主要變量的描述性統計全樣本（N=7226）

（二）回歸分析 表4報告了本文通過Poi sson截面模型估計的結果。第一列為為控制行業和年度固定效應的回歸結果，以前導一期的發明專利數量作為因變量的回歸結果顯示，在保持其他因素不變的情況下，實施了股權激勵的企業相比未實施的企業的發明專利申請總量多1.178（e0.164）件。第二列報告了本文在控制了行業和年度固定效應后的回歸結果，變量Incentive的系數在1%水平上顯著且數值大小為0.159，這進一步證實了股權激勵對企業的發明專利申請具有顯著的促進作用。第三列本文報告了以專利總量為因變量的回歸結果。結果顯示，在保持其他因素不變的條件下，實施股權激勵的企業相比未實施的企業專利申請總量多了1.876（e0.629）件，第四列回歸結果也表明股權激勵對于公司創新活動的積極作用。表4的回歸結果驗證了假設1的合理性。對于管理層進行股權激勵的企業更好地協調了委托人和代理人的利益沖突，管理層具有更強的風險承擔意愿。管理層從企業的長期利益出發，關注企業持續競爭優勢的培養。委托代理問題阻礙企業創新活動的障礙在一定程度上被股權激勵帶來的更好的激勵約束機制清除。同時，本文的實證研究還發現，機構投資者持股對于公司創新行為的激勵作用，與溫軍和馮根福（2012）、Aghion等（2013）的研究結論一致。為了進一步識別限制性股權與期權激勵對高管行為影響異質性，本文分別考察兩種激勵方式（Inc_opt表示是否實施了對于高管人員的期權激勵，Inc_stock表示是否實施了對于高管的限制性股權激勵）對于企業技術創新行為影響的異質性。表5報告了回歸估計的結果。前兩列為以發明專利申請量為因變量的回歸結果，后兩列為以專利申請總量為因變量的回歸結果。其中，從對前兩列的對比分析可以看出，期權激勵對于發明專利數量具有更加顯著的積極影響，即期權激勵計劃實施后，相比限制性股權的實施，企業多申請了0.15（e0.180-e0.045）件發明專利。同樣地，從對后兩列的對比分析可以看出，期權激勵對于專利數量具有更加顯著的積極影響，即期權激勵計劃實施后，相比限制性股權的實施，企業多申請了0.17（e0.214-e0.067）件專利。綜合表5的結果，我們可以發現，在對于上市公司的股票期權激勵中，期權激勵在緩解委托代理沖突中，發揮了更加積極的作用，這與葉陳剛等（2015）的研究結論是一致的。

（三）穩健性檢驗 本文將從不同的數據結構和估計模型出發對以上實證結果的穩健性進行細致的檢驗，以進一步支撐假設1的合理性。首先參考Hirshleifer等（2012）的研究方法，本文以專利申請數量Pat ent和發明專利的申請數量Invention的自然對數作為因變量，在控制模型（1）所有控制變量的前提下（簡潔起見，控制變量的結果未予報告），進行普通最小二乘回歸。結果如表6第一、二列所示，Incentive的系數均為正且滿足百分之一的顯著性要求。Wooldridge（2010）指出負二項回歸（Negative Binomial Regression）作為Poisson回歸之外另外一種計數模型估計方法，可以彌補數據過度分散，大量“0”值對估計結果的干擾。本文采用負二項回歸作為替代性的估計方式。第三、四列為負二項回歸的結果，Incentive的系數為正且在百分之一的水平滿足顯著性要求。創新具有將強的持續性、長期性和路徑依賴的特征，這種特征導致的創新慣性可能會對本文結論產生影響。基于此，本文控制了當期的專利申請量，作為對既有技術能力考量。第五、六列報告了Poisson模型回歸結果，Incentive的系數、顯著性均與表4、表5結論保持一致。行業屬性是企業重要的特征，不同行業內企業的創新行為差異明顯。基于此，本文將樣本限制在創新行為具有戰略重要性，且以專利申請作為主要知識產權保護方式的行業進行穩健性檢驗。回歸結果如第七、八列所示，進一步支持了假設1的合理性。作為對公司實施股權激勵方案對研發投入影響的考察，本文還以研究與開發支出的自然對數R&D為因變量，進行了面板雙向固定效應的回歸。結果如第九列所示，R&D系數0.393在百分之一的水平上顯著，表明實施股權激勵方案的公司，研發投入的意愿相應增強。整體而言，本文的穩健性檢驗進一步驗證了假設1的合理性。

表4 股權激勵與公司創新關系的截面回歸考察

表5 股權激勵與公司創新關系的面板固定效應考察

表6 穩健性檢驗

（四）內生性問題 為解決反向因果和遺漏變量等內生性問題的干擾，本文采用基于PSM匹配的雙重差分估計作為對股權激勵與創新因果關系的識別策略。表7報告了以傾向得分匹配后的企業股權激勵與創新的雙重差分結果。其中After表示處理組樣本與相應的控制組樣本是否發生股權激勵，股權激勵方案實施前的年份為0，實施當年及之后的年份為1（控制組的觀測值與其匹配的處理組觀測值一致）。Incentive*After的系數表示雙重差分的處理效應。第一列Incentive*After的系數為0.359，并在百分之一的水平上顯著。表明企業在實施股權激勵方案后其申請的發明專利數量更高；與之一致，第二列的結果表明，企業在實施股權激勵后申請的專利總量也得到了顯著的提高。第三列的系數雖然無法滿足百分之十的顯著性要求，但系數依然為正。整體而言，基于傾向得分匹配的雙重差分結果也支持了假設，即：實施股權激勵的企業，委托代理問題對于創新的阻礙作用被削弱，管理層利益與股東利益趨于一致后更關注長期利益，更愿意承擔風險進行創新活動。

（五）調節效應 本文以股權集中度作為調節變量，來考察由于兩權分離程度不同而導致的股權激勵對創新影響的差異。參考楊慧軍和楊建君（2015）的測量，本文以持股比例最大的前三位股東持股比例總和來測度股權集中程度，即用虛擬變量Concentration衡量兩權分離的程度，中位數以上為1，否則為0。回歸結果如表8所示，第一、二列Incentive*Concentration系數均在百分之一的水平上顯著為負，表明對于股權較為分散、符合原子化特征的企業而言，委托代理問題更加突出，股權激勵的效果更加明顯。值得注意的是，股權集中度本身對于創新的影響是顯著為正的。表明股權集中程度越高，控股股東對于企業的控制力越強，短期行為會得到有效的遏制；而對于股權較為分散的企業而言，小股東“搭便車”心理和投機心理則不利于企業的長期投資，與楊慧軍和楊建君的結論一致。本文同時考察股權激勵實施之前年度企業薪酬激勵水平在股權激勵影響公司創新關系中的調節作用。本文以公司i的前三名高管平均薪酬減去當年度同行業前三名高管平均薪酬的中位數，計算出公司i薪酬激勵水平的代理變量Salary。從第三四列可以看出，Salary*Concentration的系數均顯著為負，表明對于企業薪酬激勵較為充分有效的公司而言，股權激勵的邊際激勵效應相應較弱；而對于高管激勵不足公司來說，股權激勵則充分發揮了激勵約束機制的作用，緩解了已有激勵不足導致的委托代理問題對創新的阻礙作用。在信息不對稱程度較高的企業治理環境中，委托代理問題更嚴重。本文以企業所處的信息環境作為調節變量，驗證假設4是否合理。本文參考Shroff等（2013）的研究設置了公司盈余透明度（ASY）作為信息不對稱程度的代理變量。對于相關公司盈余透明度（ASY），本文首先根據Dechow and Dichev（2002）提出的模型計算出每個公司特定年份的盈余透明度，隨后按年度、行業將樣本分成若干組，選取每組盈余透明度的中位數作為該組所有公司的相關盈余透明度ASY的指標。當ASY越大，相關公司信息不對稱水平越高。第五、六列ASY*Concentration的系數均在百分之一的水平上顯著為正，表明對于由于信息不對稱嚴重而使委托代理沖突加劇的企業，股權激勵方案的實施，充分發揮了協調股東與管理層利益不一致的作用。股權激勵作為一種長期激勵方式，完善了公司的激勵約束機制，對于信息不對稱的公司而言扮演了激勵高管關注長期價值創造的企業活動的重要角色。

表7 基于傾向得分匹配的企業股權激勵與創新雙重差分估計結果

表8 基于調節效應的考察

同時，本文以前導一期的公司年度研發投入的自然對數作為因變量進行調節變量的檢驗，結果仍然支持本文在第二部分關于調節效應的假設。整體而言，本文對于調節效應的考察提供了支持委托代理觀的內在邏輯的經驗證據。從本質上來說，股權激勵對于創新的促進作用大小有賴于其緩解委托代理沖突效果強弱。對于委托代理問題嚴重的企業，股權激勵發揮的作用更加突出。相反，對于公司治理完善，股東和經理人利益趨于一致的企業而言，這種邊際效應則相對較弱。

（六）機制探索 基于對內在機制的認識，本文期望股權激勵實現了優化公司治理的功能——有效率的激勵和對潛在的經理人短視行為約束。其經濟后果除了創新投入的增加，還可能表現為吸引了更多的機構投資者，降低了委托代理成本，從而優化了企業創新環境。為獲得對因果關系的潛在邏輯更加深入的認識，本文將通過面板固定效應檢驗股權激勵對于機構投資者持股比例、合格境外機構投資者持股比例以及經理人在職消費的成本影響，探索股權激勵是否優化了公司治理。參考溫軍和馮根（2012）對異質機構的研究思路，本文將分別考察股權激勵方案實施后的企業是否吸引了更多的機構投資者持股INS。特別的，是否吸引了更多的合格境外機構投資者持股QFII。境外機構投資者被普遍認為更加關注企業的長期成長價值和公司治理環境，并積極支持企業的創新戰略。表9 PanelA，本文參考He和Tian（2013）通過雙重差分估計考察了股權激勵后機構投資者持股比例的變化，發現INS的系數為0.078，且在百分之一的水平上顯著。同時，QFII的系數為0.011，且系數在百分之一的水平上顯著。結果表明股權激勵實施后機構投資者持股比例，特別是合格境外機構投資者持股比例顯著上升，原因可能在于優化的公司治理環境和對于管理層有效的激勵約束機制不斷健全。同時，本文還考察了股權激勵方案實施是否起到了約束的作用，即是否降低了代理成本。參考王明琳等（2014）的度量方法，以銷售（收入）管理費用率Mana_fee作為代理成本的變量。檢驗結果如Panel A第三列所示，Mana_fee的系數在百分之十的水平上顯著為負，表明股權激勵降低了委托人對于經理人的監督成本以及過度在職消費產生的成本。這些證據都支持了本文在假設1中關于股權激勵方案的實施作為一種長期的激勵約束機制完善了公司治理機制，減少委托代理沖突，限制了經理人的短視行為，強化了經理人通過創新實現長期發展的觀念。本文在Panel B提供了支持委托代理觀內在機制的直接證據。第一列的為控制了模型1除了機構投資者持股比例INS以外的所有的控制變量后對股權激勵與創新（前導一期的發明專利）關系的估計結果，Incent i ve的系數為0.222，且在百分之一的水平上顯著。而第二，為第一列回歸加入了機構投資者持股比例INS和Mana_fee后的實證結果。機構投資者對創新具有積極的影響，與Aghi on等（2013）、溫軍和馮根福（2012）的結論一致，而代理成本的則抑制了企業的創新行為。比較第一、二列Incentive系數，發現控制了機構投資者持股比例INS和Mana_fee后Incentive的系數顯著下降，同時，本文對系數顯著性差異的檢驗發現系數差異在百分之一的水平上是顯著的。第三列將控制變量中的INS替換為了QFII得出了極其一致的結論。前三列的實證顯示，股權激勵對于公司創新的積極作用部分通過吸引了更多機構投資者持股、降低了代理成本實現。后三列的實證檢驗以前導一期的專利數量作為因變量，結論與前三列高度一致。

表9 機制探索：股權激勵優化了公司治理了嗎?

五、結論與建議

（一）結論 研究發現，股權激勵促使上市公司進行更多的創新活動，具體來說，相比非股權激勵公司，推出股權激勵方案的公司研發投入更高，專利申請量顯著增加。本文對調節效應的考察發現，委托代理問題更嚴重（股權過度分散，已有激勵約束機制不健全，信息不對稱程度高）的企業股權激勵促進公司創新行為的因果關系更突出。機制探索的結果表明，股權激勵實施后企業吸引了更多的機構投資者持股，在職消費等代理成本顯著下降。綜上所述，我國的股權激勵制度有助于緩解管理層和股東的利益沖突，通過降低代理成本間接實現了促進公司創新的目的。

（二）建議 本文的研究結論深化了對于公司治理與公司創新關系的認識，豐富了創新影響因素研究的理論成果，對政府優化公司創新環境和完善相關政策也具有重要啟示：第一，推動我國現代企業制度的建立健全，充分發揮良好的公司治理機制對公司創新的激勵功能，減少委托代理沖突對于企業創新環境的不利影響。第二，推進我國職業經理人市場的不斷發展，通過良性的職業經理人形成有效的外部約束，減少經理人道德風險對股東利益的侵蝕和對企業長期發展能力的破壞。第三，不斷探索更為有效，符合企業實際的激勵約束機制，通過有效率的激勵引導企業持續創新，通過適度約束減少經理人從自利動機出發對于創新行為的投入不足。第四，加快國有企業混合所有制改革進程，將國有企業混合所有制改革與建立有效的創新激勵機制結合起來，減輕代理問題對國有公司創新的阻礙。

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（編輯 文 博）