王 婧 毛蘊詩

一、問題提出

我國經(jīng)濟發(fā)展模式正在從“要素驅(qū)動”向“創(chuàng)新驅(qū)動”模式轉(zhuǎn)變。技術(shù)創(chuàng)新是促進企業(yè)發(fā)展和培育核心競爭力的關(guān)鍵推手。能否持續(xù)有效地調(diào)動起骨干技術(shù)人員的創(chuàng)造性和積極性，對于能否實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新和科技成果轉(zhuǎn)化至關(guān)重要。

我國各級政府已經(jīng)陸續(xù)出臺一系列政策和意見，旨在激勵科技人員，促進技術(shù)創(chuàng)新。2014年7月，國務(wù)院明確了通過改革允許科技人員持有股權(quán)和期權(quán)，進一步調(diào)動科研人員的積極性。2015年7月廣東省出臺了《廣東省經(jīng)營性領(lǐng)域技術(shù)入股改革實施方案》，提出要開展科技人員持股改革。2016年7月發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》明確股權(quán)激勵對象可以包括核心技術(shù)人員或者核心業(yè)務(wù)人員，推動企業(yè)建立完善創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機制。近年來，越來越多的公司股權(quán)激勵

計劃中也明確提及給予技術(shù)人員股權(quán)激勵。

股權(quán)激勵對企業(yè)績效的影響在股權(quán)激勵研究中持續(xù)受到重視?，F(xiàn)有研究較多關(guān)注首席執(zhí)行官股權(quán)激勵(Gande 和Kalpathy,2017; Zolotoy等,2020)以及高管人員股權(quán)激勵(Flammer 和Bansal,2017)對績效的影響。近期也有部分研究關(guān)注員工股權(quán)激勵的激勵效果(Chang等,2015; 王燁等,2019)。針對技術(shù)人員股權(quán)激勵的研究分為首席技術(shù)官股權(quán)激勵(邵劍兵和朱芳芳,2017)和核心技術(shù)人員股權(quán)激勵(Henrekson 和Sanandaji,2018)。

回顧現(xiàn)有文獻，目前關(guān)于股權(quán)激勵對企業(yè)績效影響的研究主要集中在首席執(zhí)行官和高管人員股權(quán)激勵，對核心員工股權(quán)激勵的研究沒有進一步區(qū)分核心技術(shù)人員、市場人員、生產(chǎn)人員和財務(wù)人員等的不同效果。專門針對核心技術(shù)人員股權(quán)激勵的研究還很不充分，核心技術(shù)人員股權(quán)激勵對企業(yè)績效影響研究還比較缺乏實證檢驗。技術(shù)人員的股權(quán)激勵計劃效果如何，激勵對象的人員數(shù)量選擇是否會影響激勵效果？對于高技術(shù)公司和非高技術(shù)公司，技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的激勵效果是否一樣？對于上述問題，目前還沒有明確的答案，本文嘗試探討上述問題。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)技術(shù)人員股權(quán)激勵與企業(yè)績效

技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)核心競爭力提升非常重要。技術(shù)市場的信息不對稱、技術(shù)商品定價難等特性限制技術(shù)市場的交易效率，企業(yè)通過對技術(shù)人員實施長期、動態(tài)的股權(quán)激勵能激發(fā)員工積極性，留住科研人員，降低科研人員的道德風(fēng)險，進而提升企業(yè)績效(毛蘊詩等,2017)。對核心技術(shù)人員、管理層和董事會股權(quán)激勵能促使企業(yè)制定積極的創(chuàng)新戰(zhàn)略，有助于提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力(趙國宇,2015)。對研發(fā)負責(zé)人給予期權(quán)等長期激勵更能促進企業(yè)進行原創(chuàng)性更高、更有價值的創(chuàng)新活動(Lerner 和Wulf,2007)，降低技術(shù)人才被同行競爭對手挖走而喪失技術(shù)優(yōu)勢的風(fēng)險(Erkens,2011)。對技術(shù)密集型行業(yè)的核心技術(shù)人員進行期權(quán)激勵有助于技術(shù)人員持續(xù)有效地參與到研發(fā)項目中，維持技術(shù)創(chuàng)新的動態(tài)性和連續(xù)性(魯桐和黨印,2014)。對核心技術(shù)人員進行了股權(quán)激勵的創(chuàng)業(yè)板上市公司相比沒有進行股權(quán)激勵公司的績效更好(于換軍,2018)。激勵對象中包含技術(shù)人員的股權(quán)激勵計劃更能促進企業(yè)創(chuàng)新(田軒和孟清揚,2018)。

股票期權(quán)激勵計劃輻射更多的普通員工，更有利于提升員工工作參與度，促進員工知識共享，鼓勵員工合作和互相監(jiān)督，緩減“搭便車”問題，提高創(chuàng)新效率(Chang等,2015)，更有利于員工參與決策制定(Blasi等,2016)，有助于培養(yǎng)員工的主人翁意識(Nyberg等,2018)。創(chuàng)新需要員工主動參與、團隊合作和長期努力，對員工友好的公司的創(chuàng)新產(chǎn)出更高，也能更有效地把專利理念轉(zhuǎn)化為商業(yè)成功，提升運營績效(Brander 和Zhang,2017)。對核心員工股權(quán)激勵更能激發(fā)核心員工貢獻其獨特的知識和技術(shù)，更能促進企業(yè)創(chuàng)新(黃新建和尤珊珊,2020)。員工友好型企業(yè)文化有助于增加公司創(chuàng)新效率，提升公司的企業(yè)價值和財務(wù)績效(Fauver等,2018)。

技術(shù)創(chuàng)新有助于企業(yè)開發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)品，獲得較高利潤，提升企業(yè)績效。但是，技術(shù)研發(fā)是非常復(fù)雜的，技術(shù)人員的努力是比較難察覺的，很難客觀精準(zhǔn)地衡量每一個技術(shù)人員的貢獻。技術(shù)創(chuàng)新往往是技術(shù)團隊成員群策群力，一起緊密合作的成果。如果股權(quán)激勵的激勵對象只選擇非常少數(shù)的幾個技術(shù)人員，也許會挫傷技術(shù)團隊中其他人員的積極性，降低在技術(shù)研發(fā)合作中的創(chuàng)造力和能動性。對于技術(shù)人員的股權(quán)激勵計劃，如果激勵對象涉及到更多的技術(shù)團隊成員，可以凸顯企業(yè)對技術(shù)的高度重視，更有利于提振技術(shù)團隊成員士氣，增強科研團隊成員的凝聚力，激發(fā)團隊成員的創(chuàng)造力，促進企業(yè)創(chuàng)新能力，進而提升企業(yè)績效。

基于上述分析，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)越多，越能促進企業(yè)財務(wù)績效。

(二)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬性的調(diào)節(jié)作用

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的不同產(chǎn)業(yè)屬性，可能會影響技術(shù)人員股權(quán)激勵的效果。與非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相比，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)面臨的風(fēng)險更大、未來的不確定性更大、研發(fā)投入強度更高。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)需要持續(xù)保持較高的研發(fā)投入強度，因為技術(shù)發(fā)展速度非?？?，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)的技術(shù)優(yōu)勢很快就會消失(Shaikh等,2018)。為了生存，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)需要不斷實驗新想法，還要努力把這些新想法盡快地轉(zhuǎn)化為可行的商業(yè)產(chǎn)品(Lu 和Wang,2018)。

一般來說，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)中的技術(shù)人員的絕對數(shù)量和相對結(jié)構(gòu)比例，都比非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)中更高。相比其他企業(yè)，創(chuàng)新驅(qū)動型的“新經(jīng)濟”產(chǎn)業(yè)的企業(yè)對研發(fā)和資本投資依賴度更高，更多員工參與的員工股票期權(quán)激勵計劃更有可能降低“新經(jīng)濟”產(chǎn)業(yè)企業(yè)未來的生產(chǎn)率，因為這些企業(yè)可能會縮減研發(fā)投資，把本來應(yīng)該用于研發(fā)的資金轉(zhuǎn)移用于實施股票期權(quán)激勵計劃(Ouyang 和Sallehu,2015)。

我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)重視技術(shù)但技術(shù)商業(yè)化轉(zhuǎn)化能力弱(陳凱華等,2012)。在企業(yè)調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，除了重視技術(shù)人員的技術(shù)研發(fā)外，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)尤其要注重提升商業(yè)轉(zhuǎn)化能力，這需要重視和激勵銷售人員和商務(wù)專員一起參與合作，共同識別客戶需求，努力開拓市場。

而我國中低技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平整體較低，適量的技術(shù)研發(fā)可能就能帶來產(chǎn)品差異化進而提升企業(yè)競爭優(yōu)勢(王偉光等,2015)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投資和人力資本投資促進技術(shù)進步但也會導(dǎo)致技術(shù)效率下降，但是低技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投資和人力資本投資能促進技術(shù)進步同時也會提升技術(shù)效率，這可能是因為低技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投資和人力資本存量比高技術(shù)產(chǎn)業(yè)少，所以其邊際彈性更高(夏良科,2010)。

基于上述分析，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：相比高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)，在非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)中授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)越多，對企業(yè)財務(wù)績效具有更明顯的促進作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文的樣本選擇遵循如下規(guī)則：首先，本研究的樣本企業(yè)為2014—2017年股權(quán)激勵公告中明確提及技術(shù)人員股權(quán)激勵的中國A股上市企業(yè)。第二，手工收集企業(yè)股權(quán)激勵公告中技術(shù)人員股權(quán)激勵大于0的企業(yè)，手工統(tǒng)計技術(shù)人員股權(quán)激勵的人數(shù)和數(shù)量。第三，剔除了ST企業(yè)。第四，剔除了房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)零售業(yè)等和技術(shù)要素關(guān)聯(lián)度較小的行業(yè)以及其他非高技術(shù)服務(wù)業(yè)。

結(jié)合《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(制造業(yè))分類(2017)》《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(服務(wù)業(yè))分類(2018)》和證監(jiān)會行業(yè)分類，本研究的樣本包含高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(服務(wù)業(yè))、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(制造業(yè))和非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(制造業(yè))。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(服務(wù)業(yè))具體包含互聯(lián)網(wǎng)和相關(guān)服務(wù)、軟件和信息技術(shù)服務(wù)、生態(tài)保護和環(huán)境治理業(yè)、專業(yè)技術(shù)服務(wù)業(yè)以及電信、廣播電視和衛(wèi)星傳輸服務(wù)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(制造業(yè))具體包含醫(yī)藥制造業(yè)、儀器儀表制造、計算機通信及其他電子設(shè)備制造業(yè)、航空航天及其他運輸設(shè)備制造業(yè)和醫(yī)療儀器設(shè)備制造。其他的制造業(yè)歸類為非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)制造業(yè)。

本研究的樣本最終包含了36個高技術(shù)(服務(wù)業(yè))企業(yè)樣本，57個高技術(shù)(制造業(yè))企業(yè)樣本，105個非高技術(shù)(制造業(yè))企業(yè)樣本，共198個樣本。

(二)變量衡量

1.企業(yè)財務(wù)績效

本文用加權(quán)凈資產(chǎn)收益率衡量企業(yè)財務(wù)績效。在穩(wěn)定性檢驗中，本文用平均凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)報酬率(高雷和宋順林,2007)衡量企業(yè)財務(wù)績效。

2.技術(shù)人員股權(quán)激勵

本文的技術(shù)人員股權(quán)激勵用企業(yè)股權(quán)激勵計劃中授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員的人員數(shù)量來衡量。本文原計劃還考慮同時采用授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員的股權(quán)激勵數(shù)量，但是在最后的樣本企業(yè)分析中發(fā)現(xiàn)，在股權(quán)激勵計劃中明確注明給予技術(shù)人員股權(quán)激勵數(shù)量的企業(yè)數(shù)量非常少，所以放棄采用股權(quán)激勵數(shù)量。

3.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬性

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬性本文用二分變量衡量，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為1，非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為0。

4.控制變量

結(jié)合以往研究，本文的控制變量有公司注冊資本、公司年齡、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、研發(fā)投入、行業(yè)平均收益率、公司產(chǎn)權(quán)屬性(國有企業(yè)為1，非國有企業(yè)為0)。

四、實證結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計

樣本企業(yè)的描述性統(tǒng)計分析如表1。樣本企業(yè)的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率均值為12.45%，授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)平均數(shù)為76人，研發(fā)投入平均數(shù)為3.01億元。變量之間的相關(guān)系數(shù)不大，同時所有模型的最大方差膨脹因子系數(shù)不超過2.931，所以模型的共線性問題不嚴(yán)重，在可接受范圍內(nèi)。

表1 描述性統(tǒng)計

(二)實證結(jié)果與分析

1.即期激勵效果分析

企業(yè)實施股權(quán)激勵計劃在公司中會有一個激勵方案形成的醞釀過程，這些激勵信號會影響公司員工的積極性，也會影響績效。本研究首先考察股權(quán)激勵計劃對方案公布當(dāng)年的企業(yè)績效的影響，分析股權(quán)激勵的短期激勵效果。實證結(jié)果如表2所示。首先進行全樣本檢驗，然后再分別檢驗高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組和非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組。

表2 技術(shù)人員股權(quán)激勵即期激勵效果(加權(quán)凈資產(chǎn)收益率)

模型1、模型2和模型3用來檢驗全樣本的技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的當(dāng)年激勵效果。在模型1中放入所有控制變量，加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(β=9.504, p=.000)、行業(yè)平均收益率(β=0.822, p=.000)在1%水平上顯著正相關(guān)，與研發(fā)投入(β=0.001, p=.094)在10%水平上正相關(guān)，與資產(chǎn)負債率(β=-0.072, p=.025)和公司年齡(β=-0.190, p=.056)分別在5%和10%水平上負相關(guān)。在模型2中放入自變量，加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)(β=0.010, p=.042)在5%水平上顯著正相關(guān),所以假設(shè)1得到證實。

在模型3中放入交互項(授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)×高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬性)，交互項系數(shù)不顯著但為負(β=-0.002, p=.799)。

模型4和模型5用來檢驗高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組的技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的當(dāng)年激勵效果。模型4中放入控制變量，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(β=7.425, p=.006)、研發(fā)投入(β=0.001, p=.002)在1%水平上顯著正相關(guān)，與行業(yè)平均收益率(β=0.811, p=.011)在5%水平上顯著正相關(guān)，與資產(chǎn)負債率(β=-0.106, p=.058)在10%水平上負相關(guān)。在模型5中放入自變量，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)之間的關(guān)系正向但不顯著(β=0.004, p=.670)。

模型6和模型7用來檢驗非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組的技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的當(dāng)年激勵效果。模型6中放入控制變量，非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(β=10.890, p=.000)、行業(yè)平均收益率(β=0.796, p=.000)在1%水平上顯著正相關(guān)，與公司注冊資本(β=0.001, p=.069)在10%水平上顯著正相關(guān)，與公司年齡(β=-0.383, p=.000)在1%水平上負相關(guān)。在模型7中放入自變量，非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)(β=0.011, p=.024)在5%水平上顯著正相關(guān)。

對比模型5和模型7，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)之間的關(guān)系正向但不顯著，但是非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)之間的關(guān)系顯著正相關(guān)。相比高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)，在非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)中授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)越多，對企業(yè)財務(wù)績效具有更明顯的促進作用。假設(shè)2得到證實。

2.持續(xù)激勵效果分析

股權(quán)激勵計劃方案中一般都會規(guī)定2～5年的股權(quán)激勵計劃執(zhí)行條件及股票限售等待期，大部分股權(quán)激勵計劃方案會有逐年分期的激勵執(zhí)行條款。本研究也考慮股權(quán)激勵計劃對計劃公布后續(xù)年份企業(yè)績效的影響。本文分析在2014—2017年間，技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃對方案公布當(dāng)年以及后續(xù)期企業(yè)績效的影響。有效樣本數(shù)量為327個，實證結(jié)果如表3所示。

表3 技術(shù)人員股權(quán)激勵持續(xù)激勵效果(加權(quán)凈資產(chǎn)收益率)

模型8、模型9和模型10用來檢驗全樣本的技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的后續(xù)年份激勵效果。在模型8中放入所有控制變量，加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(β=9.018, p=.000)、行業(yè)平均收益率(β=0.766, p=.000)在1%水平上顯著正相關(guān)，與公司注冊資本(β=0.001, p=.040)、研發(fā)投入(β=0.001, p=.093)分別在5%和10%水平上正相關(guān)，與資產(chǎn)負債率(β=-0.059, p=.019)和公司年齡(β=-0.162, p=.031)在5%水平上負相關(guān)。在模型9中放入自變量，加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)(β=0.007, p=.052)在10%水平上正相關(guān),所以假設(shè)1得到證實。

在模型10中放入交互項(授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)×高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬性)，交互項系數(shù)不顯著但為負(β=-0.008, p=.307)。

模型11和模型12用來檢驗高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組的技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的后續(xù)年份激勵效果。模型11中放入控制變量。在模型12中放入自變量，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)后續(xù)年份的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)之間的關(guān)系正向但不顯著(β=0.001, p=.838)。

模型13和模型14用來檢驗非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組的技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的后續(xù)年份激勵效果。模型13中放入控制變量。在模型14中放入自變量，非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)后續(xù)年份的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)(β=0.011, p=.008)在1%水平上顯著正相關(guān)。

對比模型12和模型14，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)后續(xù)年份的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)之間的關(guān)系正向但不顯著，但是非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)組樣本企業(yè)后續(xù)年份的加權(quán)凈資產(chǎn)收益率與授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)之間的關(guān)系顯著正相關(guān)。相比高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)，在非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)中授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)越多，對企業(yè)財務(wù)績效具有更明顯的促進作用。假設(shè)2得到證實。

3.穩(wěn)健性檢驗

本文另外采用平均凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)報酬率衡量企業(yè)績效，分別從技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的當(dāng)年激勵效果和后續(xù)持續(xù)激勵效果兩個方面，對研究假設(shè)進行了穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果與上述結(jié)論保持一致，支持研究假設(shè)。由于篇幅限制，檢驗結(jié)果不在文中呈現(xiàn)。

五、結(jié)論與啟示

本文選取2014—2017年在企業(yè)股權(quán)激勵公告中明確提及技術(shù)人員股權(quán)激勵的中國上市企業(yè)為研究樣本，研究技術(shù)人員股權(quán)激勵對企業(yè)財務(wù)績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，整體上樣本企業(yè)授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)越多，越有利于促進企業(yè)財務(wù)績效；第二，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬性有重要的調(diào)節(jié)作用，相比高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)，在非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)中授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員人數(shù)越多，對企業(yè)財務(wù)績效具有更明顯的促進作用。從技術(shù)人員股權(quán)激勵計劃的當(dāng)年激勵效果以及后續(xù)年份持續(xù)激勵效果兩個方面來分析，以及利用不同財務(wù)績效結(jié)果變量進行穩(wěn)健性檢驗，都得到了一致結(jié)論。

本文有兩點研究啟示。第一，本文對現(xiàn)有技術(shù)人員股權(quán)激勵的研究做了進一步拓展。與毛蘊詩等(2017)、于換軍(2018)的研究角度不同，本文從股權(quán)激勵對象人數(shù)選擇的角度進一步實證研究技術(shù)人員股權(quán)激勵對企業(yè)財務(wù)績效的激勵效果。股權(quán)激勵涉及員工的激勵，人性是非常復(fù)雜的，尤其是針對技術(shù)人員股權(quán)激勵可能更要慎重。Nyberg等(2018)認為寄希望于更多員工參與的股權(quán)激勵計劃有很強激勵效果可能并不現(xiàn)實。但是，與Nyberg等(2018)的觀點不同，本文認為與普通的員工股權(quán)激勵不同，技術(shù)團隊成員往往是一起合作才能實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新。對于技術(shù)人員的股權(quán)激勵計劃，激勵對象涉及到更多的技術(shù)團隊成員，能凸顯企業(yè)對技術(shù)的高度重視，更有利于增強科研團隊成員的凝聚力和創(chuàng)造力，促進企業(yè)財務(wù)績效。

第二，本文發(fā)現(xiàn)了在技術(shù)人員股權(quán)激勵研究中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬性的調(diào)節(jié)作用。與Ouyang 和 Sallehu(2015)的發(fā)現(xiàn)既有相似又有不同之處，本研究發(fā)現(xiàn)，與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)不同，非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)中授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員越多越能提升企業(yè)財務(wù)績效?？赡苡腥缦聨追矫嬖颉Ｊ紫?，非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)一旦開始重視技術(shù)，加大對技術(shù)人員的股權(quán)激勵，通過技術(shù)創(chuàng)新可能更容易培育核心競爭力，促進財務(wù)績效。其次，非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)面臨的技術(shù)風(fēng)險可能更低，對技術(shù)人員股權(quán)激勵可能更能刺激技術(shù)人員突破技術(shù)難關(guān)，不斷研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)品，促進財務(wù)績效。最后，我國非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)技術(shù)人員股權(quán)激勵還處于起步發(fā)展階段，現(xiàn)階段授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員相對還比較少，如果企業(yè)授予股權(quán)激勵的技術(shù)人員越來越多，非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)技術(shù)人員股權(quán)激勵與企業(yè)財務(wù)績效提升的正向關(guān)系可能也會在某一個位置上迎來拐點。