管理層股權激勵與企業未來盈余定價
——來自中國資本市場的證據

付 強，扈文秀，章偉果

(西安理工大學經濟與管理學院，陜西 西安 710054)

1 引言

傳統的資產定價理論認為股票價值等于企業未來現金流期望值的折現，因此，在一個有效的市場中，股價變動反映了投資者對企業未來盈余預期的修正[1]。企業未來盈余信息是否充分反映在當期股價中，或者說企業未來盈余是否被投資者充分定價，取決于投資者對企業未來盈余預測是否準確。投資者預測企業未來盈余主要通過兩種途徑：一是根據上市公司財務報告披露的會計信息來直接預測未來盈余；二是根據其他渠道的企業相關性信息來預測未來盈余[2-3]，如管理層業績預告[4]、產品市場競爭[5]和企業信用評級[6]等。已有研究表明，上市公司的信息披露會顯著影響投資者對企業未來盈余定價，具體來說，更高質量的會計盈余[7-9]和自愿性信息披露水平[4,10-11]會提高投資者對企業未來盈余的預測能力，從而使投資者對企業未來盈余定價更準確。

與此同時，管理層作為上市公司的信息披露主體，其披露行為會受到股權激勵的影響。一方面，股權激勵可以有效緩解股東與管理層之間信息披露的代理問題，不僅能夠抑制管理層的會計信息操縱行為[12]、提高會計盈余的持續性[13]，而且可以增強管理層向投資者披露公司私有信息的意愿，從而提高上市公司的自愿性信息披露水平[14-15]；但另一方面，由于股權激勵將管理層的個人財富與公司股價綁定，這又會導致管理層操縱公司的會計盈余或信息披露來影響股價，從而最大化其股權激勵的私有收益。例如管理層會通過盈余管理[16-17]或操控業績預告等自愿性信息披露[18-19]的手段來影響短期股價，以獲取股票期權行權或股票出售時的超額收益。

由此可見，如果股權激勵能夠緩解股東與管理層之間信息披露的代理問題，提高公司的會計盈余質量或自愿性信息披露水平，那么投資者便能準確對企業未來盈余進行定價；與之相反，如果股權激勵導致管理層操縱會計盈余或自愿性信息披露，那么會計盈余或自愿性信息披露將會變得扭曲和不可靠，投資者便難以準確對企業未來盈余進行定價。那么管理層股權激勵究竟會提升還是降低投資者對企業未來盈余的定價能力？這構成本文研究的核心議題。由于投資者對企業未來盈余的定價能力在一定程度上反映了資本市場的信息效率[20]，因此研究這一問題具有重要意義。然而，針對這一重要問題，國內尚未有文獻涉及。國外僅有Choi和Kim[21]對此進行了研究，他們利用1995-2007年間美國標準普爾指數中1500家上市公司的數據，發現CEO的股權激勵薪酬有助于投資者對企業未來盈余定價。

盡管Choi和Kim[21]發現CEO的股權激勵薪酬有助于投資者對企業未來盈余定價，但其研究結論基于美國成熟資本市場背景得出。眾所周知，中國資本市場新興加轉軌特征明顯，與成熟資本市場以機構投資者作為資產定價主體不同，中國資本市場個體投資者眾多，并成為左右股票定價的重要因素[22]，投資者能否準確對企業未來盈余定價尚需考證。同時，中國上市公司實施的是業績型股權激勵，管理層為達到行權的業績考核條也會進行盈余管理[23]。因此，在中國資本市場中，管理層股權激勵是否有助于投資者對企業未來盈余定價仍然是一個值得檢驗的問題。更重要的是，企業的盈余信息由公司特質成分和行業成分共同構成，并且行業成分未來盈余信息要比公司特質未來盈余信息更早地被投資者定價[24]，假如管理層股權激勵有助于投資者對企業未來盈余定價，那么是通過促進哪種成分的未來盈余信息融入股票價格？Choi和Kim[21]并未對此進行深入探討。最后，目前中國上市公司管理層股權激勵主要分為股票型激勵和股票期權激勵兩種模式，已有研究發現股票型激勵能提高證券分析師對企業盈余預測的準確性，但股票期權激勵并不能[25-26]，那么不同模式的股權激勵在影響投資者對企業未來盈余定價能力方面是否存在顯著差異？現有研究也缺乏探討。

鑒于此，本文以中國A股上市公司為樣本，研究管理層股權激勵與企業未來盈余定價之間的關系，并進一步將企業未來盈余分解為行業成分和公司特質成分，研究股權激勵與不同成分未來盈余定價之間的關系，以及不同模式股權激勵對上述關系影響的差異。本文的主要貢獻在于：第一，基于中國資本市場和股權激勵的制度背景，首次檢驗了管理層股權激勵與企業未來盈余定價之間的關系，豐富了企業未來盈余定價影響因素的相關研究，同時為提高中國證券市場信息效率提供了理論參考；第二，已有關于企業未來盈余定價的研究大多僅停留在盈余總額分析層面[3-6,9-11]，尚未考慮投資者對不同成分盈余信息定價的時機差異，本文將企業未來盈余分解為行業成分和公司特質成分，發現管理層股權激勵主要通過加速公司特質未來盈余信息融入股價來促進投資者對企業未來盈余定價，這不僅揭示了管理層股權激勵促進投資者對企業未來盈余定價的微觀機制，也是對以往盈余總額分析的有益補充和拓展；第三，已有研究缺乏對股權激勵異質性的考察，本文的研究發現管理層的股票型激勵有助于投資者對企業未來盈余定價，而股票期權激勵并無此作用，這是對已有研究的補充和深化。

2 理論分析與研究假設

學界對企業未來盈余定價的研究始于Collins等[2]的一篇經典文獻，他們認為由于會計盈余缺乏及時性，當期的會計盈余信息僅能給投資者提供部分的未來盈余預期，投資者會根據其他渠道的價值相關性信息來預測未來盈余，而這部分盈余預期引起的股價變動并未被當期盈余所解釋。為了準確刻畫投資者對企業未來盈余的預期，Collins等[2]開發了未來盈余反應系數(FERC)模型，他們在傳統的收益率—盈余回歸模型中加入未來盈余后，發現當期股票收益率與未來盈余顯著正相關，并且模型的解釋力被提高3到6倍。自此，FERC便被用于衡量投資者對企業未來盈余的定價能力。由于FERC在一定程度上反映了資本市場的信息效率，FERC越大說明投資者對企業未來盈余定價越準確，股價越接近于企業的真實價值，資本市場的信息效率也就越高[20]，這吸引了大量的學者研究FERC的影響因素及提升路徑。就企業信息披露而言，已有研究發現上市公司的會計盈余質量和自愿性信息披露水平會顯著影響投資者對企業未來盈余定價。在會計盈余質量方面，Sloan[7]發現會計盈余數字中包含的現金流盈余比應計盈余具有更高的持續性、對企業未來盈余的預測能力更強，但投資者功能鎖定于盈余總額，無法識別和區分這一差異，會高估應計盈余提供的未來盈余預期從而導致錯誤定價；Xie Hong[8]則進一步發現管理層的應計盈余管理行為是導致投資者錯誤定價的主要原因；在此基礎上，Haw等[9]發現應計盈余管理程度越低(盈余質量越高)越有助于投資者對企業未來盈余定價。至于自愿性信息披露，Lundholm和Myers[10]采用分析師對公司信息披露的評級(AIMR)度量自愿性信息披露水平，發現更多高質量的自愿性信息披露有助于投資者對企業未來盈余定價；后續的研究以管理層業績預告披露的頻率和精度[4]、公司披露的前瞻性信息數量[11]衡量自愿性信息披露水平，也得到同樣的結論。以上分析可以看出，上市公司的會計盈余質量和自愿性信息披露水平越高，越有助于投資者對企業未來盈余定價。

上市公司的信息披露會顯著影響投資者對企業未來盈余定價，而管理層作為公司信息披露的主體，其披露行為又會受到股權激勵的影響。已有研究表明，股權激勵對管理層的信息披露行為存在兩種相反的作用機制。一方面，股權激勵可以有效緩解股東與管理層之間信息披露的代理問題，使管理層的信息披露行為與股東利益保持一致，不僅能夠減少會計舞弊、財務重述等會計信息操縱行為的頻率[12]，提高會計盈余的持續性[13]，而且可以提高公司的自愿性信息披露水平。周知，管理層作為上市公司的內部人，掌握著公司當前經營狀況和未來預期收入等公司基本面信息，相對外部投資者具有信息優勢。Nagara等[14]認為由于股權激勵將管理層的個人財富與公司股價掛鉤，會激勵管理層向外部投資者披露與其努力程度密切相關的公司基本面信息，從而促進投資者根據公司基本面信息進行知情交易，將更多的公司基本面信息融入股價，以避免其持有的公司股權價值因股價被投資者錯誤定價而受損。與這一理論預期一致，Nagara等[14]發現CEO的股權激勵薪酬占總薪酬的比例越大，管理層業績預告披露的頻率和自愿性信息披露質量(AIMR)越高。國內研究也同樣發現管理層股權激勵會提高公司自愿性信息披露的精確性、及時性以及可靠性[15]。由此可見，管理層股權激勵可以提高上市公司的會計盈余質量和自愿性信息披露水平，而更高質量的會計盈余[7-9]和自愿性信息披露水平[4,10-11]會提高投資者對企業未來盈余的預測能力，從而有助于投資者對企業未來盈余定價。

另一方面，股權激勵也會導致管理層操縱上市公司的信息披露。由于股權激勵將管理層的個人財富與公司股價綁定，會導致管理層利用自己的信息優勢來操縱會計盈余信息以影響短期股價，從而最大化其股權激勵的私有收益。例如在股權激勵行權或出售前進行向上的應計盈余管理來調增公司業績以提升股價，從而獲取超額收益[16-17]。此外，中國上市公司實施的是業績型股權激勵，股權激勵能否行權必須以行權業績考核指標是否達標為前提。為了達到股權激勵的行權業績條件，管理層也會進行應計盈余管理[23]。除盈余管理之外，管理層還會通過操控自愿性信息披露的時機和內容來影響股價，例如在股票期權行權前發布更多的業績預告好消息[18]，或在賣出股票前發布更精確(更模糊)的業績預告好(壞)消息以提升股價[19]。在預測企業未來盈余方面，由于投資者無法識別和區分應計盈余與現金流盈余的持續性差異，因此，管理層的應計盈余管理行為會造成投資者對企業未來盈余形成錯誤的預期[8]；同時，管理層對自愿性信息披露的操控會降低其質量和可靠性，阻礙投資者從中提取和解讀與企業未來盈余相關的價值信息[4,10-11]。由此可見，管理層股權激勵引發的信息披露操縱行為會降低投資者對企業未來盈余的預測能力，從而阻礙投資者對企業未來盈余定價。

綜合以上分析，本文提出兩個競爭性假設：

假設1a：管理層股權激勵有助于投資者對企業未來盈余定價。(信息披露假說)

假設1b：管理層股權激勵會阻礙投資者對企業未來盈余定價。(信息操縱假說)

企業的盈余創造既跟公司的經營狀況有關，還會受行業景氣程度的影響。因此，企業的盈余信息由公司特質成分和行業成分共同構成，并通過投資者的知情交易行為融入股價中。投資者對公司特質盈余信息的獲取主要依賴于公司的信息披露，而對行業盈余信息的獲取渠道則較為廣泛，例如投資者可以根據產業政策、行業新聞和行業協會發布的數據等渠道獲取并預測行業的盈利情況。此外，當行業內單個公司的盈余信息進入市場后，投資者會根據這一信息解讀出該行業盈余的公共信息[24,27]。因此，相較公司特質未來盈余信息，行業成分的未來盈余信息來源渠道廣泛、搜尋成本更低，會更早地被投資者定價[24]。基于此，本文有理由推斷：當股權激勵能促使管理層向投資者提供更高質量的會計盈余或自愿披露更多公司基本面信息時，會降低投資者對公司特質未來盈余信息的搜尋成本，從而促使更多投資者利用公司特質未來盈余信息進行知情交易，加速公司特質未來盈余信息融入股價；相反，當股權激勵導致管理層操縱會計盈余或自愿性信息披露時，投資者難以獲取準確的公司特質未來盈余信息，轉而依賴于來源渠道廣泛、搜尋成本更低的行業盈余信息進行知情交易，從而阻礙公司特質未來盈余信息融入股價。據此，提出假設：

假設2a：在信息披露假說下，管理層股權激勵會加速投資者對公司特質未來盈余定價。

假設2b：在信息操縱假說下，管理層股權激勵會阻礙投資者對公司特質未來盈余定價。

目前中國上市公司的股權激勵按收益結構不同可以劃分為股票型激勵(包括管理層持有的非限制性股票和限制性股票)和股票期權激勵兩類。已有研究發現，股票期權激勵是引發會計盈余信息操縱行為的主要原因，而管理層的現金薪酬和股票型激勵并不會[28-29]。Burns和Kedia[28]指出，股票期權激勵的收益結構使得管理層的財富水平與股價變動呈現凸性，即管理層通過盈余操縱來提高股價可以有效增加其財富水平，但盈余操縱行為被揭露導致的股價下跌對其財富造成的損失有限(至多是不能行權)，而股票型激勵的收益結構與股價變動呈現對稱性，使得管理層財富完全暴露在盈余操縱行為被揭露所導致的股價暴跌風險中。因此，相對于股票型激勵，股票期權激勵更容易引發盈余操縱行為。這種對會計信息操縱傾向性的影響差異在證券分析師盈余預測的準確性中也得到了驗證。Han等[25]發現管理層持股可以提高分析師對企業盈余預測的準確性。Liu Sun[26]也發現中國上市公司的股權激勵計劃整體上提高了分析師對企業盈余預測的準確性，但區分股票型激勵和股票期權激勵后，他發現股票型激勵提高了分析師對企業盈余預測的準確性，而股票期權激勵不能。綜合以上分析，本文認為股票型激勵與股票期權激勵在影響投資者對企業未來盈余的定價能力方面存在顯著差異，故提出以下假設：

假設3：在影響投資者對企業未來盈余和公司特質未來盈余的定價能力方面，股票型激勵與股票期權激勵存在顯著差異。

3 研究設計

3.1 變量計量

3.1.1 企業未來盈余定價

參考Choi和Kim[21]的研究，采用未來盈余反應系數(FERC)衡量投資者對企業未來盈余的定價能力。FERC的計算模型由Collins等[2]開發并經Lundholm和Myers[10]完善，FERC模型可以表示為：

Ri,t=b0+b1Xi,t-1+b2Xi,t+b3Xi,3t+b4Ri,3t+εi,t

(1)

3.1.2 不同成分企業未來盈余定價

參考Piotroski和Roulstone[30]的做法，本文借助Ayers和Freeman[24]的盈余成分定價時機模型來衡量投資者對不同成分企業未來盈余的定價能力，該模型可以表示為：

(2)

其中，CARi,t代表個股在t年的累計異常收益率，等于個股在當年5月至次年4月的月度異常收益率ARi,k之和，ARi,k=ri,k-rm,k，其中rm,k為考慮現金紅利再投資和流通市值加權的月市場收益率，rm,k根據公司i上市所屬板塊選取相對應的滬市A股、深市A股或創業板月市場收益率。Ii,t+τ為公司i在第t+τ年的年度盈余變化中來自行業成分的盈余變化，Fi,t+τ為公司i在第t+τ年的公司特質成分盈余變化。Fi,t+τ=ΔFEi,t+τ-ΔIEj,t+τ，其中ΔFEi,t+τ為公司i在t+τ年的扣除非經常性損益后的凈利潤相對于上一年的變化值除以該年初公司股票的市值，ΔIEj,t+τ為公司i所在行業j中所有公司ΔFEi,t+τ的中位數值。Ii,t+τ=ΔIEj,t+τ-ΔMEt+τ，其中ΔMEt+τ為市場中所有行業ΔIEj,t+τ的中位數值。在計算Ii,t+τ和Fi,t+τ時，行業按照證監會《上市公司行業分類指引》(2012)中的門類進行劃分，同時參考朱宏泉等[27]的做法，將制造業細分為小類。

在模型(2)中，Ayers和Freeman[24]發現未來一期行業盈余變化的回歸系數(β1)顯著大于未來一期公司特質盈余變化的回歸系數(γ1)；并且上一期公司特質盈余變化的回歸系數(γ-1)顯著，而上一期行業盈余變化的回歸系數(β-1)不顯著。由此，他們認為行業成分的未來盈余信息比公司特質成分的未來盈余信息更早地被投資者定價，從而更早地融入股票價格中。本文將借助這一模型來檢驗投資者對不同成分企業未來盈余的定價能力。

3.1.3 管理層股權激勵強度

參考蘇冬蔚和林大龐[31]的做法，本文采用Bergstresser和Philippon[16]提出的方法計算管理層股權激勵強度Equityi,t：

Equityi,t={1%×Pricei,t×(Stocki,t+Optioni,t)}/1%×Pricei,t×(Stocki,t+Optioni,t)+Cashpayi,t

(3)

(3)式度量了股價每變動1%，管理層的薪酬隨股價變動的幅度。其中，Pricei,t為個股的年末收盤價；Stocki,t為i公司獲授股權激勵的高管(董事和高級管理人員)年末持有的股票數量，包括限制性股票和非限制性股票，限制性股票主要來自于限制性股票激勵計劃，非限制性股票主要由高管持有的普通股、限制性股票解鎖或股票期權行權后增加的股票構成；Optioni,t為i公司獲授股權激勵的高管年末持有的股票期權數量；Cashpayi,t為i公司獲授股權激勵的高管年末領取的現金薪酬總額，包括年薪和各類津貼。為了檢驗不同模式的股權激勵在影響投資者對企業未來盈余定價能力方面的差異，本文進一步將股權激勵強度Equityi,t分解為股票型激勵強度STKi,t和股票期權激勵強度OPTi,t兩個部分，具體來說，STKi,t等于公式(3)中分子去掉Optioni,t后的值，而OPTi,t為公式(3)式中分子去掉Stocki,t后的值。

3.2 檢驗模型

對于假設1，本文參考前人的研究[4,6,10]，在模型(1)的基礎上，加入股權激勵以及股權激勵與模型(1)中解釋變量的交互項，來檢驗管理層股權激勵與企業未來盈余定價之間的關系，具體模型為：

Ri,t=b0+b1Xi,t-1+b2Xi,t+b3Xi,3t+b4Ri,3t+b5Incenti,t+b6Incenti,t×Xi,t-1+b7Incenti,t×Xi,t+b8Incenti,t×Xi,3t+b9Incenti,t×Ri,3t+∑βj1Controls+∑βj2Controls×Xi,3t+εi,t

(4)

其中，Incenti,t代表管理層股權激勵，當其取值分別為Equityi,t、STKi,t和OPTi,t時，分別代表管理層的股權激勵強度、股票型激勵強度和股票期權激勵強度。如果管理層股權激勵有助于投資者對企業未來盈余定價，那么股權激勵將提高未來盈余反應系數，則b8顯著為正；相反，如果股權激勵阻礙投資者對企業未來盈余定價，那么股權激勵將降低未來盈余反應系數，則b8顯著為負。

Controls為控制變量，參照前人的研究[4,6]，本文加入公司規模(Sizei,t)、分析師跟蹤程度(Aanlysti,t)、盈余波動性(Earnstdi,t)、公司未來業績是否虧損(Lossi,t)和成長性(Growthi,t)等可能影響企業未來盈余定價的因素作為控制變量。其中，Sizei,t為公司在t年初市值的自然對數；Aanlysti,t為公司t年年報公告日前一個季度末分析師跟蹤數量；Earnstdi,t為t年至t+3年的會計盈余Xt+i的標準差；Lossi,t為啞變量，當X3t為負時取1，否則為0；Growthi,t為t-1年至t+1年公司總資產的增長率。此外，考慮到大部分研究FERC模型的文獻都不加入行業和年份控制變量[2-4,6,10]，本文在回歸中也未對此進行控制。

對于假設2，本文參考Piotroski和Roulstone的做法[30]，在模型(2)的基礎上加入股權激勵Incenti,t以及Incenti,t與模型(2)中解釋變量的交互項來進行檢驗，具體模型為：

(5)

控制變量方面，加入CARi,t+1控制未預期到的未來盈余信息；Sizei,t為公司規模；BMi,t為t年初公司的賬面市值比。如果管理層股權激勵能夠加速投資者對公司特質未來盈余定價，那么μ1顯著為正；相反，如果管理層股權激勵阻礙投資者對公司特質未來盈余定價，那么μ1顯著為負。

3.3 樣本選擇和數據來源

本文的樣本數據期間選擇的是2006-2016，因為《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》于2006年才正式實施，并且計算未來盈余反應系數(FERC)需要滯后3期的數據，因此本文選取2006-2013年間實施股權激勵的上市公司為初始樣本。然后進行如下篩選：(1)剔除金融行業、被ST處理的樣本公司；(2)剔除高管(董事和高級管理人員)未獲授股權激勵的樣本公司；(3)剔除股票交易數據和財務數據缺失的樣本公司。經過篩選后，得到373個管理層股權激勵樣本，涉及上市公司332家，構成1673個公司—年度觀測值。從激勵標的物來看，股票期權激勵共計授予212次，限制性股票激勵授予161次。股權激勵計劃授予情況的數據來自于Wind金融數據庫。管理層持有的股票數據和股票期權數量根據上市公司年度財務報告以及股權激勵授予、調整和行權等相關公告手工收集計算得出。公司股票交易數據和財務數據來自于CSMAR數據庫。為控制極端值對實證結果的影響，對所有連續變量在1%(99%)的水平上進行縮尾處理。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計分析

表1列出了主要變量的描述性統計結果。Equityt的均值為0.1710，標準差為0.2170，說明目前中國上市公司管理層的股權激勵強度整體不高，且在不同公司間差異較大。STKt的均值為0.1388，OPTt的均值為0.0322，說明目前管理層的股權激勵薪酬以股票型激勵為主，股票期權激勵薪酬占比較小。注意到OPTt的中位數為0，這主要是由于大部分公司的股票期權激勵在2010年后實施，導致一半的公司—年度OPTt為0。股權激勵授予當年的Rt和Xt的均值分別為0.2700和0.0307，而授予后未來三年的R3t和X3t的均值分別為1.0363和0.1439，分別是Rt和Xt的3.84倍和4.69倍(均超過了3倍)，粗略地說明股權激勵授予后上市公司的市場表現和會計業績均得到了提升，表現出一定的激勵效應。It-1、It和It+1的標準差分別為0.0031、0.0033和0.0040，而Ft-1、Ft和Ft+1的標準差分別為0.0202、0.0256和0.0298，這與Ayers和Freeman[24]的研究一致，說明行業成分的盈余比公司特質成分的盈余波動幅度更小。

表1 主要變量的描述性統計

4.2 主要變量的相關性分析

表2列示的是主要變量的Pearson相關性檢驗結果。由Panel A可知，Rt與Xt-1在10%的顯著性水平上負相關，與Xt和X3t在1%的顯著性水平上正相關，與R3t在1%的顯著性水平上負相關，這一結果初步說明在中國資本市場中，投資者對企業未來盈余進行了定價，使當期股價融入了企業未來盈余信息，這與FERC模型的理論預期是一致的；此外，與前人的研究[4,6,10]一致，Xt-1、Xt和X3t之間均在1%的水平上顯著正相關，說明會計盈余表現出一定的持續性。由Panel B可知，CARt與It+1和Ft+1都在1%的顯著性水平上正相關，同時，CARt與Ft-1顯著相關而與It-1不相關，初步說明投資者對行業成分未來盈余和公司特質成分未來盈余都進行了定價，但行業成分的盈余信息更早地被投資者定價，從而更早地融入股價中。回歸模型中各主要變量之間的相關系數都不大，絕對值基本不超過0.500，說明在后續的回歸分析中不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 主要變量相關性檢驗結果

注：表中數值代表Pearson相關系數，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

4.3 回歸結果及其分析

4.3.1 股權激勵與企業未來盈余定價

表3列出了管理層股權激勵與企業未來盈余定價之間關系的檢驗結果。第(1)列為FERC基準模型(即模型(1))的回歸結果，Xt的系數和X3t系數均為正并且都在1%的水平上顯著，Xt-1和R3t的系數均為負并且都在1%的水平上顯著，這與FERC基準模型的理論預期是一致的，X3t的系數顯著為正說明在我國資本市場中，投資者能夠準確對企業未來盈余進行定價，使股票價格融入了企業未來盈余信息。第(2)列和第(3)列為Incentt取Equityt時，模型(4)的回歸結果。其中第(2)列為不加控制變量時的回歸結果，可以看出，Incentt×X3t系數為2.045，在5%的水平上顯著，說明管理層股權激勵提高了未來盈余反應系數(FERC)，使當期股價融入了更多的企業未來盈余信息，這一結果支持了假設1a，即管理層股權激勵有助于投資者對企業未來盈余定價。第(3)列為加入控制變量的回歸結果，可以看出Incentt×X3t的系數為2.617，在1%的水平上顯著，說明在控制其它影響企業未來盈余定價的因素后，假設1a仍然得到支持。

4.3.2 股權激勵與不同成分未來盈余定價

為檢驗假設2，本文進一步將企業未來盈余分解為行業成分和公司特質成分兩部分，利用模型(5)進行回歸分析，回歸結果如表4所示。第(1)列為盈余成分定價時機模型(即模型(2))的回歸結果，可以看出It+1的系數為6.231，在1%的水平上顯著，Ft+1的系數為2.654，在1%的水平上顯著。對It+1的系數和Ft+1的系數進行差異性檢驗，計算的F值為2.90(P值為0.089)，說明It+1的系數在10%的顯著性水平上大于Ft+1的系數，同時，It-1的系數為負但不顯著，Ft-1的系數在10%的水平上顯著為正。這與Ayers和Freeman[24]的研究一致，說明在中國資本市場中，行業成分未來盈余信息比公司特質成分未來盈余信息更早地被投資者定價。第(2)列和第(3)列為Incentt取Equityt時模型(5)的回歸結果，其中第(2)列為不加控制變量時的回歸結果，可以看出，無論是否加入控制變量，Incentt×Ft+1的系數都在5%的水平上顯著為正，而Incentt×It+1的系數雖然為正但都不顯著，說明股權激勵并不影響投資者對行業成分未來盈余進行定價，但加速了投資者對公司特質未來盈余的定價，假設2a得到支持。以上研究結果揭示了管理層股權激勵促進投資者對企業未來盈余定價的微觀機制，即管理層股權激勵主要通過加速公司特質未來盈余信息融入當期股價來促進投資者對企業未來盈余定價。

表3 管理層股權激勵與企業未來盈余定價的檢驗結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，括號中的t統計量根據公司層面的聚類穩健標準誤計算，下同。

4.3.3 不同模式的股權激勵與未來盈余定價

前文的實證結果表明，整體而言管理層股權激勵有助于投資者對企業未來盈余定價，并且加速了投資者對公司特質未來盈余的定價。接下來，本文將管理層的股權激勵薪酬分解成股票型激勵和股票期權激勵兩部分，檢驗二者在影響投資者對企業未來盈余定價方面是否存在顯著差異，以檢驗假設3。表3的第(4)～(5)列和(6)～(7)列分別為Incentt取STKt和OPTt時模型(4)的回歸結果，可以看出Incentt×X3t的系數在第(4)和第(5)列中顯著為正，而在第(6)列和第(7)列中不顯著，說明管理層的股票型激勵有助于投資者對企業未來盈余進行定價，而股票期權激勵并無此作用，假設3得到驗證。同樣地，對股票型激勵和股票期權激勵與不同成分未來盈余定價進行檢驗，檢驗結果列示于表4的(4)～(7)列，可以看出，當Incentt取STKt，Incentt×Ft+1的系數在第(4)列和第(5)列中顯著為正，而當Incentt取OPTt時，Incentt×Ft+1的系數在第(6)和第(7)列中不顯著，說明管理層的股票型激勵加速了投資者對公司特質未來盈余的定價，但股票期權激勵并不能，假設3再次得到驗證。

表4 管理層股權激勵與不同成分未來盈余定價的檢驗結果

4.4 穩健性檢驗

為增強研究結論的可靠性，本文還做了以下幾種穩健性檢驗。

(1)變更股權激勵強度的衡量方式。借鑒Choi和Kim[21]的方法，將管理層股權激勵強度定義為獲授股權激勵的高管年末持有的股票和股票期權的價值占其總薪酬的比重，然后重復模型(4)的回歸，回歸結果如表5所示。可以看出，Incentt×X3t的系數在表5的第(1)列和第(2)顯著為正，而在第(3)列不顯著，說明在變更管理層股權激勵強度的衡量方式后，假設1a和假設3仍然得到驗證。此外，本文采用變更后的管理層股權激勵強度，對模型(5)也重新進行了檢驗，所得結論與表4無本質差異，限于篇幅，上述檢驗結果未予列示。

表5 變更股權激勵衡量方式的穩健性檢驗結果

(2)內生性檢驗。為消除可能存在的內生性問題，本文借鑒Choi等[4]的做法，首先采用Heckman兩步法控制自選擇問題，第一階段Probit模型的被解釋變量為公司當年是否授予管理層股權激勵的虛擬變量，并參考Chourou等[32]和呂長江等[33]研究，選取公司上年度的資產負債率、高管平均年齡、總資產收益率和每股自由現金流作為工具變量，將第一階段回歸后得到的逆米爾斯比率帶入模型(4)和(5)，重新回歸以緩解自選擇的影響；其次，采用兩階段最小二乘回歸(2SLS)來控制反向因果問題，2SLS第一階段的被解釋變量為Incenti,t，工具變量與Heckman兩步法中使用的相同，用2SLS第一階段估計出的管理層股權激勵強度替換實際的股權激勵強度，重新對模型(4)和(5)進行回歸以控制反向因果問題。上述回歸結果與表3和表4保持一致，說明在控制內生性問題后，本文的主要結論依然成立。同樣限于篇幅，上述檢驗結果未予列示，感興趣者可向作者索取。

5 結語

本文以實施股權激勵的中國A股上市公司為樣本，研究管理層股權激勵與企業未來盈余定價之間的關系，并進一步將企業未來盈余分解為行業成分和公司特質成分，研究股權激勵與不同成分未來盈余定價之間的關系，以及不同模式股權激勵對上述關系影響的差異。主要得出以下三點結論：(1)隨著管理層股權激勵強度的提高，當期股票收益率與企業未來盈余的相關性得到了加強，說明管理層股權激勵有助于投資者對企業未來盈余定價。(2)管理層股權激勵并不影響投資者對行業成分未來盈余進行定價，但會加速投資者對公司特質未來盈余定價。(3)管理層的股票型激勵有助于投資者對企業未來盈余定價，同時也能加速投資者對公司特質未來盈余定價，但股票期權激勵并沒有上述作用。上述結果意味著，整體而言中國上市公司的股權激勵能夠緩解管理層與股東之間信息披露的代理問題，激勵管理層向外部投資者披露更多高質量的公司基本面信息，從而降低投資者對公司特質未來盈余信息的搜尋成本，最終通過加速公司特質未來盈余信息融入股價來促進投資者對企業未來盈余定價。

本文的研究結論對證券市場監管者具有重要的政策啟示。長期以來，中國A股市場股價的公司特質信息含量較低，個股股價的同漲同跌現象嚴重，高度的股價同步性阻礙了證券市場通過價格信號機制引導資源有效配置功能的發揮，預示著較低的市場信息效率。Jin和Myers[34]指出，公司信息的不透明是新興市場國家股價缺乏公司特質信息的主要原因。本文的研究結論為監管部門解決這一問題提供了理論參考，鑒于目前實施股權激勵的上市公司還比較少，管理層的股權激勵強度也處于較低的水平，監管部門應當鼓勵上市公司積極實施股權激勵，從而激勵管理層向外部投資者披露更多高質量的公司基本面信息，降低投資者對公司特質未來盈余信息的搜尋成本，增進公司特質未來盈余信息融入股價，進而提高證券市場的信息效率。同時，對實施股票期權激勵的公司應加強信息披露監管，從而更好地發揮其激勵效果。