證監(jiān)會在2016年出臺了《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》，規(guī)范并鼓勵上市公司采用股權(quán)激勵方案進行激勵，以期形成資本所有者與勞動者的利益共同體，優(yōu)化投資者回報能力。

學術(shù)界中，對于實施股權(quán)激勵對企業(yè)績效的作用眾說紛紜。有學者認為管理層股權(quán)激勵能有效地使高管利益與公司利益趨同，從而激勵管理層重視企業(yè)長遠發(fā)展，提升企業(yè)績效；但也有研究者認為，當經(jīng)理人持股到一定程度時，因自身對公司的控制權(quán)增強，會導致管理層對企業(yè)的掏空。因此，股權(quán)激勵起“激勵”還是“自利”的作用，學術(shù)界并沒有得出統(tǒng)一結(jié)論。

本文試圖打開管理層股權(quán)激勵與企業(yè)績效間關(guān)系的暗箱，并對可能在兩者間起中介作用的因素——雙重代理成本展開研究。中介效應模型是經(jīng)濟學、管理學中常用的統(tǒng)計方法，也是揭示變量間因果關(guān)系的重要手段和工具之一。借助中介效應模型，本文搜集了滬、深兩市上市公司2015—2019年數(shù)據(jù)，以檢驗上市公司實施管理層股權(quán)激勵是否可以通過降低雙重代理成本，進而提升企業(yè)經(jīng)營績效。

1 理論分析與假設(shè)

1.1 管理層股權(quán)激勵與企業(yè)績效

在大部分情況下，股東與管理層的利益并不完全一致，股東追求企業(yè)的長期價值增值，而管理層在某種程度上會更著眼于短期的自身薪酬水平，因此，管理層為了自身利益可能會做出有損企業(yè)績效的投資經(jīng)營行為。為了避免管理層做出犧牲公司效益而換取自我利益的行為，企業(yè)實行了管理層股權(quán)激勵，使得管理層也有機會共享公司收益。

根據(jù)現(xiàn)有理論，管理層股權(quán)激勵主要有兩種作用，其一是“利益趨同假說”，另一種是“管理壁壘假說”。前者指出管理層股權(quán)激勵使得管理層與股東一同分享公司收益，使管理層利益與股東利益趨向一致。 如Hanlon等(2003)的研究發(fā)現(xiàn)每授予公司前五大高管價值1美元的股票期權(quán)，將在未來產(chǎn)生3.71美元的經(jīng)營性收益。后者指出管理層持股具有很強的防御性，從而降低企業(yè)價值。如Fama等(1983)發(fā)現(xiàn)隨著管理層持股比例上升，管理層對于企業(yè)的控制權(quán)也會增強，這樣就會削弱監(jiān)督約束機制的作用；且管理層持股比例上升會大大降低企業(yè)被成功兼并的可能性，外界給予該企業(yè)的監(jiān)督與關(guān)注也就隨之減小。又如Cheng等(2005)考察了銀行業(yè)中股權(quán)激勵與經(jīng)理人未來交易和盈余管理的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在銀行業(yè)中，股權(quán)激勵可能導致盈余管理，如果盈余管理能提高短期股價，經(jīng)理人就可通過增加他們將要出售的股票的價值來從中受益。由此可見，雖然股權(quán)激勵可以產(chǎn)生積極的激勵效應，但他們有時也會帶來副作用，比如，增加盈余管理。也有學者認為兩者并非呈線性關(guān)系。如Morck等(1988)認為，當經(jīng)理人適度持股時，持股會產(chǎn)生激勵效應，使得他們的利益與股東趨同，給企業(yè)帶來的影響是正向的；當經(jīng)理人持股達到一定水平時，隨著經(jīng)理人對公司控制變多，可能導致管理層對企業(yè)的掏空。

綜合來看，針對中國上市公司的實證研究得出的結(jié)論更多地支持“利益趨同假說”，汪濤等(2015)分析了2006—2010年我國上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)實施股權(quán)激勵后，上市公司管理者與控股股東利益趨向一致，股權(quán)激勵刺激了公司利潤的增長，提升了財務(wù)績效，具體來說，實施股價激勵的公司在盈利性指標上優(yōu)于可比上市公司，財務(wù)的穩(wěn)健性也要好于可比公司。Fang等(2015)根據(jù)中國公司的數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)，實施了股權(quán)激勵的公司兩年內(nèi)的股東權(quán)益回報率會顯著高于那些未實施股權(quán)激勵的公司，其中，董事會獨立性高、小規(guī)模的企業(yè)股權(quán)激勵的效果更顯著。周云波等(2020)利用中國A股上市公司2006年至2017年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)上市公司管理層股權(quán)激勵可以通過改善企業(yè)業(yè)績提升上市公司企業(yè)價值。張敬文等(2020)以2006—2018年滬、深兩市上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)經(jīng)理人股權(quán)激勵計劃可以通過增加證券分析師關(guān)注、研報關(guān)注增進股東對公司的了解，監(jiān)督管理層，提升上市公司的經(jīng)營績效。蔡蕙(2020)利用2011—2017年滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)高管股權(quán)激勵正向影響企業(yè)業(yè)績，且機構(gòu)投資者持股可顯著增強高管股權(quán)激勵對企業(yè)業(yè)績的積極作用。就此，本文提出：

假設(shè)1：管理層股權(quán)激勵與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系。

1.2 管理層股權(quán)激勵、代理成本與企業(yè)績效

現(xiàn)代公司制度框架下，企業(yè)的所有者是股東，而經(jīng)營者是公司管理層，股東委托管理層經(jīng)營公司，作為委托人的股東將決策權(quán)授予管理層，期望管理層以股東利益為目標而努力工作(Jensen和Meckling，1976)，這種所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離帶來了諸多問題。由此產(chǎn)生的“委托-代理”關(guān)系會誕生“雙重代理成本”。Jensen等(1976)指出，代理成本和其他成本一樣真實存在，當管理層追求自身利益而不是股東利益最大化時，就會產(chǎn)生第一類代理成本，也被稱為股權(quán)代理成本。代理成本的大小取決于人類在設(shè)計合同時的聰明才智，人們擁有強烈的動機去最小化代理成本。

管理層與股東利益不一致時，就會產(chǎn)生第一類代理成本，也被叫作“股權(quán)代理成本”，管理者可能瀆職偷懶，也可能為了構(gòu)筑自己的“商業(yè)帝國”而犧牲股東利益，或是為了攫取私人利益而犧牲企業(yè)利益。管理層股權(quán)激勵增強了薪酬契約的獎勵機制，管理者在將公司經(jīng)營好的情況下，更能獲得豐厚的獎酬，該獎酬甚至會遠遠大于自利行為獲得的收益，因此也就減少了管理層通過機會主義為自己謀取私利的動機，第一類代理成本也就隨之減少。Tzioumis (2008)通過對美國上市公司的實證研究表明，股東和管理層的利益沖突在實行了股權(quán)激勵之后顯著降低，管理層會更關(guān)注公司的長期利益，從而提升企業(yè)業(yè)績?；诖?，本文提出：

假設(shè)2a：股權(quán)代理成本是管理層股權(quán)激勵與企業(yè)績效間的中介因素，管理層股權(quán)激勵通過降低股權(quán)代理成本提升企業(yè)績效。

國內(nèi)外企業(yè)普遍存在大股東控股和股權(quán)集中現(xiàn)象，在投資者保護過于孱弱的市場中，由于對投資者保護的法律法規(guī)尚不完善，大股東會利用信息不對稱和中小股東“搭便車”的思想去侵占中小股東權(quán)益，具體方式有關(guān)聯(lián)交易、違規(guī)擔保、股利分配和內(nèi)部資金占用，產(chǎn)生“隧道效應”，中小股東因此產(chǎn)生的損失就是第二類代理成本，也被稱作“控制權(quán)代理成本”。

管理層股權(quán)激勵加大了高管對于風險的厭惡，大股東掏空中小股東權(quán)益時，也會對管理層造成嚴重損失，為了保護自身利益，管理層會更有動力去監(jiān)督、阻止大股東的掏空行為。丑建忠等(2008)發(fā)現(xiàn)在控制了其他因素對大股東占款的影響之后，總經(jīng)理持股能夠抑制大股東對上市公司的侵占，但是，股權(quán)激勵對于大股東侵占的抑制并不呈線性關(guān)系。同時，管理層面臨的控制權(quán)壓力趨小，更不容易成為大股東的“代言人”去做一些損害公司利益的經(jīng)營活動，從而使企業(yè)績效獲得提高?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設(shè)2b：控制權(quán)代理成本是管理層股權(quán)激勵與企業(yè)績效間的中介因素，管理層股權(quán)激勵通過降低控制權(quán)代理成本提升企業(yè)績效。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選用2015—2019年的滬深A股上市公司作為初始研究樣本，根據(jù)研究目標依次做如下處理：(1)剔除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)上市公司；(2)剔除樣本期間被ST、ST*的上市公司；(3)剔除無法實現(xiàn)數(shù)據(jù)獲取的上市公司，共涵蓋8820個觀察值。本文數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，通過Stata 12.0處理。為規(guī)避異常值影響，本文對所涉及的主要連續(xù)變量進行了1%水平上的Winsorize縮尾處理。

2.2 變量定義與變量表

2.2.1 解釋變量：管理層股權(quán)激勵

管理層通常被授予公司的股權(quán)以使管理層利益與股東利益趨向一致，本文以衡量管理層的股權(quán)激勵程度，即股價每上漲1%，高管權(quán)益價值的增量占總薪酬與權(quán)益價值之和的比例。其中Price、Share、Cashpay分別表示年末股票價格、管理層期末持股數(shù)量、管理層固定薪酬總額。值越大，股權(quán)激勵的強度越大。

2.2.2 被解釋變量：企業(yè)績效

本文以資產(chǎn)回報率(ROA)，也就是稅后凈利潤與總資產(chǎn)的比值來衡量企業(yè)績效，資產(chǎn)回報率越高，企業(yè)績效越好。

2.2.3 中介變量：代理成本

本文以管理費用率衡量第一類代理成本Cost1，由于管理層的在職消費、薪酬福利通常計入管理費用，因此用管理費用率來衡量第一類代理成本，管理費用率越高，管理層與股東之間的代理成本越高。大股東侵占中小股東利益的主要方式有關(guān)聯(lián)交易和資金占用，關(guān)聯(lián)交易形成“應收賬款”，資金占用則會帶來“其他應收款”，后者更具隱蔽性，因而是大股東“隧道行為”為自己謀取私利的一種主要手段，本文以其他應收款/年末凈資產(chǎn)來衡量第二類代理成本Cost2，其他應收款/年末凈資產(chǎn)的比值越高，大股東與小股東之間的代理成本就越高。

2.2.4 控制變量與變量表

公司規(guī)模(Size)為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；資產(chǎn)負債率(Leverage)為總負債與總資產(chǎn)的比值；董事會規(guī)模(Board)為董事會成員人數(shù)；股權(quán)集中度(Concentration)為公司第一大股東持股比例；成長性(Growth)為營業(yè)收入增長率；獨立董事比例(IndeDir)為獨董人數(shù)與董事會總?cè)藬?shù)的比值。此外，還控制了行業(yè)虛擬變量(Industry)和年份(Year)。

2.3 模型設(shè)計

本文根據(jù)溫忠麟檢驗中介效應的方法，建立回歸模型如下：

表1 變量定義及含義

Cost為代理成本，下文中，股權(quán)代理成本(Cost1)和控制權(quán)代理成本(Cost2)將分別代入該模型，以檢驗其是否作為股權(quán)激勵和公司績效的關(guān)系的中介變量。

根據(jù)假設(shè)1，系數(shù)α1預期顯著為正；根據(jù)假設(shè)2a、2b，系數(shù)β1預期顯著為負，系數(shù)γ2預期顯著為負。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可見：股權(quán)激勵(EquityIncentive)的均值為0.347，中位數(shù)為0.166，標準差為0.363，表明樣本中數(shù)量眾多的企業(yè)已經(jīng)實施對管理層的股權(quán)激勵機制，但激勵強度存在顯著差異。其最小值為0，表明少部分企業(yè)不設(shè)立股權(quán)激勵機制，而最大值高達0.965，說明股價每上漲1%，管理層持有的股票價值占固定薪酬和股票價值總額的比例增長最高達96.5%。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計表

股權(quán)代理成本(Cost1)與控制權(quán)代理成本(Cost2)的平均值分別為0.091和0.039，中位數(shù)分別為0.074和0.016，說明相較于控制權(quán)代理成本，股權(quán)代理成本在A股上市公司中更嚴重。公司績效(ROA)的均值為0.036，標準差為0.066，說明A股上市公司的平均資產(chǎn)收益率為正，不同企業(yè)的績效之間差距較小。

對于控制變量而言，A股上市公司的第一大股東持股比例(Concentration)的平均值為0.33，這說明滬、深兩市上市公司的股權(quán)集中度較高，第一大股東的控制權(quán)較大，易造成對中小股東利益的侵害。獨立董事比例(IndeDir)的最小值為0.333，可見樣本所選取的企業(yè)全部符合董事會成員中應當至少1/3為獨立董事的規(guī)定。公司規(guī)模(Size)與董事會規(guī)模(Board)的標準差分別為1.230和1.680，這說明A股上市公司的企業(yè)規(guī)模和董事會規(guī)模存在顯著差異。除此以外，其他控制變量標準差均小于1，說明變量波動較小，離散程度低，因此本文選取控制變量較為合理。

3.2 相關(guān)性分析

表3報告了主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果，由表3可見：除資產(chǎn)負債率(Leverage)與公司規(guī)模(Size)、獨立董事比例(IndeDir)與董事會規(guī)模(Board)這兩組變量之間的相關(guān)系數(shù)外，其余變量的相關(guān)系數(shù)均在(-0.5，0.5)范圍內(nèi)，不存在嚴重的共線性問題。

表3 主要變量的相關(guān)性檢驗表

管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)與企業(yè)績效(ROA)在1%水平上存在正向關(guān)系，表明股權(quán)激勵越高，企業(yè)的經(jīng)營績效越好，初步驗證了假設(shè)1。管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)與股權(quán)代理成本(Cost1)在1%水平上顯著正相關(guān)，這與假設(shè)2a不符，待做詳細的回歸檢驗驗證。管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)與控制權(quán)代理成本(Cost2)在1%水平上呈負向關(guān)系，控制權(quán)代理成本(Cost2)與企業(yè)績效(ROA)又在1%水平上顯著負相關(guān)，說明股權(quán)激勵的增強有通過降低控制權(quán)代理成本而提升企業(yè)績效的可能性，這與假設(shè)2b一致。

從控制變量來看，公司規(guī)模(Size)、董事會規(guī)模(Board)、股權(quán)集中度(Concentration)分別與總資產(chǎn)收益率(ROA)呈顯著正相關(guān)，資產(chǎn)負債率(Leverage)在1%水平上與總資產(chǎn)收益率(ROA)呈顯著負相關(guān)?？傮w來說，本文選擇的控制變量適合本文的模型研究。

3.3 回歸結(jié)果分析

3.3.1 假設(shè)1：管理層股權(quán)激勵與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系(Concentration)等變量的基礎(chǔ)上，管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)與企業(yè)價值(ROA)的多元回歸結(jié)果。表4第(1)(4)列報告了中介效應檢驗式(1)部分的多元回歸結(jié)果，表4第(2)(4)列報告了中介效應檢驗式(2)部分的多元回歸結(jié)果，表4第(3)(6)列報告了中介效應檢驗式(3)部分的多元回歸結(jié)果。其中第(1)(2)(3)列回歸結(jié)果對應的代理成本為股權(quán)代理成本(Cost1)，第(4)(5)(6)列回歸結(jié)果對應的代理成本為控制權(quán)代理成本(Cost2)。(1)至(6)列的調(diào)整分別為0.184、0.282、0.230、0.184、0.235和0.198，基本都大于0.1；且各模型回歸方程的F檢驗的P值均小于0.01，通過了顯著性為1%的檢驗，說明本文構(gòu)建的模型在整體方面比較合理，能夠較好地解釋管理層股權(quán)激勵、代理成本與企業(yè)績效之間的關(guān)系。

通過回歸分析，可以發(fā)現(xiàn)假設(shè)1得到了實證結(jié)果的支持。由第(1)(4)列回歸結(jié)果來看，以總資產(chǎn)報酬率(ROA)為被解釋變量時，管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)指標的回歸系數(shù)為0.022，在1%的水平上顯著為正。回歸結(jié)果支持假設(shè)1，即在其他條件不變的情況下，股權(quán)激勵強度的提升會增強管理層的“主人翁”意識，管理層利益與股東利益趨向一致，與股東共同分享公司收益，促使各項投資活動均以股東利益為出發(fā)點，減少利用職位為自己牟利的意愿與動機，有助于企業(yè)績效的提升。

表4 管理層股權(quán)激勵、雙重代理成本與企業(yè)績效回歸結(jié)果表

3.3.2 假設(shè)2：中介效應檢驗

上文已完成中介效應檢驗式(1)部分檢驗，即管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)與企業(yè)績效(ROA)顯著正相關(guān)，表4的第(2)(5)列報告了中介效應檢驗式(2)部分的多元回歸結(jié)果。結(jié)果顯示管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)與股權(quán)代理成本(Cost1)兩者負向相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.009，t值為-4.51，通過了1%的顯著性測試。這表明股權(quán)激勵強度的增加會調(diào)動管理層積極性，減小管理層利用機會主義為自己謀取利益的動機與意愿，股東對于管理層的監(jiān)督成本也會相應減少，從而減少股權(quán)代理成本。管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)與控制權(quán)代理成本(Cost2)兩者負向相關(guān)，系數(shù)為-0.008，t值為-3.81，通過了1%的顯著性測試。這表明：一方面，股權(quán)激勵的實施會增強管理層的自我保護意識，管理層更有動機去阻止大股東侵占小股東利益的行為；另一方面，管理層面臨的來自大股東的控制權(quán)壓力趨小，更有能力通過內(nèi)部控制的方式阻止“隧道效應”。

表4第(3)(6)列報告了中介效應檢驗式(3)部分的多元回歸結(jié)果，可見在股權(quán)代理成本作為中介變量和控制權(quán)代理成本作為中介變量的情況下，系數(shù)γ2均為負，分別為-0.239、-0.129，且都在1%的水平上通過了顯著性測試，進一步驗證了雙重代理成本的中介效應。由此綜合來看，實證檢驗結(jié)果支持假設(shè)2a、2b，即股權(quán)激勵的增強通過降低股權(quán)代理成本和控制權(quán)代理成本的方式提升企業(yè)績效。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述研究結(jié)論的穩(wěn)健和可靠性，本文更換自變量管理層股權(quán)激勵(EquityIncentive)與企業(yè)價值(ROA)的變量為管理層持股比例(Management)和凈資產(chǎn)收益率(ROE)，得到的結(jié)果如表5所示，采用新指標后發(fā)現(xiàn)，雖然系數(shù)大小發(fā)生了變化，變量的顯著性與前文的回歸結(jié)果基本一致，管理層持股比例與凈資產(chǎn)收益率在1%水平上顯著為正；管理層持股比例與股權(quán)代理成本、控制權(quán)代理成本在1%水平上顯著負相關(guān)；雙重代理成本分別作為中介變量的情況下，中介效應檢驗式(3)中γ2false系數(shù)均為負，且都在1%水平上通過了顯著性測試，與前文結(jié)論無實質(zhì)性差異，表明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗表

4 結(jié)論及政策建議

本文利用了滬、深兩市上市公司2015—2019年間的數(shù)據(jù)，研究了管理層股權(quán)激勵對經(jīng)營績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)：管理層股權(quán)激勵程度與企業(yè)績效存在顯著正向關(guān)系，管理層股權(quán)激勵程度越高，企業(yè)業(yè)績越好；中介效應模型的回歸檢驗也顯示，管理層股權(quán)激勵可以通過降低“雙重代理成本”，提升公司績效。

管理層股權(quán)激勵可以使管理層與股東利益最大程度地趨同，使管理層更注重企業(yè)長期發(fā)展，減少自利卻不利于企業(yè)長期發(fā)展的經(jīng)營行為，降低股權(quán)代理成本，提升企業(yè)績效；股權(quán)激勵強度提高后，管理層受大股東“控制權(quán)壓力”趨小，大股東話語權(quán)降低，絕對控股程度降低，管理層不需要實行大股東提出的有損于企業(yè)發(fā)展的經(jīng)營戰(zhàn)略；管理層自身利益與企業(yè)利益趨同后，也使得管理層更愿意發(fā)揮其主觀能動性監(jiān)督與阻止大股東掏空企業(yè)的行為，控制權(quán)代理成本減小，企業(yè)績效獲得提升。

根據(jù)本文的研究發(fā)現(xiàn)，本文認為未來監(jiān)管部門可以進一步合理放寬對上市公司股權(quán)激勵的限制以促進公司績效的提升。比如，調(diào)整股權(quán)激勵機制中限售股的解禁期和解禁數(shù)量，協(xié)調(diào)長短期激勵，以防止管理層的短視行為；公司也應合理設(shè)計管理層股權(quán)激勵，以避免股權(quán)激勵機制誘發(fā)“管理壁壘效應”，以及管理層增加特定投資或增加盈余管理的自利行為。