管理層股票期權激勵的實施動因研究

邱強+田帥+陳健

摘要：文章從代理理論、金融結構、公司治理角度研究了我國管理層股票期權激勵實施的影響因素，提出國有控股是解釋目前股票期權激勵決定因素實證結論相互矛盾的關鍵因素。文章以2006～2012年實施股票期權激勵的上市公司作為研究樣本，以同時期、同行業、同數量的未實施股票期權激勵的上市公司作為控制樣本，研究發現：國有上市公司規模、公司風險同股票期權激勵實施正相關，民營上市公司公司規模、公司風險以及債務比重同股票期權激勵實施負相關；流動性約束與股權集中度與股票期權激勵實施不相關。

關鍵詞：股票期權；激勵；實施動因

一、引言

自20世紀50年代以來，世界各國的上市公司采取了各種形式的以股權為基礎的激勵措施，其實質是通過市場為管理層支付報酬，它的優點是以股票升值所產生大于行權價的差額作為管理層的報酬，從而將管理層的報酬與股東財富相結合。2006年1月1日，中國證監會發布《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》，按照規則我國上市公司實施的股權激勵屬于業績型股權激勵，并且業績指標必須是考慮了行業因素之后的，甚至期權的授予也以一定的業績為條件。近年來，國內對股票期權的研究多從其實施效果角度進行研究，如顧斌、周立燁（2007）以及謝德仁、陳運森（2010）的研究。根據謝德仁、陳運森（2010）等的研究，股權激勵能夠增加股東財富，而且行權條件越高越有助于股東財富的增長。那么為什么還有大量上市公司沒有實施股票期權呢？我國上市公司實施股票期權的決策是依據什么？上述問題構成本文的研究主題，我們利用我國A股上市公司的經驗數據進行檢驗，結論有助于深入理解上市公司實施股權激勵的動機。

二、文獻綜述與假設的提出

（一）基于代理理論的研究

代理理論認為，代理成本高的企業更可能采用降低代理成本的激勵措施。Jensen和Meckling （1976）認為隨著公司規模的擴大，對管理層的監管將越來越難，即代理成本越高。Kato et al（2005）的研究發現公司規模與股票期權的授予成正相關關系。然而經驗證據并不一致，大規模公司意味著更容易受到公眾和分析師的關注，這樣會導致信息不對稱的降低，即代理成本的降低，那么公司規模與股票期權的采用則是負相關的，Oyer和Schaefer（2005）發現了這種負相關性。代理理論認為在投資機會比較多增長率高的公司，管理層的行為更難觀測，結果是管理層擁有更大的自由裁量權，代理成本上升。所以代理理論預測投資機會與股票期權的采用正相關。Kato et al（2005）的研究發現了這種正相關性。但是也存在相反的證據，Yermack（1995）則發現投資機會同股權激勵的采用負相關。

代理理論還認為公司風險會降低股權激勵的采用，原因在于管理層不像股東那樣可以分散風險，管理層所持有的人力資本具有不可分散性。風險厭惡的管理層在面對高風險公司時，需要均衡風險，要求高水平確定性的報酬。Dee et al（2005）的研究同風險均衡假設相一致，公司風險與管理層股票期權激勵負相關。然而公司風險的增加意味著管理層自由裁量權的增加，即代理成本的上升，這會影響股票期權激勵的采用，Cordeiro和Veliyath（2003）的研究則發現它們成正相關關系。

從上面的文獻分析，基于代理理論的研究實證并不一致，一方面隨代理成本的提高，監督難度的增加，公司傾向于采用股票期權激勵以使管理層目標與股東目標相一致；另一方面，由于公司受到公眾與分析師的關注等原因導致信息不對稱下降，從而較少采用股票期權激勵。在我國，股權集中度普遍比較高，無論是國有上市公司還是民營上市公司均是如此。但是，對于國有上市公司來說，其控股股東即國有控股股東并不具有真正控股股東的監督動機和收益，且在國企內形成了內部人控制，所以我們預測國有上市公司實施股票期權激勵是代理問題的表現，而民營上市公司實施股票期權激勵則是代理問題的解決方式，據此提出以下假設：

H1a：對于國有上市公司，公司規模與股權激勵正相關；對于民營上市公司，公司規模與股權激勵負相關。

H1b：對于國有上市公司，公司風險與股權激勵正相關；對于民營上市公司，公司風險與股權激勵負相關。

（二）基于財務結構的研究

第二個研究視角是基于財務結構解釋公司實施股票期權的動因，在這里財務結構包括了資產結構和資本結構。相對于現金薪水和獎金，股票期權并不需要公司支付現金，從而允許公司保持流動性，因此股票期權更多被面臨流動性短缺的公司實施。大量經驗研究證實了這種流動性與股票期權實施的負相關性，如Chourou et al（2008）的研究，而Ittner et al（2003）則發現了相反的證據。我們認為，公司的流動性短缺問題還和公司的融資能力有關，而在我國由于金融制度的原因國有企業相對民營企業更容易獲得資金，即民營企業更容易面臨流動性短缺，所以我們提出如下假設：

H2a：面臨流動性短缺的公司傾向于采用股票期權激勵。

H2b：因為民營上市公司相對國有上市公司更容易受到融資約束，所以民營上市公司相對于國有上市公司更傾向于采用股票期權激勵。

由于我國國有企業的債務軟約束，所以我們預計在國有上市公司中債務無助于代理問題的緩解，即債務比重同股票期權激勵無關；而在民營上市公司中，需要通過股票期權激勵提高經理人對風險的忍受程度，所以可以觀測到債務比重同股票期權激勵正相關。所以，我們提出如下假設：

H3a：對于國有上市公司，債務比重同股權激勵不相關。

H3b：對于民營上市公司，債務比重同股權激勵正相關。

（三）基于公司治理結構的研究

董事會被認為代表股東利益，并能夠平衡管理層和股東的分歧。盡管董事會成員被認為代表股東利益，但代理理論認為外部董事由于其獨立性與專業性而成為有效的監督機制。經驗研究普遍支持這一觀點，如Booth et al（2002）的研究。然而，如果外部董事是由CEO提名任命，則其獨立性就很可疑了，事實上有經驗研究證實外部董事是無效的機制。在公司治理結構中，Ittner et al（2003）認為高股權集中度可以作為一種監控機制，導致更有效率的管理層薪酬，所以股權集中度高的企業較少采用股票期權激勵。因為我國國有上市公司是國有控股，所以我們認為控股股東在國有上市公司與民營上市公司的作用存在顯著差異，所以我們提出如下假設：endprint

H4a：對于國有上市公司，股權集中度與股權激勵不相關。

H4b：對于民營上市公司，股權集中度與股權激勵負相關。

三、研究設計

（一）模型與變量

為檢驗如上的理論假設，我們借鑒了Alves， S. （2011）的模型，設計如下的二元因變量模型：

stock optioni，t=β0+β1Firmsizei，t+β2equity held by mangersi，t+β3executive Payi，tβ4two duty syncretici，t+β5equity held by controleri，t+β6owership concentrationi，t+β7liquity constrainti，t+β8leveragei，t+β9boardi，t+β10firm riski，t+β11state owneri，t+γ1state owneri，t*Firmsizei，t+γ2state owneri，t*liquity constrainti，t+γ3state owneri，t*leveragei，t+γ4state owneri，t*two duty syncretici，t+γ5state owneri，t*owership concentrationi，t+γ6state owneri，t*firm riski，t+εi，t（1）

其中：

stock optioni，t：為二元因變量，當i公司第t年實施股票期權激勵時為1，否則為0；

FirmSizei，t：公司規模，為i公司第t年初總資產的自然對數；

InvestmentOpporunityi，t：投資機會，為i公司第t年市場價值除以賬面價值；

equity held by mangersi，t：管理層持股比例，為i公司第t年管理層持股總量除以公司總股數；

executive Payi，t：前三名高管現金報酬總額的自然對數；

two duty syncretici，t：兩職合一，若i公司第t年總經理和董事長為同一人，取值為1，否則為0；

equity held by controleri，t：實際控制人持股比例，為i公司第t年實際控制持股量除以公司總股數；

owership concentrationi，t：股權集中度，為i公司第t年前十大股東持股總量除以公司總股數；

liquity constrainti，t：流動性約束，為i公司t年的發放的現金股利加上投資活動凈現金流出減經營活動現金凈流量，除以股票市值；

leveragei，t：杠桿，為i公司t年的總資產 負債率；

boardi，t：董事會規模，為i公司t年董事人數；

firm riski，t：公司風險，為i公司t年股票收益率的標準差；

state owneri，t：國有公司，為虛擬變量，公司如果是國有企業則取值為1，否則為0。

（二）樣本選擇

本文以2006年1月1日～2012年12月31日期間實施股票期權激勵的上市公司（金融業除外）為研究樣本，同時本文在實施股票期權激勵公司同年份同行業按1：1比例隨機抽取沒有實施股票期權激勵的控制樣本。樣本選擇過程具體如下：

1. 研究樣本的選取

（1） 選取2006年1月1日～2012年12月31日公告股票期權激勵計劃的公司，共356家；（2） 剔除金融保險行業公司；（3） 剔除數據不全的公司。

2. 控制樣本的選取

（1） 以證監會行業分類為依據，對制造業取兩位代碼分類，其他行業取一位代碼分類；（2）在每一行業中，每一年中，隨機抽取未實施股票期權激勵的公司，抽取的樣本數等于該行業實施票期權激勵的公司數；（3）剔除數據不全的控制樣本。

四、實證研究結果與分析

（一）描述性統計

表2是樣本的描述性統計結果，研究樣本和控制樣本一共412個，各50%；國有企業占31.87%，民營企業68.13%。

（二）實證結果及對結果的分析

我們采用邏輯回歸模型對公式（1）回歸，采用STATA10統計分析軟件，回歸結果如表3所示。模型的LR統計量為69.83，對數似然函數最大值為-242.97，表明模型具有一定的解釋力度，對數據的擬合較好。同時，預測正確百分比為86.67%。

1. 公司規模與公司風險

State owner系數為-10.834，在5%水平上顯著，表明民營上市公司不傾向于使用股票期權激勵。Firm size系數為-0.399，在1%水平上顯著，State owner與Firm size交互項系數為0.430，在10%水平上顯著，結果表明民營上市公司規模越大越不傾向于采用股票期權激勵，而國有上市公司則相反，規模越大越傾向于采用股票期權激勵。在我國資本市場上，由于我國民營上市公司普遍存在控股股東，控股股東加強其對管理層的監督，并且控股股東除了可以獲取公開發布的信息，還可以通過不公開的其他方式獲得信息，降低了信息不對稱的程度，所以存在控股股東，并且控股股東的監督收益大于監督成本的公司，將較少采用股票期權激勵方式，實證結果與H1b相符；對于國有上市公司由于管理層形成了內部人控制，實施股票期權是管理層自利的結果，即國有上市公司公司規模與股票期權激勵正相關，實證結果與H1a相符，與白慶輝（2012）、辛宇和呂長江（2009）的研究結果相符。endprint

Firm risk系數為-1.373，且在1%水平上顯著，Firm risk與State owner交互項系數為1.085，在1%水平上顯著，與H1a和H1b相符。代理理論還認為公司風險會降低股權激勵的采用，原因在于管理層不像股東那樣可以分散風險，管理層所持有的人力資本具有不可分散性。風險厭惡的管理層在面對高風險公司時，需要均衡風險，要求高水平確定性的報酬，結果同Dee et al（2005）的研究一致。而國有上市公司的管理層雖然也同樣不能分散人力資本風險，但由于國有企業的人事制度決定了其人力資本風險較小，所以國有上市公司公司風險與股票期權激勵實施成正相關，這同Cordeiro和Veliyath（2003）的研究結果相同。

2. 流動性約束

Liquity constraint系數為0.004，Liquity constraint與State owner交互項系數為0.0019，但都不顯著。這表明，無論是民營上市公司，還是國有上市公司，在決定是否采用股票期權激勵時，并不考慮流動性約束問題。

3. 債務比重

Leverage系數為-2.483，在1%水平上顯著；Leverage與State owner交互項系數為4.303，不顯著，與H3a和H3b假設相符。由于我國民營上市公司股權相對集中，故不需要通過股權激勵提高經理人對風險的忍受程度，所以可以觀測到債務比重同股票期權負相關。對于我國國有上市公司而言，債務約束為軟約束，故股票期權激勵與債務比重不相關。

4. 股權集中度

Ownership concentration系數為-0.893雖然符號與期望符號相同，但并不顯著，不能接受H4b假設。Ownership concentration與State owner交互項系數為不顯著，這與我們H4a假設相符。我國國有上市公司雖然股權集中度高，但并不能說明控股股東的監控能力強，所以股票期權激勵與國企的股權集中度無顯著關系，實證結果與此相符。理論分析表明民營上市公司股權集中度應與股票期權激勵負相關，但我們的實證結果未能接受這一假設。可能的原因是，我國市場化程度不高，企業管理層隱形的在職消費契約可能更有優勢。

（三）穩健性檢驗

為使我們的研究結論更為可靠，做了如下穩健性檢驗。重新抽取一組控制樣本，做logit回歸，回歸結果與之前的結果基本相同，表明我們的結論是穩健的，限于篇幅不再列出具體數值。

五、結論與進一步研究展望

股票期權激勵的實施有著眾多的影響因素，上市公司究竟基于什么動因選擇或者不選擇股票期權激勵，國內外文獻的解釋并不統一。本文以2006年至2012年年底實施股票期權激勵的A股上市公司為研究樣本，同時選擇同行業同年度的控制樣本，運用logit回歸分析，對股票期權激勵實施的影響因素進行了實證研究，得出以下結論：國有上市公司管理層形成了內部人控制，導致公司規模與股票期權激勵實施正相關，民營上市公司的控股股東公司規模與股票期權激勵負相關；民營公司管理層所持有的人力資本具有不可分散性，民營公司風險與股票期權激勵負相關；而國有公司因為其人力資本風險較小，所以與股票期權激勵正相關；國有上市公司債務比重與股票期權激勵不相關，民營公司債務比重與股票期權激勵負相關；國有上市公司股權集中度與股票期權激勵不相關，原因在于國有股東的虛位。理論分析表明，民營上市公司股權集中度與股票期權激勵負相關，但我們實證結果并不支持。

本文的局限性在于樣本量比較小，符合條件的研究樣本僅僅206家，可能會影響到結論的穩健性。此外，由于國有上市公司中很多是省屬國有企業，實施股票期權是否會帶有省級特點，本文并未考慮，未來可以采用空間計量方法進一步研究。

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*基金項目：江蘇省高校哲學社會科學基金項目“股票期權激勵：基于決策視野的研究”（項目編號：2014SJD110）；大學生創新項目“變參數模型在財務與會計研究中的應用”。

（作者單位：南京林業大學經濟管理學院）endprint