股權激勵合約會影響企業資本結構動態調整嗎?

，鐘田，

(東北大學 工商管理學院，遼寧 沈陽 110169)

1 引言

管理層股權激勵機制有助于降低企業委托代理成本[1]，其不僅在現代公司治理中發揮著重要作用，同時也是成熟市場經濟的重要標志。2016年8月13日我國證監會發布了《上市公司股權激勵管理辦法》，這既標志著股權激勵制度的正式確立，也充分肯定了股權激勵合約在形成資本所有者和勞動者的利益共同體、調動管理層及核心員工積極性等方面發揮的積極效果。但也有文獻表明實施股權激勵計劃后，管理層短視行為增加、自利動機進一步增強，其為達到行權目的進行股價操縱等行為，股權激勵合約演變成為管理層謀取個人福利、“自發紅包”的尋租工具[2,3]。因此，設計合理的股權激勵合約對于完善公司治理機制具有重要意義，同時在我國資本市場實踐中，如何更好地使股權激勵機制“因地制宜”，也需要進一步的理論探索。由此，本文基于財務理論中重要的議題之一即資本結構動態調整為切入點，研究股權激勵合約異質性特征下管理層對企業財務決策的影響。

動態權衡理論認為，資本結構調整速度的快慢關鍵在于調整成本[4]。多數學者從企業內外部出發，分別考察現金流、外部經濟狀況等因素如何影響調整成本，進而影響資本結構動態調整[5,6]。Morellec等[7]首次將股東和管理者間的代理沖突引入動態權衡理論模型中，發現代理沖突是影響資本結構動態調整最為關鍵的因素。代理沖突越明顯，越容易導致資本結構調整惰性，擴大實際資本結構與目標水平偏離程度，不利于提升公司價值。薪酬契約是管理層和股東之間代理問題的修正機制，通過設計合理的薪酬契約尤其是股權激勵合約，可以緩解代理沖突，強化股東和管理者間的互利機制和協同效應[8]，提升企業的風險承擔水平。因此，設計合理的股權激勵合約機制以降低代理沖突，促使實際資本結構趨向目標水平調整，成為資本結構決策研究的重要內容之一。

關于股權激勵如何影響資本結構決策的文獻已汗牛充棟，現有研究一方面集中于股權激勵對資本結構靜態水平的影響[9,10]；另一方面只檢驗了高管持股單一激勵指標對資本結構調整速度的影響[11]，沒有具體考察企業實施股權激勵事件以及合約中的行權條件、有效期、激勵強度與激勵方式等條款對資本結構動態調整的影響，故不能完整呈現股權激勵實施效果。鑒于我國股權激勵實施需經過嚴格程序，實施的企業多是治理完善、業績優良型，故即使觀察到資本結構決策得以優化，也不能辨別這種差異是由股權激勵合約產生，還是源于樣本“自選擇”結果。

為克服樣本“自選擇”產生的內生性問題，本文將傾向得分匹配和多元回歸方法相結合，可能的貢獻包括：其一，實證檢驗管理層股權激勵合約及其條款對資本結構動態調整的影響，不僅從股權激勵合約角度豐富了資本結構動態調整的影響因素，而且從資本結構動態調整維度拓展了股權激勵合約對企業融資決策經濟后果的研究。其二，從產權制度的角度，將產權性質與股權激勵合約相結合，檢驗不同產權性質下股權激勵合約對資本結構動態調整的影響，結果表明產權性質是影響股權激勵合約有效性的因素，這為我國加快推進混合所有制改革提供了理論支持。其三，從外部治理機制角度，將機構投資者持股、產品市場競爭和股權激勵合約相結合，檢驗機構投資者持股穩定性特征和行業集中度對股權激勵合約與資本結構動態調整之間關系的影響，旨在發現影響股權激勵合約的外部治理機制，豐富公司治理與資本結構動態調整的現有研究，又為完善股權激勵合約機制、合理安排企業資本結構提供了外部治理途徑。

2 理論分析與研究假設

現代企業控制權和所有權分離導致了股東和管理層間產生代理問題，雙方利益不一致催生了代理成本和道德風險，使企業內部消耗增加、效率降低，制約企業良性發展，信息不對稱的存在讓其無法消除這種代理沖突。由于管理者不具有企業全部股權或者剩余索取權，其承擔了個人努力的全部成本卻只獲得了部分增量收入，因此熱衷于追求在職消費等行為。負債作為一種擔保機制，能夠使管理者增加個人努力而減少在職消費等行為，減少其用于揮霍的“自由現金流”[12]，故他們傾向于更少的債務融資，以至于低于股東預期。在資本結構調整方面，實際資本結構趨向目標水平調整的過程同樣受代理沖突的影響，Morellec等[7]發現債務對管理者的成本是債務對股東成本的三倍，而債務給管理者帶來的收益略低于債務對股東的收益，考慮到自身收益和成本不對等，管理者不愿積極調整資本結構。

股權激勵被認為是降低股東和管理者代理沖突的關鍵機制之一，管理層權益性激勵薪酬越多，其所在企業更偏向投資高風險和高回報項目、增加負債和研發投資[13]，這些風險性投資決策和激進的財務決策，增強了管理者對投資風險和財務風險的容忍度，促使管理者積極調整資本結構，縮小實際資本結構偏離目標水平。股權激勵合約的實施被認為是企業一項重大的治理改革，目的是使管理層和股東風險共擔、利益共享，向市場傳遞公司治理得以優化的信號。股權激勵機制的作用，不僅體現在當期績效上，在實施后的5年依然保持持續效果[14]，故該類企業備受資本市場中的機構投資者偏愛。合約中設計的行權條件不僅反映了激勵對象預期實現的盈利和發展水平，還為潛在資本供給者提供投資信心，使他們持續關注企業經營狀態，間接衡量管理層努力程度。因此，股權激勵合約的實施降低了企業和潛在資本供給者的信息不對稱，減少了再融資時的市場摩擦，加快了企業趨向目標資本結構的調整速度。據此提出假設：

假設1企業實施股權激勵合約能夠加快實際資本結構趨向目標水平調整。

股權激勵合約主要條款包括：行權條件、有效期、授予股份比例以及激勵方式等。行權條件是合約中最為關鍵的約束性條款。我國實施的股權激勵合約均是業績型，管理層只有滿足規定的績效考核指標方可行權。如果行權條件的考核指標低于前3年該指標均值或任意一年，被認為是“福利型”合約[15]，該類合約不僅不能解決代理問題，反而增大了管理層獲取更多私有收益的空間。只有設計高標準的行權條件，股權激勵合約的激勵效應才會更加顯著。體現在資本結構動態調整上，高標準行權條件會促使管理者積極努力地調整資本結構：當實際資本結構高于目標水平時，“去杠桿”以減少企業面臨的破產風險和負債利息壓力；而低于目標水平時，提高財務杠桿水平發揮負債的相機治理作用，通過向下和向上調整資本結構，最終縮小資本結構偏離目標程度，提高資本配置效率。因此，設計高標準行權條件有利于推動資本結構動態調整。

有效期也是約束性條款之一，若沒有等待期、解鎖期、禁售期、鎖定期等期限制約，管理層與企業簽訂股權激勵合約后可能立刻行權或出售股份，導致激勵效果失效。如果合約中設置較長有效期，管理層股權激勵收益將被鎖定在未來，這可能會減少管理者損害股東價值的短期行為。李丹蒙和萬華林[16]發現股權激勵的有效期越長，越有利于管理層從企業長期發展角度進行經營決策，增加研發投入。資本結構動態調整是企業的一項長期財務決策行為，合約設定期限越長，對管理者約束程度越高，越有利于發揮激勵機制，促使管理者將資本結構調整作為一項長期財務決策。據此提出假設：

假設2股權激勵合約的行權條件標準越高、有效期越長，越有利于加快實際資本結構趨向目標水平調整。

企業確定合理的股權授予比例是股權激勵合約設計的重要問題，也是衡量激勵強度的依據。管理者被授予的股份比例越多，使得他們按照股東價值最大化行事的邊際效益更大，其個人收入和企業業績之間具有更強的敏感性，但只有當激勵收益達到預期水平時，股權激勵合約才能發揮作用。相反，若股權激勵授予比例較低，資本結構調整實現的價值增長對授予對象收益影響幅度較小，股權激勵合約很可能失去吸引力，起不到預期治理效果。

資本結構緩慢調整，不但有損股東收益，也會影響高管切身利益，因而更多的權益激勵薪酬會促使管理者提高資本配置效率，積極地將實際資本結構趨向目標水平調整。現有研究表明，管理者持股比例越高越有利于緩解股東和管理者間的代理沖突，降低資本結構調整成本，促進資本結構動態調整[16]。基于上述分析，本文認為企業設置較高的股權授予比例，管理者未來可取得的股權激勵收益更大，與股東的利益協同效應更明顯，故會積極調整資本結構，加快資本結構調整速度。據此提出假設：

假設3企業授予管理層的較高股權比例有利于加快實際資本結構趨向目標水平調整。

激勵方式是指激勵合約中規定的授予管理者股權的形式，絕大多數上市公司采用股票期權或限制性股票方式。不同激勵方式都是為了實現股東和管理者之間的利益協同、風險共擔。2012年后我國企業選擇限制性股票的激勵方式成為主流[17]，其與股票期權存在區別。一是持有風險不同。股票期權只有行權獲益權利，無必須行權義務，故不存在持有風險，而限制性股票的激勵對象則不同，授權時就需要投入資金認購。在解除限售期內，如果股價上漲，激勵對象可獲益；如果股價下跌，激勵對象無權放棄；如果股價跌破授權價，則激勵對象就會資金受損。權利和義務、激勵和懲罰的不對稱是這兩種激勵方式最大的區別[18]。二是資金壓力不同。股票期權的激勵對象只在行權時才會分批投入資金進行購買，資金壓力較小；而限制性股票的激勵對象需要即期投入全部股權的認購資金，在解除限售期內須依據業績條件是否達成而分批解除限售，收回資金。限制性股票逐漸占據管理層薪酬的重要組成部分，其同樣能協同股東和管理層的風險偏好。Kahl等[19]發現在解除限售期間，限制性股票激勵管理層追逐長期價值投資項目而不是短視投資。綜上，與股票期權相比，限制性股票約束性更強，更能促使管理者在財務決策上采取有利于股東財富最大化的行為，加快實際資本結構向目標水平的調整。據此提出假設：

假設4相比股票期權，限制性股票更能促使企業加快實際資本結構趨向目標水平調整。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文采用我國2006～2017年A股上市公司的數據為研究樣本，通過以下順序篩選：剔除金融類、ST和*ST公司；剔除資產負債率大于1的樣本；估計資本結構調整速度需要連續兩年的上市公司數據，故剔除只有一年數據的樣本；剔除變量數據缺失的樣本，共獲得23290個觀察值，其中實施股權激勵的樣本數為3727，未實施股權激勵合約的樣本數為19563。全部數據來源于CSMAR數據庫。為減少異常值影響，對連續變量進行1%和99%的縮尾處理。

3.2 變量定義

首先，因變量是資本結構調整速度，通過部分調整模型(1)回歸估計。

(1)

為了估計出資本結構調整速度，先通過模型(2)確定目標資本結構。

(2)

其中γ為目標資本結構模型回歸系數向量；Xi,t-1表示影響目標資本結構的一系列公司特征變量、股權激勵變量以及公司個體和年度固定效應。公司特征變量為：有形資產Tangi,t-1(固定資產凈額/總資產)、盈利能力EBITi,t-1(息稅前利潤/總資產)、公司規模Sizei,t-1(總資產的自然對數)、非債務稅盾Depi,t-1(累計折舊/總資產)、成長能力MBi,t-1[(非流通股數/總股本)×凈資產+流通股×股價+負債]/總資產、資本結構行業年度中位數Lev_Mi,t-1。股權激勵變量為Inci,t-1(若企業實施股權激勵為1，否則為0)

現有研究[20]對模型(2)回歸系數的估計，采用同時估計目標資本結構和調整速度的模型，他們認為企業存在調整成本，部分地而不是完全地趨向目標資本結構調整。考慮調整成本因素，更貼近資本結構理論和實際，故將模型(2)代入模型(1)構建模型(3)

ΔLevi,t=δγXi,t-1-(1-δ)×Levi,t-1+εi,t

(3)

Flannery和Hankins[21]比較了OLS方法、固定效應模型以及糾偏最小二乘虛擬變量法(LSDVC)等方法，發現LSDVC方法對模型(3)的估計更為精確，所以采用此方法，將得到的回歸系數代入模型(2)計算目標資本結構。

其次，自變量為股權激勵合約及其條款。企業實行了股權激勵合約，則賦值為1，否則為0，記為(Inc)。股權激勵合約條款如下：(1)行權條件和有效期約束性條款。行權條件和有效期是反映股權激勵合約約束程度的指標，行權條件越高、有效期越長，股權激勵的約束程度越強。高標準行權條件(Cond)為：若企業采用凈利潤、凈資產收益率等財務指標作為行權條件，當所有指標均大于前3年的任意一年時，記為高標準行權條件，賦值為1；否則為0。有效期(Dura)是指合約中規定的實行日與結束日之間的期限，若有效期大于等于年度和行業中位數記為1，否則為0。(2)授予股份比例(Inten)激勵性條款。指企業授予管理層股權占總股本的比例，作為衡量激勵強度的變量，若授予股權比例大于等于年度和行業中位數記為1，否則為0；(3)激勵方式(Type)。企業若選擇采用限制性股票方式，賦值為1，否則為0。

3.3 模型構建

為檢驗股權激勵合約對資本結構動態調整的影響，構建模型(4)

ΔLevi,t=(ψ0+ψ1×Inci,t)×Devi,t+εi,t

(4)

其中若ψ1>0，說明企業實施股權激勵合約能夠提升資本結構調整速度。

為進一步檢驗合約條款對資本結構調整的影響，在模型(1)基礎上，分別構建高標準行權條件(Cond)、有效期(Dura)、授予股份比例(Inten)和激勵方式(Type)等條款對資本結構動態調整影響，如模型(5)至模型(8)

ΔLevi,t=(?0+?1Condi,t)×Devi,t+εi,t

(5)

ΔLevi,t=(κ0+κ1Durai,t)×Devi,t+εi,t

(6)

ΔLevi,t=(τ0+τ1Typei,t)×Devi,t+εi,t

(7)

ΔLevi,t=(σ0+σ1Inteni,t)×Devi,t+εi,t

(8)

其中?1/κ1/τ1/σ1分別表示行權條件(Cond)、有效期(Dura)、授予股份比例(Inten)和激勵方式(Type)等條款與資本結構偏離目標程度交互項的回歸系數。若系數顯著為正，說明這些合約條款能促進資本結構趨向目標水平調整。

4 實證結果分析

4.1 描述性統計分析

描述性統計分析結果顯示，資本結構實際調整程度(ΔLev)的均值為0.007，普遍較低，而資本結構偏離目標程度(Dev)均值為0.011。目標資本結構(Lev*)和實際資本結構(Lev)均值分別為0.465和 0.445，說明目標資本結構普遍高于實際水平。樣本區間內，股權激勵合約的均值為16%，說明只有16%的企業對管理層實施了股權激勵。合約中高標準行權條件(Cond)樣本均值為26.8%，說明這些實施股權激勵企業中只有近三分之一設置了高標準行權條件。合約中較長有效期(Dura)均值為0.852，說明多半企業設置了較長的股權激勵合約期限。較強的激勵力度(Inten)均值為0.505，說明50.5%的企業授予管理層較多的股權份額。58%的樣本企業選擇實施限制性股票(Type)激勵方式。

4.2 回歸結果分析

本文根據Fang等[22]的研究，通過傾向得分匹配方法，將公司規模、盈利能力、高管薪酬、高管持股、股權集中度、產權性質、兩職兼任、資產負債率以及行業和年度作為配對變量。通過卡尺內1∶1最近臨匹配原則尋找與實施股權激勵合約企業特征相似的控制組。借鑒Minutti-Meza[23]的做法，設定的匹配尺度(Caliper)為0.03，刪除不滿足共同支撐假設樣本，并通過了獨立性假設檢驗，最終得到控制組和激勵組的樣本總數為6110。匹配后，樣本間的區別僅為是否實施股權激勵合約這一因素，而后通過多元回歸模型檢驗股權激勵合約對資本結構調整的影響，如表1。

表1 股權激勵合約與資本結構動態調整的回歸結果

注:***、**、*分別表示在1%、5%及10%水平上顯著；括號內的數值是經類聚處理后的標準差。下同。

表1模型(4)中，企業實施股權激勵合約(Inc)與資本結構偏離目標程度(Dev)的回歸系數為0.035，在1%的水平上顯著。說明企業實施股權激勵合約可緩解股東和管理層間的代理沖突，促使企業管理者調整實際資本結構趨向目標水平，加快了資本結構調整速度，從而驗證了假設1。模型(5)中，Dev×Cond的回歸系數為0.019(T值為2.976)。表明企業設計高標準行權條件能夠激發管理者努力工作，促進企業資本結構調整。模型(6)中，Dev×Dura的回歸系數為0.018(T值為2.362)。說明股權激勵合約有效期限越長，對管理者約束性越強，越能夠促使其基于長期財務決策進行資本結構調整，以縮小企業實際資本結構與目標水平的差距。高標準行權條件和較長有效期約束性條款對資本結構動態調整具有正向影響，驗證了假設2。模型(7)中，Dev×Type的回歸系數為0.029(T值為4.072)，說明與股票期權相比，限制性股票更能夠顯著縮小資本結構偏離目標程度，促使管理者優化資本結構決策，從而驗證假設4。模型(8)中，Dev×Inten的回歸系數為0.016(T值為2.326)，表明企業授予管理者較高的股權比例有利于資本結構動態調整，因此假設3得到驗證。

4.3 穩健性檢驗

第一，替換匹配方法。將企業發生股權激勵的樣本作為處理組，在發生股權激勵事件的上一年度，按照“同行業-同年度-規模最接近”的原則，與未發生股權激勵的樣本進行1∶1配對，從而得到控制組，處理組和控制組樣本共計6572。然后采用模型(4)至模型(8)，重新回歸股權激勵合約及其條款對資本結構動態調整的影響，結果如表2中Panel A。第二，一階差分廣義矩估計也是衡量目標資本結構的常用方法，通過該方法重新衡量目標水平后，再檢驗股權激勵合約及其具體條款對資本結構調整的影響，結果如表2中Panel B模型(4)至模型(8)列。文中前述文獻發現公司特征和治理因素以及年度效應會影響資本結構動態調整，因而在上述兩個穩健性檢驗的模型中均控制公司規模(Size)、第一大股東持股比例(F1)、高管薪酬(Comp)、總經理兩職兼任(Dual)、獨立董事比例(Indr)以及年度效應對資本結構調整速度的影響，采用上述做法后的回歸結果并沒有影響結論，故本文的結果具有一定可靠性。

表2 穩健性檢驗的回歸結果

4.4 進一步分析

(1)產權性質的影響。管理層股權激勵合約在促進資本結構優化調整方面會因企業產權性質而不同。相對于國有企業，民營企業在管理層選擇上符合市場化特點，更需要設計股權激勵合約吸引和留住核心管理人才，激勵其按照股東價值最大化進行資本結構決策。民營企業不受“預算軟約束”影響，其為了得到最大限度的經濟收益，更多考慮如何降低融資成本，合理調整資本結構，故股權激勵合約對資本結構調整的積極作用在民營企業更加明顯。為檢驗不同產權性質對管理層股權激勵合約與資本結構調整之間關系的影響，將樣本分成國有和民營兩組分別檢驗，回歸結果如表3。

鑒于最優薪酬契約受企業外部治理機制影響[24]，本文從資本市場和產品市場角度，考察機構投資者持股和產品市場競爭強度對股權激勵合約有效性的影響。

(2)機構投資者持股的影響。機構投資者持股被認為是企業重要的外部治理機制之一，能緩解股東和管理層間的代理問題。當他們持股比例逐漸增大時，機構股東相應的監督動機和能力也在增強，高管的自利性行為就越會受到一定程度的約束。機構投資者持股的最終目標是投資獲利，資本結構逐漸向目標水平調整會提升企業價值，故他們會積極促進資本結構決策朝著股東價值最大化方向調整[25]，從而弱化了股權激勵合約的治理作用，其與股權激勵合約機制在促進資本結構趨向目標水平調整上存在“替代”效應。

機構投資者影響管理層行為、參與公司治理作用與其異質性緊密相關。李爭光等[26]發現機構投資者尤其是穩定型機構投資者能夠提升會計穩健性，緩解股東和管理者間的代理沖突，降低企業與投資者信息不對稱。相對于交易型機構投資者，穩定型機構投資者有較低的持股周轉率且對企業進行長期投資，他們有更多時間收集信息，以便于監督管理層行為。資本結構調整產生的價值效應是企業采取長期財務決策的結果，故穩定型機構投資者會推動資本結構趨向目標水平調整，弱化股權激勵合約機制作用，在資本結構調整上體現出更強的“替代”效應。為檢驗機構投資者持股穩定性對兩者關系的影響，借鑒李爭光等[27]的方法，將機構投資者持股分為穩定型和交易型兩種類型，然后進行分組檢驗股權激勵合約對資本結構調整的影響，回歸結果如表3。

(3)產品市場競爭的影響。產品市場競爭作為現代公司治理的有機組成部分，其治理作用通過產品競爭產生的破產威脅，激勵管理者努力工作，限制其機會主義行為[27]。企業處于集中程度較低行業和較低競爭地位時，管理層面臨更嚴峻競爭威脅，更需要設計合理的股權激勵合約激勵和約束核心管理層，促其積極努力工作。另一方面，產品市場競爭程度越強，越有利于投資者獲取更加精準的企業業績、成本和決策等信息，緩解股東和管理層間的信息不對稱，降低股東對股權激勵合約實施效果的評估難度[28]。因此，產品市場競爭的作用機制能增強管理者努力程度，降低信息不對稱，強化股權激勵合約機制的有效性，與股權激勵合約在資本結構優化調整上存在“互補”效應。

為檢驗產品市場競爭治理機制對股權激勵合約有效性的影響，通過行業集中度衡量產品市場競爭程度。行業集中度采用“赫芬達爾指數”(某行業各公司收入與所有公司總收入比值平方和)度量，該指標大于等于年度均值記為行業集中度較高組，否則為行業集中度較低組。然后，檢驗不同產品市場競爭程度下股權激勵合約對資本結構調整的影響，回歸結果如表3。

表3 檢驗產權性質和外部治理機制影響后的回歸結果

結果表明，在民營企業中，Dev×Inc回歸系數為0.033(T值為2.663)，說明股權激勵合約的實施能夠顯著提升資本結構調整速度。在國有企業組，股權激勵合約不影響資本結構調整。表明股權激勵合約對資本結構動態調整的積極作用僅在民營企業顯著有效。

在交易型機構投資者組，Dev×Inc回歸系數為0.056(T值為2.706)，說明企業實施股權激勵合約顯著促進實際資本結構向目標水平調整，而在穩定型機構投資者組，股權激勵合約不影響資本結構調整速度。說明穩定型機構投資者持股能夠緩解股東和管理者間的代理沖突，弱化了股權激勵合約機制的治理效果，其與股權激勵合約在資本結構動態調整上存在“替代”效應。

在產品市場競爭較強組，Dev×Inc回歸系數為0.035(T值為2.256)，說明企業實施股權激勵合約有利于加快資本結構調整，但在產品市場競爭較弱組，股權激勵合約并不影響資本結構調整。說明產品市場競爭產生的激勵作用顯著有效，促進了管理層努力工作，緩解了股東和管理者間的信息不對稱，保證了股權激勵實施效果，進而推動資本結構向目標水平調整，其與股權激勵合約存在“互補”效應。

5 研究結論與啟示

本文基于如何設計合理的股權激勵合約為研究目的，檢驗管理層股權激勵合約對資本結構動態調整的影響。研究發現，企業實行股權激勵合約對資本結構動態調整具有正向影響。即：企業對管理者實行股權激勵合約，能夠增強資本供給者對企業再融資時的信心，從而促使管理者加快資本結構調整。股權激勵合約條款中，行權條件越高、有效期越長、激勵力度越大和限制性股票約束性越強，越能促使管理者加快實際資本結構向目標水平調整。

相對于國有企業，民營企業因其產權較分散、管理機制較靈活，因而其股權激勵合約對資本結構調整的影響顯著有效。此外，機構投資者穩定持股機制對股權激勵合約優化資本結構決策具有“替代”作用，即機構投資者持股行為越不穩定，股權激勵合約對資本結構動態調整的正向影響越顯著；而產品市場競爭治理機制對股權激勵合約優化資本結構決策具有“互補”作用，即產品市場競爭能夠強化股權激勵合約機制對資本結構動態調整的積極影響。

研究啟示：一是股權激勵合約能夠促使管理者積極調整和優化資本結構。當實際資本結構高于目標水平時，“去杠桿”以減少破產風險和負債利息壓力；而當低于目標水平時，則發揮負債的相機治理作用。通過這種資本結構的向下和向上調整，最終縮小資本結構偏離目標程度，提升公司價值。因此，企業利益相關者應當積極鼓勵企業實行股權激勵機制，促使管理者加快調整資本結構。

二是如何設計股權激勵合約的具體條款，直接影響企業資本結構動態調整的有效性。為了發揮股權激勵對資本結構的優化作用，在設計股權激勵合約時，應當適當延長合約的行權期限，設置較長的行權間隔期限、較大的激勵力度以及設計具有挑戰性的行權條件，以克服管理者的短期行為，充分發揮合約機制的激勵效應。激勵方式中雖然限制性股票對資本結構動態調整的影響更顯著，但由于企業發展階段不同，限制性股票在業績考核和服務期限上對管理者的約束較強，適用于收益增長穩定的成熟期企業；而股票期權適合處于擴張期的企業，對管理者的激勵更注重未來價值的創造。

三是為促進資本結構的動態調整，企業應當從內部和外部兩方面進行機制改革和創新。在內部方面，應當進一步加快國有企業產權機制和管理機制的改革，在國有股減持、推進混合所有制改革基礎上，給予國有企業更多的例如股權激勵機制改革等權力；在外部方面，應當加大外部機構投資者持股比例，強化產品市場的競爭機制，從而促進企業資本結構的動態調整。