陳維政，蔣云波，楊萬福，2

(1．四川大學工商管理學院，成都610064; 2．重慶郵電大學經(jīng)濟管理學院，重慶400065)

股權激勵中關鍵設計要素整合性實證分析

陳維政1，蔣云波1，楊萬福1，2

(1．四川大學工商管理學院，成都610064; 2．重慶郵電大學經(jīng)濟管理學院，重慶400065)

股權激勵是現(xiàn)代股份制企業(yè)中所有權與經(jīng)營權分離的條件下，為化解所有者與經(jīng)營者之間目標不一致而產(chǎn)生的委托代理矛盾的一種長期激勵制度。但是，股權激勵方案設計時應該考慮哪些關鍵要素，這在理論界和實踐界都存在爭議。選取中國上市公司中實施股權激勵的公司作為實證研究對象，運用SPSS16．0統(tǒng)計軟件對股權激勵中的六大設計要素進行了整合性實證分析。研究發(fā)現(xiàn):股權激勵方案中股權激勵的初始價差、股權激勵的激勵標的物、股權激勵的行權條件等3個要素與公司的績效有顯著的相關關系，是股權激勵方案設計中的關鍵要素，其中初始價差是最有效的要素，而股權激勵的有效期、股權激勵的比例、是否預留股份等3個要素對公司的績效影響不明顯。

股權激勵;關鍵設計要素;公司績效;實證分析

一、引言

2006年1月1日《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》的施行，給我國上市公司實施股權激勵計劃做出了詳細的政策指導和操作規(guī)范，使得股權激勵真正意義上步入可操作階段。此后，2006年1月27日由國資委頒布的《國有控股上市公司(境外)實施股權激勵試行辦法》和2006年9月30日由財政部頒布的《國有控股上市公司(境內(nèi))實施股權激勵試行辦法》對國有上市公司實施股權激勵計劃做出了進一步的規(guī)定。這些法規(guī)制度的頒布實施為中國上市公司的股權激勵翻開了新的一頁。2008、2009年陸續(xù)頒布實施的《股權激勵有關事項備忘錄》，進一步規(guī)范了我國上市公司股權激勵計劃的操作。

但是，如何有效地發(fā)揮股權激勵的作用，還需要對股權激勵計劃的設計要素進行研究，以期發(fā)現(xiàn)那些最有效的股權激勵關鍵設計要素。在學界的研究中，股權激勵方案的主要要素有不同的提法，呂宏晶［1］等提出了激勵對象、激勵方式、行權價格、行權的績效條件、激勵期限、授予數(shù)量及比例的六要素，而陳愛早［2］提出了激勵對象、股票來源、股票數(shù)量、行權價格、行權資金來源和合適的行權期六要素，也有學者提出了業(yè)績指標、支付水平、行權價格、股票數(shù)量4個定量要素與激勵對象、股票來源、激勵時機、行權方式、行權時間、有效期限六個定性化要素［3］，還有胡八一［4］提出了定目的、定對象、定模式、定數(shù)量、定價格、定時間、定來源、定條件與定機制的九要素說。結合文獻分析，同時考慮上市公司數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇股權激勵初始價差、股權激勵有效期、股權激勵行權條件、股權激勵的激勵標的物、股權激勵比例和是否預留股份6個最重要的要素進行分析研究，區(qū)分其在股權激勵作用上的不同。并以中國上市公司中實施股權激勵計劃的公司為研究對象，通過對方案中的這六大設計要素進行實證分析，探索股權激勵方案應該如何進行設計更為有效，為我國上市公司建立和完善股權激勵計劃提供理論支持和管理建議。

二、文獻綜述與研究假設

(一)文獻綜述

近幾年，學者對股權激勵的研究相當多，綜合國內(nèi)外的研究文獻發(fā)現(xiàn)，研究熱點主要集中在股權激勵有效性與影響股權激勵作用發(fā)揮的要素方面，而對股權激勵方案中的要素如何影響方案有效性的研究還較少。

在有關股權激勵價格方面，主要集中在如何定價的研究問題上。有學者認為中國的上市公司應根據(jù)企業(yè)的實際情況確定體現(xiàn)公司內(nèi)在價值又能體現(xiàn)股權激勵作用的合適價格［2，5－6］。在確定股票期權的行權價格時，一方面要對期權授予時股票市場的價格進行考慮，另一方面要采用非市場價格評估的方法來對授予價格進行修正或者重新制定［7］。陳愛早［2］的研究則指出，初始價格直接決定了經(jīng)營者持股取得收益的基本起點，是股權激勵機制設計中最關鍵的一項內(nèi)容。

在股權激勵期限方面，相關法律明確規(guī)定股票期權的有效期不得超過10年，而學者的研究主要在股權激勵期限與公司績效的關系分析。Zattoni［8］的研究認為股權激勵的有效期限越長，使得經(jīng)營者難以操作公司績效指標，特別是對其行權有利的會計業(yè)績指標，而且時限越長，可以通過多次分期行權來降低每次行權數(shù)量，使得高管通過幕后操作獲得高額套現(xiàn)的動機與機會大大減少。國內(nèi)不少學者認為我國相關的法律法規(guī)尚不健全，不宜將股票期權計劃的有效期設計得過長，最好不超過6年［7，10］，同時也不能太短，避免短期套現(xiàn)以保證長期激勵效果［2］。而徐寧和徐向藝［10］的研究卻發(fā)現(xiàn)在我國上市公司的績效改善上，激勵有效期限大于5年顯著優(yōu)于激勵有效期限小于等于5年的股權激勵方案。

在股權激勵的行權條件方面，研究主要集中在績效考核指標合理性方面，相關法規(guī)規(guī)定股權激勵考核指標原則上要在綜合性指標、成長性指標、反應收益質(zhì)量的指標這3類指標中各選一個。而中國當前一些公司的股權激勵績效考核指標存在單一、目標值過低的情況［6，11］，因此有學者建議在對企業(yè)業(yè)績進行評價時，采用經(jīng)濟增加值、平衡記分卡等方法可能效果會更好［12－13］，而徐寧和徐向藝選取了32家上市公司作實證研究發(fā)現(xiàn)具有嚴格績效條件的激勵方案，在公司績效改善上顯著優(yōu)于具有寬松績效條件的激勵方案［10］。

在股權激勵的標的物方面，有學者認為限制性股票優(yōu)于股票期權［14－15］，也有學者認為恰恰相反，還有學者［19］認為需要因激勵對象而采用不同的標的物:限制性股票適用于企業(yè)留住一般的核心員工，股票期權適用于企業(yè)激勵高層管理人員［16］。而李曜的實證分析發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)上市公司股權激勵標的物傾向于股票期權［17］。

在股權激勵比例方面，相關法律有明確的限制性規(guī)定，而學者的研究主要集中在股權激勵比例與公司績效的相關關系上，大部分學者通過研究還發(fā)現(xiàn)股權激勵比例在不同的區(qū)間范圍對公司績效的提升有不同的顯著的影響作用［18－21］。

在預留股份的設置方面，目前學術界和實踐界的研究成果都很少。胡偉在企業(yè)實踐中發(fā)現(xiàn)，當某些企業(yè)具有較好的成長性時，特別是剛剛起步的高科技技術企業(yè)，在設計激勵方案時，不預留一部分的股份可能挫傷員工的工作積極性［22］。

這些研究表明股權激勵作用正表現(xiàn)出綜合性和復雜性的特點，但僅憑直觀、單項的分析很難準確分辨出方案中哪些要素在發(fā)揮作用，而股權激勵方案設計的關鍵問題在于:究竟哪些要素在發(fā)揮作用?而這些要素中又有哪些在發(fā)揮關鍵作用?這些在股權激勵方案設計中的重要問題，亟需國內(nèi)理論界加以系統(tǒng)深入的實證分析。

(二)研究假設

根據(jù)前述相關文獻，以往的研究對六大要素有一定的關注，有不少實證性研究與經(jīng)驗總結，結論也相當豐富，但似乎還沒有形成一致性比較高的意見，缺少對六大要素進行符合邏輯的整合研究。因此，本文將六大要素加以整合研究，提出如下整合研究模型(圖1)與假設。

圖1 股權激勵設計要素整合研究模型

基于股權激勵的相關研究文獻，本文選取公司規(guī)模、公司性質(zhì)、所屬行業(yè)、所屬年份、所屬地區(qū)作為控制變量。其原因如下:公司規(guī)模在某種程度上決定了公司的績效，一般說來，公司資產(chǎn)總額越大，公司的規(guī)模效應越明顯，公司績效就會越好;目前我國實施股權激勵的上市公司中，部分國有企業(yè)是股權分置改革后順勢推出股權激勵計劃方案，公司性質(zhì)也可能對實施股權激勵上市公司的績效有所影響，因此要控制公司所有權性質(zhì)的影響;考慮到不同行業(yè)、不同年份、不同地區(qū)的經(jīng)濟環(huán)境可能存在差異，把行業(yè)、年份、地區(qū)也作為控制變量。最后，本文選取公司績效作為被解釋變量，在控制相關變量影響的情況下，來研究股權激勵六大設計要素對公司績效的影響作用，以期探索出最有效的股權激勵關鍵設計要素。

該整合研究模型中，6個研究假設為:

H1:股權激勵的初始價差與公司績效存在顯著正相關關系。

H2:在法律規(guī)定的10年范圍之內(nèi)，股權激勵計劃有效期與公司績效存在顯著正相關關系。

H3:行權條件嚴格的公司績效顯著優(yōu)于行權條件寬松的公司績效。

H4:股權激勵標的物選擇上，選擇限制性股票的上市公司績效顯著優(yōu)于選擇股票期權的上市公司。

H5:在法律規(guī)定的10%范圍之內(nèi)，股權激勵比例與公司績效存在顯著正相關關系。

H6:在股權激勵預留股份的設計上，有預留股份設計的公司績效顯著優(yōu)于沒有預留股份設計的公司績效。

三、研究設計

(一)變量的選取和定義

本研究中涉及3種變量，即解釋變量、控制變量及被解釋變量，下面分別對其定義如下。

1．被解釋變量

本研究在選擇衡量公司績效的變量時，考慮到目前國內(nèi)股票市場的弱有效性、股價的大幅度波動等問題，未采用衡量公司市場績效的變量，如托賓Q、每股收益、每股市價等，而是選取財務績效指標扣除非經(jīng)常性損益之前的加權平均凈資產(chǎn)收益率作為公司績效的替代變量。這主要基于以下3個原因:第一，中國證監(jiān)會把凈資產(chǎn)收益率作為公司首次公開發(fā)行的考核指標，因而這一指標受到上市公司的嚴格管控，因此加權平均凈資產(chǎn)收益率也具有相當?shù)目煽啃?第二，目前我國實施股權激勵的上市公司通常選取扣除非經(jīng)常性損益前、后的加權平均凈資產(chǎn)收益率較小者作為被激勵對象的考核指標，因此，這兩個指標受到嚴格監(jiān)控，同等重要;第三，扣除非經(jīng)常性損益后的加權平均凈資產(chǎn)收益率是隨2008年《股權激勵有關事項備忘錄2號》文件得以在實施股權激勵計劃上市公司中規(guī)范的，要求采用新會計準則計算，但是本文時間跨度是2006－2010年，為保證結論的可靠性，還是選取了扣除非經(jīng)常性損益之前的加權平均凈資產(chǎn)收益率，其公式表述為:

加權平均凈資產(chǎn)收益率=報告期利潤/(期初凈資產(chǎn)+報告期凈利潤÷2+報告期發(fā)行新股或債轉股等新增凈資產(chǎn)×新增凈資產(chǎn)下一月份起至報告期期末的月份數(shù)÷報告期月份數(shù)－報告期回購或現(xiàn)金分紅等減少凈資產(chǎn)×減少凈資產(chǎn)下一月份起至報告期期末的月份數(shù)÷報告期月份數(shù))。

2．解釋變量

(1)預留股份設計

本文將股權激勵計劃方案設計中的股份預留情況設置成為一個啞變量，其中，沒有預留股份設計的取值為0，方案中設計預留股份的取值為1。

(2)股權激勵的比例

股權激勵的比例就是在股權激勵計劃方案設計中確定的用于激勵員工的比例。將其定義為:股權激勵比例=股權激勵份額/公司股份總額，單位為%。

(3)股權激勵的有效期

股權激勵的有效期就是在股權激勵計劃方案設計中確定的本方案生效到終止歷時的時間，單位為年。

(4)股權激勵的標的物

鑒于本文涉及的股權激勵標的物只有股票期權和限制性股票，因此，將股權激勵的標的物設置成啞變量，其中，股票期權取值為0，限制性股票取值為1。

(5)股權激勵的初始價差

本研究中的股權激勵的標的物有股權激勵和限制性股票，初始價格則指股票期權的初始行權價和限制性股票的授予價格，那么初始價差就是授予日的公平市價與股權激勵計劃公布的初始價格之差。

(6)股權激勵的行權條件

根據(jù)2008年國資委和財政部發(fā)布的《關于規(guī)范國有控股上市公司實施股權激勵制度有關問題的通知》規(guī)定，股權激勵考核指標原則上要在綜合性指標、成長性指標、反應收益質(zhì)量的指標這三類指標中各選一個。另外，30%這一數(shù)值基本上處于所有采用凈利潤增長率作為績效考核指標公司的60分位數(shù)的位置，具有一定的參考價值［15］。本文從考核指標的數(shù)量和考核指標值兩個方面來定義股權激勵計劃的考核指標［19］?？己酥笜舜笥诘扔?個或者任一考核指標值大于30%視為行權條件苛刻，考核指標小于3個且所有考核指標值都小于30%視為行權條件寬松。因此，本文將股權激勵考核指標也設置為啞變量，行權條件苛刻的取值為0，行權條件寬松的取值為1。

3．控制變量

在研究股權激勵的實施效果時，很多學者指出激勵與約束是相輔相成的，有激勵就會有相應的約束，通常自身方案的合理性起著激勵作用，而外部的環(huán)境因素則有約束作用。這些對股權激勵有影響的外部環(huán)境有很多，包括公司成長機會、企業(yè)性質(zhì)、營業(yè)收入、公司規(guī)模、競爭性、行業(yè)風險水平、高管持股比例、獨立董事比例、所處地區(qū)等，本文選擇了眾多學者都認同的5個因素作為研究的控制變量。

(1)公司規(guī)模

資產(chǎn)總額是衡量公司規(guī)模的一個非常重要的指標，由于每個公司資產(chǎn)總額的絕對值過大，本研究取公司資產(chǎn)總額的對數(shù)作為公司規(guī)模的代理變量。

(2)公司性質(zhì)

本文的公司性質(zhì)指國有控股和民營控股兩類，因此，公司性質(zhì)是一個二分類變量，設置成啞變量，國有控股取值為0，民營控股取值為1。

(3)行業(yè)

本文對行業(yè)進行了兩分類劃分，分成了高新技術行業(yè)和非高新技術行業(yè)［12］，高新技術行業(yè)包括電子通信、醫(yī)藥生物、電子元器件、設備儀表和外部設備，其他行業(yè)歸類為非高新技術行業(yè)，將行業(yè)設置成啞變量，其中，非高興技術行業(yè)取值為0，高興技術行業(yè)取值為1。

(4)時間

本研究選取2006年1月1日到2010年9月30日時間段作為選取樣本的時間范圍，將時間變量設置成啞變量?？紤]到2007年是這五年中經(jīng)濟形勢比較好的年份，于是將2007年作為對比水平，啞變量設置情況是2006年(1，0，0，0)，2008年(0，1，0，0)，2009年(0，0，1，0)，2010年(0，0，0，1)。

(5)地區(qū)

本文將樣本公司所在地分為東部、中部和西部3個地區(qū)。其中，東部包括的地區(qū)有廣東、海南、福建、上海、浙江、江蘇、山東、北京、遼寧、天津，中部包括的地區(qū)有湖南、湖北、河北、吉林、黑龍江、河南、山西、安徽、江西，西部包括的地區(qū)有新疆、內(nèi)蒙古、西藏、甘肅、寧夏、陜西、貴州、四川、重慶、云南、廣西、青海。本文將地區(qū)這一控制變量設置成啞變量，考慮到東、中、西部三個地區(qū)中，西部經(jīng)濟實力相對薄弱，將西部作為對比水平，因此，啞變量設置情況是東部(1，0)，中部(0，1)。

(二)回歸模型

根據(jù)研究模型、研究假設及根據(jù)變量定義收集到的二手數(shù)據(jù)，本文嘗試通過建立回歸模型，用回歸分析來檢驗研究假設。出于模型保險性和研究結果具有可比性的角度考慮，在控制了企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)、時間、地域、資產(chǎn)規(guī)模等對公司績效影響的前提下，基于普通最小二乘法建立了多元回歸模型，利用分層回歸的統(tǒng)計方法對股權激勵六大設計要素與公司績效之間的關系進行實證研究，以便檢驗股權激勵計劃方案中各個要素作用的大小與差異。

回歸模型如下:

其中，Y代表公司績效，β1、β2、β3、β4、β5、β6代表各自對應解釋變量待估計的系數(shù)，β0代表截距，Control Variables代表控制變量，ε代表隨機干擾項。

(三)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究選用2006年1月1日至2010年9月30日期間在深交所和上交所A股上市的企業(yè)中實施股權激勵的企業(yè)為研究樣本。為減少研究誤差，對初始樣本做如下處理:(1)考慮到極端值可能對研究造成影響，因此剔除公司業(yè)績過差的標記為ST和*ST公司;(2)本研究只比較企業(yè)性質(zhì)為國有控股企業(yè)和民營控股企業(yè)之間的差異，因此剔除由外資控股的樣本;(3)本研究側重研究股權激勵標的物為股票期權和限制性股票對公司績效的影響，因此剔除激勵標的物是股票增值權的樣本。通過以上步驟的處理后，共獲得101個樣本觀測值。

股權激勵的股份預留情況、股權激勵比例、股權激勵有效期、激勵標的物、初始價格、行權條件等變量的原始數(shù)據(jù)來自CSMAR上市公司治理結構數(shù)據(jù)庫中股權激勵相關文件，加權平均扣除非經(jīng)常損益前的凈資產(chǎn)收益率等財務指標的原始數(shù)據(jù)來自CSMAR上市公司財務指標分析數(shù)據(jù)庫，公布日收盤價格來自大智慧交易軟件證券信息平臺，還有小部分數(shù)據(jù)來自東方財富網(wǎng)。同時，利用東方財富網(wǎng)和大智慧軟件等數(shù)據(jù)搜集工具相互進行數(shù)據(jù)核查，以保證研究原始數(shù)據(jù)的準確性。

四、數(shù)據(jù)分析與結果

(一)數(shù)據(jù)預處理

本文在SPSS16．0數(shù)據(jù)統(tǒng)計軟件中進行數(shù)據(jù)的錄入，由于本文數(shù)據(jù)缺失值較少，因此采取SPSS16．0統(tǒng)計軟件的刪除/報告缺失值，直接在數(shù)據(jù)分析過程中進行缺失值處理［23］。然后采用PP圖檢驗方法進行正態(tài)性檢驗，檢驗過程中發(fā)現(xiàn)，所有連續(xù)變量的數(shù)據(jù)基本都分布在對角線上，同時，其分布的殘差圖較均勻地分布在Y=0這條直線上下，因此，數(shù)據(jù)基本呈正態(tài)分布。

(二)樣本觀測值特征描述性分析

本文共獲得符合研究要求的有效觀測值101個，此次搜集面板數(shù)據(jù)在企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)編碼、觀測值所在年份、觀測值所在地區(qū)方面的特征如表1所示。

表1 樣本觀測值的企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)等特征的描述性分析

(三)變量的相關性分析

本文對解釋變量、控制變量、被解釋變量根據(jù)變量的不同類型利用相關分析的Bivariate過程進行線性相關分析，結果見表2。從表2可知:所示控制變量中，資產(chǎn)總額、企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)編碼與加權平均凈資產(chǎn)收益率存在顯著的相關關系。因此，在后續(xù)的回歸分析中要對資產(chǎn)總額、企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)編碼等控制變量加以控制;同時，解釋變量及控制變量之間存在不同程度的相關關系，并且相關系數(shù)均小于0．8，變量間不存在共線性問題，但仍然需要在回歸分析中進一步檢驗。

表2 解釋變量、控制變量與被解釋變量的相關系數(shù)矩陣

(四)變量分析

利用獨立樣本T檢驗、多元回歸等統(tǒng)計方法對控制變量、自變量進行檢驗。

1．控制變量

利用獨立樣本T檢驗或采用回歸分析對控制變量進行檢驗分析，得出如下結論(限于文章篇幅，檢驗結果數(shù)據(jù)未全部列出):國有控股企業(yè)的公司績效顯著優(yōu)于民營控股企業(yè);非高科技企業(yè)的公司績效顯著優(yōu)于高科技企業(yè);方差分析后經(jīng)過LSD檢驗得知，2007年的加權平均凈資產(chǎn)收益率顯著優(yōu)于其他年份，而其他年份之間沒有顯著性差別;不同地域公司加權平均凈資產(chǎn)收益率沒有顯著差異;資產(chǎn)總額與加權平均凈資產(chǎn)收益率存在顯著的正向影響作用(標準化回歸系數(shù)= 0.852，t=16．167，P＜0．01)。因此，在后續(xù)的回歸分析中要對企業(yè)性質(zhì)等變量加以控制。

2．股權激勵初始價差

對股權激勵初始價差進行分層回歸分析，分析結果如表3所示。

表3 初始價差對加權平均凈資產(chǎn)收益率分層回歸分析結果

由表3的回歸分析結果可知:模型二殘差間沒有明顯的相關性(D－W基本接近于2)，模型一和模型二都具有統(tǒng)計學意義(P＜0．01)，變量之間基本上不存在多重共線性問題(容忍度的值都在0．281以上，方差膨脹因子的值都在3．553以下);在控制了企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)編碼、時間、地域等控制變量后，股權激勵初始價差對加權平均凈資產(chǎn)收益率有顯著的正向影響作用(標準化回歸系數(shù)= 0．197，P＜0．05)。

3．股權激勵有效期

對股權激勵有效期進行分層回歸分析，分析結果如表4所示。

表4 股權激勵有效期對加權平均凈資產(chǎn)收益率分層回歸分析結果

由表4的回歸分析結果可知:模型二中在引入了股權激勵有效期這一解釋變量后，殘差間沒有明顯的相關性(D－W值基本接近于2);模型一和模型二都有統(tǒng)計學意義(P值都小于0．01)，各變量之間基本上不存在多重共線性問題(容忍度的值都在0．317以上，方差膨脹因子的值都在3．153以下);在控制了企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)編碼、時間、地域等控制變量后，股權激勵有效期與加權平均凈資產(chǎn)收益率存在微弱的正向影響作用，但不顯著(標準化回歸系數(shù)=0．025，P=0．679)。

4．股權激勵行權條件

對股權激勵行權條件是否嚴格這一要素進行獨立樣本T檢驗的結果如表5所示。

表5 股權激勵行權條件分組的T檢驗結果

從表5的分析結果可知:行權條件苛刻的企業(yè)的公司績效稍微優(yōu)于行權條件寬松的企業(yè)，但不顯著(t=1．433，自由度為99，P＞0．1)。

5．股權激勵標的物

對股權激勵標的物這一要素進行獨立樣本T檢驗的結果如表6所示。

表6 股權激勵標的物分組的T檢驗結果

表6的T檢驗結果顯示，設計限制性股票激勵作為激勵標的物的企業(yè)的公司績效優(yōu)于設計股票期權激勵的企業(yè)(t=－4．530，自由度為40.744，P值為0．000)。

6．股權激勵比例

通過將激勵比例單獨納入分層回歸模型進行回歸分析，其結果如表7。

表7 激勵比例對加權平均凈資產(chǎn)收益率分層回歸分析結果

由表7的結果可知:模型二中在引入了股權激勵比例這一解釋變量后，殘差間沒有明顯的相關性(D－W值接近于2)，模型一與模型二都具有統(tǒng)計學意義(P值都小于0．01)，各變量之間基本上不存在多重共線性問題(容忍度值都大于0.297，方差膨脹因子的值都小于3．364);同控制了企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)編碼、時間、地域等控制變量后，股權激勵比例與加權平均凈資產(chǎn)收益率存在微弱的正向影響作用，但不顯著(標準化回歸系數(shù)= 0.016，P=0．817)。

7．股份預留

對股權激勵方案中是否有預留股份這一要素進行獨立樣本T檢驗的結果如表8。

表8 股份預留分組后加權平均凈資產(chǎn)收益率的獨立樣本T檢驗

續(xù)表

從表8的結果可知，沒有設計預留股份的企業(yè)與設計預留股份的企業(yè)在加權平均凈資產(chǎn)收益率上不存在顯著性差異(t=0．675，自由度為99，P＞0．1)，前者績效稍優(yōu)于后者。

(五)變量整體檢驗

最后，將所有的變量同時進行回歸分析，分析結果如表9所示。

表9 整體解釋變量對加權平均凈資產(chǎn)收益率分層回歸分析結果

由表9的回歸分析結果可知:模型二殘差間沒有明顯的相關性(D－W值基本接近于2)，模型一和模型二都具有統(tǒng)計學意義(P值都小于0.01)，各變量之間基本不存在多重共線性問題(容忍度的值都在0．278以上，方差膨脹因子的值都在3.603以下);在控制了企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)編碼、時間、地域、資產(chǎn)總額等控制變量后，股權激勵的初始價差(標準化回歸系數(shù)=0．228，P＜0．01)、股權激勵行權條件(標準化回歸系數(shù)=0．103，P＜0.1)、股權激勵的激勵標的物(標準化回歸系數(shù)=－0．134，P＜0．1)對企業(yè)的加權平均凈資產(chǎn)收益率有顯著影響;而股權激勵的有效期(標準化回歸系數(shù)=0.059，P＞0．1)、股權激勵的激勵比例(標準化回歸系數(shù)=－0．079，P＞0．1)與是否預留股份(標準化回歸系數(shù)=－0．086，P＞0．1)對企業(yè)的加權平均凈資產(chǎn)收益率只有微弱的影響作用。

五、研究結論與管理建議

(一)研究結論

經(jīng)過實證分析研究，本文根據(jù)相關文獻提出的6個研究假設中，有的假設得到了驗證(H1、H3、H4)，有的假設未有得到驗證(H2、H5、H6)，從而有效地區(qū)分出了6個設計要素中的有效要素，即關鍵設計要素。股權激勵初始價差、限制性股票與行權條件是對公司績效有顯著影響的要素，其他的要素則沒有明顯的作用。

股權激勵初始價差無論在單獨還是整體的回歸模型中都得到了顯著正相關的有效結論，而且與其他幾個要素相比，在集體回歸模型中的標準回歸系數(shù)(如表9所示，為0．228)在諸要素中最大，證明股權激勵初始價差討論的六大要素中是最有效的要素。而在實踐中，初始價差很大程度上直接決定了股權激勵計劃能夠給激勵對象帶來的收益的大小，如果初始價差較大，就會激勵獲得股權的高層管理者們付出更多的時間和精力去思考公司未來的發(fā)展，使公司保值增值，進而實現(xiàn)自身的利益。

實施限制性股票與否，在單變量的T檢驗與整體的回歸模型中都得到了證實，證明實施限制性股票的公司績效顯著優(yōu)于實施股票期權的公司。實踐中限制性股票相比股票期權也更有優(yōu)勢，需要投資較少，風險也較小并可享受稅收上的優(yōu)惠，這將對激勵對象起著巨大的激勵作用。

股權激勵的行權條件盡管在單變量的T檢驗中不明顯，但在整體回歸模型中顯示與加權平均凈資產(chǎn)收益率有顯著的正相關性，證明這也是重要的有效激勵要素，且條件苛刻的上市公司的加權平均凈資產(chǎn)收益率更高。實踐中也發(fā)現(xiàn)，苛刻的行權條件更能綜合反應公司的整體績效，可以有效地避免激勵對象的機會主義行為，更好地保障公司的績效。

而關于股權激勵的有效期、股權激勵比例與是否預留股權激勵股份的假設在單變量檢驗與整體回歸模型中都未得到證實，恰恰說明股權激勵方案中的這3個要素對公司的沒有明顯的作用。

(二)管理建議

經(jīng)過上述實證的研究分析，六大要素中最有效的是股權激勵初始價差，使用限制性股票與較為嚴格全面的行權條件也是非常有效的要素;而股權激勵有效期、股權激勵比例與是否預留股份都不是重要的要素。因此，在股權激勵方案設計上，要重點對股權激勵初始價差、股權激勵的標的物與行權條件進行精心設計。

股權激勵方案中初始價格的設計上，由于目前限制性股票的授予價格在各個公司的設計情況不一樣，有的公司甚至不需要激勵對象通過投資進行行權，這方面的法律法規(guī)也不夠健全。同時目前我國資本市場的弱有效性也會對股票價格造成影響，進而影響初始價格設計的合理性。初始價差過高，那么股東實施股權激勵的成本就會相對較高，并且可能出現(xiàn)公司的經(jīng)營管理者暴富的現(xiàn)象。因此，方案設計者在結合公司實際情況并且公司在股東可以承受的情況下，盡量將初始價差設計得稍微大些，這樣更利于發(fā)揮股權激勵的效果。

股權激勵的標的物選擇上，雖然實證研究結果得出施行限制性股票的公司績效優(yōu)于股票期權，并且股票期權受到股市的影響更大，風險較大，但是二者都有自己的優(yōu)點，比如股票期權在操作上相比限制性股票更加方便簡單，收益可能更大。因此，設計者在方案設計過程中要把限制性股票和股票期權各自的優(yōu)缺點與企業(yè)的實際情況結合起來考慮;在很難做出決策的時候，考慮到中國證券市場弱有效性的現(xiàn)實狀況，盡量選擇限制性股票。

在股權激勵的行權條件設計上，應該盡量從兩個方面著手:不僅要在方案中增加行權考核指標的數(shù)量，多方面對經(jīng)營者進行考核;同時還要注意考核指標的含金量，也就是考核指標的目標值盡量設計在同行業(yè)的平均水平及以上，以此來保證股權激勵方案的合理性和股權激勵的實施效果。

總之，在股權激勵方案的設計上，為了保證其科學性，必須在借鑒所有實施股權激勵計劃的公司方案的成功之處基礎上，結合自己公司的實際情況、行業(yè)的實際情況，以對股權激勵初始價差、股權激勵的標的物與行權條件為重點，做出科學、合理的方案設計。

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(責任編輯彭志強)

Rationality of Key Designing Factors of Equities Incentive Plans

CHEN Wei-zheng1，JIANG Yun-bo1，YANG Wan-fu1，2

(1．School of Business，Sichuan University，Chengdu 610064，China;2．College of Economics and Management，Chongqing University of Posts and Telecommunications，Chongqing 400065，China)

Under the condition of the separation between firm ownership and control in modern jointshare companies，equity incentive is a long-term motivation system which can resolve the agent problem caused by the different goals between the firm owners and managers．This paper selected China＇s listed companies which implemented equity incentive as samples，and used the SPSS16．0 to conduct an empirical analysis of six design elements in the equity incentive plan．The results show that among six factors the initial price difference of incentive stock options，the restricted shares，and the conditions of exercising options have significant influences on the companies’performance，and therefore they are key incentive factors in equity incentive program design．But there is no statistical signifi-cance of the correlation between equity incentive period，proportion of incentive stock options and shares a reserved or not with the companies performance．

equity incentive plans;key designing factor;company performance;empirical analysis

F272

A

1674－8425(2014)01－0049－12

2013－08－26

國家自然科學基金“基于人力資源管理感知的工作場所偏離行為研究”(70972107)子課題“偏離行為對企業(yè)績效影響研究”的成果之一。

陳維政(1951—)，男，重慶人，教授，博士生導師，加拿大約克大學亞洲研究中心客座研究員，研究方向:企業(yè)組織與人力資源管理。

陳維政，蔣云波，楊萬福．股權激勵中關鍵設計要素整合性實證分析［J］．重慶理工大學學報:社會科學，2014(1):49－60．

format:CHEN Wei-zheng，JIANG Yun-bo，YANG Wan-fu．Rationality of Key Designing Factors of Equities Incentive Plans［J］．Journal of Chongqing University of Technology:Social Science，2014(1):49－60．