潘泓靜

廣東培正學(xué)院會計(jì)學(xué)系 廣東廣州 510830

創(chuàng)業(yè)板財(cái)務(wù)特征、代理成本與股權(quán)激勵水平

潘泓靜

廣東培正學(xué)院會計(jì)學(xué)系 廣東廣州 510830

本文以創(chuàng)業(yè)板為基礎(chǔ)，從創(chuàng)業(yè)板與主板、中小板的財(cái)務(wù)特征、代理成本差異角度分析其對股權(quán)激勵水平的影響。本文以 2010年初到 2013年6月底創(chuàng)業(yè)板的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以提出股權(quán)激勵計(jì)劃并實(shí)施的上市公司為研究樣本，分析公司的財(cái)務(wù)特征、代理成本兩者分別對股權(quán)激勵水平的影響，以及兩者對股權(quán)激勵水平的綜合影響。根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，提出了創(chuàng)業(yè)板公司應(yīng)采用多種股權(quán)激勵模式、保持合理的股權(quán)集中度等建議。

創(chuàng)業(yè)板；財(cái)務(wù)特征；代理成本；股權(quán)激勵水平

一、研究背景

我國于20世紀(jì)90年代后期開始中引入股權(quán)激勵制度，但是由于我國資本市場的有效性問題，股權(quán)激勵的發(fā)展受到很大阻礙。2005年股權(quán)分置改革以后，我國的資本市場發(fā)展迅速，股票價(jià)格能真正反映企業(yè)價(jià)值。相關(guān)法律法規(guī)的健全，也為股權(quán)激勵制度的實(shí)施提供了良好的環(huán)境。

2009年10月30日，我國的創(chuàng)業(yè)板開市交易，創(chuàng)業(yè)板上市公司主要是一些從事高新技術(shù)的中小民營企業(yè)。其特征是具有高成長性與高競爭性。對于創(chuàng)業(yè)板上市公司，股權(quán)激勵的地位也舉足輕重。在現(xiàn)有的相關(guān)調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，相比主板、中小板的公司，創(chuàng)業(yè)板的公司更傾向于進(jìn)行股權(quán)激勵，股權(quán)激勵水平也相對比較高。因此，本文以財(cái)務(wù)特征、代理成本差異為出發(fā)點(diǎn)，從財(cái)務(wù)視角方面提出假設(shè)提出相關(guān)假設(shè)，分析兩者對股權(quán)激勵水平的影響，為我國股權(quán)激勵機(jī)制的完善提供一些指導(dǎo)建議。

二、文獻(xiàn)綜述

1.關(guān)于股權(quán)激勵水平影響因素的文獻(xiàn)回顧

(1)公司風(fēng)險(xiǎn)

宋兆剛(2006)研究發(fā)現(xiàn)公司風(fēng)險(xiǎn)越大，股權(quán)激勵水平越低。袁燕(2008)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)公司的風(fēng)險(xiǎn)越大，股權(quán)激勵水平反而越低。

(2)公司規(guī)模

房利(2010)也發(fā)現(xiàn)規(guī)模對股權(quán)激勵并沒有顯著影響。張艷林(2011)研究結(jié)果表明公司的規(guī)模與股權(quán)激勵水平不存在顯著關(guān)系。

(3)自由現(xiàn)金流

何煒，王孟怡(2011)研究結(jié)果顯示公司規(guī)模、自由現(xiàn)金流會對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生顯著負(fù)相關(guān)影響。王蘇婷（2012）研究表明公司自有現(xiàn)金流越大，股權(quán)激勵水平越低。

(4)成長性

馮濤、楊瑾、劉洲勤(2010)的研究也表明了兩者的正相關(guān)關(guān)系。然而李月梅、劉濤(2010)研究結(jié)果卻提出成長性并不會對公司的股權(quán)激勵水平產(chǎn)生影響。王蘇婷(2012)研究發(fā)現(xiàn)公司成長性與股權(quán)激勵水平之間的關(guān)系不顯著。

(5)盈利能力

國外學(xué)者對盈利能力對股權(quán)激勵水平的影響研究結(jié)論比較相似。結(jié)果都顯示：盈利能力越好的公司越有可能進(jìn)行股權(quán)激勵，并且激勵的比例也比較高。Demsetz和Lehn(2005)研究結(jié)果表明凈資產(chǎn)收益率對股權(quán)激勵水平的影響并不顯著。曹開悅(2007)經(jīng)過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)公司盈利能力會對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生顯著正相關(guān)的影響。許瓊楓、楊雋萍(2012)凈資產(chǎn)收益率越高，股權(quán)激勵水平越大。王蘇婷(2012)研究發(fā)現(xiàn)公司盈利能力對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正向影響。

(6)管理層的任職期限

Attaway(2000)對美國計(jì)算機(jī)和電子行業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)理的任期和年齡對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正相關(guān)的影響。但是宋兆剛(2006)認(rèn)為管理層的任職期限不影響股權(quán)激勵水平。

(7)股權(quán)集中度

曹開悅(2007)研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)越集中，激勵水平反而會降低。許瓊楓、楊雋萍(2012)研究結(jié)果表明兩者的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.關(guān)于股權(quán)激勵與代理成本的文獻(xiàn)回顧

Depken等(2006)的研究結(jié)果顯示，限制性股票及股票期權(quán)能夠顯著地減少股權(quán)代理成本。Tzioumis (2008) 研究發(fā)現(xiàn)公司進(jìn)行股權(quán)激勵的目的是為了降低股東與管理層之間的代理成本。陳冬華等(2005)的研究表明，在職消費(fèi)的存在，提升了國有企業(yè)的代理成本，在國有企業(yè)中，股權(quán)激勵情況會更多。周中勝(2008)結(jié)果表明，股權(quán)激勵的實(shí)施能夠降低自由現(xiàn)金流量所引致的代理成本。

三、股權(quán)激勵水平的實(shí)證分析

1.研究假設(shè)

H1：在其他條件不變的情況下，公司成長性對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正相關(guān)的影響。

H2：在其他條件不變的情況下，現(xiàn)金流動性對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生負(fù)相關(guān)的影響。

H3：在其他條件不變的情況下，資產(chǎn)流動性對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生負(fù)相關(guān)的影響。

H4：在其他條件不變的情況下，市場競爭力對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生負(fù)相關(guān)的影響。

H5：在其他條件不變的情況下，盈利能力對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正相關(guān)的影響。

H6：在其他條件不變的情況下，代理成本對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正相關(guān)的影響，但是在創(chuàng)業(yè)板公司中，該影響并不顯著。

2.樣本的選取與數(shù)據(jù)來源

由于創(chuàng)業(yè)板上市公司于2009年10月才開始，所以本文選取樣本的時(shí)間段是從2010年初到2013年6月底，在這三年期間提出明確的股權(quán)激勵計(jì)劃并且付諸實(shí)施的創(chuàng)業(yè)板上市公司，剔除雖然開始激勵草案但是實(shí)施過程中終止實(shí)施的公司、被特別處理類上市公司、數(shù)據(jù)不全的公司，這樣得到的有效樣本是99家，其中2010年的11家，2011年的21家，2012年的29家，2013年上半年38家。由于公司的財(cái)務(wù)特征、代理成本等影響因素是在股權(quán)激勵預(yù)案通過前就對樣本公司產(chǎn)生影響，所以本文選擇的影響因素?cái)?shù)據(jù)是公布預(yù)案前一年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。本部分所用到的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和指標(biāo)均來自于深圳交易所和上海交易所中上市公司的年度報(bào)表、國泰安數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理使用MicrosoftExcel2007及SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件完成。

3.變量的定義與計(jì)量

現(xiàn)將各變量的名稱及計(jì)算方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)歸納，具體內(nèi)容如表3-1所示：

4.模型的建立

本文采用的模型是回歸模型，建立如下的多元回歸方程，檢驗(yàn)對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生影響的因素，具體模型如下：

(1)不考慮代理成本時(shí)：

模型一：只考慮財(cái)務(wù)特征對股權(quán)激勵水平影響的模型：

PRT=a0+a1GRO+a2CASH+a3LOA+a4MCC+a5ROE+

a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

(2)當(dāng)股權(quán)代理成本為EXP時(shí)：

模型二：只考慮股權(quán)代理成本對股權(quán)激勵水平的影響

PRT=a0+a6EXP+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

模型三：公司的財(cái)務(wù)狀況以及代理成本對股權(quán)激勵水平的綜合影響：

PRT=a0+a1GRO+a2CASH+a3LOA+a4MCC+a5ROE+

a6EXP+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

(3)當(dāng)股權(quán)代理成本為TRUN時(shí)：

模型四：只考慮股權(quán)代理成本對股權(quán)激勵水平的影響

PRT=a0+a6TRUN+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

模型五：公司的財(cái)務(wù)狀況以及代理成本對股權(quán)激勵水平的綜合影響：

PRT=a0+a1GRO+a2CASH+a3LOA+a4MCC+a5ROE+

a6TRUN+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

其中，a0為常數(shù)項(xiàng)，a1、a2、a3、a4、a5、a6、a7、a8、a9、a10、a11分別為公司的成長性、現(xiàn)金的流動性、資產(chǎn)的流動性、市場競爭力、凈資產(chǎn)收益率、股權(quán)代理成本、公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、獨(dú)立董事比例、風(fēng)險(xiǎn)水平的相關(guān)系數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。

表3-1 變量的定義與說明

5.實(shí)證分析

（1）描述性統(tǒng)計(jì)

首先對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，如表3-2所示。

表3-2 創(chuàng)業(yè)板數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計(jì)量

從上表可知，公司股權(quán)激勵水平(PRT)的最大值為9.47%，最小值為0.15%，均值為3.09%，說明我國創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)激勵水平較平均；公司的成長性指標(biāo)總資產(chǎn)增長率(GRO)最小值是-0.05，最大值達(dá)到5.66，其標(biāo)準(zhǔn)差也較大，說明數(shù)據(jù)較離散，不同的企業(yè)有較大的差異；各公司流動資產(chǎn)比率相差不大。市場競爭力MCC的最小值為-0.16，最大值為0.51，相差不是很大。管理費(fèi)用率EXP的最小值為0.03，最大值為0.49，差異也不大。而總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率TRUN的最小值為0.14，最大值為1.67，均值為0.58，數(shù)據(jù)相對離散。各公司的資產(chǎn)負(fù)債率(CS)差異很大，有些公司的資產(chǎn)負(fù)債率已高于較適宜的50%的比例；公司的規(guī)模(SIZE)由于是取得總資產(chǎn)的自然對數(shù)，數(shù)據(jù)相對較集中，分布在18.92到21.91之間，不同公司規(guī)模的差異性較小；公司的獨(dú)立董事比例(IDR)最小為33%，最大達(dá)到了60%，獨(dú)立董事的比例差異較大，有些公司比較重視獨(dú)立董事的作用，公司治理結(jié)構(gòu)較完善，而有些公司的獨(dú)立董事形同虛設(shè)。股權(quán)集中度指標(biāo)(H5)在各公司之間的差異不是很大，均值是16.9%，存在“一股獨(dú)大”的可能性較小。DTL風(fēng)險(xiǎn)水平的最小值為-0.22，最大值為37.74，相差比較大。

（2）相關(guān)性檢驗(yàn)

如表3-3、3-4所示，反映的是被解釋變量與解釋變量經(jīng)過皮爾遜相關(guān)性檢驗(yàn)后的結(jié)果。

表3-3 創(chuàng)業(yè)板主要變量的相關(guān)性檢驗(yàn)

表3-4 創(chuàng)業(yè)板主要變量的相關(guān)性檢驗(yàn)

上表為PRT與各解釋變量的相關(guān)分析表格，分析結(jié)果顯示：PRT與各解釋變量間都沒有明顯的相關(guān)關(guān)系，并且資產(chǎn)流動性ROA對PRT產(chǎn)生正相關(guān)的影響，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對PRT也產(chǎn)生正相關(guān)的影響，與前面預(yù)測的方向并不一致，這可能是由于相關(guān)性分析并沒有考慮其他變量的影響，并且創(chuàng)業(yè)板數(shù)據(jù)太少等原因造成的。接下來采用多元線性回歸分析進(jìn)行更為穩(wěn)健的檢驗(yàn)。

（3）回歸分析

表3-5 創(chuàng)業(yè)板數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果

上表是對創(chuàng)業(yè)板股權(quán)激勵水平模型進(jìn)行回歸分析，分析對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生影響的因素，選定的系數(shù)顯著性檢驗(yàn)水平為5%，對上述五個(gè)模型進(jìn)行多元線性回歸分析。

如3-5所示，該表列示的是回歸模型各變量的系數(shù)，研究結(jié)果顯示：

在模型一，沒有考慮代理成本的情況下，GRO的回歸系數(shù)為0.246，T值為1.678，在10%的水平上顯著，即公司成長性GRO對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正相關(guān)的影響，公司成長性越高，PRT值也越高。在模型三中，考慮代理成本為EXP時(shí)，GRO對PRT同樣產(chǎn)生正相關(guān)的影響，模型五種，考慮代理成本為TRUN時(shí)，GRO的回歸系數(shù)為0.259，GRO對PRT同樣產(chǎn)生了顯著的正相關(guān)。即在創(chuàng)業(yè)板數(shù)據(jù)中，GRO對股權(quán)激勵水平PRT產(chǎn)生正相關(guān)的影響，與假設(shè)1一致。在模型一中，MCC的回歸系數(shù)為-4.388。T值為-1.964，在5%的水平上顯著。在模型三以及模型五中，考慮了股權(quán)代理成本的情況下，不管使用EXP還是TRUN，結(jié)果都顯示MCC對PRT產(chǎn)生顯著的負(fù)相關(guān)的影響，進(jìn)一步證實(shí)了假設(shè)4成立。對于股權(quán)代理成本，當(dāng)股權(quán)代理成本為EXP時(shí)，模型二的EXP系數(shù)為3.977，T值為1.543，對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正相關(guān)的影響，但是并不顯著，符合假設(shè)6。在模型三中，得到同樣的結(jié)果。而當(dāng)股權(quán)代理成本用TRUN表示時(shí)，模型四得出TRUN的系數(shù)為0.138，而模型五種TRUN的系數(shù)為-1.027，差異較大?？赡苁怯捎诳傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的數(shù)據(jù)相差太大，并且在模型四中沒有控制財(cái)務(wù)狀況的影響造成的，模型五的結(jié)果符合假設(shè)6，即總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，公司代理成本越大，股權(quán)激勵水平越高。對于控制變量中的股權(quán)集中度，回歸結(jié)果顯示H5對PRT產(chǎn)生負(fù)相關(guān)的影響。在創(chuàng)業(yè)板數(shù)據(jù)中，對于解釋變量中的CASH、LOA、ROE并沒有通過顯著性的檢驗(yàn)。

對樣本各變量進(jìn)行共線性診斷，所有的解釋變量以及控制變量的容忍度都大于0.1且方差膨脹因子（VIF）都小于10，表明各變量之間不存在復(fù)共線關(guān)系。

（4）創(chuàng)業(yè)板上市公司實(shí)證研究結(jié)論

通過本文的研究結(jié)果可以看出，在創(chuàng)業(yè)板上市公司中，公司財(cái)務(wù)狀況指標(biāo)中的GRO、MCC對PRT產(chǎn)生顯著影響，股權(quán)代理成本無論是EXP或TRUN時(shí)，對股權(quán)激勵水平并沒有產(chǎn)生顯著的影響，符合假設(shè)6。

具體的回歸結(jié)果分析如下：

第一，創(chuàng)業(yè)板上市公司中，企業(yè)的成長性對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生顯著正相關(guān)影響，模型一到五都通過了這一檢驗(yàn)。這符合我們前面的假設(shè)，創(chuàng)業(yè)板上市公司，通常盈利性的指標(biāo)波動比較大，股價(jià)變動也比較大，股權(quán)激勵能夠更好地激勵經(jīng)營者，因此這些公司通常會使用股權(quán)激勵，激勵水平也相應(yīng)高一些。創(chuàng)業(yè)板的高成長性對股權(quán)激勵水平有正相關(guān)的影響。

第二，創(chuàng)業(yè)板上市公司中，市場競爭力MCC對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生顯著的負(fù)相關(guān)影響，并且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。這符合假設(shè)4。即公司的市場競爭力越強(qiáng)，公司的股權(quán)激勵水平越小。

第三，創(chuàng)業(yè)板上市公司財(cái)務(wù)狀況中的現(xiàn)金流動性、資產(chǎn)流動性、凈資產(chǎn)收益率沒能通過顯著性檢驗(yàn)，可能是選用的指標(biāo)對于創(chuàng)業(yè)板上市公司并不是很有針對性，以及樣本量的原因?qū)е禄貧w結(jié)果與假設(shè)不一致的情況出現(xiàn)。

第四，創(chuàng)業(yè)板上市公司中，當(dāng)用管理費(fèi)用率表示股權(quán)代理成本時(shí)，其對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正相關(guān)的影響，符合假設(shè)六，但是并不顯著，可能是由于數(shù)據(jù)較少造成的。而當(dāng)用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率表示股權(quán)代理成本時(shí)，模型五考慮了公司財(cái)務(wù)狀況的情況下的結(jié)果符合假設(shè)，即總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生負(fù)相關(guān)的影響。

第五，創(chuàng)業(yè)板上市公司中，股權(quán)集中度對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生負(fù)相關(guān)的影響，在上面的回歸分析模型都顯示這一結(jié)果。股權(quán)集中度越集中的公司，那么管理者與公司股權(quán)的利益比較趨于一致，代理成本相對較低，因此對于股權(quán)激勵這種方式，選擇的可能性會較低，股權(quán)激勵水平也可能較低。

第六，創(chuàng)業(yè)板上市公司的規(guī)模與股權(quán)激勵水平不存在顯著關(guān)系。一般來說，公司的規(guī)模越大，發(fā)展?jié)摿υ胶?，需要對高管進(jìn)行更對的股權(quán)激勵，但是結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況的考慮，經(jīng)過數(shù)據(jù)調(diào)查，在我國滬、深兩市A股中，實(shí)施股權(quán)激勵計(jì)劃的公司主要是集中于中小企業(yè)版及創(chuàng)業(yè)板，而主板市場上實(shí)施股權(quán)激勵的企業(yè)非常少，所以規(guī)模對股權(quán)激勵水平并沒有顯著的相關(guān)關(guān)系符合我們理論研究與實(shí)際情況。

第七，獨(dú)立董事比例也未能通過檢驗(yàn)，一般來說，獨(dú)立董事的比例越高，獨(dú)立董事發(fā)揮的作用越好，那么對于管理者能夠發(fā)揮較好的監(jiān)督作用，相對減輕代理成本，那么這類的公司實(shí)施股權(quán)激勵的可能性會較小，股權(quán)激勵水平也可能較低。但是現(xiàn)實(shí)中的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事對股權(quán)激勵水平并沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，這可能是我國獨(dú)立董事制度尚不健全，形同虛設(shè)有關(guān)。所以獨(dú)立董事比例與股權(quán)激勵水平?jīng)]有顯著的相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。

四、對策建議

1. 結(jié)合成長性制定股權(quán)激勵計(jì)劃

股權(quán)激勵方案的制定必須符合公司的實(shí)際情況及其特征。創(chuàng)業(yè)板上市公司有其高成長性、高競爭性的特點(diǎn)。在制定股權(quán)激勵方案時(shí)，應(yīng)充分考慮其成長性的特征。一般來說，公司盈利能力對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生正相關(guān)的影響，這在主板、中小板的實(shí)證研究中得以證實(shí)。對于創(chuàng)業(yè)板公司，成長性對股權(quán)激勵水平產(chǎn)生顯著的正相關(guān)，因此在制定股權(quán)激勵計(jì)劃時(shí)，應(yīng)該首先對公司的成長性問題進(jìn)行分析，提出適合公司的股權(quán)激勵計(jì)劃。

2.保持合理的股權(quán)集中度

如果公司的股權(quán)集中度過高，那么公司的實(shí)際控制權(quán)由少數(shù)人掌握，其他人沒有權(quán)利參與到公司的經(jīng)營中，這會在一定程度上降低管理者的積極性，股權(quán)激勵作用的發(fā)揮受影響。因此從另一個(gè)角度考慮，公司保持合理的股權(quán)集中度，這樣才能使股權(quán)激勵水平保持在一定的額度，保證股權(quán)激勵的有效實(shí)施。

3.適當(dāng)考慮公司的代理成本問題

對于創(chuàng)業(yè)板上市公司，主要為中小民營企業(yè)，其代理成本相比國有企業(yè)較小，但是實(shí)際情況顯示，創(chuàng)業(yè)板公司反而更愿意實(shí)施股權(quán)激勵計(jì)劃。這與創(chuàng)業(yè)板的自身特征是密切相關(guān)的，創(chuàng)業(yè)板的高成長性、高競爭性特征意味著它發(fā)展的壓力，創(chuàng)業(yè)板公司的發(fā)展需要高新技術(shù)人才，因此股權(quán)激勵計(jì)劃變得十分重要。雖然代理成本對股權(quán)激勵水平并沒有顯著的關(guān)系，但是創(chuàng)業(yè)板的股權(quán)激勵計(jì)劃的制定也有很大一部分是為了降低代理成本，因此在制定股權(quán)激勵計(jì)劃時(shí)，也應(yīng)該適當(dāng)考慮公司的代理成本問題。

4.健全股權(quán)激勵績效的考核指標(biāo)

從相關(guān)文獻(xiàn)閱讀，可以了解到對于績效方面，我國的學(xué)者主要采用凈資產(chǎn)收益率或凈利潤成長率等作為考核指標(biāo)，也有少數(shù)采用因子分析法，綜合企業(yè)的發(fā)展能力、獲利能力等方面得出一個(gè)綜合的考核指標(biāo)。

(＞＞）(＜＜）這種方式評價(jià)績效還是具有許多的片面性。對于創(chuàng)業(yè)板上市公司，應(yīng)該結(jié)合自身的財(cái)務(wù)特征，將公司成長性納入指標(biāo)范圍，充分結(jié)合其特征，建立符合自身的財(cái)務(wù)績效指標(biāo)，考核股權(quán)激勵情況。

[1]Harold Demsetz，Kenneth Lehn，The Structure of Corporate Ownership：Causes and Consequences[J]. Journal of Political Economy，2005，93(6)：55-63.

[2]Sanders W.M.，Hambrick D.C. Swinging for the Fences：The Effects of CEO Stock Options on Company Risk Taking and Performance [J]. Academy of Management Journal，2007，50(5)：1055-1078

[3]Tzioumis，K. Why Do Firms Adopt CEO Stock Options？ Evidence from the United States[J].Journal of Economic Behavior and Organization，2008，68(1)：100 111.

[4]曹開悅.我國上市公司采取股權(quán)激勵的影響因素分析[J].財(cái)經(jīng)界，2007，(2)：108-109

[5]房利.上市公司股權(quán)激勵影響因素及激勵效果研究[D]：[碩士學(xué)位論文].重慶：重慶理工大學(xué)，2010.24-40.

[6]馮濤，楊瑾，劉湘勤.后股權(quán)分置改革上市公司經(jīng)理層股權(quán)激勵的決定因素研究[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2010，25(3)：40-45

[7]袁燕.股權(quán)激勵實(shí)施的影響因素——基于我國上市公司的實(shí)證研究[D]：[碩士學(xué)位論文].濟(jì)南：山東大學(xué)，2008.22-40.

[8]何煒，王孟怡.上市公司管理層股權(quán)激勵的決定因素研究[J].財(cái)務(wù)與金融，2011，(2)：46-49

[9]宋兆剛.我國上市公司管理層股權(quán)激勵的決定因素研究[J].山東社會科學(xué)，2006，(5)：48-55

[10]王蘇婷.高管股權(quán)激勵行為、水平的影響因素分析——基于我國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[D]：[碩士學(xué)位論文].江西：江西財(cái)經(jīng)大學(xué)，2012.20-37

[11]許瓊楓，楊雋萍.上市公司股權(quán)激勵水平的影響因素[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2012(8)：76-79.

[12]周中勝.管理層薪酬、現(xiàn)金流與代理成本[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2008，(4)：73－83.

[13]陳冬華，陳信元，萬華林.國有企業(yè)中的薪酬管制與在職消[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，(2)：92 -101.

潘泓靜（1989-01-16），女，碩士研究生，籍貫：廣西區(qū)桂林市，單位：廣東培正學(xué)院，會計(jì)學(xué)系，主要研究方向：公司財(cái)務(wù)。