高新技术企业股权激励与双元创新

邵剑兵，吴 珊

（辽宁大学 商学院，沈阳 110036）

当前，我国处于经济转型升级的关键时期，增强自主创新能力、推行“大众创业、万众创新”尤为重要。企业作为推动经济发展的微观主体，承担着驱动国家整体创新水平提升的重任。同时，创新能够为企业提供持续发展的动力，是企业获取长期竞争优势的源泉［1］，如何提升企业创新能力备受管理者及学术研究人员的关注。然而，企业创新是一项高风险、高不确定性的战略活动，通常需要较长的周期才能获得投资回报［2］，企业管理者在决策过程中存在规避风险、维护自身利益进而减少企业创新行为的倾向。在此背景下，随着对高管团队重视程度的提升，在企业内部制订合理有效的激励政策，促使管理者着眼于企业的长期利益进而推动企业创新发展成为当前的主要任务之一。

股权激励通过授予管理者一定数量的公司股份将管理者利益与企业利益紧密结合，被视为高管激励的重要方式。近年来，有关股权激励的研究逐渐深入，诸多文献围绕其如何影响企业的经营发展展开，当前的主流观点有以下3类。①支持利益趋同假设的研究指出，股权激励能够协调管理者与股东之间的利益冲突［3］，有利于缓解管理者短视主义倾向，降低代理成本，进而能够增强企业内部控制有效性［4］，促进企业的经营发展［5］。②支持壕沟效应假说的研究认为，股权激励扩大了管理者权力，使之能够与股东抗衡，可能沦为管理者寻租的工具并导致新的代理成本［6］，因此并不能促进企业绩效的提升［7］，反而可能增强企业面临的融资约束问题［8］，提高管理者盈余管理行为［9］等，为企业发展带来负面影响。③有研究同时则考虑以上两种观点，认为股权激励与企业绩效之间表现为一种非线性的相关关系［10］。具体反映在企业创新方面，相关研究从创新投入与创新产出两个角度探讨了股权激励的影响，但同样并未得出一致结论。谭洪涛等［11］以我国上市企业作为研究对象，认为股权激励能够有效缓解利益冲突，进而有利于企业创新；马珩和万佳庆［12］利用PSM方法进行讨论，同样支持高新技术企业实施股权激励计划有利于企业自主创新。然而，另外部分学者则支持股权激励与企业创新间存在非线性的倒U形关系［13］，甚至有学者认为我国股权激励制度发展并不完善，作为一种福利制度，股权激励对企业创新并未产生实质性的推动作用［14］。

通过文献梳理发现，现有关于股权激励与企业创新的研究大多仅以委托代理理论为基础，将创新视为同质性活动进行探讨。而根据双元创新理论，企业创新可以划分为探索式创新与利用式创新，两者在风险状况、预期收益、利益导向等方面均存在差异［15-16］。这种差异使得探索式创新与利用式创新对企业发展的影响不同，如前者对企业绩效的促进作用更显著［17］，且两者通过不同的路径影响企业的可持续发展等［18］。另一方面，有关双元创新前因变量的研究表明，亲缘关系［19］、政府补贴［20］、企业家冒险倾向［17］等因素对探索式创新与利用式创新的影响同样存在区别。由此可见，双元创新在企业运营过程中发挥着不同的作用，从整体角度分析股权激励对创新活动的影响忽视了其异质性，进而未能厘清股权激励对不同类型创新活动的作用机理，这可能是导致目前结论存在分歧的原因之一。当前，董屹宇和郭泽光［21］基于双元创新理论，利用财务数据区分企业创新投资进行实证分析，发现股权激励能够显著促进企业探索性创新投资，而对开发性创新投资则作用不显著。创新投资衡量了企业对于创新活动的关注程度，创新产出则衡量了企业的创新能力，并且创新投入资源转换为创新产出的过程通常受到众多因素的影响［22］。那么，从产出视角来看，股权激励会如何影响探索式创新与利用式创新呢？能否进一步解决现有关于股权激励与企业创新之间的争议问题呢？这是值得关注的问题，但目前尚缺乏深入讨论。

本文结合双元创新数据的披露情况，以2011—2016年中国A股上市高新技术企业作为研究样本，利用IPC分类号从创新产出角度区分探索式创新与利用式创新，通过实证分析探讨高新技术企业中股权激励与双元创新的关系。在稳健性检验之后考虑股权激励与双元创新之间可能存在的内生性问题，并基于国有企业与非国有企业性质的不同，进一步讨论在两组样本间股权激励对双元创新的影响是否存在差异性。

本文的创新之处及预期贡献在于：①基于双元创新产出视角，一方面为分析管理者的股权激励效应提供了新的思路，另一方面则揭示了当前股权激励与企业创新关系存在争议的主要原因之一可能是未能清晰梳理出股权激励对不同类型创新活动的影响，本文为其提供了经验证据；②在公司治理框架下分析高管激励对企业双元创新产出的影响，丰富了探索式创新与利用式创新产出的前因变量；③考察了不同产权性质下管理者激励对不同风险、收益状况的创新活动的影响，推进了有关国有企业与非国有企业自主创新动力的研究。

1 逻辑分析与假设提出

1.1 高新技术企业股权激励与探索式创新

高新技术企业是知识密集与技术密集的经济实体，具有巨大的发展潜力。随着高新技术企业的迅速发展，行业内的科技变化日新月异。在这种情况下，高新技术企业在经营过程中通常面临着更激烈的市场竞争及更严峻的挑战，持续开发创新活动成为其获取竞争优势、维持企业发展的主要途径。双元创新即企业同时追求探索式创新与利用式创新［23-24］。根据双元创新理论，两者通常存在不同的特征。探索式创新指面向新市场、开发新产品的创新活动，实施探索式创新有助于企业突破现有的知识体系，能够为企业带来新的技术发展及经济增长点，使企业避免因发展轨迹相似而失去竞争优势［25］。同时，探索式创新活动研发周期相对较长，创新的不确定性及风险较高，主要着眼于企业的长期发展及预期收益［26］，符合以往研究关于企业创新“高风险、高投入、高不确定性”的定义。

从风险承担意愿来看，管理者无法与股东一样通过分散投资而降低风险，导致其通常具有较高的风险规避倾向［27］，而探索式创新的高风险性意味着创新失败将为管理者带来巨大损失，管理者可能由于追求稳定收入而放弃此类活动。另外，委托代理理论指出，经营权与所有权的分离导致管理者与股东间存在极大的信息不对称，管理者为维持自身收益最大化将存在一定程度的短视行为［28］，进而会抑制注重长期收益的探索式创新。基于上述分析，结合股权激励的特征，本文认为制订合理的股权激励计划将促进企业探索式创新活动，原因如下：①股权激励计划具有长期性，使得一定期间内的股价下跌不会对管理者产生巨大影响，因此能够提高管理者对于短期内失败的容忍程度［29］，使其避免因不愿承担风险而放弃探索式创新；②当高新技术企业实施股权激励并逐渐提高激励强度时，管理者利益与企业利益之间的联系愈加紧密，管理者与股东之间能够形成“利益趋同效应”，促使委托代理问题得到有效缓解［3］，从而导致高管有动机从长期视角看待企业的发展，并进一步促进企业探索式创新。因此，提出如下假设。

H1 在高新技术企业中，股权激励能够显著促进企业的探索式创新。

1.2 高新技术企业股权激励与利用式创新

利用式创新指在现有产品或市场的基础上加以完善、改进或拓展的创新活动，与探索式创新相比，利用式创新研发周期短，创新不确定性较低，通常以追求企业的短期发展为主要目标［30］。考虑到利用式创新的特征，本文认为股权激励与利用式创新间可能存在非线性相关关系，原因如下。①在股权激励达到一定强度前，随着其比例的增加，管理者与企业之间的联系逐渐紧密，管理者对于企业绩效的重视程度随之增强，而利用式创新是建立在现有的技术及知识基础之上，可以快速完成产品的更新换代，提升企业当前经济效益［31］，因此管理者将推动利用式创新以促进企业效益，保障个人收益；另外，此时管理者与企业利益的契合程度仍然相对较低，高管仅愿意在一定范围内承担风险，为平衡探索式创新增加而带来的风险，管理者必然会同时提高企业利用式创新活动。②当股权激励强度提高至一定比例后，高强度的激励将大幅度提升管理者在一段时期内对风险及失败的承受能力［29］，增强其对企业可持续发展的重视程度，进而导致管理者追求能够提升长期收益、创造核心竞争优势的企业活动，而对于提供短期资金收益及竞争优势的利用式创新的推进则逐渐变缓。同时，高管注意力具有有限性，随着股权激励持续促进探索式创新活动，管理者分配于利用式创新的注意力必然下降。根据注意力基础观［32］，管理者注意力的配置是影响企业战略发展的重要因素［33］，给予更高关注则表明管理者有更强的动力来推行这一决策，因而此时高管注意力的有限性同样可能导致利用式创新产出呈下降趋势。因此，提出假设如下。

H2 在高新技术企业中，股权激励与利用式创新存在倒U形相关关系。

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

考虑企业对创新活动的重视程度及信息披露情况，本文以中国A股上市高新技术企业作为研究样本，时间范围为2011—2016年。对于高新技术企业的界定，本文参考《高新技术企业认定条件》，限定为以下6类：①化学纤维制造业；②化学原料及化学制品制造业；③计算机、通信和其他电子设备制造业；④医药制造业；⑤仪器仪表制造业；⑥软件和信息技术服务业。双元创新数据利用Python爬虫抓取网页信息及手工整理获得，具体方式为：①根据高科技企业证券代码在巨潮资讯网查阅上市公司年报，统计企业名称；②依据企业名称利用Python软件在国家知识产权局网站获取相关企业每年专利情况的数据；③对获取的原始数据进行进一步统计、区分。其余财务数据及公司治理结构数据收集自国泰安数据库。

本文对样本数据依据以下原则进行筛选。①因被解释变量双元创新的测量需前5年的数据作为对照样本，2012年及之后上市的企业上市年份不足5年，样本不符合条件，故剔除。②剔除统计年份内ST、PT等特殊处理的样本。③剔除相关公司治理数据及财务数据缺失的样本。最终，得到样本为578家企业，得到了3 225条企业—年度数据。在回归分析过程中，对财务类、公司治理类连续变量进行1%及99%分位的Winsorize处理。数据的筛选及匹配利用EXCEL完成，统计及回归分析利用STATA13.0完成。

2.2 变量定义

2.2.1 双元创新 目前企业双元创新有以下4种测量方式。①问卷调查法。利用相关题项分别对探索式创新与利用式创新进行测量［34］，最终以两项得分的乘积、加总、差值绝对值或区分为两个维度的方式衡量双元创新。②文本分析法。根据双元创新定义及相关学术研究，确定能够描述探索式创新与利用式创新的关键词，利用软件对上市公司年报内容进行分析，统计各类关键词出现的频次总和，以其对探索式创新与利用式创新进行测量［35］。③利用财务数据测量。主要思路是将研发投资划分为研究阶段投资与开发阶段投资，依据两阶段投资风险程度及结果确定性的不同，以研究阶段投资反映探索式创新，而以开发阶段投资反映利用式创新［21，36］，是对双元创新投入的测量。④利用国际专利分类号（IPC）测量［37-38］。收集企业当年“申请并获批准”的专利的国际分类号，其中，以过去5年的专利分类号中曾出现过的专利数量来测量利用式创新，以过去5年的专利分类号中未曾出现过的专利数量来测量探索式创新。

利用国际专利分类号测量双元创新能够排除调查问卷带来的一定程度的主观性，减轻文本分析因为关键词不准确而产生的误差，同时本文是基于双元创新产出而非投入资源视角展开讨论，因此选取第4种方式对探索式创新与利用式创新进行测量。具体定义方式为：若企业当年申请并获批准的专利i的IPC分类号前4位在过去5年曾出现过至少1次，则计数Ti=1，Mi=0，否则计数Ti=0，Mi=1。最终，利用式创新=Ln（∑Ti+1），探索式创新=Ln（∑Mi+1）。取对数的原因在于部分企业专利数量相对较大，为减少异方差且便于计算，同时考虑到存在专利数量为0的企业，因此采用此种方式进行测量。需要注意的是，由于多数专利的IPC分类号不一个，本文采用严格区分创新活动的方式，当一项专利的所有IPC分类号均未在过去5年出现过时，计数为探索式创新，否则计数为利用式创新。

2.2.2 股权激励 参考汤业国和徐向艺［13］的研究思路，以管理层持股数量占总股数的比例作为股权激励的代理变量，不同的持股比例反映了股权激励的不同强度。

2.2.3 控制变量 参考徐长生等［14］、汤业国和徐向艺［13］的研究，本文选取的控制变量包括企业规模、资产负债率、净资产利润率、两职合一、独立董事占比、第一大股东持股比例、企业性质、管理者任期、管理者年龄、管理者性别。同时，对行业、年份及企业所在地区进行控制：基于2012年的证监会行业分类来设置行业虚拟变量；以2011年作为基准年份来设置年份虚拟变量；按企业所在地划分东、中、西部来设置地区虚拟变量。

本文主要变量的具体定义如表1所示。

表1 主要变量定义Tab.1 Definition of the main variables

3 实证分析

3.1 描述性统计与相关性分析

表2报告了各变量的描述性统计结果。在以取对数的方式对探索式创新与利用式创新进行测量后，探索式创新的均值为0.491，利用式创新的均值为1.423；探索式创新的极大值为7.116，利用式创新的极大值为8.198，两项数据的对比表明，就高新技术企业而言，探索式创新较利用式创新相对较少。同时，探索式创新和利用式创新的标准差分别为0.727与1.439，表明利用式创新的数据分布更为分散。股权激励强度极小值为0，表明存在未实施股权激励的企业，极大值为0.698，均值为0.152，标准差为0.208，表明数据的分散程度较为稳定。其余控制变量的情况详见表2，在标准差方面，只有管理者年龄标准差较大，这是由管理者实际情况导致，不属于异常数据，其余变量标准差均在正常范围内，说明分析过程中不存在极端值与异常值的影响。

表2还报告了变量的Pearson相关性。股权激励与探索式创新、利用式创新之间均存在显著正相关关系。相较利用式创新而言，股权激励与探索式创新的相关系数更大，且显著性水平更高，本文所提假设有待进一步检验。同时，可以看出，其余控制变量间以及控制变量与自变量、因变量大多存在显著的相关关系，表明控制变量选择恰当。

表2 变量的描述性统计和相关性分析Tab.2 Descriptive statistics and correlation analysis of the variables

3.2 回归分析

3.2.1 股权激励与探索式创新 表3前3列报告了H1的分层回归结果。列（1）仅包含控制变量，列（2）、列（3）则分别加入股权激励以及股权激励的平方项。由表3可知，仅加入控制变量时，模型回归R2为0.049；加入股权激励一次项后，股权激励与探索式创新存在显著正相关关系（系数为0.348），显著性水平为p＜1%，此时R2提升至0.055；加入平方项后，股权激励平方项与探索式创新存在不显著负相关关系（系数为-0.542），而一次项与探索式创新仍在p＜1%水平上显著正相关（系数为0.654），R2为0.056。这表明股权激励与探索式创新存在正相关关系，H1得到验证。

表3 股权激励与探索式创新、利用式创新Tab.3 Stock incentives and exploratory innovation，exploitative innovation

3.2.2 股权激励与利用式创新 表3后3列报告了股权激励与利用式创新的回归结果。列（4）仅加入控制变量，列（5）、列（6）在其基础上分别引入股权激励与其平方项。表3显示，仅考虑控制变量时，模型R2为0.157；以股权激励一次项作为解释变量时，其与企业利用式创新显著正相关（系数为0.547），显著性水平为p＜1%，R2为0.161；加入股权激励平方项后，平方项与利用式创新在p＜1%水平上显著负相关（系数为-2.472），而股权激励与利用式创新仍存在显著正相关关系（系数为1.947），显著性水平为p＜1%，R2为0.164。由此可知，股权激励与利用式创新存在倒U形的非线性关系，即随着股权激励强度的增加，利用式创新呈现先上升后下降的趋势，转折点的股权激励强度约为39.38%，H2得到验证。同时，本文对股权激励一次项及其平方项进行联合显著性检验，结果显示联合显著性F值为14.48，p值为0.000，表明两者具有联合显著性，共同作用于利用式创新，进一步验证H2。

3.3 稳健性检验与内生性处理

3.3.1 稳健性检验 创新产出必然受到创新投入资源的重要影响，因此，为保证结论的稳健性，本文在模型中加入研发投入（R&D）进行控制并再次进行回归分析。研发投入的测量方式为企业当年研发支出总额的自然对数，数据主要收集自国泰安数据库，并利用Wind数据库进行补充。基于原有样本，剔除研发投入数值缺失的样本154个，最终样本数量为3 071个。

表4报告了回归结果。其中，前3列被解释变量为探索式创新，后3列被解释变量为利用式创新。在控制研发投入后，股权激励与探索式创新仍存在显著正相关关系，与利用式创新存在倒U形关系，所得结论与前文一致。同时，研发投入与探索式创新及利用式创新始终在p＜1%水平上显著正相关，表明创新投入资源的提高能够显著促进企业创新产出。然而研发投入对两者的影响仍存在一定差异，由表4中数据可知，研发投入与探索式创新的相关性系数为0.112，而与利用式创新的相关性系数为0.412，表明创新投入资源对利用式创新产出的促进作用要明显高于探索式创新产出，这符合探索式创新与利用式创新在所需资源、风险程度、研发周期方面存在的差异。

表4 稳健性检验1：考虑研发投入的影响Tab.4 Robustness test 1：consider the impact of R&D investment

本文改变变量的测量方式以验证结论的稳健性，结果如表5所示。首先，我国企业股权激励强度普遍较低，且较低的股权激励可能并未对管理者产生影响，因此借鉴已有研究思路，当股权激励强度低于0.5%时取值为0，认为这部分股权无法发挥激励作用，当股权激励强度大于0.5%时则取原值，其余变量度量方式不变。在对自变量重新定义后，分别再次对股权激励与企业探索式创新、利用式创新进行回归分析，所得结果通过表5前3列进行报告。列（1）的结果显示，股权激励与探索式创新在p＜1%水平上显著正相关；列（2）、列（3）的结果显示，股权激励与利用式创新存在倒U形关系。同时对股权激励的一次项与平方项进行的联合显著性检验结果显示，F值为17.42，显著性水平为p＜1%，即拒绝两者同时为0的原假设，两者具有联合显著性，共同作用于企业利用式创新。结果与前文一致，证明结论具有稳健性。其次，改变被解释变量的度量方式。企业专利的IPC分类号通常涉及多个，前文采用严格的划分标准区分探索式创新与利用式创新，在此处，当一项专利的IPC分类号有至少一个未在过去5年出现过时划分为探索式创新，否则划分为利用式创新。表5中列（4）～列（6）的结果显示，股权激励对探索式创新存在促进作用，与利用式创新之间存在倒U形关系。对股权激励一次项与平方项进行的联合显著性检验结果显示，F值为17.25，显著性水平为p=0.000，表明两者不同时为0，具有联合显著性，共同作用于企业探索式创新。所得结论未发生改变，具有稳健性。

表5 稳健性检验2：替换变量测量方式Tab.5 Robustness test 2：change the measuring method of the variables

3.3.2 内生性问题的检验 由于股权激励与双元创新之间可能存在内生性问题，为避免对所得结论产生影响，本文参考已有研究思路，选取滞后一期的股权激励作为工具变量，通过异方差稳健的“杜宾-吴-豪斯曼（DWH）检验”验证股权激励是否为内生变量。选取滞后变量的理由在于，一方面，股权激励与其滞后值相关，工具变量满足相关性的条件；另一方面，股权激励滞后变量已经发生，与当期扰动项不相关，工具变量符合外生性的条件。故选择滞后期作为工具变量在理论上符合要求。

为保证工具变量的有效性，本文首先通过Kleibergen-Paap rk LM统计量对其进行不可识别检验，结果显示统计量p值为0.000，拒绝不可识别的原假设；其次，对工具变量是否为“弱工具变量”进行检验，结果显示F统计量显著大于10，且p值为0.000，表明可以拒绝“存在弱工具变量”的原假设。

当被解释变量为探索式创新、利用式创新时，本文分别进行DWH检验，所得结果显示，检验的p值分别为0.351、0.946，表明接受“解释变量为外生变量”的原假设，即股权激励与双元创新关系中不存在内生性问题。在这种情况下，OLS回归比工具变量法更有效，证明前文所得结论具有稳健性。

4 进一步分析与讨论

产权性质不同的企业在经营发展过程中可能表现出不同的行为特征，因此，本文依据最终控制人性质对样本进行分组，分别探讨在国有与非国有高新技术企业中上述假设是否成立。所得结果通过表6进行汇报，前4列为国有企业样本回归结果，后4列为非国有企业样本回归结果。

根据列（1）～列（4）内容可知，在国有高新技术企业中，股权激励与探索式创新存在正相关关系，但显著性水平并未通过验证，表明股权激励强度的增加并未促进企业探索式创新。同时，在仅考虑股权激励一次项时，其与利用式创新在p＜1%水平上显著正相关（系数为3.914）；加入股权激励平方项后，一次项与利用式创新存在不显著负相关关系（系数为-0.868），而平方项与利用式创新在p＜5%水平上显著正相关，且系数为24.953，显著高于一次项系数。由所得结果可知，U形关系转折点的股权激励强度约为1.74%，表明在样本企业中，激励强度的增加对利用式创新主要表现为正向激励作用。

列（5）～列（8）结果显示，在非国有高新技术企业中，股权激励一次项始终与探索式创新显著正相关，显著性水平为p＜1%，而股权激励平方项与探索式创新存在不显著负相关关系，表明随着股权激励强度的增加，探索式创新呈上升趋势。同时，股权激励一次项与利用式创新在p＜1%水平上显著正相关，加入股权激励平方项后，一次项与利用式创新仍存在显著正相关关系，而平方项与利用式创新则在p＜1%水平上显著负相关，所得结果表明在研究样本中，股权激励与利用式创新存在倒U形关系，转折点的股权激励强度约为40.44%。本文对两者的联合显著性检验结果显示F值为18.05，显著性水平为p＜1%，证明股权激励一次项与平方项共同作用于企业利用式创新。

表6 基于产权性质的讨论Tab.6 Discussion based on the nature of property rights

综上所述，高管股权激励对国有企业的利用式创新存在激励作用，而对其探索式创新未表现出显著影响；在非国有企业中，所得结论与整体样本回归结果一致，即股权激励能够显著促进非国有企业探索式创新，与其利用式创新存在倒U形关系。本文认为，得出上述结论的主要原因在于不同产权性质的企业创新意愿不同。具体而言，国有企业在经营发展过程中通常享有更多的政策支持及财政补贴［35］，其对企业创新的重视程度及自身创新动力相对较弱；相比之下，非国有企业所面临的创新竞争更为激励，且其创新活动主要依靠企业自身发展完成，具有较高的创新动力，因此导致非国有企业内部的股权激励对创新具有更强的推动作用。

5 结论与启示

本文基于委托代理理论及双元创新理论，通过实证分析讨论了高新技术企业中股权激励对探索式创新、利用式创新的影响，得到如下结论。在高新技术企业中，随着股权激励强度的增加，探索式创新呈现出上升趋势，而利用式创新则表现出先上升后下降的倒U形趋势。主要原因在于，股权激励通过影响管理者的风险规避程度而影响双元创新活动，而探索式创新与利用式创新具有不同的风险、收益特征，因此股权激励对两者的影响不同。进一步地，在国有与非国有高新技术企业中，股权激励与双元创新的关系存在差异，即股权激励主要对国有企业利用式创新表现出正向激励作用，而并未显著影响其探索式创新；股权激励促进了非国有企业探索式创新，而与其利用式创新存在倒U形关系。

本文的理论贡献有如下两方面。①从创新产出异质性的视角，区分探索式创新与利用式创新，通过分析股权激励与不同类型创新活动的关系，丰富了股权激励对企业发展影响的相关研究。当前，股权激励作为缓解委托代理问题的有效方式，受到学者的广泛关注。然而在企业创新方面，现有关于股权激励与企业创新的研究多数基于创新同质性角度展开，董屹宇和郭泽光［21］讨论了管理者股权激励对异质性创新投入资源的影响，而对股权激励如何影响特定类别的创新产出则缺乏考虑。本文在此基础上，对创新产出进行详细划分，推动了股权激励效应的研究，同时为理解当前股权激励与企业创新之间存在的争议问题提供了新的思路。②在公司治理框架下，推进了双元创新相关研究，拓展了关于双元创新产出的前因变量的分析。有关企业双元创新影响因素的研究中，大部分文献基于问卷调查或财务数据讨论了诸多因素对双元创新投入的影响，主要内容涉及组织内部氛围与结构［39］、组织外部网络［40］，少数研究围绕高管团队特征展开［41］。相比之下，对双元创新产出前因变量的讨论较为局限，曾德明等［37］认为技术多元化是影响双元创新产出的重要因素，徐伟等［42］则指出企业经理人来源会影响双元创新产出。本文从股权激励视角出发，发现了在公司治理过程中可能影响双元创新产出的管理者激励的因素，为后续讨论双元创新产出的前因变量引入了新的视角。

根据结论，提出以下管理启示。①高新技术企业可以通过对管理者实施股权激励提高其创新动力，进而激发企业探索式创新与利用式创新活力。值得关注的是，由于股权激励强度对探索式创新与利用式创新的影响并不完全相同，因而企业应依据自身发展状况及发展意愿制订适当的股权激励计划。研究结果表明，当股权激励高于一定强度后，企业利用式创新呈下降趋势，此时企业获取的短期收益将随之下降。因此，若企业当前的资金周转可以承受短期内的低回报，主要目标在于探索长期竞争优势，则可以尽量提高股权激励强度以促进探索式创新的大幅度提升，反之，若企业需要通过创新活动获取短期收益以支持其他方面的发展，则应适当控制股权激励强度。所得结论为高新技术企业制订合理的股权激励制度提供了一定的指导。②应继续深化国有企业改革，提高国有企业创新动力。国有企业与非国有企业面临不同的经营环境，前者天然地拥有更丰富的社会资本与政策支持，在维持稳定发展的同时易出现体制僵化、变革乏力等问题，从而使得国有企业中的股权激励效应低于非国有企业。因此，应继续坚持鼓励国有资本与非国有资本交叉持股，发展混合所有制经济，推动国有企业完善现代企业制度，增强创新活力，以充分发挥管理者激励效应带来的优势。

本文存在以下有待完善之处：①采用高新技术企业作为研究对象，所得结论具有一定局限性，未来研究可考虑进一步扩大样本范围，使得研究结论具有更普遍的指导意义。②仅讨论了股权激励对当期探索式创新与利用式创新的影响，然而股权激励效应可能存在滞后性，未来研究可适当延长时间期限，从长期视角分析股权激励对双元创新产出的影响。③仅从企业内部角度探讨股权激励对双元创新的影响，未考虑外部因素，如政策变化、资源环境等因素，这也是未来可以进一步发展的方向。