管理層股權激勵與上市公司 股票錯誤定價

徐壽福 鄧鳴茂

一、引 言

在非有效的資本市場中，股票價格時常會偏離公司內在價值，產生錯誤定價。股票錯誤定價作為資產定價的異象之一，受到國內外學者的廣泛關注。行為金融學家們認為，一切無法被風險解釋的超額收益都來自于錯誤定價，并為此提出了許多證據。例如，Stambaugh 和Yuan(2017)提出了包含錯誤定價因子的四因素模型，認為該模型比FF 三因素模型和五因素模型具有對市場異象更強的解釋能力。Walksh?usl(2016)發現FF 五因素模型無法解釋Hirshleifer 和Jiang(2010)提出的系統錯誤定價因子(UMO，undervalued minus overvalued)。對于股票錯誤定價的產生原因，行為金融理論也提出了多種解釋。一方面，投資者的非理性及其行為偏差是產生錯誤定價的重要原因之一(Nadler 等，2018；胡昌生和池陽春，2013)，另一方面，金融市場的不完備會加劇投資者的決策偏差和非理性行為，從而導致股票錯誤定價，如信息不對稱(Zhang，2006；Nanda 和Narayanan，1999)和以賣空限制為代表的交易機制不完善(Miller，1977；Scheinkman 和Xiong，2003；李科等，2014；吳衛星等，2006)等。

盡管文獻提供了大量證據表明公司外部的市場因素會導致股票錯誤定價，但對公司內部因素的影響未給予足夠的重視。Pantzalis 和Park(2014)的研究開創性地從公司內部角度探討了錯誤定價的產生，發現錯誤定價與公司內部的代理成本顯著正相關，并且偏離最優水平的股權激勵會加劇代理成本對股票錯誤定價的影響。因此，股票錯誤定價并非只導源于市場因素，也可能是公司內部利益沖突和激勵問題導致的結果。Pantzalis 和Park(2014)的研究為我們提供了獨特的視角，然而基于美國市場的研究結論是否適用于中國仍未可知。中國市場作為新興資本市場的典型代表，市場完善程度和定價效率遠低于成熟市場，因而股票錯誤定價異象尤為常見，中國資本市場中公司內部代理問題是否會導致股票錯誤定價仍需要進一步檢驗。同時，Pantzalis 和Park(2014)的研究也未進一步深入考察契約要素對股權激勵效應的影響。因此，區別于已有研究主要從外部因素考察股票錯誤定價的產生原因，本文從上市公司內部視角，探討在內部利益協調中處于核心位置的管理層股權激勵對股票錯誤定價的實際影響及經濟機制，并進一步考察契約要素對股權激勵與錯誤定價關系的影響，這能夠豐富從內部視角探討股票錯誤定價成因的研究。

另外，從實踐層面看，本文的研究不僅能夠為客觀評價我國上市公司股權激勵制度的效果提供基于市場效率的新證據，而且能為我國上市公司市值管理實踐提供重要啟示。股改后市值管理逐漸成為上市公司、股東、證券市場乃至經濟管理當局關注的焦點，管理層股權激勵是上市公司實施市值管理的重要工具之一，被上市公司廣泛使用。然而，在我國上市公司市值管理實踐中，上市公司借市值管理之名行“股價管理”之實的案例屢見不鮮。盡管股權激勵的初衷是促進管理層利益與上市公司及股東利益的協調一致，但也可能引發管理層的機會主義行為，成為代理問題的一部分(Bebchuk 和Fried，2003；Fama 和Jensen，1983)。由于高管股權激勵效率依賴于公司治理機制和地區治理環境水平，而且具體的機制對股權激勵效果的影響并不完全一致(劉寶華和羅宏，2017)，因此國內近年來許多文獻雖然從多個方面考察了我國上市公司的股權激勵效應，如企業創新(李丹蒙和萬華林，2017；劉寶華和王雷，2018)、股票崩盤(何孝星和葉展，2017)以及企業績效等(陳文強，2017)，但關于我國上市公司股權激勵的實施效果并未形成統一結論。那么我國上市公司市值管理過程中，股權激勵是否會成為管理層實施“股價管理”攫取私有收益的工具而加劇上市公司股票錯誤定價呢？本文的研究可以為上市公司市值管理實踐中股權激勵的真正作用提供經驗證據。

2005 年底《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》的頒布，標志著我國真正意義上的股權激勵制度的推出①早在20 世紀90 年代，我國企業在股權激勵方面就進行了多種方式的實踐和探索，但由于上市公司股權分置的存在以及與原《公司法》等法律法規存在沖突等，股權激勵作用的發揮受到了極大的限制。同時，相關的管理制度建設相對滯后，致使企業股權激勵實踐無章可循。自2005 年《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》頒布以后，一系列制度規范的出臺，為上市公司股權激勵提供了實施依據。另外，股權分置改革的實施和完成也為上市公司實施股權激勵提供了條件。因此，學術界一般認為，《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》的頒布標志著我國真正意義上的股權激勵制度的推出。。本文以我國2007—2015 年滬深A 股上市公司股權激勵事件作為研究對象，采用基于傾向得分匹配的雙重差分方法(DID-PSM)，首先考察管理層股權激勵對上市公司股票錯誤定價的影響，其次檢驗上市公司代理成本在股權激勵影響股票錯誤定價過程中的中介作用，以檢驗股權激勵影響股票錯誤定價的作用機制，最后從激勵強度、激勵標的物和行權(解鎖)業績條件等維度，分析契約要素對股權激勵效應的調節作用。研究發現:總體而言，股權激勵計劃的實施加劇了上市公司股票錯誤定價；進一步地，管理層代理成本在股權激勵影響股票錯誤定價的過程中發揮了顯著的部分中介作用，表明股權激勵影響股票錯誤定價的經濟機制之一是進一步惡化了上市公司管理層代理問題；最后，激勵強度、激勵標的物和激勵條件等契約要素對股權激勵效應存在調節作用。本文的研究結果表明，股權激勵對管理層代理問題的影響，是導致上市公司股票錯誤定價的重要內部原因之一。

本文對已有研究的發展主要有以下幾個方面:(1)已有研究主要從市場層面的公司外部因素探討股票錯誤定價的產生及其影響，較少從公司內部角度考察股票錯誤 定價的成因。國外雖有學者開始關注公司內部因素如代理成本等對錯誤定價的影響，但仍然缺乏系統完善的理論分析框架和充足的實證證據。同時，作為新興市場的典 型代表，我國股票市場錯誤定價現象更為普遍，國內相關研究尚未從公司內部角度 考察錯誤定價的形成及其影響。本文以股權激勵為突破口，很自然地將錯誤定價成因的研究延伸到公司內部治理機制，考察公司內部因素對股票錯誤定價的影響，補充 了已有關于股票錯誤定價成因的研究文獻。(2)已有管理層股權激勵效應的研究并未 形成一致結論，并且著重從公司業績(績效或價值)、公司決策行為等方面探討股權 激勵的影響，鮮有來自市場效率維度的相關實證證據。本文從股票錯誤定價角度考察股權激勵效應，拓展了關于股權激勵經濟后果的研究視角，提供了基于上市公司股價表現的新證據。(3)已有文獻多將股權激勵作為一個整體來考察，盡管股權激勵契約要素設計對股權激勵效應的影響已逐步受到關注，但相應的證據仍不夠充分。本文從激勵強度、激勵標的物和行權(解鎖)業績條件等維度，進一步檢驗了激勵契約要素對股權激勵效應的調節作用，為我國上市公司優化和科學實施股權激勵計劃提供了相應 依據。

二、理論分析與研究假說

（一）股權激勵對股票錯誤定價的影響

股權激勵通過授予股權促使被激勵者與公司利益共享、風險共擔，綁定管理層與股東的利益，從而形成對管理層的有效激勵。許多有關股權激勵的研究和實踐均表明，股權激勵是有效緩解管理層與股東利益沖突的“金手銬”，能夠促進管理層與股東利益一致，繼而提高公司價值，形成利益協同效應(Jensen 和Meckling，1976)。然而，另一些學者提出，股權激勵也可能是管理層實施機會主義行為的“金手套”。在不完善的公司治理結構下，管理層實質上成為了其薪酬制定的控制者，使得旨在降低代理成本的股權激勵機制成為了管理層尋租的工具，從而產生塹壕效應(Bebchuk 和Fried，2003)。股權激勵不僅改變了管理層的薪酬結構，強化了管理層利益與股票價格之間的關聯性，同時也會改變管理層的風險偏好，影響管理層的動機和行為，繼而會對上市公司估值產生重要影響。

一方面，合理的股權激勵措施通過將管理層利益與股東利益有效綁定，真正發揮公司治理作用，促使管理層注重股東和企業長期利益以及公司內在價值增長，并促進管理層采用各種政策實現上市公司股票價格或市場價值與公司內在價值的內在統一。比如，合理的股權激勵通過提高信息披露質量來降低信息不對稱程度，從而抑制股票錯誤定價(Nagar 等，2003；高敬忠和周曉蘇，2013)。

但另一方面，股權激勵客觀上增強了管理層財富對股票價格的敏感性，可能促使管理層實施以公司長期利益為代價的短期主義行為來推高短期股價，最終實現管理層自身利益的最大化(Bebchuk 和Fried，2010)。股票價格通過加總外部分散的投資者的信息，為公司和其他利益相關者提供了從會計數據等其他渠道無法替代的對管理層績效的度量(Strobl，2014)，進而使得股票價格被看作是評價管理層能力的重要參考。特別是在股權分置改革之后，市值管理在我國資本市場上逐漸盛行，市值成為上市公司、股東、證券市場甚至監管部門關注的重要焦點。在此背景下，管理層有動機實施有利于維護甚至抬高股價的決策和行為以迎合考核需求或避免卸職。當股權激勵導致管理層與股東利益產生沖突并成為代理問題的一部分時，短視的管理者會利用各種投融資政策以迎合投資者非理性導致的股票錯誤定價，上市公司股權激勵計劃的實施則會強化管理層的迎合動機(徐壽福，2017)。

綜上所述，股權激勵對股票錯誤定價的影響，取決于其是公司治理的有效手段還是管理層實施機會主義的工具。因此基于以上分析，本文提出以下待檢驗的競爭性研究假說。

H1a:上市公司股票錯誤定價與管理層股權激勵呈負相關關系；

H1b:上市公司股票錯誤定價與管理層股權激勵呈正相關關系。

（二）代理問題在股權激勵影響股票錯誤定價中的作用

現代企業中所有權與控制權的分離是產生管理層代理問題的根源，即使在我國上市公司股權集中度較高的背景下，管理層與股東之間的第一類代理沖突仍然是企業主要的代理問題之一。緩解股東與管理層之間的代理沖突是理論上上市公司實施股權激勵的初衷，而對管理層代理沖突的緩解和加劇則是實踐中實施股權激勵的可能結果。盡管股權激勵對股票錯誤定價的影響存在復雜的傳導過程和多種可能路徑，但管理層代理問題和代理成本的存在會影響管理層的行為動機，從而在股權激勵影響股票錯誤定價的過程中扮演重要角色。

資本市場本質上是個信息市場，股票價格匯集和傳遞了來源不同的各種信息。投資者賴以估值的信息質量較差，或者缺乏獲得高質量信息的渠道，可能加劇投資者之間的意見分歧，也可能導致投資者產生盲目跟風行為，抑或致使投資者的投資決策受制于市場流言、媒體消息等信息渠道。首先，信息傳遞渠道不暢致使投資者獲得的信息有差異，加大了對股票未來收益預期的差異，導致股票價格對真實價值的偏離(陳國進等，2009)。較好的信息披露則有助于降低資本市場的估值偏誤(徐壽福和徐龍炳，2015)。其次，信息質量也會通過作用于投資者的認知，影響股票價格對其基本價值的反映。Cornell 等(2017)發現高質量的會計信息能夠減輕與情緒相關的股票錯誤定價。由于會計收益信息是投資者賴以估值的最重要信息，因而管理層的盈余管理行為會導致股票錯誤定價(Xie，2011)。

上市公司內部代理問題的存在，往往會誘發管理層操縱信息披露或進行盈余管理等，從而降低公司信息透明度和股價信息含量，加劇股票錯誤定價。Pantzalis 和Park(2014)提供了代理沖突影響股票錯誤定價的直接證據，發現股票錯誤定價與代理成本顯著正相關。股權激勵通過對管理層代理問題的緩解或加劇會改變管理層的決策動機，影響管理層盈余管理行為和上市公司信息披露政策，最終會影響上市公司股票錯誤定價。由此可見，從根本上說，股權激勵對股票錯誤定價的影響是通過其對管理層代理沖突的影響發生作用，其影響性質最終取決于股權激勵是改善公司治理、降低代理成本的手段，還是淪落為管理層機會主義的工具。因此，基于以上分析，本文提出以下研究假說。

H2:管理層代理沖突在股權激勵影響股票錯誤定價的過程中發揮中介作用。

（三）契約要素對股權激勵與股票錯誤定價關系的調節作用

股權激勵究竟產生何種效應在很大程度上會受到股權激勵計劃契約要素的影響。呂長江等(2009)認為，我國有些上市公司管理層權力過大，會影響董事會對股權激勵方案的制定，導致行權規模、激勵對象、激勵條件、激勵有效期等變量設置的激勵效果不足，使股權激勵成為公司實施機會主義行為的載體，產生非激勵目的的股權激勵方案。因此，股權激勵契約要素存在差異，會導致股權激勵對股票錯誤定價產生不同 影響。

首先，激勵強度將會影響股權激勵效應，繼而影響股權激勵與股票錯誤定價的關系。依據最優契約理論，激勵強度的增加能夠促使激勵對象與股東利益更加趨同，從而有助于降低管理層機會主義傾向，因此較低的激勵強度無法發揮股權激勵的公司治理效應。然而，依據管理層權力論，由于不完善的公司治理結構，隨著激勵強度的進一步增加，管理層反而成為其薪酬制定的實際控制人，導致股權激勵淪為其機會主義行為的工具。

其次，股權激勵標的物的選擇會對股權激勵效應產生重要影響。已有許多研究認為，相對限制性股票而言，包含股票期權的股權激勵更容易引發管理層的機會主義行為。一是股票期權帶來的收益將遠遠超過股票價格的升水，股票期權損失有限的特征可能會促使管理層在公司決策過程中愿意冒更大的風險，如進行盈余管理(Bergstresser 和Philippon，2006)等。二是限制性股票的線性回報方式將會有效地抑制管理層的逆向選擇行為(Pantzalis 和Park，2014)，從而是相對更為有效的治理機制。

最后，股票期權的行權業績條件或限制性股票的解鎖業績條件也會對股權激勵效應產生重要影響。激勵性是股票激勵方案合理性的重要表現，而績效條件是其激勵性得以體現的關鍵要素(徐寧和徐向藝，2010)。行權(解鎖)業績條件是衡量激勵對象是否可以行權或解鎖的標準，有研究認為，業績條件越嚴格，激勵對象通過行權(解鎖)實現最終收益的難度越高，股權激勵的激勵作用就越強。反之，業績條件越容易達到，則激勵對象行權(解鎖)的難度越低，股權激勵的激勵作用就越弱，并且還可能致使股權激勵成為激勵對象的“福利”。特別是，如果行權(解鎖)業績條件設置過低，導致激勵對象的收益完全由股價波動來決定，那么激勵對象就有動力通過操縱激勵有效期內的股價來獲得超額收益，比如高管可能會選擇加速披露利好消息，延遲披露利空消息等來操縱股價(呂長江等，2009)。但也有研究認為，過于關注短期業績的薪酬激勵反而可能導致管理層機會主義(Bebchuk 和Fried，2010)，例如業績型股權激勵的行權業績考核促使管理層面臨交付短期會計業績的壓力，繼而會放棄增加研發投入，最終抑制企業創新(劉寶華和王雷，2018)。

綜上所述，激勵強度、激勵標的物和行權(解鎖)業績條件等契約要素將對股權激勵效應產生重要影響，進而表現為契約要素設計不同的股權激勵會對股票錯誤定價產生差異化影響。由此，本文進一步提出以下研究假說。

H3:股權激勵對股票錯誤定價的影響會受到股權激勵計劃契約要素的調節。

三、實證研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取我國2007—2015 年滬深股市所有上市公司作為研究樣本，并做如下篩選:(1)剔除金融類行業樣本；(2)剔除樣本期間的ST 樣本；(3)剔除同時發行A 股和B 股、H 股及其他外資股的樣本；(4)剔除所有樣本公司股改前的觀測值，以避免股權分置改革的系統性影響；(5)剔除存在數據缺失的樣本。

Chourou 等(2008)、呂長江等(2011)研究發現，上市公司選擇股權激勵會受到制度背景、公司治理和公司特征等因素的影響，因此上市公司實施股權激勵計劃并非隨機事件，股權激勵樣本也不是隨機樣本。對非隨機樣本進行直接比較和回歸分析就會產生樣本選擇偏差，導致估計結果有偏。為較好地處理樣本選擇偏差，本文借鑒Fang 等(2015)和Lian 等(2011)的做法，采用傾向得分匹配方法為實施過股權激勵的公司尋找控制組樣本。

首先，本文以樣本期間上述經篩選過的樣本中公告過股權激勵方案的公司作為處理組公司①與許多研究以實際實施股權激勵的上市公司為處理組樣本不同，本文認為選擇以公告過股權激勵方案的上市公司作為處理組樣本更為合理。原因在于，盡管方案公告之后部分上市公司由于宏觀經濟形勢和公司經營狀況發生改變而終止股權激勵計劃，但在公布股權激勵方案時，這些上市公司實施股權激勵的意愿是肯定的。同時，將這部分樣本作為處理組樣本，確?？刂平M樣本是完全沒有推出過股權激勵計劃的上市公司，從而保證傾向得分匹配的合理性。，對于實施過多次股權激勵計劃的公司，為避免多次股權激勵計劃的交互影響，本文僅以該公司第一次股權激勵計劃為研究對象。最終本文得到519 家符合要求的股權激勵計劃樣本。

其次，本文采用logit 模型估計每家上市公司實施股權激勵計劃的條件概率值，作為樣本匹配的傾向得分值，模型如下:

模型中Y 為公司是否宣告實施股權激勵計劃的虛擬變量，當公司宣告實施股權激勵計劃時取值1，否則取值0；X 為上年末一系列影響公司是否實施股權激勵計劃的變量。參考呂長江等(2011)等已有文獻，本文選擇的X 包括公司規模、財務杠桿、盈利能力、上市年限、成長性、產權性質、股權集中度、董事會規模、兩職合一、獨立董事占比、管理層持股比例和管理層薪酬等反映公司特征、股權結構和治理特征的一系列變量，另外我們還控制了年度和行業的影響②本文依據2001 年中國證監會公布的《上市公司行業分類指引》，首先按照行業一級代碼進行行業分類，然后對制造業按照二級代碼進行進一步分類，最后共得到21 個行業類別。。通過回歸模型(1)獲得的上市公司實施股權激勵計劃的條件概率預測值，即為樣本公司傾向得分值。為獲得進行得分傾向匹配的傾向得分值，本文采用全樣本年度數據構建logit 回歸樣本，并借鑒Heyman 等(2007)的逐年匹配方法，以確保處理組公司與控制組公司事件發生時間的一致性。最終，本文獲得14141 個公司-年度觀測值。

再次，本文根據各樣本公司的傾向得分值，采用最近鄰匹配法為每家處理組公司匹配一家控制組樣本。在完成匹配后，本文根據傾向得分匹配的“共同支持假設”和“獨立性假設”進行匹配有效性檢驗。

最后，為檢驗股權激勵計劃對市場估值的影響，本文采用季度數據構建雙重差分模型回歸樣本，在匹配前共獲得50304 個公司-季度觀測值，完成傾向得分匹配后獲得24462 個公司-季度觀測值。需要說明的是，考慮到中國股市作為典型的新興市場，具有散戶交易比率過重和換手率過高等特征，整個市場經常出現暴漲或猛跌的現象，如果以年為周期來考察，過長的檢驗區間有可能抹殺中國股票收益的真實特性，因此本文借鑒游家興和吳靜(2012)的做法，以季度作為檢驗周期①需要說明的是，本文雖以季度為檢驗周期，但限于部分數據的可得性，部分變量只能以年度數據進行替代。。

本文的股權激勵計劃數據來源于WIND 資訊數據庫，通過手工搜集核對和完善了股權激勵行權(解鎖)業績條件、激勵計劃實施進度等數據，其余財務數據、股票價格數據及公司治理數據均來源于CSMAR 數據庫。

（二）股票錯誤定價的度量

本文借鑒Pantzalis 和Park(2014)、游家興和吳靜(2012)、Alzahrani 和Rao(2014)的做法，采用Rhodes-Kropf 等(2005)提出的市賬比分解方法，構建度量上市公司股票錯誤定價的變量Mis。首先，將公司市值賬面比(M/B)做以下分解:

式中m、v 和b 分別是公司市場價值M、基礎價值V 和賬面價值B 的自然對數。顯然，假定在公司內在價值能夠被觀測且被完美地度量的情形下，如果市場能夠完美地預期公司未來的成長機會、折現率和現金流，那么M/B 就不存在任何的定價偏誤，mv 總是等于0，v-b 總是與ln(M/B)一致。然而市場總是會在折現現金流的估計過程中犯錯(Rhodes-Kropf 等，2005)，或是并不能擁有經理人所擁有的公司內部的全部信息，m-v 將可以體現ln(M/B)的錯誤定價成分。

為估計公司t 時期的基礎價值v，Rhodes-Kropf 等(2005)構建了以下回歸模型:

式中 itM 為公司i 在t 期末的市場價值；B 為公司凈資產賬面價值；( )itNI+是公司i在t 期的凈利潤絕對值；(0)I＜是公司凈利潤為負時的示性函數，當公司t 期凈利潤為負時取值1，否則取值0；LEV 為公司總負債率。通過對式(3)進行分行業分季度回歸獲得系數 0{αjt，1αjt，2αjt，3αjt，4}αjt，然后對同行業各期的回歸系數進行平均獲得各行業的估計式，將公司各期的數據代入所屬行業的估計式，估計出各公司各期的長期基礎價值V。最后，計算公司股票錯誤定價:

需要說明的是，股票錯誤定價存在方向性，既可能是股價高估(overpricing)也可能是股價低估(underpricing)，如果采用 mit- vit的原始值度量股票錯誤定價，將會造成對股票錯誤定價經濟含義的誤讀。為此，本文借鑒Pantzalis 和Park(2014)、游家興和吳靜(2012)的做法，采用 mit- vit的絕對值來反映股票錯誤定價的絕對程度，Mis 值越大表明股票定價偏離其基礎價值的幅度越大。

（三）檢驗模型構建

為檢驗研究假設H1，本文構建如下雙重差分方法檢驗股權激勵計劃對股票錯誤定價的影響，模型如下:

式(5)中Treat 表征樣本公司是否屬于處理組，After 表征觀測值是否處于股權激勵計劃開始實施之后。根據雙重差分方法的構建原理和設計方法，控制組After 的設置與其相對應的處理組觀測值一致。本文選取兩個關鍵時間度量上市公司股權激勵計劃是否實施:一是上市公司股權激勵計劃草案或預案的公布日，當觀測值處于股權激勵計劃草案公布之后定義After1 取值為1，否則取值為0；二是上市公司向激勵對象授予激勵工具的首次授予日，當觀測值處于股權激勵首次授予日之后定義After2 取值為1，否則取值為0①股權激勵計劃的實施是一個比較復雜且漫長的過程，包括從薪酬委員會擬定股權激勵計劃草案、董事會形成決議、上報證監會等部門審核、召開股東大會審議、授予激勵工具至后續行權等一系列步驟。簡單地以任何一個時間點作為上市公司股權激勵計劃開始實施的依據均有失偏頗，因此本文選擇以股權激勵計劃草案公告日和首次授予日這兩個關鍵時間點作為判斷股權激勵計劃實施的依據，并且相互驗證，以確保研究結論的穩健性。關于股權激勵計劃草案公告日的選取依據是，首先，草案公告意味著上市公司股權激勵計劃得到了董事會的批準，并依照《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》的規定實施正常的披露，明確表明上市公司具有確定的實施股權激勵的意愿。其次，股權激勵計劃草案公告日是我們通過公開披露渠道能夠獲悉上市公司開始實施股權激勵計劃最早的時間。最后，股權激勵計劃草案的公布向所有利益相關者(包括上市公司管理層)傳遞了信息，必然會影響其動機和行為。因此，股權激勵計劃草案的公布作為上市公司開始實施股權激勵計劃的標志具備一定的合理性。然而，股權激勵計劃草案公布以后，上市公司管理層并未獲得任何激勵工具，首次授予日標志著管理層真正獲授了激勵工具這一看得著的“餡餅”，其行為動機和方式與獲授前可能存在差別。因此，本文也選擇首次授予日作為判斷股權激勵計劃實施的標志，與草案公告日相互印證。。系數β 度量了雙重差分效應，反映了股權激勵計劃的實施對股票錯誤定價的影響。參照Pantzalis 和Park(2014)、游家興和吳靜(2012)的做法，Control 為一系列公司特征、股權性質和結構以及治理特征等方面的控制變量。

為檢驗研究假設H2，本文借鑒溫忠麟等(2004)提出的中介效應檢驗程序，檢驗代理成本在股權激勵影響股票錯誤定價過程中的中介作用。在式(5)的基礎上，設置以下計量模型以構建中介效應檢驗程序:

根據中介檢驗程序，我們分別根據上述式(5)至式(7)中相關變量的系數推斷代理成本的中介作用。第一步，以式(5)中系數β 顯著性為前提，考慮中介效應的顯著性。第二步，估計式(6)和式(7)，如果系數γ 和θ 均顯著，表明中介效應顯著。在此基礎上，如果系數δ 不顯著，表明代理成本發揮了完全中介效應，否則發揮了部分中介效應。第三步，如果系數γ 和θ 至少有一個不顯著，則采用Sobel 檢驗判斷代理成本中介效應的顯著性。

為檢驗研究假設H3，本文構建以下計量模型，從激勵強度、激勵標的物類型和激勵條件三個維度，檢驗契約要素對股權激勵與股票錯誤定價關系的調節作用:

式(8)中Element 分別為股權激勵強度(Intensity)、激勵標的物類型(Option)和激勵條件(Condition)。首先，參照謝德仁和陳運森(2010)的做法，本文采用股權激勵計劃中期權、限制性股票、股票增值權等各種激勵方式的激勵總數占當時總股本的比例，來度量股權激勵計劃的激勵強度。本文按照樣本公司股權激勵比例的中位數進行分組，將股權激勵比例超過中位數的定義為高激勵強度樣本，將股權激勵比例低于中位數的定義為低激勵強度樣本①本文也采用另外標準定義股權激勵強度，將股權激勵比例高于65%分位數的定義為高激勵強度樣本，將股權激勵比例低于35%分位數的定義為低激勵樣本。采用新標準重新檢驗，結果沒有發生實質性變化。。當上市公司為高激勵強度樣本時Intensity 取值為1，否則取值為0。其次，當上市公司股權激勵過程中采用股票期權時，Option 取值為1，反之當上市公司股權激勵過程中采用限制性股票作為激勵標的物時，Option 取值為0②本文519 家樣本公司的股權激勵計劃中，激勵標的物的分布如下:采用限制性股票的236 家，占比45.47%；采用股票期權的218 家，占比42.00%；同時采用限制性股票和期權的54 家，占比10.40%；其余包含股票增值權的方案11 家，占比2.12%。單獨采用限制性股票或股票期權的股權激勵方案占絕大多數。因此，為更加清晰地比較不同激勵標的物的影響，表7 僅包括單獨采用限制性股票和股票期權的樣本。為穩健起見，本文也根據激勵標的物是否包含限制性股票將樣本劃分為兩組進行檢驗，結果未發生實質性變化。。再次，參照謝德仁和陳運森(2010)、劉寶華和王雷(2018)的做法，使用股權激勵計劃規定的第一個行權(解鎖)期的業績目標作為行權(解鎖)業績考核的替代指標，并使用股權激勵公司所處行業的業績中位數進行調整構建激勵條件Condition1 和Condition2，業績考核指標具體包括ROE 目標和凈利潤增長目標。系數2β 度量了契約要素對股權激勵效應的調節作用。

變量名稱、定義、計算方法及數據頻率如表1 所示。

表1 變量名稱、定義及計算方法

四、實證結果分析

（一）傾向得分匹配

為了保證匹配結果的有效性，本文首先采用多種模型設定對logit 模型進行回歸，結果如表2 所示。第(1)列僅考慮公司特征對股權激勵決策的影響，第(2)列僅考慮公司 產權性質和內部治理特征對股權激勵決策的影響，第(3)列僅考慮管理層個體特質對股權激勵決策的影響，第(4)列綜合考慮公司特征、產權性質、內部治理特征以及管理層個體特質對股權激勵決策的影響，第(5)列在第(4)列的基礎上控制了年度和行業的影響。由表2 中的回歸結果可以看出，公司基本特征、內部治理和管理層個體特質均會對上市公司是否實施股權激勵計劃產生顯著影響，充分說明了股權激勵計劃實施的非隨機性和采用傾向得分匹配方法的必要性。參考Fang 等(2015)和Lian(2011)，第(5)列的AUC 值和Pseudo R2均高于其他模型，因此本文最終采用第(5)列來計算傾向得分值。 傾向得分匹配完成后，本文進一步檢驗了匹配結果是否滿足“共同支持假設”和“獨立性假設”(檢驗結果備索)。未列示的傾向得分概率分布圖顯示，匹配前處理組和控制組的傾向得分的概率分布存在顯著差異，而匹配后兩組樣本的傾向得分概率差異大幅降低并明顯趨同，從而表明匹配過程有效修正了兩組樣本的傾向得分概率分布，滿足了“共同支持假設”。未列出的平衡性檢驗結果中，t 檢驗顯示匹配后各變量在兩組樣本間不存在顯著差異，標準化的偏差絕對值除個別變量外均小于5%，表明匹配結果滿足“獨立性假設”。“共同支持假設”和“獨立性假設”檢驗的結果表明，本文的傾向得分匹配效果良好。

表2 logit模型回歸結果匯總

（二）描述性統計

表3 給出了匹配前后樣本的描述性統計，并進行了統計檢驗。Mis 的均值和中位數在匹配前分別為0.415 和0.357，在匹配后則分別為0.423 和0.367，說明我國上市公司股價整體上存在錯誤定價。均值檢驗的結果顯示，匹配后的樣本股票錯誤定價程度高于匹配前樣本。其余反映公司特征和治理狀況的變量，在匹配前后均存在顯著差異，這也在一定程度上說明了實施傾向得分匹配的必要性。同時，在匹配后的樣本中，通過觀察所有變量的分布可以看出，各變量在樣本公司間差異較大，有些變量還會存在極端值。因此，為避免異常值對回歸結果的影響，本文對連續變量按1%的標準進行了雙側縮尾處理。

表3 變量描述性統計

（三）單變量檢驗

本文首先通過單變量檢驗比較處理組公司和控制組公司的股票錯誤定價差異狀況，檢驗結果如表4 所示。首先，處理組公司Mis 的均值為0.421，與控制組公司Mis的均值0.419 并無顯著差異。其次，按照股權激勵方案宣告時間定義事件前后，事件前處理組公司的股票錯誤定價水平顯著低于控制組公司，而事件后處理組公司的股票錯誤定價Mis 的均值由0.397 上升至0.446，并顯著高于控制組公司。再次，按照股權激勵第一次實施時間定義事件前后，事件前處理組和控制組公司間股票錯誤定價Mis 的差異僅在10%的水平上顯著，但事件后處理組公司Mis 的均值顯著高于控制組。表4的結果顯示，事件前處理組公司和控制組公司的股票錯誤定價存在顯著差異，處理組公司錯誤定價程度在事件前顯著低于控制組公司，而事件后又顯著高于控制組公司。這表明，處理組公司和控制組公司股票錯誤定價的差異可能源于股權激勵計劃的實施。當然，二者是否存在因果關系，有待進一步的回歸分析。

表4 單變量比較結果

（四）多元回歸分析

我們采用式(5)所示的雙重差分模型檢驗本文的研究假設H1。為控制異方差和序列相關問題，本文對所有估計中的標準誤在公司層面上進行了聚類處理。我們首先在控制行業和時間影響的基礎上，采用OLS 模型進行檢驗，結果如表5 中第(1)、(2)列所示。第(1)、(2)列中Treat×After 的系數均顯著為正，表明股權激勵計劃的實施加劇了上市公司股票錯誤定價。為避免模型中可能遺漏不受時間變化的公司特征或管理層特質等因素所導致的內生性問題，在F 檢驗和Hausman 檢驗的基礎上，本文進一步選擇面板數據固定效應模型再次進行檢驗。表5 第(3)、(4)列中交互項系數均顯著為正，表明在控制了公司固定效應后，仍然有較強的證據表明，上市公司股票錯誤定價與股權激勵計劃的實施呈現顯著的正相關關系，股權激勵加劇了上市公司股票錯誤定價。以第(4)列為例，Treat×After 的系數為0.043，表明平均而言相比于對應的控制組樣本，處理組樣本在股權激勵計劃實施后的股票錯誤定價水平提升了0.043，超過樣本均值的10%，具有較大的經濟意義。總體而言，表5的結果為研究假設H1b提供了較強的支持。 這一結果表明，我國上市公司股權激勵計劃的實施可能并沒有緩解管理層代理問題、降低管理層代理成本，反而由于進一步增加了管理層切身利益與股票價格的關聯度，可能會誘發管理層采用選擇性披露、盈余管理等手段實現自身利益最大化，從而加劇管理層與股東之間的利益沖突，增加管理層代理成本?；谧岳麆訖C被強化的基礎上的管理層機會主義行為，會加劇上市公司內外部信息不對稱程度，甚至向外部投資者傳遞有關公司價值的錯誤信息，強化了外部投資者的決策偏差和非理性傾向，最終加劇股票錯誤定價。因此，表5 的結果表明，股權激勵計劃的實施是加劇上市公司股票錯誤定價的重要因素之一。并且，從提升市場定價效率的角度來看，至少沒有證據表明我國上市公司股權激勵計劃的實施發揮了有效的治理功能。

表5 股權激勵計劃對股票錯誤定價的影響檢驗

續表5

表5 的結果是檢驗代理成本中介效應的前提條件，本文在表5 結果的基礎上利用式(6)和式(7)檢驗代理成本的中介效應，結果如表6 所示。表中第(1)、(3)列以AcIndex 為被解釋變量，Treat×After 的系數均顯著為正，表明相對于控制組公司，處理組公司在股權激勵計劃實施后代理成本變得更高，即代理成本與股權激勵的實施呈正相關關系，意味著上市公司股權激勵計劃的實施加劇了管理層代理問題，產生了塹壕效應。第(2)、(4)列以Mis 為被解釋變量，AcIndex 的系數顯著為正，表明上市公司股票錯誤定價與管理層代理成本顯著正相關，說明以代理成本表征的管理層代理沖突越嚴重，上市公司股票錯誤定價程度越高。進一步地分別結合第(1)、(3)列中Treat×After的系數，我們可以推斷代理成本在股權激勵影響股票錯誤定價的過程中發揮了顯著的中介效應。同時，第(2)、(4)列中Treat×After 的系數也顯著為正，表明在控制了代理成本后，股票錯誤定價仍然與股權激勵計劃的實施呈正相關關系。換言之，股權激勵對股票錯誤定價的加劇并非完全通過提升管理層代理成本而實現，從而表明代理成本在股權激勵影響股票錯誤定價的過程中發揮了部分中介效應。第(5)至(8)列以lnAcIndex為中介變量，重新檢驗代理成本的中介效應，在10%的水平上支持了代理成本在股權激勵影響股票錯誤定價的過程中發揮了顯著的部分中介效應①由于本文的基準模型是面板數據固定效應模型，不同于中介效應檢驗程序所采用的混合效應模型，無法進行Sobel 檢驗，因此本文也采用混合效應模型重新檢驗了代理成本的中介效應，并進行了Sobel 檢驗。事實上，按照正文所述的中介效應程序，表6 中模型(1)、模型(3)、模型(5)和模型(7)中AcIndex 和lnAcIndex 的系數均顯著為正，同時模型(2)、模型(4)、模型(6)和模型(8)中Treat×After 的系數也顯著為正，已經證明了代理成本中介效應的存在，因此并不影響本文的推斷。。綜上，表6 的結果支持了研究假設H2，表明股權激勵計劃的實施增加了代理成本、加劇了管理層代理沖突，

是其加劇上市公司股票錯誤定價的重要機制之一。

表6 代理成本的中介效應檢驗結果

我們采用式(8)考察契約要素對股權激勵與股票錯誤定價關系的調節作用，以檢驗研究假設H3，結果如表7 所示。契約要素的設計不僅體現了股權激勵計劃的異質性，也能反映股權激勵計劃的性質。契約要素決定了股權激勵計劃更具有“激勵型”還是更具有“福利型”， “激勵型”的股權激勵理應不會加劇股票錯誤定價，甚至能夠遏制股票錯誤定價；反之，“福利型”的股權激勵不僅不能遏制股票錯誤定價，反而可能會加劇股票錯誤定價。因此，分析契約要素設計不同的股權激勵計劃對股票錯誤定價的差異化影響，從邏輯上也能夠進一步支持和深化研究假設H1b。

表7 第(1)、(4)列檢驗了激勵強度的調節作用。第(1)列中Intensity×Treat×After 的系數雖然為負但不顯著，第(4)列中Intensity×Treat×After 的系數顯著為負，表明激勵強度削弱了股權激勵對加劇股票錯誤定價的影響，即股權激勵對股票錯誤定價的負面影響在低激勵強度樣本中更為顯著。《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》規定:“上市公司全部有效的股權激勵計劃所涉及的標的股票總數累計不得超過公司股本總額的10%。非經股東大會特別決議批準，任何一名激勵對象通過全部有效的股權激勵計劃獲授的本公司股票累計不得超過公司股本總額的1%。”由此可見，我國上市公司股權激勵的總體激勵強度并不高，因股權激勵產生的增量權益難以從根本上改變管理層在上市公司內部的地位，這反而可能導致激勵強度不大成為我國上市公司股權激勵方案激勵不足的重要原因之一。在這種情形下，越低激勵強度的股權激勵越難以發揮治理作用，甚至越可能成為“福利型”激勵也就不難理解了。

第(2)、(5)列給出了股權激勵標的物調節股權激勵與股票錯誤定價關系的檢驗結果，兩列中Option×Treat×After 的系數在10%的水平上均顯著為正，表明采用股票期權作為激勵標的物的股權激勵計劃更可能加劇股票錯誤定價。該結果與股票期權會加劇管理層短視的觀點一致，表明當上市公司采用股票期權作為激勵標的物時，股權激勵難以發揮治理作用，反而會誘發管理層機會主義動機，通過影響上市公司信息披露政策和盈余管理行為促使投資者認知偏差和非理性傾向增強，最終加劇股票錯誤定價。

第(3)、(4)、(7)和(8)列是對激勵條件調節作用的檢驗結果。Condition1 是以經年度-行業中位數調整的ROE 指標作為激勵業績條件，Condition1×Treat×After 的系數為正但不顯著；Condition2 是以經年度-行業中位數調整的凈利潤增長率指標作為激勵業績條件，Condition2×Treat×After 的系數顯著為正，表明更強的行權(解鎖)業績加劇了股權激勵對股票錯誤定價的惡化作用。股權激勵中績效考核指標的設計取決于公司高管、董事會和控股股東之間的博弈，短期業績考核目標反而可能會誘發管理層的短期行為，如業績目標完成難度越大，企業創新投入和創新產出反而越低(劉寶華和王雷，2018)。中國上市公司股權激勵計劃中的業績條件絕大多數為短期業績目標，與ROE不同，利潤增長率作為相對指標其實現難度相對更高，因此導致Condition2 的調節效應比Condition1 更強。

表7 契約要素對股權激勵與股票錯誤定價關系的調節檢驗

（五）穩健性檢驗

本文從多個角度進行了穩健性檢驗，結果發現本文的研究結論非常穩健。

1. 由于Rhodes-Kropf 等(2005)采用式(3)估算公司基礎價值V 時未考慮公司未來投資機會或成長性的影響，可能導致公司基礎價值V 未反映對未來的預期，本文進一步修正式(3)如下:

式(9)中 itGR 為公司i 在t 時期的主營業務收入增長率，度量公司未來成長性。在采用式(9)獲得修正的公司基礎價值V2的基礎上，利用上述相同步驟獲得修正的股票錯誤定價Mis2。

2. 本文在基本分析中將終止股權激勵計劃的樣本視為處理組樣本，為消除股權激勵計劃中斷對結果的影響，本文剔除中止股權激勵計劃的樣本，僅采用完整實施股權計劃的樣本及其對照組樣本進行檢驗，實證結果僅在系數值上出現細小變化。

3. 本文在設定雙重差分模型時，將After 設定為股權激勵計劃實施之后取值為1，其余情形為0。理論上來說，股權激勵計劃實施有效期內管理層通過執行股票期權或獲得限制性股票，可以長期持有這些股票，因此股權激勵效應應該長期存在。但陳文強和賈生華(2015)研究發現我國股權激勵計劃持續的激勵效應僅可以維持3 至4 年，而我國大部分公司的股權激勵計劃有效期為5 年，因此將有效期之后的經濟后果歸因于股權激勵可能會影響本文的實證結論。為此，本文剔除處理組公司股權激勵計劃有效期結束之后的樣本重新檢驗，本文的研究結論依然成立。

4. 上市公司極端業績可能會對公司估值和股權激勵匹配結果產生影響，為消除極端業績的影響，本文參照張東旭等(2016)的做法，剔除了資產負債率大于1 且主營業務收入增長率大于1.5 的樣本，重新檢驗本文的研究假說，結果與前文基本一致。

5. 根據Shipman 等(2017)對于傾向得分匹配方法應用的討論，PSM 的選擇模型所用的變量應當和研究問題所用的多元回歸所用模型所用變量保持一致。因此，本文在上文檢驗模型中進一步加入了高管性別、平均年齡和平均教育水平等控制變量，檢驗結果除R2有所提高外并無其他實質性變化。

6. 匹配過程中控制組數量的選擇可能會對實證結果產生較大影響，因此本文采用最近鄰匹配方法為每個處理組樣本分別匹配了2 家和3 家控制組公司，重新構建回歸樣本檢驗本文結論。結果顯示，無論是1 對2 匹配，還是1 對3 匹配，采用新構建的樣本進行回歸分析的實證結果均支持本文的研究結論。

五、研究結論與啟示

2005 年《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》頒布以來，股權激勵計劃作為激勵機制的重要手段之一，越來越受到我國上市公司的青睞。股權激勵計劃的實施會影響上市公司內部管理層代理成本，繼而影響上市公司股票定價效率，然而鮮有研究給出明確的實證證據。以2007—2015 年我國滬深A 股上市公司為研究對象，本文采用基于傾向得分匹配的雙重差分方法，實證檢驗了股權激勵計劃的實施對我國上市公司股票錯誤定價的影響，進一步從股權激勵強度、激勵標的物的選擇和行權(解鎖)業績條件等維度，檢驗了激勵契約要素不同的股權激勵計劃所產生的差異化影響。本文研究發現:首先，從總體上而言，上市公司股票錯誤定價與股權激勵計劃的實施呈正相關關系，股權激勵加劇了股票錯誤定價。其次，代理成本在股權激勵影響股票錯誤定價的過程中發揮了部分中介效應，表明股權激勵加劇管理層代理問題是其惡化上市公司股票錯誤定價的重要機制之一。最后，從股權激勵契約要素的調節作用來看，契約要素設計不同的股權激勵計劃對股票錯誤定價會產生顯著不同的影響。股權激勵對股票錯誤定價的強化作用受到激勵強度、激勵標的物和業績條件的調節。這表明，我國上市公司當前實施的股權激勵計劃總體上而言并未表現出正面的治理效應，契約要素“福利”性質越強的股權激勵，越可能增加管理層代理成本繼而加劇股票錯誤定價。

本文的研究結論至少帶來兩點啟示:(1)股票定價效率不僅會影響到資本市場的資源配置效率，還會對實體經濟發展產生不可忽視的影響。錯誤定價水平作為衡量股票定價效率的重要指標之一，不僅跟公司外部的市場機制、投資者情緒等因素有關，也會受到上市公司內部代理沖突和治理機制的影響。正是基于這個原因，當上市公司利用股權激勵等措施實施市值管理時，無論是投資者還是監管者，都有必要對上市公司是否借市值管理之名行“股價管理”之實進行甄別，以防范上市公司市值管理過程中內部人的不合理做法，如采用股權激勵、回購等方式進行所謂的市值管理后再實施股票減持等掏空行為。同時，本文的研究也表明，監管部門在著力提升資本市場定價效率時，不僅需要通過制度設計和改革減少市場摩擦，降低信息不對稱，同時也應進一步督促上市公司提升公司治理水平，降低管理層機會主義傾向及其產生的管理層代理成本。(2)監管部門在審核上市公司股權激勵計劃方案時，應充分注重對激勵契約要素的論證和優化，確保股權激勵計劃發揮公司治理作用，最大限度地避免股權激勵計劃淪為管理層的福利工具。首先，股權激勵強度的設計，應充分結合管理層貨幣薪酬、公司內部治理約束條件和外部治理環境等方面的綜合影響，適度強化股權激勵強度以有效綁定管理層與股東利益，促使股權激勵發揮治理功能。其次，要科學設計股權激勵計劃中股票期權的授予流程和行權機制，如延長管理層行權所獲股票的持有期限等，遏制股票期權誘發管理層機會主義動機，削弱股權激勵計劃的“福利”性質。最后，應根據上市公司所處行業和自身特征設置科學合理的行權(解鎖)業績目標，抑制管理層的短視傾向和短期行為，通過科學的業績條件真正發揮股權激勵的治理功能。