夏云馨

（上海外國語大學 國際工商管理學院，上海 201620）

1 理論分析與研究假設

與普通股權激勵不同，股票期權激勵呈現特殊的凸性特征，即股票期權與股票價格之間不是線性關系，而是一種凸性關系，當股價上漲時，期權價值同時上漲但不按固定比例，但如果股價低于股票期權行權價，期權價值則完全喪失（胡經生，2005）。由于股票期權的行權期一般會持續(xù)兩年到四年，股票期權可以不斷地激勵經理人員努力工作，并對其努力程度負責，減少了管理層的短視行為（Baranchuk，Kieschnick，and Moussawi，2014）。同時，這種凸性特征更能激勵高管為提升公司股價主動承擔一定的風險，自愿做出投資高風險、高收益項目的決策（屠立鶴，孫世敏，2018）。Hemmer等（1999）通過數學模型證明了最優(yōu)契約要求經理人員具有中等水平的相對風險厭惡度和水平遞減的絕對風險厭惡度，經理人員通常都是風險厭惡的，而使其轉變?yōu)轱L險中性從而達成最優(yōu)契約的主要手段便是凸性激勵。因此，本文提出第一個假設：

假設1：公司實施股票期權會對公司績效產生正向作用。

股票期權要對激勵對象起到激勵作用，需要股價真實反應管理層的努力程度，也就是說管理層越努力，公司的未來股價越有可能高于期權的行權價格。然而公司績效的提升與公司股價的上漲之間還受到了諸多因素的影響，其中影響因素之一是股票期權激勵計劃實施期間資本市場的情緒，若當時的資本市場整體處于牛市，公司業(yè)績的提升自然能夠帶來公司股價的上漲，但若當時的資本市場整體處于熊市，即使公司業(yè)績相比往年有所提升，股價也未必能夠上漲，當股價跌破行權價時，期權將喪失價值，這一點會極大地挫傷經理人員努力 工作的積極性，導致公司的經營止步不前甚至倒退。因此，本文假設：

假設2：市場情緒會在股票期權促進公司績效的過程中起到調節(jié)作用。牛市在股票期權促進公司績效的過程中起到正向調節(jié)作用；熊市在股票期權促進公司績效的過程中起到負向調節(jié)作用。

行權條件是重要的績效考核指標，只有達到相應的行權條件標準，管理層才能行權。行權條件中績效考核標準越高，高管就會越努力工作以提高公司業(yè)績（楊春麗，趙瑩，2016）。經過統(tǒng)計，公司層面的業(yè)績考核標準主要有：凈利潤增長率、凈資產收益率和營業(yè)收入增長率這三種指標。凈利潤增長率反映了公司的盈利能力；營業(yè)收入增長率反映了公司預期未來業(yè)務的拓展趨勢、市場占有能力；凈資產收益率則反映公司對股東投入資本的運用情況（謝獲寶，丁宇璇，2015）。合理的業(yè)績考核指標的設定會促使高管努力提升公司利潤、拓展市場、投資凈現值大于零的投資項目，從而更進一步地提升公司業(yè)績；同時，不合理的業(yè)績考核指標的設定會導致高管很容易達成該目標或容易通過操縱公司賬目等方式達成目標，股票期權激勵就會失去意義。不同的行權條件對經理人員的影響有所不同。因此，本文假設：

假設3：行權條件的設置會在股票期權促進公司績效的過程中起到正向調節(jié)作用。

股票期權的激勵效果并非對所有類型的激勵對象都能發(fā)揮作用，公司高管獲得期權收益后也有可能做出不利于公司發(fā)展的決策。根據行為金融學的過度自信理論，當高管的“理性人”假說失效時，被授予股票期權的經理人員會高估企業(yè)未來發(fā)展和公司績效，做出激進的投資決策，對公司股價和企業(yè)績效產生不利影響。因此，本文假設：

假設4：過度自信高管的存在會在股票期權促進公司績效的過程中起到負向調節(jié)作用。

綜合以上的分析，理論上股票期權激勵能提高企業(yè)的績效，然而，企業(yè)要想發(fā)揮股票期權激勵計劃的最大效用，需要做到對資本市場情緒有足夠清晰的認識、對行權條件標準的制定有嚴格的把控、以及對公司高管的特征有深刻了解。如圖1所示，不利的因素將削弱期權激勵對公司績效提升產生的效應。

圖1 期權激勵與公司績效

2 數據與變量

為了確保相關財務數據的可獲得性，本論文的實證研究部分以我國2008年至2018年內實施（以預案公告日期為準）股票期權激勵計劃的上市公司為樣本，總共得到584家實施股票期權的上市公司。所有解釋變量、被解釋變量和控制變量數據均來自WIND金融數據庫和CSMAR數據庫。對樣本公司的處理遵循以下幾個要點：（1）剔除數據不全的公司；（2）剔除異常值；（3）剔除已經退市的公司；（4）剔除實施股權激勵后的3年內被并購、高管層發(fā)生重大變化的公司。將原始樣本公司進行以上處理后，共得到2008年至2018年間571個樣本公司。為了防止股票期權實施對企業(yè)績效影響的滯后效應，本文分別收集了樣本公司股票期權實施前一年的相關數據、股票期權實施當年的相關數據以及股票期權實施后一年的相關數據進行分析，一共得到樣本1，713個。

本文的被解釋變量主要用于反映企業(yè)的績效和經營狀況。在變量的選擇過 程中，本文參考并結合了國內外相關研究，最終確定了兩個使用較為廣泛、較有 代表性的會計業(yè)績指標作為被解釋變量，分別是凈資產收益率和營業(yè)收入增長率。這兩個指標的結合可以同時反應公司的盈利能力和發(fā)展能力。其中，凈資產收益 率是股票期權激勵實施當年公司凈利潤和凈資產的比率；營業(yè)收入增長率是股票期權激勵實施當年的營業(yè)收入和上一年的營業(yè)收入的差值與上一年營業(yè)收入的比率。

本文的基礎是研究股票期權對企業(yè)績效的積極影響，因此本文將股票期權的實施（預案公告日期）作為時間節(jié)點，設置虛擬變量，實施股票期權的前一年變量值為0，實施當年變量值為1。同時，考慮到期權作用于績效的滯后性，本文還將另外檢驗宣告期權后一年績效與宣告前一年績效的對比，實施股票期權的前一年變量值為0，實施股票期權的后一年變量值為1。

隨后本文的研究的重點圍繞股市情緒、行權條件和過度自信對股票期權影響 企業(yè)績效的調節(jié)作用展開，因此，本文分別為這三個因素選擇了合適的解釋變量。首先，對于股票市場情緒的衡量，本文使用ISI綜合投資者情緒指數，以年為單位取平均值，若樣本所在當年的投資者情緒指數超過十年平均值則視為牛市，若 低于十年平均值則視為熊市。ISI綜合情緒指數參考了魏星集等人（2014）的研究，計算公式為：

其中，NA為新增開戶數；TURN為市場換手率；CCI為消費者信心指數；DCEF為封閉式基金折價率；NIPO為新股發(fā)行數量；RIPO為新股上市首日收益率。該數據來源于CSMAR數據庫。將股市情緒設為虛擬變量，當資本市場處于牛市時，變量值為1；當資本市場處于熊市時，變量值為0。其次，對于樣本中設置的行權條件考核標準進行核查分析后，將其細分為三個行權條件標準，加權平均凈資產收益率、凈利潤增長率和營業(yè)收入增長率。最后，對于高管過度自信的衡量，根據諸多文獻的研究與分析，主要發(fā)現了以下衡量標準：CEO的相對薪酬（Mathew，L A H and Hambrick，D C，1997）、主流媒體評價（Brown，R and Sarma，N，2007；Mathew，L A H and Hambrick，D C，1997）、盈利預測偏差（Lin，Y，Hu，S and Chen，M，2005）、管理者自愿增持股票（Malmendier，U and Tate，G，2005；Malmendier，U and Tate，G，2005）、企業(yè)景氣指數（余明桂，夏新平，鄒振松，2006）。為了兼顧數據指標的有效性和易獲得性，本文主要參照Malmendier和Geoffrey（2005）以及孫光國和趙健宇（2014）的方法，使用管理者是否自愿增持股票來衡量高管過度自信，將過度自信設為虛擬變量，當管理者主動增持股票時，管理者對企業(yè)充滿信心，變量值為1；其他情況下，管理者對企業(yè)持中立或悲觀態(tài)度，變量值為0。

在控制變量方面，參考相關文獻（許娟娟，陳志陽，2019；趙華偉，2016；劉柏，盧家銳，2019），本文總結了使用較多的幾個控制變量：企業(yè)規(guī)模、上市年數、所處行業(yè)、資產負債率、現金回報率、有形資產比率、流動比率、兩職兼任、獨董比例，防止被解釋變量受到這些變量的影響，干擾本研究的實證研究結果，使本研究的結果更加真實、客觀、有效。主要變量的含義如表1所示。

表1 變量及含義

3 實證結果

3.1 描述性統(tǒng)計

圖1顯示了股權激勵方案實施前后公司績效均值比較，公司凈資產收益率、營業(yè)收入增長率在實施當年高于前后兩年。

圖2 股權激勵方案實施前后公司績效均值比較

股票期權實施當年主要的解釋變量、被解釋變量和控制變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。在表明市場情緒的變量中，2007年至2019年這十三年間，大約有一半的年份處于牛市，一半處于熊市。在表明行權條件標準的變量中，大約有15%的公司的行權條件中包含了加權平均凈資產收益率，大約有43%的公司的行權條件中包含了凈利潤增長率，大約有15%的公司的行權條件中包含了營業(yè)收入增長率，說明很多公司衡量企業(yè)績效提升的重要指標為凈利潤增長率。在表明高管過度自信的變量中，大約有79%的公司存在高管過度自信的情況。

表2 實施股票期權當年主要變量基本統(tǒng)計表

3.2 回歸分析結果

3.2.1 股票期權影響企業(yè)績效的回歸分析

首先對股票期權對企業(yè)績效的影響進行實證分析和檢驗，其中，ROE（實施當年）表示被解釋變量為凈資產收益率，并取股票期權實施前一年與當年的相關數據，ROE（實施后一年）表示被解釋變量為凈資產收益率，并取股票期權實施前一年與后一年的相關數據，Revenue（實施當年）與Revenue（實施后一年）與之類似，區(qū)別是被解釋變量為營業(yè)收入增長率。具體回歸結果如表3所示。從模型的實證分析結果可以看出，股票期權實施當年和后一年公司的凈資產收益率都顯著高于股票期權實施前一年的凈資產收益率。同時，股票期權實施當年和后一年公司的營業(yè)收入增長率都顯著高于股票期權實施前一年的營業(yè)收入增長率。兩者都在1%的水平上顯著。說明公司實施股票期權可以顯著提高公司凈資產收益率和營業(yè)收入增長率，提升公司盈利能力和發(fā)展能力，從而提升企業(yè)績效。假設1成立。

表3 股票期權實施對企業(yè)績效影響的回歸結果

3.2.2 調節(jié)因素的回歸分析

隨后本研究逐個針對三個調節(jié)變量進行實證分析和檢驗。由于本文選取三個使用頻率較高的行權條件標準作為行權條件調節(jié)變量的衡量指標，本文為每種行權條件分別進行回歸分析。

從表4市場情緒的實證分析結果可以看出，市場情緒顯著影響了股票期權實施當年的營業(yè)收入增長率，市場情緒與股票期權交互項在5%水平上顯著。同時，市場情緒顯著影響了股票期權實施后一年的凈資產收益率和營業(yè)收入增長率，市場情緒與股票期權交互項在10%水平上顯著。說明市場情緒對股票期權影響企業(yè)績效有顯著的調節(jié)作用。假設2成立。

表4 市場情緒調節(jié)變量的回歸結果

表5、表6和表7報告了行權條件的實證分析結果。表5顯示行權條件1（加權平均凈資產收益率）顯著影響了股票期權實施當年和實施后一年的凈資產收益率，行權條件1與股票期權交互項分別在5%和1%的水平上顯著，并且系數均為正。這說明行權條件1的設置對股票期權影響企業(yè)績效有顯著的正向調節(jié)作用。

表5 行權條件1調節(jié)變量的回歸結果

從表6可以看到，行權條件2（凈利潤增長率）僅顯著影響了股票期權實施當年的凈資產收益率，行權條件2與股票期權交互項在10%的水平上顯著，并且系數為負。這說明行權條件2的設置對股票期權影響企業(yè)績效沒有顯著的正向調節(jié)作用。這可能是因為凈利潤增長率這一指標很容易受到會計操控，并不能真實反映一個公司的真實經營水平和能力。

表6 行權條件2調節(jié)變量的回歸結果

表7顯示行權條件3（營業(yè)收入增長率）僅顯著影響了股票期權實施當年的營業(yè)收入增長率，行權條件3與股票期權交互項分別在5%的水平上顯著，并且系數均為正。這說明行權條件3的設置對股票期權影響企業(yè)績效也沒有顯著的正向調節(jié)作用。這可能是由于使用營業(yè)收入作為行權條件的公司，其經理人員勢必會努力提升該指標，而該指標與本文使用的衡量企業(yè)發(fā)展能力的變量一致，可能導致內生性問題。

表7 行權條件3調節(jié)變量的回歸結果

綜合以上回歸結果，本研究發(fā)現相比以凈利潤增長率和營業(yè)收入增長率作為行權條件，使用凈資產收益率能更好地促進經營績效的提高。假設3在以凈資產收益率作為行權條件時成立。雖然都是使用較多的行權條件，但是效果差別卻十分明顯。其中的原因可能是凈資產收益率是一個綜合性指標，而凈利潤增長率和營業(yè)收入增長率計算所用到的會計指標較容易被粉飾和操控，進而導致這兩項指標無法通過股票期權正向作用于企業(yè)績效，因為當激勵對象可以通過盈余管理或其他手段達成股票期權中設置的行權條件，他們必然不會選擇通過努力工作來提升績效，因此導致了這兩項行權條件的調節(jié)作用失效。

表8報告了過度自信的實證分析結果。結果顯示，過度自信與股票期權交互項系數均為正值，但在1%、5%和10%的水平上均不顯著，說明高管過度自信對股票期權影響企業(yè)績效的調節(jié)作用并不顯著，假設4不成立。這可能是因為本研究選取的高管過度自信衡量指標為高管自愿增持，有高管自愿增持情況的公司視為存在過度自信情況。盡管高管自愿增持股票能說明該名高管對企業(yè)業(yè)績充滿信心，但這種方法容易將單個公司高管的作用看得過重，因為通常來說企業(yè)的重大經營決策，例如投資并購等，不是由單個高管所能左右的，因此即使存在過度自信的管理者，企業(yè)也不一定會做出激進的投資決策。

表8 過度自信調節(jié)變量的回歸結果

回歸分析的結果表明：第一、股票期權的實施對企業(yè)經營績效具有顯著的正向影響，凈資產收益率和營業(yè)收入增長率這兩個衡量績效的指標均有顯著提升；第二、市場情緒對股票期權影響企業(yè)績效的過程具有顯著的調節(jié)作用，相對于市場處于熊市，市場處于牛市時，期權激勵對績效的正向影響更為明顯；第三、不同行權條件的設置對股票期權影響企業(yè)績效的過程具有不同的調節(jié)作用。當股票期權的行權條件為加權平均凈資產收益率時，股票期權對企業(yè)績效的提升作用顯著提高，但當股票期權的行權條件為凈利潤增長率和營業(yè)收入增長率時，股票期權對企業(yè)績效的影響沒有發(fā)生顯著變化；第四、高管過度自信對股票期權影響企業(yè)績效不存在顯著的負向調節(jié)作用。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了防止行權條件與衡量企業(yè)績效指標之間的內生性問題，避免對研究結果產生干擾，本文另外選取了可持續(xù)增長率（SGR）作為被解釋變量，進行回歸分析，進而驗證本文的假設。根據一些文獻，可持續(xù)增長率可以一定程度上反映企業(yè)的績效水平（楊春麗，趙瑩，2016），并且與行權條件指標不重合，因此可以解決內生性問題。從表9可以看出，股票期權的實施對企業(yè)績效依然存在顯著影響，進一步驗證了假設1；加權平均凈資產收益率對股票期權影響企業(yè)績效的正向調節(jié)作用依然顯著；凈利潤增長率對股票期權影響企業(yè)績效的調節(jié)作用依然不顯著；營業(yè)收入增長率對股票期權影響企業(yè)績效的調節(jié)作用依然不顯著。以上穩(wěn)健性檢驗結果都與本文的研究結果相符，進一步驗證了假設3。

表9 行權條件調節(jié)變量的回歸結果

4 結論

股票期權作為員工激勵的手段之一，早已在國外得到了大規(guī)模的使用，在中國也正在逐漸打開市場。本文在傳統(tǒng)委托-代理理論的基礎上，利用凸性激勵理論，深入地闡明股票期權的激勵機制，以及該機制可能失效的三種情況。為了驗證上述理論，本文選擇對中國2008至2018年間實施股票期權激勵計劃的上市公司進行實證研究，通過對上市公司股票期權實施前與實施后凈資產收益率和營業(yè)收入增長率的橫向比較，發(fā)現實施股票期權的公司在期權行權當年和后一年的業(yè)績均有顯著提升，因此可以得出結論：股票期權的實施能夠激勵高管努力工作，提升企業(yè)的績效。通過研究市場情緒、行權條件和過度自信這三個調節(jié)變量對股票期權與企業(yè)績效關系的影響，發(fā)現在牛市背景下，實施股票期權后企業(yè)績效的提升程度顯著高于熊市背景；當公司將凈資產收益率作為行權條件的考核標準時，實施股票期權后企業(yè)績效的提升程度有顯著的提高；當公司經理層內存在過度自信的管理人員時，實施股票期權后企業(yè)績效的提升程度并沒有顯著的降低。因此可以得出結論：市場情緒會在股票期權促進公司績效的過程中起到調節(jié)作用，并且牛市在股票期權促進公司績效的過程中起到正向調節(jié)作用，熊市在股票期權促進公司績效的過程中起到負向調節(jié)作用；將凈資產收益率指標設為行權條件會在股票期權促進公司績效的過程中起到正向調節(jié)作用；過度自信高管的存在不會在股票期權促進公司績效的過程中起到負向調節(jié)作用。

本文的實證結論可以為上市公司設計和實施股權激勵方案提供一些建議。第一，鑒于本研究驗證了股票期權的實施可以顯著提升企業(yè)績效，上市公司在選擇股權激勵模式的時候可以更多地考慮采取股票期權的模式；第二，鑒于本研究證實了市場情緒對股票期權影響企業(yè)績效存在顯著的調節(jié)作用，上市公司在決定實施股票期權激勵方案的時候，應當仔細考察當前的宏觀市場環(huán)境和市場情緒，避開熊市背景，在牛市背景下實施股票期權帶來的收益更大；第三，鑒于本研究證實了凈資產收益率這一行權條件對股票期權影響企業(yè)績效存在顯著的正向調節(jié)作用，而凈利潤增長率和營業(yè)收入增長率則沒有，本文建議上市公司在設計股票期權方案時應當進行慎重的考量，盡量選擇與股東收益掛鉤的衡量指標，規(guī)避容易被操縱的會計指標。