股權(quán)激勵(lì)、契約異質(zhì)性與實(shí)體企業(yè)金融化

劉翰林，鄭鑫波

(杭州電子科技大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310000)

一、 引言

近年來(lái)，市場(chǎng)需求空間持續(xù)萎縮、實(shí)業(yè)投資報(bào)酬率不斷下降，而虛擬經(jīng)濟(jì)加速膨脹，金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)投資報(bào)酬率節(jié)節(jié)攀升[1]。在此背景下，眾多實(shí)體企業(yè)紛紛偏離主業(yè)，涌入金融和房地產(chǎn)等行業(yè)，試圖通過(guò)跨行業(yè)套利分享虛擬經(jīng)濟(jì)的超額利潤(rùn)。大量實(shí)業(yè)資本在虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域“空轉(zhuǎn)”，產(chǎn)生“實(shí)體企業(yè)金融化”現(xiàn)象[2-3](1)關(guān)于(實(shí)體)企業(yè)金融化的內(nèi)涵，學(xué)界目前尚無(wú)定論。本文所研究的企業(yè)金融化是指實(shí)體企業(yè)加大對(duì)虛擬程度較高的金融資產(chǎn)(包括投資性房地產(chǎn))投資的行為[2]。。從宏觀層面來(lái)看，企業(yè)過(guò)度金融化加速虛擬經(jīng)濟(jì)膨脹，加重經(jīng)濟(jì)“空心化”，產(chǎn)生泡沫經(jīng)濟(jì)，最終引發(fā)金融危機(jī)；從企業(yè)微觀層面來(lái)看，盡管企業(yè)金融化帶來(lái)短期超額回報(bào)，但從長(zhǎng)期來(lái)看，企業(yè)金融化會(huì)增加經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)[3]、擠占主業(yè)投資和抑制研發(fā)創(chuàng)新投入[4]，進(jìn)而降低未來(lái)主業(yè)業(yè)績(jī)[5]，最終損害企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值。因此，把握好企業(yè)金融化的尺度至關(guān)重要。為了推進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展，我國(guó)政府大力鼓勵(lì)和引導(dǎo)企業(yè)投身于實(shí)體經(jīng)濟(jì)建設(shè)，防范和控制金融風(fēng)險(xiǎn)。2020年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議明確提出，要“健全金融機(jī)構(gòu)治理，促進(jìn)資本市場(chǎng)健康發(fā)展”。企業(yè)金融化成了理論界和學(xué)術(shù)界重點(diǎn)關(guān)注的重要話題之一。

為了達(dá)到精準(zhǔn)防控金融風(fēng)險(xiǎn)的目的，從公司自身治理和防范金融風(fēng)險(xiǎn)角度探究企業(yè)金融化的治理機(jī)制至關(guān)重要?，F(xiàn)有文獻(xiàn)分別從宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境[6]、稅收政策[7]、經(jīng)濟(jì)政策不確定性[8]、高管特征[3]、股東價(jià)值最大化觀念[6]、企業(yè)社會(huì)責(zé)任[9]、社會(huì)信任[10]等角度對(duì)企業(yè)金融化的影響因素展開(kāi)了研究，而鮮有文獻(xiàn)基于公司內(nèi)部治理視角考察企業(yè)金融化行為的影響因素。

盡管已有文獻(xiàn)考察了高管激勵(lì)(薪酬激勵(lì)和股權(quán)激勵(lì))(2)高管激勵(lì)包括薪酬激勵(lì)和股權(quán)激勵(lì)。其中，薪酬激勵(lì)是以貨幣薪酬的形式對(duì)高管進(jìn)行的短期激勵(lì)，而股權(quán)激勵(lì)則是一種以股票為標(biāo)的、賦予高管剩余索取權(quán)的長(zhǎng)期激勵(lì)機(jī)制。和企業(yè)金融化之間的關(guān)系[11-12]，但存在以下局限性：第一，將股權(quán)激勵(lì)契約視為同質(zhì)性合約(3)同質(zhì)性合約在本文特指雖由多個(gè)條款構(gòu)成但各條款影響無(wú)差異的契約。，未考慮微觀契約條款設(shè)置對(duì)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響。作為由眾多條款組成的復(fù)雜契約集合體，股權(quán)激勵(lì)能否真正發(fā)揮治理效應(yīng)在很大程度上取決于關(guān)鍵契約條款(4)基于推行股權(quán)激勵(lì)的初衷，結(jié)合企業(yè)自身基本特質(zhì)，合理有效的股權(quán)激勵(lì)契約應(yīng)具有激勵(lì)性、適應(yīng)性和約束性[16]。激勵(lì)強(qiáng)度屬于激勵(lì)性條款，激勵(lì)強(qiáng)度越大，契約的激勵(lì)性越強(qiáng)；激勵(lì)模式屬于適應(yīng)性條款，主要包括股票期權(quán)和限制性股票。股權(quán)激勵(lì)模式應(yīng)當(dāng)與企業(yè)所處行業(yè)特性、發(fā)展階段和治理特征等異質(zhì)性特征相匹配[15]；激勵(lì)期限屬于約束性條款，期限越長(zhǎng)，契約的約束性越強(qiáng)。的安排和設(shè)置[13-14]。并且，相較于激勵(lì)強(qiáng)度這個(gè)單一指標(biāo)，股權(quán)激勵(lì)關(guān)鍵契約條款及其組合是決定激勵(lì)有效性的更為重要的因素[15]。股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的激勵(lì)模式、激勵(lì)期限等關(guān)鍵契約條款對(duì)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響亟待進(jìn)一步研究。第二，僅從資源配置角度解釋了股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化內(nèi)在機(jī)理，未考慮資源獲取視角下股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化影響及作用機(jī)制。股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化的內(nèi)在機(jī)理有待進(jìn)一步補(bǔ)充。

本文將利用我國(guó)2008—2019年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，考察股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)金融化之間的關(guān)系，重點(diǎn)從微觀層面檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)關(guān)鍵契約條款設(shè)置對(duì)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響，并探究股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化的作用機(jī)制。本文的主要貢獻(xiàn)有：首先，與以往研究不同，本文重點(diǎn)從微觀契約層面出發(fā)，考察股權(quán)激勵(lì)關(guān)鍵契約條款設(shè)置對(duì)于股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)金融化關(guān)系的異質(zhì)性影響，為企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的設(shè)計(jì)和優(yōu)化提供一定參考。其次，結(jié)合企業(yè)金融化動(dòng)機(jī)，本文分別從資源獲取和資源配置兩個(gè)角度出發(fā)，深入剖析股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化的作用機(jī)理，有利于深化股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化內(nèi)在機(jī)制的研究。

二、 理論分析與假設(shè)提出

(一) 企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)

實(shí)體企業(yè)配置金融資產(chǎn)主要有兩種動(dòng)機(jī)：一是“蓄水池”動(dòng)機(jī)，二是“投資替代”動(dòng)機(jī)?！靶钏亍眲?dòng)機(jī)是指基于資源依賴?yán)碚摵皖A(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，企業(yè)通過(guò)配置金融資產(chǎn)來(lái)實(shí)現(xiàn)拓寬融資渠道、緩解融資約束和提高現(xiàn)金收益性(5)一般而言，出于“蓄水池”動(dòng)機(jī)持有的金融資產(chǎn)往往具有較高的流動(dòng)性，其收益率會(huì)低于出于“投資替代”動(dòng)機(jī)持有的金融資產(chǎn)的收益率，但高于現(xiàn)金收益率。的目的[16]。金融資產(chǎn)是一種有效的“流動(dòng)性管理工具”[9]。與固定資產(chǎn)等長(zhǎng)期資產(chǎn)相比，金融資產(chǎn)的變現(xiàn)能力較強(qiáng)、調(diào)整成本較低。不管是面臨財(cái)務(wù)困境還是發(fā)現(xiàn)良好投資機(jī)會(huì)時(shí)，企業(yè)都可以通過(guò)出售所持有的金融資產(chǎn)迅速籌集資金，減輕資金壓力，緩解融資約束和投資不足問(wèn)題，最終服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)[5]。由“投資替代”動(dòng)機(jī)(6)在世界經(jīng)濟(jì)持續(xù)低迷、市場(chǎng)總需求日漸萎縮的背景下，企業(yè)可能因宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步下行預(yù)期和潛在的融資約束而不敢進(jìn)行實(shí)業(yè)投資進(jìn)而形成現(xiàn)金結(jié)余。而金融市場(chǎng)的蓬勃發(fā)展則誘使企業(yè)將該閑置資金投入收益率更高的金融資產(chǎn)，以維持或提高企業(yè)利潤(rùn)。故該情況是“投資替代”動(dòng)機(jī)的一種具體表現(xiàn)形式?？芍?，企業(yè)金融化是資本跨行業(yè)套利的外在表現(xiàn)形式。在實(shí)體經(jīng)濟(jì)持續(xù)低迷、虛擬經(jīng)濟(jì)加速膨脹的背景下，管理層面臨來(lái)自企業(yè)內(nèi)外部的雙重壓力，包括薪酬考核的內(nèi)部壓力和提高股東報(bào)酬率的外部壓力[9]，故管理層具有獲取短期超額利潤(rùn)的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)。而被公認(rèn)為“暴利”行業(yè)的金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)擁有大量超額利潤(rùn)[4]，金融投資收益率遠(yuǎn)高于實(shí)體投資。而且，企業(yè)的金融投資收益往往被“重獎(jiǎng)輕罰”[17]，即管理層薪酬會(huì)隨著金融投資收益增加而增加，但當(dāng)金融投資虧損時(shí)，管理層完全能以市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)不可控為由推卸責(zé)任，減少自身利益損失。因此，為了獲取更多私有收益，管理層傾向于配置更多金融資產(chǎn)。

(二) 研究假設(shè)的提出

1. 股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)金融化

(1) 資源獲取。企業(yè)金融化具有“蓄水池”動(dòng)機(jī)。信息不對(duì)稱的存在導(dǎo)致市場(chǎng)摩擦的增加和融資難度的提高[18]。由于難以了解和掌握公司內(nèi)部信息和項(xiàng)目的真實(shí)價(jià)值，外部投資者往往處于信息劣勢(shì)，因此他們?yōu)榱私档妥陨淼娘L(fēng)險(xiǎn)往往不輕易為公司提供融資或要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。相較于外部投資者，作為內(nèi)部人的管理層往往掌握更多信息。若管理層通過(guò)股權(quán)激勵(lì)持有本公司股權(quán)并投資某一項(xiàng)目，則能夠向外界釋放出有關(guān)該投資項(xiàng)目的積極信息，有助于緩解信息不對(duì)稱。同時(shí)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司因其良好的公司治理備受機(jī)構(gòu)投資者的青睞[19]。綜上，股權(quán)激勵(lì)向外界傳遞出公司治理機(jī)制健全、投資項(xiàng)目質(zhì)量良好的積極信息[20]，降低了信息不對(duì)稱，緩解了融資約束，減少“蓄水池”動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制了企業(yè)金融化。

(2) 資源配置。企業(yè)金融化存在“投資替代”動(dòng)機(jī)，即由于激勵(lì)不相容和信息不對(duì)稱，且管理層對(duì)金融資產(chǎn)的配置具有極大的自由裁量權(quán)，故管理層有動(dòng)機(jī)配置更多金融資產(chǎn)以實(shí)現(xiàn)獲取管理層私有收益的目的[5]。在企業(yè)資源一定時(shí)，基于“投資替代”動(dòng)機(jī)的企業(yè)金融化會(huì)擠占實(shí)物資產(chǎn)和研發(fā)創(chuàng)新等長(zhǎng)期投資，降低投資效率[21]，減少企業(yè)的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出[4]，降低企業(yè)的生產(chǎn)效率[22]和未來(lái)主業(yè)業(yè)績(jī)[5]，削弱企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，最終損害企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值。然而，基于最優(yōu)契約理論，股權(quán)激勵(lì)是緩解管理層和股東之間代理問(wèn)題的有效途徑[23]。股權(quán)激勵(lì)具有利益協(xié)同效應(yīng)[24]。通過(guò)賦予管理層剩余索取權(quán)，股權(quán)激勵(lì)促使管理層和股東之間的目標(biāo)函數(shù)更加趨近，將股東對(duì)管理層的監(jiān)督轉(zhuǎn)為管理層的自我約束，降低了代理成本，抑制了“投資替代”動(dòng)機(jī)，有利于減少管理層的短視行為，減少對(duì)短期金融套利項(xiàng)目的投資；有利于拉長(zhǎng)管理層的決策視野，聚焦于企業(yè)主業(yè)的發(fā)展，增加實(shí)物資產(chǎn)、研發(fā)創(chuàng)新項(xiàng)目等長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)性投資[25]，進(jìn)而提升企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值。在企業(yè)資源一定的情況下，股權(quán)激勵(lì)使得管理層將更多的資源用于長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)性項(xiàng)目，必然會(huì)減少短期金融套利項(xiàng)目的投入，即抑制了企業(yè)金融化?；谝陨戏治?，本文提出H1。

H1：相較于未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)的金融化程度更低。

2. 股權(quán)激勵(lì)微觀契約條款設(shè)置與企業(yè)金融化

由契約理論可知，契約關(guān)系是制度安排的本質(zhì)，且契約條款的合理設(shè)置在很大程度上決定了契約的效果[26]。作為緩解代理沖突的重要契約集合體，股權(quán)激勵(lì)各項(xiàng)契約條款的設(shè)置表征不同的契約功能和屬性。因此，研究股權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)效果須從契約條款本身入手。本文分別從激勵(lì)性條款、適應(yīng)性條款和約束性條款出發(fā)，考察股權(quán)激勵(lì)微觀契約條款設(shè)置對(duì)企業(yè)金融化的影響。

激勵(lì)強(qiáng)度是股權(quán)激勵(lì)契約設(shè)置中的核心契約條款之一，體現(xiàn)為授予激勵(lì)對(duì)象標(biāo)的物數(shù)量的多少[27]。股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，管理層謀取個(gè)人私利、損害股東利益的代價(jià)越高，管理層按照股東價(jià)值最大化原則進(jìn)行決策的可能性越大[28]。換言之，隨著激勵(lì)強(qiáng)度的增加，管理層會(huì)增加實(shí)物資產(chǎn)、研發(fā)創(chuàng)新項(xiàng)目等長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)性投資，減少金融資產(chǎn)等短期套利項(xiàng)目投入，即企業(yè)金融化程度更低。因此，本文提出H2。

H2：激勵(lì)性條款的設(shè)置會(huì)影響股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)，激勵(lì)強(qiáng)度越大，股權(quán)激勵(lì)對(duì)于企業(yè)金融化的抑制作用越強(qiáng)。

激勵(lì)模式是影響激勵(lì)效果的直接因素，反映出激勵(lì)契約與企業(yè)所處發(fā)展階段、行業(yè)地位等基本特質(zhì)的匹配程度[13]。股票期權(quán)(7)股票期權(quán)是指上市公司給予激勵(lì)對(duì)象在未來(lái)一定期限以預(yù)先確定的價(jià)格購(gòu)買本公司一定數(shù)量的股票的權(quán)利。和限制性股票(8)限制性股票是指上市公司按照預(yù)先確定的條件授予激勵(lì)對(duì)象一定數(shù)量的本公司股票，激勵(lì)對(duì)象只有在滿足股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃規(guī)定的條件時(shí)，才能出售股票并從中獲利。是我國(guó)使用廣泛的兩種激勵(lì)模式，兩者對(duì)股價(jià)波動(dòng)的敏感性存在差異。并且，金融資產(chǎn)在其公允價(jià)值確認(rèn)和計(jì)量過(guò)程中聯(lián)動(dòng)的資本市場(chǎng)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)會(huì)加劇股價(jià)的波動(dòng)。因此，激勵(lì)模式的異質(zhì)性會(huì)影響股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)。具體而言，股票期權(quán)的本質(zhì)是一種看漲期權(quán)，其價(jià)值取決于未來(lái)股價(jià)的變動(dòng)。同時(shí)，由于我國(guó)對(duì)股票期權(quán)的執(zhí)行價(jià)格下限存在嚴(yán)格限制，故股票期權(quán)從被授予之日起便處于深度虛值狀態(tài)，其價(jià)值對(duì)股價(jià)波動(dòng)具有高度敏感性[29]。因此，股票期權(quán)使得激勵(lì)對(duì)象的收益和企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效掛鉤，更能拉長(zhǎng)管理層的投資決策視野[14]，減少配置金融資產(chǎn)等短期套利行為；而相較于股票期權(quán)，限制性股票的授予資格與未來(lái)股價(jià)相關(guān)性不是很高，對(duì)短期套利行為的約束力相對(duì)較弱[30]。即相較于限制性股票，股票期權(quán)更能抑制企業(yè)金融化。因此，本文提出H3。

H3：適應(yīng)性條款的設(shè)置會(huì)影響股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)，與限制性股票相比，股票期權(quán)對(duì)于企業(yè)金融化的抑制作用更強(qiáng)。

激勵(lì)期限是指股權(quán)激勵(lì)有效期的長(zhǎng)度，表現(xiàn)為激勵(lì)契約時(shí)間約束的長(zhǎng)短[27]。由于行權(quán)收益只能在未來(lái)實(shí)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)期限越長(zhǎng)，管理層的個(gè)人收益與企業(yè)價(jià)值的“捆綁期”越長(zhǎng)。隨著激勵(lì)期限的延長(zhǎng)，管理層通過(guò)盈余管理和信息操縱等方式獲取行權(quán)收益的難度更大，實(shí)施短期行為受到未來(lái)行權(quán)損失的懲罰更重[31]。因此，管理層會(huì)拓展經(jīng)營(yíng)決策視野，減少金融資產(chǎn)投機(jī)等短期套利行為，聚焦于企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。換言之，較長(zhǎng)的激勵(lì)期限更能拉長(zhǎng)管理層的投資視野，減少對(duì)短期套利項(xiàng)目的投入，加大對(duì)實(shí)物資本和研發(fā)創(chuàng)新等長(zhǎng)期項(xiàng)目的投入，進(jìn)而抑制企業(yè)金融化。因此，本文提出H4。

H4：約束性條款的設(shè)置會(huì)影響股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)，激勵(lì)有效期越長(zhǎng)，股權(quán)激勵(lì)對(duì)于企業(yè)金融化的抑制作用越強(qiáng)。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2008—2019年滬深A(yù)股上市公司為研究對(duì)象，并依次對(duì)樣本做如下篩選：(1)剔除ST、*ST類公司；(2)剔除金融行業(yè)、保險(xiǎn)行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)公司；(3)剔除未通過(guò)股東大會(huì)決議、暫停實(shí)施和終止實(shí)施的股權(quán)激勵(lì)公司；(4)僅保留股權(quán)激勵(lì)模式為限制性股票或股票期權(quán)的公司；(5)剔除數(shù)據(jù)缺失公司。股權(quán)激勵(lì)數(shù)據(jù)來(lái)自WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為減少異常值影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1% Winsor縮尾處理。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量

參考杜勇等的研究[5]，本文從金融資產(chǎn)占比的角度出發(fā)，將企業(yè)金融化(Fin1)定義為期末金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值，即企業(yè)金融化(Fin1)=(交易性金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+衍生金融資產(chǎn)+持有至到期投資資產(chǎn)凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+投資性房地產(chǎn)凈額)/期末資產(chǎn)總額。另外，上述公式僅適用于2008—2017年間的企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。2017年發(fā)布的企業(yè)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則針對(duì)金融資產(chǎn)的會(huì)計(jì)處理發(fā)生了較大變更(9)2017年財(cái)政部針對(duì)《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第22號(hào)-金融工具確認(rèn)和計(jì)量》(簡(jiǎn)稱“新金融工具準(zhǔn)則”)進(jìn)行較大修訂，金融資產(chǎn)的會(huì)計(jì)處理發(fā)生了變更，具體來(lái)說(shuō)：新金融工具準(zhǔn)則不再使用“持有至到期投資”和“可供出售金融資產(chǎn)”科目，同時(shí)新增“債權(quán)投資”“其他債權(quán)投資”“其他權(quán)益工具投資”等科目。并且，在境內(nèi)外同時(shí)上市的企業(yè)以及在境外上市并采用國(guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則或企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則編制財(cái)務(wù)報(bào)告的企業(yè)，自2018年1月1日起施行，其他境內(nèi)上市企業(yè)自2019年1月1日起施行。，故對(duì)于2018年和2019年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，本文已考慮新金融工具準(zhǔn)則的影響。

2. 解釋變量

(1) 是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)(Incentive)。借鑒胡景濤等的做法[32]，若企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，Incentive取值為1，否則取0。

(2) 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度(Strength)。借鑒胡景濤等的方法[32]，將上市公司公布的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的股票期權(quán)或限制性股票的實(shí)際授予數(shù)與總股本數(shù)的比值作為股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度(Strength)的代理指標(biāo)。同時(shí)，對(duì)于連續(xù)多次實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司，采用每年新增的授予數(shù)量衡量股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度。

(3) 股權(quán)激勵(lì)模式(Mode_option、Mode_restrict)。借鑒陳文強(qiáng)等的研究思路[34]，設(shè)置股權(quán)激勵(lì)模式的分類指標(biāo)。若激勵(lì)模式為股票期權(quán)，Mode_option取值為1，否則取0。若激勵(lì)模式為限制性股票，Mode_restrict取值為1，否則取0。

(4) 股權(quán)激勵(lì)期限(Length_long、Length_short)。參考陳文強(qiáng)等的研究思路[34]，設(shè)置股權(quán)激勵(lì)期限的分類指標(biāo)。由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，激勵(lì)有效期的中位數(shù)為4年，故以4年為分水嶺，設(shè)置較長(zhǎng)激勵(lì)期限(Length_long)、較短激勵(lì)期限(Length_short)兩個(gè)虛擬變量。若激勵(lì)有效期大于或等于4年，Length_long取值為1，否則取0。若激勵(lì)有效期為小于4年，Length_short取值為1，否則取0。

3. 控制變量：借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[3,8-9]，本文在模型中控制了可能影響企業(yè)金融化的因素，具體變量定義見(jiàn)表1。

表1 主要變量定義

(三) 研究模型

為驗(yàn)證前文提出的4個(gè)研究假設(shè)，本文構(gòu)建如下待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

Fin1i,t=α0+α1Incentivei,t+α2∑CVS+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

Fin1i,t=β0+β1Strengthi,t+β2∑CVS+∑Industry+∑Year+εi,t

(2)

Fin1i,t=γ0+γ1Mode_optioni,t+γ2Mode_restricti,t+γ3∑CVS+∑Industry+∑Year+εi,t

(3)

Fin1i,t=θ0+θ1Length_longi,t+θ2Length_shorti,t+θ3∑CVS+∑Industry+∑Year+εi,t

(4)

其中，CVS為企業(yè)規(guī)模(Size)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)等控制變量加總。另外，模型控制了行業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)，并采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

模型(1)用于檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)金融化之間的關(guān)系。若α1顯著為負(fù)，則說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)會(huì)抑制企業(yè)金融化。模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上，將Incentive替換為Strength，考察激勵(lì)性條款對(duì)企業(yè)金融化的影響。為檢驗(yàn)適應(yīng)性條款和約束性條款的異質(zhì)性影響，本文參考已有研究[3,34]，在模型(1)的基礎(chǔ)上引入股權(quán)激勵(lì)模式和股權(quán)激勵(lì)期限的分類指標(biāo)，分別構(gòu)建模型(3)和模型(4)，并通過(guò)比較回歸系數(shù)γ1和γ2、θ1和θ2的大小進(jìn)行判斷?；貧w系數(shù)γ1和γ2分別表示相較于未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)，采用股票期權(quán)、限制性股票模式的股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制程度；回歸系數(shù)θ1和θ2分別表示相較于未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)，設(shè)置較長(zhǎng)激勵(lì)期限、較短激勵(lì)期限的股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制程度。

四、 實(shí)證分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，企業(yè)金融化(Fin1)的平均值為0.024，最小值為0，最大值達(dá)0.356，標(biāo)準(zhǔn)差為0.060，這表明我國(guó)目前企業(yè)金融化程度相差較大。并且，從企業(yè)金融化的分地區(qū)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(10)限于篇幅，本文未列示企業(yè)金融化程度的分地區(qū)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，備索。來(lái)看，東部地區(qū)的企業(yè)金融化均值達(dá)2.676%，而中部、西部地區(qū)的企業(yè)金融化均值較小，僅為1.791%和1.703%，說(shuō)明企業(yè)金融化程度在東部、中部和西部地區(qū)存在較大差異。股權(quán)激勵(lì)(Incentive)的均值為0.160，中位數(shù)為0，這說(shuō)明我國(guó)大部分上市公司未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，也在一定程度上反映出我國(guó)上市公司缺乏對(duì)管理層進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的長(zhǎng)期激勵(lì)行為。進(jìn)一步，從企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的分地區(qū)樣本量變化(11)限于篇幅，本文未列示企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的分地區(qū)樣本量變化的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，備索。來(lái)看，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)大多位于我國(guó)東部地區(qū)，占比達(dá)18.600%，中部地區(qū)企業(yè)占比達(dá)11.410%，而西部地區(qū)中實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)僅占8.868%，說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)實(shí)施情況存在較大地區(qū)差異。其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)與前人的研究結(jié)果基本一致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3是對(duì)股權(quán)激勵(lì)主要契約條款的描述性統(tǒng)計(jì)?？梢钥闯觯髽I(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的契約條款設(shè)置存在較大差異，即激勵(lì)契約具有異質(zhì)性。就激勵(lì)性條款而言，激勵(lì)強(qiáng)度的均值為2.448%，標(biāo)準(zhǔn)差為1.484%，表明激勵(lì)強(qiáng)度在不同企業(yè)間的差異較大；就適應(yīng)性條款而言，約28.300%的企業(yè)采用了股票期權(quán)模式，表明限制性股票是目前企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的主要模式。就約束性條款而言，激勵(lì)期限的均值為4.564年，最小值為1年，最大值卻有10年，說(shuō)明激勵(lì)期限存在較大差異。

表3 主要契約條款的描述性統(tǒng)計(jì)

(二) 實(shí)證結(jié)果

表4列(1)報(bào)告了模型(1)的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)可見(jiàn)，股權(quán)激勵(lì)(Incentive)的回歸系數(shù)為-0.004，并在1%的水平上顯著(t=-4.428)，說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)會(huì)抑制企業(yè)金融化。H1得到支持。

表4列(2)報(bào)告了模型(2)的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯?，激勵(lì)強(qiáng)度(Strength)的回歸系數(shù)為-0.002，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，企業(yè)的金融化程度越低，即股權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)性條款會(huì)影響股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)，且股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用越強(qiáng)。H2得到支持。

表4列(3)報(bào)告了模型(3)的檢驗(yàn)結(jié)果。可以看出，股票期權(quán)(Mode_option)和限制性股票(Mode_restrict)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，股票期權(quán)(Mode_option)的回歸系數(shù)-0.006的絕對(duì)值大于限制性股票(Mode_restrict)的回歸系數(shù)-0.004的絕對(duì)值，且兩者系數(shù)差異在10%水平上顯著，這說(shuō)明與限制性股票相比，采用股票期權(quán)模式的股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用更強(qiáng)，即股權(quán)激勵(lì)的適應(yīng)性條款會(huì)影響股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)，相較于限制性股票，股票期權(quán)對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用更強(qiáng)。H3得到支持。

表4 回歸檢驗(yàn)結(jié)果

表4列(4)報(bào)告了模型(4)的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯?，較長(zhǎng)激勵(lì)期限(Length_long)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，而較短激勵(lì)期限(Length_short)的回歸系數(shù)不顯著，這表明激勵(lì)期限較短時(shí)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)不會(huì)對(duì)企業(yè)金融化產(chǎn)生顯著的抑制作用，而在長(zhǎng)期的時(shí)間約束下，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠抑制企業(yè)金融化。即股權(quán)激勵(lì)的約束性條款會(huì)影響股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)，只有在較長(zhǎng)的時(shí)間約束下，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)才能抑制企業(yè)金融化。H4得到支持。

五、 作用機(jī)制檢驗(yàn)

(一) 降低第一類代理成本

由前文可知，股權(quán)激勵(lì)抑制企業(yè)金融化，其中一個(gè)可能的機(jī)制是：基于最優(yōu)契約理論，股權(quán)激勵(lì)能夠減少管理層和股東之間的代理沖突，降低第一類代理成本，拓寬和拉長(zhǎng)管理層投資決策視野，這有助于減輕“投資替代”動(dòng)機(jī)，約束管理層進(jìn)行短期金融套利等機(jī)會(huì)主義行為，抑制企業(yè)金融化。即股權(quán)激勵(lì)會(huì)降低第一類代理成本進(jìn)而抑制企業(yè)金融化。

為了檢驗(yàn)第一類代理成本的中介作用，本文借鑒逯東等的研究[35]，分別從加強(qiáng)監(jiān)督和增強(qiáng)激勵(lì)視角出發(fā)，選用在職消費(fèi)和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率兩種方法衡量第一類代理成本。Perk表示在職消費(fèi)，用財(cái)務(wù)報(bào)表附注披露的八項(xiàng)費(fèi)用(12)八項(xiàng)費(fèi)用是指辦公費(fèi)、差旅費(fèi)、業(yè)務(wù)招待費(fèi)、通訊費(fèi)、出國(guó)學(xué)習(xí)費(fèi)、董事會(huì)費(fèi)、小車費(fèi)和會(huì)議費(fèi)?？偤统誀I(yíng)業(yè)收入得到，該值越大，表明第一代理成本越大；Assetto表示總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，該值越大，表明第一類代理成本越小。在此基礎(chǔ)上，借鑒溫忠麟等的方法[36]，本文采用三步法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。本文同時(shí)使用Sobel和Bootstrap檢驗(yàn)方法補(bǔ)充驗(yàn)證。結(jié)果見(jiàn)表5。

表5的列(1)至列(3)表示基于在職消費(fèi)的代理成本中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。在列(1)中，Incentive的回歸系數(shù)為-0.004，且在1%的水平上顯著；列(2)考察了解釋變量(Incentive)對(duì)中介變量(Perk)的影響，Incentive的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)會(huì)降低在職消費(fèi)水平，即減少第一類代理成本；列(3)同時(shí)納入解釋變量(Incentive)和中介變量(Perk)。Incentive的回歸系數(shù)為-0.004，且在1%的水平上顯著；Perk的回歸系數(shù)為0.251，且在1%的水平上顯著。另外，Sobel檢驗(yàn)中Z統(tǒng)計(jì)量通過(guò)1%水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，中介效應(yīng)占比為3.693%；Bootstrap檢驗(yàn)的置信區(qū)間不包含0。上述檢驗(yàn)結(jié)果均表明，在職消費(fèi)是股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化的部分中介，即股權(quán)激勵(lì)通過(guò)減少在職消費(fèi)抑制企業(yè)金融化。

表5的列(1)(4)(5)表示基于總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的代理成本中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)中，Incentive的回歸系數(shù)為-0.004，且在1%的水平上顯著；列(4)中，Incentive的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)會(huì)提高企業(yè)的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，即降低第一類代理成本；列(5)中，Incentive的回歸系數(shù)約為-0.004，且在1%的水平上顯著；Assetto的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著負(fù)。另外，Sobel檢驗(yàn)中Z統(tǒng)計(jì)量通過(guò)1%水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，中介效應(yīng)占比為10.495%；Bootstrap檢驗(yàn)的置信區(qū)間不包含0。上述檢驗(yàn)結(jié)果均表明，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率是股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化的部分中介，即股權(quán)激勵(lì)通過(guò)提高總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率抑制企業(yè)金融化。

上述基于代理成本的中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，股權(quán)激勵(lì)會(huì)降低第一類代理成本進(jìn)而抑制企業(yè)金融化。

(二) 緩解融資約束

股權(quán)激勵(lì)抑制企業(yè)金融化的另一個(gè)可能的機(jī)制是：股權(quán)激勵(lì)能夠傳遞出公司治理良好和投資項(xiàng)目?jī)?yōu)良的信息，降低信息不對(duì)稱，緩解融資約束，進(jìn)而減輕“蓄水池”動(dòng)機(jī)，抑制企業(yè)金融化，即股權(quán)激勵(lì)會(huì)緩解融資約束進(jìn)而抑制企業(yè)金融化。

為了檢驗(yàn)融資約束的中介作用，本文借鑒徐思等的方法[37]，采用SA指數(shù)衡量企業(yè)的融資約束水平(FC)，即FC=Ln(|SA指數(shù)|)，該FC越大，企業(yè)的融資約束越大。并且借鑒溫忠麟等的做法[36]，本文通過(guò)三步法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。為增強(qiáng)中介效應(yīng)的可信性，本文同時(shí)使用Sobel和Bootstrap檢驗(yàn)方法進(jìn)行補(bǔ)充驗(yàn)證。

表5的列(1)(6)(7)表示基于融資約束的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)中，Incentive的回歸系數(shù)為-0.004，且在1%的水平上顯著；列(6)中，Incentive的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)會(huì)降低企業(yè)的融資約束水平；列(7)中，Incentive的回歸系數(shù)約為-0.004，且在1%的水平上顯著；FC的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著正。另外，Sobel檢驗(yàn)中Z統(tǒng)計(jì)量通過(guò)1%水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，中介效應(yīng)占比為9.300%；Bootstrap檢驗(yàn)的置信區(qū)間不包含0。上述檢驗(yàn)結(jié)果均表明，融資約束是股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化的部分中介，即股權(quán)激勵(lì)會(huì)通過(guò)緩解融資約束進(jìn)而抑制企業(yè)金融化。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

六、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一) 內(nèi)生性問(wèn)題

1. 逐年傾向得分匹配

由于股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施存在門檻，即通常是業(yè)績(jī)優(yōu)良、公司治理良好的企業(yè)才能通過(guò)審批獲得實(shí)施資格，故股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施行為并非是隨機(jī)的，存在樣本選擇偏見(jiàn)[14]。為了減輕樣本選擇偏誤，本文借鑒已有研究[33]，采用逐年傾向得分匹配法對(duì)樣本進(jìn)行了篩選，共得到4768個(gè)觀測(cè)數(shù)。為檢驗(yàn)匹配效果，本文對(duì)匹配前后實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)的協(xié)變量的均值差異進(jìn)行t檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，匹配前，除前五大股東持股(L_Top5)外，所有協(xié)變量的均值差異都在1%的水平上顯著；匹配后，所有協(xié)變量的均值差異均不顯著。這說(shuō)明逐年傾向得分匹配通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)，且匹配效果較好?；谄ヅ浜蟮臉颖?，本文對(duì)模型(1)重新回歸。結(jié)果表明，股權(quán)激勵(lì)(Incentive)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，證明H1的結(jié)果是穩(wěn)健的。限于篇幅，本文未列示檢驗(yàn)結(jié)果，備索(下同)。

2. 工具變量檢驗(yàn)

前文證實(shí)了股權(quán)激勵(lì)會(huì)抑制企業(yè)金融化，但也可能是金融化程度較低的企業(yè)更傾向于實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，即前文結(jié)論可能存在反向因果的內(nèi)生性問(wèn)題。為了緩解內(nèi)生性問(wèn)題，本文將Incentive的滯后一期(L_Incentive)、滯后兩期(LL_Incentive)作為工具變量，并采用2SLS法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。另外，為確保工具變量的有效性，本文進(jìn)行并通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。結(jié)果表明，在控制內(nèi)生性問(wèn)題后，股權(quán)激勵(lì)仍會(huì)抑制企業(yè)金融化，這與前文結(jié)論一致。

(二) 替換變量

為了對(duì)企業(yè)金融化進(jìn)行更為全面的描述，本文借鑒惠麗麗等的做法[38]，從金融投資收益占比的角度衡量企業(yè)金融化程度，即企業(yè)金融化(Fin2)=(投資收益+公允價(jià)值變動(dòng)損益+凈匯兌收益-對(duì)聯(lián)營(yíng)和合營(yíng)企業(yè)的投資收益)/營(yíng)業(yè)利潤(rùn)。結(jié)果表明，股權(quán)激勵(lì)(Incentive)的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)金融化負(fù)相關(guān)，證明前文結(jié)論是穩(wěn)健的。

(三) 子樣本回歸

由于制造業(yè)在實(shí)體經(jīng)濟(jì)中的核心主體地位和2008年金融危機(jī)沖擊的影響，本文分別采用制造業(yè)子樣本和剔除2008—2009年觀測(cè)值的子樣本進(jìn)行回歸。結(jié)果表明，無(wú)論是采用制造業(yè)子樣本回歸還是采用剔除2008年金融危機(jī)影響后的樣本回歸，股權(quán)激勵(lì)(Incentive)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明前文結(jié)論仍然穩(wěn)健。

(四) 雙重聚類調(diào)整

為控制異方差和序列相關(guān)問(wèn)題，本文采用經(jīng)企業(yè)和年度雙重聚類調(diào)整的標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)模型(1)重新回歸。結(jié)果表明，股權(quán)激勵(lì)(Incentive)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，再次證明前文結(jié)論是穩(wěn)健的。

七、 結(jié)論性評(píng)述

本文以我國(guó)2008—2019年滬深A(yù)股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的影響，考察了股權(quán)激勵(lì)微觀契約條款設(shè)置對(duì)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響，并進(jìn)一步探究了股權(quán)激勵(lì)影響企業(yè)金融化的作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)相比，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)的金融化程度更高，該結(jié)論在進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立?；谖⒂^契約視角，股權(quán)激勵(lì)關(guān)鍵契約條款設(shè)置會(huì)對(duì)企業(yè)金融化產(chǎn)生異質(zhì)性影響。從激勵(lì)性條款來(lái)看，股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制程度越大；從適應(yīng)性條款來(lái)看，相較于限制性股票，股票期權(quán)對(duì)于企業(yè)金融化的抑制作用更強(qiáng)；從約束性條款來(lái)看，股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用在激勵(lì)期限較長(zhǎng)的股權(quán)激勵(lì)契約中才能實(shí)現(xiàn)。作用機(jī)制檢驗(yàn)表明，股權(quán)激勵(lì)會(huì)減少第一類代理成本、緩解融資約束進(jìn)而抑制企業(yè)金融化。

根據(jù)上述結(jié)論，本文建議：(1)政府監(jiān)管部門要著力改善股權(quán)激勵(lì)的外部環(huán)境，引導(dǎo)更多企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，有效抑制企業(yè)金融化。首先，政府監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)改善股權(quán)激勵(lì)的法律環(huán)境，不斷完善和優(yōu)化相關(guān)法律法規(guī)建設(shè)，為股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的實(shí)施和推廣提供更完備的法律依據(jù)。其次，政府監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)改善股權(quán)激勵(lì)的資本市場(chǎng)環(huán)境，進(jìn)一步發(fā)展和完善資本市場(chǎng)，讓股票價(jià)格真實(shí)且充分地反映企業(yè)價(jià)值，從而更好地發(fā)揮股權(quán)激勵(lì)的治理效應(yīng)，防范企業(yè)過(guò)度金融化風(fēng)險(xiǎn)。(2)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的企業(yè)應(yīng)持續(xù)優(yōu)化股權(quán)激勵(lì)契約條款的選擇和設(shè)置，激勵(lì)或引導(dǎo)高管減少金融套利行為。首先，股權(quán)激勵(lì)會(huì)對(duì)企業(yè)金融化行為產(chǎn)生一定的抑制作用，企業(yè)應(yīng)優(yōu)先考慮股權(quán)激勵(lì)作為完善公司內(nèi)部治理的重要機(jī)制，從而有效防范企業(yè)過(guò)度金融化風(fēng)險(xiǎn)。其次，結(jié)合股權(quán)激勵(lì)微觀契約條款對(duì)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響，企業(yè)應(yīng)基于自身實(shí)際情況科學(xué)、合理地安排和設(shè)置股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的關(guān)鍵契約條款，適當(dāng)增加激勵(lì)強(qiáng)度，優(yōu)先選擇股票期權(quán)模式，適度延長(zhǎng)激勵(lì)期限，進(jìn)而充分發(fā)揮股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)金融化的治理效應(yīng)。

最后需要指出的是，本文尚有一定的局限性：(1)未囊括股權(quán)激勵(lì)所有的契約條款。本文未考察股權(quán)激勵(lì)的業(yè)績(jī)行權(quán)條件、行權(quán)價(jià)格等契約條款對(duì)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響。(2)未涉及契約條款組合的影響。作為復(fù)雜的契約集合體，股權(quán)激勵(lì)各項(xiàng)契約條款之間必然會(huì)互相作用和影響。本文未探究股權(quán)激勵(lì)不同契約條款組合對(duì)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響。(3)第一類代理成本指標(biāo)衡量較為粗糙。本文選用在職消費(fèi)和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率兩種方法衡量第一類代理成本存在較多噪聲，需進(jìn)一步優(yōu)化。因此，在后續(xù)研究中，可以進(jìn)一步探究股權(quán)激勵(lì)的其他契約條款、契約條款組合對(duì)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響，并改進(jìn)第一類代理成本的衡量方式。