股权激励对企业创新活动的影响：促进还是抑制?

朱德胜，李少臣

(山东财经大学 会计学院，山东 济南 250014)

一、引言

我国的经济发展进入了一种新的局面，与GDP 增速动辄达到两位数的过去几年相比，我国目前的经济发展速度明显下降，一些新的矛盾和问题也在逐步显现。为了应对中国经济发展的新情况和新问题，习近平总书记在公开讲话中多次提及深化“供给侧改革”与“结构性去杠杆”工作，并指出以提高创新能力为驱动，推动新技术、新产业、新业态加快成长等战略计划；“十三五”规划纲要更是提出了“创新、协调、绿色、开放、共享”的发展理念，其中将创新列在了发展理念中的首要位；在十九大报告中，创新被提及了50 多次，报告明确指出创新是引领经济发展的第一动力。从宏观角度，创新的过程是抛弃旧动能采取新动能的途径之一，因此也是进行“供给侧改革”的重要途径，创新驱动生产效率的提高是我国经济转型的重要方向，鼓励企业创新也成为建设创新型经济体的微观基础；从微观角度而言，创新能力是企业日益成为不断发展的源泉，提高自主创新能力、进行创新活动是企业发展的根本途径，创新活动中的创新绩效能真正反映企业的创新能力与创新活动给企业带来的利润与价值。

制造业作为整个国家的“母机”，2017 年我国GDP 总额827 122 亿元，其中制造业为242 707 亿元，占29.34%。制造业集中体现了一个国家核心竞争力，对我国经济的平稳健康发展起着至关重要的作用。因此，我国制造业企业的发展水平是决定中国经济结构能否成功转型的关键所在。Lhuillery[1]认为在现代企业的两权分离制度下经理人会出现机会行为而损害股东利益，Hill[2]与David[3]都发现经理人在研发投资和创新活动中出现利己行为的可能性更大，Jensen[4]和Barnea[5]等人通过研究发现股权激励能通过改善代理问题而减少经理人的机会行为[6-7]。企业的创新活动作为企业重要的投资活动，但根据Hall[8]的研究发现，我们认为创新活动本身具有极大的不确定性与风险性，因此企业的资金来源对企业创新活动的进行也会产生重大影响，因此需要保持合理的财务杠杆水平。

因此，本文利用沪深A 股制造业企业2010—2017 年的数据针对股权激励与企业创新活动之间的关系进行研究，同时研究财务杠杆对股权激励与企业创活动之间关系的调节作用。对此类问题的研究，能够丰富公司股权激励的理论知识，也能从实证方面深化微观层面的关于企业增长理论中技术创新方面的解释；能为企业进行股权激励时提供参考，为高管制定合理的激励政策，推动我国制造业的“供给侧改革”与“结构性去杠杆”工作的进一步向前，变“中国制造”为“中国智造”。

二、文献综述与研究假设

根据人力资本理论，Hamel[9]和李维安[10]的研究发现人力资本随着经济发展在企业剩余利润创造过程中的发挥的作用越来越大，Manso[11]、Ederer 等[12]学者认为人力资本日益替代了物质资本的主导地位，人力资本理论是股权激励的基础。股权激励是物质资本所有者将企业的部分剩余利润索取权向人力资本所有者转移，是作为一种对人力资本价值的认可和回报，同时Becker[13]认为达到有效激励人力资本所有者使用和投资自身人力资本的积极性的目的。

基于现代企业制度中大部分企业所有权与控制权相分离的现实情况，企业管理者和所有者实际上存在委托代理的关系，即股东委托管理者经营管理资产，也就形成了委托代理理论。由于管理人员不是企业完全所有者，所以委托人和代理人之间存在一定程度上的利益偏差，从而形成代理成本。如果让管理者成为完全的剩余索取权拥有者，可以消除或减少代理成本。可见，委托代理理论一定程度上给所有者激励和监督经营者提供了理论基础[4]。

Brown[14]与Chava[15]的研究结果表明创新有利于企业形成新的核心能力，提高企业绩效，Hsu[16]和鲁桐等[17]国内外学者就如何激发企业的创新热情，提高创新能力这一研究热点展开了讨论。学术界从不同角度机制方面展开了研究，并取得了丰硕成果，李文贵[18]从股权结构总体的角度对企业创新进行了研究，杨建军等[19]从股权集中度的角度研究企业创新，Tan[20]与Coles[21]从风险承担角度对企业创新活动进行的可能性进行了研究。Benfratello[22]与方政等[23]国内外学者从股权激励角度探讨了企业创新活动[24]。Francis[25]通过对比发现企业经营者相比企业所有者而言更不愿意进行创新活动和承担相关的决策风险，因此企业的投资策略很大程度上与对内部人员的激励有关[26]。股权激励二十于世纪八九十年代起源于美国，Tien[27]、刘国亮[28]、徐宁[29]、汤业国[30]、翟胜宝[31]等大量国内外学者对股权激励在企业中的实际效果进行了研究，实施股权激励可以降低代理成本，统一内部股东与外部股东利益，使管理者兼顾短期利益与长期利益、自我经济利益与公司绩效。股权激励与企业创新活动之间的关系已有结论并不一致，尹美群[32]、唐清泉[33]、侯晓红等[34]从企业绩效与风险偏好的角度发现股权激励促进企业的创新投入；张洪辉[35]、许瑜[36]和赵登峰等[37]从内部控制与人力资本的角度研究发现高管激励正向促进企业创新效率；也有一些学者如赵登峰[38]、朱德胜[39]、陈修德[40]发现股权激励与企业创新之间呈倒U 型的关系。同时，创新活动的特点是高融资成本、高调整成本及投入持续性[8]，所以企业进行创新活动需要企业有大量的资金持续支持[41]，张兆国[42]、惠祥[43]等研究认为财务杠杆可以通过影响代理成本进而影响股权激励的实施效果，因此企业的财务杠杆对企业创新活动有重大影响。不同学者从不同角度研究了我国企业财务状况与企业创新之间的关系，陈文[44]从融资约束角度研究了我国企业创新活动的融资偏好，Chiao[45]、钟天丽[46]和董晓庆[47]研究了融资结构与企业创新的关系，他们认为债务融资较低的企业中创新活动的发生更为活跃，汪伟[48]从投入要素扭曲的视角对创新活动中各个要素的作用进行了研究，并突出资金充足的重要性、刘一楠[49]以营运资本为中介变量，发现负债较高的企业营运资金较低，从而创新不足；李春霞[50]、汪辉[51]从现金流敏感性角度入手，财务杠杆越高则现金流敏感度越高，对企业创新活动越不利。

目前为止，对于股权激励与企业创新活动之间的关系，实证研究结果普遍反映出股权激励与创新活动指标间呈非线性关系或正向线性关系或无明显关系，而得出两者呈负向线性关系结论的研究较少。同时相关文献基本都是将研究股权激励作为一个独立的变量，研究其与企业创新活动两者之间的关系，很少研究将资本结构、股权结构与企业创新活动三者联合起来进行研究之间的关系，所以，有必要对财务杠杆、股权激励和企业创新活动三者之间的关系开展进一步的研究。

在大量以往研究的基础上主要出现了两种假说，利益一致假说和壕沟效应假说。其中利益一致假说是基于股权激励正向效应的实证结果，认为经营者持股比例的增加能降低股东和经营者之间的代理成本，股权激励机制是解决委托代理问题的有效手段；进而使得委托人与代理人的长期利益趋于一致，减缓甚至克服代理人的短视行为[4]。壕沟效应假说基于股权激励无效甚至负向效应的实证结果，认为股权激励会增强经理人抵御外部压力的能力，通过持有公司大量股份，经理人的投票权与影响力不断扩大，有可能出现即使经理人的行为背离了公司目标而其职位或报酬也不受任何负面影响与惩罚的现象[4]。在股权激励从无到有、从小到大的过程中，由于委托人与管理者长期利益趋同，使得管理者能考虑企业的长远发展进而进行创新活动；但当股权激励量达到一定界限时，企业员工的持股量不断提高，会增强管理者影响企业的权力与抵御外部压力的能力，将股权激励变为管理者的内部激励，进而使得管理者将注意力放在自身利益而不是在企业未来发展的创新活动上，最终抑制企业的创新活动。基于上述分析本文提出假设1：

H1：股权激励促进企业创新活动，在股权激励达到一定程度后开始抑制企业创新活动，即股权激励与企业创新活动呈倒U 型关系。

在股权激励程度促进企业创新的过程中，杠杆过高的企业在生产经营过程中普遍面临的一个问题是背负着沉重利息负担与财务压力，即企业由于负债引发的高额利息费用将缩减企业的利润，根据会计准则和考虑企业所得税的MM 理论，财务费用是在分配给股东前在利润中扣除的，因此高额的财务费用使得股东的收益被缩减。同时，由于利润的缩减导致流动资金的减少，为企业日常经营活动和投资活动需要的充足资金甚至出现“借新债、偿旧债”的恶性循环，从而导致信息不对称性急剧增加的同时企业经营状况也不断下降，面临声誉受损等现象的发生，最终增加创新活动所需要的融资成本[45]；另一方面，高杠杆经营的企业由于面临融资约束，企业的杠杆较高会使得企业本身有可能将资产拿去抵押，从而继续进行借债来运转公司，但由于资产的减少，制造业企业的生产能力会降低，产成品数量降低，根据在不考虑规模效益的情况下本量利分析可知此时企业的利润会下降，当高杠杆带来的营业收入的减少和成本的增加使得企业剩余可分配利润的降低，将削弱运用股权激励支持创新活动的影响[45，51]。

在股权激励程度抑制企业创新活动过程中，企业面临的情况与股权激励程度促进企业创新时的相同；同时，当管理者持有过多企业股权的情况下，企业一旦面临高财务杠杆时，在理性的管理者可以预测到高杠杆现象所带来的企业破产的未来，所以将利用自身的外部抵御能力更加肆无忌惮地攫取最后的个人利益，因此会及加剧抑制作用[37]。

在股权激励对企业创新活动影响的任一区间，企业财务杠杆越高，企业面临的财务风险也就越大，企业的面临的总体风险也就越大，企业破产的风险也就越大。此时由于企业管理者已经持有企业的股票，因此自身的利益与企业的利益捆绑在一起，为了企业的此时持续存在，企业管理者便会更加谨慎的使用资金，不冒进的进行决策，从而使得股权激励程度的促进作用减弱，股权激励程度的抑制作用增强。基于上述分析，本文提出假设2：

H2：财务杠杆调节股权激励与创新活动之间的关系，即在股权激励较低时，财务杠杆消除了部分股权激励的正向作用；在股权激励较高时，财务杠杆加剧了股权激励的抑制作用。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文的初始样本包括2010—2017 年间沪深A 股上市的制造业公司。我们进行了如下的样本筛选：(1)剔除ST、* ST 或者PT 的公司，因为这些公司连年亏损，并且财务数据相对异常；(2)剔除数据缺失的公司；(3)为减少异常值对研究结果的影响，本文对所有的连续变量进行了上下1%水平的Winsorize 缩尾处理。数据来源于CSMAR 数据库与WIND 数据库，部分数据通过手工搜集，最终得到5 829 个数据。数据处理及实证结果分析采用Excel 与Stata13.0 软件进行。

(二)变量与模型

近年如何衡量企业创新活动逐渐受到学者关注，高建等[52]首次提出将技术创新活动概念分解为产出和过程两部分，就此而言，在对创新活动的考察中既要考察行为过程，也要考察结果。陈劲等[53]从产出视角对创新活动进行衡量，是产出视角的代表，认为创新产出是一些能客观测度和感知的、技术创新活动产出的成果，如：间接经济效益(专利等)。由于创新过程存在复杂性和难以观察性，目前尚缺乏创新过程绩效具体的权威衡量方法和指标，可行性存在一定的局限。创新产出反映了企业技术创新活动的最终成果及对企业商业绩效的贡献，是企业进行创新活动的直接体现。为此，本文以产出视角对企业创新活动进行衡量，并将在实证阶段从产出视角选择专利申请数对企业的创新绩效进行考察。

被解释变量patent是公司当年专利申请数，解释变量inr是公司当年进行股权激励的股数占总股本的百分比，由于股权激励见效需要一定的时间，因此对股权激励进行滞后一期的处理进行回归。

本文根据文献回顾与以往研究，采取如下控制变量：state是指最终控制人性质，1 为国有企业，0 为非国有企业；size是企业规模，是企业资产总额的自然对数，roa是企业的净资产收益率，leverage是企业的资产负债率，cash是企业营业现金流占销售收入的比例，dual是衡量企业是否两职合一的虚拟变量，1 为两职合一，0 为未两职合一，dir是董事会规模，sus是企业监事会规模，salary是企业高管工资总额的自然对数，develop是企业营业收入增长率。

表1 变量定义

为了检验假设一，本文设定了以下模型：

为了检验假设二，本文在模型(1)加入将用来衡量企业财务杠杆变量(leveraget-1)与股权激励比例(inrt-1)的交互项(inrt-1×levraget-1)、股权激励比例平方(inrt-12)的交互项(inrt-12×levereget-1)，得到：

本文是对多个公司的不同时期的多个变量进行分析，因此应该采用面板数据(panel data)的处理方法。对面板数据建模，主要有三种方法：①混合回归，②随机效用模型，③固定效用模型。混合回归的基本假设是不存在个体效应，但是在实际中，该假设基本不可能得到满足。随机效用模型的使用条件是当样本包含的观测值是从特定的群体中随机抽取得到的，因为本文的样本包括指定群体(2010 年至2017 年上市A 股制造业企业)的所有企业，因此本文不适用随机效用模型；其次，如果影响因变量的影响变量没有全部包含在模型中，那么将造成偏差，随机效用模型极易受此偏差的影响，而这在实证研究中是很有可能发生的。

四、实证分析

(一)描述性统计与spearman 检验

由描述性统计结果(表2)可知，我国制造业企业股权激励依总体，超过四分之一的企业没有进行股权激励；平均股权激励只有0.887%，激励水平较低。创新绩效的差距也有较大差异，最大值为7 071，而中位数为7，75%分位数为22；25%分位数的专利申请数为1，说明有大量企业的创新绩效较低，创新能力不足。同时进行spearman 检验，对变量之间的关系进行了初步检验结果(表3)。本文通过方差膨胀因子进行检验，结果显示各变量之间的方差膨胀因子最大值不超过5，远远小于10，说明并不存在多重共线性。

表2 描述性统计

表3 spearman 检验

续表3

(二)回归结果

1.对模型(1)进行豪斯曼检验，不满足面板数据的随机效应，因此数据的回归使用面板数据的固定效应进行回归，符合前文的研究设计，由回归结果(表4 第一列)可知，inrt-1的系数为正且在5%的显著性水平上显著，inrt-12的系数为负，且在10%的显著性水平上显著，可以证明假设1，表明股权激励与企业创新绩效呈现倒U 型关系。

2.对模型(2)进行豪斯曼检验，不满足面板数据的随机效应，因此数据的回归使用面板数据的固定效应进行回归，符合前文的研究设计。由回归结果(表4 第一列) 可知，inrt-12×levereget-1的系数为正，在10%的显著性水平上显著；inrt-1×levraget-1的系数为负，在5%的显著水平上显著，证明了假设2，财务杠杆负向调节了股权激励与企业创新绩效之间的关系。

表4 面板数据固定效应回归结果

(三)稳健性检验

本文采用替换估计模型的方法再次验证本文结论的稳健性。创新产出以申请的专利数进行计量，采用负二项回归模型。表5 为检验结果。表5 列(1)表明，替换估计模型后，inrt-1的系数为正且在5%的水平上显著，inrt-12的系数为负，且在5%的水平上显著。表5 列(2)表明股权激励的系数为正且在5%的水平上显著相关，股权激励平方的系数为负且在5%的水平上显著，股权激励与财务杠杆乘积的系数为负且在5%的水平上显著相关，股权激励平方和财务杠杆乘积的系数为正且在1%的水平上显著相关。上述结果与前文的结论一致，证明本文的研究结论是稳健的。

表5 稳健性检验：负二项回归结果

表6 稳健性检验：更换变量衡量方式回归结果

对于衡量企业创新活动的衡量方法有很多种，有的是采用创新结果方面的指标，有的是采用创新投入方面的指标。本文主回归中采用创新活动产出的相关变量对企业创新活动进行衡量，采用了能给企业真正带来经济价值和营业绩效的专利申请数量。但是由于创新活动是一项不确定性较强的企业活动，且持续时间较长，创新产出很难在当年实现。因此不可用企业创新的产出指标来衡量企业进行创新活动的活跃程度，应该从投入的角度入手，企业创新投入越多说明企业进行创新的意愿也就越强烈。

在稳健性检验中，从创新投入方面对企业的创新程度进行衡量，由于企业规模的不同，单纯使用R＆D投资数是不够科学的，未消除企业规模的影响，稳健性检验中采用企业当年R＆D投资数占当年营业收入的百分比来衡量，这样可以一定程度上减少企业规模不同带来的企业R＆D投资没有可比性的影响。回归结果见表6，表6 中(1)(2)两列，列示了连续性变量股权激励占比与企业创新投资的回归结果，其结果与假设一与假设二结果一致；说明了企业股权激励与企业创新活动呈倒U 型关系，财务杠杆负向调节了股权激励与企业创新活动之间的关系。

本文中选取的实施股权激励计划的企业在本身特征上具有一定的相同点，企业并不是为了激发管理者和员工进行创新的积极性而实施股权激励计划，而是由于进行股权激励计划的企业本身具有较强的创新能力。为了解决选取变量间的内生性问题对本文回归结果的影响，本文采用工具变量法重新进行检验，采用高管持股的区域行业平均值(Meownt-1)作为对应的工具变量，高管持股的区域行业平均值与企业的研发投入和专利产出没有直接的相互影响，同时，处于同一个行业和地区的企业可能存在争夺管理者的问题，竞争压力会促使企业参照当地竞争对手的平均水平给予高管股权激励。为检验工具变量的有效性，本文采用两步法进行估计。被解释变量为专利申请数，沃尔德检验p值皆为0，同样表明存在内生变量。表7 给出了相应的回归结果。

由第表7 第(1)(3)列可以看出，企业是否进行股权激励与高管持股的区域行业平均值在1%的水平上显著正相关，F值为28.25、12.37，拒绝工具变量为弱工具变量的原假设，表明选择的工具变量是有效的。表7中第(2)列表明，利用工具变量在固定效应模型后时，股权激励的系数为正且在10%的水平上显著相关，股权激励平方的系数为负且在1%的水平上显著相关。第(4)列表明，当被解释变量为创新产出时，股权激励的系数为正且在10%的水平上显著相关，股权激励平方的系数为负且在5%的水平上显著，股权激励与财务杠杆乘积的系数为负且在1%的水平上显著相关，股权激励平方和财务杠杆乘积的系数为正且在10%的水平上显著相关。综合表7 的结果，可以发现，工具变量回归的估计结果与表4 基本一致，表明模型的设定和检验的结论在考虑了内生性的前提下依然显著。

表7 工具变量检验结果

五、进一步分析

(一)按是否存在控股股东分组

本文根据我国证监会1997 年颁布的《上市公司章程指引》第41 条规定，采用单一的形式标准来即第一大股东的持股比例来判定是否存在控股股东，当第一大股东持股量为30%以上(含30%)时，认为该公司存在控股股东。

1.存在控股股东组

当第一大股东持股量不断上升时，便出现控股股东，此时的控股股东对管理者存在有效监督时，经营者持股比例的增加能降低股东和经营者之间的代理成本，股权激励机制是解决委托代理问题的有效手段[4]；进而使得委托人与代理人的利益趋于一致，克服代理人的短视行为，进行创新方面的投资以提高创新绩效。随着股权激励不断上涨，管理防御效应与壕沟效应便会产生[55]，通过持有公司大量股份，经理人的投票权与影响力不断扩大，有可能出现即使经理人的行为背离了公司目标而其职位或报酬也不受任何负面影响的情形，进而影响创新活动。本文认为存在控股股东的情况下，股权激励与企业创新绩效呈倒U 型，与假设一相同。

对样本数据进行了面板固定效应回归，回归结果见表8 第三列，inrt-1的系数在5%的水平上显著；inrt-12的系数在10%的水平上显著，即股权激励与企业创新绩效呈倒U 型关系对样本数据进行了两次面板固定效应回归，首先以inrt-1进行面板回归的结果见表8 第一列，可知inrt-1回归系数并不显著，即股权激励对企业创新活动无显著线性影响；以inrt-1、inrt-12进行的面板回归的结果见表8 第二例所示，inrt-1回归系数并不显著，而inrt-12的回归系数并不显著，即股权激励与企业创新活动之间不存在倒U 型关系。综上所述，在不存在控股股东的情况下，股权激励与企业创新活动之间无显著关系。

2.不存在控股股东组

随着第一大大股东的持股比例降低，股份逐渐分散，控股股东消失，导致小股东容易“搭便车”的现象，使得全体股东对管理者缺乏监督，代理成本不断提高。对管理者进行较低的股权激励时，并不足以使得他们的目标与公司目标一致，不会对企业创新绩效产生影响；而对管理者进行较高的股权激励时，使得本来不足的股东对管理者的监督作用更加薄弱，内部人控制问题开始显现，来自资本市场的监督和监管对经理人的威胁就会更小，管理层承受来自治理层的压力也会变小，从而对本来就薄弱的创新能力无任何影响。因此本文认为，在此情况下不满足假设一，而是在不存在控股股东的情况下，股权激励与企业创新绩效无关。

表8 按是否存在控股股东分组面板回归结果

(二)按企业性质分组

1.国有企业组

对于国有控股公司而言，一方面，由于国有大中型企业不仅以盈利为目标，而且还要肩负起履行政府发展地方经济、促进就业和稳定社会等诸多社会责任，这将有可能导致其最终会为了实现其他目标而牺牲利润最大化的财务管理目标，企业技术创新也有可能被暂时性搁置；另一方面，国有控股上市公司内部政企不分现象十分严重，政府通过行政任命方式决定企业高管层，国有控股上市公司高管人员薪酬的决定程序和机制带有浓重的行政管理和政府干预色彩，再加上股权激励计划也刚刚起步，目前我国国有上市公司管理者持股比例普遍较低，，且数量十分有限，国有控股公司的治理结构很难给予经理人员从事创新活动所需的足够的长期物质激励[54]。此外，按照我国目前的会计准则和会计制度，研发支出绝大部分被列为期间费用，直接减少当期会计利润，即使可以资本化，也需要满足严格的条件，这作为政府任命的高管，他们不愿冒这个险去从事创新活动，因为即使研发成功了，也需要很长一段时间，那时自己也退休了，在国有控股上市公司里，这种“风险自己承担，收益他人享受”的创新行为的主动性可想而知。因此国企高管会更加重视短期绩效考核而不是长期绩效，综上所述，本文认为在国有企业中，股权激励与企业创新绩效不相关。

由表9 可知，国有企业的样本中，inrt-1的系数为4 619，在1%的水平上显著；inrt-12的系数为-9 859，在1%的水平上显著，即股权激励与企业创新绩效呈倒U 型关系。这说明经济利益在一定程度上对国有企业高管仍具有吸引力。这一定程度上说明，我国的国企绩效考核制度从原来的短期指标考核逐渐转变。

2.非国有企业组

对于我国非国有控股上市公司，一方面，由于我国现代企业制度还并未完善，因此在大多数非国有控股所有者或多或少都参与企业管理，进而管理者的目标与企业所有者的目标更容易趋同[4]，非国有控股上市公司较小的代理成本使得逆向选择和道德风险较小，从而，管理者非常愿意为了培育公司的核心竞争力，为了公司的长远发展，而加大创新活动；另一方面，非国企的职业经理人在没有政治利益的“诱导”下，更加重视经济利益，所以股权激励会在一定范围内促进企业创新绩效。而Fama 提出的壕沟效应也会存在[51]，并随股权激励的增加而愈发明显，因此本文认为在非国有企业中，管权激励与企业创新绩效呈倒U 型，与假设1 相同。回归结果见表9 第二例。由表9 第二列可知，非国有企业的样本中，股权激励与企业创新绩效呈倒U 型的结论仍然成立。inrt-1的系数为15.957，在1%的水平上显著；inrt-12的系数为-2.093 6，在1%的水平上显著，即股权激励与企业创新绩效呈倒U 型关系。

表9 按股权性质分组的回归结果

六、结论与建议

本文基于财务杠杆的视角探讨股权激励对企业创新活动的影响。根据以往的研究与实际经济利益考虑，本文从创新产出方面即专利申请数衡量企业的创新行为，考虑中国供给侧改革的去杠杆化的国情与形式，引入企业财务杠杆这一指标，考察其调节作用。

本文使用2010—2017 年沪深市场A 股制造业上市企业作为研究对象，得到了三点结论。第一，发现股权激励在一定区间内可以促进企业的创新活动，股权激励程度超过这一区间后，股权激励开始抑制企业的创新活动。股权激励可以减少企业经营者与企业股东之间的利益偏差，减少代理成本，实现企业经营者和企业所有者共担风险、共享收益，从而解决由于委托代理问题导致的企业经营者短视行为。股权激励过高时，则会出现壕沟效应则会抑制企业的企业创新活动，股权激励的过度增高会增强经理人抵御外部压力的能力，出现即使经理人的做出只为自己谋利而不为公司谋利等背离了公司目标的行为而其职位或报酬也不受任何负面影响与惩罚的现象。第二，企业的财务杠杆负向调节了企业股权激励与企业创新活动之间的关系，即在股权激励程度较低的阶段，财务杠杆消除了部分股权激励的正向作用；在股权激励较高的阶段，财务杠杆加剧了股权激励的抑制作用。第三，当企业存在控股股东时，股权激励与企业创新活动呈倒U 型关系，财务杠杆负向调节股权激励与企业创新活动之间的关系；不存在控股股东时由于搭便车现象较多，因此股权激励与企业创新活动无明显关系。国企与非国企中，股权激励与企业创新活动都呈倒U 型，财务杠杆对股权激励与企业创新活动之间的调节作用仍然存在。

根据本文的研究结论，提出以下四点政策建议。第一，首先，重视股权激励治理作用。近年来股权激励计划在我国不断推行，但根据本文的描述性统计可知，实施股权激励的公司仍为少数，而且实施股权激励的数量也较低。根据本文结果分析，股权激励可以在一定程度减少企业所有者与企业管理者之间的目标偏差与利益偏差，从而抑制管理者的短视行为，减少代理成本，最终企业的创新行为。同时，股权激励程度与企业创新之间呈倒U 型关系，因此企业应该合理地实施股权激励这一内部治理机制，根据自身的实际情况找到企业自身实施股权激励的最佳区间，约束管理者的私利行为。

第二，保持合理负债比例，避免盲目发展。企业的盲目举债会导致企业财务杠杆不断变大，使得企业面临的融资约束增强，企业的融资约束会影响企业的投资方向，导致企业无法对真正有利于提高自身竞争力的活动进行投资。因此，在国家去杠杆化的号召下，企业应该根据自身实际情况，确立合理的资产负债结构，减少高负债对创新活动的抑制作用。

第三，增强内部治理有效性，稳定外部环境。企业自身的内部治理环境对企业的经营决策和战略目标有直接的影响。从股权性质来说，首先国企与非国企需要根据自身的情况找到合适的股权激励程度，这样才能使得股权激励能够有效地促进企业创新活动的进行；同时要继续完善国有企业的绩效评价体系，增加对企业长期绩效的关注。从控股权来说，企业所有者应该保证对企业的控制权，企业所有者对企业有效的控制能够对企业经营者进行监督，防止自利行为的产生，同时能减少用脚投票造成的资源浪费，这样的结构才能使得股权激励对企业创新活动真正地发挥作用。

第四，制造业企业在创新活动有效性方面仍应继续加强，创新水平仍然较低。我国制造业企业需要继续提高自身创新能力，将创新活动转变为物质产出，才能不断提高自身竞争力，完成“供给侧改革”的任务，实现工业强国富国的目标。