田國雙 齊英南

【摘 要】 隨著2016年新《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》的發(fā)布，我國上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的外部條件日益完善，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司數(shù)量也日益增多。繼續(xù)探索我國股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司績效提升的有效性，有利于為完善股權(quán)激勵(lì)設(shè)計(jì)提供科學(xué)依據(jù)，從而推動(dòng)企業(yè)的發(fā)展。文章以我國2012—2016年實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的245家滬深A(yù)股上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為樣本，通過設(shè)定變量，采用更加精準(zhǔn)的面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)其進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明：上市公司實(shí)行股權(quán)激勵(lì)可以提高公司績效；上市公司實(shí)施不同的股權(quán)激勵(lì)模式對(duì)公司績效產(chǎn)生不同的影響，并且限制性股票優(yōu)于股票期權(quán)。

【關(guān)鍵詞】 股權(quán)激勵(lì)； 公司績效； 面板數(shù)據(jù)模型

【中圖分類號(hào)】 F234.3 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A 【文章編號(hào)】 1004-5937（2018）17-0044-07

一、引言

為了緩解由于現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離產(chǎn)生的委托代理問題，以及留住專業(yè)管理人才，股權(quán)激勵(lì)作為一種長期的激勵(lì)機(jī)制便應(yīng)運(yùn)而生。從1950年開始，西方國家就逐漸實(shí)行股權(quán)激勵(lì)，經(jīng)實(shí)踐證明股權(quán)激勵(lì)在一定程度能充分發(fā)揮受激勵(lì)人員的主觀能動(dòng)性，并且其預(yù)期效果良好。但是由于我國國情的特殊性， 股權(quán)激勵(lì)機(jī)制引入較晚，其對(duì)公司績效的影響并未達(dá)到預(yù)期效果，但近年來隨著我國相應(yīng)法律法規(guī)的修訂和完善，我國的資本市場(chǎng)也逐漸成熟起來，這使得我國實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司也步入了一個(gè)新的發(fā)展階段。特別是2016年新《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》的發(fā)布進(jìn)一步推動(dòng)了上市公司股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的發(fā)展，這使得上市公司實(shí)行股權(quán)激勵(lì)所產(chǎn)生的績效也再次成為關(guān)注熱點(diǎn)，因此，探究股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司績效的影響對(duì)我國上市公司來說意義非凡。

二、文獻(xiàn)綜述

盡管在研究股權(quán)激勵(lì)與公司績效的關(guān)系問題上，國內(nèi)外學(xué)者并沒有達(dá)成一致的結(jié)論，但是目前大體有下面三種觀點(diǎn)：

（一）股權(quán)激勵(lì)與公司績效存在線性相關(guān)關(guān)系

Jensen[1]以委托人與代理人之間“共享利益，共擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)”為出發(fā)點(diǎn)，最早指出了管理人員持股可以提高上市公司績效水平；Masli et al.[2]認(rèn)為，投資信息技術(shù)從長期來看有利于提高企業(yè)的生產(chǎn)力和競爭力。經(jīng)過一系列的實(shí)證研究，他們發(fā)現(xiàn)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后，管理層更愿意加大對(duì)信息技術(shù)的投資力度來提高企業(yè)的長期發(fā)展能力，即股權(quán)激勵(lì)有助于提升公司績效；Bhagat S et al.[3]以實(shí)施股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)財(cái)務(wù)欺詐為切入點(diǎn)，提出與大多數(shù)學(xué)者相反的觀點(diǎn)，認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司績效有負(fù)面影響。近年來國內(nèi)學(xué)者也不斷利用所接觸到的模型對(duì)股權(quán)激勵(lì)制度進(jìn)行更為深入的探究，如宋玉臣等[4]利用SEM模型進(jìn)行研究時(shí)，指出上市公司實(shí)行股權(quán)激勵(lì)無論是通過直接還是間接都能顯著提高公司績效。

（二）股權(quán)激勵(lì)與公司績效存在非線性相關(guān)關(guān)系

Fama E F et al.[5]首次提出掘壕自守假說。在對(duì)公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)時(shí)與公司績效有一種區(qū)間關(guān)系，認(rèn)為隨著管理層持股比例的增加，股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)先正再負(fù)再正；Gani L et al.[6]以凈資產(chǎn)收益率為公司績效衡量指標(biāo)研究其與股權(quán)激勵(lì)比例的關(guān)系時(shí)，指出二者沒有顯著相關(guān)關(guān)系；Griffith et al.[7]在研究美國商業(yè)銀行中CEO的持股比例與公司績效之間關(guān)系時(shí)，選擇經(jīng)濟(jì)增加值作為衡量公司績效的指標(biāo)，研究表明兩者呈曲線函數(shù)關(guān)系，其拐點(diǎn)分別為12%和67%；國內(nèi)蔣瑤等[8]選取了自2006年股權(quán)激勵(lì)正式實(shí)施以來，滬深兩市實(shí)施過股權(quán)激勵(lì)的京津冀上市公司為研究樣本，運(yùn)用實(shí)證分析研究股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間的相關(guān)關(guān)系，以及股東控股權(quán)對(duì)兩者關(guān)聯(lián)的影響研究結(jié)果表明股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間呈現(xiàn)出較為復(fù)雜的非線性相關(guān)關(guān)系，且股東控股權(quán)對(duì)兩者關(guān)系具有相應(yīng)的影響。

（三）股權(quán)激勵(lì)與公司績效沒有顯著相關(guān)關(guān)系

Jensen et al.以1974—1988年為時(shí)間段，選取美國最大的250家上市公司作為研究樣本，運(yùn)用回歸模型探究上市公司高級(jí)管理人員的各種薪酬模式對(duì)公司經(jīng)營績效的敏感性。結(jié)果顯示，雖然高級(jí)管理人員的薪酬與公司經(jīng)營績效呈正向變動(dòng)的關(guān)系，但“薪酬—績效”敏感度很低，即高管薪酬與公司績效之間沒有相關(guān)關(guān)系，只有微弱的提升作用。Jensen[1]的研究是國外最具有代表性的，隨后的研究大多沿用了其研究模式和方法；常樹春等[9]研究生物醫(yī)藥行業(yè)上市公司的股權(quán)激勵(lì)比例與公司績效時(shí)，運(yùn)用因子分析和主成分分析以及構(gòu)建多元線性回歸模型，分析得出兩者之間無顯著相關(guān)關(guān)系；魏文雪[10]以我國A股上市公司2013—2015年3年間的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為研究樣本，探究其激勵(lì)機(jī)制與公司績效的關(guān)系，結(jié)果顯示兩者之間不存在顯著關(guān)系。

通過對(duì)國內(nèi)外研究現(xiàn)狀的分析，可以看出現(xiàn)有的研究成果可分為三類，與國外學(xué)者相比，國內(nèi)學(xué)者對(duì)二者關(guān)系的研究還沒有得出統(tǒng)一的結(jié)論，本文認(rèn)為主要有以下三點(diǎn)原因，第一，因?yàn)槲覈纳鐣?huì)環(huán)境以及經(jīng)濟(jì)環(huán)境等背景的特殊性，使得各學(xué)者以不同的研究背景為視角，探究股權(quán)激勵(lì)與公司績效關(guān)系時(shí)得出的研究結(jié)果存在差異。此外由于宏觀政策的出臺(tái)有一定的時(shí)效性，也會(huì)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響。第二，對(duì)公司績效指標(biāo)的選取不同。公司績效指標(biāo)不同會(huì)使研究結(jié)果存在差異。第三，樣本選取的不同。在樣本選取上各專家學(xué)者結(jié)合自身研究內(nèi)容進(jìn)行選取，如選擇了某一個(gè)行業(yè)做樣本。此外，大多數(shù)學(xué)者都是選取橫截面數(shù)據(jù)，且數(shù)據(jù)量偏小、時(shí)間偏短都會(huì)對(duì)實(shí)驗(yàn)論證的結(jié)果產(chǎn)生影響。因此本文將進(jìn)一步調(diào)整研究方法和樣本數(shù)據(jù)，試圖建立大樣本、長時(shí)間跨度的回歸模型，并充分考慮經(jīng)濟(jì)異常波動(dòng)的影響效應(yīng)，以實(shí)行股權(quán)激勵(lì)的滬深A(yù)股上市公司2012—2016年的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，運(yùn)用ROE和ROA作為公司績效評(píng)價(jià)指標(biāo)以及構(gòu)建更為精準(zhǔn)的面板數(shù)據(jù)模型探究股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司績效的影響，試圖得出更有說服力的結(jié)果。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

國內(nèi)楊華領(lǐng)等[11]和韋小敏[12]在探究實(shí)行股權(quán)激勵(lì)對(duì)上市公司績效的影響時(shí)，都曾經(jīng)指出對(duì)上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可以顯著提高公司績效，本文也贊同此觀點(diǎn)，因而提出假設(shè)1。

H1：上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)可以提高公司績效，并且產(chǎn)生顯著的正向影響。

對(duì)股權(quán)激勵(lì)來說盡管呈現(xiàn)模式眾多，但是根據(jù)2016年《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》規(guī)定，我國的上市公司主要還是以實(shí)施股票期權(quán)和限制性股票為主，與此同時(shí)結(jié)合研究數(shù)據(jù)可知，目前有76%的樣本公司采用限制性股票，20%的公司采用股票期權(quán)，因而本文只考慮了上述兩種激勵(lì)模式。國內(nèi)楊春麗等[13]和張濤等[14]在研究股票期權(quán)、限制性股票等股權(quán)激勵(lì)模式對(duì)上市公司績效所產(chǎn)生的影響時(shí)指出，上市公司實(shí)行不同的股權(quán)激勵(lì)模式對(duì)其績效產(chǎn)生的影響是不同的，并且限制性股票模式優(yōu)于股票期權(quán)模式。故此提出假設(shè)2和假設(shè)3。

H2：不同的股權(quán)激勵(lì)模式的實(shí)施對(duì)上市公司績效產(chǎn)生不同的影響。

H3：限制性股票模式對(duì)上市公司績效產(chǎn)生更為顯著的影響。

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

由于我國股權(quán)激勵(lì)大多數(shù)在上市公司中進(jìn)行，因此本文從國泰安和WIND數(shù)據(jù)庫中選擇了自2012年公布股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，并在2012—2016年5年之內(nèi)正式開始實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的滬深A(yù)股上市公司為研究對(duì)象，在剔除相應(yīng)的金融類上市公司、ST公司等諸多存在不確定因素的公司之后，共收集到了245家財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為研究樣本進(jìn)行研究。

（三）變量定義

1.因變量。本文參照國內(nèi)相關(guān)學(xué)者的研究，為了實(shí)現(xiàn)估計(jì)結(jié)果的有效性和無偏差性，在選取公司績效指標(biāo)時(shí)，選用了凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)收益率這兩個(gè)指標(biāo)。由于托賓Q值是用來衡量企業(yè)長期績效的，而本文的研究區(qū)間為5年相對(duì)較短，并且托賓Q值在其使用過程中，經(jīng)常會(huì)用到市場(chǎng)價(jià)值，但是考慮到近年來我國資本市場(chǎng)并不穩(wěn)定，市場(chǎng)價(jià)值不能完全發(fā)揮其價(jià)值，因而本文在選擇績效指標(biāo)時(shí)沒有考慮使用托賓Q值。

2.自變量。由于股權(quán)激勵(lì)的影響因素眾多，如激勵(lì)比例、激勵(lì)模式行權(quán)條件等，為了使不同規(guī)模公司呈現(xiàn)出來的研究結(jié)果更加具有對(duì)比性，本文選取了股權(quán)激勵(lì)比例這一最可以反映一個(gè)公司股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的內(nèi)生指標(biāo)作為研究模型的自變量，與此同時(shí)，股權(quán)激勵(lì)模式作為影響股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的另一個(gè)重要內(nèi)生因素也被選為自變量。

3.控制變量。由于很多因素影響著上市公司績效，除了上文提到的變量外，還有一些其他的變量可能會(huì)對(duì)實(shí)證研究結(jié)果造成影響，所以為了提高實(shí)證結(jié)果的可靠性，將這些變量設(shè)計(jì)為控制變量。本文綜合考慮我國經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及公司各方面能力等諸多因素，所以還選擇了公司規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、總資產(chǎn)增長率、資產(chǎn)負(fù)債率和股權(quán)集中度這5個(gè)指標(biāo)作為本文相應(yīng)的控制變量。具體的變量定義如表1所示。

（四）模型構(gòu)建

股票期權(quán)和限制性股票是我國上市公司實(shí)行股權(quán)激勵(lì)的主要模式，為了研究上市公司采用不同股權(quán)激勵(lì)模式對(duì)其企業(yè)績效產(chǎn)生不同的影響，本文以股票期權(quán)（限制性股票）為激勵(lì)模式的上市公司為研究對(duì)象，對(duì)其績效進(jìn)行面板回歸分析，其中績效Y1（Y2）為被解釋變量，其余變量如上，構(gòu)建以下模型：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知，ROE和ROA的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為11.61和7.642、8.092和5.492，ROE和ROA最大值和最小值分別為40.96和-16.79、30.26和-12，這表明在我國實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的這些上市公司，其公司績效普遍是較好的；企業(yè)性質(zhì)的均值為5.857，與最大、最小值差異不大，表明上市公司不論是國有還是非國有，在實(shí)行股權(quán)激勵(lì)方面差異不大；對(duì)于總資產(chǎn)增長率從表2可知其最小值、最大值和均值分別為-30.20%、162.3%、28.25%，這表明樣本數(shù)據(jù)中的各上市公司在發(fā)展能力方面存在的差異較大；同時(shí)由上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率可知其最小、最大值分別為4.217%、80.73%，說明各公司在是否通過負(fù)債進(jìn)行籌資從而維持公司經(jīng)營上有較大的分歧；公司規(guī)模的均值達(dá)到21.76，與最大值和最小值差距不大，說明這些上市公司在公司規(guī)模上差異較小。下面再通過圖1、圖2、圖3來觀察自變量ROE、ROA、因變量MSR的特點(diǎn)。

從ROE和ROA這兩個(gè)直方圖可知，凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率的百分率基本都是在0之上，并且大多數(shù)的百分率都是集中在了10%左右，說明這些企業(yè)基本都有凈收益，與此同時(shí)大多數(shù)企業(yè)的總資產(chǎn)收益情況差異不是特別大。由MSR的直方圖可知，股權(quán)激勵(lì)比例絕大多數(shù)集中在了0%～4%，說明大多數(shù)企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)比例情況差異不是特別大。同時(shí)就目前我國股權(quán)激勵(lì)模式的情況進(jìn)行描述可知限制性股票有187家占76.34%，股票期權(quán)73家占20.98%，股票增值權(quán)6家，占比2.68%。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

當(dāng)回歸模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象時(shí)，可能會(huì)導(dǎo)致分析結(jié)果不準(zhǔn)確，為了防止這種情況的出現(xiàn)，本文將對(duì)收集到的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。這里同時(shí)進(jìn)行LLC檢驗(yàn)、ADF-Fisher檢驗(yàn)、PP-Fisher檢驗(yàn)，進(jìn)而增強(qiáng)檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性。

由表3可知，在上述的三種檢驗(yàn)方法下各變量的P值均在0—0.04之間，小于0.05，表明在5%的置信水平下，采用以上三種檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，都拒絕了變量不平穩(wěn)的原假設(shè)，認(rèn)為變量是平穩(wěn)的，不存在單位根。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

為了確保上市公司的股權(quán)激勵(lì)與其企業(yè)績效之間有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，本文對(duì)ROE和MSR、ROA和MSR進(jìn)行Kao檢驗(yàn)和Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表4。

由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知，ROE、ROA的Kao檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為-1.928997、-2.913593，P值分別為0.0269、0.0018，都小于0.05，通過了變量協(xié)整檢驗(yàn)。在ROE、ROA 的Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)中，除了Panel rho-Statistic和Group rho-Statistic的P值大于0.05外，剩下其余的統(tǒng)計(jì)量的P值大多為負(fù)數(shù)，這些負(fù)數(shù)均小于0.05，由于在Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)中上述大部分統(tǒng)計(jì)量的P值都是小于0.05的，因此可以認(rèn)為變量通過了協(xié)整檢驗(yàn)。

（四）B-P test、LR檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)

由于面板數(shù)據(jù)模型包括的模型較多，為了選取最優(yōu)模型，將做如下檢驗(yàn)，首先以ROE、ROA為因變量分別做OLS模型、隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)模型，并對(duì)模型進(jìn)行對(duì)比，以選取最優(yōu)的模型。

由表5可知，B-P test檢驗(yàn)p值為1，大于0.05的置信水平，不能拒絕Var（u）=0的假設(shè)，故選OLS模型為適合的模型；LR檢驗(yàn)的P值為1，大于0.05的置信水平，不能拒絕OLS模型與固定效應(yīng)模型具有同等效果的假設(shè)，故選OLS模型為適合模型；由于以ROE為因變量做的Hausman檢驗(yàn)，P值為0.1817，大于0.05的置信水平，認(rèn)為是隨機(jī)與固定效應(yīng)模型存在顯著差異的；而以ROA為因變量的Hausman檢驗(yàn)，P值為0.0001，小于0.05的置信水平，認(rèn)為隨機(jī)與固定效應(yīng)模型存在顯著差異的假設(shè)；綜上所述選OLS模型為最優(yōu)模型。

（五）相關(guān)性檢驗(yàn)

為了避免由于自變量和控制變量等之間存在多重線性關(guān)系，導(dǎo)致回歸分析結(jié)果出現(xiàn)錯(cuò)誤的情況，本文對(duì)選取的自變量以及因變量進(jìn)行了相應(yīng)的多重共線性檢驗(yàn)。在多重共線性問題的檢驗(yàn)指標(biāo)選取上面，本文選取容忍度和方差膨脹因子（VIF）這兩個(gè)指標(biāo)。如表6所示。

由表6可知，不論是以ROE還是以ROA為因變量，VIF的數(shù)值均在1—1.6之間，是小于判斷標(biāo)準(zhǔn)10的，這說明模型不存在多重共線性。同時(shí)分別在對(duì)以ROE和ROA為因變量的OLS模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)時(shí)，其P值分別為0.0621、0.1020，都是大于了0.05的置信水平的，這表明OLS模型是不存在異方差的。

（六）回歸性分析

由表7可知，R2是用來解釋擬合的優(yōu)度，R2分別為0.358、0.431，說明整體預(yù)測(cè)效果較好，變量可以較好地解釋被解釋變量，在10%的置信水平下，股權(quán)激勵(lì)比例的系數(shù)為正數(shù)并且系數(shù)較大，這表明股權(quán)激勵(lì)比例對(duì)凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率均有顯著正影響。另外，股票激勵(lì)模式對(duì)凈資產(chǎn)收益率有顯著正影響，對(duì)總資產(chǎn)收益率無顯著影響；在1%的置信水平下，公司規(guī)模、總資產(chǎn)增長率的系數(shù)也是正數(shù)，同時(shí)系數(shù)值也較大，表明公司規(guī)模、總資產(chǎn)增長率對(duì)凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率均有顯著正影響，資產(chǎn)負(fù)債率為負(fù)數(shù)，分別為-0.121和-0.170，表明其對(duì)凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率有顯著的負(fù)向影響；當(dāng)置信水平為5%和10%時(shí)，股權(quán)集中度為正數(shù)值表明其對(duì)凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率有顯著的正影響。然而企業(yè)性質(zhì)無論是對(duì)凈資產(chǎn)收益率還是總資產(chǎn)收益率都沒有顯著的影響。結(jié)合上述檢驗(yàn)總的來說，上市公司實(shí)行股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司績效是有影響的，并且產(chǎn)生的是顯著的正向影響，因此假設(shè)1是成立的。

結(jié)合上文的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)性質(zhì)這一變量對(duì)上市公司績效而言并不存在著顯著的影響，故而在分別以股票期權(quán)和限制性股票這兩種股權(quán)激勵(lì)模式進(jìn)行探究股權(quán)激勵(lì)內(nèi)生影響因素對(duì)公司績效產(chǎn)生影響的實(shí)證研究時(shí)，將其剔除，同時(shí)在股票期權(quán)和限制性股票這兩種模式進(jìn)行研究時(shí)，也按照假設(shè)1的實(shí)證分析方法進(jìn)行處理。

（1）B-P test、LR檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)

由表8可知無論是股票期權(quán)還是限制性股票，不管使用ROE還是ROA，做上述三個(gè)檢驗(yàn)，得出的最優(yōu)模型都是OLS模型。

（2）相關(guān)性檢驗(yàn)

由表9可知，對(duì)股票期權(quán)和限制性股票兩種模式分別進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)時(shí)，其績效指標(biāo)時(shí)ROE和ROA的VIF值相同且均為小于判斷標(biāo)準(zhǔn)10，說明模型不存在多重共線性。同時(shí)對(duì)以ROE和ROA為因變量的OLS模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)時(shí)，限制性股票的P值均為0.1685大于0.05的置信水平，這表明OLS模型是不存在異方差的。而股票期權(quán)的P值分別為0.0256和0，均小于0.05的置信水平，說明OLS模型存在異方差，因此對(duì)其進(jìn)行修正，修正后OLS模型不存在異方差。

根據(jù)上述的模型選擇結(jié)果，得到兩種股票激勵(lì)下股票激勵(lì)比例對(duì)企業(yè)績效的影響回歸模型系數(shù)表，如表10。第1至第4個(gè)模型分別代表股票期權(quán)激勵(lì)下以ROE為因變量的模型、股票期權(quán)激勵(lì)下以ROA為因變量的模型、限制性股票激勵(lì)下以ROE為因變量的模型、限制性股票激勵(lì)下以ROA為因變量的模型。

由表10可知，R2是用來解釋擬合的優(yōu)度，股票期權(quán)下修正R2分別為0.362、0.460，限制性股票R2分別為0.348、0.402，說明整體預(yù)測(cè)效果較好，可以較好地解釋被解釋變量。以股票期權(quán)激勵(lì)為模式時(shí)，MSR的系數(shù)為正，說明對(duì)公司績效有正影響，但影響力較小，表明股票期權(quán)對(duì)公司績效的影響并不顯著；在置信水平為5%和10%時(shí)，公司規(guī)模、總資產(chǎn)增長率的系數(shù)分別為2.217、1.096、0.0720和0.0515，其符號(hào)都為正，并且正數(shù)值相對(duì)較大，說明兩者對(duì)公司績效都有著顯著正向影響；表10中資產(chǎn)負(fù)債率的符號(hào)為負(fù)號(hào)并且系數(shù)分別為-0.131和-0.146，這說明其對(duì)公司績效而言是有顯著負(fù)向影響的；然而與其他變量不同的是，股權(quán)集中度對(duì)公司績效并沒有產(chǎn)生顯著影響。以限制性股票激勵(lì)為模式時(shí)，在置信水平5%下，股權(quán)激勵(lì)比例的系數(shù)分別為1.121、0.795，系數(shù)符號(hào)為正且數(shù)值較大說明它對(duì)上市公司績效有顯著的正向影響，與股票期權(quán)激勵(lì)相比之下，更加具有顯著性，說明采用限制性股票期權(quán)更有利于公司績效的提升；另外，公司規(guī)模的系數(shù)是正數(shù)分別為3.060、2.609，表明它對(duì)公司績效都有顯著的正向影響；在1%置信水平下，股權(quán)集中度的系數(shù)分別是0.0113和0.0729，系數(shù)為正并且正數(shù)值較大，表明其對(duì)公司績效有顯著的正向影響，然而在股票期權(quán)模式下，股權(quán)集中度對(duì)公司績效并沒有產(chǎn)生顯著影響，這表明限制性股票模式優(yōu)于股票期權(quán)模式。結(jié)合上述結(jié)果說明，上市公司實(shí)行不同股票激勵(lì)模式對(duì)其公司績效產(chǎn)生的影響是不同的，故而假設(shè)2成立。同時(shí)由上述分析可知限制性股票模式對(duì)上市公司績效產(chǎn)生更為顯著的影響，故而假設(shè)3成立。

五、結(jié)論與建議

本文通過以上的實(shí)證研究分析得出：上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)其公司績效產(chǎn)生影響，且是明顯的正向影響。其中股權(quán)激勵(lì)比例越高、股權(quán)激勵(lì)模式合理有效，公司規(guī)模越大，越有利于公司績效的提升。其次，在探究內(nèi)生因素股權(quán)激勵(lì)模式對(duì)績效的影響時(shí)，發(fā)現(xiàn)不同股權(quán)激勵(lì)模式對(duì)其企業(yè)績效所產(chǎn)生的影響是不同的，并且以限制性股票為股權(quán)激勵(lì)模式對(duì)提升公司績效的效果比股票期權(quán)更加明顯。針對(duì)本文的研究成果，提出兩點(diǎn)建議：

1.上市公司應(yīng)與國家法律政策相結(jié)合，適當(dāng)?shù)靥岣吖蓹?quán)激勵(lì)比例。通過此次實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，我國股權(quán)激勵(lì)比例集中在0～4%之間，平均在2%～3%，盡管符合我國規(guī)定的不超過20%，但與西方國家比較，激勵(lì)比例過小。當(dāng)股權(quán)激勵(lì)比例過低時(shí)，無法發(fā)揮其長效激勵(lì)作用。所以公司應(yīng)該結(jié)合國家相關(guān)法律法規(guī)合理地提高股權(quán)激勵(lì)比例，股權(quán)激勵(lì)比例應(yīng)定在7%～8%，使得管理者能夠通過持有一定比例的公司股權(quán)，激勵(lì)其更加努力提高公司績效水平。

2.上市公司應(yīng)結(jié)合其自身實(shí)際與公司特點(diǎn)來制定股權(quán)激勵(lì)方案，尤其是在選擇激勵(lì)模式時(shí)要更加注意。這主要是因?yàn)槲覈鲜泄驹诓煌I(lǐng)域，有相應(yīng)的領(lǐng)域特征，并且每個(gè)上市公司的條件也各不相同，因此應(yīng)該在設(shè)計(jì)股權(quán)激勵(lì)方案時(shí)要符合自身實(shí)際，進(jìn)而達(dá)到提升企業(yè)績效等目的。尤其像國有上市公司由于其本身的特殊性，所以應(yīng)更加注意結(jié)合自身實(shí)際制定股權(quán)激勵(lì)方案。

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