陳志剛 陳啟博

(武漢大學(xué)中國中部發(fā)展研究院，湖北武漢 430072)

一、引言

企業(yè)創(chuàng)新對(duì)于培育企業(yè)核心競爭力至關(guān)重要，同時(shí)也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要?jiǎng)恿?Porter，2015)[1]。隨著我國經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，培育促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新機(jī)制、提高企業(yè)創(chuàng)新能力變得尤為迫切。其中，如何激勵(lì)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中的決策者和執(zhí)行者不僅在學(xué)術(shù)研究中備受關(guān)注，同時(shí)也是政府管理部門、公司股東以及公司管理層實(shí)際面臨的問題。本文將從高管和核心員工在研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中扮演的角色出發(fā)，研究期權(quán)激勵(lì)如何影響企業(yè)創(chuàng)新。

理論上，期權(quán)激勵(lì)可能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。Manso(2011)[2]認(rèn)為一個(gè)有效激勵(lì)創(chuàng)新的合約應(yīng)該在短期能夠容忍激勵(lì)對(duì)象的創(chuàng)新失敗，并將創(chuàng)新成功得到的長期回報(bào)與激勵(lì)對(duì)象分享。期權(quán)激勵(lì)具有的非對(duì)稱收益曲線在創(chuàng)新失敗、股價(jià)下跌時(shí)能夠使激勵(lì)對(duì)象免受損失，在創(chuàng)新成功、股價(jià)上漲時(shí)又能為激勵(lì)對(duì)象帶來回報(bào)，是較為理想的創(chuàng)新激勵(lì)工具。Jensen和Meckling(1976)[3]認(rèn)為期權(quán)激勵(lì)是有效緩解股東與管理者代理問題的激勵(lì)形式之一，能夠緩解管理者的風(fēng)險(xiǎn)厭惡，使其更重視公司長期利益。也有學(xué)者提出股權(quán)激勵(lì)可能抑制企業(yè)創(chuàng)新，Coles等(2006)[4]認(rèn)為將管理者薪酬與公司股價(jià)綁定會(huì)讓管理者個(gè)人財(cái)富過度地受公司的股價(jià)影響，從而使得管理者更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)、降低研發(fā)支出。Chemmanur等(2014)[5]、Fang等(2014)[6]的研究認(rèn)為股市短期的壓力可能導(dǎo)致管理者短視行為，不利于企業(yè)創(chuàng)新。

實(shí)證研究方面，國際上關(guān)于金融發(fā)展(Hsu等，2014)[7]、資本結(jié)構(gòu)(Seru等，2014)[8]等因素如何影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的文獻(xiàn)較多，但是有關(guān)期權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證文獻(xiàn)還比較少。關(guān)于期權(quán)激勵(lì)與企業(yè)研發(fā)支出關(guān)系的研究中，Koyin和 John(2004)[9]、Defusco等(1991)[10]的研究發(fā)現(xiàn)二者有較強(qiáng)的正向關(guān)系。在創(chuàng)新產(chǎn)出方面僅有少數(shù)學(xué)者如Chang等(2015)[11]、Hochberg等(2010)[12]研究了員工期權(quán)激勵(lì)與美國上市公司專利數(shù)量的關(guān)系。我國的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃起始于2006年，國內(nèi)相關(guān)實(shí)證文獻(xiàn)在最近幾年才開始出現(xiàn)。牛彥秀等(2016)[13]根據(jù)代理理論和激勵(lì)理論進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)占高管薪酬比重越高越能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。李丹蒙等(2017)[14]使用雙重差分法證明了我國上市公司實(shí)施期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)效應(yīng)。王姝勛等(2017)[15]首次將PSM-DID方法運(yùn)用于期權(quán)激勵(lì)與公司專利產(chǎn)出關(guān)系的研究中，該方法較好地解決了以往研究中存在的選擇性偏誤，避免了由此帶來的內(nèi)生性問題。田軒和孟清揚(yáng)(2018)[16]也使用該方法研究了股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出都有顯著的促進(jìn)作用。盡管已有文獻(xiàn)對(duì)期權(quán)激勵(lì)的效果進(jìn)行檢驗(yàn)，但是仍存在以下不足:

第一，只將企業(yè)申請(qǐng)專利數(shù)量作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)，無法全面評(píng)價(jià)企業(yè)創(chuàng)新水平。申請(qǐng)專利數(shù)量實(shí)際上只反映了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出情況，而研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中高投入和高風(fēng)險(xiǎn)普遍存在，盲目開展創(chuàng)新項(xiàng)目、擴(kuò)大研發(fā)支出正是許多企業(yè)爆發(fā)財(cái)務(wù)危機(jī)的原因(Wedig，1990)[17]。期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新失敗具有的包容性是其能夠激勵(lì)企業(yè)高管和員工創(chuàng)新的重要因素，但是頻繁的創(chuàng)新失敗對(duì)企業(yè)而言則意味著資源浪費(fèi)和效率低下，甚至是財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，盲目開展創(chuàng)新項(xiàng)目反而不利于企業(yè)長期發(fā)展。盡管部分文獻(xiàn)也進(jìn)行了期權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)實(shí)證檢驗(yàn)，但是討論并不深入并且不同文獻(xiàn)得出的結(jié)論相互矛盾。僅使用企業(yè)申請(qǐng)專利數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新忽視了創(chuàng)新活動(dòng)的特性，現(xiàn)階段需要從更為全面的角度考察期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

第二，主要關(guān)注于高管期權(quán)激勵(lì)的影響，忽視了核心員工在企業(yè)創(chuàng)新中的重要作用。完整的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)包括創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出以及創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化三個(gè)環(huán)節(jié)。高管作為創(chuàng)新活動(dòng)的決策者在制定計(jì)劃、投入資金、安排人員之類的企業(yè)投入環(huán)節(jié)上會(huì)產(chǎn)生更多影響。核心員工往往包含企業(yè)技術(shù)工作人員尤其是核心技術(shù)人員，專業(yè)技術(shù)水平和努力程度將直接影響創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和效率，屬于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中的執(zhí)行者。由于高管和核心員工在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中作用的環(huán)節(jié)不同，并且核心員工對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和效率均有直接影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)僅用創(chuàng)新產(chǎn)出衡量對(duì)核心員工的激勵(lì)效果有失偏頗。

本文從高管和核心員工兩個(gè)層面分析了期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制，并探討了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)技術(shù)特征方面的異質(zhì)性，提出了4個(gè)研究假設(shè)。使用2009-2018年A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了高管期權(quán)激勵(lì)和核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率的影響及其在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)技術(shù)特征方面的異質(zhì)性。為了降低樣本選擇性偏誤，本文采用了傾向得分匹配法，為每一家實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的公司挑選一家沒有實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的公司相匹配，并使用雙重差分法(diff-in-diff)比較二者在事件前后企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入以及創(chuàng)新效率的變化。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)有三個(gè)方面:(1)在企業(yè)創(chuàng)新的評(píng)價(jià)上增加了創(chuàng)新效率和創(chuàng)新投入兩個(gè)維度，首次全面評(píng)估了期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出以及效率的影響；(2)從高管和核心員工角度分析了期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制，為解釋期權(quán)激勵(lì)如何影響企業(yè)創(chuàng)新提供了新的視角。同時(shí)，本文檢驗(yàn)了激勵(lì)高管和核心員工對(duì)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率的不同影響，這些結(jié)論為希望提升公司創(chuàng)新水平的企業(yè)決策者和政策制定者提供了參考；(3)針對(duì)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)技術(shù)特質(zhì)進(jìn)行異質(zhì)性分析，拓展了本文結(jié)論的適用情境。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)高管期權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新

由于研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)往往具有高風(fēng)險(xiǎn)性和長期性(Holmstr?m，1989)[18]，高管出于個(gè)人利益會(huì)傾向于規(guī)避研發(fā)創(chuàng)新。原因在于:一是研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)性使得創(chuàng)新項(xiàng)目失敗的概率較高，加重了高管的職業(yè)生涯、聲譽(yù)擔(dān)憂。若沒有足夠的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，理性假設(shè)下高管更愿意保守經(jīng)營、避免高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)創(chuàng)新。二是高管學(xué)習(xí)新技術(shù)和管理新事物會(huì)增加私人成本，而研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)一般周期較長、失敗概率較高，使得傳統(tǒng)的薪酬方式難以完全彌補(bǔ)高管新增的私人成本。在私人成本無法完全彌補(bǔ)的情況下，高管的創(chuàng)新動(dòng)力自然不足。期權(quán)所具有的凸性特征能夠較好解決上述問題:一方面，如果創(chuàng)新活動(dòng)為公司帶來了長期回報(bào)，公司股價(jià)會(huì)隨之上漲，進(jìn)而帶動(dòng)高管所持的期權(quán)價(jià)值上升，增加其個(gè)人財(cái)富以彌補(bǔ)為研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)所付出的私人成本；另一方面，如果創(chuàng)新項(xiàng)目失敗導(dǎo)致公司股價(jià)下跌，高管放棄行權(quán)亦無損失，解除了研發(fā)創(chuàng)新給高管帶來的損失風(fēng)險(xiǎn)。高管期權(quán)激勵(lì)能夠緩解高管在研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中的代理問題(朱德勝、張偉，2017)[19]，促使高管加大研發(fā)投入。但是正如引言中所分析的，作為企業(yè)決策層，在創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化三個(gè)階段中高管更大程度上影響的是創(chuàng)新投入環(huán)節(jié)，一般不會(huì)直接參與創(chuàng)新產(chǎn)出環(huán)節(jié)。高管期權(quán)激勵(lì)能促使高管增加研發(fā)投入，可是創(chuàng)新效率未必會(huì)得到提升。當(dāng)然，持續(xù)、穩(wěn)定的研發(fā)投入是創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的前提保障，高管期權(quán)激勵(lì)提高創(chuàng)新投入的同時(shí)可能提高創(chuàng)新產(chǎn)出。綜合上述分析，本文提出第一個(gè)假設(shè):

H1:高管期權(quán)激勵(lì)提高了創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，但對(duì)創(chuàng)新效率影響不顯著。高管期權(quán)激勵(lì)提高創(chuàng)新產(chǎn)出是通過提高企業(yè)創(chuàng)新投入驅(qū)動(dòng)的。

(二)核心員工期權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新

在企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的三個(gè)環(huán)節(jié)中，顛覆性的產(chǎn)品或技術(shù)往往出現(xiàn)在創(chuàng)新產(chǎn)出環(huán)節(jié)，故創(chuàng)新產(chǎn)出環(huán)節(jié)是創(chuàng)新活動(dòng)中的核心環(huán)節(jié)，而這個(gè)環(huán)節(jié)的執(zhí)行者則是核心員工。核心員工的專業(yè)技術(shù)水平、工作努力程度、團(tuán)結(jié)協(xié)作能力會(huì)直接影響創(chuàng)新產(chǎn)出的效率和質(zhì)量(姜英兵、于雅萍，2017)[20]。核心員工期權(quán)激勵(lì)能夠?qū)⒑诵膯T工的個(gè)人財(cái)富與公司長遠(yuǎn)利益綁定在一起，提高其工作努力程度，激發(fā)其學(xué)習(xí)探索新技術(shù)的動(dòng)力。同時(shí)，期權(quán)較長的行權(quán)限制期也會(huì)促使核心員工留在企業(yè)，有利于技術(shù)團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定，增進(jìn)團(tuán)隊(duì)成員信息共享和相互學(xué)習(xí)，保障研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的連續(xù)性，進(jìn)而提高創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出(Hochberg和Lindsey，2010)[12]。但是在現(xiàn)代公司治理體系下，核心員工是研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的具體執(zhí)行者而非決策者，難以對(duì)研發(fā)創(chuàng)新的投入環(huán)節(jié)產(chǎn)生決定性影響。所以核心員工期權(quán)激勵(lì)無法提高創(chuàng)新投入，但是能夠通過提高創(chuàng)新效率驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新產(chǎn)出提升。綜合上述分析，本文提出第二個(gè)假設(shè):

H2:核心員工期權(quán)激勵(lì)提高了創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，但不影響創(chuàng)新投入。核心員工期權(quán)激勵(lì)提高創(chuàng)新產(chǎn)出是通過提高企業(yè)創(chuàng)新效率驅(qū)動(dòng)的。

(三)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與期權(quán)激勵(lì)的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)

本文按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異可能對(duì)期權(quán)激勵(lì)的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)產(chǎn)生不同的影響。與國外不同的是，我國上市公司存在大量國有企業(yè)，我國的國有企業(yè)高管與西方職業(yè)經(jīng)理人有很大區(qū)別:他們往往帶有行政級(jí)別，并且其追求目標(biāo)可能并非經(jīng)濟(jì)利益最大化，而是政治利益最大化，表現(xiàn)為更加注重維持社會(huì)穩(wěn)定和提供社會(huì)服務(wù)而非企業(yè)利益。同時(shí)，國有企業(yè)的薪酬制定受到來自政府的管制，高管與員工的薪酬差異遠(yuǎn)小于非國有企業(yè)，期權(quán)激勵(lì)方案也受到更嚴(yán)格的限制(陳冬華等，2005)[21]，這些情況可能導(dǎo)致國有企業(yè)高管從期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中能夠獲取的收益有限。另外，國有企業(yè)存在的內(nèi)部人控制更容易使期權(quán)激勵(lì)演變?yōu)楦吖茏灾\福利(肖星、陳嬋，2006)[22]，導(dǎo)致管理層放棄風(fēng)險(xiǎn)較高的研發(fā)創(chuàng)新而去追求安穩(wěn)收益。因此，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用并不顯著，而國有企業(yè)核心員工受薪酬管制的影響較小，核心員工也無法自定薪酬，所以核心員工期權(quán)激勵(lì)仍然有效。非國有企業(yè)不存在上述問題，實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)和核心員工期權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)效果應(yīng)該與H1和H2一致。綜合上述分析，本文提出第三個(gè)假設(shè):

H3:非國有企業(yè)中，實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)提高了創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出但不影響創(chuàng)新效率，實(shí)施核心員工期權(quán)激勵(lì)提高了創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出但不影響創(chuàng)新投入。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)中實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率影響均不顯著，而實(shí)施核心員工期權(quán)激勵(lì)仍然能夠提高創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，不影響創(chuàng)新投入。

(四)行業(yè)技術(shù)特征與期權(quán)激勵(lì)創(chuàng)新效應(yīng)

本文按照行業(yè)技術(shù)特征將企業(yè)分為高技術(shù)行業(yè)企業(yè)和非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)。高技術(shù)行業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)的技術(shù)含量更高、難度更大，并且在高技術(shù)行業(yè)中，技術(shù)領(lǐng)先對(duì)于企業(yè)經(jīng)營更為重要，研發(fā)活動(dòng)也更為頻繁。由于重大的技術(shù)突破往往來自核心技術(shù)人員，核心技術(shù)人員的專業(yè)水平、努力程度以及團(tuán)隊(duì)協(xié)作水平?jīng)Q定了企業(yè)的行業(yè)技術(shù)地位。所以，在高技術(shù)行業(yè)中，核心技術(shù)人員是企業(yè)的核心競爭力，其決定了企業(yè)的行業(yè)地位。換而言之，對(duì)于高技術(shù)行業(yè)公司，核心員工相較于高管在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中的重要性更高，激勵(lì)核心員工、與核心員工分享技術(shù)創(chuàng)新帶來的豐厚回報(bào)也就更加重要。綜合上述分析，本文提出第四個(gè)假設(shè):

H4:相較于非高技術(shù)行業(yè)，在高技術(shù)行業(yè)中核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)效果更好。

三、變量設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

(一)變量設(shè)計(jì)

1.企業(yè)創(chuàng)新

如何全面衡量企業(yè)創(chuàng)新水平是本文研究的一個(gè)關(guān)鍵點(diǎn)，本文從創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新效率三個(gè)維度考察企業(yè)創(chuàng)新水平。其中，創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)使用企業(yè)第t＋3年專利申請(qǐng)數(shù)量衡量。原因是企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目從開始研發(fā)到申請(qǐng)專利通常需要2至3年，使用申請(qǐng)專利年份而非專利取得年份是為了排除專利評(píng)審對(duì)專利產(chǎn)出時(shí)間造成的影響(張鳳兵、王會(huì)宗，2019)[23]。我國的專利類型包括:發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)。由于外觀設(shè)計(jì)專利的技術(shù)含量較低，本文使用發(fā)明專利與實(shí)用新型專利的總和來度量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(劉行、趙健宇，2019)[24]。并對(duì)所有專利變量數(shù)據(jù)加1取對(duì)數(shù)以處理數(shù)據(jù)截尾問題；創(chuàng)新投入變量使用企業(yè)研發(fā)支出(R＆D)進(jìn)行衡量，同樣考慮到數(shù)據(jù)截尾問題對(duì)企業(yè)研發(fā)支出變量數(shù)據(jù)加1取對(duì)數(shù)；參考朱德勝和周曉珮(2016)[25]的做法，創(chuàng)新效率用創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)與創(chuàng)新投入(R＆D)的比值來衡量，定義為創(chuàng)新效率(eff)。

2.期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃

CSMAR數(shù)據(jù)庫包含期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃首次授予期權(quán)公告時(shí)間、授予高管期權(quán)數(shù)量、授予核心員工期權(quán)數(shù)量、本次授予期權(quán)總數(shù)量等本文所需的關(guān)鍵數(shù)據(jù)。本文將上市公司首次授予期權(quán)的公告時(shí)間作為期權(quán)激勵(lì)的實(shí)施時(shí)間，期權(quán)激勵(lì)的實(shí)施時(shí)間之前的年份定義為事件發(fā)生前(Post＝0)，期權(quán)激勵(lì)的實(shí)施時(shí)間之后的年份定義為事件發(fā)生后(Post＝1)。將2012-2015年實(shí)施了期權(quán)激勵(lì)的公司作為實(shí)驗(yàn)組(Option＝1)，將2012-2015年未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)且2012年之前也未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)或期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃已經(jīng)過期的公司作為對(duì)照組(Option＝0)，排除2012年之前實(shí)施期權(quán)激勵(lì)未到期的企業(yè)是為了避免樣本期之前實(shí)施的期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)對(duì)照組產(chǎn)生影響。激勵(lì)對(duì)象分為高管和核心員工，本文采用授予高管期權(quán)數(shù)量與本次授予期權(quán)總數(shù)量的比值衡量高管期權(quán)激勵(lì)(Option＿ex)，用授予核心員工的期權(quán)數(shù)量與本次授予期權(quán)總數(shù)量的比值衡量核心員工期權(quán)激勵(lì)(Option＿em)。

3.其他變量與描述性統(tǒng)計(jì)

控制變量包括營業(yè)收入(rev)、財(cái)務(wù)杠桿(lev)、固定資產(chǎn)比率(tan)、資產(chǎn)收益率(roa)、企業(yè)年齡(age)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(soe)、行業(yè)技術(shù)特征(hightech)。表1匯總了本文主要變量的名稱、符號(hào)和計(jì)算方式。其中，關(guān)于行業(yè)技術(shù)特征中高技術(shù)行業(yè)與非高技術(shù)行業(yè)的劃分參考王玉澤等(2019)[26]的做法，按照國家統(tǒng)計(jì)局高技術(shù)企業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)將互聯(lián)網(wǎng)、通信、軟件、專業(yè)技術(shù)服務(wù)、交運(yùn)設(shè)備制造、電子設(shè)備制造、儀器儀表制造、醫(yī)藥、環(huán)保9個(gè)行業(yè)劃定為高技術(shù)行業(yè)，其他則是非高技術(shù)行業(yè)。

表1 主要變量定義

表2列示了全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)，列(1)提供了處理組即實(shí)施期權(quán)激勵(lì)公司的描述性統(tǒng)計(jì)。列(2)報(bào)告了所有未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的樣本公司的描述性統(tǒng)計(jì)。列(3)度量列(1)、列(2)中各變量均值是否存在顯著差異的T統(tǒng)計(jì)量。列(3)顯示處理組與未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的樣本公司存在明顯差異，若簡單地放在一起回歸可能帶來樣本選擇偏誤問題。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)數(shù)據(jù)來源

由于2012年以前企業(yè)研發(fā)支出(R＆D)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，本文的樣本觀測期間從2012年開始。由于創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)變量是用第t＋3年的申請(qǐng)專利數(shù)據(jù)衡量，而目前能夠獲得的最新專利數(shù)據(jù)是2018年，為保證專利數(shù)據(jù)的完整性，本文只考察2015年及之前實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的企業(yè)。為了控制股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃前的創(chuàng)新水平，滿足雙重差分模型所需要的“平行趨勢”假設(shè)，本文還需計(jì)算實(shí)施期權(quán)激勵(lì)前三年的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出平均值。所以本文考察的樣本期間是2012-2015年，使用的企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)際包括2009-2018年。本文的數(shù)據(jù)來源于以下渠道:2009-2017年的專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，由于CSMAR數(shù)據(jù)庫中缺少2018年的專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)，2018年的專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)由國家專利技術(shù)產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站手工整理得到。上市公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)、期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。根據(jù)研究需要，本文對(duì)初始數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理:(1)剔除ST公司及在樣本期間內(nèi)退市的公司；(2)剔除金融類上市公司；(3)剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的樣本；(4)對(duì)連續(xù)變量在前后1%的水平上進(jìn)行縮尾(Winsorize)處理，以排除極端值影響。

四、實(shí)證分析

實(shí)施期權(quán)激勵(lì)公司與未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)公司之間各變量存在明顯差異，說明實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的公司本身就具有一些特征，本文在驗(yàn)證期權(quán)激勵(lì)效果前采用傾向得分匹配降低樣本選擇偏誤，以滿足雙重差分法所需的平行趨勢假設(shè)。再對(duì)處理組與匹配企業(yè)進(jìn)行雙重差分分析，比較期權(quán)激勵(lì)前后企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)指標(biāo)的變化。

(一)傾向得分匹配估計(jì)

本文采用Rosenbaum(1983)[27]提出的傾向得分匹配方法從未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)企業(yè)中為處理組匹配對(duì)照組。首先，我們借鑒韓青、文洪星(2019)[28]的做法，選擇營業(yè)收入(rev)、固定資產(chǎn)比率(tan)、財(cái)務(wù)杠桿(lev)、利潤率(roa)、是否為國企(soe)、企業(yè)年齡(age)、專利數(shù)量增加量(Patent＿Growth)作為企業(yè)特征變量。其中，專利增加量(Patent＿Growth)是實(shí)施期權(quán)激勵(lì)當(dāng)年的觀測值，其他變量是前一年的觀測值。其次，根據(jù)上述7個(gè)特征變量，使用Logit模型逐年估計(jì)當(dāng)年企業(yè)實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的可能性。最后，利用最近鄰匹配法，為每一家實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的企業(yè)找到一家傾向得分值最接近且未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的企業(yè)作為配對(duì)對(duì)象。通過匹配得到，127家在2012-2015年間成功實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的企業(yè)與127家在2012-2015年間沒有實(shí)施期權(quán)激勵(lì)且2012年以前從未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)或期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃已經(jīng)到期的企業(yè)逐一匹配成功。表3列(3)所有變量均值差異的T值都不顯著，說明匹配后期權(quán)激勵(lì)企業(yè)與匹配企業(yè)通過了平衡性檢驗(yàn)，匹配效果較好。

表3 處理組與匹配組均值差異

(二)雙重差分分析

1.高管期權(quán)激勵(lì)、核心員工期權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新

我們將實(shí)施期權(quán)激勵(lì)企業(yè)稱作處理組，將使用上述傾向得分匹配法得到的匹配企業(yè)稱作控制組。處理組企業(yè)與其匹配企業(yè)在實(shí)施期權(quán)激勵(lì)當(dāng)年具有相同的實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的概率，即如果處理組企業(yè)沒有實(shí)施期權(quán)激勵(lì)，其創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的變化路徑會(huì)與控制組一樣。模型(1)給出了檢驗(yàn)高管期權(quán)激勵(lì)、核心員工期權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率關(guān)系的雙重差分模型:

其中，Yi，t代表企業(yè)創(chuàng)新水平，通過創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)、創(chuàng)新投入(R＆D)和創(chuàng)新效率(eff)三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行衡量。解釋變量Option＿exi和Option＿emi為代表處理組的虛擬變量，實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的公司取值為1，未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)的公司取值為0；Posti，t是代表事件發(fā)生的虛擬變量，實(shí)施期權(quán)激勵(lì)當(dāng)年和之后年份取值為1，之前年份取0。未實(shí)施期權(quán)激勵(lì)公司參照與其匹配的實(shí)施期權(quán)激勵(lì)公司定義 Post。 交互項(xiàng)Posti，t×Option＿exi和Posti，t×Option＿emi是我們的關(guān)鍵解釋變量，對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)δ1和δ2分別代表高管期權(quán)激勵(lì)和核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。Controlsi，t為控制變量。此外，模型中還加入了年份和企業(yè)的固定效應(yīng)，在估計(jì)方差時(shí)都在公司層面進(jìn)行了聚類調(diào)整。

檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新產(chǎn)出時(shí)，系數(shù)δ1和δ2分別為0.265和0.354，均在1%的水平上顯著為正值，說明高管期權(quán)激勵(lì)和核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出都具有促進(jìn)作用。系數(shù)值δ2(0.265)大于δ1(0.354)說明核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用較高管期權(quán)激勵(lì)更好；Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新投入時(shí)，系數(shù)δ1和δ2分別為0.642 和0.342，其中δ1在1%的水平上顯著為正值但δ2不顯著，說明高管期權(quán)激勵(lì)能夠促進(jìn)創(chuàng)新投入而核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新投入無顯著影響；Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新效率時(shí)，系數(shù)δ1和δ2分別為0.013和0.024，其中δ1不顯著而δ2在1%的水平上顯著為正值，說明高管期權(quán)激勵(lì)不能促進(jìn)創(chuàng)新效率而核心員工期權(quán)激勵(lì)能夠提高創(chuàng)新效率。檢驗(yàn)結(jié)果支持了本文的假設(shè)H1和假設(shè)H2，高管期權(quán)激勵(lì)提高了企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，但無法提高創(chuàng)新效率，創(chuàng)新產(chǎn)出的提高是依賴創(chuàng)新投入增加驅(qū)動(dòng)的，核心員工期權(quán)激勵(lì)提高了企業(yè)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，但對(duì)創(chuàng)新投入沒有影響，創(chuàng)新產(chǎn)出的提高是依賴創(chuàng)新效率提升驅(qū)動(dòng)的，并且核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用較高管期權(quán)激勵(lì)更好。

表4 高管期權(quán)激勵(lì)、核心員工期權(quán)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與期權(quán)激勵(lì)創(chuàng)新效應(yīng)

為檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)期權(quán)激勵(lì)與公司創(chuàng)新關(guān)系的影響，本文參考Seru(2014)[8]的模型設(shè)計(jì)，在模型(1)的基礎(chǔ)上建立模型(2):

其中，Yi，t同樣對(duì)應(yīng)創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)、創(chuàng)新投入(R＆D)和創(chuàng)新效率(eff)三個(gè)指標(biāo)。4個(gè)交互項(xiàng)是我們的關(guān)鍵變量，交互項(xiàng)Posti，t×Option＿exi×soei，t系數(shù)δ3反映了國有企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項(xiàng)Posti，t×Option＿emi×soei，t系數(shù)δ4反映了國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項(xiàng)Posti，t×Option＿exi×(1-soei，t)系數(shù)δ5反映了非國有企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項(xiàng)Posti，t×Option＿emi×(1-soei，t)系數(shù)δ6反映了非國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

回歸結(jié)果如表5所示，鑒于篇幅限制表5和之后的表中都省略了變量Post和其他控制變量的回歸結(jié)果。 當(dāng)Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新產(chǎn)出時(shí)，系數(shù)δ3、δ4、δ5、δ6分別為 0.395、0.117、0.393、0.405，其中δ3不顯著，而δ4、δ5在5%的水平顯著為正值，δ6在1%的水平顯著為正值。說明國有企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出無顯著促進(jìn)作用，而國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵(lì)、非國有企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)以及非國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出均有顯著的促進(jìn)作用。從系數(shù)大小來看，δ3(0.395)和δ5(0.393)接近，但δ3不顯著，δ6(0.405)大于δ4(0.117)，說明非國有企業(yè)中高管期權(quán)激勵(lì)和核心員工期權(quán)激勵(lì)的效果均比國有企業(yè)好；當(dāng)Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新投入時(shí)，系數(shù)δ3、δ4、δ5、δ6分別為-0.453、0.225、0.739、0.443，其中δ3、δ4和δ6均不顯著，僅δ5在 1%的顯著性水平上為正值，說明國有企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)、核心員工期權(quán)激勵(lì)以及非國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新投入均無顯著促進(jìn)作用，只有非國有企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新投入有顯著促進(jìn)作用；當(dāng)Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新效率時(shí)，系數(shù)δ3、δ4、δ5、δ6分別為 0.013、0.011、-0.022、0.027。 其中δ3和δ5均不顯著，說明無論在國有企業(yè)還非國有企業(yè)中高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新效率都沒有顯著促進(jìn)作用。δ4和δ6在1%的顯著性水平上為正值說明無論在國有企業(yè)還非國有企業(yè)中核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新效率都有顯著促進(jìn)作用。δ6(0.027)大于δ4(0.011)說明非國有企業(yè)核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用比國有企業(yè)好。表5的檢驗(yàn)結(jié)果支持了本文的假設(shè)H3，非國有企業(yè)中，實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)提高了創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出但不影響創(chuàng)新效率，實(shí)施核心員工期權(quán)激勵(lì)提高了創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出但不影響創(chuàng)新投入。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)中實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率影響均不顯著，而實(shí)施核心員工期權(quán)激勵(lì)仍然能夠提高創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，不影響創(chuàng)新投入，即國有企業(yè)激勵(lì)高管失效，但激勵(lì)核心員工仍然有效。并且無論在創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新效率方面，非國有企業(yè)實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)和核心員工期權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)效果均好于國有企業(yè)。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與期權(quán)激勵(lì)創(chuàng)新效應(yīng)

3.行業(yè)技術(shù)特征與期權(quán)激勵(lì)創(chuàng)新效應(yīng)

為檢驗(yàn)行業(yè)技術(shù)特征對(duì)期權(quán)激勵(lì)與公司創(chuàng)新關(guān)系的影響，同樣參考Seru(2014)[8]的模型設(shè)計(jì)，在模型(1)的基礎(chǔ)上建立模型(3):

其中，Yi，t同樣對(duì)應(yīng)創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)、創(chuàng)新投入(R＆D)和創(chuàng)新效率(eff)三個(gè)指標(biāo)。4個(gè)交互項(xiàng)是我們的關(guān)鍵變量。 交互項(xiàng)Posti，t×Option＿exi×hightechi，t系數(shù)δ7反映了高技術(shù)行業(yè)企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項(xiàng)Posti，t×Option＿emi×hightechi，t系數(shù)δ8反映了高技術(shù)行業(yè)企業(yè)核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項(xiàng)Posti，t×Option＿exi×(1-hightechi，t)系數(shù)δ9反映了非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，交互項(xiàng)Posti，t×Option＿emi×(1-hightechi，t)系數(shù)δ10反映了非高技術(shù)行業(yè)企業(yè)核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

回歸結(jié)果如表 6 所示。 當(dāng)Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新產(chǎn)出時(shí)，系數(shù)δ7、δ8、δ9、δ10分別為0.224、0.531、0.234、0.283，其中δ7和δ9在 5%的水平上顯著為正值，δ8和δ10在 1%的水平上顯著為正值，且δ8(0.531)大于δ7(0.224)，δ10(0.283)大于δ9(0.234)，說明無論在高技術(shù)行業(yè)還是非高技術(shù)行業(yè)，高管期權(quán)激勵(lì)和核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出均有促進(jìn)作用，且核心員工期權(quán)激勵(lì)的效果明顯好于高管期權(quán)激勵(lì)。尤其是在高技術(shù)行業(yè)中，對(duì)實(shí)施核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出提升了53.1%(δ8＝ 0.531)；當(dāng)Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新投入時(shí)，系數(shù)δ7、δ8、δ9、δ10分別為0.770、0.818、0.306、-0.030，其中δ7和δ9在 1%的水平上顯著為正值，且δ7大于δ9，而δ8和δ10不顯著，說明無論在高技術(shù)行業(yè)還是非高技術(shù)行業(yè)，高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新投入均有促進(jìn)作用，并且在高技術(shù)行業(yè)中高管期權(quán)激勵(lì)促進(jìn)作用更大。而核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新投入仍沒有影響；當(dāng)Yi，t對(duì)應(yīng)創(chuàng)新效率時(shí)，系數(shù)δ7、δ8、δ9、δ10分別為-0.009、0.034、-0.026、0.021，其中δ8和δ10在 1%的水平上顯著為正值，且δ8(0.034)大于δ10(0.021)，而δ7和δ9不顯著，說明無論在高技術(shù)行業(yè)還是非高技術(shù)行業(yè)，核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新效率均有促進(jìn)作用，且相較于非高技術(shù)行業(yè)，高技術(shù)行業(yè)中核心員工期權(quán)激勵(lì)促進(jìn)作用更大。無論在高技術(shù)行業(yè)還是非高技術(shù)行業(yè)，高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新效率均沒有影響。表6的結(jié)果支持了假設(shè)H4，相較于非高技術(shù)行業(yè)，在高技術(shù)行業(yè)企業(yè)中核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)效果更好，尤其是對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出平均提高了53.1%。對(duì)于高技術(shù)行業(yè)企業(yè)，核心員工在研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中的重要作用應(yīng)該被充分重視。

表6 行業(yè)技術(shù)特征與期權(quán)激勵(lì)創(chuàng)新效應(yīng)

五、研究結(jié)論與啟示

本文從企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中兩類最重要的人力資源——高管和核心員工層面分析了期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制，并創(chuàng)新性地拓展了企業(yè)創(chuàng)新的評(píng)價(jià)體系，從創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率三個(gè)維度全面衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。研究方法上，使用傾向得分匹配克服了企業(yè)實(shí)施期權(quán)激勵(lì)可能存在的自選擇問題，并利用雙重差分法識(shí)別實(shí)施高管和核心員工期權(quán)激勵(lì)前后企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的變化。本文的實(shí)證結(jié)果表明，高管期權(quán)激勵(lì)促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入，但無法提高創(chuàng)新效率。其對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用來源于創(chuàng)新投入的增加；核心員工期權(quán)激勵(lì)既提高了創(chuàng)新產(chǎn)出，又提高了創(chuàng)新效率，不影響創(chuàng)新投入。并且，核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)效果好于高管期權(quán)激勵(lì)。本文進(jìn)一步分析了上述激勵(lì)效果在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和行業(yè)技術(shù)特征方面的異質(zhì)性:相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率影響均不顯著，而核心員工期權(quán)激勵(lì)仍然有效。無論在創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新效率方面，非國有企業(yè)實(shí)施高管和核心員工期權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)效果均好于國有企業(yè)；相較于非高技術(shù)行業(yè)，在高技術(shù)行業(yè)中核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)效果更好。

作為深化上市公司公司治理、完善上市公司激勵(lì)約束機(jī)制的重要手段，期權(quán)激勵(lì)是提高企業(yè)創(chuàng)新水平的有效工具之一。本文的研究結(jié)論豐富了關(guān)于期權(quán)激勵(lì)效果以及企業(yè)創(chuàng)新影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)，并且對(duì)于希望提高企業(yè)創(chuàng)新水平的政府政策制定者和企業(yè)決策者具有重要的實(shí)踐啟示和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。第一，實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)和核心員工期權(quán)激勵(lì)均能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，并且實(shí)施核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)效果更好。第二，對(duì)于希望增加創(chuàng)新投入的企業(yè)在實(shí)施期權(quán)激勵(lì)時(shí)應(yīng)更注重于激勵(lì)高管，而對(duì)于希望提高創(chuàng)新效率的企業(yè)則應(yīng)更注重激勵(lì)核心員工。第三，國有企業(yè)由于存在內(nèi)部人控制、薪酬管制等問題，實(shí)施高管期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新沒有促進(jìn)作用，但是實(shí)施核心員工期權(quán)激勵(lì)仍然可以顯著促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，即國有企業(yè)激勵(lì)高管失效但激勵(lì)核心員工仍然有效。對(duì)于希望通過期權(quán)激勵(lì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平的國有企業(yè)，期權(quán)激勵(lì)應(yīng)該偏向于激勵(lì)核心員工。第四，高技術(shù)行業(yè)的行業(yè)競爭特性決定了核心員工在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中的重要作用，在高技術(shù)行業(yè)企業(yè)中核心員工期權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)效果十分明顯，尤其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新傳出平均提高了53.1%。建議高技術(shù)行業(yè)企業(yè)側(cè)重于核心員工期權(quán)激勵(lì)，提高企業(yè)技術(shù)人員尤其是技術(shù)骨干對(duì)企業(yè)研發(fā)工作的努力程度，激發(fā)其學(xué)習(xí)探索新技術(shù)的動(dòng)力，保持技術(shù)團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性和研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的連續(xù)性。