企業經營者內部跟投的制度機理與激勵效應*
——來自中國房地產上市公司項目跟投的經驗證據

□虞曉芬 華玉昆

內容提要 經營者有效激勵是經濟學長期研究的熱點問題。本文針對近年來中國企業治理中出現的經營者內部跟投制度進行機理研究，發現與基于人力資本獲取剩余索取權的股票期權制或利潤分享制等傳統激勵制度相比，跟投制度有助于克服收益與風險不對等的契約缺陷，其作用機理在于經營者事前投入物質資本作“抵押”承擔經營風險，可增進經營者組織承諾和損失厭惡性，驅動經營者實現自我激勵與約束的雙重治理目標，并由此降低顯性和隱性代理成本。基于中國房地產上市公司項目跟投的實證檢驗發現：內部跟投制度能降低顯性代理成本、提升經營業績和降低經營風險，但激勵效應總體上呈動態遞減且偏向于短期激勵目標。結論啟示是，經營者剩余索取權激勵由純粹基于人力資本轉變為經營者事前追加物質資本投入的復合激勵契約安排是現代企業人力資本產權激勵制度創新的重要路徑，但長期激勵目標離不開持續的制度供給。

一、引言

自貝利和米恩斯提出企業所有權與控制權分離問題以來（Berle & Means，1932），在以“兩權分離”為基本特征的現代企業中，經營者激勵問題引發了委托代理理論研究熱潮，以詹森和麥克林為代表的代理理論學派致力于降低代理成本的研究結論表明（Jensen & Meckling，1976），讓代理人（經營者）參與企業剩余分享，使其獲得部分剩余索取權，擁有類似“兩權合一”的“古典經營者”企業產權，是激活代理人自我激勵動機、有效破解代理問題的重要方式（Mirrlees，1976；Holmstrom & Milgrom，1987）。委托代理理論關于經營者產權激勵有助于解決代理問題的思路對現代企業經營者激勵機制創新實踐提供了重要啟示，籍此以職業經理人及其團隊參與企業剩余分享為標志的股票期權激勵形式和利潤分享制在現代企業中得以廣泛應用。但常見的股票期權激勵方式和利潤分享制使經營者事前“免費”獲得剩余索取權，經營者承擔的損失風險幾乎為零而收益潛力幾乎無限，存在嚴重的收益與風險不對等問題（Murphy，1999；馮怡恬和楊柳勇，2018）。

傳統的股票期權激勵方式和利潤分享制之所以存在收益與風險不對等的契約缺陷，其根本原因在于經營者“免費”獲得剩余索取權，其相應解決之道自然也就離不開對剩余索取權配置的定價考量（段文斌和袁帥，2004；李云飛和周宗放，2011）。從風險承擔能力的可置信角度看，由于人力資本與其所有者不可分離的產權特點使其不具有抵押功能，而物質資本因其所有者“跑得了和尚跑不了廟”，物質資本仍是現代企業參與者承擔經營風險的可置信保證（周其仁，1996；張維迎，1996）。因此，要求經營者跟隨企業所有者在事前共同投入物質資本“購買”（追加的）部分剩余索取權就成為改進傳統上“免費”配置剩余索取權激勵契約的必要選擇，本文稱之為經營者內部跟投制度。長期以來，盡管這種要求經營者在企業內部跟隨股東共同投資的思想早已在合伙制企業、私募股權基金公司中得以廣泛運用，其對經營者激勵與約束的雙重作用也在理論上與實務中得以反復證明（Sahlman，1990；鄭志剛等，2016），但在“兩權分離”為基本特征的現代企業中卻難得一見。

近年來，以萬科、碧桂園為代表的房地產行業領軍企業率先在項目開發運營過程中引入項目跟投制度，要求經理人及其團隊在事前投入一定的物質資本承擔經營風險的做法，為經營者內部跟投制度在現代企業中的運用提供了中國情景下的實踐樣本。據不完全統計，截止2017年12月，在百強上市房地產公司中已有近半實施了項目跟投制度（明源地產研究院，2018）。顯然，這些實踐樣例為研究企業經營者內部跟投制度的作用機理與激勵效應提供了難得的準自然實驗樣本。但遺憾的是，盡管項目跟投制度已在中國房地產企業實施多年，理論界卻并未對此引起重視，忽視了這一制度創新對破解現代企業“兩權分離”情形下委托代理問題所具有的重要理論意義和實踐價值。鑒于以上理解和分析，本文試圖在理論上闡明“免費”剩余索取權激勵契約存在效率損失而經營者出資“購買”剩余索取權（內部跟投）激勵契約具有激勵與約束雙重作用的制度機理，并以2013～2019年我國A股房地產上市公司為樣本進行實證檢驗，從而對現代企業基于剩余索取權分配的經營者內部跟投制度所具有的激勵效應提供經驗證據和制度建議。

二、機理分析與研究假設

（一）企業“免費”剩余索取權激勵機理

現代企業股票期權激勵和利潤分享制是傳統上“免費”配置剩余索取權的經營者激勵契約典型形式，它們的共同特點都是經營者在事前無須投入物質資本，事后可以按照事前規定的份額分享企業剩余（利潤）。對此，人力資本理論的解釋是，由于經營者擁有的人力資本是經營者個人長期投資于自身所積累的無形資本（Schultz，1961），當經營者將其人力資本投入企業時，實際上是一種對個人投資的再投資，理應獲得勞動報酬之外的投資回報（剩余分享）（薩伊，2009）。產權經濟學理論則認為，企業是人力資本所有者與物質資本所有者共同簽訂的特別市場合約（Cheung，1983；周其仁，1996），股東憑借其（物質）資本投入獲得剩余索取權，那么作為平等簽約主體的另一方，經營者同樣有權憑借其（人力）資本投入獲得相應剩余索取權。因此，在這個意義上，由企業所有者（股東）“免費”配置的剩余索取權實質上并非真的免費，而是由于經營者投入了無形的人力資本作為對價。但是，產權經濟學派同時又指出，人力資本與其所有者不可分離的產權特點，決定了人力資本不具有抵押功能而無法為其所有者提供承擔風險損失的責任擔保（Barzel，1977；周其仁，1996；張維迎，1996）。即是說，當企業剩余為正時，經營者參與剩余分享，而當企業經營失敗甚至面臨破產時（企業剩余為負），經營者完全可以全身而退帶走全部人力資本，企業損失只能以股東事前投入的物質資本來承擔。

因此，即便經營者以人力資本投入獲得“免費”剩余索取權有其合理性，但因人力資本的風險承擔能力不可置信而使經營者收益與風險明顯不對等，反而為“兩權分離”的現代企業經營者留下了足夠的機會主義空間。根據經典委托代理激勵契約模型（Holmstrom & Milgrom，1987），經營者（代理人）收益與企業剩余捆綁即：s（π）=μ+βπ，其中s（π）是經營者收益函數，μ是經營者固定薪酬，β是經營者剩余索取權比例，企業剩余（利潤）π同時取決于經營者的努力水平α和外生不確定性沖擊因子ε即：π=α+ε，（α≥0），其中ε服從正態分布即ε∶N（0，σ2）。此時，經營者與所有者的目標都是企業剩余（利潤）最大化，由此便統一了雙方的利益目標。但是，在這樣的契約安排下，由于企業剩余（利潤）變量服從正態分布而使其期望值永遠非負即E（π）=α≥0，決策值僅限于有和無、大和小的機會集而不存在損失問題，也就不存在經營者承擔損失的責任問題；再者，即使實際的企業剩余真的出現π＜0，由于經營者未能事前投入物質資本作為承擔經營風險損失的資產抵押，事后再要求經營者承擔損失責任的談判成本極其高昂，經營者甚至可以零成本地退出契約。因此，“免費”剩余索取權的經營者激勵契約足以保證經營者個人“只盈不虧”，很可能促使經營者的決策行為出現以下異化：一是預期分享剩余收益的邊際增量小于在職消費的邊際節約時，優先選擇在職消費最大化；二是預期分享剩余收益的邊際增量大于在職消費的邊際節約時，因為是“用別人的錢下的賭注”，“賭”贏參與剩余分享，而“賭”輸不必擔責，并且“賭局”越大，收益期望值還越高，因此過度冒險和規模擴張是其理性選擇；三是當企業經營失敗時，最優選擇是放棄努力，因為努力的增量成本是自己的，挽回的損失（收益）卻是股東的。

（二）企業經營者內部跟投激勵機理

以上關于“免費”剩余索取權激勵契約機理分析表明，盡管“免費”配置方式可以使經營者剩余索取權與剩余控制權最大程度地匹配，但僅僅是經營者“權（剩余控制權）”和“利（剩余索取權）”兩者的匹配，而非“責（風險承擔）”、“權”、“利”三者的對等（段文斌和袁帥，2004）。反之，當經營者跟隨企業所有者（股東）在事前共同投入物質資本為剩余索取權支付對價時，經營者投入的物質資本不但為追加的剩余索取權提供資產抵押，而且也為原本以人力本投入而“免費”獲得的剩余索取權同時提供了連帶擔保，此時任何機會主義行為帶來的損失都將無差別地由全部剩余索取權對應的收益和資產來承擔，這就使得經營者承擔風險的保證變得可以置信，經營者“責”、“權”、“利”三者的統一便具備了現實基礎，也就客觀上緩解了收益與風險不對等進而壓縮經營者機會主義空間。那么，經營者內部跟投制度是如何影響經營者行為與動機并由此實現激勵與約束雙重作用的呢？對此，組織行為學理論關于組織承諾與行為經濟學理論關于經濟個體損失厭惡性的相關研究結論提供了重要的理論解釋。

首先，根據組織承諾理論，企業組織成員具有三個維度的組織承諾，分別是情感承諾、持續承諾與規范承諾。情感承諾表現為對組織目標和價值觀的認同與接受，持續承諾表現為個體隨著對組織的投入增加而意識到沉沒成本，因而愿意留在組織中奮斗到底的信念，規范承諾表現為員工認同對待工作的一般道德標準，感到有責任留在組織中（Allen & Meyer，1990）。研究表明，具有高組織承諾的組織成員對股東的總體回報遠大于低組織承諾的組織成員（Whitener，2001；Jaramillo et al.，2005）。就經營者內部跟投制度而言，當企業經營者在事前向企業投入物質資本后，除了因此追加的剩余索取權份額會增強經營者歸屬感并由此增進情感承諾和規范承諾外，投入物質資本也將使經營者的沉沒成本增加而由此增大其對組織的持續承諾，最終強化經營者對組織的總體承諾度和心理所有權（Vandewalle et al.，1995；Jaramillo et al.，2005）。此時，由于經營者出資增加了其擁有的企業產權及相應責任，經營者是真正為自己的“一畝三分地”而努力，他不但更有動力節約開支（如在職消費）、避免浪費，而且更加“心甘情愿”甚至“樂此不疲”地付出努力，這樣，經營者努力的邊際成本便趨于下降（努力的負效用系數或痛苦指數降低），結果，“努力”在經營者心理上變得更“便宜”而使經營者向自己“購買”更多的“努力”（周其仁，2002）。

其次，根據損失厭惡理論，在正常的風險水平下，人們失去一件東西時的痛苦程度，要遠比得到這件東西所經歷的快樂程度更大（Kahneman &Tversky，1979）。實驗研究表明，同量損失帶來的負效用絕對值是同量收益正效用的2～2.5倍（Gintis，2009）。因此，當經濟個體以自己的財產參與企業風險機會時，面對收益時經濟個體因害怕損失而選擇“見好就收”，但當面對已經發生的損失時，卻表現出風險追求反而愿意選擇風險更大的機會，試圖奮力一搏以扳回已有損失（Tversky & Kahneman，1991）。就企業經營者內部跟投制度而言，損失厭惡理論提供的經濟含義是，當經營者跟隨企業所有者在事前投入物質資本獲得追加的剩余索取權，他將以自己的財產參與企業經營這場“賭局”，由于損失厭惡性，經營者將變得更害怕風險，傾向于風險相對較小的投資項目；而面對已經發生的損失時則表現為風險偏好，傾向于不接受已有損失，更愿意選擇不確定的機會“拼一把”，試圖挽回已有損失（于鴻君，2000）。因此，經營者內部跟投制度將通過所有權和分擔風險的責任保證而提高經營者組織承諾和風險厭惡程度，并由此降低經營者努力的邊際成本和過度冒險經營的風險偏好，最終在激勵和約束兩個方面發揮作用。

（三）企業經營者內部跟投激勵效應假設

綜上分析表明，企業經營者內部跟投激勵的制度邏輯高度趨同于“古典經營者”人力資本與物質資本“合二為一”的產權激勵機理。基于這個理解，本文推斷，實施經營者內部跟投制度后，收益與風險對等的產權激勵契約安排能夠減輕企業所有者與經營者“兩權分離”程度，緩解所有者與經營者之間委托代理問題，進而降低代理成本、提升績效。結合現有文獻中代理成本的分析范式（李世輝和雷新途，2008），現代企業所有者與經營者之間的委托代理成本除了包括易于被觀察到的代理成本（顯性），如代理人在職消費等，還包括難以被觀察到的代理成本（隱性），如代理人實際努力水平低于最優努力水平的產出損失，再譬如過度冒險經營行為等等，最終將反映在企業經營業績及其波動性的變化之上。據此，本文認為經營者內部跟投制度不但將促使經營者主動“節流”以降低在職消費水平等方面的顯性代理成本，而且有助于促使經營者積極“開源”增進經營業績的同時適度控制經營風險，降低與此對應的隱性代理成本，因而提出以下研究假設：

H1：當控制其他因素時，實施內部跟投制度可以激勵企業經營者降低顯性代理成本。

H2：當控制其他因素時，實施內部跟投制度可以激勵企業經營者提升經營業績。

H3：當控制其他因素時，實施內部跟投制度可以約束企業經營者過度冒險經營行為從而降低經營風險。

三、實證研究設計

（一）樣本選擇

經營者內部跟投制度首先以項目跟投的制度形式在中國房地產行業和少數互聯網企業中得以實踐。特別是2014年以來，以萬科和碧桂園為代表的房地產行業領軍企業率先在企業內部實施項目跟投制度，后逐步在眾多房地產企業中得以推廣應用。這種激勵制度的重要特征是：企業高管和負責房地產項目開發運營的職業經理人及其團隊為主體的經營者必須在事前投入一定的物質資本至房地產開發項目中，旨在于強制性地讓公司高管和自愿性地讓普通員工成為項目的特殊股東，推動其由單純勞動要素投入者轉變為人力資本和物質資本的共同投入者，從而實現職業經理人及其團隊以特殊的產權配置方式參與項目的利潤分享和風險共擔，并由此激勵經營者更加努力的同時約束其過度冒險經營行為。其理論邏輯與本文探究的企業經營者內部跟投制度機理高度吻合。因此，考慮實例樣本的代表性和數據可得性，本文選擇在中國A股市場上市的房地產公司為實證檢驗樣本。

（二）實證方法

鑒于房地產企業實施項目跟投制度的實施事件可能是一個自我選擇過程，公司績效和其他特征變量可能共同決定了項目跟投政策的實施決策而出現內生性問題。近年來，傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）能有效消除自選擇相關內生性問題的結論受到學界廣泛認可（Lian et al.，2011；何靖，2016），因此，本文選擇PSM方法以盡可能消除樣本自選擇效應。但是，通過PSM方法得到的匹配組樣本僅僅基于有限個可觀測變量的配對，無法完全剔除項目跟投實施前實施組與控制組樣本待檢驗的政策效應變量本來就存在的特定差異，也無法排除其他可觀測和不可觀測變量對政策效應變量的影響。考慮到雙重差分法（Difference in Difference，DID）可以有效剔除前定差異與時間維度其他影響因素的影響效應，因此，本文進一步采用雙重差分法（DID）以得到項目跟投政策實施的凈激勵效應。通過PSM+DID的實證方法，本文不但能夠基本消除樣本自選擇效應帶來的內生性問題、剔除樣本之間的事前政策效應變量個體異質性，同時還能夠剔除其他可觀測和不可觀測因素的影響，在理論上能夠得到對政策效應或事件沖擊結果的無偏估計。此外，為考察經營者內部跟投制度的動態激勵效應，本文是從時間維度動態變化的角度對實施第1期、連續實施2期和連續實施3期的樣本進行多期PSM后的平均處理效應（Average Treated Effect on the Treated，ATT）和DID檢驗。

（三）數據來源及相關變量

本文房地產上市公司是指在A股上市并在中國證監會2012年版《上市公司行業分類指引》中分類為“房地產業”的公司。其中，實施項目跟投政策的公司樣本通過巨潮資訊網、萬得（WIND）數據庫、百度互聯網搜索引擎和房地產上市公司官網以及上市公司年報中依據“跟投”、“共同投資”為關鍵詞搜索并確定。其他基礎數據，均來源于萬得（WIND）數據庫和國泰安（CSMAR）數據庫，當兩者不一致時，以年報為準。在數據取樣時，以2013－2019年為全樣本取樣窗口期（涉及移動平均計算的個別變量則前推相應年度）。對原始樣本進行篩選時，刪除ST類上市公司、B股上市公司、房地產中介公司的樣本數據，同時，剔除沒有住宅樓盤業務的房地產上市公司，共獲得113家A股房地產上市公司的791個樣本觀測值構成的面板數據。對所有連續變量在1%水平上進行了Winsor縮尾處理。數據的實證分析主要借助Stata16.0完成。

實證分析的相關變量分為四類，包括：政策實施變量、政策決議變量、政策效應變量和政策效應控制變量。（1）政策實施變量，即表征樣本公司是否實施項目跟投政策的變量（PCI）。（2）政策決議變量，即影響房地產公司實施項目跟投政策決議的變量。考慮到項目跟投制度的首次實施通常基于上一年的決策，本文以項目跟投（PCI）為被解釋變量（政策實施變量），以實施第1期的該變量和滯后一期的37個初始協變量構建Logit模型（限于篇幅，初始協變量未予列示），并使用后向循環回歸法逐個剔除對模型殘差平方和貢獻較小的滯后一期協變量。最終篩選出整體模型最優且在5%水平上顯著的6個對項目跟投政策實施決策起關鍵作用的政策決議變量分別是：時期（TIME）、總資產規模（TA）、董事會規模（BOARD）、營業利潤率（RBP）、員工薪酬占主營業務利潤的比重（REP）、流動資產周轉率（TR_LA）。（3）政策效應變量，即本文研究假設中對應的項目跟投政策實施后待考察的績效變量（也稱為結果變量）。本文結合項目跟投激勵的制度特點，借鑒以往研究的做法，采用以下三個政策效應變量：①借鑒李世輝和雷新途（2008）文獻的做法，以管理費用來刻畫“在職消費”影響的顯性代理成本，選取管理費用率（RAC）作為主要檢驗變量；②借鑒Lian et al.（2011）的做法，以股東收益率來刻畫經營者“努力水平”對應的經營業績，選取扣除非經常性損益后的凈資產收益率（ROE）作為主要檢驗變量；③借鑒Beaver et al.（1970）的做法，采用凈資產收益率相對過去3年移動平均值的波動水平代表的業績波動率來刻畫經營風險（RISK）。（4）政策效應控制變量，即影響項目跟投激勵效應的其他可觀測變量。本文參考Lian et al.（2011）等已有文獻中關于經營者股票期權激勵效應研究中常見的控制變量，引入包括公司個體特征變量、公司治理變量、公司其他績效變量、宏觀和中觀環境影響因素相關變量等。以上四類變量定義見表1。

表1 變量名稱及其定義

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2給出了初始樣本相關變量的描述性統計結果。其中，項目跟投這一政策實施變量的統計結果表明，中國房地產上市公司中實施項目跟投的樣本少于未實施樣本，使遠多于實施組樣本量的未實施組樣本可能為PSM方法匹配控制組樣本提供足夠的選擇空間。從樣本其他主要變量的統計結果來看，中國房地產上市公司總資產規模平均而言分布較為均勻，但經營績效偏差較大，其中表征顯性代理成本的管理費用率和期間費用率的標準差都超過平均值，且平均值超過中位數，說明有部分樣本公司的顯性代理成本過于偏高。同樣地，表征經營業績的標準偏差均超過平均值，其中加權平均凈資產收益率的平均值小于中位數，說明有相當部分房地產上市公司平均凈資產收益率偏低，經營業績差異較大。從以上變量的描述性統計結果來看，樣本總體中各樣本公司經營績效的差異較為明顯，這其中是否有來自于項目跟投激勵作用的影響，需要進一步實證檢驗。

表2 主要變量的描述性統計

（二）PSM匹配

首先，通過Logit后向循環回歸優選的政策決議變量構建的PSM模型計算出每個樣本的PS值（概率值）后，對每一家實施項目跟投政策的公司在全樣本中進行分期匹配并刪除未獲得匹配的樣本，獲得2013－2019年實施組與控制組的3期配對組樣本（配對組樣本是指實施組與控制組構成的混合樣本）。基于此配對數據，再對配對結果進行共同支撐假設檢驗和平行假設檢驗，結果表明，以上3期配對組樣本匹配效果良好。限于篇幅，本文以實施第3期的配對組樣本為例予以說明，其共同支撐假設檢驗結果顯示97%的實施組樣本觀測值得到匹配，且實施組與控制組兩者傾向得分值共同取值范圍達95.55%（實施組樣本與控制組樣本傾向得分值值域的交集占兩者并集的比例）；平行假設檢驗結果顯示，配對組樣本的協變量標準化偏差均小于10%（見圖1），表明匹配后的配對組樣本協變量對項目跟投的政策決議不再具有明顯的解釋力（R方由匹配前的0.253降至匹配后的0.004）。

圖1 匹配前后分組樣本協變量標準化偏差變化（實施第3期為例）

（三）ATT比較（k近鄰匹配）

為實施組找到配對的控制組樣本后，在理論上，可以認為兩組在實施項目跟投政策之前是無差異的、具有可比性的，那么實施組樣本實施項目跟投政策后的績效和控制組樣本在同一個時期績效的差異就可以解釋為只是項目跟投政策帶來的影響。為此，我們將匹配后的兩組樣本進行平均處理效應（ATT）檢驗，以驗證關于實施組樣本的績效好于控制組的假設，表3報告了三大假設檢驗的結果變量平均處理效應（ATT）及其動態變化。

從表3結果可知，平均而言，匹配后的實施組和控制組樣本的管理費用率RAC在實施第1期、實施第2期和實施第3期的ATT分別在10%、5%、10%的水平上顯著為負，表明實施組樣本管理費用率顯著低于控制組樣本，并且激勵效應在時間維度的動態變化中呈現出漸弱趨勢。凈資產收益率ROE在實施第1期、實施第2期和實施第3期的ATT值分別在10%、1%和5%的水平上顯著為正，表明實施組樣本的經營業績平均而言均好于控制組，并且激勵效應同樣在時間維度的動態變化中最后一期出現衰減現象。企業風險水平RISK在實施第1期、實施第2期和實施第3期的ATT值均為負值，說明風險水平相對控制組樣本要低，但只在實施第1期顯著為負，相應顯著性水平為10%，而在實施實施第2期和實施第3期均不再顯著，說明項目跟投制度在首次實施期間對風控發揮了顯著作用，但隨后作用趨弱。從表3的ATT檢驗結果來看，本文提出的研究假設H1、H2和H3均得以初步證實，即實施經營者內部跟投制度（項目跟投）有助于經營者降低代理成本、提升經營業績和降低經營風險，且激勵效應在時間維度上呈現動態遞減的特點。

表3 實施項目跟投激勵的績效變量ATT檢驗結果（PSM－k近鄰匹配）

雖然以上PSM匹配后對配對組樣本的ATT檢驗結果初步驗證了本文假設，但正如前文所述，由于PSM方法只是基于有限個可觀測變量的Logit回歸模型計算的傾向得分值匹配的控制組，雖然相當程度上減弱了傳統OLS回歸時存在的樣本自選擇偏誤問題，但并不能完全排除，這就使得實施組和控制組在準自然實驗之前仍然存在一定的差異，特別是對于待檢驗的政策效應變量而言，實施組可能在事前一定程度上好于或差于控制組，而政策效應變量的ATT值只是兩組樣本在某一個時間節點上的平均水平值之差，這一差值可能包含了兩組樣本在政策實施之前本來已存在的前定差異，這是其一。其二，即便完全剔除了兩者在政策效應變量上的前定差異，但通過PSM匹配后的兩組樣本，在政策實施期間的其他可觀測及不可觀測變量的影響水平也不可能完全一致（正如對PSM匹配效果進行平行假設檢驗的結果一般不可能出現協變量偏差完全為0），這就使得兩組樣本的政策實施變量之外的其他因素對兩者政策效應的影響水平不完全一致，導致ATT值可能還包含了其他因素產生的影響效應。因此，PSM匹配后的ATT檢驗結果仍需進一步通過剔除前定差異和其他因素的影響，以得到項目跟投政策實施的凈效應，為此，下文進一步進行DID檢驗。

（四）DID檢驗

參考已有研究（何靖，2016），以PSM篩選出的項目跟投實施組與控制組樣本數據構建面板，其中，實施組以虛擬變量TREATED=1表征，控制組以虛擬變量TREATED=0表征。同時，設置時間虛擬變量T，令實施項目跟投激勵政策及之后的年份T=1，未實施年份為T=0。為進一步檢驗假設H1、H2和H3并考慮時間動態變化，得出實施項目跟投政策產生激勵的凈效應，結合前文相關變量界定，本文設定DID回歸模型如下：

其中，Performanceit代指房地產企業i在第t期的績效表現，包含前述三個方面績效維度（政策效應變量），即顯性代理成本之在職消費，隱性代理成本之經營業績和風險水平。當在職消費水平越高時，說明企業經營者的顯性代理成本越大，而經營業績越差、經營風險水平越高時，則說明企業經營者的隱性代理成本越大。T1、T2和T3分別對應于房地產企業實施項目跟投政策第1期、第2期和第3期的虛擬變量。X代指一組隨時間變化且可觀測的影響房地產企業績效表現的控制變量向量，ci是不隨時間變化的個體固定效應，εit代指隨機誤差項。

從式（1）可以看出，實施第1期期間，就控制組樣本而言（TREATED=0），在控制了其他影響因素的前提下，實施項目跟投年份前后的績效邊際表現分別為α0和α0+α2，因此，未實施項目跟投的房地產企業在實施項目跟投第1期年份前后對應的績效邊際存在α2的差異，即diff0=α2，這一差異是指不實施項目跟投原本存在的時間趨勢差異。對于實施組樣本而言（TREATED=1），實施項目跟投第一期年份前后的績效邊際表現分別為α0+α1和α0+α1+α2+α5，差異為diff1=α2+α5，這一差異同時包含實施項目跟投的激勵效應α5和時間趨勢差異α2，即實施項目跟投政策對房地產企業績效產生的凈激勵效應為：DID=diff1-diff0=α2+α5-α2=α5；同樣地，實施第2期和第3期項目跟投政策對房地產企業績效產生的凈激勵效應分別是：α6和α7。這意味著房地產企業實施項目跟投政策的動態激勵效應分別對應于TREATEDitT1it、TREATEDitT2it和TREATEDitT3it的系數α5、α6和α7。因此，從理論預期的角度，如果實施項目跟投政策產生了相應的激勵效應，不同實施期間對應于顯性代理成本之管理費用RAC的回歸系數α5、α6和α7顯著為負，對應于隱性代理成本之企業經營業績ROE的回歸系數α5、α6和α7顯著為正，對應于隱性代理成本之企業經營風險RISK的回歸系數α5、α6和α7顯著為負。

通過PSM處理獲得的配對組樣本對式（1）進行DID回歸時發現，如果采用混合截面數據OLS，非觀測效應可能與解釋變量相關而導致估計結果有偏且不一致，有必要對面板數據進行組內去心以消除非觀測效應的影響并得到一致估計。經過Hausman檢定，本文最終采用面板固定效應回歸。在進行DID固定效應回歸時，由于政策虛擬變量TREATED不具有時變性，TREATED會被計量程序自動刪除，但不會影響模型回歸結果及其有效性（何靖，2016）。表4報告了配對組樣本項目跟投政策實施第1期、實施第2期和實施第3期的DID模型最終回歸結果，其中列（1）、列（3）和列（5）是沒有加入控制變量的回歸結果，列（2）、列（4）和列（6）是加入了控制變量的回歸結果。結果表明，無論是否加入控制變量，在實施項目跟投政策的第1期和第2期，對應于顯性代理成本之管理費用RAC的回歸系數α5、α6都顯著為負，對應于隱性代理成本之企業經營業績ROE的回歸系數α5、α6都顯著為正，對應于隱性代理成本之企業經營風險RISK的回歸系數α5、α6都顯著為負，且實施第2期比第1期的激勵效應更強，但在實施第3期卻都不顯著，并且相應系數值還大幅降低。因此，表4回歸結果傳遞的完整含義包括：一是在項目跟投政策實施當年和次年，本文假設H1、H2和H3均得以證實；二是實施項目跟投政策的激勵效應存在先遞增后遞減的動態變化。

表4 實施項目跟投激勵的績效變量DID檢驗結果

之所以出現上述政策效應產生分化的現象，本文認為：一方面，項目跟投政策的激勵效應最初出現遞增的現象，其原因可能在于部分樣本企業實施第1期的時間不滿一年，以致政策實施效應未能反映當年全年的激勵作用，而實施第2期全部樣本企業都經歷了完整的一個自然年度，激勵作用得以較充分的體現，這是其一；其二，由于實施項目跟投政策需要改進和調整的工作都安排在實施第1期期間，也在一定程度上限制了實施第1期的激勵效果。另一方面，項目跟投政策在實施第3期出現激勵效應急速減弱的證據，其原因可能在于經歷2-3年的完整實施周期后，面臨著參投機制、回報機制和退出機制進一步規范化的現實需要，如限制經理人及其團隊參與項目跟投的占股比例，收緊第一輪過于寬松的回報機制，提高退出門檻，而且此時跟投人大多已經獲得相應投資回報并已自然退出原有項目跟投，又恰逢國家調控力度增大、經營風險暴露，部分跟投人開始見好就收，不再參與新一輪跟投，最終削弱了第3期項目跟投政策的整體激勵效應。此外，項目跟投作為一種新型激勵機制，樣本企業中連續實施滿3期的實施組樣本數量偏少，可能存在小樣本偏誤。但這不影響實施第1期和實施第2期檢驗結果支持研究假設的結論。

從以上DID檢驗結果來看，各檢驗變量的檢驗結果與ATT檢驗結果呈現動態遞減的趨勢是一致的。盡管檢驗結果在時間維度上呈現動態遞減趨勢，但上述結果已經足以證明，房地產企業實施項目跟投政策有助于激勵職業經理人及其團隊抑制代理成本、提升經營業績和降低經營風險，特別是在實施第1期和第2期，項目跟投政策產生了顯著的激勵效應。綜上，本文實證結果印證了前文對“兩權分離”的現代企業經營者內部跟投政策的激勵機理分析，即通過經營者投入物質資本到企業，以自有物質資本作為風險抵押參與企業經營這場“賭局”，讓“剩余索取權”不再完全“免費”，讓“風險承擔”不再毫無“擔保”，真正實現經營者收益與風險對等，保障“責、權、利”三者對應，使企業剩余分享制真正發揮激勵與約束雙重作用。由此可見：房地產企業項目跟投制度的有效性為企業經營者內部跟投制度的激勵效應提供了有力的經驗證據，但激勵效應總體上呈動態遞減現象，且激勵時效更偏向于短期目標。

（五）穩健性檢驗

為了確認研究結論的穩健性，本文對研究方法PSM+DID的PSM部分采用新的匹配技術——核匹配和半徑匹配，以檢驗與前文使用的最近鄰匹配結果是否一致，進而排除因匹配技術不同可能存在的偏誤；其次，采用與前文檢驗變量密切相關但內涵更具有廣度或界定更為嚴格的經營績效變量對研究假設進行二次驗證，以此在經營績效層面上更大范圍、更高程度地驗證假設。其中，顯性代理成本采用以經營者在經營期間能直接影響的期間費用率（RPC）進行穩健性檢驗，是為了避免出現經營者節約了管理費用的同時而提高銷售費或財務費用的情況導致實際的代理成本不降反升的可能性。經營業績采用加權平均凈資產收益率（ROE_WA）進行穩健性檢驗，是因為考慮到上市公司凈資產常常受到發行新股、增發股和股票回購等資本業務的影響，因此以加權平均凈資產收益率（ROE_WA）作為檢驗變量以盡可能剔除偶然性資本變動帶來的異常波動性沖擊。與經營業績變量對應，經營風險水平采用加權平均凈資產收益率的波動率（RISK_WA）進行穩健性檢驗。經過以上多種方式方法的穩健性檢驗結果表明，無論是調整檢驗方法還是調整政策效應的檢驗變量，本文研究結論在總體上穩健（限于篇幅，檢驗結果未予列示）。

五、結論與啟示

以剩余索取權為核心契約要件的經營者激勵制度已經成為現代企業核心人力資本激勵機制創新的重要基石。本文對其制度機理分析表明，傳統上基于經營者人力資本而“免費”配置剩余索取權的股票期權制或利潤分享制等傳統激勵制度存在收益與風險不對等的契約缺陷，為經營者留下了足夠的機會主義空間。而由經營者事前投入物質資本“購買”剩余索取權為核心契約要件的新型激勵制度形式——經營者內部跟投，因經營者事前向企業投入物質資本，使經營者不但為其追加的剩余索取權對應的風險承擔提供了“資產抵押”，而且還為原本以人力資本“免費”獲得的剩余索取權對應的風險承擔提供了連帶擔保，從而使經營者承擔經營風險的履責能力變得可以置信，經營者收益與風險趨于對等，經營者機會主義行為受到抑制，生產性努力則受到激發。其作用機理在于通過經營者投入自有物質資本內生的組織承諾和損失厭惡性，驅動經營者在企業經營過程中發揮自我激勵與約束的雙重作用，促其積極降低顯性與隱性代理成本。對此，文章基于中國房地產上市公司項目跟投制度的實踐樣本，采用傾向得分匹配法（PSM）和雙重差分法（DID）相結合的實證方法，以消除樣本自選擇偏誤的內生性影響，剔除項目跟投政策實施因素影響效應之外的時間趨勢效應和其他可觀測以及隨機因素的影響效應，得到項目跟投政策的凈激勵效應。結果發現，以經營者事前投入物質資本獲得剩余索取權為核心契約要件的內部跟投制度對經營者降低顯性代理成本、增進企業業績和降低經營風險等方面具有顯著的激勵與約束作用，但激勵效應在時間維度存在動態遞減變化趨勢，且時效性偏向于短期。

本文結論對深化現代企業人力資本產權激勵制度變革、破解委托代理關系困局的理論探究或有一定的參考價值，對現實中企業經營者激勵契約制度的實踐創新提供了或可資鑒的經驗性啟示。其一，文章觸及了理論上僅僅強調經營者剩余索取權與剩余控制權相匹配而忽視剩余索取權定價機制的研究缺口，發現“免費”剩余索取權的過度配置為現代企業經營者留下了充分的機會主義空間，因此，未來更可取的研究范式是將剩余索取權對應的風險承擔能力進而定價機制問題納入現代企業委托代理理論特別是經營者激勵契約理論的研究范疇。其二，結論為制度實踐提供了方法論指引，即在現代企業經營者激勵契約制度創新實踐中，不但要高度重視經營者人力資本價值體現，允許為經營者“免費”配置部分剩余索取權以對應其人力資本投入，而且還要格外重視經營者人力資本難以承擔經營風險的客觀現實，考慮經營者追加物質資本投入為核心契約要件的復合激勵契約安排，真正實現激勵契約對經營者激勵與約束的雙重作用。其三，實證結果還預示，如不能設定具有長期鎖定利益的回報機制和退出機制，以剩余索取權為核心激勵契約要件的激勵制度并非長期激勵機制的代名詞，即便以經營者投入自有物質資本為對價獲得剩余索取權的激勵契約———經營者內部跟投制度，依然不能保證長期激勵目標的實現。因此，為了避免以剩余索取權為核心契約要件的激勵制度淪為一種過度短期的激勵措施，需要在回報機制和退出機制設計上進一步引入長期激勵思路，并提供長期持續和動態優化的制度供給。