曹小武，熊 甜

（1.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 金融學(xué)院，湖北 武漢 430205；2.東風(fēng)汽車財(cái)務(wù)公司，湖北 武漢 430056）

股權(quán)激勵(lì)（Stock Incentive Compensation）最早是由美國的FETZER公司于1952年設(shè)計(jì)推出，它是通過給予公司高管部分附條件的股權(quán)使其可以從股東的角度來考慮企業(yè)的運(yùn)營管理，并且和公司共同承擔(dān)所面臨的風(fēng)險(xiǎn)，以此使其能夠?yàn)楣鹃L遠(yuǎn)發(fā)展而奮斗的一種激勵(lì)措施。中國證監(jiān)會(huì)于2006 年元旦正式實(shí)施《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法（試行）》，使得股權(quán)激勵(lì)制度在我國正式得到政府的官方認(rèn)可，其亦成為我國上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的重要指示性文件。2016 年7 月13 日，證監(jiān)會(huì)頒布《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》，并于2016 年8 月13 日起正式實(shí)施，其以信息披露為核心，推行“寬進(jìn)嚴(yán)管”的監(jiān)管轉(zhuǎn)型理念，最大限度地讓上市公司根據(jù)自身需求來決定股權(quán)激勵(lì)方案，讓上市公司進(jìn)行市場化約束，監(jiān)管部門則主要是進(jìn)行事后監(jiān)管、問責(zé)及追究。新規(guī)的出臺(tái)，有效地規(guī)范了我國上市公司的股權(quán)激勵(lì)行為，使上市公司能夠結(jié)合自身情況靈活操作，促進(jìn)企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展。

一、國內(nèi)外研究文獻(xiàn)簡要綜述

上市公司的股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)作為股權(quán)激勵(lì)研究的重要方向，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)已開展了較為豐富的研究探索，其研究大部分集中在股權(quán)激勵(lì)的短期股價(jià)效應(yīng)和長期業(yè)績效應(yīng)兩個(gè)方面。在股權(quán)激勵(lì)的長期業(yè)績效應(yīng)的研究結(jié)論方面，有的人指出股權(quán)激勵(lì)能顯著提高公司業(yè)績；還有一些人提出，股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)的長期業(yè)績之間呈現(xiàn)反向關(guān)系或者并不存在關(guān)聯(lián)；除此之外，也有部分學(xué)者運(yùn)用實(shí)證分析的方法證明了股權(quán)激勵(lì)與公司長期業(yè)績呈非線性相關(guān)關(guān)系。綜上而言，比較有代表性的觀點(diǎn)有以下4種：正相關(guān)論、負(fù)相關(guān)論、中性論以及非線性相關(guān)論。

正相關(guān)論認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)對公司業(yè)績增長有良好的促進(jìn)作用。國外學(xué)者Jensen和Meckling（1976）率先建立“利益趨同假說”，此假說指出，管理層持股會(huì)使得股東與高管的目標(biāo)函數(shù)相一致，進(jìn)而降低代理成本，改善企業(yè)的業(yè)績。[1]（p305-360）Leland 和Pyle（1977）將信息不對稱及道德風(fēng)險(xiǎn)作為控制變量納入資本結(jié)構(gòu)模型，利用模型對“利益趨同假說”進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)能夠促進(jìn)企業(yè)長期業(yè)績的改善。[2]（p371-387）Kedia和Mozumdar（2002）以異常收益率為中介指標(biāo)構(gòu)建上市公司的績效評價(jià)體系，通過對200家實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的納斯達(dá)克上市企業(yè)的經(jīng)營成績進(jìn)行評價(jià)研究，指出上市企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)可以有效推動(dòng)企業(yè)的經(jīng)營成績顯著提升。[3]

國內(nèi)比較有代表性研究者如葛文雷、荊虹瑋（2008），林大龐、蘇冬蔚（2011），王傳彬、鞏建信、曹前（2014），，張肖飛、張攝、李欣（2016），朱麗娟（2016），葉鵬、劉祿賓（2016），宋玉臣、李連偉（2017）等大多從盈余管理、企業(yè)性質(zhì)等角度，運(yùn)用諸如HecKman模型、變截距隨機(jī)效應(yīng)模型、結(jié)構(gòu)方程模型或者案例分析法對股權(quán)激勵(lì)長期業(yè)績效應(yīng)進(jìn)行研究后，得出了股權(quán)激勵(lì)與上市公司長期業(yè)績呈或強(qiáng)或弱的正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)股權(quán)激勵(lì)效果存在一定年限的時(shí)滯。[4]（p84-88）[5]（p162-177）[6]（p158-159）[7]（p48-52）[8][9]（p124）[10]（p133-139）負(fù)相關(guān)論則認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)對公司長期業(yè)績的增長不利。國外學(xué)者的研究方面，最有代表性的就是Fama和Jensen（1983）提出的“管理者防御假說”，該理論認(rèn)為管理層的持股比例與其在董事會(huì)的投票權(quán)和影響力正相關(guān)，管理層高比例持股可以實(shí)現(xiàn)他們的非價(jià)值最大化目標(biāo)而對他們的職位與收入不會(huì)產(chǎn)生大的影響，進(jìn)而對企業(yè)的業(yè)績增長造成不利影響。[11]Ghosh和Sirmans（2003）以房地產(chǎn)信托基金公司為樣本，進(jìn)行實(shí)證研究分析后，發(fā)現(xiàn)高管持股對企業(yè)績效的提高不利。[12]（p151-184）國內(nèi)學(xué)者的研究方面，關(guān)于股權(quán)激勵(lì)與上市公司長期業(yè)績負(fù)相關(guān)的研究結(jié)論較少。

中性論的支持者認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與公司長期業(yè)績之間并不存在相關(guān)關(guān)系，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)與否并不會(huì)對公司長期業(yè)績產(chǎn)生影響。Lorderer、Martin(1997)以1978-1988 年間實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司的基本數(shù)據(jù)作為樣本，運(yùn)用實(shí)證法探究股權(quán)激勵(lì)與公司長期經(jīng)營業(yè)績之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)公司的長期經(jīng)營業(yè)績并不會(huì)因?yàn)楣芾韺映止啥岣?。[13]（p223-255）Him?melberg、Hubbard、Palia（1999）將企業(yè)的特征因素和企業(yè)的影響因素納入實(shí)證模型，發(fā)現(xiàn)高管的持股比例與公司長期業(yè)績之間的關(guān)系無法通過實(shí)證得出。[14]（p353-384）Bebchuk、Fried（2003）在數(shù)據(jù)更新的情況下對股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)長期業(yè)績改善兩者所存在的關(guān)聯(lián)加以實(shí)際驗(yàn)證之后提出股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)長期業(yè)績的改善不相關(guān)的結(jié)論。[15]（p71-92）國內(nèi)的盧軼遐（2017），郭瑩瑩、柳冬梅（2017）選擇了樣本公司的股權(quán)激勵(lì)與其業(yè)績之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)后，得出股權(quán)激勵(lì)與上市公司長期業(yè)績之間不存在相關(guān)關(guān)系。[16]（p108-111）[17]（p691-698）

非線性相關(guān)論認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與公司長期業(yè)績之間存在區(qū)間效應(yīng)。Morck、Shleifer、Vishny（1988）通過對股權(quán)激勵(lì)的長期業(yè)績效應(yīng)開展實(shí)際驗(yàn)證分析，結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)與上市企業(yè)的長期業(yè)績之間存在非線性相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，并指出股權(quán)激勵(lì)與公司長期業(yè)績關(guān)系之間存在閾值，分別為5%和25%，當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度超過5%時(shí)兩者呈負(fù)相關(guān)；而當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度超過25% 時(shí)兩者呈正相關(guān)。[18]（p293-315）McConnell、Servaes（1990）通過研究后得出了與Morck、Shleifer、Vishny 類似的研究結(jié)論，其認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度低于50%的時(shí)候，股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)長期業(yè)績正相關(guān)，而當(dāng)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度高于50%的時(shí)候二者負(fù)相關(guān)。[19]（p595-612）國內(nèi)的研究者如章雁、樊曉霞（2015），吳娟、俞靜（2017），李春玲、聶敬思（2018）大多以一定年限間實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的中小企業(yè)板公司為研究對象，運(yùn)用對比分析法對進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)之后企業(yè)經(jīng)營業(yè)績所發(fā)生的變化加以對比分析研究，并指出股權(quán)激勵(lì)期限內(nèi)公司業(yè)績呈倒U型，并且發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與上市公司長期業(yè)績非線性相關(guān)。[20]（p405-410）[21](p198-204)[22](p87-93)

對股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)回顧后發(fā)現(xiàn)在股權(quán)激勵(lì)的業(yè)績效應(yīng)方面，大多都是用多元回歸分析或（0，1）虛擬變量法對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，但是在替代變量的選取上不夠全面，對研究結(jié)果也較少涉及顯著性檢驗(yàn)。在股權(quán)激勵(lì)的長期業(yè)績效應(yīng)方面，股權(quán)激勵(lì)的相關(guān)替代指標(biāo)進(jìn)一步豐富，并運(yùn)用多種顯著性檢驗(yàn)的方法對股權(quán)激勵(lì)的長期業(yè)績效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，與此同時(shí)，還從股權(quán)性質(zhì)與現(xiàn)金流約束的角度對股權(quán)激勵(lì)的長期業(yè)績效應(yīng)進(jìn)行回歸分析，以探究股權(quán)性質(zhì)與現(xiàn)金流約束對股權(quán)激勵(lì)的長期股價(jià)效應(yīng)的影響。

二、股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度與長期業(yè)績效應(yīng)實(shí)證研究

（一）研究假設(shè)。

前述Jensen and Meckling(1976)提出的“利益趨同假說”認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)有利于促進(jìn)上市公司長期業(yè)績的改善，[1](p305-360)Fama and Jensen（1983）提出的“管理者防御假說”則認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)不利于企業(yè)長期業(yè)績的改善，[11]基于以前學(xué)者研究結(jié)論的矛盾并結(jié)合我國上市公司股權(quán)激勵(lì)的實(shí)際情況，在我國實(shí)施股權(quán)激勵(lì)是否有利于上市公司長期業(yè)績的改善呢？據(jù)此本文提出假設(shè)一：

H1：上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠顯著地促進(jìn)公司長期業(yè)績增長。

根據(jù)Morck、Shleifer、Vishny（1988）的實(shí)證研究結(jié)論：股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)的業(yè)績呈倒U 型非線性關(guān)聯(lián)，同時(shí)股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)的業(yè)績關(guān)系之間存在閾值。[18](p293-315)宋玉臣、李連偉（2017）等的實(shí)證結(jié)果是支持Morck 等的觀點(diǎn)的，但是也有學(xué)者通過自己的研究得出來不同的觀點(diǎn)，[10](p133-139)盧軼遐（2017）認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與上市公司的長期業(yè)績改善并沒有相關(guān)性。[16](p108-111)那么我國上市公司的股權(quán)激勵(lì)與其長期業(yè)績之間到底存在什么樣的關(guān)系呢？據(jù)此本文提出假設(shè)二：

H2：上市公司股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與公司的長期業(yè)績間呈倒U型的非線性相關(guān)關(guān)系。

由于股權(quán)性質(zhì)的差異及現(xiàn)金流約束的影響，股權(quán)激勵(lì)與公司長期業(yè)績之間的關(guān)系可能會(huì)存在差異，本文提出假設(shè)三：

H3：在股權(quán)性質(zhì)和現(xiàn)金流約束不同的情況下，股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與公司長期業(yè)績之間并非都呈倒U型的非線性相關(guān)關(guān)系。

（二）樣本的選取與說明。

本文以2010年至2016年間上市公司的股權(quán)激勵(lì)公告事件作為樣本數(shù)據(jù)，之所以選擇2010 年至2016 年作為研究區(qū)間，主要是自2010 年開始我國上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的熱情空前高漲，同時(shí)股權(quán)激勵(lì)行權(quán)時(shí)間一般安排為3年，觀察其業(yè)績變化需要時(shí)間。本文主要研究數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，經(jīng)過樣本篩選后在上述1003家上市公司中得到共計(jì)801個(gè)樣本公司的1040個(gè)樣本數(shù)據(jù)，樣本篩選標(biāo)準(zhǔn)包括以下幾項(xiàng)：（1）兩個(gè)事件相差150天之內(nèi)的剔除；（2）未實(shí)施終止的上市公司剔除；（3）ST及金融類的上市公司剔除；（4）數(shù)據(jù)缺失的上市公司剔除。

（三）變量設(shè)定。

1.自變量。

本文的自變量選取的是股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度。經(jīng)過前文的文獻(xiàn)梳理，發(fā)現(xiàn)大部分學(xué)者都是采用管理層持股比例來替代上市公司的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度，這主要是由于數(shù)據(jù)易于獲取，但是管理層持股不是一次性獲得的，而是通過多次股權(quán)激勵(lì)累計(jì)獲得的，如果以這個(gè)所謂替代變量不太合理。為了提高研究的準(zhǔn)確性，本文以股權(quán)激勵(lì)方案中激勵(lì)的股份數(shù)與當(dāng)時(shí)公司總股本的比值作為股權(quán)激勵(lì)的替代指標(biāo)。我們認(rèn)為這個(gè)指標(biāo)更能反映上市公司股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度。

2.解釋變量。

本文的因變量選取的是上市公司的業(yè)績。從國內(nèi)外有關(guān)專家學(xué)者對股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)績效評估指標(biāo)來說，每個(gè)人所選取的公司績效的替代指標(biāo)也存在較大的差異，總體來看，公司績效的替代指標(biāo)主要可以分成兩類：一類是上市公司的市值績效替代指標(biāo)，例如托賓Q 值；而另一類則是上市公司財(cái)務(wù)績效替代指標(biāo)，例如ROE、EPS 等指標(biāo)。由于我國證券市場發(fā)展較國外而言比較滯后，各方面的政策制度還有待完善，監(jiān)管機(jī)制不成熟和監(jiān)管效率低下的問題也普遍存在，證券市場的有效性并沒有達(dá)到西方發(fā)達(dá)國家的水平，因此托賓Q值無法全面體現(xiàn)出國內(nèi)上市企業(yè)的真實(shí)績效狀況，因此本文利用財(cái)務(wù)績效來作為替代。本文選取ROA和ROE作為上市公司的績效替代指標(biāo)。

3.調(diào)節(jié)變量。

考慮到上市公司的股權(quán)性質(zhì)及自由現(xiàn)金流量可能對上市公司股權(quán)激勵(lì)的業(yè)績效應(yīng)產(chǎn)生影響，本文將上市公司股權(quán)性質(zhì)及自由現(xiàn)金流量設(shè)置為二分變量并進(jìn)行“0-1”賦值：若所選取的企業(yè)是國企，那么賦值就是1；如果所選取的企業(yè)不是國企，那么賦值就是0；若樣本公司的自由現(xiàn)金流量大于零，則賦值為1；若樣本公司的自由現(xiàn)金流量小于零，則賦值為0。

4.控制變量。

由于上市公司績效的影響因素眾多，既包括宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素，也有行業(yè)因素，還包括公司自身能力因素，為了更加科學(xué)地探討股權(quán)激勵(lì)與上市公司長期業(yè)績之間的關(guān)系，就必須排除一定的影響因素，這主要是通過對相關(guān)變量加以控制來實(shí)現(xiàn)的。本文主要選取以下7個(gè)因素作為控制變量：負(fù)債能力（資產(chǎn)負(fù)債率）、經(jīng)營能力（資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率）、營收能力（營收增長率）、股權(quán)集中度、固定資產(chǎn)占比、現(xiàn)金持有量和上市年限。所有變量的具體計(jì)算方式如下表1所示。

表1 主要的變量設(shè)定

（四）實(shí)證結(jié)果及分析。

1.描述性統(tǒng)計(jì)。

本文對各變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析，詳細(xì)情況由表2可知。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

對于因變量公司績效，樣本上市公司凈資產(chǎn)收益率的平均值為7.8%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.105，說明不同上市公司之間的ROE 差異較大。樣本上市公司總資產(chǎn)收益率的平均值為4.7%，公司之間的平均差異約為5.5%。

對于自變量股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度，樣本上市公司發(fā)放股票平均占股本的0.134%，說明我國上市公司在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)時(shí)還比較保守，股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度較低，可能是基于控制權(quán)和相關(guān)法規(guī)的考慮。

對于調(diào)節(jié)變量State，本文將其設(shè)置為“0-1”二分變量，其中若公司為國有控股上市公司，則取值為1，若公司為非國有控股的上市公司則取值為0。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示State 的平均值為0.395，說明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的私營公司的占比較高。采用同樣的方法將調(diào)節(jié)變量FCF 設(shè)置為“0-1”二分變量，統(tǒng)計(jì)結(jié)果其均值為0.206，說明每年產(chǎn)生的現(xiàn)金流小于零的企業(yè)占樣本公司的比例為20.6%。

對于控制變量Leverage，其均值為1.57，說明樣本上市公司的平均資產(chǎn)負(fù)債率為1.574%，債務(wù)水平非常低，資本結(jié)構(gòu)較為合理，經(jīng)營穩(wěn)健。Turnover的平均值為0.669，說明樣本公司資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的平均值為0.669，資金周轉(zhuǎn)期限較長。Growth 的均值為0.19，表明樣本公司營業(yè)收入增長率的平均值為19%。CR10的平均值為59.067，說明前十大股東平均持股占到公司總股份的59.067%，股權(quán)較為集中，但沒有達(dá)到一股獨(dú)大的程度。PPE的均值為0.218，說明固定資產(chǎn)平均占總資產(chǎn)的21.8%。Cash Hold?ing 的平均值為0.023，說明樣本上市公司現(xiàn)金持有量平均約占總資產(chǎn)的2.3%，現(xiàn)金持有量較低。Firm age的均值為6.998，說明樣本公司的平均上市年齡為6.998年。

2.相關(guān)性分析。

為了進(jìn)一步分析各變量之間的相關(guān)關(guān)系，本文采用Pearson相關(guān)性分析，分析結(jié)果如表3所示。從表格中可看出，控制變量與自變量之間相關(guān)系數(shù)最高的是State與Firm age間的0.464，小于0.7，表明回歸中各變量之間存在多重共線性的可能性較低。Strength 與ROE 和ROA 的相關(guān)系數(shù)都是顯著為正的，表明股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越高，公司的長期業(yè)績越好，H1得以驗(yàn)證。

表3 各變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果

3.多元回歸分析。

為了檢驗(yàn)我國上市公司的股權(quán)激勵(lì)與其長期業(yè)績之間的關(guān)系，本文以ROE 作為被解釋變量，股權(quán)激勵(lì)的股份數(shù)與總股本的比值作為解釋變量，資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、營收增長率、股權(quán)集中度、固定資產(chǎn)占比、現(xiàn)金持有量、上市年限等作為控制變量，并考慮實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司的行業(yè)和實(shí)施年份的固定效應(yīng)以構(gòu)建多元回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度與上市公司長期業(yè)績間的相關(guān)性。建立的回歸模型如下：

根據(jù)上述回歸模型利用Stata14.0 統(tǒng)計(jì)軟件完成，具體結(jié)果如表4所示。

表4 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對ROE的回歸結(jié)果

根據(jù)表4 的多元線性回歸結(jié)果，Model1 僅包含了控制變量，Model2 和Model3 逐步增加了Strength和Strength的二次項(xiàng)。在回歸中仍然控制了年份與行業(yè)的固定效應(yīng)，并且使用white 穩(wěn)健性估計(jì)來估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，消除了可能存在的異方差帶來的問題。F統(tǒng)計(jì)量大于6，均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表示回歸模型較為顯著，R2高于0.182，表明模型有較好的擬合效果。在Model2 和Model3 中strength的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與其績效正相關(guān)。在Model3 中，Strength2的系數(shù)在1%的水平顯著為負(fù)，表明股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與企業(yè)績效之間存在倒U型的關(guān)系，即股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度增加時(shí)會(huì)促進(jìn)企業(yè)績效，但高于某一臨界值后，股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增加反而會(huì)抑制企業(yè)績效，H2得以驗(yàn)證。這可能是由于適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)激勵(lì)能夠促進(jìn)員工與高管的積極性，提升工作效率，公司績效會(huì)變得更強(qiáng)。但股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度過高則可能會(huì)浪費(fèi)企業(yè)的資源，導(dǎo)致其對績效產(chǎn)生負(fù)向的效應(yīng)。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)所指的就是采用對一些參數(shù)、變量進(jìn)行測量的方式對有關(guān)實(shí)際研究的成果能否持續(xù)維持在穩(wěn)定和一致的狀態(tài)進(jìn)行證實(shí)，開展穩(wěn)健性檢驗(yàn)有利于提升所得結(jié)論的可靠性與說服力。本文進(jìn)一步通過替換被解釋變量、傾向值匹配與使用固定效應(yīng)模型、分位數(shù)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）替換被解釋變量。

本文使用總資產(chǎn)收益率ROA對ROE進(jìn)行替代回歸，回歸分析結(jié)果如表5所示，從表格中可看出模型的F 檢驗(yàn)仍然顯著，調(diào)整后的R2高于0.259，說明模型的解釋力約為26%，擬合效果良好。Strength的系數(shù)仍然在1%的顯著性水平為正，Strength2的系數(shù)為-0.001，通過了1%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，說明了股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與ROA呈倒U型的關(guān)系，亦驗(yàn)證了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對ROA的回歸結(jié)果

（2）傾向值匹配。

本文進(jìn)一步使用傾向值匹配分析，對實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的樣本上市公司與未進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的樣本上市公司進(jìn)行1:1的可放回匹配，在匹配過程中控制相關(guān)的控制變量，將匹配后的樣本再次進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6所示。從表格中可看出，Strength的系數(shù)仍然在1%的水平顯著為正，Strength 的平方項(xiàng)系數(shù)小于零，說明ROE與Strength呈倒U型關(guān)系。

表6 匹配后的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對公司的ROE影響回歸分析

（3）固定效應(yīng)模型。

為了克服遺漏變量的影響，本文進(jìn)一步使用個(gè)體固定效應(yīng)模型，控制公司層面中隨時(shí)間不變的個(gè)體效應(yīng)，回歸結(jié)果如表7 所示。從表格中可看出，Strength和Strength2的系數(shù)正負(fù)性和顯著性依然具有一致性，這也就更加體現(xiàn)了文章所得結(jié)論具有的穩(wěn)健性。

表7 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對公司ROE影響的固定效應(yīng)回歸模型分析

（4）分位數(shù)回歸。

由于OLS回歸主要依賴均值，但均值容易受到極端值的影響，雖然本文已經(jīng)將所有的變量進(jìn)行1%的縮尾處理，但是仍然難以徹底克服極端數(shù)值的影響，因此本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行中位數(shù)回歸，回歸結(jié)果如表8 所示。在分位數(shù)的回歸結(jié)果中，Strength的一次項(xiàng)顯著為正，二次項(xiàng)顯著為負(fù)，進(jìn)一步證明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表8 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對公司ROE影響的分位數(shù)回歸

5.進(jìn)一步分析。

通過前文的多元線性回歸以及一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，證明了股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與公司長期業(yè)績呈倒U型的非線性相關(guān)關(guān)系。但是這種倒U型關(guān)系是否會(huì)受到其他因素的影響，本文從股權(quán)激勵(lì)上市公司的股權(quán)性質(zhì)與現(xiàn)金流約束角度展開進(jìn)一步分析。

第一，基于股權(quán)激勵(lì)上市公司股權(quán)性質(zhì)的角度，本文將樣本上市公司分為國有控股企業(yè)與非國有控股企業(yè)進(jìn)行分類回歸，回歸結(jié)果如表9所示。從回歸結(jié)果來看，非國有控股企業(yè)組中Strength的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)在1%的水平下都是顯著的，說明股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與公司長期業(yè)績間的倒U 型關(guān)系仍然存在。而在國有企業(yè)組中，二次項(xiàng)并未通過10%的顯著性檢驗(yàn)，表明這種倒U型關(guān)系并不存在，僅僅存在正向的影響。這可能是由于國有企業(yè)中的所有權(quán)集中在政府手中，本身的股權(quán)激勵(lì)水平也較低，因而適當(dāng)發(fā)放股權(quán)激勵(lì)高管及員工能夠促進(jìn)企業(yè)的績效。由于國有企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)水平較低，因而并未能夠到達(dá)股權(quán)激勵(lì)水平的臨界點(diǎn)，因此在國有企業(yè)中僅僅存在正向的線性關(guān)系，H3得以驗(yàn)證。

表9 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對公司的ROE影響分組回歸

第二，由于公司的股權(quán)激勵(lì)水平可能受到公司現(xiàn)金流水平的影響，因而本文根據(jù)經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流是否大于0將樣本分為兩組進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表10所示。從回歸結(jié)果中可看出，Strength的一次項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，但二次項(xiàng)系數(shù)僅在凈現(xiàn)金流為正的企業(yè)中顯著，在凈現(xiàn)金流為負(fù)的企業(yè)中則并不顯著。說明股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與公司長期業(yè)績間的倒U型關(guān)系僅僅在凈現(xiàn)金流為正的企業(yè)組顯著，而在凈現(xiàn)金流為負(fù)的企業(yè)組中則并不顯著。這可能主要是因?yàn)閮衄F(xiàn)金流為負(fù)的企業(yè)處于財(cái)務(wù)困境當(dāng)中，受到投資者的壓力也會(huì)增強(qiáng)，因而企業(yè)在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的時(shí)候會(huì)更為謹(jǐn)慎，其將減少過度的股權(quán)激勵(lì)，因而股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對公司長期業(yè)績的影響表現(xiàn)為正向的，而非倒U型，H3也得以驗(yàn)證。

表10 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對公司的ROE影響分組回歸

三、結(jié)論

本文運(yùn)用2010—2016 年采用股權(quán)激勵(lì)的上市企業(yè)作為研究分析對象，并且對這些企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的長期業(yè)績效應(yīng)做實(shí)證分析，并得出以下結(jié)論：

1.我國上市公司股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施能顯著地促進(jìn)其長期業(yè)績的增長。上市公司推行股權(quán)激勵(lì)，降低了委托代理成本，使其股東與管理層利益更加緊密關(guān)聯(lián)，以此來有效提高企業(yè)高層管理的主動(dòng)性，為上市公司的發(fā)展和穩(wěn)定積極貢獻(xiàn)自己的力量，從而促進(jìn)上市公司業(yè)績的改善和提升。

2.我國上市公司的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與其長期業(yè)績間呈倒U 型的非線性相關(guān)關(guān)系。上市企業(yè)在管理層中實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，其強(qiáng)度在臨界點(diǎn)以內(nèi)，股權(quán)激勵(lì)是有利于促進(jìn)公司長期業(yè)績改善的，但是隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增加，管理層所持有的股份比例也在不斷地增加，進(jìn)而使得其在公司的控制力和影響力得以提升，超過臨界點(diǎn)就是不斷喪失股權(quán)激勵(lì)的業(yè)績改善效應(yīng)，過分的股權(quán)激勵(lì)也會(huì)浪費(fèi)企業(yè)資源，最終不利于上市公司業(yè)績的改善和提升。

3.國有控股上市公司的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與其長期業(yè)績間呈正相關(guān)關(guān)系，而非國有控股上市公司的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與其業(yè)績間則呈倒U型的非線性相關(guān)關(guān)系。對于國有上市公司來說，由于公司的控制權(quán)集中在國家手里，所以不會(huì)產(chǎn)生由于股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的擴(kuò)張而提升高管控制力和影響力的問題，實(shí)際上就是不可能達(dá)到所謂的激勵(lì)臨界點(diǎn)，因此其股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與其長期業(yè)績正相關(guān)，而非倒U 型的非線性關(guān)系。

4.現(xiàn)金流大于零的上市公司的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與其長期業(yè)績間呈倒U型的非線性相關(guān)關(guān)系，而現(xiàn)金流為負(fù)的上市公司的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度預(yù)期業(yè)績并不存在顯著的倒U型的非線性相關(guān)關(guān)系。

四、對策與建議

結(jié)合本文對我國上市公司股權(quán)激勵(lì)的長期業(yè)績效應(yīng)的實(shí)證研究，并根據(jù)我國股票市場和上市公司的股權(quán)激勵(lì)現(xiàn)狀，提出以下建議：

1.進(jìn)一步提高國有控股上市公司股權(quán)激勵(lì)的比例，加快國有企業(yè)混合所有制改革力度。國有控股上市公司的股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與其長期業(yè)績間呈正相關(guān)關(guān)系，對于國有上市公司來說，通過股權(quán)激勵(lì)的方式可以激發(fā)高級管理人員的工作潛力，完善公司治理結(jié)構(gòu)，提高公司運(yùn)行效率。

2.加強(qiáng)股權(quán)激勵(lì)事前事后信息披露管理，有效保護(hù)中小投資者利益。中國證監(jiān)會(huì)需加強(qiáng)對上市公司股權(quán)激勵(lì)行為的事前審查，對上市公司推出股權(quán)激勵(lì)方案的信息披露要求全面及時(shí)，對股東大會(huì)批準(zhǔn)后又取消的行為需要嚴(yán)格規(guī)范，以避免人為操縱股票價(jià)格，對其中小投資者的利益造成損害，避免使股權(quán)激勵(lì)成為高級管理者套利的工具。

3.進(jìn)行合理有效的股權(quán)激勵(lì)方案設(shè)計(jì)。根據(jù)本文對股權(quán)激勵(lì)的長期業(yè)績效應(yīng)的研究結(jié)果，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與企業(yè)的長期業(yè)績呈倒U型關(guān)系，并且企業(yè)性質(zhì)和自由現(xiàn)金流不相同的時(shí)候，其倒U型關(guān)系也是存在差異的。上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)時(shí)，要合理地控制股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度，在綜合考慮了自身行業(yè)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、發(fā)展目標(biāo)、激勵(lì)對象需求等的前提下，進(jìn)行合理有效的激勵(lì)方案設(shè)計(jì)，提升激勵(lì)對象的參與性，充分發(fā)揮股權(quán)激勵(lì)對上市公司長期業(yè)績的促進(jìn)作用。股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度偏大理論上也與股票的鎖定期較短有關(guān)，如果股權(quán)激勵(lì)的解鎖股票期限適當(dāng)延長，在股權(quán)激勵(lì)總量不變的前提下，就會(huì)使每期激勵(lì)股票數(shù)量減少，從而降低股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度。上市企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)對職工與企業(yè)長期發(fā)展的捆綁不夠，使得長期來看，股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與業(yè)績呈負(fù)向關(guān)系。上市企業(yè)應(yīng)該在進(jìn)行方案設(shè)計(jì)的時(shí)候，需要適當(dāng)修改較為多見的三年鎖定期慣例，合理拉長鎖定期，以強(qiáng)化股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)長期發(fā)展的關(guān)聯(lián)性。