武漢工商學(xué)院 李明 黃霞

員工持股激勵(lì)效應(yīng)的實(shí)證研究*
——來(lái)自我國(guó)A股上市企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

武漢工商學(xué)院 李明 黃霞

一、引言

員工是企業(yè)重要的利益相關(guān)者，員工持股是企業(yè)社會(huì)責(zé)任的一種表現(xiàn)。員工持股的股權(quán)激勵(lì)是現(xiàn)代企業(yè)的一種戰(zhàn)略性管理決策行為，當(dāng)企業(yè)所有者和經(jīng)營(yíng)權(quán)分離時(shí)（即委托代理關(guān)系），為保證經(jīng)營(yíng)者能最大化發(fā)揮職業(yè)水平，同時(shí)保障其不損害企業(yè)利益，讓員工持有本企業(yè)股票或期權(quán)以達(dá)到解決公司治理中信息不對(duì)稱問(wèn)題。我國(guó)在資本市場(chǎng)剛成立初期曾研究過(guò)上市公司股權(quán)激勵(lì)，但當(dāng)時(shí)未能執(zhí)行，直到2005年我國(guó)實(shí)施股權(quán)分置改革，這才為我國(guó)上市企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)掃清了障礙，從此我國(guó)企業(yè)員工持股的股權(quán)激勵(lì)進(jìn)入了快速發(fā)展期。但是，隨著職業(yè)經(jīng)理人的增多、企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，員工持股的股權(quán)激勵(lì)行為對(duì)企業(yè)發(fā)展是否存在顯著效應(yīng)這一問(wèn)題開(kāi)始被人質(zhì)疑。不少學(xué)者認(rèn)為，由于股權(quán)激勵(lì)對(duì)象都是企業(yè)高級(jí)管理人員，這些人員不僅有股權(quán)激勵(lì)，同時(shí)也獲得較高薪酬，而前幾年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好，因此能力一般的管理者也能實(shí)現(xiàn)所有者對(duì)其設(shè)定的激勵(lì)目標(biāo)，不能體現(xiàn)出被激勵(lì)對(duì)象的水平。另外，代理治理也會(huì)引致道德問(wèn)題，管理者為實(shí)現(xiàn)激勵(lì)目標(biāo)，可能會(huì)采取編制虛假財(cái)務(wù)報(bào)表或散布虛假信息等行為，從而損害中小投資者的利益。

二、理論分析與研究假設(shè)

在已有的文獻(xiàn)中，對(duì)于員工股權(quán)激勵(lì)的研究主要集中于是否存在激勵(lì)效應(yīng)、激勵(lì)效應(yīng)的方向、強(qiáng)弱等方面。在激勵(lì)效應(yīng)上，又分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)包括了三個(gè)效應(yīng)方向：基于利益趨同假說(shuō)理論認(rèn)為，代理人（經(jīng)營(yíng)者）股權(quán)激勵(lì)會(huì)擴(kuò)大其與股東之間利益的一致性，即被激勵(lì)對(duì)象有與公司相同的目標(biāo)，從而能激發(fā)其業(yè)績(jī)管理行為，最終帶來(lái)正向企業(yè)績(jī)效；但也有理論指出股權(quán)激勵(lì)不一定能改善公司業(yè)績(jī)，反而可能不利于企業(yè)成長(zhǎng)，如壕溝效應(yīng)假說(shuō)則指出，經(jīng)營(yíng)者存在尋租行為，股權(quán)激勵(lì)可能因?yàn)楦吖軐ぷ舛荒苡行Ь徑獯頉_突，反而會(huì)加劇代理問(wèn)題（Bebchuk&Fried，2003），不利于企業(yè)業(yè)績(jī)。壕溝效應(yīng)的觀點(diǎn)是股權(quán)激勵(lì)行為不能引起激勵(lì)正效應(yīng)，即可能不影響或影響為負(fù)；還一種觀點(diǎn)認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效間是非線性關(guān)系，當(dāng)被激勵(lì)對(duì)象股份數(shù)少于某個(gè)閾值時(shí)，有正向激勵(lì)效應(yīng)，而股份數(shù)超過(guò)某個(gè)閾值，則有負(fù)向激勵(lì)效應(yīng)。對(duì)于間接效應(yīng)，則主要是探討股權(quán)激勵(lì)通過(guò)何種途徑來(lái)提升企業(yè)績(jī)效，Wu&Tu（2007）認(rèn)為在激勵(lì)背景下，被激勵(lì)對(duì)象（一般是管理者）會(huì)實(shí)施激進(jìn)式戰(zhàn)略，希望通過(guò)擴(kuò)大投資、并購(gòu)重組等外部行為來(lái)提升企業(yè)業(yè)績(jī)。Kouki&Guizani（2009）則認(rèn)為企業(yè)會(huì)通過(guò)內(nèi)部管理，如通過(guò)加大盈余管理減少股利支付等行為使賬面有較好業(yè)績(jī)。此外，Marianna et al.（2006）則從創(chuàng)新角度認(rèn)為在激勵(lì)制度實(shí)施后，公司會(huì)改進(jìn)產(chǎn)品創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新來(lái)提升企業(yè)業(yè)績(jī)，從而實(shí)現(xiàn)激勵(lì)效應(yīng)。但從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來(lái)看，很少學(xué)者從股權(quán)集中度和宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展上對(duì)員工持股的股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)進(jìn)行判斷和解釋。目前國(guó)內(nèi)更多學(xué)者主要從上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)出發(fā)，對(duì)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，如黃桂田和張悅（2009）采用上市公司截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)員工持股對(duì)企業(yè)績(jī)效有正影響，但管理層持股對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是普通員工持股的4-6倍，但員工持股對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在拐點(diǎn)。孔錦和徐永翃（2015）分析發(fā)現(xiàn)員工持股計(jì)劃顯著提升了企業(yè)績(jī)效。沈小燕和王躍堂（2015）通過(guò)比較發(fā)現(xiàn)，與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司相比，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司績(jī)效在實(shí)施前與后均較好。根據(jù)以上的理論和文獻(xiàn)分析，本文認(rèn)為跟國(guó)外股權(quán)激勵(lì)的本質(zhì)一致，企業(yè)對(duì)員工進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)是為了員工能最大化發(fā)揮自己的能力，從而能提升公司的績(jī)效，為此提出第一個(gè)假設(shè)：

H1：股權(quán)激勵(lì)能對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生正效應(yīng)

也有學(xué)者研究了外部變量對(duì)激勵(lì)效應(yīng)的影響，如賈生華和陳文強(qiáng)（2015）研究了國(guó)有控股和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效相關(guān)關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)整體上存在激勵(lì)效應(yīng)。吳作鳳（2014）分析了董事會(huì)治理特征對(duì)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的影響，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)政策產(chǎn)生了正激勵(lì)效應(yīng)，董事會(huì)持股和獨(dú)立董事比例增加都能提升激勵(lì)效應(yīng)。本文認(rèn)為內(nèi)部公司治理和外部環(huán)境的改變會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響，本文以股權(quán)集中度表示內(nèi)部公司治理，以宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境表示外部環(huán)境。本文認(rèn)為企業(yè)股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)是有影響的，當(dāng)大股東股權(quán)集中時(shí)，被激勵(lì)對(duì)象的經(jīng)營(yíng)決策權(quán)變小，從而會(huì)減弱股權(quán)激勵(lì)的正效應(yīng)。此外宏觀經(jīng)濟(jì)會(huì)間接影響企業(yè)績(jī)效，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)向好時(shí)，總體來(lái)看企業(yè)績(jī)效也會(huì)變好，盡管這種績(jī)效變好并不是企業(yè)經(jīng)營(yíng)和員工能力最大化引起的，但從計(jì)量角度上，會(huì)使正向影響程度加大。為此提出第二個(gè)假設(shè)：

H2a：股權(quán)集中度會(huì)減弱股權(quán)激勵(lì)的正效應(yīng)

H2b：宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)加大股權(quán)激勵(lì)的正效應(yīng)

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源本文選取在2006-2012年期間我國(guó)有股權(quán)激勵(lì)行為的A股上市企業(yè)，之所以未包括2013-2015年期間樣本，主要是考慮到在這個(gè)期間實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)，目前無(wú)法完整獲得其在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后三年的企業(yè)績(jī)效情況。本文同時(shí)剔除了股權(quán)激勵(lì)前后三年未上市的企業(yè)，這主要考慮到本文要觀察在股權(quán)激勵(lì)前后階段（三年）績(jī)效的變動(dòng)。最終得到227家企業(yè)橫截面數(shù)據(jù)。企業(yè)數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)泰安金融數(shù)據(jù)庫(kù)，經(jīng)濟(jì)序列數(shù)據(jù)來(lái)源于2015年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）變量定義（1）企業(yè)績(jī)效。企業(yè)績(jī)效是指公司在一定時(shí)期內(nèi)的經(jīng)營(yíng)結(jié)果，現(xiàn)代企業(yè)制度下衡量企業(yè)績(jī)效的變量有很多，包括總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率、每股收益（EPS）、利潤(rùn)增長(zhǎng)率等。在目前研究股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的文獻(xiàn)中，有較多的績(jī)效考核指標(biāo)選擇了與凈利潤(rùn)相關(guān)的指標(biāo)。董麗娟（2013）對(duì)150家有股權(quán)激勵(lì)行為企業(yè)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，82%的企業(yè)考核指標(biāo)為凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率，72%選擇了加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率，此外還有21.3%的企業(yè)選擇了凈利潤(rùn)，12.67%的企業(yè)選擇了營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率。在借鑒已有文獻(xiàn)后，本文選擇凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率作為企業(yè)考核績(jī)效的指標(biāo)，這也是大多數(shù)研究員工持股的股權(quán)激勵(lì)文獻(xiàn)時(shí)選擇的代理變量。（2）股權(quán)激勵(lì)。對(duì)于股權(quán)激勵(lì)，已有較多文獻(xiàn)（沈小燕和王躍堂，2015）選擇高管持股占總股本的比例或者員工持股占總股本比例進(jìn)行衡量，本文認(rèn)為這部分員工持股并非是真正激勵(lì)性質(zhì)的，部分股份在激勵(lì)前就已持有。為此本文選擇企業(yè)上市后第一次進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)（發(fā)過(guò)公告）的股份比例作為員工持股計(jì)劃股權(quán)激勵(lì)指標(biāo)。（3）企業(yè)股權(quán)集中度。企業(yè)股權(quán)集中度是指全部股東因持股比例的不同，所表現(xiàn)出來(lái)的股權(quán)集中還是股權(quán)分散的數(shù)量化指標(biāo)。本文選擇企業(yè)前五大股東持股比例來(lái)衡量股權(quán)集中度。（4）宏觀經(jīng)濟(jì)。本文選擇國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長(zhǎng)率進(jìn)行衡量。（5）控制變量。本文選取企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)作為控制變量。具體變量說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 變量定義說(shuō)明

（三）模型構(gòu)建目前研究員工持股的股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)主要包括事件研究法和回歸模型法，其中事件研究法多是檢驗(yàn)激勵(lì)行為對(duì)股票價(jià)格短期內(nèi)的影響，如沈海平（2011）運(yùn)用事件研究法發(fā)現(xiàn)，上市公司股權(quán)激勵(lì)公告發(fā)布前后股票具有顯著的正價(jià)格效應(yīng)。而回歸模型法主要是研究員工持股及股權(quán)激勵(lì)背景下，這一制度行為對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。本文主要觀察企業(yè)員工持股的激勵(lì)財(cái)務(wù)效應(yīng)方向和程度。目前研究股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)較多的是采用面板數(shù)據(jù)分析，即回歸員工或高管持股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效（考核指標(biāo)）的影響，然而本文認(rèn)為這樣選取的股權(quán)激勵(lì)并不恰當(dāng)，高管持股可能并不是用于激勵(lì)，本身即含有股權(quán)。為此本文選擇橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，每個(gè)企業(yè)選取激勵(lì)的年份數(shù)值，因變量則為激勵(lì)前后企業(yè)績(jī)效變動(dòng)情況。具體模型構(gòu)建如下：

其中performance是企業(yè)績(jī)效指標(biāo)，esop是股權(quán)激勵(lì)代理變量，control是控制變量，c為常數(shù)。如果α顯著為正，說(shuō)明存在正股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)，α顯著為負(fù)，說(shuō)明存在負(fù)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)，如果α系數(shù)不顯著，說(shuō)明不存在激勵(lì)效應(yīng)。

為進(jìn)一步探討第三方變量對(duì)企業(yè)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的影響，在方程（1）中加入外部變量與股權(quán)激勵(lì)代理變量的交叉項(xiàng)。在此，本文主要從內(nèi)部股權(quán)結(jié)構(gòu)（股權(quán)集中度）和外部環(huán)境（宏觀經(jīng)濟(jì)）兩個(gè)角度來(lái)考察股權(quán)激勵(lì)結(jié)果是否受影響。為此構(gòu)建如下兩個(gè)模型：

其中oc5是企業(yè)股權(quán)集中度指標(biāo)，economy是宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。esop×oc5是企業(yè)股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)股權(quán)集中度的交叉項(xiàng)，esop×economy是企業(yè)股權(quán)激勵(lì)與宏觀經(jīng)濟(jì)的交叉項(xiàng)。在方程（1）中引入交叉項(xiàng)的目的是檢驗(yàn)企業(yè)內(nèi)部變量（股權(quán)結(jié)構(gòu)）和外部環(huán)境（宏觀經(jīng)濟(jì)）對(duì)企業(yè)員工持股股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的影響，對(duì)此主要是觀察β系數(shù)。本文采用最小二乘法（OLS）對(duì)上述方程進(jìn)行估計(jì)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)表2顯示了各個(gè)變量的簡(jiǎn)單描述統(tǒng)計(jì)?？梢钥吹接脙衾麧?rùn)增長(zhǎng)率衡量的企業(yè)績(jī)效均值為0.025，說(shuō)明樣本企業(yè)在樣本期間平均凈利潤(rùn)率只有2.5%，這一數(shù)值非常低，但在企業(yè)間差異很大，最高的企業(yè)達(dá)到了12607%，最低的企業(yè)則是-6576%。樣本企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)比例均值為3.08%，其中最小的企業(yè)只有0.009%，最高的企業(yè)為10%。對(duì)于股權(quán)集中度，顯示前五大股東持股比例和平均為57.116%，最小的企業(yè)為16.7%，最高的企業(yè)達(dá)到91.96%。樣本企業(yè)在樣本期間平均收入為exp（21.282）=17. 48億元，企業(yè)間差異很大。企業(yè)運(yùn)用杠桿經(jīng)營(yíng)也非常明顯，平均資產(chǎn)負(fù)債率為39.4%，其中最小值為2.60%，最高的企業(yè)達(dá)到94.8%。

表2 各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)描述

（二）樣本T檢驗(yàn)本文對(duì)樣本企業(yè)員工持股的股權(quán)激勵(lì)前后凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率的差異情況進(jìn)行顯著性分析。其中激勵(lì)前是指企業(yè)在發(fā)布激勵(lì)公告（即激勵(lì)實(shí)施年度）前面三年，激勵(lì)后是指企業(yè)在發(fā)布激勵(lì)公告后面三年（含公告當(dāng)年）。具體配對(duì)樣本T檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。從表3可以看出，227家企業(yè)在股權(quán)激勵(lì)前三年的平均凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率為16.55%，在股權(quán)激勵(lì)后三年的平均凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率未24.10%，二者相差7.55%，T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為2.033，對(duì)應(yīng)是雙側(cè)概率sig值為0.043＜0.05，說(shuō)明我國(guó)A股上市企業(yè)在股權(quán)激勵(lì)前后凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率有顯著性增長(zhǎng)。

表3 股權(quán)激勵(lì)前后的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)

（三）回歸分析（1）我國(guó)上市企業(yè)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)檢驗(yàn)。表4顯示了對(duì)橫截面數(shù)據(jù)的回歸估計(jì)結(jié)果，民營(yíng)和國(guó)有企業(yè)的劃分參考國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)的企業(yè)實(shí)際控制人標(biāo)準(zhǔn)劃分，企業(yè)規(guī)模的劃分則按營(yíng)業(yè)收入分為大規(guī)模企業(yè)（激勵(lì)年份營(yíng)收10億元以上）和小規(guī)模企業(yè)（激勵(lì)年份營(yíng)收10億元以下）。表4中列（1）的全樣本企業(yè)估計(jì)結(jié)果顯示擬合優(yōu)度為0.667，觀察各個(gè)自變量，員工持股計(jì)劃股權(quán)激勵(lì)變量系數(shù)值為1.337＞0，在1%顯著性概率水平下統(tǒng)計(jì)顯著，說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)績(jī)效增長(zhǎng)有正向促進(jìn)作用，這個(gè)結(jié)果與表2的結(jié)論一致。對(duì)于控制變量，企業(yè)營(yíng)業(yè)收入為負(fù)（-1.862），高度統(tǒng)計(jì)顯著，資產(chǎn)負(fù)債率為正0，在5%概率水平下顯著。再觀察子樣本的估計(jì)結(jié)果，可以看到民營(yíng)企業(yè)樣本下esop變量系數(shù)為7.662＞0，統(tǒng)計(jì)顯著，因此員工持股股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施能正向影響民營(yíng)企業(yè)績(jī)效，而對(duì)于國(guó)有企業(yè)樣本，esop變量系數(shù)為0.437，但統(tǒng)計(jì)不顯著，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)的員工持股股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)不顯著。對(duì)于控制變量，盡管顯著性與全樣本下結(jié)果不一致，但系數(shù)符號(hào)相同。對(duì)于不同規(guī)模大小的企業(yè)，小規(guī)模樣本下esop變量系數(shù)為1.729＞0，統(tǒng)計(jì)結(jié)果同樣顯著，因此對(duì)于小規(guī)模企業(yè)，員工持股計(jì)劃對(duì)于企業(yè)績(jī)效來(lái)說(shuō)有正向股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)，對(duì)于大規(guī)模企業(yè)，esop變量系數(shù)為0.560，在10%概率水平下不顯著，說(shuō)明大規(guī)模企業(yè)的員工持股股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)不顯著。對(duì)于控制變量，系數(shù)符號(hào)和顯著性基本上和前面幾列一致，這里不再一一贅述。從以上分析結(jié)果可以看出，前文提出的H1是成立的。

表4 我國(guó)上市企業(yè)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)

（2）我國(guó)上市企業(yè)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的機(jī)制分析。表5進(jìn)一步顯示了企業(yè)員工持股計(jì)劃股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的機(jī)制分析，即方程（2）和方程（3）的估計(jì)結(jié)果，其中列（1）考察了股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)是否受企業(yè)股權(quán)集中度所影響，列（2）考察了股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)是否受宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況所影響。列（3）-列（6）是子樣本下的估計(jì)結(jié)果。對(duì)于全樣本企業(yè)，就主要觀察變量而言，esop變量系數(shù)為4.329＞0，高度統(tǒng)計(jì)顯著，esop與股權(quán)集中度oc5的交叉項(xiàng)變量系數(shù)為-0.057＜0，且在1%概率水平下統(tǒng)計(jì)顯著，這個(gè)結(jié)果說(shuō)明企業(yè)股權(quán)越集中，會(huì)對(duì)企業(yè)股權(quán)激勵(lì)正效應(yīng)產(chǎn)生負(fù)面影響，即會(huì)減弱股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)。企業(yè)績(jī)效對(duì)股權(quán)激勵(lì)的邊際影響為?performance/?esop=4.329-0.057*oc5，全樣本的企業(yè)股權(quán)集中度均值為57.116，因此?performance/?esop=4.329-0.057*57.116=1.073＞0。對(duì)于列（2），esop變量系數(shù)為-1.189＜0，在10%概率水平下統(tǒng)計(jì)不顯著，esop與宏觀經(jīng)濟(jì)economy的交叉項(xiàng)變量系數(shù)為0.233＞0，在1%概率水平下統(tǒng)計(jì)顯著，這個(gè)結(jié)果說(shuō)明外部宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越好，對(duì)企業(yè)股權(quán)激勵(lì)正效應(yīng)產(chǎn)生正面影響，企業(yè)績(jī)效對(duì)股權(quán)激勵(lì)的邊際影響為?performance/?esop=-1.189+0.233*economy，全樣本的宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為10.192，因此?performance/?esop=-1.189+0.233 *10.192=1.186＞0。

表5 我國(guó)上市企業(yè)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的機(jī)制分析

對(duì)于民營(yíng)企業(yè)，當(dāng)引入股權(quán)激勵(lì)與股權(quán)集中度交叉變量時(shí)，esop變量系數(shù)為12.483，交叉項(xiàng)變量系數(shù)為-0.148，二者均在5%概率水平下統(tǒng)計(jì)顯著，這個(gè)結(jié)果跟全企業(yè)樣本下結(jié)果是一致的，表明股權(quán)越集中，將會(huì)減弱企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的正向效應(yīng)。當(dāng)引入股權(quán)激勵(lì)與宏觀經(jīng)濟(jì)序列交叉變量時(shí)，esop變量系數(shù)為-0.588，交叉項(xiàng)變量系數(shù)為0.616，二者均不顯著，但其系數(shù)符號(hào)跟全樣本下一致，本文依舊認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率升高能隱形擴(kuò)大企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的正效應(yīng)。對(duì)于國(guó)有企業(yè)樣本，當(dāng)引入股權(quán)激勵(lì)與股權(quán)集中度交叉變量時(shí)，esop變量系數(shù)為0.718，交叉項(xiàng)變量系數(shù)為-0.005，二者均在10%概率水平下統(tǒng)計(jì)不顯著；當(dāng)引入股權(quán)激勵(lì)與宏觀經(jīng)濟(jì)序列交叉變量時(shí)，esop變量系數(shù)為0.642，交叉項(xiàng)變量系數(shù)為0.020，二者均不顯著，但可以計(jì)算得到，企業(yè)績(jī)效對(duì)企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的邊際影響為正。對(duì)于企業(yè)營(yíng)業(yè)收入和資產(chǎn)負(fù)債率兩個(gè)控制變量，其系數(shù)符號(hào)和顯著性跟表2一致，這里不再詳細(xì)陳述。從所得數(shù)據(jù)中可以看出前文提出的H2a和H2b是成立的。

以上結(jié)果表明我國(guó)上市公司的員工持股計(jì)劃存在正的激勵(lì)效應(yīng)，表明員工持股確實(shí)能調(diào)動(dòng)持股人員（一般是中高層管理被激勵(lì)對(duì)象）的工作積極性及能力，通過(guò)加強(qiáng)企業(yè)管理、控制企業(yè)成本以及戰(zhàn)略經(jīng)營(yíng)等提升企業(yè)績(jī)效。對(duì)于民營(yíng)企業(yè)存在正向激勵(lì)效應(yīng)而國(guó)有企業(yè)不存在股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的解釋是：對(duì)于國(guó)有企業(yè)，主要有兩方面的原因，一是國(guó)有企業(yè)實(shí)際的股權(quán)激勵(lì)對(duì)象為一般的企業(yè)員工，而管理人員特別是高級(jí)管理人員，大多數(shù)受國(guó)家委派任命，這使得被激勵(lì)對(duì)象不能參與到企業(yè)決策經(jīng)營(yíng)層面，激勵(lì)效應(yīng)不明顯，另一方面，國(guó)有企業(yè)的績(jī)效目標(biāo)受到有關(guān)部門的考核指標(biāo)影響，在經(jīng)營(yíng)、策略和制度上較為被動(dòng)，這個(gè)“硬約束”條件使得被激勵(lì)對(duì)象不能有效發(fā)揮管理水平，股權(quán)激勵(lì)在國(guó)有企業(yè)中受限。而對(duì)于一般的民營(yíng)企業(yè)，恰好相反，首先企業(yè)運(yùn)營(yíng)機(jī)制較為靈活，企業(yè)股權(quán)激勵(lì)對(duì)象也均是能左右企業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的實(shí)際管理人，這種“權(quán)權(quán)”（經(jīng)營(yíng)權(quán)、股權(quán)）一致背景下的行為使得被激勵(lì)人員的目標(biāo)與公司目標(biāo)一致，充分調(diào)動(dòng)管理層積極性。

而對(duì)于外部變量對(duì)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的影響，本文得到股權(quán)集中度會(huì)減損企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的正向效應(yīng)，對(duì)此本文認(rèn)為有兩方面因素，一是前五大持股股東中，很少包括被經(jīng)營(yíng)目標(biāo)股權(quán)激勵(lì)的管理對(duì)象，因此當(dāng)前五大股東股權(quán)比例更大時(shí)，被激勵(lì)對(duì)象的經(jīng)營(yíng)決策權(quán)利變?。ㄖ卮箜?xiàng)目、戰(zhàn)略重組等仍然取決于實(shí)際控制人），這種背景下會(huì)導(dǎo)致正向激勵(lì)效應(yīng)被減弱；二是股權(quán)集中，會(huì)侵占中小股東利益，使得盈余管理更傾向于當(dāng)期分配，而不作為下一期的資本，較多的實(shí)證分析也表明股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效有負(fù)向關(guān)系，因此這一內(nèi)生性（激勵(lì)與績(jī)效可能內(nèi)生）問(wèn)題導(dǎo)致了激勵(lì)弱效應(yīng)。宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于提升股權(quán)激勵(lì)的正效應(yīng)，顯然在宏觀經(jīng)濟(jì)向好時(shí)，也會(huì)正向影響微觀企業(yè)的績(jī)效，相對(duì)于正常（經(jīng)濟(jì)）增長(zhǎng)率，此時(shí)股權(quán)激勵(lì)行為對(duì)于被激勵(lì)對(duì)象而言存在“隱形”福利效應(yīng)，即企業(yè)績(jī)效提升部分是由外部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升貢獻(xiàn)的。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論研究結(jié)果顯示：我國(guó)上市企業(yè)在股權(quán)激勵(lì)前后企業(yè)績(jī)效（凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率）有顯著性增長(zhǎng)。員工股權(quán)激勵(lì)能對(duì)上市企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生正效應(yīng)，但這一效應(yīng)對(duì)于民營(yíng)企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)更加顯著，而對(duì)于國(guó)有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)效應(yīng)不明顯。股權(quán)集中度對(duì)于員工持股股權(quán)激勵(lì)正效應(yīng)有減損性影響，而宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)于股權(quán)激勵(lì)正效應(yīng)有促進(jìn)性影響。

（二）建議通過(guò)上述結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)建議：第一，制定一個(gè)適合于企業(yè)自身發(fā)展的激勵(lì)方案。目前上市企業(yè)的激勵(lì)方案大同小異，沒(méi)有什么差別，均是被激勵(lì)對(duì)象與企業(yè)績(jī)效掛鉤，如果企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)谝?guī)定時(shí)期內(nèi)完成即可行權(quán)。盡管這種舉措確實(shí)能調(diào)動(dòng)高管積極性，但是否真正適合于本公司發(fā)展，較難判斷。企業(yè)要從激勵(lì)模式、資金（股票）來(lái)源、激勵(lì)對(duì)象、激勵(lì)規(guī)模、行權(quán)價(jià)格，行權(quán)安排（時(shí)期）、行權(quán)條件（績(jī)效考核）等方面充分調(diào)研與驗(yàn)證。第二，企業(yè)要加強(qiáng)員工持股股權(quán)激勵(lì)戰(zhàn)略的各項(xiàng)制度建設(shè)。在確定了激勵(lì)方案后，大股東和決策層要在股權(quán)激勵(lì)實(shí)施前（制定）、中（履行）、后（行權(quán)）進(jìn)行明確界定，特別要對(duì)管理者（被激勵(lì)高層管理對(duì)象）進(jìn)行有效監(jiān)督，防止被激勵(lì)管理人員為了達(dá)到激勵(lì)目標(biāo)而采取損害中小股東及公司長(zhǎng)期成長(zhǎng)的行為，這可以從薪酬、績(jī)效考核等方面進(jìn)行監(jiān)管。另一方面，可以考慮采用逆回購(gòu)的方式實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，這可以充分調(diào)動(dòng)已有股份高管人員的管理水平。第三，繼續(xù)完善我國(guó)員工持股制度方面的法律法規(guī)。

*本文系教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金資助項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：15YJC630060）；武漢工商學(xué)院“企業(yè)社會(huì)責(zé)任”學(xué)術(shù)研究團(tuán)隊(duì)資助項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：XSTD2016001）的階段性研究成果。

［1］黃桂田、張悅：《國(guó)有公司員工持股績(jī)效的實(shí)證分析——基于1302家公司的樣本數(shù)據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2009年第4期。

［2］沈小燕、王躍堂：《股權(quán)激勵(lì)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與公司績(jī)效、股權(quán)激勵(lì)》，《東南大學(xué)學(xué)報(bào)》2015年第1期。

［3］賈生華、陳文強(qiáng)：《國(guó)有控股、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)——基于傾向得分匹配法的實(shí)證研究》，《浙江大學(xué)學(xué)報(bào)》2015年第9期。

［4］吳作鳳：《董事會(huì)治理特征對(duì)股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)的影響》，《廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2014年第6期。

［5］Wu Jianfeng and Tu Runtig.CEO Stock Option Pay and R&D Spending:A Behavioral Agency Explanation.Journal of Business Research，2007.

（編輯 文博）