倪艷　胡燕

摘要：隨著我國資本市場更加完善，股權(quán)激勵相關(guān)制度保障措施更加健全，越來越多的企業(yè)選擇股權(quán)激勵作為中長期激勵的工具來降低委托代理成本，使員工與企業(yè)的長期利益保持一致，從而實現(xiàn)降低管理成本、提升企業(yè)價值的目的。選取我國2016—2018年成功實施股權(quán)激勵計劃的507家A股上市公司樣本，對股權(quán)激勵強(qiáng)度與公司績效的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效顯著正相關(guān);與限制性股票相比，股票期權(quán)的激勵效果更優(yōu);在實施股票期權(quán)的企業(yè)中，企業(yè)績效隨股權(quán)激勵強(qiáng)度的增加而顯著提高，限制性股票模式下二者關(guān)系不顯著;與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的關(guān)系變化更加敏感;隨著上市時間的增加，股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的正向關(guān)系逐漸顯著，上市時間對二者關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用。為了降低企業(yè)管理成本，提高企業(yè)的核心競爭力，需要合理設(shè)計股權(quán)激勵方案中的激勵要素，并根據(jù)企業(yè)自身特點慎重選擇實施股權(quán)激勵時機(jī)，這有利于企業(yè)用好股權(quán)激勵這一長期激勵工具。

關(guān)鍵詞：現(xiàn)代企業(yè)制度;股權(quán)激勵強(qiáng)度;企業(yè)績效;調(diào)節(jié)效應(yīng)

中圖分類號：F271? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ? 文章編號：1003-854X（2021）04-0017-11

一、引言

股權(quán)激勵作為有效的長期激勵工具是國內(nèi)外公司治理問題研究者關(guān)注的重要議題。2005年我國企業(yè)股權(quán)分置改革完成，為股權(quán)激勵的實施提供了基礎(chǔ)條件;2006年1月開始施行的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（試行）》進(jìn)一步規(guī)范了上市公司股權(quán)激勵機(jī)制，標(biāo)志著股權(quán)激勵在我國真正意義上正式開始。經(jīng)過十年的實踐和發(fā)展完善，2016年8月《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》正式頒布實施，2018年10月新的《中華人民共和國公司法》首次將股權(quán)激勵寫入公司法，這些為我國企業(yè)股權(quán)激勵的實施提供了良好的外部環(huán)境與制度保障。我國企業(yè)法人治理結(jié)構(gòu)體系的建立與完善，為股權(quán)激勵實施提供了良好的內(nèi)部條件，越來越多的企業(yè)實施股權(quán)激勵，2017年398家A股上市公司公告股權(quán)激勵計劃，是2015年公告數(shù)量的兩倍。近年來國務(wù)院國資委也出臺了一系列關(guān)于國有企業(yè)股權(quán)激勵改革政策的文件，從總體上構(gòu)建了國有控股上市公司規(guī)范實施股權(quán)激勵的政策框架體系，穩(wěn)步推進(jìn)了央企控股上市公司股權(quán)激勵實踐，從而有效激發(fā)了企業(yè)員工的積極性，將員工的自身發(fā)展與企業(yè)戰(zhàn)略目標(biāo)結(jié)合起來，提升了國有企業(yè)價值。但是，從整體來看，我國上市公司股權(quán)激勵實施力度不強(qiáng)，截至2019年11月，在A股上市公司中，實施股權(quán)激勵的企業(yè)占A股上市公司總數(shù)的41.01%;國有控股上市公司中，實施股權(quán)激勵的占國有控股上市公司的9.64%。

國內(nèi)外學(xué)者對影響股權(quán)激勵效果的因素進(jìn)行了大量的實證分析，由于不同研究樣本選取、變量選擇、研究方法和研究視角之間的差異，不存在一致性結(jié)論。在股權(quán)激勵模式選擇方面，當(dāng)前研究主要集中于股票期權(quán)與限制性股票兩種模式，學(xué)者們通過分組比較、設(shè)置交叉項等方法進(jìn)行實證檢驗發(fā)現(xiàn)對于兩種模式孰優(yōu)的選擇其結(jié)果也不盡相同。在企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對股權(quán)激勵效果影響方面，股權(quán)激勵究竟在民營企業(yè)還是國有企業(yè)效果更優(yōu)亦無定論。關(guān)于股權(quán)激勵與企業(yè)績效關(guān)系的研究結(jié)論主要有股權(quán)激勵效應(yīng)不顯著、股權(quán)激勵效應(yīng)顯著、股權(quán)激勵與企業(yè)發(fā)展存在區(qū)間效應(yīng)三個方面。已有研究還存在以下兩個方面的不足：國內(nèi)對股權(quán)激勵的研究大多以公司整體的股權(quán)激勵為研究對象，或者將其等同于高管股權(quán)激勵，部分研究將管理層持股等同于股權(quán)激勵，還有一些研究將高管股權(quán)激勵和整體股權(quán)激勵混為一談，在研究對象的選取和表述上不甚嚴(yán)謹(jǐn);已有研究更多聚焦于股權(quán)激勵強(qiáng)度或其他變量對實施效果的直接影響，而交互效應(yīng)的研究較少，在交互關(guān)系研究中未能進(jìn)一步深入分析交互項對股權(quán)激勵實施效果的影響。

本文在檢驗股權(quán)激勵強(qiáng)度如何影響上市公司（企業(yè)）績效的基礎(chǔ)上，考慮了在不同約束條件下股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系的變化，對在不同模式、有效期、企業(yè)性質(zhì)和上市時間等約束條件下股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系變化的機(jī)制進(jìn)行研究，并引入上市時間變量，探討上市時間對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，為研究我國上市公司股權(quán)激勵問題提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。

二、研究假設(shè)與研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

Jensen和Meckling（1976）提出的利益趨同假說認(rèn)為股權(quán)激勵使管理層和股東利益趨于一致，從而促進(jìn)企業(yè)績效①。基于此，學(xué)者們通過多種方式對股權(quán)激勵能否提升企業(yè)績效這一問題進(jìn)行了實證研究。眾多研究表明，實施股權(quán)激勵能夠有效降低委托代理成本，促進(jìn)企業(yè)績效提升②。股權(quán)激勵方案包含授予數(shù)量、行權(quán)價、授予對象、有效期限和業(yè)績條件等要素，方案要素設(shè)計的有效性對股權(quán)激勵的有效性有很大的影響，尤其是激勵強(qiáng)度的合理性能夠影響最終的激勵效果。一些研究認(rèn)為股權(quán)激勵強(qiáng)度越大，激勵模式越合理，對企業(yè)績效的提升就越明顯。毛劍峰、李志雄（2016）的實證研究發(fā)現(xiàn)，管理層股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，因為隨著管理層股權(quán)激勵強(qiáng)度的增加，管理層更注重公司的長期發(fā)展，更有動力加大研發(fā)投入，從而提升企業(yè)績效③。程果（2020）通過傾向得分匹配法分析得出股權(quán)激勵對公司績效有顯著提升的結(jié)論，表明股權(quán)激勵強(qiáng)度越高，業(yè)績提升越明顯④。還有一些研究認(rèn)為股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間存在區(qū)間效應(yīng)，即在特定區(qū)間內(nèi)企業(yè)績效隨股權(quán)激勵強(qiáng)度的提升而提升，上升區(qū)間的上限值較高，在10%—49.2%之間。潘穎和劉廣生（2009）使用因子分析和回歸分析對2008年以前實施股權(quán)激勵的企業(yè)進(jìn)行研究，認(rèn)為當(dāng)股權(quán)激勵強(qiáng)度在1%—10%之間時與公司績效正相關(guān)⑤。范合君和初梓豪（2013）通過面板數(shù)據(jù)模型研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)和期權(quán)占高管薪酬比例與公司每股收益在39.92%—49.2%之前為正相關(guān)關(guān)系⑥。陳勝軍等（2016）以股權(quán)激勵實施后三年總資產(chǎn)收益率與實施前三年總資產(chǎn)收益率的差值作為企業(yè)績效衡量指標(biāo)，研究表明股權(quán)激勵強(qiáng)度達(dá)到18%之前與公司績效正相關(guān)⑦。早期還有少數(shù)研究表明，因為我國企業(yè)實施股權(quán)激勵強(qiáng)度較低，導(dǎo)致對企業(yè)績效提升效果不夠明顯⑧。在股權(quán)激勵實踐方面，我國股權(quán)激勵通過十多年的實踐和發(fā)展，在上市企業(yè)中的實施逐漸成熟，2016年我國《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》正式頒布實施，2018年股權(quán)激勵被正式寫入公司法，股權(quán)激勵得到了進(jìn)一步的法律保障。

綜上所述，結(jié)合現(xiàn)有學(xué)者研究的相關(guān)結(jié)論與我國股權(quán)激勵實踐，提出如下假設(shè)：

H1：股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效正相關(guān)。

在我國上市公司股權(quán)分置改革后，限制性股票與股票期權(quán)成為上市公司在實施股權(quán)激勵時的主要選擇模式⑨。田國雙、齊英南（2018）通過分組回歸分析，對兩種模式的實施效果進(jìn)行比較，結(jié)果顯示股票期權(quán)模式對企業(yè)績效的影響不顯著，而限制性股票能夠顯著影響企業(yè)績效并呈正相關(guān)⑩。楊力、朱硯秋（2017）選取2006—2015年489家實施股權(quán)激勵的A股上市公司作為研究對象，發(fā)現(xiàn)從整體來看限制性股票的激勵效果優(yōu)于股票期權(quán)，但在高新技術(shù)企業(yè)中，股票期權(quán)能夠更好地促進(jìn)企業(yè)績效提升，在不考慮股權(quán)激勵模式的情況下，股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效影響不顯著，在加入股權(quán)激勵模式與交叉項后，股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響顯著{11}。

綜上所述，股權(quán)激勵模式對股權(quán)激勵的實施效果有較大影響，目前對于股權(quán)激勵兩種模式調(diào)節(jié)作用的看法尚不一致。從實踐來看，近三年來公布的股權(quán)激勵計劃中，采用限制性股票模式的占68%。結(jié)合已有研究成果，以及這兩種模式的特點與實踐趨勢，提出如下假設(shè)：

H2：股權(quán)激勵模式對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的正向關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用。

股權(quán)激勵具有長期性，一般與組織的諸多重要戰(zhàn)略目標(biāo)相關(guān)聯(lián)，能夠使管理者更關(guān)注企業(yè)長期發(fā)展，克服短視行為，提升企業(yè)價值，其作用明顯區(qū)別于基本薪資、短期獎金、員工福利等激勵方式，是長期激勵的重要工具。張憲（2016）的研究發(fā)現(xiàn)，中小企業(yè)股權(quán)激勵在短期內(nèi)對企業(yè)績效無明顯影響，但長期激勵效果顯著，并且強(qiáng)度越大，效果越明顯{12}。一些學(xué)者在對股權(quán)激勵方案和實施效果進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵有效期對股權(quán)激勵的實施效果具有顯著影響{13}，較長的激勵期限是使股權(quán)激勵起到真正長期激勵作用的必要條件{14}，較長的激勵期限讓企業(yè)高管傾向于采用長期視角工作，避免了短期有效而長期可能傷害企業(yè)價值的決策。李春玲、任莉莉（2014）的研究結(jié)果表明，股權(quán)激勵期限與企業(yè)績效之間呈三次曲線關(guān)系，在4.29年之后二者關(guān)系負(fù)相關(guān)，在8.86年之后二者關(guān)系再次正相關(guān){15}。也有學(xué)者提出股權(quán)激勵會增強(qiáng)管理者的短視行為，激勵有效期與企業(yè)績效不相關(guān){16}。

綜上所述，股權(quán)激勵作為長期激勵的工具，目的是為了使管理者利益與企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略相一致，從長期角度提升企業(yè)價值，保留人才。為檢驗設(shè)置5年以上的有效期與較高強(qiáng)度的股權(quán)激勵是否能減少管理者的短視行為，提升激勵效果，更好地發(fā)揮股權(quán)激勵的長期激勵作用，提出如下假設(shè)：

H3：股權(quán)激勵有效期對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的正向關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

國有企業(yè)是我國特有的重要組織形式，許多學(xué)者對于股權(quán)激勵在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)當(dāng)中的激勵效果作了對比分析。一些學(xué)者認(rèn)為國有企業(yè)因其特殊性，不能將追求利潤最大化作為目標(biāo)，國有企業(yè)中實施股權(quán)激勵與企業(yè)績效之間的關(guān)系不顯著{17}，國有控股比例與股權(quán)激勵實施效果負(fù)相關(guān){18}，股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間負(fù)相關(guān){19}。也有學(xué)者持相反觀點，認(rèn)為正是因為國有企業(yè)管理人員的行政性，在國有企業(yè)實施股權(quán)激勵能夠更有效地激發(fā)管理人員的積極性，激勵效應(yīng)更大，企業(yè)價值與股權(quán)激勵正相關(guān){20}。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)績效對股權(quán)激勵強(qiáng)度的反應(yīng)更加敏感{21}。黨的十九大對國資國企改革作出了重大戰(zhàn)略部署，要完善各類國有資產(chǎn)管理體制，改革國有資本授權(quán)經(jīng)營體制，加快國有經(jīng)濟(jì)布局優(yōu)化、結(jié)構(gòu)調(diào)整、戰(zhàn)略性重組，促進(jìn)國有資產(chǎn)保值增值，推動國有資本做強(qiáng)做優(yōu)做大。黨的十九屆五中全會進(jìn)一步提出“加快完善中國特色現(xiàn)代企業(yè)制度，深化國有企業(yè)混合所有制改革”。國務(wù)院于2015年9月發(fā)布《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》，并陸續(xù)出臺一系列相關(guān)配套文件，形成了國企改革“1+N”的政策體系。目前我國國有企業(yè)基本完成分類改革，法人治理結(jié)構(gòu)逐步健全，為股權(quán)激勵的實施提供了更好的適應(yīng)性。近年來國務(wù)院國資委相繼出臺《國有控股上市公司（境內(nèi)）實施股權(quán)激勵試行辦法》（國資發(fā)分配〔2006〕175號）、《關(guān)于規(guī)范國有控股上市公司實施股權(quán)激勵制度有關(guān)問題的通知》（國資發(fā)分配〔2008〕171號）、《關(guān)于進(jìn)一步做好中央企業(yè)控股上市公司股權(quán)激勵工作有關(guān)事項的通知》（國資發(fā)考分規(guī)〔2019〕102號）、《關(guān)于印發(fā)〈中央企業(yè)控股上市公司實施股權(quán)激勵工作指引〉的通知》（國資考分〔2020〕178號）等一系列政策文件，為股權(quán)激勵的實施提供了政策性保障，推動了更多國有企業(yè)選擇股權(quán)激勵作為中長期激勵工具，實施股權(quán)激勵的國有企業(yè)數(shù)量有大幅度的提升。實施股權(quán)激勵一年以上的央企控股企業(yè)營收平均年均增長率達(dá)16.7%。近年來，國有企業(yè)的改革為股權(quán)激勵的實施提供了更好的政策環(huán)境與基礎(chǔ)，國有企業(yè)改革的要求也需要企業(yè)更多地運(yùn)用股權(quán)激勵這一中長期激勵工具來吸引、保留人才，從而實現(xiàn)企業(yè)價值保值增值的改革目標(biāo)，因此提出如下假設(shè)：

H4：企業(yè)性質(zhì)對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的正向關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用。

企業(yè)的盈利能力、利潤、有形資產(chǎn)等都會對企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，而這些要素都會隨著時間的推移發(fā)生變化。徐德財?shù)龋?018）認(rèn)為資本結(jié)構(gòu)存在顯著的內(nèi)生性時間效應(yīng)，資本結(jié)構(gòu)與上市時間呈倒U型關(guān)系，在7.5年左右出現(xiàn)拐點{22}。夏慧珠（2019）以資產(chǎn)負(fù)債率來衡量企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，通過對2001—2017年491家上市公司的資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)會隨著時間的變化發(fā)生顯著變化，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率與上市時間呈倒U關(guān)系，從初期的快速增加到第16年達(dá)到頂峰再趨于平穩(wěn)，然后逐漸下降{23}。上市公司內(nèi)部資本結(jié)構(gòu)具有顯著的時間效應(yīng)，表明企業(yè)內(nèi)生性風(fēng)險也具有時間效應(yīng)。股權(quán)激勵作為一種長期性激勵，其激勵效果取決于對未來收益的綜合預(yù)判，企業(yè)內(nèi)部風(fēng)險隨上市時間的增加而降低，激勵效果也會增強(qiáng)。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H5：企業(yè)上市時間對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的正向關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用。

（二）研究樣本選取

由于2015年我國資本市場震蕩多變，本文選取2016—2018年首次公告股權(quán)激勵計劃并成功實施的A股上市公司為樣本，使用樣本企業(yè)股權(quán)激勵實施公告一年后的財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為保證數(shù)據(jù)的有效性，減少異常數(shù)據(jù)的干擾，本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：（1）若某公司在三年內(nèi)多次發(fā)布股權(quán)激勵公告，選取首次發(fā)布股權(quán)激勵公告并成功實施的為樣本。（2）為驗證股權(quán)激勵模式對公司績效的影響，剔除采取復(fù)合模式的樣本公司。（3）因金融行業(yè)會計準(zhǔn)則與非金融行業(yè)差異較大，不具備可比性，剔除金融、保險類上市公司。（4）剔除ST、*ST公司，即公司經(jīng)營連續(xù)兩年虧損和公司經(jīng)營連續(xù)三年虧損存在退市風(fēng)險的公司。（5）剔除數(shù)據(jù)信息不完全的公司。

2016—2018年共有938家A股上市公司發(fā)布1039份股權(quán)激勵公告，其中有869家企業(yè)成功實施股權(quán)激勵。根據(jù)上述處理原則進(jìn)行篩選，最終獲得507家成功實施股權(quán)激勵的A股上市公司樣本。本文研究對象為A股上市公司，其中所涉及的國有企業(yè)為國有控股A股上市公司，指第一大控股人的性質(zhì)為國有性質(zhì)的公司。股權(quán)激勵相關(guān)數(shù)據(jù)從中國證監(jiān)會指定的上市公司信息披露網(wǎng)站——巨潮資訊網(wǎng)手工收集，其余數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫（www.resset.com）。

（三）研究變量與數(shù)據(jù)來源

1. 因變量

企業(yè)績效（ROE），國內(nèi)外的研究當(dāng)中衡量企業(yè)績效的指標(biāo)主要包括會計指標(biāo)和市場指標(biāo)兩大類，會計指標(biāo)主要有凈資產(chǎn)收益率（ROE）和總資產(chǎn)報酬率（ROA），市場指標(biāo)主要以每股收益（EPS）和托賓Q為衡量指標(biāo)?！渡鲜泄竟蓹?quán)激勵管理辦法》中規(guī)定在選取衡量企業(yè)績效的行權(quán)條件指標(biāo)時，應(yīng)選取能夠反映股東回報和公司價值創(chuàng)造的綜合性指標(biāo)，以及能夠反映公司盈利能力和市場價值的成長性指標(biāo)來作為行權(quán)績效要求。國外研究文獻(xiàn)多以托賓Q值來衡量企業(yè)經(jīng)營業(yè)績，但是我國資本市場發(fā)展不完善，托賓Q值的適應(yīng)性還是有一定的問題。綜合國內(nèi)研究與《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》要求，本文選取加權(quán)平均的凈資產(chǎn)收益率（ROE）來作為企業(yè)績效的衡量標(biāo)準(zhǔn){24}，加權(quán)凈資產(chǎn)收益率=凈利潤/本期加權(quán)股東權(quán)益。

2. 自變量

股權(quán)激勵強(qiáng)度（SIP），指股權(quán)激勵方案中股權(quán)激勵股份占總股本的比例，比例越高，股權(quán)激勵強(qiáng)度越大。

股權(quán)激勵模式（SIM），在2016—2018年3年公布實施的963份股權(quán)激勵方案中，限制性股票664份，股票期權(quán)159份，股票增值權(quán)1份，復(fù)合模式112份，歸納總結(jié)這些股權(quán)激勵方案的屬性，可以看出當(dāng)前我國股權(quán)激勵模式主要為限制性股票和股票期權(quán)兩種模式。本文所研究的股權(quán)激勵模式為限制性股票與股票期權(quán)兩種單一模式下股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響，設(shè)置為虛擬變量，其中限制性股票模式=1，股票期權(quán)模式=0。

股權(quán)激勵有效期（SIV），指股權(quán)激勵公告方案中對股權(quán)激勵有效期的限定?！渡鲜泄竟蓹?quán)激勵管理辦法》規(guī)定我國股權(quán)激勵有效期不得超過10年，根據(jù)國內(nèi)過往的研究，將股權(quán)激勵有效期以5年為界限分組，其中5年及以下為短期組，5年以上為長期組，設(shè)置虛擬變量，有效期大于5年=1，有效期等于5年及以下=0。

企業(yè)性質(zhì)（PRN），為虛擬變量，以企業(yè)實際控股人性質(zhì)將企業(yè)劃分為國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)，國有控股企業(yè)=1，非國有控股A企業(yè)=0。是否為國有控股根據(jù)公司第一大股東的性質(zhì)確定，若性質(zhì)為國有，則確定為國有控股企業(yè)，若第一大股東的性質(zhì)為非國有，則為非國有企業(yè)。

企業(yè)上市時間（STD），衡量上市時間的長短，上市時間為股權(quán)激勵公告公布的年份減去上市年份。

股權(quán)激勵相關(guān)數(shù)據(jù)來源于各公司在巨潮資訊網(wǎng)公布的股權(quán)激勵方案，企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)上市時間的數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫（www.resset.com）。

3. 控制變量

在控制變量的選擇上參考已有研究的做法{25}，選取以下四項指標(biāo)為控制變量：企業(yè)規(guī)模（TA），公司總資產(chǎn)額的自然對數(shù);資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（LEV），資產(chǎn)負(fù)債率;成長性（NEG），凈利潤增長率;營運(yùn)能力（CLR），流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。

用公司總資產(chǎn)來衡量企業(yè)規(guī)模，企業(yè)規(guī)模能夠影響企業(yè)的抗風(fēng)險能力;選取資產(chǎn)負(fù)債率來衡量企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，用凈利潤增長率來衡量企業(yè)的成長性;流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為衡量企業(yè)營運(yùn)能力的指標(biāo)。企業(yè)規(guī)模、成長性、財務(wù)狀況都會對企業(yè)股權(quán)激勵模式的選擇與企業(yè)績效產(chǎn)生一定的影響。

（四）研究模型

為檢驗股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的關(guān)系，并綜合考慮股權(quán)激勵模式、股權(quán)激勵有效期、企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)上市時間的調(diào)節(jié)作用，因變量企業(yè)績效為連續(xù)性變量，自變量中的股權(quán)激勵強(qiáng)度（SIP）與企業(yè)上市時間（STD）也為連續(xù)型變量，股權(quán)激勵模式（SIM）、股權(quán)激勵有效期（SIV）與企業(yè)性質(zhì)（PRN）均為二分虛擬變量。根據(jù)上文提到的假設(shè)、變量性質(zhì)以及前人的研究方法，本文以2017—2019年截面數(shù)據(jù)為研究對象，構(gòu)建多元回歸模型如下。

為驗證H1，即股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響，設(shè)定模型（1）：

其中，SIP為股權(quán)激勵強(qiáng)度，預(yù)期α1顯著為正，當(dāng)α1>0，說明股權(quán)激勵強(qiáng)度越大越有利于企業(yè)績效提升，當(dāng)α1<0，說明股權(quán)激勵不利于企業(yè)績效提升。

為檢驗股權(quán)激勵模式對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，設(shè)定模型（2）：

其中，SIM為股權(quán)激勵模式，SIP×SIM為股權(quán)激勵強(qiáng)度與股權(quán)激勵模式的交叉項，若β3顯著，則股權(quán)激勵模式對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。當(dāng)β3>0，則表示限制性股票模式對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)，若β3<0，則表明股票期權(quán)模式對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。

為了檢驗股權(quán)激勵有效期對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，設(shè)定模型（3）：

其中，SIV為股權(quán)激勵有效期，SIP×SIV為股權(quán)激勵強(qiáng)度與股權(quán)激勵有效期的交叉項，若γ3顯著，則股權(quán)激勵有效期對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。當(dāng)γ3>0，股權(quán)激勵有效期大于5年，則能夠增強(qiáng)股權(quán)激勵強(qiáng)度和企業(yè)績效關(guān)系，若γ3<0，則相反。

為了檢驗企業(yè)性質(zhì)對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，設(shè)定模型（4）：

其中，PRN為企業(yè)性質(zhì)，SIP×PRN為股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)性質(zhì)的交叉項，若μ3顯著，則企業(yè)性質(zhì)對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。當(dāng)μ3>0，在國有企業(yè)內(nèi)實施股權(quán)激勵，股權(quán)激勵的強(qiáng)度對企業(yè)績效影響更顯著;若μ3<0，則說明在非國有企業(yè)內(nèi)股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響更顯著。

為了檢驗企業(yè)上市時間對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，設(shè)定模型如下：

其中，STD為企業(yè)上市時間，SIP×STD為股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)上市時間的交叉項，若g3顯著，則企業(yè)上市時間對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。當(dāng)g3>0，企業(yè)上市時間對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，企業(yè)上市時間能夠增強(qiáng)二者之間的關(guān)系;若g3<0，則企業(yè)上市時間對二者的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、實證分析

（一）各變量的描述性統(tǒng)計

表2為各變量的描述性分析結(jié)果，主要從平均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)偏差、最小值和最大值五個維度對507個樣本進(jìn)行整體分析。其中股權(quán)激勵強(qiáng)度（SIP）、企業(yè)上市時間（STD）、資產(chǎn)總額（TA）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、凈利潤增長率（NEG）和流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（CLR）為連續(xù)變量;股權(quán)激勵模式（SIM）、股權(quán)激勵有效期（SIV）、企業(yè)性質(zhì)（PRN）為虛擬變量。

具體來看，在實施股權(quán)激勵的A股上市公司中，股權(quán)激勵股份數(shù)量占總股本比重（SIP）的平均值為2.191%，其中有113家股權(quán)激勵份額占總股本的1%以內(nèi)，341家企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度為1%—4%，僅有53家企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度大于4%。這從整體上說明目前我國股權(quán)激勵強(qiáng)度較低，而國外激勵比例通常在10%—15%之間，二者相差甚遠(yuǎn);且最小值為0.1%，最大值為9.87%，均未超過《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》規(guī)定的10%，極差較大，意味著實施股權(quán)激勵的公司之間股權(quán)激勵強(qiáng)度的差距較大。

進(jìn)一步來看，樣本公司的上市時間（STD）均值為5.880年，其中有147家企業(yè)在上市1年內(nèi)就實施了股權(quán)激勵，中位數(shù)為5年，這說明實施股權(quán)激勵的企業(yè)較為年輕。

在上述變量中，股權(quán)激勵模式（SIM）、股權(quán)激勵有效期（SIV）、企業(yè)性質(zhì)（PRN）為虛擬變量，其中限制性股票為1，股票期權(quán)為0;有效期大于5年為1，小于等于5年為0;國有企業(yè)為1，非國有企業(yè)為0。從均值和中位數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，實施股權(quán)激勵的企業(yè)在股權(quán)激勵模式選擇上，有420家企業(yè)選擇了限制性股票，占總樣本的82.8%，87家選擇了股票期權(quán)，占總樣本的17.2%，限制性股票的使用更具有廣泛性。在股權(quán)激勵有效期方面，選擇5年及以下為有效期的占94%，其中30%企業(yè)選擇了4年有效期，59%企業(yè)選擇了5年有效期。在企業(yè)性質(zhì)方面，近90%的企業(yè)為非國有企業(yè)，國有企業(yè)實施股權(quán)激勵模式的較少。通過各變量標(biāo)準(zhǔn)差可以看出，各變量離散程度較低，相對比較集中。

（二）變量的相關(guān)性分析與多重共線性檢驗

為確定所選取的自變量與因變量之間存在相關(guān)性，本文對自變量與因變量作了Pearson相關(guān)性檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示，表明所有自變量均與因變量顯著相關(guān)。在雙變量檢測中，自變量股權(quán)激勵強(qiáng)度和股權(quán)激勵模式與企業(yè)績效在5%置信水平下顯著正相關(guān)，股權(quán)激勵有效期、企業(yè)上市時間和企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)績效在1%置信水平下顯著負(fù)相關(guān)?？刂谱兞砍Y產(chǎn)負(fù)債率外，都與企業(yè)績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

為避免自變量之間存在多重共線性，影響實證分析結(jié)果，本文檢測了各變量之間的容差與方差膨脹系數(shù)（VIF），由表4可知變量的VIF值均小于2.1，遠(yuǎn)低于判斷標(biāo)準(zhǔn)10，初步表明不存在多重共線性問題。結(jié)合相關(guān)系數(shù)矩陣，可以看出變量間的相關(guān)系數(shù)絕對值均在0.54以內(nèi)，進(jìn)一步說明了變量之間不存在多重共線性問題。

（三）實證結(jié)果分析

1. 股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的關(guān)系

表5是股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系的檢驗結(jié)果。從整體上看，調(diào)整R2為0.150，整體擬合程度較好，各變量可以較好地對因變量進(jìn)行隱形解釋。SIP的系數(shù)為0.009，在10%置信水平下顯著，表明股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間存在正相關(guān)關(guān)系;股權(quán)激勵強(qiáng)度每提升1%，加權(quán)凈資產(chǎn)收益率提升0.009，意味著實施股權(quán)激勵能夠提升企業(yè)績效，H1得到驗證與支持。

2. 加入調(diào)節(jié)變量來測度股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的關(guān)系

通過對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的多元回歸分析，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，但是顯著程度較低，處于邊緣顯著。因此，有必要通過引入股權(quán)激勵模式、股權(quán)激勵有效期、企業(yè)性質(zhì)、公司上市時間等變量的調(diào)節(jié)作用進(jìn)一步探究股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的關(guān)系。

表6為自變量調(diào)節(jié)作用模型回歸結(jié)果，通過引入調(diào)節(jié)變量和交互項來驗證股權(quán)激勵模式、股權(quán)激勵有效期、企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)上市時間這四個因素對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，如表6所示。從整體上看，四個模型的R2在0.18-0.22之間，模型擬合度較好，與模型1相比均有提升。四個變量的交互項系數(shù)均顯著，其中股權(quán)激勵模式、股權(quán)激勵有效期、企業(yè)上市時間與股權(quán)激勵強(qiáng)度的交互項在1%置信水平下顯著，企業(yè)性質(zhì)與股權(quán)激勵強(qiáng)度的交互項在5%置信水平下顯著，其結(jié)果對H2、H3、H4、H5進(jìn)行了驗證，部分得到支持，股權(quán)激勵模式、股權(quán)激勵有效期、企業(yè)上市時間和企業(yè)性質(zhì)均對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的關(guān)系存在顯著的調(diào)節(jié)作用。

3. 選點法簡單斜率的顯著性檢驗

調(diào)節(jié)效應(yīng)可以通過自變量、調(diào)節(jié)變量與交叉項模型進(jìn)行回歸分析，即：Y=i+aX+bZ+cXZ+ε，當(dāng)調(diào)節(jié)項顯著，方程可以改寫成：Y=i+bZ+（a+cZ）X+ε。其中，（a+cZ）表示簡單斜率，它反映了自變量與因變量的關(guān)系如何受變量Z的調(diào)節(jié)。利用簡單斜率來分析交互作用，能夠克服方差分析降低統(tǒng)計效力、浪費(fèi)數(shù)據(jù)信息的問題。選點法是選擇調(diào)節(jié)變量的某個特定值，一般為均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差創(chuàng)造出新的變量，然后產(chǎn)生乘積項進(jìn)行回歸分析，回歸系數(shù)即為新變量的簡單斜率，其顯著性檢驗結(jié)果為所需要的簡單斜率的檢驗結(jié)果{26}。

雖然股權(quán)激勵模式、股權(quán)激勵有效期、公司性質(zhì)三個變量為二分虛擬變量，可以對變量進(jìn)行分組分析，但是，在對樣本進(jìn)行二分組后同一變量兩組的樣本數(shù)據(jù)差距較大，這會導(dǎo)致一些指標(biāo)存在偏差，所以本文選擇簡單斜率對調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗分析。

（1）股權(quán)激勵模式。如表6所示，比較股權(quán)激勵強(qiáng)度與股權(quán)激勵模式的交叉項系數(shù)顯著為負(fù)（b=-0.0230，p=0.0359），說明在SIM=1代表限制性股票、SIM=0代表股票期權(quán)的情況下，與限制性股票相比，股票期權(quán)模式的調(diào)節(jié)作用更優(yōu)。比較股票期權(quán)和限制性股票兩種模式下的股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的簡單斜率，表明限制性股票模式下的簡單斜率接近于0（b=0.0024，p=0.6807），小于股票期權(quán)模式下的簡單斜率（b=0.2540，p=0.0073），說明選擇限制性股票模式的樣本企業(yè)，其股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效影響不顯著;在股票期權(quán)模式下，其股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響顯著，結(jié)果拒絕假設(shè)H2。

圖1進(jìn)一步驗證了在股票期權(quán)模式下股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效影響更大，并強(qiáng)化了這種影響，即股權(quán)激勵強(qiáng)度越高，企業(yè)績效越好，股票期權(quán)的激勵性更強(qiáng)。

（2）股權(quán)激勵有效期。如表6所示，股權(quán)激勵有效期與股權(quán)激勵模式的交叉項系數(shù)顯著為正（b=0.0573，p=0.0222），說明在SIV=1的5年以上有效期的激勵更有效果。對5年以上有效期和5年及以下的股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的簡單斜率進(jìn)行比較，有效期在5年及以下的簡單斜率接近于0（b=0.0020，p=0.6967），并小于有效期大于5年的簡單斜率（b=0.0593，p=0.0006），表明有效期在5年及以下，其股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效無顯著影響;而有效期大于5年，其股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響顯著。

通過圖2可以看出，有效期大于5年，股權(quán)激勵強(qiáng)度越大，企業(yè)績效水平越高，驗證并支持了假設(shè)H3。在有效期大于5年的情況下，提升股權(quán)激勵強(qiáng)度，能夠顯著提升企業(yè)績效，而有效期在5年及以下，提升股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響并不顯著。

（3）企業(yè)性質(zhì)。由表6可知，企業(yè)性質(zhì)與股權(quán)激勵模式的交叉項系數(shù)顯著為正（b=0.0520，p=0.0131），說明在SIM=1的國有企業(yè)樣本中，股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的提升有更好的調(diào)節(jié)作用。比較國有企業(yè)和非國有企業(yè)中股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的簡單斜率，發(fā)現(xiàn)非國有企業(yè)的簡單斜率不顯著且接近于0（b=0.0021，p=0.6878），小于國有企業(yè)的簡單斜率（b=0.5410，p=0.0078），這說明在非國有企業(yè)中，股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響并不顯著，而在國有企業(yè)中股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效影響顯著且正相關(guān)。

通過圖3可以直觀地看出，在國有企業(yè)中，股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響顯著，隨著股權(quán)激勵強(qiáng)度的增強(qiáng)，企業(yè)績效上升，驗證并支持了假設(shè)H4，說明在國有企業(yè)中企業(yè)績效對股權(quán)激勵強(qiáng)度的變化更敏感，在國有企業(yè)中股權(quán)激勵的激勵效應(yīng)更優(yōu)。

（4）企業(yè)上市時間。如表6所示，企業(yè)上市時間與股權(quán)激勵模式的交叉項系數(shù)顯著為正（b=0.0030，p=0.0013），企業(yè)上市時間對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的關(guān)系存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用，企業(yè)上市時間增強(qiáng)了股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響。在企業(yè)上市時間長短不同的情況下，比較股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的簡單斜率，發(fā)現(xiàn)上市時間較短時，企業(yè)的簡單斜率為負(fù)且不顯著（b=-0.0107，p=0.1534），而上市時間更久的企業(yè)的簡單斜率顯著為正（b=0.0243，p=0.0006），說明上市時間更久的企業(yè)的股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的影響顯著且正相關(guān)。

通過圖4可以看出，上市時間較短的企業(yè)，企業(yè)績效隨著股權(quán)激勵強(qiáng)度的增強(qiáng)而減少，在上市時間較長的企業(yè)中，企業(yè)績效隨著股權(quán)激勵強(qiáng)度的增加而上升，企業(yè)上市時間增強(qiáng)了股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的關(guān)系，假設(shè)H5得到支持，意味著企業(yè)上市時間越久，股權(quán)激勵的效果越好。

4. Johnson-Neyman的簡單斜率檢驗

選點法使用均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差，只選取了兩個點的簡單斜率，不能說明調(diào)節(jié)變量所有情況下自變量斜率的變化情況。在變量都為連續(xù)性變量、交互項邊緣顯著（0.05

對模型（5）的回歸結(jié)果進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，模型（5）的交互項系數(shù)顯著（t=3.2323，p=0.0013），但是自變量系數(shù)不顯著（t=-1.4559，p=-0.1460）。由于企業(yè)上市時間這個指標(biāo)為連續(xù)性變量，可采用J-N法再次進(jìn)行簡單斜率檢驗，確定企業(yè)上市時間在什么范圍內(nèi)股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效的簡單斜率顯著不為0，進(jìn)而找到簡單斜率非0時變量的取值范圍。

如圖5所示，隨著企業(yè)上市時間的增加，股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效影響的斜率逐漸變大，企業(yè)上市時間對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效的關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用。從企業(yè)上市時間為6.79年開始，股權(quán)激勵強(qiáng)度對企業(yè)績效影響的斜率開始顯著。

限于篇幅，研究結(jié)論的穩(wěn)健性驗證過程省略，本文將數(shù)據(jù)按照年份進(jìn)行分組后的實證檢驗結(jié)果與結(jié)論基本保持一致。

四、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

隨著我國資本市場更加完善，股權(quán)激勵相關(guān)制度保障措施更加健全，越來越多的企業(yè)選擇股權(quán)激勵作為中長期激勵的工具來降低委托代理成本，使員工與企業(yè)的長期利益保持一致，從而實現(xiàn)降低管理成本、提升企業(yè)價值的目的。因此，需要合理設(shè)計股權(quán)激勵方案中的激勵要素，使股權(quán)激勵真正起到長期激勵的作用。本文基于我國2016—2018年實施股權(quán)激勵的A股上市公司樣本，對股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗，得出以下幾點結(jié)論：

第一，股權(quán)激勵強(qiáng)度會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。企業(yè)績效會隨著股權(quán)激勵強(qiáng)度的增加而增加，但我國A股上市公司股權(quán)激勵程度平均值為2.19%，樣本企業(yè)中有23%的企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度在1%以內(nèi)，雖然我國《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》規(guī)定企業(yè)在有效期內(nèi)的股權(quán)激勵股份不得超過公司總股份的10%，但是目前我國上市公司股權(quán)激勵強(qiáng)度整體上遠(yuǎn)低于這個水平，更是遠(yuǎn)低于西方國家企業(yè)股權(quán)激勵占總股份10%—15%的水平，股權(quán)激勵的有效性有待加強(qiáng)。

第二，在股票期權(quán)模式下，企業(yè)績效受股權(quán)激勵強(qiáng)度變化的影響更加顯著，股權(quán)激勵的激勵效應(yīng)更強(qiáng);在限制性股票模式下，企業(yè)績效受股權(quán)激勵強(qiáng)度變化的影響不顯著。

第三，股權(quán)激勵有效期正向調(diào)節(jié)股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的正向關(guān)系。有效期大于5年的股權(quán)激勵，其企業(yè)績效隨股權(quán)激勵強(qiáng)度變化顯著，較長期限的股權(quán)激勵方案更能發(fā)揮股權(quán)激勵的激勵效果。當(dāng)前我國股權(quán)激勵方案集中在4—5年的激勵有效期，一定程度上反映了我國股權(quán)激勵方案設(shè)計的短視性，相較于我國香港主板73.5%股權(quán)激勵有效期為10年這一比例，我國A股上市公司股權(quán)激勵有效期存在短期性{27}。

第四，與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)績效隨股權(quán)激勵強(qiáng)度正向變化更顯著，企業(yè)性質(zhì)對二者之間的正向關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用。在國有企業(yè)中，股權(quán)激勵強(qiáng)度增加，企業(yè)績效會顯著提升;而在民營企業(yè)中，這種關(guān)系變化并不顯著。這一結(jié)論驗證了潘穎和劉廣生（2009）等學(xué)者的觀點{28}。優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，提供良好的外部環(huán)境，才能使股權(quán)激勵發(fā)揮有效的正面效應(yīng)。近幾年我國國有企業(yè)股權(quán)激勵政策出臺頻繁，國務(wù)院國資委積極推動股權(quán)激勵作為中長期激勵工具在國有企業(yè)中的應(yīng)用，以達(dá)到建立健全企業(yè)激勵約束機(jī)制的目的。隨著國企改革的深化和國有企業(yè)分類改革的完成，企業(yè)法人治理結(jié)構(gòu)更加健全，為國有企業(yè)股權(quán)激勵的有效實施提供了基礎(chǔ)和保障，更多的國有企業(yè)選擇股權(quán)激勵作為中長期激勵的工具來吸引或保留人才。

第五，企業(yè)上市時間正向調(diào)節(jié)了股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的正向關(guān)系。通過J—N法進(jìn)一步檢驗發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)上市時間大于6.79年時，股權(quán)激勵強(qiáng)度與企業(yè)績效之間的關(guān)系變化顯著，并且隨著上市時間的增加，企業(yè)績效會隨股權(quán)激勵強(qiáng)度的增加而提升，企業(yè)上市時間強(qiáng)化了二者之間的關(guān)系。上市初期大股東的擴(kuò)張活動成為企業(yè)上市后的主要特征，企業(yè)處于興奮但是未知的狀態(tài)，此時實施股權(quán)激勵，增加股權(quán)激勵強(qiáng)度，自然會導(dǎo)致股權(quán)激勵成本的增加，從而減少企業(yè)績效{29}。

（二）政策建議

第一，提高股權(quán)激勵水平，延長激勵有效期，充分認(rèn)識到股權(quán)激勵對企業(yè)長期發(fā)展的貢獻(xiàn)。在技術(shù)密集型與知識密集型企業(yè)，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新或某項戰(zhàn)略目標(biāo)或任務(wù)不是1—2年內(nèi)能夠完成的，要采取5年以上有效期的激勵，同時提升股權(quán)激勵強(qiáng)度，使股權(quán)激勵真正發(fā)揮長期激勵的效果，克服管理人員短視行為，吸引和保留人才，從而促進(jìn)企業(yè)績效與企業(yè)價值的提升。

第二，要充分考慮股權(quán)激勵的適用性。只有在內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化、外部環(huán)境良好的情況下，股權(quán)激勵才能真正發(fā)揮正面效應(yīng)，對于初上市企業(yè)而言，企業(yè)處于擴(kuò)張動蕩期，選擇股權(quán)激勵作為長期激勵工具需要慎重考慮其成本與效益。在股權(quán)激勵模式的選擇上，雖然限制性股票從理論上來看更優(yōu)，但是從被激勵者角度來看風(fēng)險性大于股票期權(quán)，在模式的選擇上要綜合考慮被激勵對象的風(fēng)險偏好，這樣才能提升激勵效用。在上市時間更久的企業(yè)當(dāng)中，可適當(dāng)考慮增加股權(quán)激勵有效期，使其在企業(yè)改革轉(zhuǎn)型與戰(zhàn)略調(diào)整中發(fā)揮真正的長期激勵效用。

第三，深化國有企業(yè)改革，推動國有企業(yè)市場化約束激勵機(jī)制建設(shè)，完善國有企業(yè)股權(quán)激勵管理辦法?！渡鲜泄竟蓹?quán)激勵管理辦法》已于2016年8月正式頒布實施，2020年出臺的《國企改革三年行動方案（2020—2022年）》也在中長期激勵方面加大了科技型企業(yè)的股權(quán)和分紅權(quán)激勵力度，強(qiáng)調(diào)對于攻關(guān)團(tuán)隊的個人持股比例、股權(quán)激勵范圍、收益分紅比例等給予特殊支持。國有企業(yè)深化改革雖然取得了不錯的成效，但是當(dāng)前我國一些國有企業(yè)法人治理結(jié)構(gòu)還不健全，市場化的經(jīng)營機(jī)制和完善的激勵約束機(jī)制尚未建立，這些對于股權(quán)激勵的有效性發(fā)揮都存在一定的約束。因此，國有企業(yè)在實施股權(quán)激勵時，可以適當(dāng)擴(kuò)大股權(quán)激勵范圍，將激勵人員向核心骨干員工傾斜;在行權(quán)績效要求方面，可以將EVA考核列入行權(quán)績效考核條件之中。在2016—2018年公布的央企控股上市公司中，有近一半的企業(yè)已經(jīng)將EVA列為行權(quán)績效考核的要求之一，真正做到了以股權(quán)激勵吸引和保留人才，推動企業(yè)改革創(chuàng)新，提升企業(yè)績效。

注釋：

① M. C. Jensen， W. H. Meckling， Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Costs and Ownership Structure， Journal of Financial Economics， 1976， 3（4）， pp.305-360.

② 趙華偉：《股權(quán)激勵、公司治理與企業(yè)業(yè)績——基于我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)》，《宏觀經(jīng)濟(jì)研究》2016年第12期;徐向藝、徐寧：《金字塔結(jié)構(gòu)下股權(quán)激勵的雙重效應(yīng)研究——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)管理》2010年第9期。

③ 毛劍峰、李志雄：《管理層股權(quán)激勵、研發(fā)支出與企業(yè)績效的關(guān)系研究》，《統(tǒng)計與決策》2016年第9期。

④ 程果：《股權(quán)激勵的真實盈余管理及其激勵效果》，《系統(tǒng)工程》2020年第1期。

⑤{28} 潘穎、劉廣生：《雙重委托治理框架下股權(quán)激勵效應(yīng)研究》，《經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯》2009年第6期。

⑥ 范合君、初梓豪：《股權(quán)激勵對公司績效倒U型影響》，《經(jīng)濟(jì)與管理研究》2013年第2期。

⑦ 陳勝軍、呂思瑩、白鴿：《A股上市公司股權(quán)激勵方案實施效果影響因素研究》，《中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2016年第12期。

⑧ 肖淑芳、金田、劉洋：《股權(quán)激勵、股權(quán)集中度與公司績效》，《北京理工大學(xué)學(xué)報》（社會科學(xué)版）2012年第3期。

⑨ 李曜：《兩種股權(quán)激勵方式的特征、應(yīng)用與證券市場反應(yīng)的比較研究》，《財貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2009年第2期。

⑩ 田國雙、齊英南：《股權(quán)激勵對公司績效真的有影響嗎——基于我國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)》，《會計之友》2018年第17期。

{11} 楊力、朱硯秋：《股權(quán)激勵模式對股權(quán)激勵效果的影響——基于A股市場的經(jīng)驗證據(jù)》，《山東社會科學(xué)》2017年第3期。

{12} 張憲：《基于事件研究法的上市公司股權(quán)激勵效應(yīng)研究》，《統(tǒng)計與決策》2016年第21期。

{13} A. Zattoni， A. Minichilli， The Diffusion of Equity Incentive Plans in Italian Listed Companies： What is the Trigger？ Corporate Governance： An International Review， 2009， 17（2）， pp.224-237.

{14} 徐寧、徐向藝：《上市公司股權(quán)激勵效應(yīng)研究脈絡(luò)梳理與不同視角比較》，《外國經(jīng)濟(jì)與管理》2010年第7期。

{15} 李春玲、任莉莉：《我國上市公司股權(quán)激勵實施效果的影響因素研究——基于股權(quán)激勵方案設(shè)計的視角》，《企業(yè)經(jīng)濟(jì)》2014年第9期。

{16} 楊永蘭：《薪酬激勵、股權(quán)激勵與上市公司業(yè)績——基于我國滬深上市公司數(shù)據(jù)的實證研究》，《技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究》2018年第7期。

{17} 呂潔、杜傳文、薄秋實：《國企價值增值、高管努力選擇與最優(yōu)長期激勵研究——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)》，《現(xiàn)代財經(jīng)》（天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報）2017年第6期。

{18} 姜英兵、于雅萍：《誰是更直接的創(chuàng)新者？——核心員工股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新》，《經(jīng)濟(jì)管理》2017年第3期。

{19} 李小娟：《股權(quán)激勵強(qiáng)度對上市公司績效影響的實證研究》，《湖南師范大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報》2017年第5期。

{20} 程仲鳴、夏銀桂：《制度變遷、國家控股與股權(quán)激勵》，《南開管理評論》2008年第4期。

{21} 潘穎、劉廣生：《雙重委托治理框架下股權(quán)激勵效應(yīng)研究》，《經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯》2009年第6期。

{22} 徐德財、趙晶、張騫予：《中國上市公司資本結(jié)構(gòu)存在時間效應(yīng)嗎？》，《管理世界》2018年第9期。

{23} 夏慧珠：《中國上市公司資本結(jié)構(gòu)的時間特征——基于閾值類面板數(shù)據(jù)模型的實證分析》，《工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2019年第11期。

{24} 黃潔、蔡根女：《股權(quán)激勵效果和影響因素經(jīng)驗分析——基于兩〈辦法〉出臺后實施股權(quán)激勵的上市公司數(shù)據(jù)》，《華東經(jīng)濟(jì)管理》2009年第3期。

{25} 徐向藝、徐寧：《金字塔結(jié)構(gòu)下股權(quán)激勵的雙重效應(yīng)研究——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)管理》2010年第9期;歐麗慧、陳天明、麗珍：《高管股權(quán)激勵模式對激勵效果的影響研究》，《管理案例研究與評論》2018年第3期。

{26} L. Aiken， S. West & R. Reno， Multiple Regression： Testing and Interpreting Interactions， London： SAGE Publication， 1991， pp.14-22.

{27} 汪朝洋、劉志迎：《A股市場上市公司股票期權(quán)激勵研究》，《統(tǒng)計與決策》2014年第12期。

{29} A. Landier， D. Thesmar， Financial Contracting with Optimistic Entrepreneurs， The Review of Financial Studies， 2009， 22（1）， pp.117-150.

作者簡介：倪艷，湖北省社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所副研究員，湖北武漢，430077;胡燕，湖北省社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所，湖北武漢，430077。

（責(zé)任編輯? 陳孝兵）