員工持股激勵效應的實證研究*
——來自我國A股上市企業的經驗證據

武漢工商學院 李明 黃霞

員工持股激勵效應的實證研究*
——來自我國A股上市企業的經驗證據

武漢工商學院 李明 黃霞

一、引言

員工是企業重要的利益相關者，員工持股是企業社會責任的一種表現。員工持股的股權激勵是現代企業的一種戰略性管理決策行為，當企業所有者和經營權分離時（即委托代理關系），為保證經營者能最大化發揮職業水平，同時保障其不損害企業利益，讓員工持有本企業股票或期權以達到解決公司治理中信息不對稱問題。我國在資本市場剛成立初期曾研究過上市公司股權激勵，但當時未能執行，直到2005年我國實施股權分置改革，這才為我國上市企業實施股權激勵掃清了障礙，從此我國企業員工持股的股權激勵進入了快速發展期。但是，隨著職業經理人的增多、企業規模的擴大，員工持股的股權激勵行為對企業發展是否存在顯著效應這一問題開始被人質疑。不少學者認為，由于股權激勵對象都是企業高級管理人員，這些人員不僅有股權激勵，同時也獲得較高薪酬，而前幾年我國經濟發展較好，因此能力一般的管理者也能實現所有者對其設定的激勵目標，不能體現出被激勵對象的水平。另外，代理治理也會引致道德問題，管理者為實現激勵目標，可能會采取編制虛假財務報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

在已有的文獻中，對于員工股權激勵的研究主要集中于是否存在激勵效應、激勵效應的方向、強弱等方面。在激勵效應上，又分為直接效應和間接效應。直接效應包括了三個效應方向：基于利益趨同假說理論認為，代理人（經營者）股權激勵會擴大其與股東之間利益的一致性，即被激勵對象有與公司相同的目標，從而能激發其業績管理行為，最終帶來正向企業績效；但也有理論指出股權激勵不一定能改善公司業績，反而可能不利于企業成長，如壕溝效應假說則指出，經營者存在尋租行為，股權激勵可能因為高管尋租而不能有效緩解代理沖突，反而會加劇代理問題（Bebchuk&Fried，2003），不利于企業業績。壕溝效應的觀點是股權激勵行為不能引起激勵正效應，即可能不影響或影響為負；還一種觀點認為股權激勵與企業績效間是非線性關系，當被激勵對象股份數少于某個閾值時，有正向激勵效應，而股份數超過某個閾值，則有負向激勵效應。對于間接效應，則主要是探討股權激勵通過何種途徑來提升企業績效，Wu&Tu（2007）認為在激勵背景下，被激勵對象（一般是管理者）會實施激進式戰略，希望通過擴大投資、并購重組等外部行為來提升企業業績。Kouki&Guizani（2009）則認為企業會通過內部管理，如通過加大盈余管理減少股利支付等行為使賬面有較好業績。此外，Marianna et al.（2006）則從創新角度認為在激勵制度實施后，公司會改進產品創新和技術創新來提升企業業績，從而實現激勵效應。但從現有的文獻來看，很少學者從股權集中度和宏觀經濟發展上對員工持股的股權激勵效應進行判斷和解釋。目前國內更多學者主要從上市企業樣本數據出發，對股權激勵效應進行了實證研究，如黃桂田和張悅（2009）采用上市公司截面數據發現員工持股對企業績效有正影響，但管理層持股對企業績效的影響是普通員工持股的4-6倍，但員工持股對企業績效的影響存在拐點。孔錦和徐永翃（2015）分析發現員工持股計劃顯著提升了企業績效。沈小燕和王躍堂（2015）通過比較發現，與未實施股權激勵計劃的公司相比，實施股權激勵計劃的公司績效在實施前與后均較好。根據以上的理論和文獻分析，本文認為跟國外股權激勵的本質一致，企業對員工進行股權激勵是為了員工能最大化發揮自己的能力，從而能提升公司的績效，為此提出第一個假設：

H1：股權激勵能對企業績效產生正效應

也有學者研究了外部變量對激勵效應的影響，如賈生華和陳文強（2015）研究了國有控股和市場競爭對股權激勵與企業績效相關關系的影響，發現股權激勵整體上存在激勵效應。吳作鳳（2014）分析了董事會治理特征對股權激勵效應的影響，研究發現股權激勵政策產生了正激勵效應，董事會持股和獨立董事比例增加都能提升激勵效應。本文認為內部公司治理和外部環境的改變會對企業績效產生影響，本文以股權集中度表示內部公司治理，以宏觀經濟環境表示外部環境。本文認為企業股權集中度對企業的股權激勵效應是有影響的，當大股東股權集中時，被激勵對象的經營決策權變小，從而會減弱股權激勵的正效應。此外宏觀經濟會間接影響企業績效，當宏觀經濟向好時，總體來看企業績效也會變好，盡管這種績效變好并不是企業經營和員工能力最大化引起的，但從計量角度上，會使正向影響程度加大。為此提出第二個假設：

H2a：股權集中度會減弱股權激勵的正效應

H2b：宏觀經濟增長會加大股權激勵的正效應

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源本文選取在2006-2012年期間我國有股權激勵行為的A股上市企業，之所以未包括2013-2015年期間樣本，主要是考慮到在這個期間實施股權激勵的企業，目前無法完整獲得其在實施股權激勵后三年的企業績效情況。本文同時剔除了股權激勵前后三年未上市的企業，這主要考慮到本文要觀察在股權激勵前后階段（三年）績效的變動。最終得到227家企業橫截面數據。企業數據均來源于國泰安金融數據庫，經濟序列數據來源于2015年《中國統計年鑒》。

（二）變量定義（1）企業績效。企業績效是指公司在一定時期內的經營結果，現代企業制度下衡量企業績效的變量有很多，包括總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）、營業利潤率、每股收益（EPS）、利潤增長率等。在目前研究股權激勵效應的文獻中，有較多的績效考核指標選擇了與凈利潤相關的指標。董麗娟（2013）對150家有股權激勵行為企業的統計結果顯示，82%的企業考核指標為凈利潤增長率，72%選擇了加權平均凈資產收益率，此外還有21.3%的企業選擇了凈利潤，12.67%的企業選擇了營業收入增長率。在借鑒已有文獻后，本文選擇凈利潤增長率作為企業考核績效的指標，這也是大多數研究員工持股的股權激勵文獻時選擇的代理變量。（2）股權激勵。對于股權激勵，已有較多文獻（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行衡量，本文認為這部分員工持股并非是真正激勵性質的，部分股份在激勵前就已持有。為此本文選擇企業上市后第一次進行股權激勵（發過公告）的股份比例作為員工持股計劃股權激勵指標。（3）企業股權集中度。企業股權集中度是指全部股東因持股比例的不同，所表現出來的股權集中還是股權分散的數量化指標。本文選擇企業前五大股東持股比例來衡量股權集中度。（4）宏觀經濟。本文選擇國內生產總值（GDP）增長率進行衡量。（5）控制變量。本文選取企業規模和資產負債結構作為控制變量。具體變量說明見表1。

表1 變量定義說明

（三）模型構建目前研究員工持股的股權激勵效應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激勵行為對股票價格短期內的影響，如沈海平（2011）運用事件研究法發現，上市公司股權激勵公告發布前后股票具有顯著的正價格效應。而回歸模型法主要是研究員工持股及股權激勵背景下，這一制度行為對企業績效的影響。本文主要觀察企業員工持股的激勵財務效應方向和程度。目前研究股權激勵效應較多的是采用面板數據分析，即回歸員工或高管持股比例對企業績效（考核指標）的影響，然而本文認為這樣選取的股權激勵并不恰當，高管持股可能并不是用于激勵，本身即含有股權。為此本文選擇橫截面數據進行分析，每個企業選取激勵的年份數值，因變量則為激勵前后企業績效變動情況。具體模型構建如下：

其中performance是企業績效指標，esop是股權激勵代理變量，control是控制變量，c為常數。如果α顯著為正，說明存在正股權激勵效應，α顯著為負，說明存在負股權激勵效應，如果α系數不顯著，說明不存在激勵效應。

為進一步探討第三方變量對企業股權激勵效應的影響，在方程（1）中加入外部變量與股權激勵代理變量的交叉項。在此，本文主要從內部股權結構（股權集中度）和外部環境（宏觀經濟）兩個角度來考察股權激勵結果是否受影響。為此構建如下兩個模型：

其中oc5是企業股權集中度指標，economy是宏觀經濟指標。esop×oc5是企業股權激勵與企業股權集中度的交叉項，esop×economy是企業股權激勵與宏觀經濟的交叉項。在方程（1）中引入交叉項的目的是檢驗企業內部變量（股權結構）和外部環境（宏觀經濟）對企業員工持股股權激勵效應的影響，對此主要是觀察β系數。本文采用最小二乘法（OLS）對上述方程進行估計。

四、實證分析

（一）描述性統計表2顯示了各個變量的簡單描述統計。可以看到用凈利潤增長率衡量的企業績效均值為0.025，說明樣本企業在樣本期間平均凈利潤率只有2.5%，這一數值非常低，但在企業間差異很大，最高的企業達到了12607%，最低的企業則是-6576%。樣本企業的股權激勵比例均值為3.08%，其中最小的企業只有0.009%，最高的企業為10%。對于股權集中度，顯示前五大股東持股比例和平均為57.116%，最小的企業為16.7%，最高的企業達到91.96%。樣本企業在樣本期間平均收入為exp（21.282）=17. 48億元，企業間差異很大。企業運用杠桿經營也非常明顯，平均資產負債率為39.4%，其中最小值為2.60%，最高的企業達到94.8%。

表2 各個變量的統計描述

（二）樣本T檢驗本文對樣本企業員工持股的股權激勵前后凈利潤增長率的差異情況進行顯著性分析。其中激勵前是指企業在發布激勵公告（即激勵實施年度）前面三年，激勵后是指企業在發布激勵公告后面三年（含公告當年）。具體配對樣本T檢驗結果見表3。從表3可以看出，227家企業在股權激勵前三年的平均凈利潤增長率為16.55%，在股權激勵后三年的平均凈利潤增長率未24.10%，二者相差7.55%，T檢驗統計量值為2.033，對應是雙側概率sig值為0.043＜0.05，說明我國A股上市企業在股權激勵前后凈利潤增長率有顯著性增長。

表3 股權激勵前后的配對樣本T檢驗

（三）回歸分析（1）我國上市企業股權激勵效應檢驗。表4顯示了對橫截面數據的回歸估計結果，民營和國有企業的劃分參考國泰安數據庫的企業實際控制人標準劃分，企業規模的劃分則按營業收入分為大規模企業（激勵年份營收10億元以上）和小規模企業（激勵年份營收10億元以下）。表4中列（1）的全樣本企業估計結果顯示擬合優度為0.667，觀察各個自變量，員工持股計劃股權激勵變量系數值為1.337＞0，在1%顯著性概率水平下統計顯著，說明股權激勵對企業績效增長有正向促進作用，這個結果與表2的結論一致。對于控制變量，企業營業收入為負（-1.862），高度統計顯著，資產負債率為正0，在5%概率水平下顯著。再觀察子樣本的估計結果，可以看到民營企業樣本下esop變量系數為7.662＞0，統計顯著，因此員工持股股權激勵的實施能正向影響民營企業績效，而對于國有企業樣本，esop變量系數為0.437，但統計不顯著，說明國有企業的員工持股股權激勵效應不顯著。對于控制變量，盡管顯著性與全樣本下結果不一致，但系數符號相同。對于不同規模大小的企業，小規模樣本下esop變量系數為1.729＞0，統計結果同樣顯著，因此對于小規模企業，員工持股計劃對于企業績效來說有正向股權激勵效應，對于大規模企業，esop變量系數為0.560，在10%概率水平下不顯著，說明大規模企業的員工持股股權激勵效應不顯著。對于控制變量，系數符號和顯著性基本上和前面幾列一致，這里不再一一贅述。從以上分析結果可以看出，前文提出的H1是成立的。

表4 我國上市企業股權激勵效應

（2）我國上市企業股權激勵效應的機制分析。表5進一步顯示了企業員工持股計劃股權激勵效應的機制分析，即方程（2）和方程（3）的估計結果，其中列（1）考察了股權激勵效應是否受企業股權集中度所影響，列（2）考察了股權激勵效應是否受宏觀經濟發展情況所影響。列（3）-列（6）是子樣本下的估計結果。對于全樣本企業，就主要觀察變量而言，esop變量系數為4.329＞0，高度統計顯著，esop與股權集中度oc5的交叉項變量系數為-0.057＜0，且在1%概率水平下統計顯著，這個結果說明企業股權越集中，會對企業股權激勵正效應產生負面影響，即會減弱股權激勵效應。企業績效對股權激勵的邊際影響為?performance/?esop=4.329-0.057*oc5，全樣本的企業股權集中度均值為57.116，因此?performance/?esop=4.329-0.057*57.116=1.073＞0。對于列（2），esop變量系數為-1.189＜0，在10%概率水平下統計不顯著，esop與宏觀經濟economy的交叉項變量系數為0.233＞0，在1%概率水平下統計顯著，這個結果說明外部宏觀經濟增長越好，對企業股權激勵正效應產生正面影響，企業績效對股權激勵的邊際影響為?performance/?esop=-1.189+0.233*economy，全樣本的宏觀經濟增長率為10.192，因此?performance/?esop=-1.189+0.233 *10.192=1.186＞0。

表5 我國上市企業股權激勵效應的機制分析

對于民營企業，當引入股權激勵與股權集中度交叉變量時，esop變量系數為12.483，交叉項變量系數為-0.148，二者均在5%概率水平下統計顯著，這個結果跟全企業樣本下結果是一致的，表明股權越集中，將會減弱企業股權激勵的正向效應。當引入股權激勵與宏觀經濟序列交叉變量時，esop變量系數為-0.588，交叉項變量系數為0.616，二者均不顯著，但其系數符號跟全樣本下一致，本文依舊認為宏觀經濟增長率升高能隱形擴大企業股權激勵的正效應。對于國有企業樣本，當引入股權激勵與股權集中度交叉變量時，esop變量系數為0.718，交叉項變量系數為-0.005，二者均在10%概率水平下統計不顯著；當引入股權激勵與宏觀經濟序列交叉變量時，esop變量系數為0.642，交叉項變量系數為0.020，二者均不顯著，但可以計算得到，企業績效對企業股權激勵的邊際影響為正。對于企業營業收入和資產負債率兩個控制變量，其系數符號和顯著性跟表2一致，這里不再詳細陳述。從所得數據中可以看出前文提出的H2a和H2b是成立的。

以上結果表明我國上市公司的員工持股計劃存在正的激勵效應，表明員工持股確實能調動持股人員（一般是中高層管理被激勵對象）的工作積極性及能力，通過加強企業管理、控制企業成本以及戰略經營等提升企業績效。對于民營企業存在正向激勵效應而國有企業不存在股權激勵效應的解釋是：對于國有企業，主要有兩方面的原因，一是國有企業實際的股權激勵對象為一般的企業員工，而管理人員特別是高級管理人員，大多數受國家委派任命，這使得被激勵對象不能參與到企業決策經營層面，激勵效應不明顯，另一方面，國有企業的績效目標受到有關部門的考核指標影響，在經營、策略和制度上較為被動，這個“硬約束”條件使得被激勵對象不能有效發揮管理水平，股權激勵在國有企業中受限。而對于一般的民營企業，恰好相反，首先企業運營機制較為靈活，企業股權激勵對象也均是能左右企業經營目標的實際管理人，這種“權權”（經營權、股權）一致背景下的行為使得被激勵人員的目標與公司目標一致，充分調動管理層積極性。

而對于外部變量對股權激勵效應的影響，本文得到股權集中度會減損企業股權激勵的正向效應，對此本文認為有兩方面因素，一是前五大持股股東中，很少包括被經營目標股權激勵的管理對象，因此當前五大股東股權比例更大時，被激勵對象的經營決策權利變小（重大項目、戰略重組等仍然取決于實際控制人），這種背景下會導致正向激勵效應被減弱；二是股權集中，會侵占中小股東利益，使得盈余管理更傾向于當期分配，而不作為下一期的資本，較多的實證分析也表明股權集中度與企業績效有負向關系，因此這一內生性（激勵與績效可能內生）問題導致了激勵弱效應。宏觀經濟增長對于提升股權激勵的正效應，顯然在宏觀經濟向好時，也會正向影響微觀企業的績效，相對于正常（經濟）增長率，此時股權激勵行為對于被激勵對象而言存在“隱形”福利效應，即企業績效提升部分是由外部經濟增長率上升貢獻的。

五、結論與建議

（一）結論研究結果顯示：我國上市企業在股權激勵前后企業績效（凈利潤增長率）有顯著性增長。員工股權激勵能對上市企業績效產生正效應，但這一效應對于民營企業和小規模企業更加顯著，而對于國有企業和大規模企業效應不明顯。股權集中度對于員工持股股權激勵正效應有減損性影響，而宏觀經濟對于股權激勵正效應有促進性影響。

（二）建議通過上述結論，本文提出以下幾點建議：第一，制定一個適合于企業自身發展的激勵方案。目前上市企業的激勵方案大同小異，沒有什么差別，均是被激勵對象與企業績效掛鉤，如果企業業績在規定時期內完成即可行權。盡管這種舉措確實能調動高管積極性，但是否真正適合于本公司發展，較難判斷。企業要從激勵模式、資金（股票）來源、激勵對象、激勵規模、行權價格，行權安排（時期）、行權條件（績效考核）等方面充分調研與驗證。第二，企業要加強員工持股股權激勵戰略的各項制度建設。在確定了激勵方案后，大股東和決策層要在股權激勵實施前（制定）、中（履行）、后（行權）進行明確界定，特別要對管理者（被激勵高層管理對象）進行有效監督，防止被激勵管理人員為了達到激勵目標而采取損害中小股東及公司長期成長的行為，這可以從薪酬、績效考核等方面進行監管。另一方面，可以考慮采用逆回購的方式實施股權激勵，這可以充分調動已有股份高管人員的管理水平。第三，繼續完善我國員工持股制度方面的法律法規。

*本文系教育部人文社會科學研究青年基金資助項目（項目編號：15YJC630060）；武漢工商學院“企業社會責任”學術研究團隊資助項目（項目編號：XSTD2016001）的階段性研究成果。

［1］黃桂田、張悅：《國有公司員工持股績效的實證分析——基于1302家公司的樣本數據》，《經濟科學》2009年第4期。

［2］沈小燕、王躍堂：《股權激勵、產權性質與公司績效、股權激勵》，《東南大學學報》2015年第1期。

［3］賈生華、陳文強：《國有控股、市場競爭與股權激勵效應——基于傾向得分匹配法的實證研究》，《浙江大學學報》2015年第9期。

［4］吳作鳳：《董事會治理特征對股權激勵效應的影響》，《廣東財經大學學報》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）