吉偉莉 范維超

【關鍵詞】 管理層持股; 創(chuàng)新投入; “塹溝”效應

【中圖分類號】 F272.92? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）14-0046-08

一、引言

習近平總書記在黨的十九大報告中指出，我國經(jīng)濟發(fā)展已進入新的階段，從高速增長轉為中高速增長，由要素和投資驅動轉向創(chuàng)新驅動。企業(yè)的創(chuàng)新、創(chuàng)造能力越來越成為其生存與發(fā)展的基礎。然而，當前我國許多企業(yè)面臨創(chuàng)新能力不足、創(chuàng)新活動對經(jīng)濟貢獻率較低等問題，如何擺脫這些困境至關重要。

管理層持股是一種有效的激勵手段，能夠激發(fā)管理人員為公司創(chuàng)造財富的動力，并形成管理層與企業(yè)之間的粘性，強化對企業(yè)的認同感，進而為組織發(fā)展貢獻力量。管理層持股通過緩解企業(yè)所有者與代理人之間的矛盾，可以促進組織的創(chuàng)新活動，從而提高企業(yè)創(chuàng)新能力。但是，管理層持股比越高就越有利于企業(yè)創(chuàng)新嗎？不同所有權及行業(yè)背景下二者之間的關系是否存在差異呢？這些問題值得進一步研究。

本文以2007—2018年中國A股上市公司為樣本，檢驗企業(yè)管理層股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新之間顯著相關，且表現(xiàn)為倒U型的動態(tài)特點;（2）相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)中管理層股權激勵給創(chuàng)新帶來的影響更為強烈，應關注管理層股權激勵所產生“塹溝”效應的不利影響;（3）與非高新技術企業(yè)相比，高新技術企業(yè)的管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在更為顯著的相關性;（4）股權激勵能夠提高企業(yè)管理階層的風險承擔水平，進而促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動;（5）企業(yè)的融資約束狀況在管理層股權激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間起重要的調節(jié)作用，當企業(yè)面臨融資困難時，管理層持股比例的增加并不能有效促進創(chuàng)新。

本文的主要貢獻如下：第一，拓展了現(xiàn)有關于管理層激勵效應的研究，著重探析了不同所有權、行業(yè)背景下管理層持股對創(chuàng)新投入的促進及阻礙作用，豐富了管理層激勵的相關研究;第二，以往的研究多關注管理層股權激勵存在與否與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關系，而本文進一步分析了管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用路徑及融資約束水平在二者之間的調節(jié)作用，為指導相關實踐提供經(jīng)驗證據(jù);第三，結合創(chuàng)新驅動發(fā)展的時代背景，重點考察了國有企業(yè)及高新技術企業(yè)中管理層股權激勵與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的促進與“塹溝”效應，所得出的結論可以為企業(yè)制定創(chuàng)新轉型戰(zhàn)略和管理層激勵政策提供參考。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新的激勵及“塹溝”效應

管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新之間存在顯著的相關性[ 1 ]。通過對管理層實施股權激勵計劃，能夠使管理者更加注重公司的長期發(fā)展能力，加大創(chuàng)新投入。研究發(fā)現(xiàn)，隨著企業(yè)股權集中比例的不斷增加，公司對研發(fā)項目的投入也會不斷加大，兩者之間呈正相關，這說明大股東更希望提高企業(yè)的創(chuàng)新能力[ 2 ]。Bysinger等[ 3 ]在其研究中也指出公司的內部董事可以通過自身決策加大企業(yè)在創(chuàng)新方面的投入，從而影響創(chuàng)新產出。企業(yè)的創(chuàng)新能力能夠影響滯后兩期的企業(yè)績效，而高管持股與董事會的會議強度能夠加大企業(yè)創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響程度。

此外，管理層持股比例發(fā)生變化，公司治理能力的強弱也會隨之變動[ 4-5 ]。管理層持股比例過高，會導致激勵過度，使得企業(yè)更注重短期收益而忽視社會責任的承擔[ 6 ]?？梢姡摫壤^高容易產生“利益趨同”效應，而在中等水平時則存在“壕溝防御”效應[ 7 ]。方政等[ 8 ]通過研究發(fā)現(xiàn)，管理層持股容易誘發(fā)代理問題，降低貨幣薪酬的激勵作用，不能因為重視股權激勵而忽視其他激勵手段，且管理層持股比例與企業(yè)擇時披露的可能性顯著正相關。翟淑萍和畢曉方[ 9 ]的研究表明，管理層持股過高或者過低都會降低外部投資對企業(yè)創(chuàng)新的積極影響，只有保持在恰當水平才能有效促進企業(yè)創(chuàng)新。有學者認為存在管理層股權激勵的公司，能夠顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新效率，進而增加其創(chuàng)新的產出，同時管理層持股在企業(yè)創(chuàng)新管理中具有“激勵相容效應”，并且這一效應在代理成本較小的企業(yè)更顯著[ 10 ]。

歸納起來，管理層股權激勵政策對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響具有兩面性：其一，通過授予管理者剩余索取權，可以減弱其對企業(yè)創(chuàng)新活動的阻礙性，從而促進企業(yè)創(chuàng)新;其二，管理層持股比例過高將會強化其對企業(yè)的實際控制力，由此產生風險規(guī)避心理，從而更傾向于取得穩(wěn)健的收入，給公司創(chuàng)新活動帶來“塹溝”效應。

基于此，本文提出假設1：

H1：給定其他條件不變，管理層持股能夠促進企業(yè)創(chuàng)新投入，但其促進作用只在合理的持股范圍內存在。

（二）不同所有權及行業(yè)背景下，激勵及“塹溝”效應的差異

管理層的股權激勵具有復雜性，政策所產生的影響在企業(yè)之間分化嚴重[ 11 ]。梁彤纓等[ 12 ]通過研究發(fā)現(xiàn)不管是股權激勵還是薪酬激勵，其所處環(huán)境不同，與企業(yè)創(chuàng)新之間的相關性就會發(fā)生變化。

在國有企業(yè)之中，管理層決策更傾向于實現(xiàn)政績目標，而非對一般企業(yè)而言的價值最大化，對管理層進行股權激勵有助于促進國有企業(yè)開展創(chuàng)新活動，而薪酬激勵則對非國有企業(yè)更為有效[ 13 ]。當參與某個創(chuàng)新活動所獲取的利益大于逃避創(chuàng)新所帶來的績效時，國企管理人員開展創(chuàng)新型項目的概率就會增加[ 14 ]。一般而言，對管理層的短期激勵難以促進長期創(chuàng)新，而在國有企業(yè)之中，一直以來缺乏有效的長期激勵的手段[ 15 ]，所以股權激勵更有利于促使國有企業(yè)高管與企業(yè)自身形成利益共同體，激勵管理層加大研發(fā)投入，從而促進企業(yè)創(chuàng)新[ 16 ]。

創(chuàng)新是保持企業(yè)競爭能力的一種有效手段，而不同行業(yè)對創(chuàng)新能力的要求并不相同。相比于非高新技術企業(yè)，高新技術企業(yè)面臨著更為激烈的技術競爭，提升創(chuàng)新能力勢在必行。在高新技術行業(yè)，管理人員能力的強弱與企業(yè)創(chuàng)新效率顯著相關[ 17 ]，通過管理層股權激勵促進企業(yè)創(chuàng)新投入、增加企業(yè)創(chuàng)新產出顯得更為重要。

基于上述分析，本文提出假設2a、2b：

H2a：給定其他條件不變，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新的激勵及“塹溝”效應更為強烈。

H2b：給定其他條件不變，相對于非高新技術企業(yè)，高新企業(yè)管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新的激勵及“塹溝”效應更為強烈。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2007—2018年中國A股上市公司為樣本。2006年企業(yè)會計準則體系進行了大規(guī)模修訂，因此為了保證樣本可靠性，本文的樣本期間從2007年開始。根據(jù)研究的需要，按照以下步驟對樣本進行了篩選：（1）剔除金融、保險行業(yè)上市公司;（2）剔除研究期間內完全沒有披露研發(fā)投入的公司;（3）剔除其他控制變量缺失的觀測值。最后得到2 369 家上市公司的13 011個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。本文管理層持股比例與企業(yè)研發(fā)投入的相關數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，為了排除極端值的影響，對連續(xù)變量進行了上下1%分位的縮尾處理。

（二）回歸模型及變量定義

參照現(xiàn)有文獻，本文采用以下模型來檢驗管理層持股比例與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關系：

1.因變量

本文衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標主要為R&Di，t，即企業(yè)創(chuàng)新的投入，具體包括研發(fā)支出占總資產的比重（RD1）和研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重（RD2）。現(xiàn)有關于企業(yè)創(chuàng)新研究的文獻將企業(yè)創(chuàng)新衡量指標分為兩類，分別是投入和產出。投入主要指研發(fā)支出，產出則是指企業(yè)專利的申請數(shù)或批準數(shù)[ 18 ]，考慮到專利產出的滯后性與統(tǒng)計難度，本文采用前者作為因變量。

2.自變量

參考已有文獻[ 19 ]的研究，本文將董事會、監(jiān)事會和高管的總持股數(shù)占公司總股數(shù)的比例作為管理層持股比例（MSR），同時在穩(wěn)健性檢驗中，還采用董事會持股比例（DSR）作為自變量來進行檢驗。

3.中介變量

本文借鑒John等[ 20 ]的盈余波動率法來反映企業(yè)的風險承擔水平（RISK），使用企業(yè)銷售利潤率的三年滾動標準差來衡量。首先，通過式（2）對所分析上市企業(yè)的銷售利潤率Ei，t進行分年度、分行業(yè)的調整，消除了經(jīng)濟周期及行業(yè)波動的影響。其次，如式（3）所示，計算觀測期間調整后Ei，t的標準差，以此作為企業(yè)的風險承擔水平指標（RISKi，t），具體過程如下所示：

最后得到關于管理層持股影響企業(yè)風險承擔能力進而作用于研發(fā)創(chuàng)新活動的假設模型：

4.調節(jié)變量

參考已有研究，本文采用Hadlock and Pierce[ 21 ]的融資約束衡量方法對融資約束變量（FC）進行計算，具體如下：

其中SIZE為公司規(guī)模，AGE為公司成立年限，該指數(shù)的值越大，表示企業(yè)的融資約束水平越低。本文將大于行業(yè)年度均值的融資約束指數(shù)樣本分類為低融資約束組，其余的分類為高融資約束組，以此進行調節(jié)效應的分析。

5.控制變量

本文對可能影響企業(yè)創(chuàng)新的其他因素進行了控制，具體包括：資產收益率（ROA）、企業(yè)性質（SOE）、公司規(guī)模（SIZE）、總資產負債率（LEV）、兩職合一（DLDQ）、高管薪酬（EXES）、非高管薪酬（NEXES）、第一大股東持股比例（TOP1）、董事會總人數(shù)（BOARD）。此外模型（1）和（4）還控制了年度和行業(yè)的固定效應。

本文的變量名稱及定義詳見表1。

四、描述性統(tǒng)計與實證結果

（一）描述性統(tǒng)計

表2是本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從表中可以看出2 369家上市公司的研發(fā)支出占企業(yè)當年總資產（RD1）的平均值為2%，占企業(yè)當年總營業(yè)收入（RD2）的平均值為3.7%。在50分位處的取值分別為1.7%與3.2%，說明半數(shù)樣本的研發(fā)投入比低于平均值。同時RD1的最小值近乎于0，最大值約為9%，標準差為1.725，表明企業(yè)之間研發(fā)投入差距較大，有相當一部分企業(yè)并不重視創(chuàng)新活動，RD2的數(shù)據(jù)進一步支持了這一觀點。就管理層持股比例（MSR）來說，有大于25%的企業(yè)持股比例為0，樣本的持股平均值為0.139，最小值與最大值分別為0和0.704，這說明大部分企業(yè)的管理層持股比維持在一個健康水平，只有少部分企業(yè)管理層持股比例過高。

本文還對單變量做了進一步的均值檢驗，通過對比國有企業(yè)與非國有企業(yè)的數(shù)據(jù)，可知企業(yè)研發(fā)投入在二者之間存在顯著的差異，非國有企業(yè)的研發(fā)支出占比大于國有企業(yè)，同時管理層的持股比例也呈現(xiàn)出相同的結果，這說明比較不同產權性質企業(yè)的管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系富有意義。在高科技行業(yè)與非高科技行業(yè)的分類中，也可以看出前者的研發(fā)投入與管理層持股比例都高于后者，二者之間存在顯著差異，這為之后的分類別研究提供了依據(jù)。

（二）管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新的實證回歸結果

本文首先檢驗了管理層持股比例是否會影響企業(yè)創(chuàng)新，結果如表3列（1）所示。在控制了一些其他影響因素與年份行業(yè)固定效應之后，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入占總資產之比（RD1）與管理層持股比例（MSR）在5%的水平上顯著為正，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入占總營業(yè)收入之比（RD2）與MSR在1%的水平上顯著正相關，表明管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新顯著相關。具體而言，管理層持股比例每增長一個單位，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入占總資產或營業(yè)收入的比則分別增加0.182%與0.502%，這說明管理層持股能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。

其次，為了探析管理層持股比例對企業(yè)創(chuàng)新所具有的激勵及“塹溝”效應，本文首先根據(jù)管理層持股比例（MSR）求出其平方項（MSR2），之后基于回歸分析結果進行UTEST檢驗，結論如表3列（2）所示?？芍芾韺映止杀壤捌淦椒巾椌c企業(yè)創(chuàng)新的兩個衡量指標在1%水平上顯著相關，并且MSR與RD為正相關關系，而與MSR2為負相關，因此得出管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新在總體樣本之中呈現(xiàn)倒U型的動態(tài)關系。

在分別以RD1及RD2為因變量的分析當中，本文得出其倒U型拐點為33%和34%，由此設定出高比例持股組為大于33.5%持股比例的樣本，而其余則分類為低比例持股組，并進行檢驗，結果如表4所示。

從表4中可以看出，就研發(fā)投入占總資產之比（RD1）與管理層持股比例（MSR）之間的關系而言，在低持股組中，二者在1%水平上顯著正相關，而在高持股組中兩者之間并不存在統(tǒng)計上的相關性，這一情況在RD2與MSR的分析中也保持一致。說明企業(yè)管理層的持股比例應保持在一定的范圍之內，在拐點之前，管理層持股比例越大，對公司管理階層的激勵效應越顯著，企業(yè)的創(chuàng)新活動也隨之繁榮。但該比例過高容易產生“塹溝”效應，導致管理效率低下，使得股權激勵這一手段在組織之中不會產生預期的刺激效果，進而導致企業(yè)創(chuàng)新能力減弱。

再次，本文對國有企業(yè)及非國有企業(yè)進行分類別研究，發(fā)現(xiàn)無論是否屬于國有性質的企業(yè)，管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新之間都呈倒U型關系，這表明管理層股權激勵政策的強度在兩種性質的企業(yè)之中都應該維持在合理范圍內。同時，通過UTEST檢驗，得出兩種所有權性質企業(yè)的拐點及倒U型分布圖，由于RD1及RD2的結果相似，此處選取RD1的檢驗結果來繪制圖形，所得結論如圖1所示。

從圖中可以看出，管理層持股的創(chuàng)新效應在國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為強烈，在拐點之前，每增加一單位持股比例所帶來的創(chuàng)新效應遠超非國有企業(yè)的同類效果。這說明在國有企業(yè)中，由于缺乏強效的激勵機制，管理層持股激勵手段可以有效促進管理層對組織的認同感，從而基于企業(yè)長遠目標考慮，提高創(chuàng)新投入，進而優(yōu)化其創(chuàng)新產出。從圖中還可看出，國有企業(yè)管理層持股的“塹溝”效應拐點為24%，而非國有為35%，這表明在國有企業(yè)中，管理層持股比例相對來說要控制得更低，國有企業(yè)更易產生由于持股比過高而導致的風險規(guī)避行為，從而影響企業(yè)創(chuàng)新。另外，在國有企業(yè)中，管理層持股過高給企業(yè)創(chuàng)新所帶來的“塹溝”效應更具破壞性，這說明在實踐中，國有企業(yè)更應謹慎確定合理的管理層持股比，將其保持在恰當范圍內，以促進企業(yè)創(chuàng)新。

最后，本文進行分行業(yè)研究，結果如表5所示。在非高科技行業(yè)的RD1與MSR回歸中，二者之間不存在顯著性關系，而就高科技行業(yè)來說，管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新在10%的水平上顯著。同時，企業(yè)創(chuàng)新支出占營業(yè)收入之比（RD2）與管理層持股比例在高科技行業(yè)中表現(xiàn)為1%的水平上顯著，并且持股比例每增加一個單位，公司的創(chuàng)新能力提升0.79%，相反在非高科技行業(yè)這一關系并不顯著。這也表明，管理層股權激勵在高新技術行業(yè)中可以作為提高企業(yè)創(chuàng)新能力的有力手段。

對存在顯著關系的高新技術行業(yè)進行具體分析，回歸結果表明當MSR與RD之間關系為正時，MSR2則表現(xiàn)為負，且其在1%的水平上顯著相關。通過對上述結果進行UTEST檢驗，檢驗結果表明在高新技術行業(yè)，管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新之間表現(xiàn)為倒U型動態(tài)關系，并且拐點為35%。

上述實證結果表明，管理層持股比例在高新技術行業(yè)中應該保持在恰當范圍。當持股比為35%以內，比例越高激勵效果越顯著，而超過這一比例，其邊際效應便逐漸減少。同時在非高新技術行業(yè)，管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新并不存在顯著關系，這說明在高新技術行業(yè)中，更能夠發(fā)揮管理層股權激勵政策的積極效果。

（三）進一步分析

1.管理層風險承擔水平的中介效應

通過管理層持股來增加管理層對公司的認同感，進而使其注重企業(yè)的長期利益，這是管理層股權激勵的重要出發(fā)點。以往的研究發(fā)現(xiàn)，上市企業(yè)的高管股權激勵政策能夠有效減少高管的風險規(guī)避行為，提高企業(yè)研發(fā)投入，促進其創(chuàng)新、創(chuàng)造能力，即在一定程度上，企業(yè)是借助管理層持股政策來提升其風險承擔水平，實現(xiàn)公司研發(fā)創(chuàng)新。

本文首先按照前文式（2）和式（3）進行了數(shù)據(jù)預處理。由于銷售利潤率是采用三年滾動計算的方式，因此在中介效應分析當中，使用A股上市公司中2010—2018年的樣本?；诖耍疚脑O定管理層風險承擔水平的衡量指標（RISK），并使用模型（4）的思路進行數(shù)據(jù)分析，結果如表6中介效應所示。可知，在加入了風險承擔水平作為中介變量之后，管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新仍在1%的水平上顯著相關。同時，風險承擔水平與RD1、RD2都存在顯著的相關性，其中RISK與RD1、RD2之間的相關系數(shù)分別為1.192與1.541，這說明企業(yè)管理層的風險承擔在管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響中發(fā)揮了一定的中介效應。

2.企業(yè)融資約束的調節(jié)作用

管理層的決策方案是基于本企業(yè)財務狀況、所處環(huán)境等多種要素綜合考慮的結果，沒有最好的決策，只有最適合自己企業(yè)的決策。一個項目的上馬需要足夠的資金支持，而公司的融資能力，一定程度上決定了其資金的數(shù)量，因此企業(yè)融資狀況在很大程度上影響了管理層的決策方案，也對投入成本高、回收周期長的創(chuàng)新活動起到制約作用。

本文接下來進一步探究企業(yè)融資約束能力如何影響管理層持股與創(chuàng)新投入之間的關系。依據(jù)FC的具體含義，文中將樣本分為高約束組及低約束組兩個樣本組進行分析，結果如表6調節(jié)效應所示?？芍诘腿谫Y約束組中，管理層持股與企業(yè)創(chuàng)新之間仍在1%水平上顯著正相關;而在高融資約束組中，由于融資能力的制約，管理層決策與企業(yè)創(chuàng)新之間表現(xiàn)為負相關關系。這說明當企業(yè)處于融資困難、資金得不到有效保障的窘境時，提高管理層的股權激勵水平并不能有效反饋到創(chuàng)新活動之中，如何取得足夠的經(jīng)營資金才是企業(yè)頭號難題。于是，投資成本相對較高的創(chuàng)新活動成為“保帥的棄子”，管理層股權激勵也就不能有效作用于企業(yè)創(chuàng)新。

（四）穩(wěn)健性分析

為了確保上述結果的穩(wěn)健，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。

上市公司可能并不是隨機地進行企業(yè)研發(fā)支出的披露，企業(yè)創(chuàng)新能力的衡量受到一些無法觀測因素的影響，因此本文采用Heckman兩階段法解決樣本選擇偏差導致的內生性問題，結果如表7所示。在第一階段，以上市公司是否披露研發(fā)支出作為因變量，采用Probit回歸模型計算出逆米爾斯比率（IMR）;在第二階段，將逆米爾斯比率作為控制變量，對模型進行重新進行回歸。由表中數(shù)據(jù)可知，在考慮了內生性的前提之下，二者之間的相關關系仍顯著。

除此之外，本文還進行了如下的穩(wěn)健性檢驗：第一，考慮到管理層持股比例可能是內部控制人的結果，所以剔除兩職合一的樣本進行檢驗;第二，將董事層持股比例（DSR）作為自變量來進行檢驗;第三，考慮到管理層持股比例對企業(yè)創(chuàng)新的影響并不是當期產生的，因此采用管理層持股比例滯后一期產生的結果進行檢驗。

上述回歸結果均表明，管理層持股比例與企業(yè)創(chuàng)新之間存在顯著的相關性，并呈倒U型分布。穩(wěn)健性檢驗的結果與前文保持一致，這也說明本文結論較為穩(wěn)健。

五、結論與建議

本文以2007—2018年中國A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，探析企業(yè)管理層持股對創(chuàng)新投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理層股權激勵能促進企業(yè)創(chuàng)新，并且其相關性呈倒U型的動態(tài)特點。本文重點分析了在不同產權性質、行業(yè)背景下，管理層持股比例的高低對企業(yè)創(chuàng)新的影響。在進一步研究中，分析了風險承擔水平在管理層持股作用于企業(yè)創(chuàng)新過程中的中介作用及融資約束水平的調節(jié)效應，得出以下結論：（1）相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)中管理層股權激勵給企業(yè)創(chuàng)新帶來的刺激更為強烈，在低持股比例范圍內更明顯地促進企業(yè)創(chuàng)新，而在高持股比例范圍所帶來的負面作用更為嚴重，因此應重視管理層持股所引起的“塹溝”效應，合理控制持股比例，積極避免此類風險。（2）與非高新技術行業(yè)相比，高新技術行業(yè)的管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新活動所產生的效應更顯著，管理層的股權激勵政策可以作為一個有效促進創(chuàng)新的手段。（3）管理層持股提高了管理層對公司風險承擔的水平，進而愿意做出風險較大的創(chuàng)新決策，提高研發(fā)投入，促進企業(yè)提升創(chuàng)新能力。（4）企業(yè)的融資約束水平在管理層股權激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間起著重要的調節(jié)作用。當企業(yè)面臨較低的融資壓力時，所有者通過對管理層實行激勵政策，使其站在企業(yè)長遠角度考慮，將資金用于長效項目，一定程度上避免了高風險的投資項目，進而能夠將資金專注于可行的創(chuàng)新項目上，促進企業(yè)創(chuàng)新;當企業(yè)面臨巨大的融資困境時，創(chuàng)新活動則成為決策的棄子，因此管理層持股比例的增加并不能促進企業(yè)創(chuàng)新。

基于上述結論，本文提出如下建議：（1）由于管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新存在“塹溝”效應，因此對于運用類似股權激勵手段促進創(chuàng)新的企業(yè)來說，管理層持股比例應該保持在一個恰當?shù)姆秶畠?，不宜過高，否則會降低其邊際效應，甚至產生負面效果;（2）由研究結論可知，在國有企業(yè)之中，管理層持股對企業(yè)創(chuàng)新有著更為強烈的作用力，隨著國有企業(yè)混合所有制改革的不斷推進，更多國有企業(yè)可考慮運用管理層股權激勵手段來促進創(chuàng)新;（3）高科技企業(yè)應該更加重視管理層股權激勵，以促進企業(yè)提高自身的創(chuàng)新能力;（4）融資約束問題是制約企業(yè)創(chuàng)新的一個重要障礙，金融機構應對創(chuàng)新型企業(yè)給予更多的資金支持，為其營造一個良好的融資環(huán)境，保障創(chuàng)新活動的順利進行。

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