不同市場化進(jìn)程下股權(quán)激勵強(qiáng)度的分布

許 楠 王 策 牛曉蒙

【摘 要】 文章基于宏觀市場經(jīng)濟(jì)背景和我國企業(yè)股權(quán)性質(zhì)類別，運(yùn)用SPSS 19.0對2009—2017年滬深市場類全部A股1 106個樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，實(shí)證檢驗(yàn)了市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)是否影響以及如何影響上市公司的股權(quán)激勵強(qiáng)度。分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對公司股權(quán)激勵強(qiáng)度存在明顯的負(fù)向影響;相對于國有上市公司，非國有上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度的負(fù)向影響更為明顯。進(jìn)一步的，非國有企業(yè)中市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度分布圖支持了上述結(jié)論，清晰地顯示了二者的關(guān)系。文章采用不同于以往的研究視角，豐富了市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)和股權(quán)激勵強(qiáng)度三者之間關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 市場化進(jìn)程; 股權(quán)性質(zhì); 股權(quán)激勵; 強(qiáng)度分布

【中圖分類號】 F202;F275.5 ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2019）13-0112-06

一、引言

企業(yè)作為現(xiàn)代社會的重要微觀經(jīng)濟(jì)體，不可避免地會受到宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，市場經(jīng)濟(jì)背景及股權(quán)性質(zhì)是否影響以及在多大程度上對股權(quán)激勵強(qiáng)度造成影響是本文關(guān)注的重要問題。樊綱等[1]認(rèn)為，我國的改革實(shí)踐取得了很大進(jìn)展，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)與市場經(jīng)濟(jì)相輔相成，各省市的市場化程度穩(wěn)步提高，不同股權(quán)性質(zhì)的上市公司繁榮發(fā)展。經(jīng)過十余年的實(shí)踐探索，我國上市公司對股權(quán)激勵的應(yīng)用已經(jīng)進(jìn)入相對成熟的階段。作為上市公司的重要激勵方式之一，股權(quán)激勵在一定程度上會受到市場環(huán)境的影響。目前，已有越來越多的學(xué)者注意到市場環(huán)境這一宏觀經(jīng)濟(jì)背景如何影響企業(yè)內(nèi)在行為與外在表現(xiàn)。潘曉婷等[2]認(rèn)為，市場化進(jìn)程在調(diào)節(jié)管理層激勵和權(quán)益資本成本時具有保護(hù)作用;陳旭東等[3]發(fā)現(xiàn)市場化進(jìn)程對真實(shí)、應(yīng)計(jì)盈余管理具有抑制作用;同樣的，侯曉紅等[4]也證明了上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程會對股權(quán)激勵的實(shí)施具有保護(hù)作用，并且公司的治理強(qiáng)度越高，市場化進(jìn)程體現(xiàn)的保護(hù)作用越明顯。這些研究不僅詳細(xì)論證了市場化進(jìn)程的調(diào)節(jié)作用，還對理解市場環(huán)境如何影響企業(yè)的治理方式之一——股權(quán)激勵有很大的用處。

我國國有上市公司不僅僅要追求利潤最大化，還要承擔(dān)大量解決就業(yè)、保證社會穩(wěn)定和財(cái)政問題的任務(wù)。過于繁重的政策性任務(wù)會導(dǎo)致國有上市公司面臨很大壓力，并且這種壓力很可能會在股權(quán)激勵方案的激勵強(qiáng)度中體現(xiàn)出來。本文將針對我國現(xiàn)實(shí)情況，以滬深市場A股上市公司初次宣告的股權(quán)激勵方案為研究對象，利用最新的市場化進(jìn)程總指數(shù)，深入研究市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)如何影響上市公司的股權(quán)激勵強(qiáng)度，以增進(jìn)關(guān)于市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)股權(quán)激勵強(qiáng)度影響的了解。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

為緩解委托代理沖突，股權(quán)激勵作為一種有效的解決方式隨之出現(xiàn)。所有者和經(jīng)營者獲取信息的不對稱性和目標(biāo)的差異性，導(dǎo)致了雙方的利益沖突，進(jìn)而產(chǎn)生了股權(quán)激勵成本。Jensen et al.[5]和Rajgopal et al.[6]在“利益匯聚假說”中指出，當(dāng)管理層持有的股份較少時，會傾向于損害股東利益而滿足自身利益，所持股份越多，他們與股東的利益越相近，就越能做出更注重公司長期發(fā)展的決策，從而間接減少代理成本。Jensen et al.[7]證明，股權(quán)激勵對管理層確有激勵效果，管理層持股會使公司經(jīng)營績效顯著提高。Fama et al.[8]的研究認(rèn)為，如果管理者持有的股份比例過高，會影響公司董事會決策，也可能會因優(yōu)先考慮自身利益而做出犧牲公司利益的經(jīng)營和發(fā)展決策，損害公司價(jià)值。據(jù)此推測，公司的經(jīng)營決策與股權(quán)激勵的強(qiáng)度大小是一個相對復(fù)雜的問題。一般來講，當(dāng)上市公司所在地區(qū)處于高水平市場化進(jìn)程，有序的市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境會培育良好的法律法規(guī)制度，嚴(yán)格約束管制上市公司，并優(yōu)化公司治理情況。呂長江等[9]認(rèn)為，市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境發(fā)揮的作用越明顯，企業(yè)績效與管理者薪酬的相關(guān)性就越大。

人力資本理論認(rèn)為，人才是企業(yè)的核心競爭力，能否充分發(fā)揮人才的作用是企業(yè)生存發(fā)展的關(guān)鍵。沈永建等[10]認(rèn)為，隨著市場化進(jìn)程的進(jìn)一步提高，人才市場的發(fā)展日趨完備，嚴(yán)格的市場競爭淘汰機(jī)制會使企業(yè)內(nèi)部的冗余雇員規(guī)模減小。人才流動率提升的同時，人才對公司的歸屬感和忠誠感也在下降。一方面，獲取人才的途徑相對便捷后，企業(yè)支付人才獲得成本的意愿降低，也就會規(guī)避用較大的股權(quán)激勵強(qiáng)度這種成本高昂的方式來吸引人才的行為;另一方面，企業(yè)吸引人才的方式也趨于多元化，除股權(quán)激勵外，貨幣薪酬、再教育和晉升機(jī)會、在職消費(fèi)等激勵方式也逐漸被上市公司和高管接受。陳冬華等[11]的研究發(fā)現(xiàn)，市場化進(jìn)程越高的年份和地區(qū)，貨幣薪酬和在職消費(fèi)的絕對量增多;黃娟等[12]發(fā)現(xiàn)，高管會利用管理層權(quán)利獲取更高的貨幣薪酬和在職消費(fèi)。由此可見，多種激勵方式的充實(shí)和發(fā)展會負(fù)向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度。理論上講，上市公司注冊地的市場化進(jìn)程越高，公司的股權(quán)激勵強(qiáng)度越小。基于此，本文提出假設(shè)1。

H1：上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對公司股權(quán)激勵強(qiáng)度存在明顯的負(fù)向影響。

我國有相當(dāng)比例的上市公司是由國有企業(yè)轉(zhuǎn)制而成，產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為，政府干預(yù)是國有產(chǎn)權(quán)的一個重要特征，同時也是市場化進(jìn)程的一個重要特征。國家控股這一特殊的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為我們研究市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響提供了新的視角。實(shí)施較為合理的股權(quán)激勵方案有助于緩解委托人與代理人目標(biāo)不一致帶來的沖突，提升公司價(jià)值。國有企業(yè)是政府行使特定職能的載體，曾慶生等[13]的研究表明，中國的國有企業(yè)承擔(dān)了更多的社會性負(fù)擔(dān)。在市場化進(jìn)程較低、經(jīng)濟(jì)發(fā)展較落后的地區(qū)，政府會對國有企業(yè)施加更多影響決策的行為。而在市場化進(jìn)程越高的地區(qū)，市場對資源的支配地位就越穩(wěn)固，非國有企業(yè)對市場的反應(yīng)就越敏感。相對來講，國有企業(yè)除承擔(dān)營利性任務(wù)外，還會囿于各種原因?qū)κ袌龌M(jìn)程的影響反應(yīng)更緩慢。由此看來，非國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能會在一定程度上對股權(quán)激勵強(qiáng)度產(chǎn)生更為顯著的影響。基于此，本文提出假設(shè)2。

H2：在非國有上市公司中，公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度的負(fù)向影響更為明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

隨著我國市場化程度的提高，股權(quán)激勵已經(jīng)成為上市公司激勵員工的重要手段。本文以2009—2017年我國滬深市場類全部A股初次宣告的股權(quán)激勵方案為初始樣本，剔除數(shù)據(jù)缺失和金融類的樣本，最終得到1 106個樣本。研究所需的樣本數(shù)據(jù)和公司的治理數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）、萬得（Wind）和迪博數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)的處理用SPSS 19.0來完成。

由于政治、經(jīng)濟(jì)、地理、法制等因素的差異，我國各省市的市場化進(jìn)程不盡相同，而股權(quán)激勵作為一種重要的激勵方式已經(jīng)在上市公司中得到普遍認(rèn)可，從樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)情況來看，宣告股權(quán)激勵方案的上市公司廣泛分布于28個省（區(qū)、市）。各地區(qū)市場化進(jìn)程的明顯差異和股權(quán)激勵的廣泛應(yīng)用為本文研究市場背景對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響提供了可行性。同時，考慮到我國上市公司特殊的股權(quán)性質(zhì)，本文也將研究在不同股權(quán)性質(zhì)下，上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量R代表上市公司股權(quán)激勵強(qiáng)度，用上市公司初次宣告股權(quán)激勵方案的強(qiáng)度表示，計(jì)算方法為用于股權(quán)激勵的股份總數(shù)與公司總股本數(shù)之比。

2.解釋變量

解釋變量為上市公司注冊地所在省（區(qū)、市）的市場化進(jìn)程（Market）和上市公司的股權(quán)性質(zhì)（Owner）。其中市場化進(jìn)程用樊綱等報(bào)告的中國市場化總指數(shù)表示，2015年的市場化進(jìn)程總指數(shù)為2014年的市場化進(jìn)程總指數(shù)加上前三年指數(shù)增長的平均值，2016年市場化進(jìn)程指數(shù)沿用上年數(shù)據(jù)，該指標(biāo)體系在市場化進(jìn)程研究領(lǐng)域中得到廣泛應(yīng)用。本文將國有企業(yè)取值為0，其他為1。

3.控制變量

由于影響上市公司股權(quán)激勵強(qiáng)度的因素很多，本文在研究市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)等因素對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響時，要盡可能地控制內(nèi)部因素的影響。為了更好地研究解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系，本文選取了多個控制變量。

本文的變量定義見表1。

4.模型設(shè)計(jì)

考慮市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度的時滯性影響，本文將本年宣告的股權(quán)激勵強(qiáng)度對應(yīng)上一年的市場化進(jìn)程和股權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)，結(jié)合前述研究假設(shè)，構(gòu)建三個實(shí)證模型：

模型1的解釋變量是上市公司注冊地的市場化進(jìn)程，被解釋變量是公司股權(quán)激勵強(qiáng)度，研究市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度間的關(guān)系。

模型2的解釋變量是上市公司注冊地的市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)，被解釋變量是公司股權(quán)激勵強(qiáng)度，研究市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)與股權(quán)激勵強(qiáng)度間的關(guān)系。

模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入了交叉變量，研究市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)及二者交叉變量與公司股權(quán)激勵強(qiáng)度間的關(guān)系。

四、研究結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

1.連續(xù)性變量的描述性統(tǒng)計(jì)

連續(xù)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。從中可以看出，上市公司股權(quán)激勵強(qiáng)度的平均值為2.2821，整體激勵強(qiáng)度偏小。市場化進(jìn)程的平均值為8.4358，更接近于極大值10.25，說明中國各省市市場化進(jìn)程普遍偏高。從董事會規(guī)模來看，董事會規(guī)模平均人數(shù)為8.3644，不同公司的董事會規(guī)模差異較大。在董事會中，獨(dú)立董事比例的平均值為0.3805。管理層的平均年齡為47.8530。公司現(xiàn)金流極小值為-8.8327，極大值為42.7633。股權(quán)集中度極小值為0.0524，極大值為81.85，差異較大。資產(chǎn)負(fù)債率極小值為0.0411，極大值為88.6680，平均值為25.5468，比例大小恰當(dāng)。公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)均值為21.9897。董事長權(quán)力極小值為0，極大值為64.9784，差異較大。公司前十大股東的持股比例均值為42.4350。資本市場估值的極小值為0.7402，極大值為20.4179，平均值為4.5214，公司市場估值差異較大。公司內(nèi)部控制情況的平均值為6.5174。管理層持股比例差異較大。

2.0—1變量的描述性統(tǒng)計(jì)

0—1變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。在本文的1 106個樣本中，非國有上市公司的股權(quán)激勵方案樣本有991個，占樣本總數(shù)的89.6%，國有上市公司的股權(quán)激勵方案樣本有115個，占樣本總數(shù)的10.4%;總經(jīng)理和董事長兩職合一的股權(quán)激勵方案樣本所占比例是57.1%;制造業(yè)股權(quán)激勵方案樣本所占比例為67.1%。

（二）回歸分析

本文的所有變量通過了Pearson分析，各變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性，通過了相關(guān)性檢驗(yàn)。由于篇幅原因，不做詳細(xì)列示。

多個模型的回歸結(jié)果如表4所示，在全樣本模型1中，上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度在1%的水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，模型擬合度為0.07。在全樣本模型2和模型3中，上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度在1%的水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，股權(quán)性質(zhì)與股權(quán)激勵強(qiáng)度在1%的水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，模型2擬合度為0.085。在模型3中，市場化進(jìn)程和股權(quán)激勵強(qiáng)度的交叉變量與股權(quán)激勵強(qiáng)度在5%的水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，模型3擬合度為0.088。在子樣本中，模型1（國有企業(yè)子樣本）中上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但顯著性不強(qiáng)，模型擬合度為0.231。模型1（非國有企業(yè)子樣本）中上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程和股權(quán)激勵強(qiáng)度在1%的水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且相關(guān)系數(shù)的絕對值大于其他樣本的相關(guān)系數(shù)絕對值，模型擬合度為0.100。整體而言，在控制其他變量的情況下，上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程越高，公司就越容易實(shí)施較小的股權(quán)激勵強(qiáng)度來激勵特定對象，說明市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，實(shí)證分析結(jié)果支持了H1;在非國有上市公司中，上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度的負(fù)向影響更為明顯，實(shí)證分析結(jié)果支持了H2。

全樣本的控制變量回歸結(jié)果顯示，公司兼任情況和資產(chǎn)負(fù)債率分別在5%和1%的顯著性水平上正向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度;公司規(guī)模、資本市場估值和高管持股比例分別顯著地負(fù)向影響股權(quán)激勵程度;其他控制變量的影響無明顯規(guī)律。

國有企業(yè)子樣本的控制變量回歸結(jié)果顯示，公司現(xiàn)金流在1%的顯著性水平上正向影響股權(quán)激勵程度;公司十大股東持股比例在5%的顯著性水平上負(fù)向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度;其他控制變量的影響均不顯著，其中兼任情況、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事比例、公司規(guī)模、行業(yè)類別、內(nèi)部控制情況、高管持股比例負(fù)向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度，管理層平均年齡、股權(quán)集中度、資產(chǎn)負(fù)債率、董事長權(quán)力、資本市場估值正向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度。

非國有企業(yè)子樣本的控制變量回歸結(jié)果顯示，資產(chǎn)負(fù)債率在1%的顯著性水平上正向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度;管理層平均年齡、公司規(guī)模、十大股東持股比例、資本市場估值、高管持股比例分別在5%、1%、10%、1%、1%的顯著性水平上負(fù)向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度;其他控制變量的影響均不顯著，其中兼任情況、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事比例、股權(quán)集中度、內(nèi)部控制情況正向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度，公司現(xiàn)金流、行業(yè)類別、董事長權(quán)力負(fù)向影響股權(quán)激勵強(qiáng)度。

（三）非國有企業(yè)中市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度分布情況

在非國有企業(yè)上市公司中，本文將市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度分布情況制成散點(diǎn)圖，如圖1所示。圖1分布情況顯示，隨著上市公司所在地區(qū)市場化進(jìn)程的提高，股權(quán)激勵強(qiáng)度更多地分布在較低的程度，進(jìn)一步支持了H2。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文把上市公司經(jīng)調(diào)整后的最后一次股權(quán)激勵強(qiáng)度作為因變量進(jìn)行回歸分析，其結(jié)果均支持前述模型預(yù)期，由于篇幅原因，本文不列示相關(guān)數(shù)據(jù)。

（五）結(jié)果討論

王傳彬等[14]從政府干預(yù)的視角研究公司管理層股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響因素，發(fā)現(xiàn)市場化進(jìn)程越高的地區(qū)，上市公司實(shí)施股權(quán)激勵的強(qiáng)度就越大。而本文的實(shí)證研究結(jié)果，即上市公司注冊地的市場化進(jìn)程與公司股權(quán)激勵強(qiáng)度存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與王傳彬等的研究結(jié)果差異較大，原因值得探討。

其一，研究視角不同。前者進(jìn)行的是基于政府干預(yù)視角的研究，而本文是基于宏觀市場經(jīng)濟(jì)背景和企業(yè)股權(quán)性質(zhì)的研究，研究視角的差異會使二者的研究結(jié)果有所不同。

其二，樣本不同。首先，樣本選擇期間不同，王傳彬等的研究是以2006—2010年為研究區(qū)間，時間偏早并且區(qū)間相對較短;本文以2009—2017為研究區(qū)間，時間偏后并且區(qū)間相對較長。其次，樣本數(shù)目不同，前者的樣本規(guī)模是73例，本文的樣本規(guī)模是1 106例，本文的研究樣本量較大。最后，樣本的選擇不同，前者是以已經(jīng)實(shí)施了股權(quán)激勵計(jì)劃的上市公司為前提，在此基礎(chǔ)上剔除因故終止股權(quán)激勵計(jì)劃或者數(shù)據(jù)缺失的樣本，本文的研究是在上市公司初次宣告股權(quán)激勵方案的基礎(chǔ)上，剔除金融類和數(shù)據(jù)缺失的樣本為最終樣本。

其三，除股權(quán)激勵外，多種激勵方式的選擇和實(shí)施可能會對股權(quán)激勵強(qiáng)度造成負(fù)向影響。據(jù)呂長江等[15]研究發(fā)現(xiàn)，激勵型的股權(quán)激勵方案會產(chǎn)生正向的激勵作用，而福利型的股權(quán)激勵方案會涉嫌利益輸送，帶有較明顯的變相發(fā)福利行為。這也從一定程度說明上市公司的股權(quán)激勵方案并不能全部達(dá)到預(yù)定的激勵效果。眾所周知，股權(quán)激勵能有效地解決股東和經(jīng)理人利益不一致的問題，但不一定是最優(yōu)的解決方式，上市公司和員工可以選擇諸如在職消費(fèi)、貨幣薪酬、假期福利、再教育和晉升機(jī)會等其他的激勵方式。陳冬華等[11]研究發(fā)現(xiàn)，公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程與薪酬激勵和在職消費(fèi)激勵的絕對量呈正相關(guān)關(guān)系。黃娟等[12]發(fā)現(xiàn)，在市場化進(jìn)程較高的地區(qū)，高管更傾向獲取更高的貨幣薪酬和在職消費(fèi)。由此看來，在市場化進(jìn)程較高的地區(qū)，多種激勵方式的選擇和實(shí)施，會使股權(quán)激勵強(qiáng)度受到負(fù)向影響。

五、研究結(jié)論及建議

本文選取2009—2017年我國滬深市場類全部A股初次宣告的股權(quán)激勵方案為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響。研究發(fā)現(xiàn)：上市公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對公司股權(quán)激勵強(qiáng)度存在明顯的負(fù)向影響;并且在非國有上市公司中，公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度的負(fù)向影響更為明顯。本文的研究成果豐富了研究市場化進(jìn)程、股權(quán)性質(zhì)和股權(quán)激勵強(qiáng)度三者之間關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)。

基于上述結(jié)論，本文提出如下建議：第一，正視市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度帶來的影響。根據(jù)本文的回歸結(jié)果，市場化進(jìn)程與股權(quán)激勵強(qiáng)度的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，支持了公司所在地區(qū)的市場化進(jìn)程對股權(quán)激勵強(qiáng)度存在明顯的負(fù)向影響的結(jié)論，則上市公司不能一味地通過加大股權(quán)激勵強(qiáng)度來進(jìn)行員工激勵，應(yīng)該制定更為合理的激勵政策和更廣泛的激勵方式，加強(qiáng)激勵效果，進(jìn)而推動企業(yè)的發(fā)展。第二，充分利用發(fā)達(dá)市場能帶來優(yōu)秀人力資源的優(yōu)勢。由本文數(shù)據(jù)得出，市場化進(jìn)程平均值為8.4358，整體市場化進(jìn)程偏高，股權(quán)激勵的作用是對優(yōu)秀的人才進(jìn)行有效的激勵，市場化進(jìn)程越高的地區(qū)，人才市場就越發(fā)達(dá)，人才的獲取途徑就越便捷，企業(yè)應(yīng)該充分利用發(fā)達(dá)的經(jīng)理人市場，尋求和挖掘優(yōu)質(zhì)人力資源，吸引優(yōu)秀人才為企業(yè)所用。

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