儲溢泉 ，倉勇濤 ，儲一昀

（1. 交通銀行 博士后科研工作站，上海 200336； 2. 上海外國語大學 國際金融貿(mào)易學院，上海 200083；3. 上海財經(jīng)大學 會計學院，上海 200433）

一、引 言

股權激勵作為緩解代理成本的治理機制已在全球范圍內(nèi)得到廣泛使用。我國于2005年頒布了《上市公司股權激勵計劃管理辦法（試行）》，自此我國上市公司實施股權激勵有了法律依據(jù)。據(jù)萬德（Wind）數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，截至2016年12月31日，成功實施的股權激勵計劃一共有941個，涉及的上市公司有745個，其中有196家上市公司推出兩個或兩個以上的股權激勵計劃。由于實施股權激勵的上市公司越來越多，股權激勵產(chǎn)生的后果也越來越受到人們的關心，并引起監(jiān)管層的再度關注。2018年8月15日，證監(jiān)會頒布了新的《上市公司股權激勵計劃管理辦法》，該辦法又一次激發(fā)了學術界對股權激勵的思考。

已有研究表明，有效的股權激勵可以緩解信息不對稱帶來的代理問題，促進管理層與股東的利益趨于一致，提升公司價值。Bizjak等（1993）認為管理層對公司的未來成長機會擁有更多私有信息，信息不對稱程度的加劇使股東難以有效評價管理層的行為，所以，成長性高的公司傾向于讓市場來評價管理層。那么，如何讓管理層在乎市場評價？解決這一問題的關鍵在于設計一種機制，該機制能把管理層的利益與股票市場的價格變動捆綁在一起實現(xiàn)聯(lián)動，而股權激勵就是這樣一種機制。股權激勵將管理層利益與股票市場表現(xiàn)直接掛鉤，股票市場價格表現(xiàn)決定了管理層財富水平，因此股票價格成為了管理層努力水平的指揮棒，這在客觀上緩解了股東和管理層的利益沖突問題。Hanlon等（2003）研究發(fā)現(xiàn)，授予公司前五位高管的股票期權能夠增加公司未來的經(jīng)營利潤。類似地，周建波和孫菊生（2003）也發(fā)現(xiàn)實施股權激勵后，公司業(yè)績有顯著提升。羅富碧等（2008）研究了高管人員持股比例增加與企業(yè)投資之間的關系，發(fā)現(xiàn)實行股票增值權激勵的公司的投資量較其他激勵模式公司的投資量更大，這表明中國上市公司高管人員股權激勵對投資有顯著的正影響。呂長江和張海平（2011）認為盡管存在著投資不足或投資過度問題，但股權激勵還是能夠提高企業(yè)的投資效率。

可以發(fā)現(xiàn)，已有文獻是從股權激勵的內(nèi)部治理視角研究股權激勵能否緩解代理問題，但是忽略了股權激勵計劃實施過程的一個重要參與方-資本市場。資本市場是否關注并產(chǎn)生預期是股價產(chǎn)生變化的重要原因，而股價與管理層財富相關，因此會對管理層產(chǎn)生一定的約束作用。因此，本文主要研究股權激勵的實施能否帶來更多的市場關注，以及外部的市場關注是否會對管理層產(chǎn)生治理作用。

股權激勵計劃一般都會設定股票期權的行權條件或者限制性股票的解鎖條件，而這些條件都是以一定的業(yè)績目標為考核基準，通常這些業(yè)績考核目標都要高于未實施股權激勵之前的業(yè)績水平。因此，股權激勵計劃的實施能向外界傳遞管理層會更努力且有能力提高公司業(yè)績的信號。這一信號傳遞至資本市場，勢必會引發(fā)更多的市場關注，并且市場會為管理層的努力設定一個目標。而管理層實現(xiàn)市場預期與否直接影響到管理層的財富水平，這是因為管理層如果沒有達到市場為其設定的目標，公司股價會下降，管理層的個人財富也會因此受損。另外，市場設定的預期目標也可視為市場對股權激勵計劃中管理層努力水平應達到程度的估計。如果公司公告的業(yè)績低于這個估計，易使市場認為管理層沒有盡到應盡努力，有偷懶的道德風險嫌疑，從而激發(fā)市場“用腳投票”的行為。為向公司股東和資本市場表明股權激勵計劃內(nèi)含的努力期望是可被預期的，以及股權激勵計劃制定和實施是有價值的，管理層也會努力達到市場設定的預期目標。因此股權激勵計劃實施之后，管理層會更有動機去努力實現(xiàn)市場預期?；谝陨戏治?，本文具體的研究問題如下：（1）股權激勵的實施能否帶來更多的市場關注？（2）對于實施股權激勵的公司，管理層是否會努力實現(xiàn)市場預期？（3）如果管理層有動機實現(xiàn)市場預期，那么在同樣沒有達到市場預期目標的情形下，實施了股權激勵的公司實際業(yè)績同市場預期的差距是否更??？

針對以上問題，基于滬深兩市A股上市公司的數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)，實施股權激勵的公司會吸引更多的市場關注，而且管理層會朝著市場預期業(yè)績目標而努力；進一步研究發(fā)現(xiàn)，這種努力達到市場預期目標的行為更大程度上發(fā)生在兩職分離的公司以及民營企業(yè)中；并且當市場關注度更高時，股權激勵在提升公司業(yè)績方面更有效。在穩(wěn)健性檢驗里，我們采用股價波動率和上市公司投資者調(diào)研人數(shù)作為市場關注的測度變量，實證結果與預期一致；為緩解內(nèi)生性問題，我們采用基于PSM的雙重差分模型進行檢驗，上述結論仍然成立。

本文的貢獻是：（1）從外部治理效應的視角為股權激勵的有效性爭論提供了新的思路。自從Jensen和Meckling（1976）指出股權激勵能緩解股東和管理層之間代理問題以來，已有很多研究為股權激勵的內(nèi)部治理效應提供了經(jīng)驗證據(jù)，但股權激勵是否具有外部治理效應，卻鮮有研究。本文研究表明股權激勵能夠吸引更多的市場關注，而且也能激勵管理層努力實現(xiàn)市場為其設定的目標，這為股權激勵的外部治理效應提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)。（2）本文研究發(fā)現(xiàn)股權激勵的外部治理效應主要發(fā)生在兩職分離的公司和民營公司，這給監(jiān)管部門的啟示是：在監(jiān)管上市公司實施股權激勵計劃時，應著重監(jiān)督股權激勵是否會淪為管理層為自身謀福利的工具。

接下來本文主要對股權激勵進行文獻評述，在此基礎上提出本文的研究假說，并提出研究設計，然后是本文的實證結果，最后總結全文。

二、文獻回顧

股權激勵的經(jīng)典文獻指出，有效的股權激勵計劃能夠緩解信息不對稱，降低代理問題，使管理層與股東的利益趨于一致，提升公司價值。這些研究基于多種研究視角，如公司業(yè)績（Yermack，1995；Hanlon等，2003）、投資效率（周建波和孫菊生，2003；羅富碧等，2008；呂長江和張海平，2011）、市場短期表現(xiàn)（Kato等，2005；呂長江等，2009）等為股權激勵的內(nèi)部治理效應提供了經(jīng)驗證據(jù)，而本文主要從外部治理效應的視角研究股權激勵是否能夠吸引更多的市場關注，進而激發(fā)管理層實現(xiàn)其市場預期目標。目前，有關市場預期的研究已經(jīng)形成豐碩的研究成果，集中體現(xiàn)在市場基于哪類信息可以進行更好地預測。早期學者認為，基于歷史盈余報告的預測可以作為市場預期的體現(xiàn)（Malkie和Cragg，1970；O’Brien，1988），之后有大量的文獻指出與簡單時間序列模型和復雜時間序列模型相比，分析師給出的盈余預測更加準確（Crichfield等，1978；Givoly和Lakonishok，1979；朱紅軍等，2007），更能夠代表市場盈利預期（Brown和Kim，1991；Kothari，2001）。因此，本文以分析師盈余預測代表市場預測，來觀察其對管理層的約束作用。

同時，也有文獻指出股權激勵計劃是管理層利用權力為自己謀福利的結果（Bebchuk等，2002；Bebchuk和Fried，2003；呂長江等，2009；吳育輝和吳世農(nóng)，2010；辛宇和呂長江，2012；肖淑芳等，2016）。Bebchuk和Fried（2003）研究發(fā)現(xiàn)公司高管會利用管理層權力去影響自身的薪酬制定。肖淑芳等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，管理層權力越大，上市公司實施股權激勵時存在機會主義行為越明顯，這將會影響股權激勵的實施效果。呂長江等（2009）指出在兩職合一的上市公司里，董事會和管理層高度重合，會大大降低董事會的獨立性，從而更有可能制定出福利型的股權激勵計劃，這表明兩職合一情形下股權激勵計劃可能無法起到激勵效應，我們將在進一步分析中對該問題進行研究。此外，公司的產(chǎn)權性質可能會對股權激勵的效果產(chǎn)生影響（呂長江等，2009）。有學者指出國企高管激勵來源的復雜性使得股權激勵對高管的吸引力減弱（周建波和孫菊生，2003；陳東華等，2005；呂長江和趙宇恒，2008）；而且，“限薪令”也使得股權激勵對國有企業(yè)管理層的激勵效應大大減弱（呂長江和張海平，2012）。也有文獻發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)實施股權激勵并不一定是為了激勵管理層，而是出于吸引境外投資者，給他們塑造一個良好的公司治理形象的目的（Chen 等，2013）。這些研究都表明，國有企業(yè)和民營企業(yè)實施股權激勵計劃的動機可能不一樣，我們將在進一步分析中對該問題進行研究。

三、理論分析與研究假說

相比于股東，管理層擁有企業(yè)經(jīng)營方面更多的私有信息（Fama和Jensen，1983；Jensen 和Meckling，1976；Bizjak等，1993）。如果披露這些私有信息并不能給管理層帶來收益，其便有動機去隱藏這些私有信息（Holmstrom，1979；Holmstrom和Tirole，1993）；特別地，如果這些私有信息反映了管理層的經(jīng)營不善，其更有動機去隱藏這些信息（Holmstrom和Tirole，1993；Almazan，2008）。而股東則希望管理層能披露更多的信息，改善企業(yè)的信息環(huán)境，這是因為信息環(huán)境的改善能帶來公司價值的提升（Almazan等，2008）。為了緩解與管理層的信息披露代理問題，股東可以將管理層的薪酬合約與公司的披露政策掛鉤（Nagar等，2003；Almazan等，2008）。股權激勵作為一種治理機制，能使管理層的薪酬與公司的市場表現(xiàn)相關，而公司的市場表現(xiàn)很大程度上取決于公司的信息流動（Lang等，2012；Bischof和Daske，2013；Schoenfeld，2017），因此實施股權激勵的公司的管理層愿意釋放更多的信息來吸引市場的關注。

另外，股權激勵計劃一般都會設定股票期權的行權條件或者限制性股票的解鎖條件，而這些條件都是以一定的業(yè)績目標為考核基準，通常這些業(yè)績目標都是以之前的業(yè)績狀況為基礎，然后設定一定的增加值。所以，股權激勵計劃的實施能向外界傳遞管理層會更努力提高公司業(yè)績的信號，這一信號傳遞到資本市場，會引起市場關注，并為管理層的努力設定一個目標。為此，能否達到市場預期目標是考察管理層是否努力的顯現(xiàn)指標，而管理層深諳此理。為向公司股東和資本市場表明股權激勵計劃內(nèi)含的努力期望是可被預期的，以及股權激勵計劃制定和實施是有價值的，管理層會努力達到市場為其設定的目標。同時，由于股權激勵計劃直接將管理層薪酬與股價聯(lián)系起來，而股價的市場表現(xiàn)好壞正是基于市場預期能否實現(xiàn)，因此股權激勵計劃實施之后，于管理層而言，更加努力地去實現(xiàn)市場預期是較為理性的選擇。據(jù)此，本文提出兩個需實證檢驗的問題：一是股權激勵計劃的實施會吸引資本市場更多的關注；二是股權激勵計劃激發(fā)管理層更加努力的效應可通過市場預期目標實現(xiàn)來反映。

財務分析師作為資本市場的信息媒介，擁有信息挖掘優(yōu)勢以及專業(yè)的分析能力，在公司和市場之間扮演著重要的信息傳遞和信息供給角色。鑒于此，分析師的跟進人數(shù)可作為資本市場對企業(yè)關注程度的替代指標，分析師跟進人數(shù)越多，表明資本市場對企業(yè)的關注程度越高（Lang等，2003）。與此同時，大量文獻（Givoly和Lakonishok，1979；O’Brien，1988；Kothari，2001；朱紅軍等，2007）研究表明，財務分析師預測盈余能夠作為資本市場預期盈余的替代，它比時間序列模型預測盈余更能準確地測量資本市場對公司盈利的期望。也有文獻（如Lopez和Ress，2002）研究發(fā)現(xiàn)，如果公司報告的業(yè)績達到了分析師預測的盈余，其股價的市場表現(xiàn)會更好；反之，其股價的市場表現(xiàn)會更糟糕，并且相對于達到分析師預測的盈余，未達到分析師預測盈余時，其市場反應更大。

據(jù)此，對于第一個問題，本文擬通過比較實施股權激勵與未實施股權激勵公司在分析師跟進人數(shù)的差異程度來實證檢驗。在同等條件下，股權激勵的實施，為資本市場提供了新的信息，增量信息的出現(xiàn)必然導致更多的市場關注出現(xiàn)，因此，我們預期相比于未實施股權激勵的公司，實施股權激勵的公司會引發(fā)更多的市場關注，也就是說實施股權激勵的公司有更多的財務分析師跟進。對于第二個問題，本文擬通過比較實施股權激勵與未實施股權激勵公司在公司實際業(yè)績與分析師盈余預測偏離程度來實證檢驗。如果股權激勵計劃能夠產(chǎn)生激勵效應，則管理層會努力工作以實現(xiàn)資本市場對其努力程度的預期，從而公司實際業(yè)績與財務分析師預測盈余將比較接近；即使公司實際業(yè)績沒有達到市場預期水平，其差異也相對較小。也就是說，股權激勵計劃能產(chǎn)生激勵效應，促使管理層朝市場設定的目標努力。

綜合上述分析，我們提出以下三個有待檢驗的假說：

假說1：與沒有實施股權激勵的公司相比，實施股權激勵的公司會獲得更多的資本市場關注，即實施股權激勵的公司會有更多的財務分析師跟進；

假說2：與沒有實施股權激勵的公司相比，實施股權激勵公司報告的會計業(yè)績與財務分析師預測盈余的差距更小；

假說3：在沒有達到市場預期的情形下，與沒有實施股權激勵的公司相比，實施股權激勵公司達不到市場預期的程度更小。

四、研究設計

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以滬深兩市2006年1月1日至2015年12月31日A股上市公司為研究對象，考察股權激勵與市場關注、市場預期實現(xiàn)之間的關系。本文股權激勵的數(shù)據(jù)來自于萬德（Wind）數(shù)據(jù)庫，分析師數(shù)據(jù)和主要財務數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。樣本剔除了金融行業(yè)的公司、被特別處理（ST）公司、其他相關變量缺失的公司。本文將股權激勵的實施看作一個事件，如果上市公司多次實施股權激勵，只保留第一次實施的樣本。極端值有可能影響回歸結果，所以本文對連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

（二）模型與變量設計

為了驗證上述假說，我們設計了如下模型（1）-（3）：

模型中被解釋變量Cov為分析師跟蹤人數(shù)，用該年度分析師對公司發(fā)布的盈余預測報告數(shù)量加1的自然對數(shù)衡量，如果公司i在t年沒有分析師發(fā)布預測報告，則公司i該年度的分析師跟蹤人數(shù)為0；模型中被解釋變量Consensus用來衡量管理層努力水平與市場預期的差距，用公司真實業(yè)績與分析師盈余預測一致性差額的絕對值除以上年年末股價表示，分析師盈余預測的一致性為分析師盈余預測的均值，具體計算方法如公式（4）所示：

其中，F(xiàn)EPSi,t為分析師對公司i在t年盈余預測的均值，EPSi,t為公司i在t年的實際盈余，Pi,t-1為公司i在上一年度的年末股價。

模型中主要解釋變量Incentive為公司i前一年度是否實施股權激勵的虛擬變量，即如果上一年度實施股權激勵，則取值為1，否則為0；模型（3）中Dummy變量為管理層努力水平是否達到市場預期的虛擬變量，如果未達到則取值為1，否則為0。

模型中控制變量包括：董事會人數(shù)（Boardsize）、控股股東持股比例（First）、機構投資者持股比例（Insti）、公司負債水平（Lev）、公司成長性變量（Q）、公司盈利水平（ROA）、公司規(guī)模（Size）、是否四大審計（Big4）。此外，為了控制年度和行業(yè)的影響，本文也控制了行業(yè)和年度固定效應。各變量的具體定義參見表1。

表1 變量定義

續(xù)表1 變量定義

如果假說1成立，則模型（1）中β1顯著為正；如果假說2成立，則模型（2）中β1顯著為負；如果假說3成立，則模型（3）中Incentive和Dummy交互項β3顯著為負。

五、實證結果

（一）描述性分析

表2列示了各個變量的描述性統(tǒng)計。表2顯示，分析師跟蹤人數(shù)（Cov）均值（中位數(shù)）為1.829（1.792），標準差為1.385；公司真實EPS與市場預期的EPS差距（Consensus）的均值（中位數(shù)）為0.031（0.013），標準差為0.046。實施股權激勵的虛擬變量（Incentive）均值為0.031，這表明樣本里有3.1%的上市公司實施了股權激勵。

表2 描述性統(tǒng)計分析

（二）相關系數(shù)分析

表3為主要變量之間的相關性分析結果，上三角矩陣報告的是Spearman相關系數(shù)；下三角矩陣報告的是Pearson相關系數(shù)。結果顯示，分析師跟進人數(shù)（Cov）與是否實施股權激勵變量（Incentive）顯著正相關，管理層努力業(yè)績與市場預期差距（Consensus）與是否實施股權激勵顯著負相關，表明相對于未實施股權激勵的公司，實施股權激勵公司有更多的分析師跟進，并且其管理層努力業(yè)績要更貼近市場預期，這初步驗證了本文的假說1和假說2。

表3 主要變量相關性分析

（三）多元回歸分析

1. 主回歸分析

表4為股權激勵與市場關注、市場預期實現(xiàn)的多元回歸結果。第1列顯示，分析師跟進人數(shù)對股權激勵的回歸系數(shù)等于0.672，t值等于16.55，說明與沒有實施股權激勵計劃的公司相比，實施股權激勵的公司有更多人數(shù)的分析師跟進，這意味著實施股權激勵的公司會引起更多的市場關注，與假說1的預期相符。第2列顯示，管理層努力業(yè)績和市場預期差距（Consensus）對股權激勵的回歸系數(shù)等于-0.005，t值等于3.83，說明與沒有實施股權激勵計劃的公司相比，實施股權激勵的公司其公司業(yè)績與分析師盈余預測一致性的差距更小，這說明相比于未實施股權激勵的公司，實施股權激勵的公司管理層會更加努力地達到市場預期，與假說2的預期相符。第3列顯示，未達到市場預期與股權激勵變量的交互項（Dummy×Incentive）與管理層努力實現(xiàn)市場預期變量的回歸系數(shù)為-0.007，t值等于2.75，表明在未達到市場預期情形下，與沒有實施股權激勵的公司相比，實施股權激勵的公司未達到市場預期的程度更小，這更清晰地表明股權激勵實施促使管理層會更加努力地去朝著市場預期方向努力，支持了假說3。

表4 股權激勵與市場關注、市場預期的實現(xiàn)

2. 進一步分析

（1）兩職合一對股權激勵與市場預期的影響

承前文所述，一般情形下，被股權激勵的管理層通常會通過達到市場預期來證明自己按照股權激勵計劃的要求去努力。但也有股權激勵的管理層不在乎市場對其應盡努力的預期，依然我行我素。有一些文獻如Bebchuk和Fried（2003）發(fā)現(xiàn)，實施股權激勵計劃并不一定是為了激勵管理層，而是管理層運用自身權力為自己謀“福利”，特別地，當董事長和總經(jīng)理兩職合一時，這種情況尤為明顯。Core等（1999）研究發(fā)現(xiàn)，當兩職合一時，高管薪酬更高。呂長江等（2009）對我國上市公司股權激勵計劃研究后發(fā)現(xiàn)，兩職合一的上市公司更有可能制定出福利型的股權激勵方案。據(jù)此，我們可以推論，相對于兩職合一的公司而言，兩職分離公司實施股權激勵，更能鞭策管理層努力以達到市場預期，即相比于兩職合一的公司，兩職分離公司在股權激勵實施之后，公司實際業(yè)績水平與市場預期的差距更小。

為驗證這一推論，依據(jù)董事長和總經(jīng)理是否為兩職合一對樣本公司進行分組，然后對模型（1）-（3）進行回歸，回歸結果如表5所示。其中，Dual=1表示董事長和總經(jīng)理是同一人；Dual=0表示董事長和總經(jīng)理不是同一人。

表5 兩職分離與否下的股權激勵與市場關注、市場預期實現(xiàn)多元回歸結果

第1列顯示，在兩職合一的情況下，分析師跟蹤人數(shù)對股權激勵的回歸系數(shù)等于0.498，t值為6.52，說明相比于無股權激勵情形下，有股權激勵更能吸引市場的關注。而在兩職分離的情形下，這一結論仍然成立，第2列回歸結果-兩者相關系數(shù)為0.730并在1%水平上顯著，已充分表明了這一點。不過，通過“似無關估計模型”（Seemingly Unrelated Estimation Model，SUEST）（Clogg等，1995）檢驗發(fā)現(xiàn)，第2列中的Incentive與Cov回歸系數(shù)要顯著大于列（1）中兩者的回歸系數(shù)，這意味著兩職分離公司其股權激勵實施對市場關注的吸引程度要高于兩職合一的公司，簡言之，兩職分離公司實施股權激勵更能吸引市場的關注。

第3列回歸結果顯示，在兩職合一的情況下，股權激勵啞變量（Incentive）與管理層努力業(yè)績與市場預期差距變量的回歸系數(shù)為-0.001，但在統(tǒng)計上不顯著，這意味著我們的證據(jù)不支持在兩職合一的情形下，相比于未實施股權激勵的公司，實施股權激勵公司的管理層更努力地去達到市場預期。也就是說，在兩職合一情形下，實施股權激勵公司的管理層不比未實施股權激勵公司的管理層更努力。然而在兩職分離的情形下，實施股權激勵公司的管理層要比未實施股權激勵公司的管理層更努力。第4列回歸的結果顯示，股權激勵啞變量（Incentive）與管理層努力業(yè)績與市場預期差距變量的回歸系數(shù)為-0.007并在1%的水平上顯著，這充分表明在兩職分離的情形下，實施股權激勵公司的管理層更傾向于努力達到市場預期業(yè)績。綜合列（3）和列（4）的結果，我們可以看到，股權激勵計劃促使管理層更努力地工作以達到市場預期主要是發(fā)生在兩職分離的公司。第5列和第6列回歸的結果進一步地支持了列（3）和列（4）的發(fā)現(xiàn)。列（5）中未達到市場預期與股權激勵變量的交互項（Dummy×Incentive）與管理層努力業(yè)績與市場預期差距變量的回歸系數(shù)為-0.001但在統(tǒng)計上不顯著，而列（6）中對應的交互項回歸系數(shù)為-0.012且在1%水平上顯著，這充分說明在兩職分離情形下，股權激勵能夠激發(fā)管理層更加努力以達到資本市場設定的預期目標。

（2）產(chǎn)權性質對股權激勵與市場關注、市場預期實現(xiàn)的影響

產(chǎn)權性質可能會對股權激勵產(chǎn)生影響。首先，國企高管激勵來源的復雜性使得股權激勵對高管的吸引力減弱（周建波和孫菊生，2003；陳東華等，2005；呂長江和趙宇恒，2008）。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)管理層激勵更多的是與其政治升遷有關，而公司股價的市場表現(xiàn)并不一定有利于國企高管的升遷，因此將國企高管的薪酬與市場表現(xiàn)掛鉤，并不一定能激勵管理層朝著市場預期努力；此外，“限薪令”的提出對國有企業(yè)高管薪酬有了一個較為嚴格的限制，這使得股權激勵對國有企業(yè)管理層的激勵效應也大大減弱（辛呂和呂長江，2012）。其次，國有企業(yè)實施股權激勵并不一定是為了激勵管理層，有可能是出于其他目的。Chen等（2013）以在香港上市的國有企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)這些國有企業(yè)授予管理層股票期權并不是為了激勵管理層，而是為了吸引境外投資者，給他們塑造一個良好的公司治理形象。如果國有企業(yè)實施股權激勵是出于其他目的，那么股權激勵的實施并不會讓管理層更加關注股票的市場表現(xiàn)，從而股權激勵并不一定能夠促使管理層有動機吸引市場關注。最后，國有企業(yè)大股東控制權與管理層激勵之間的沖突也會對股權激勵的有效性產(chǎn)生負面影響（夏紀軍和張晏，2008），從而使得管理層實現(xiàn)市場預期的動機較弱。據(jù)此，我們可以推論，相對于國有企業(yè)而言，民營企業(yè)實施股權激勵，更能鞭策管理層努力以達到市場預期。

為驗證這一推論，按照產(chǎn)權性質對樣本公司進行分組，然后對模型（1）-（3）進行回歸，回歸結果如表6所示。其中，SOE=1表示國有企業(yè)；SOE=0表示民營企業(yè)。比較第1列和第2列，可以發(fā)現(xiàn)列（2）中的Incentive與Cov回歸系數(shù)大于列（1）的回歸系數(shù)，但是沒有通過suest檢驗，這表明分析師對國有企業(yè)和民營企業(yè)的關注程度并無顯著差別；比較第3列和第4列，可以發(fā)現(xiàn)列（3）中Incentive與Consensus的回歸系數(shù)并不顯著，列（4）顯著為負，這表明股權激勵計劃促使管理層更努力地工作以達到市場預期主要是發(fā)生在民營企業(yè)中；第5列和第6列回歸的結果進一步地支持了列（3）和列（4）的發(fā)現(xiàn)。列（5）中未達到市場預期與股權激勵變量的交互項（Dummy×Incentive）與管理層努力業(yè)績與市場預期差距變量的回歸系數(shù)并不顯著，而列（6）中對應的交互項回歸系數(shù)為-0.025且在10%水平上顯著，這說明民營企業(yè)中，股權激勵能夠激發(fā)管理層更加努力以達到資本市場設定的預期目標。

表6 產(chǎn)權性質對股權激勵與市場關注、市場預期實現(xiàn)的影響

（3）分析師關注對管理層努力程度的影響

以上分析都是假設管理層會在乎市場預期，那么外部市場壓力是否會對管理層起到治理作用需要進一步檢驗。為此，本文通過比較不同市場關注程度下股權激勵計劃實施經(jīng)濟后果的差異來進一步檢驗市場關注對股權激勵計劃有效性的影響。具體來說，本文檢驗市場關注程度對股權激勵計劃實施前后公司的經(jīng)營業(yè)績的影響。本文預期，當分析師關注度較高時，股權激勵的有效性更高，回歸結果如表7所示。第1列是全樣本回歸，ROA對Incentive的回歸系數(shù)為0.016，在1%的水平上顯著，表示實施股權激勵之后，公司業(yè)績得到明顯提升；然后按照分析師關注程度來進行分組回歸，本文將分析師跟蹤人數(shù)大于同行業(yè)、同年度中位數(shù)的公司劃入高關注組（HighCov=1）。比較第2列和第3列，可以發(fā)現(xiàn)，在高關注組，ROA對Incentive的回歸系數(shù)為0.009，在1%的水平上顯著；而在低關注組，ROA對Incentive的回歸系數(shù)并不顯著，這表明當分析師關注度較高時，股權激勵計劃更有效，更能促進管理層努力工作。

表7 分析師關注對管理層努力程度的影響

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換研究變量。除了分析師跟蹤人數(shù)，本文采用股價波動率以及上市公司投資者調(diào)研人數(shù)來測度市場對公司的關注程度。公司被市場關注的程度越高，股價波動率越低（辛清泉等，2014），所以可以預期實施股權激勵之后，公司的股價波動率越低；有更多的投資者去上市公司調(diào)研，表明公司受市場關注的程度越高，所以可以預期實施股權激勵之后，上市公司投資者調(diào)研人數(shù)更多?；貧w結果如表8所示，所得結果與預期一致。

表8 替換市場關注研究變量

續(xù)表8 替換市場關注研究變量

2. 更換研究樣本。前文的多元回歸分析中，比較的是上一年度實施股權激勵公司和沒有實施股權激勵公司的市場關注與市場預期實現(xiàn)。上一年度之前實施過股權激勵以及本年度實施股權激勵都有可能對控制組的結果產(chǎn)生影響，所以為了使樣本的噪音更小，本文剔除本年度實施股權的公司以及上一年度之前曾經(jīng)實施過股權激勵的公司，所得結果與前文一致。

3. 基于PSM的雙重差分模型（DID）。PSM（傾向得分匹配法）最初由Rosenbaum和Rubin（1983）提出，用來處理樣本選擇偏差與噪音變量對研究結論帶來的影響，從而有助于更準確合理地比較實驗組和控制組，Armstrong等（2010）采用PSM研究了股權激勵與會計舞弊之間的關系。借鑒其研究方法，本文采用以下模型來計算傾向得分。

其中，如果公司實施股權激勵，Incentive則取值為1，否則為0；Controls為上文回歸模型中的控制變量；在進行匹配時，本文也控制了行業(yè)。

為了考察實驗組股權激勵前后年度在信息環(huán)境方面的改善情況是否顯著，本文采用雙重差分模型對PSM后的樣本進行檢驗：（1）根據(jù)PSM匹配結果設置處理變量Option（實驗組取值為1，控制組取值為0）；（2）設置時間變量Post（實施股權激勵后一年取值為1，實施前一年取值為0），雙重差分檢驗模型如下：

主要測試變量是交互項Option×Post，其系數(shù)β3表示實施股權激勵的上市公司在實施前后市場關注、市場預期實現(xiàn)的變化，與控制組公司的變化之間的差異。

表9為其回歸結果。列（1）中交互項Option×Post的回歸系數(shù)顯著為正，列（3）中交互項Option×Post的回歸系數(shù)顯著為負；列（2）與列（4）控制了年度和公司層面的固定效應后，交互項Option×Post的回歸系數(shù)仍顯著，說明控制內(nèi)生性問題后結論仍然成立。

表9 穩(wěn)健性檢驗：基于PSM的雙重差分（DID）模型

續(xù)表9 穩(wěn)健性檢驗：基于PSM的雙重差分（DID）模型

六、結 論

已有關于股權激勵的研究主要集中在兩個方面：一是股權激勵能否緩解代理問題；二是股權激勵能否提升公司業(yè)績。但是鮮有文獻從資本市場角度出發(fā)，研究附著在股權激勵計劃上的市場關注及其預期形成是否會對管理層形成有效的鞭策。所以，本文從外部市場的角度來探究股權激勵是否會對管理層產(chǎn)生影響。股權激勵計劃一般都會有業(yè)績考核條件，而這些條件都是以一定的業(yè)績目標為考核基準，通常這些業(yè)績目標都是以之前的業(yè)績狀況為基礎，然后設定一定的增加值。所以，股權激勵計劃的實施能向外界傳遞管理層會更努力提高公司業(yè)績的信號，這一信號傳遞到資本市場，會引起市場關注，并為管理層預期努力設定一個目標。為此，能否達到市場預期目標是考察管理層是否努力的顯現(xiàn)指標，而管理層深諳此理。因此，本文認為管理層為了向公司股東和資本市場表明股權激勵計劃內(nèi)含的努力期望是可被預期的，以及股權激勵計劃制定和實施是有價值的，會努力達到市場設定的預期目標。本文以2006-2016年滬深兩市A股上市公司為樣本檢驗了以上假說是否成立。研究發(fā)現(xiàn)，與沒有實施股權激勵的公司相比，實施股權激勵的公司會吸引更多的市場關注，并且公司實際業(yè)績偏離市場期望的幅度更窄；在同樣沒有達到市場預期目標的情形下，實施了股權激勵的公司實際業(yè)績同市場期望的差距更小。進一步研究發(fā)現(xiàn)，股權激勵激發(fā)管理層努力以達到市場期望主要發(fā)生在兩職分離的公司和民營公司。我們的研究證據(jù)表明，股權激勵的實施會引發(fā)市場更多關注，并能對兩職分離公司和民營公司的管理層產(chǎn)生較好的激勵作用。

本文對文獻和政策都有重要的啟示。第一，股權激勵能夠吸引更多的市場關注，進而激發(fā)管理層實現(xiàn)其市場預期，這一研究視角和研究發(fā)現(xiàn)為股權激勵具有外部治理效應提了經(jīng)驗證據(jù)，從而為股權激勵是否有效這一爭論提供了新的思路。第二，監(jiān)管部門在監(jiān)管上市公司實施股權激勵計劃時，應著重監(jiān)督股權激勵是否是管理層為自身謀福利的工具。