梁權(quán)熙 詹學(xué)斯

(1.廣西大學(xué) 商學(xué)院，廣西 南寧 530004; 2.暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632)

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管理層股權(quán)激勵、股權(quán)分置改革與公司風(fēng)險承擔(dān)

梁權(quán)熙1詹學(xué)斯2

(1.廣西大學(xué) 商學(xué)院，廣西 南寧 530004; 2.暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632)

本文基于我國上市公司的樣本數(shù)據(jù)，考察管理層股權(quán)激勵薪酬契約機(jī)制對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，并利用股改提供的“自然實(shí)驗”條件，檢驗大股東與中小股東之間的利益沖突如何影響管理層股權(quán)激勵的治理效果。研究發(fā)現(xiàn)，管理層股權(quán)激勵對公司的風(fēng)險承擔(dān)水平產(chǎn)生了重要影響，授予管理層的股權(quán)激勵越強(qiáng)，公司的風(fēng)險承擔(dān)水平越低。股權(quán)分置改革顯著地減弱了管理層股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)面效應(yīng)，二者的關(guān)系在股改完成后不再顯著。上述結(jié)果表明，基于股權(quán)的薪酬契約強(qiáng)化了管理者個人財富對公司業(yè)績的敏感性，風(fēng)險厭惡的管理者傾向于降低公司的風(fēng)險承擔(dān)以化解個人財富的分散化風(fēng)險，而大股東治理機(jī)制的改善有助于約束管理者的卸責(zé)行為，降低股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)面影響。

風(fēng)險承擔(dān)；股權(quán)激勵；股權(quán)分置改革；公司風(fēng)險

一、引言

企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)行為是影響一國經(jīng)濟(jì)長期增長的關(guān)鍵因素[1]。高風(fēng)險項目的預(yù)期收益往往高于低風(fēng)險項目，因此企業(yè)投資于高風(fēng)險項目有助于加快資本積累，推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，使得整個社會的生產(chǎn)效率維持在一個比較高的水平[2]。John等(2008)的跨國研究表明，公司層面的風(fēng)險承擔(dān)水平與國家層面的人均GDP增長率和全要素生產(chǎn)率(TFP)增長都顯著正相關(guān)[3]。當(dāng)然，更高的風(fēng)險承擔(dān)在促進(jìn)公司價值創(chuàng)造的同時，也增加了公司面臨破產(chǎn)的風(fēng)險，可能會增加經(jīng)濟(jì)整體的脆弱性。例如Bebchuk等(2010)將美國2007～2008年金融危機(jī)的根源歸結(jié)于管理層期權(quán)激勵薪酬契約導(dǎo)致的金融機(jī)構(gòu)過度風(fēng)險承擔(dān)[4]。因此，如何引導(dǎo)企業(yè)適度地承擔(dān)增進(jìn)公司價值的風(fēng)險是政策制定者實(shí)施各項制度安排的重要考量，也是近年來公司金融學(xué)研究領(lǐng)域關(guān)注的熱點(diǎn)問題。

在現(xiàn)代公司中，經(jīng)理人的個人財富有很大一部分(如人力資本、聲譽(yù)等)被束縛于所任職的公司，與具有良好風(fēng)險分散能力的股東相比，分散不足與風(fēng)險厭惡使得經(jīng)理人可能放棄高風(fēng)險但凈現(xiàn)值為正的投資項目，或者實(shí)施低風(fēng)險但有悖于股東價值最大化的財務(wù)策略，從而偏離公司最優(yōu)的風(fēng)險承擔(dān)，代理問題由此產(chǎn)生。管理層薪酬激勵作為協(xié)調(diào)股東與經(jīng)理人之間利益沖突的主要機(jī)制之一[5]，在公司治理實(shí)踐中被廣泛應(yīng)用?；诿绹任鞣絿业慕?jīng)驗證據(jù)表明，20世紀(jì)50年代發(fā)展起來的股權(quán)激勵制度在促進(jìn)公司價值創(chuàng)造、推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長等方面發(fā)揮了重要的作用。從現(xiàn)有的研究來看，盡管有部分文獻(xiàn)認(rèn)為基于股權(quán)的薪酬契約是緩解經(jīng)理人風(fēng)險厭惡問題并引導(dǎo)公司實(shí)施最優(yōu)風(fēng)險承擔(dān)的有效手段[6][7]，但對于股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)行為之間的關(guān)系，現(xiàn)有研究遠(yuǎn)未達(dá)成一致結(jié)論。近期的研究表明，股權(quán)激勵治理效應(yīng)的發(fā)揮與公司所處的制度背景和治理環(huán)境有關(guān)[8]。針對中國上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)不完善的治理結(jié)構(gòu)無法對管理者進(jìn)行有效監(jiān)督時，股權(quán)激勵可能會被管理者用來為自己謀福利，從而成為代理問題的一部分[9][10]。因此，有關(guān)股權(quán)激勵薪酬契約到底是緩解還是強(qiáng)化了我國上市公司股東和經(jīng)理人之間的代理沖突，特別是管理層股權(quán)激勵如何影響公司的風(fēng)險承擔(dān)行為，已成為一個亟待研究的重要理論和現(xiàn)實(shí)問題。因此，本文利用我國上市公司2001～2011年間的數(shù)據(jù)，考察管理層股權(quán)激勵薪酬契約機(jī)制對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，并利用股權(quán)分置改革提供的“自然實(shí)驗”條件，檢驗大股東與中小股東之間的利益沖突如何影響管理層股權(quán)激勵的治理效果。

二、相關(guān)文獻(xiàn)與研究假設(shè)

(一)管理層股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)水平

在現(xiàn)代公司中，所有權(quán)與控制權(quán)的分離在獲得專業(yè)化管理好處的同時，也導(dǎo)致了股東與經(jīng)理人之間的利益沖突[5]。對于股東而言，他們可以通過選擇多個公司進(jìn)行多樣化投資來分散公司特質(zhì)風(fēng)險，因而在面臨公司層面的特質(zhì)風(fēng)險時，他們更傾向于表現(xiàn)出風(fēng)險中性甚至是風(fēng)險偏好的特征；也就是說，為了實(shí)現(xiàn)公司價值的最大化，股東更愿意公司承擔(dān)更高的風(fēng)險。對于經(jīng)理人而言，其個人財富中有很大的一部分(包括人力資本、聲譽(yù)等)被捆綁或集中投資于其所任職的公司而未能實(shí)現(xiàn)有效地分散化，這意味著當(dāng)公司投資于高風(fēng)險項目時，經(jīng)理人無法通過多樣化投資分散這些風(fēng)險，當(dāng)項目投資失敗時，經(jīng)理人個人財富遭受損失程度(例如公司倒閉導(dǎo)致經(jīng)理人失去原有的工作職位等)可能超過股東的損失。因此，相比于具有良好的風(fēng)險分散能力的股東，風(fēng)險厭惡和風(fēng)險分散不足使得經(jīng)理人可能放棄高風(fēng)險但凈現(xiàn)值為正的投資項目，或者實(shí)施低風(fēng)險但有悖于公司價值最大化的財務(wù)政策，從而偏離公司最優(yōu)的風(fēng)險承擔(dān)水平，代理問題由此產(chǎn)生。例如John等(2008)指出，如果對投資者權(quán)利保護(hù)不足，經(jīng)理人可能會通過其在公司中的控制力，利用公司的資源謀求個人私利而不惜犧牲股東的利益，為了更安全地獲得控制權(quán)，經(jīng)理人傾向于規(guī)避高風(fēng)險的投資項目[3]。

Jensen和Meckling(1976)指出，要緩解與經(jīng)理人的代理沖突，股東必須將經(jīng)理人的財富與公司股票價格或公司經(jīng)營績效捆綁在一起，授予公司高管一定數(shù)量的公司股票或者基于公司股票的期權(quán)被認(rèn)為是緩解股東與經(jīng)理人之間利益沖突的潛在機(jī)制之一[5]。股東可以通過設(shè)計不同的股權(quán)激勵契約來改變經(jīng)理人財富與股票價格(公司績效)關(guān)系的斜率(slope)，以引導(dǎo)經(jīng)理人為增加公司的價值努力工作[7]。然而，單純改變經(jīng)理人薪酬-業(yè)績關(guān)系的斜率可能還不足以解決股東與經(jīng)理人之間的代理問題。為了引導(dǎo)經(jīng)理人做出最優(yōu)的投資和融資決策，除了關(guān)注薪酬-業(yè)績關(guān)系的斜率之外，股東還必須考慮薪酬-業(yè)績關(guān)系的凸性(convexity)。凸性度量的是經(jīng)理人個人財富對股票價值波動率的敏感性。授予經(jīng)理人股票薪酬或期權(quán)薪酬不僅會影響經(jīng)理人薪酬-業(yè)績關(guān)系的斜率，也同時影響二者關(guān)系的凸性[5][6]。Guay(1999)強(qiáng)調(diào)應(yīng)區(qū)分斜率和凸度來考察股權(quán)激勵的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)，他們分別采用薪酬對股價的敏感性(Delta)和對股票收益波動率的敏感性(Vega)來測度經(jīng)理人薪酬-業(yè)績關(guān)系的斜率和凸度[7]。

后續(xù)有不少文獻(xiàn)從高管薪酬-業(yè)績關(guān)系斜率和凸度的視角來考察高管薪酬激勵計劃如何影響公司的風(fēng)險承擔(dān)行為。例如Knopf等(2002)認(rèn)為，“給定其他條件不變，更高的高管薪酬對股票收益波動率的敏感性(Vega)將激勵經(jīng)理人承擔(dān)更多的風(fēng)險”，而“薪酬對股票價格的敏感性(Delta)則激勵經(jīng)理人規(guī)避風(fēng)險”。他們發(fā)現(xiàn)，Vega值越高的公司越傾向于使用較少的衍生證券進(jìn)行風(fēng)險對沖，而Delta較高的公司使用更多的衍生工具進(jìn)行套保交易[11]。Coles等(2006)應(yīng)用聯(lián)立方程回歸方法，發(fā)現(xiàn)公司風(fēng)險承擔(dān)與Vega(Delta)之間相互影響，高風(fēng)險的公司更傾向于采用高Vega(低Delta)值的高管薪酬結(jié)構(gòu)，而Vega值較高的經(jīng)理人也更偏好高風(fēng)險的公司政策，包括更多的研發(fā)投資、更少的固定資產(chǎn)投資、更高的業(yè)務(wù)集中度和更高的杠桿比率[12]。Low(2009)發(fā)現(xiàn)美國德拉華州公司收購制度改革引起公司風(fēng)險外生增加后，Vega值較低的公司更傾向于調(diào)低股票收益波動率[13]。

盡管仍存在一定的爭議，但現(xiàn)有的理論和實(shí)證研究達(dá)成的基本共識是：高管薪酬激勵主要通過薪酬-業(yè)績關(guān)系的斜率(Delta)和凸度(Vega)影響高管的風(fēng)險偏好或公司的風(fēng)險承擔(dān)行為，更大的薪酬-業(yè)績關(guān)系斜率將強(qiáng)化高管的風(fēng)險厭惡對公司決策的影響，從而降低公司的風(fēng)險承擔(dān)；相比之下，更高的薪酬-業(yè)績凸度弱化了高管風(fēng)險厭惡的影響，從而提高公司的風(fēng)險承擔(dān)。授予高管股票期權(quán)主要影響薪酬-業(yè)績關(guān)系的凸度，所以更多的期權(quán)激勵能夠引導(dǎo)經(jīng)理人承擔(dān)更高的風(fēng)險；授予高管普通股票主要影響薪酬-業(yè)績關(guān)系的斜率，更多的高管股票激勵將會引導(dǎo)經(jīng)理人承擔(dān)更低的風(fēng)險。

近期的研究表明，高管股權(quán)激勵的有效性還可能與公司所處的法律制度環(huán)境，或者其他公司治理機(jī)制有關(guān)。如Kim和Lu(2011)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)高管的持股比例比較高時，更高的持股比例將降低公司的價值。他們認(rèn)為單是“帝國建造”(empire building)或者“侵占”中小股東利益等行為不足以解釋高管持股與公司價值的負(fù)相關(guān)性，而是高管持股提高了經(jīng)理人財富-業(yè)績的敏感性，加之更高的持股比例增加了經(jīng)理人的投票權(quán)，這兩方面的綜合作用導(dǎo)致經(jīng)理人選擇降低公司的風(fēng)險承擔(dān)水平，從而損害公司價值。進(jìn)一步，他們發(fā)現(xiàn)更強(qiáng)的外部監(jiān)督(如產(chǎn)品市場競爭越激烈、機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高)，高管持股對公司價值的負(fù)面作用越弱，這說明了外部監(jiān)督機(jī)制有助于約束經(jīng)理人的降低公司風(fēng)險的行為[14]。類似地，沈紅波等(2012)基于中國上市公司2002～2010年間的數(shù)據(jù)，考察了股權(quán)分置改革、國有控股和產(chǎn)品市場競爭這三種外部制度環(huán)境對管理層持股激勵效應(yīng)的影響，發(fā)現(xiàn)更好的外部制度環(huán)境(完成股改后、更強(qiáng)的產(chǎn)品市場競爭)有助于提高管理層持股的激勵效果[8]。

長期以來，股票期權(quán)在中國使用較少，而管理層持股在我國普遍得以采用。早期的大量研究發(fā)現(xiàn)，被成熟市場經(jīng)濟(jì)國家譽(yù)為“金手銬”的股權(quán)激勵機(jī)制在中國并未能起到預(yù)期的積極作用，反而可能帶來消極的影響。例如魏剛(2000)等的研究結(jié)論均表明，管理層持股并未能顯著提升公司的經(jīng)營績效[15][16]。俞鴻琳(2006)則發(fā)現(xiàn)國有控股公司高管持股對公司業(yè)績有消極影響[17]。近期的不少研究表明，當(dāng)不完善的治理結(jié)構(gòu)無法對管理者進(jìn)行有效監(jiān)督時，股權(quán)激勵可能會被管理者用來為自己謀福利，從而成為代理問題的一部分。例如呂長江等(2009)發(fā)現(xiàn)上市公司的股權(quán)激勵方案設(shè)計既存在激勵效應(yīng)又存在福利效應(yīng)[9]。吳育輝和吳世農(nóng)(2010)深入考察了我國82家上市公司的股權(quán)激勵計劃草案，發(fā)現(xiàn)盡管這些公司在其股權(quán)激勵方案的績效考核指標(biāo)設(shè)計方面異常寬松，有利于高管獲得和行使股票期權(quán)，體現(xiàn)出明顯的高管自利行為；從公司治理角度看，大股東持股比例對擬實(shí)施股權(quán)激勵公司的高管自利行為有一定的約束作用，但其他公司治理變量則對高管自利行為無顯著影響，表明目前的公司治理結(jié)構(gòu)對高管自利行為的約束作用有限[10]。蘇冬蔚和林大龐(2010)從盈余管理的視角對我國上市公司股權(quán)激勵的公司治理效應(yīng)進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，股權(quán)分置改革后尚未提出股權(quán)激勵計劃的上市公司，其CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與盈余管理呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而提出或通過股權(quán)激勵預(yù)案的公司，其CEO股權(quán)和期權(quán)報酬與盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系大幅減弱并不再統(tǒng)計顯著，且盈余管理加大了CEO的行權(quán)概率，而CEO行權(quán)后公司業(yè)績大幅下降[18]。

綜合上述的分析，本文認(rèn)為我國以高管持股為主要形式的股權(quán)激勵，主要影響是高管薪酬-業(yè)績關(guān)系的斜率而不是凸度，在投資者保護(hù)較弱的制度環(huán)境下，其他的公司治理機(jī)制難以對經(jīng)理人形成有效的監(jiān)督，因而風(fēng)險厭惡的高管更傾向于根據(jù)其個人財富風(fēng)險分散化的需要來降低公司的風(fēng)險承擔(dān)。因此，本文提出如下的研究假設(shè)H1：

假設(shè)H1：其他條件相同，高管股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)水平負(fù)相關(guān)，即高管的股權(quán)激勵越強(qiáng)，公司的風(fēng)險承擔(dān)水平越低。

(二)股權(quán)分置改革的影響

股權(quán)分置改革為我們實(shí)證研究公司治理機(jī)制的有效性提供了很難得的機(jī)會?，F(xiàn)有的大量研究表明，股改很好地改善了大股東與中小股東之間的利益一致性基礎(chǔ)，對中國上市公司的公司治理體系產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。廖理和張學(xué)勇(2008)利用家族上市公司的樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在股改完成以后，大股東和小股東的利益基礎(chǔ)趨于一致，家族控股股東侵占其他中小股東的動機(jī)顯著減弱[19]。汪昌云等(2010)基于公司績效的視角發(fā)現(xiàn)，股權(quán)分置改革有效地糾正了大股東的利益導(dǎo)向，大小股東之間形成了共同的公司治理利益基礎(chǔ)，市場監(jiān)管開始發(fā)揮作用，并且這種改善在民營上市公司中表現(xiàn)更為突出[20]。Li等(2011)認(rèn)為股改后大股東獲得了股份的流通權(quán)，大股東可以更好地實(shí)現(xiàn)其自身財富的分散化投資，因此股改應(yīng)該具有風(fēng)險分擔(dān)優(yōu)化(risk-sharing gains)的獲益。他們利用股改之前公司的股價特質(zhì)波動率(idiosyncratic volatility)來度量股改的風(fēng)險分擔(dān)獲益，研究發(fā)現(xiàn)這種獲益越大的公司，在股改過程中大股東愿意補(bǔ)償給中小股東的股份對價就更高[21]。Chen等(2012)發(fā)現(xiàn)在股改完成后，中國上市公司的現(xiàn)金持有量顯著下降，他們認(rèn)為股改在很大程度上緩解了控制性大股東和小股東之間的利益沖突，降低了公司的融資約束[22]。Liao等(2014)最近的研究發(fā)現(xiàn)，股改后國有上市公司的產(chǎn)出、利潤和就業(yè)都顯著上升[23]。

本文認(rèn)為，股權(quán)分置改革有效地降低了控制性大股東與中小股東之間的利益沖突，大股東的財富直接與股票價格相關(guān)聯(lián)，因此大股東更關(guān)注公司的長遠(yuǎn)發(fā)展，他們在股改完成后有更強(qiáng)的動力來監(jiān)督經(jīng)理人。這將在很大程度上約束經(jīng)理人通過降低公司風(fēng)險來減少自身財富的分散化風(fēng)險的行為。因此，本文預(yù)期相比于股改之前，在股改完成后股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)之間的負(fù)相關(guān)將顯著減弱,因而提出研究假設(shè)H2：

假設(shè)H2：其他條件相同，在股權(quán)分置改革完成后，股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)之間的負(fù)相關(guān)性顯著減弱。

三、研究設(shè)計

(一)樣本數(shù)據(jù)說明

本文選用2001～2011年間在上海和深圳證券交易所交易的所有上市公司作為初始研究樣本。原始數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文按照如下的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本篩選：(1)考慮到金融保險類公司的資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)較為特殊，其業(yè)務(wù)性質(zhì)與其他行業(yè)的公司不具有可比性，因而本文剔除了金融和保險行業(yè)的公司樣本；(2)剔除了被證監(jiān)會執(zhí)行特別處理(ST或PT)的公司樣本；(3)剔除主要變量有缺失的公司樣本。最后，為了消除異常值的影響，本文對部分公司層面的連續(xù)變量進(jìn)行了上下端1%的Winsorize縮尾處理。

(二)公司風(fēng)險承擔(dān)水平測度

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法[3][24]，本文主要利用盈余波動率來度量公司的風(fēng)險承擔(dān)水平。公司的盈余波動越大，表示公司的風(fēng)險承擔(dān)水平越高。首先，本文要求每家入選的公司在1996～2011年期間至少有5年連續(xù)的盈余和總資產(chǎn)數(shù)據(jù)，計算每家公司在每一個年度的資產(chǎn)收益率(ROA)，其中資產(chǎn)收益率=息稅折舊及攤銷前利潤/年末的資產(chǎn)總額；然后，在ROA的基礎(chǔ)上構(gòu)建公司風(fēng)險承擔(dān)水平的代理變量。為了消除異常值對實(shí)證研究結(jié)果的影響，本文在計算風(fēng)險承擔(dān)水平之前先對ROA進(jìn)行了上下端1%的Winsorize縮尾處理。本文構(gòu)建如下4種具體的公司風(fēng)險承擔(dān)指標(biāo)：

1. RISK1。用5年滾動的公司盈余波動率(標(biāo)準(zhǔn)差)來度量風(fēng)險承擔(dān)，即：

(1)

2. RISK2。用5年滾動的公司盈余最大值與最小值之差來度量風(fēng)險承擔(dān)。即：

RISK2=Max[Ei,t]-Min[Ei,t]

(2)

3.RISK3。用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的5年滾動公司盈余波動率(標(biāo)準(zhǔn)差)來度量風(fēng)險承擔(dān)，即：

(3)

4. RISK4。用銷售利潤率來代替資產(chǎn)收益率：

(4)

(三)管理層股權(quán)激勵的強(qiáng)度測度

本文結(jié)合中國上市公司管理層股權(quán)激勵數(shù)據(jù)的可獲得性，使用如下的兩種方法來度量管理層的股權(quán)激勵強(qiáng)度：第一種方法借鑒Bergstresser和Philippon(2006)[25]、蘇冬蔚和林大龐(2010)[18]的做法，利用股權(quán)和期權(quán)占管理層總薪酬的比例來度量股權(quán)激勵，具體計算公式為：

(5)

式(5)中，PRICEi,t表示公司i的股票在t年末的收盤價格；CSHARESi,t和OPTIONSi,t分別表示公司i的管理層在t年末持有的股票和期權(quán)的數(shù)量，CASHPAYi,t表示管理層在第t年的現(xiàn)金薪酬總額，包括年薪和各類津貼。

第二種方法采用管理層的持股比例(MSHAR)來度量管理層的股權(quán)激勵強(qiáng)度，MSHAR=管理層持股數(shù)量/公司發(fā)行在外的總股數(shù)。高級管理人員含總經(jīng)理、總裁、CEO、副總經(jīng)理、副總裁、董秘和年報上公布的其他管理人員(包括董事中兼任的高管人員)。

(四)計量檢驗?zāi)Ｐ?/p>

本文參考Boubakri等(2013)[24]的實(shí)證分析框架，并結(jié)合中國上市公司的具體實(shí)際，設(shè)定如下2個檢驗?zāi)Ｐ蛠砉烙嫻芾韺庸蓹?quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)水平的關(guān)系：

RISKi,t=β0+β1INCENTi,t+β2SOEi,t+β3TOP1i,t+β4LBSIZEi,t+β5DUALi,t+ β6OUTRi,t+β7LSIZEi,t+β8GROWTHi,t+β9ROAi,t+β10TANGIBi,t+ β11LEVi,t+Ydums+Idums+εi,t

(6)

RISKi,t=α0+α1MSHARi,t+α2SOEi,t+α3TOP1i,t+α4LBSIZEi,t+α5DUALi,t+ α6OUTRi,t+α7LSIZEi,t+α8GROWTHi,t+α9ROAi,t+α10TANGIBi,t+ α11LEVi,t+Ydums+Idums+ζi,t

(7)

在式(6)和(7)中，i和t分別表示公司和年度。RISK為公司風(fēng)險承擔(dān)水平，分別用RISK1、RISK2、RISK3和RISK4來度量。INCENT和MSHAR表示股權(quán)激勵。β0和α0為截距項，ε和ζ為隨機(jī)誤差項。本文設(shè)定如下的模型(8)和(9)來檢驗股權(quán)分置改革如何影響管理層股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系：

RISKi,t=α0+α1INCENTi,t+α2INCENTi,t×Reformi,t+α3Reformi,t+α4SOEi,t+α5TOP1i,t+ α6LBSIZEi,t+α7DUALi,t+α8OUTRi,t+α9LSIZEi,t+α10GROWTHi,t+ α11ROAi,t+α12TANGIBi,t+α13LEVi,t+Ydums+Idums+εi,t

(8)

RISKi,t=δ0+δ1MSHARi,t+δ2MSHARi,t×Reformi,t+δ3Reformi,t+δ4SOEi,t+δ5TOP1i,t+ δ6LBSIZEi,t+δ7DUALi,t+δ8OUTRi,t+δ9LSIZEi,t+δ10GROWTHi,t+ δ11ROAi,t+δ12TANGIBi,t+δ13LEVi,t+Ydums+Idums+εi,t

(9)

式(8)中，Reform為股改啞變量，如果公司i在t年底已經(jīng)完成了股權(quán)分置改革，那么Reform取值為1，否則取值為0。在檢驗管理層股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響時，我們需要控制其他因素的影響。本文主要借鑒李文貴和余明桂(2012)[26]、余明桂等(2013)[27]和Boubakri等(2013)等[24]，控制變量的選擇包括：(1)公司股權(quán)性質(zhì)SOE，如果該公司為國有控股則取值為1，否則取值為0。(2)股權(quán)集中程度，用第一大股東持股比例TOP1來表示。(3)董事會規(guī)模LBSIZE，用董事會成員人數(shù)的自然對數(shù)來表示。(4)董事會的領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)DUAL，如果董事長和總經(jīng)理由同一個人擔(dān)任則DUAL取值為1，否則取值為0。(5)董事會的獨(dú)立性O(shè)UTR，采用董事會成員中的獨(dú)立董事比例來表示。(6)公司規(guī)模LSIZE，用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示。(7)銷售收入增長率GROWTH，等于(本年銷售收入-上一年銷售收入)/上一年的銷售收入。(8)資產(chǎn)收益率ROA，等于息稅折舊及攤銷前利潤除以年初總資產(chǎn)。(9)公司資產(chǎn)結(jié)構(gòu)TANGIB，等于固定資產(chǎn)除以總資產(chǎn)。(10)資產(chǎn)負(fù)債率LEV，等于總負(fù)債除以總資產(chǎn)。此外，所有回歸中都引入了年度和行業(yè)虛擬變量來控制年度和行業(yè)效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1中可知，4個公司風(fēng)險承擔(dān)指標(biāo)RISK1、RISK2、RISK3和RISK4的均值分別為0.047、0.112、0.049和0.184，標(biāo)準(zhǔn)差為0.065、0.153、0.062和0.445，表明不同樣本公司的風(fēng)險承擔(dān)水平有比較大的差異。股權(quán)激勵指標(biāo)INCENT的平均值是0.038，標(biāo)準(zhǔn)差是0.147，最小值是0，最大值是0.978；管理層持股比例的均值為0.009，標(biāo)準(zhǔn)差為0.052，最小值為0，最大值為0.661，說明不同公司的股權(quán)激勵強(qiáng)度也具有明顯的差異，這些差異為我們從經(jīng)驗上識別股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的內(nèi)在關(guān)系提供了良好的條件。從其他的控制變量來看，股權(quán)性質(zhì)SOE的均值為0.662，說明我國的上市公司中，絕大部分的公司仍然是由政府控股的。第一大股東持股比例TOP1的均值為0.372，標(biāo)準(zhǔn)差為0.160，說明我國的上市公司股權(quán)高度集中、一股獨(dú)大的現(xiàn)象普遍存在。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計量

(二)檢驗管理者股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)水平的關(guān)系

表2匯報了管理者股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)水平的全樣本回歸結(jié)果。從表2中可知，當(dāng)用INCENT來度量股權(quán)激勵時，在引入了一系列可能影響風(fēng)險承擔(dān)的其他變量的情況下，模型中INCENT的系數(shù)估計值均統(tǒng)計顯著為負(fù)，分別為-0.011、-0.025、-0.006和-0.065，統(tǒng)計顯著性水平分別為1%(t=-3.575)、1%(t=-3.406)、5%(t=-2.230)和5%(t=-2.350)，這說明在管理層的薪酬結(jié)構(gòu)中，股權(quán)和期權(quán)所占的比例越高，管理者的個人財富受到公司風(fēng)險的影響越大，所以風(fēng)險厭惡的管理者更傾向于維持一個比較低的公司風(fēng)險承擔(dān)水平。從第(2)、(4)、(6)和(8)列可見，當(dāng)以MSHAR來度量股權(quán)激勵時，與INCENT的估計結(jié)果一致,模型中MSHAR的系數(shù)估計值分別為-0.031、-0.072、-0.019和-0.166，統(tǒng)計顯著性水平都為1%，t值分別為-4.130、-3.921、-2.876和-2.718。此結(jié)果充分表明：管理層持股比例的提高增加了管理者個人財富對公司特質(zhì)風(fēng)險的敏感度，并不能激勵管理者增加公司的風(fēng)險承擔(dān)水平，反而會顯著地降低公司的風(fēng)險承擔(dān)水平。

表2 管理者股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)水平

注：表2中括號內(nèi)為考慮了異方差和序列相關(guān)的穩(wěn)健性t-統(tǒng)計量；*、**和***分別用來表示檢驗統(tǒng)計量在10%、5%和1%的水平上統(tǒng)計顯著。

以上只是從統(tǒng)計顯著性的角度來分析股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系，我們可以進(jìn)一步考察二者關(guān)系在經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性。以RISK1為例，INCENT提高一個標(biāo)準(zhǔn)差(0.147，見表1)，將導(dǎo)致公司風(fēng)險承擔(dān)下降0.001617，相當(dāng)于樣本公司平均風(fēng)險承擔(dān)水平的3.44%；MSHAR提高一個標(biāo)準(zhǔn)差(0.052)則導(dǎo)致公司風(fēng)險承擔(dān)下降0.001612，相當(dāng)于樣本公司平均水平的3.42%。這些結(jié)果表明：管理層的股權(quán)激勵對公司風(fēng)險的降低作用不僅在統(tǒng)計意義上是顯著的，而且在經(jīng)濟(jì)意義上也是顯著的。因此，上述的實(shí)證結(jié)果支持了研究假設(shè)H1。

從其他控制變量來看，SOE的系數(shù)顯著為負(fù)，該結(jié)果與李文貴和余明桂(2012)的發(fā)現(xiàn)是一致的，說明國有上市公司的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著低于民營上市公司[26]。TOP1的系數(shù)顯著為正，說明大股東持股比例越高，大股東對管理層的監(jiān)督就越強(qiáng)，追求公司價值最大化的股東將促使管理者承擔(dān)更高的公司風(fēng)險。BSIZE的系數(shù)顯著為負(fù)，說明了董事會的規(guī)模越大，公司的風(fēng)險承擔(dān)水平越低。OUTR的系數(shù)統(tǒng)計顯著為正，說明了董事會獨(dú)立性越強(qiáng)的公司其風(fēng)險承擔(dān)水平越高。LSIZE的系數(shù)為負(fù)，且都統(tǒng)計顯著，說明公司的規(guī)模越大，公司盈余的穩(wěn)定性越好，盈余波動率越低。GROWTH的系數(shù)在所有回歸中都顯著為正，說明公司的成長性越高，公司的盈余波動率也越高。ROA的系數(shù)顯著為負(fù)，說明當(dāng)期的盈利能力越高，公司風(fēng)險越低；TANGIB對公司風(fēng)險的影響基本上不顯著。LEV的系數(shù)都顯著為正，說明財務(wù)杠桿率越高，公司的風(fēng)險水平也越高。

(三)檢驗股權(quán)分置改革的影響

從表3的檢驗結(jié)果來看，加入股權(quán)分置改革(Reform)和股權(quán)激勵的交乘項之后，股權(quán)激勵的主效應(yīng)變量INCENT和MSHAR的系數(shù)仍舊是負(fù)的，并且系數(shù)值明顯變大，統(tǒng)計顯著性水平都明顯提高，這些系數(shù)衡量的是股權(quán)分置改革之前管理者股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，該結(jié)果說明在股改完成之前更強(qiáng)的管理層股權(quán)激勵降低了公司的風(fēng)險承擔(dān)水平。從交叉項來看，Rf×INCENT和Rf×MSHAR的系數(shù)都在至少10%的水平統(tǒng)計顯著為正，系數(shù)值大小與主效應(yīng)變量(INCENT和MSHAR)的系數(shù)大小基本相近。交叉項的系數(shù)衡量的是股改前后股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)影響的差異，該結(jié)果說明在股改完成之后，股權(quán)激勵對風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)效應(yīng)被顯著弱化。主效應(yīng)變量系數(shù)與交乘項系數(shù)之和度量的是股改完成后股權(quán)激勵對風(fēng)險承擔(dān)的影響效應(yīng)，本文匯報了對兩個系數(shù)之和的聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果。在大部分的回歸中，啞變量Reform的系數(shù)都顯著為負(fù)，說明在股改完成后,上市公司的風(fēng)險承擔(dān)水平有了顯著下降。

表3 管理層股權(quán)激勵、股權(quán)分置改革和公司風(fēng)險承擔(dān)

注：表3中括號內(nèi)為考慮了異方差和序列相關(guān)的穩(wěn)健性t-統(tǒng)計量;*、**和***分別表示檢驗統(tǒng)計量在10%、5%和1%的水平上統(tǒng)計顯著。F檢驗(p值)：φ1+φ2=0檢驗的是主效應(yīng)(INCENT或MSHAR)和交叉項(Rf×INCENT或Rf×MSHAR)的系數(shù)之和為0的原假設(shè)。

綜合所述，在股權(quán)分置改革之前，由于大股東及其控制的管理層與外部的中小股東之間缺乏良好的利益一致性基礎(chǔ)，大股東并未有足夠的動力督促管理層實(shí)施增進(jìn)公司價值的最優(yōu)風(fēng)險承擔(dān)，因而更強(qiáng)的股權(quán)激勵非但不能夠激勵風(fēng)險厭惡的管理者承擔(dān)更多的風(fēng)險，反而可能會降低公司的整體風(fēng)險承擔(dān)水平。股權(quán)分置改革在很大程度上增強(qiáng)了大股東與中小股東的利益一致性基礎(chǔ)，改善了公司的治理機(jī)制，從而有助于約束管理層降低公司風(fēng)險承擔(dān)的行為。上述的結(jié)果支持了研究假設(shè)H2。

(四)穩(wěn)健性測試

為了檢驗上述主要研究結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性測試，測試結(jié)果表明本文的主要研究結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。為了節(jié)約篇幅，檢驗結(jié)果備索，不再列示。具體包括：(1)變換公司風(fēng)險承擔(dān)水平的計量方法。(2)變換股權(quán)激勵的測度方法。(3)采用滯后1期的股權(quán)激勵變量。(4)剔除董事長與總經(jīng)理(CEO)兩職合一的公司樣本。

五、研究結(jié)論

本文基于我國上市公司2001～2011年間的數(shù)據(jù)，考察管理層股權(quán)激勵薪酬契約機(jī)制對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，并利用股權(quán)分置改革提供的“自然實(shí)驗”條件，檢驗大股東與中小股東之間的利益沖突如何影響管理層股權(quán)激勵的治理效果。本文采用盈余波動率來度量公司的風(fēng)險水平，構(gòu)建了4個反映公司風(fēng)險水平的指標(biāo)，并同時采用管理層股權(quán)與期權(quán)薪酬占總薪酬的比例和管理層持股比例兩個指標(biāo)來度量管理層的股權(quán)激勵強(qiáng)度，在控制可能影響公司風(fēng)險承擔(dān)水平的因素后發(fā)現(xiàn)：

管理層股權(quán)激勵對公司的風(fēng)險承擔(dān)水平產(chǎn)生了重要的影響，授予管理層的股權(quán)激勵越強(qiáng)，公司的風(fēng)險承擔(dān)水平越低。該結(jié)論表明：在我國投資者保護(hù)較弱的制度環(huán)境下，實(shí)施股權(quán)激勵并未能如預(yù)期的那樣能夠增加公司的風(fēng)險承擔(dān)水平從而提升公司的價值，實(shí)施股權(quán)激勵提高了管理者個人財富對公司價值的敏感性，使得風(fēng)險厭惡的管理者更傾向于降低公司的風(fēng)險承擔(dān)水平。

在考慮了股權(quán)分置改革后發(fā)現(xiàn)，股改顯著地減弱了管理層股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)面效應(yīng)，在股改完成后管理層股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)水平的影響不再顯著。若股權(quán)分置改革在實(shí)質(zhì)上緩解了公司控制性大股東與外部中小投資者之間的利益沖突，從而在很大程度上改善了公司的治理水平，則上述結(jié)論表明公司治理水平的改善(大股東與中小股東之間的利益沖突減弱)有助于約束管理層的卸責(zé)行為，降低股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)水平的負(fù)面影響。

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(責(zé)任編輯：肖加元)

2016-07-14

國家自然科學(xué)基金資助項目“所有權(quán)結(jié)構(gòu)、暴跌風(fēng)險與資產(chǎn)定價”(71362013);教育部人文社科基金資助項目“管理層股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)行為研究”(13YJC790088)

梁權(quán)熙(1979— )，男(壯族),廣西南寧人，廣西大學(xué)商學(xué)院副教授； 詹學(xué)斯(1973— )，男，福建尤溪人，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

F272.92

1003-5230(2016)06-0143-10