王志華（博士） 牛登云（博士） （山西大同大學(xué)商學(xué)院 山西大同 037009）

一、引言

在現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離的制度背景下，股權(quán)激勵作為有效的約束機(jī)制是解決委托代理問題的關(guān)鍵途徑。以股權(quán)分置改革為契機(jī)，中國證券監(jiān)督管理委員會于2005年12月發(fā)布《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（試行）》，為股權(quán)激勵制度的探索和推進(jìn)提供了基礎(chǔ)條件；經(jīng)過十年的實踐和發(fā)展完善，2016年8月，修改整合后的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》正式實施，標(biāo)志著我國股權(quán)激勵的制度環(huán)境已趨于完善。鑒于股權(quán)激勵的實施效果研究存在樣本選擇偏誤等問題，本文運用傾向得分匹配法和雙重差分模型展開理論分析和實證檢驗，從股權(quán)激勵情況、股權(quán)激勵強(qiáng)度和股權(quán)激勵模式等多個維度，深入探討了現(xiàn)代股權(quán)激勵制度的實施效果和差異表現(xiàn)，以期提供更準(zhǔn)確的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與假設(shè)提出

股權(quán)激勵制度在實務(wù)界的蓬勃發(fā)展和廣泛應(yīng)用受到國內(nèi)學(xué)者的廣泛關(guān)注，但由于研究視角、樣本、方法和變量選擇等存在差異，已有成果并未得到一致性結(jié)論。大部分學(xué)者認(rèn)為股權(quán)激勵可以提升企業(yè)的業(yè)績表現(xiàn)，如沈小燕和王躍堂（2015）、楊保軍和馮雨婷（2021）的研究均發(fā)現(xiàn)，實施股權(quán)激勵計劃企業(yè)的績效表現(xiàn)要優(yōu)于未實施的企業(yè)；且股權(quán)激勵計劃實施之后，公司的經(jīng)營業(yè)績有了顯著提高。部分學(xué)者進(jìn)一步探討了股權(quán)激勵與公司績效之間的作用機(jī)制，如劉佑銘（2012）、陳文強(qiáng)和賈生華（2015）的研究認(rèn)為，股權(quán)激勵會通過抑制高管的過度投資、超額消費等利益侵占行為，而間接地對企業(yè)績效發(fā)揮促進(jìn)作用。陳文強(qiáng)（2018）認(rèn)為，股權(quán)激勵對企業(yè)績效的影響主要體現(xiàn)為利益協(xié)同效應(yīng)、風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)和金手銬效應(yīng)等，且股權(quán)激勵的提升作用呈現(xiàn)先升后降的分布特征。但也有學(xué)者的研究表明，我國上市公司實施的股權(quán)激勵方案對企業(yè)績效提升具有一定的正向作用，但并不顯著（劉廣生和馬悅，2013）。基于上述分析，本文提出第一個研究假設(shè)：

H1：股權(quán)激勵方案的實施可以顯著提升公司業(yè)績表現(xiàn)。

進(jìn)一步，不同股權(quán)激勵強(qiáng)度的實施效果差異是值得探索的研究方向。大部分研究認(rèn)為股權(quán)激勵強(qiáng)度越大，對公司業(yè)績的提升作用越強(qiáng)，如陳文強(qiáng)（2018）的動態(tài)檢驗結(jié)果顯示，股權(quán)激勵的強(qiáng)度越大、對象越廣，激勵效果越強(qiáng)、持續(xù)時間越長；倪艷和胡燕（2021）的研究也發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵強(qiáng)度與公司績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。但也有部分研究認(rèn)為，股權(quán)激勵強(qiáng)度的實施效果存在區(qū)間效應(yīng)，即其對公司業(yè)績的提升作用存在上限。如潘穎（2009）認(rèn)為，當(dāng)股權(quán)激勵強(qiáng)度在［1%，10%］的范圍內(nèi)時，其可以有效發(fā)揮激勵效果。陳勝軍等（2016）的研究結(jié)果表明，當(dāng)股權(quán)激勵強(qiáng)度為18.6%時，公司的業(yè)績表現(xiàn)達(dá)到最優(yōu)。此外，還有學(xué)者探討了不同對象股權(quán)激勵強(qiáng)度的實施效果差異，如胡景濤等（2020）的研究發(fā)現(xiàn)，高管股權(quán)激勵強(qiáng)度的激勵效果并不顯著，對公司業(yè)績提升沒有顯著影響；而員工股權(quán)激勵充當(dāng)了有效的補(bǔ)救角色，隨著員工股權(quán)激勵強(qiáng)度的加大，公司業(yè)績顯著提高。童長鳳和楊寶琦（2019）也認(rèn)為，核心員工的股權(quán)激勵強(qiáng)度會對公司業(yè)績提升有正向影響，且不因行業(yè)不同而呈現(xiàn)明顯的差異。綜合上述分析，本文提出第二個研究假設(shè)：

H2：股權(quán)激勵強(qiáng)度與激勵效果之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

此外，股票期權(quán)與限制性股票是我國上市公司實施股權(quán)激勵的主要模式。不同激勵模式的實施效果存在明顯差異，但已有研究結(jié)論并不一致。大部分研究認(rèn)為，限制性股票對公司業(yè)績的正向激勵效果要強(qiáng)于股票期權(quán)（李曜，2008；宋迪和楊超，2021）；但也有學(xué)者認(rèn)為，與限制性股票相比，股票期權(quán)模式的激勵效果更優(yōu)（倪艷和胡燕，2021）。本文認(rèn)為，股票期權(quán)模式以股價為基礎(chǔ)，高度依賴資本市場有效性?？紤]到我國資本市場有效性較差，股價波動受政策、市場情緒、外部環(huán)境等因素的影響較大，股票價格無法完全反映企業(yè)的真實價值。故當(dāng)企業(yè)的約束機(jī)制不健全時，管理者很可能做出追求短期股價上升但對公司長遠(yuǎn)發(fā)展不利的投資決策，降低了股票期權(quán)和公司價值增長的正相關(guān)性。與之相比，限制性股票以業(yè)績?yōu)榛A(chǔ)，是指公司無償將一定數(shù)量的股票或股份贈予或以較低價格售予激勵對象，只有完成預(yù)定目標(biāo)后才可行權(quán)；且行權(quán)條件通常為業(yè)績指標(biāo)，不與股價掛鉤，規(guī)避了股票期權(quán)模式的相關(guān)劣勢。本文據(jù)此提出第三個研究假設(shè)：

H3：限制性股票模式的激勵效果優(yōu)于股票期權(quán)模式。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

證監(jiān)會頒布的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（試行）》自2006年1月1日起正式實施，標(biāo)志著我國的股權(quán)激勵制度開始進(jìn)入規(guī)范化、常態(tài)化。但考慮到國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫并未將我國上市公司2006年的股權(quán)激勵事件全部納入，為囊括更多的激勵事件，且保證數(shù)據(jù)年度的統(tǒng)一，本文選取了2007—2020年的主板上市公司為研究樣本。數(shù)據(jù)的篩選標(biāo)準(zhǔn)為：（1）剔除被ST、*ST和PT等特殊處理的研究樣本；（2）剔除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)上市公司；（3）鑒于《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（試行）》中建議的股權(quán)激勵形式包括股票期權(quán)和限制性股票兩種，本文剔除了除這兩種外采用其他股權(quán)激勵形式的樣本；（4）剔除股權(quán)激勵方案提前終止的樣本，即激勵方案進(jìn)度為取消和回購的樣本；（5）對于多次實施股權(quán)激勵方案的樣本，僅選取第一次授予時的相關(guān)數(shù)據(jù)；（6）剔除數(shù)據(jù)缺失的研究樣本。經(jīng)過上述篩選和數(shù)據(jù)處理，本文最終獲得27 672個有效樣本，其中有9 867個樣本實施過股權(quán)激勵方案。研究所需數(shù)據(jù)根據(jù)國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫、上市公司年度報告等整理獲得。

（二）變量定義

1.被解釋變量：股權(quán)激勵效果（ROA）。在完全資本市場中，股價變動可以很好地反映企業(yè)的財務(wù)狀況和經(jīng)營業(yè)績（劉廣生和馬悅，2013），但由于我國的資本市場有效性不足，存在股票內(nèi)幕交易、機(jī)構(gòu)投資者操縱股價等信息不對稱現(xiàn)象，僅依靠二級市場價格很難評估企業(yè)的真實價值以及股權(quán)激勵方案的實施效果。為保護(hù)投資者的利益，《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（試行）》明確要求企業(yè)須設(shè)立業(yè)績考核指標(biāo)作為被激勵對象的行權(quán)條件，故業(yè)績指標(biāo)可以用來衡量股權(quán)激勵方案的有效性和實施效果。本文參考周仁俊和高開娟（2012）的做法，用總資產(chǎn)收益率（ROA）作為股權(quán)激勵效果的代理變量，全面考查企業(yè)資金運用的效果、發(fā)展能力和競爭力。

2.解釋變量。

（1）股權(quán)激勵情況（EID）：我國上市公司自2006年起開始陸續(xù)開展股權(quán)激勵計劃，雖并未在統(tǒng)一時間實施，但每一次事件的實施均是獨立的，且只有部分上市公司實施過股權(quán)激勵方案，這為本文提供了“準(zhǔn)自然實驗”的條件。為控制自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文借鑒Rosenbaum&Rubin（1983）提出的傾向匹配得分法（PSM），通過設(shè)置雙重差分虛擬變量進(jìn)行“準(zhǔn)自然實驗”。具體來說，當(dāng)樣本公司在某年度實施了股權(quán)激勵方案時，該樣本的股權(quán)激勵虛擬變量（EIDum）在所有年度均記為1，否則為0，該變量用來識別處理組和對照組；此外，對于實施了股權(quán)激勵方案的樣本公司（處理組樣本），期間虛擬變量（EIAfter）在股權(quán)激勵方案實施當(dāng)年和以后各年度均取值為1，其他情況取值為0。

（2）股權(quán)激勵強(qiáng)度（EII）：為進(jìn)一步考查不同股權(quán)激勵強(qiáng)度的實施效果，本文借鑒楊力和朱硯秋（2017）的做法，以公布并實施股權(quán)激勵方案中確定的授予激勵對象的股份數(shù)占公司股份總數(shù)的比例來反映股權(quán)激勵的強(qiáng)度（EII），EII值越大，表明股權(quán)激勵強(qiáng)度越高。

（3）股權(quán)激勵模式（EIM）：當(dāng)前我國股權(quán)激勵模式主要包括股票期權(quán)和限制性股票兩種，本文據(jù)此設(shè)置虛擬變量，當(dāng)樣本公司的股權(quán)激勵方案采用股票期權(quán)模式時，EIM取值為1；若采用的是限制性股票激勵模式，則EIM取值為0。

3.控制變量?？紤]到除上述變量外，還有其他因素影響著股權(quán)激勵方案的實施效果，本文在構(gòu)建傾向匹配得分模型（PSM）和雙重差分模型（DID）時還加入了一些控制變量，主要包括：公司規(guī)模（SIZE）、財務(wù)杠桿（LEV）、公司成長性（GROWTH）、資本密集度（CI）、現(xiàn)金持有（CASH）、資本支出（CE）、個股回報率（IST）、兩職合一（DUAL）、董事會規(guī)模（BOARD）、獨董比例（IND）、股權(quán)集中度（TOP）、股權(quán)制衡度（Z）和機(jī)構(gòu)投資者持股（INS）等。

變量的定義和計算說明見下頁表1。

表1 變量定義和計算說明

（三）模型構(gòu)建

為驗證股權(quán)激勵制度的實施效果，本文在對樣本進(jìn)行傾向匹配得分篩選后，又運用了多期雙重差分模型（DID）進(jìn)行實證檢驗，如模型（1）所示。

其中，ROA表征樣本公司i在t年度的股權(quán)激勵效果；EIDum和EIAfter分別代表股權(quán)激勵虛擬變量和期間虛擬變量；X為控制變量；α為主要變量的回歸系數(shù)；α為控制變量的回歸系數(shù)；μ代表個體固定效應(yīng)，λ代表時間固定效應(yīng)；ε為殘差項。由于模型已控制了時間效應(yīng)和個體層面不隨時間變化的特征，為避免多重共線性問題，并未在模型中單獨加入 EIDum和 EIAfter變量。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）匹配變量的篩選和PSM模型的建立

本文借鑒已有研究的做法，從公司特征和治理結(jié)構(gòu)兩方面選取可能影響樣本公司股權(quán)激勵實施效果的因素作為解釋變量構(gòu)建Logit模型（如模型（2）所示），分年度回歸確定樣本的傾向得分，并據(jù)此確定配對樣本。其中，β為常數(shù)項，β—β是各解釋變量的待估系數(shù)，θ為殘差項。

從表2 Logit回歸檢驗結(jié)果可以看出，各變量的系數(shù)均在1%水平上顯著，擬合效果較好。ATT估計值為0.009，對應(yīng)的t值為5.19，大于1.96的臨界值而顯著，表明樣本公司是否實施股權(quán)激勵方案對其激勵效果存在顯著差異。

表2 Logit回歸檢驗結(jié)果

（二）樣本匹配效果分析

本文根據(jù)Logit回歸結(jié)果完成匹配變量的篩選后，采用“最近鄰1∶1匹配”的方法將實施過股權(quán)激勵方案的公司（處理組樣本）和未實施過股權(quán)激勵方案的公司（對照組樣本）進(jìn)行匹配。從表3協(xié)變量匹配前后標(biāo)準(zhǔn)化偏差檢驗表可以看出，各協(xié)變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對值均小于10%，且較匹配前有大幅度下降；同時，由T檢驗結(jié)果可以看出，各協(xié)變量從匹配前存在顯著差異轉(zhuǎn)變?yōu)槠ヅ浜蟛淮嬖陲@著差異，表明協(xié)變量不拒絕“兩組間協(xié)變量的取值不存在系統(tǒng)性偏差”的原假設(shè)，即處理組樣本和對照組樣本除股權(quán)激勵效果之外不存在顯著差異。

表3 協(xié)變量匹配前后標(biāo)準(zhǔn)化偏差檢驗表

下頁圖1為協(xié)變量匹配前后標(biāo)準(zhǔn)化偏差指示圖?？梢园l(fā)現(xiàn)，匹配過程大大減少了變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差，匹配后的變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差值均在0附近，根據(jù)已有研究，標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對值較小時，表明平行趨勢假設(shè)得到滿足。

圖1 協(xié)變量匹配前后標(biāo)準(zhǔn)化偏差指示圖

下頁圖2和下頁圖3展示了匹配前和匹配后傾向得分值（PS值）的核密度分布圖。從圖中可以看出，匹配前兩組樣本的傾向得分概率分布顯著不同，重心存在顯著差異；匹配后，兩組樣本傾向得分值的分布偏差得到修正，重合程度較好，表明共同趨勢假設(shè)得到滿足。在進(jìn)行傾向得分匹配后，本文最終得到10 651個有效樣本。

圖2 匹配前PS值核密度分布圖

圖3 匹配后PS值核密度分布圖

（三）雙重差分模型（DID）實證檢驗

本文根據(jù)Shipman et al.（2017）的研究，將傾向得分匹配（PSM）后的樣本納入雙重差分（DID）分析框架，依照模型（1）檢驗股權(quán)激勵制度的實施效果。首先，本文在控制行業(yè)、年度和異方差對檢驗結(jié)果影響的基礎(chǔ)上，運用固定效應(yīng)模型進(jìn)行單變量回歸檢驗，結(jié)果如表4第（1）列所示。之后，本文將其他控制變量加入DID模型，檢驗結(jié)果如第（2）列所示?？梢钥闯?，無論是單變量回歸還是加入控制變量后的回歸結(jié)果，均在1%的水平上顯著正相關(guān)，驗證了股權(quán)激勵制度的有效性，即股權(quán)激勵方案的實施，對業(yè)績的提升存在顯著的促進(jìn)作用。

表4 股權(quán)激勵制度實施效果的雙重差分檢驗結(jié)果

進(jìn)一步，本文檢驗了股權(quán)激勵強(qiáng)度（EII）和股權(quán)激勵模式（EIM）對激勵效果的影響，檢驗結(jié)果如下頁表5所示。表5第（1）列和第（3）列為單變量回歸檢驗結(jié)果，第（2）列和第（4）列為加入控制變量后的回歸檢驗結(jié)果?？梢钥闯觯蓹?quán)激勵強(qiáng)度（EII）與激勵效果（ROA）在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明股權(quán)激勵強(qiáng)度的提高在一定程度上可以提升企業(yè)的業(yè)績表現(xiàn)和股權(quán)激勵效果；此外，股權(quán)激勵模式（EIM）與激勵效果（ROA）分別在1%和5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明限制性股票的股權(quán)激勵效果要優(yōu)于股票期權(quán)的激勵效果。因此，實務(wù)中上市公司也多采用限制性股票形式進(jìn)行股權(quán)激勵，檢驗結(jié)果進(jìn)一步驗證了股權(quán)激勵制度的有效性及其分類特征。

表5 股權(quán)激勵強(qiáng)度和股權(quán)激勵模式對激勵效果影響的實證檢驗

（四）穩(wěn)健性檢驗

考慮到國有企業(yè)的業(yè)績目標(biāo)和股權(quán)結(jié)構(gòu)較為特殊，其股權(quán)激勵制度多具有福利性質(zhì)，而非國有企業(yè)的股權(quán)激勵條件更加嚴(yán)格（余海宗和吳艷玲，2015），本文將研究樣本縮小至非國有樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，以保證研究結(jié)論的可靠性。檢驗結(jié)果如下頁表6所示，可以看出，縮小樣本后，本文的研究結(jié)論并未發(fā)生實質(zhì)性改變，股權(quán)激勵情況（EIDum×EIAfter）和股權(quán)激勵強(qiáng)度（EII）與激勵效果（ROA）之間均在1%的水平上顯著正相關(guān)，股權(quán)激勵模式（EIM）與激勵效果（ROA）在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明前文的研究結(jié)論是相對穩(wěn)健的。

表6 縮小至非國有樣本后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

此外，股權(quán)激勵制度旨在緩解委托人與代理人之間的沖突，考慮到總資產(chǎn)收益率指標(biāo)（ROA）主要反映企業(yè)的運營能力，并未全面體現(xiàn)股東與管理者之間的利益協(xié)同效應(yīng)，本文在穩(wěn)健性檢驗中，更換了被解釋變量股權(quán)激勵效果的度量方式，選取凈資產(chǎn)收益率（ROE）指標(biāo)作為替代變量進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果如表7所示，可以看出與原結(jié)果保持一致，再次證明了本文的研究假設(shè)。

表7 替換被解釋變量度量方式后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、結(jié)語

本文在現(xiàn)代企業(yè)的委托代理關(guān)系條件下，通過傾向得分匹配法和雙重差分模型，多層次、多角度地驗證了股權(quán)激勵制度的實施效果，證實了股權(quán)激勵制度的有效性。研究結(jié)果表明：（1）股權(quán)激勵方案的實施，發(fā)揮了利益協(xié)同效應(yīng)和人力資本的積極作用，可以顯著提升公司業(yè)績表現(xiàn)。（2）股權(quán)激勵強(qiáng)度與激勵效果之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，激勵強(qiáng)度越大，對公司業(yè)績的提升作用越強(qiáng)。（3）限制性股票的股權(quán)激勵效果要優(yōu)于股票期權(quán)模式。這是由于，以股價為基礎(chǔ)的股票期權(quán)模式高度依賴資本市場有效性，但我國資本市場僅基本達(dá)到弱式有效，股票價格無法完全反映企業(yè)的真實價值，導(dǎo)致股票期權(quán)模式的激勵作用被削弱。（4）為驗證上述結(jié)論的可靠性，本文將研究樣本縮小至非國有企業(yè)、替換了被解釋變量股權(quán)激勵效果的度量指標(biāo)，再次進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果與前文保持一致，證實本文的實證結(jié)論相對穩(wěn)健。

結(jié)合上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為，隨著股權(quán)激勵的制度環(huán)境日趨完善，越來越多的企業(yè)開始通過股權(quán)激勵方案來解決委托代理問題，本文建議相關(guān)企業(yè)應(yīng)合理設(shè)計激勵方案中的激勵對象、行權(quán)條件與激勵強(qiáng)度等因素，充分發(fā)揮股權(quán)激勵制度的激勵作用。綜合來看，限制性股票的股權(quán)激勵效果要優(yōu)于股票期權(quán)模式，相關(guān)企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身發(fā)展?fàn)顩r和行業(yè)特征，選擇適宜的股權(quán)激勵模式，保證股權(quán)激勵方案的實施效果。