股票期權激勵、常規收入與高管風險承擔
——基于期權價值異質性的視角

，　

(東北大學 工商管理學院，遼寧 沈陽 110167)

1　引言

在密集發布3個股權激勵相關事項備忘錄和2個監管問答后，中國證監會于2016年7月13日頒布了新的《上市公司股權激勵管理辦法》，2005年底發布的舊的試行辦法也即行廢止。相關政策規定密集出臺的背后是上市公司活躍實施股票期權激勵計劃的現實，關于股票期權激勵對公司最終業績影響的研究文獻較為常見，但作為微觀上直接影響公司經營效果和宏觀上間接影響產業結構調整的另一重要變量——高管風險承擔，受到的關注卻相對有限。現有的關于股票期權激勵與高管風險承擔的研究分別從經典代理理論和行為代理理論出發，得出了不同的研究結論[1,2]，針對結論不一問題，本文試圖從一個新的視角出發給予解釋，即股票期權激勵價值異質性的視角。

股票期權激勵的異質價值即預期價值和稟賦價值。預期價值是高管對授予的股票期權在未來某一時點所能達到價值的預期，是一種預估的價值，也是一種“向前看”的價值。“稟賦”一詞取自行為經濟學，行為理論認為個體會將其“占有”的財富視為其已經“擁有”的財富，或者將“虛擬”的財富視為“現實”的財富，且會極力避免這種財富的損失，表現出“損失規避”，這種心理現象被稱為稟賦效應。稟賦價值是一種“向后看”的價值，可以看作是股票期權轉化為普通股票的數量與某時刻股票價格乘積減去相關成本，高管心理上會表現出對稟賦價值損失的厭惡。股票期權激勵的預期價值和稟賦價值對高管決策時的作用機理不同，從而對高管風險承擔產生不一樣的影響。

本文從股票期權激勵價值異質性的視角出發，探索股票期權激勵對高管風險承擔的影響，并考察高管常規收入對二者關系的調節作用，其貢獻在于：首先，之前研究往往單一從經典代理理論或行為代理理論出發，得出不同的結論，本文提出的股票期權激勵價值異質性概念及其實證結果能在一定程度上對這一分歧做出新的解釋；其次，探索高管常規收入對股票期權激勵與高管風險承擔關系的影響，突破以往文獻單一研究某一形式薪酬激勵對高管風險承擔的影響，將研究的層面拓展到薪酬合約的層次；最后，高管風險承擔過度問題是以往文獻鮮有涉及的，本文在進一步研究中發現高管可能并不會因風險承擔過度而停止對風險的追逐，這一發現將有關高管風險承擔的研究向縱深推進了一步。

2　文獻綜述與研究假設

關于股票期權激勵對高管風險承擔的影響，經典代理理論與行為代理理論給出了不同的解釋。以Jensen和Meckling[3]為代表的經典代理理論認為，與股東相比，作為代理人的高管由于其收入和任職風險較難分散，一般被認為是持風險規避態度，風險規避的高管將拒絕有風險但凈現值為正的項目，進而產生代理成本，而將股票期權加入到薪酬組合中使高管收入與公司業績的關聯性增強，能有效協調高管與股東利益分歧，提升高管風險承擔水平，緩解上述代理問題。Belghitar和Clark[4]認為提高高管收入的凸性程度會提高其風險承擔水平(這里的凸性指高管收入隨公司業績的增加而邊際遞增)，而股票期權激勵因其上行收益無限，下行損失為零而呈現較強的凸性特征[5]。Core和Guay[6]將Black-Scholes期權定價模型予以改進，構建起了反映股票期權激勵凸性程度的Vega值，并證實Vega值與高管風險承擔水平存在正相關關系。Baixauli-Soler等[7]以公司收益波動率作為高管風險承擔水平的衡量標準，發現股票期權激勵提高了公司收益波動率。其后，Chen等[8]，Low[9]，Croci和Petmezas[10]分別發現股票期權激勵促進了研發投入、杠桿水平和并購規模等某一具體方面經營風險的提高。Wiseman和Gomez-Mejia[11]將前景理論融合到代理理論中，提出了行為代理理論(behavioral agency theory)，認為高管并非完全的理性經濟人，注重損失規避而非風險規避，對損失比對同等收益更為敏感，且股票期權本身具有內在價值，高管會將其視為已經擁有的財富，即將內在價值進行稟賦，從而使高管產生風險規避心理。Sawers等[2]利用實驗方法進行研究，以MBA為實驗對象，發現較高的風險容忍度能弱化高管股票期權授予后風險決策的框架效應，從側面說明了高管對股票期權進行稟賦現象的存在，回應了Wiseman和Gomez-Mejia[11]的理論分析。Lefebvre和Vieider[12]也通過實驗研究指出，一定條件下限制性股票比股票期權更能激勵高管承擔風險，而這與經典代理理論的觀點相悖，因為經典代理理論認為限制性股票的凸性程度低于股票期權。

高管在取得股票期權時并不付出實際成本，未來的實際收益取決于未來股價的高低，高管有動力去實現最大化的預期價值，其將通過努力和決策達到股票期權激勵的行權條件，并盡可能地推動預期價值的增加。一方面，預期價值的增加離不開公司整體價值的提升，而公司價值的增加與高管風險承擔水平的高低關系密切[13,14]，為此，高管會增加凈現值為正但風險較大項目的投入，而達到行權條件前，高管手中的股票期權并不具備“真金白銀”的性質[11]，僅是一種虛擬價值，即使風險決策失敗，高管并不會有實際損失，因此，此時高管并不具備風險規避的動機；另一方面，股票期權是一種凸性程度較高的薪酬形式，股票期權激勵的預期價值會隨著公司價值的增加邊際遞增，這種凸性特征更能激勵高管做出投資高風險高收益項目的決策，承擔高風險的同時也增加獲取超額收益的機率。此外，股票期權激勵一般是分期行權，當下冒險的失敗并不影響未來股票期權的行權，這在很大程度上降低了高管的后顧之憂，使其敢于在當下承擔風險。基于此，本文認為對股票期權激勵預期價值的追逐會使高管提高風險承擔水平。

不同于預期價值，股票期權激勵的稟賦價值反映的是一種被高管視為自身財富的心理評估價值。行為代理理論突破經典代理理論中關于“理性人”的假設，認為個體是損失規避而非風險規避，同等損失給個體帶來的負效用比收益帶來的正效用更大。作為非理性人，高管會因對心理稟賦價值的保護而減少冒險行為。由于稟賦效應的存在，高管會進行心理自欺(將股票期權自欺為普通股票)，將累積的虛擬價值的股票期權視為已占有的真金白銀式的財富，而不愿接受這一價值的減少，尤其是當行權條件已經達到，真金白銀的性質更為突出時。此時高管若增加高風險決策，勢必會加劇二級股票市場的波動和股價的波動，而這種稟賦價值也將隨著股價的變化而變化，這種波動性固然使這部分價值會有增加的可能性，但同時也增加了這部分價值減少的可能性，由于非理性導致的高管損失規避，高管對損失威脅的感知要比對獲利可能性的感知更為強烈，繼而寧愿選擇放棄追求可能的收益也不愿看到稟賦價值遭受損失，類似于“不求無功只求無過”，因此，為保護當前心理稟賦價值，高管會產生風險規避心理，降低風險承擔水平，也即股票期權激勵稟賦價值的增加會降低高管的風險承擔水平。因此，本文提出如下假設：

假設1-1高管對股票期權激勵預期價值的追逐會提高其風險承擔水平。

假設1-2高管對股票期權激勵稟賦價值的保護會降低其風險承擔水平。

除股權激勵外，高管的薪酬組合中還存在貨幣薪酬和在職消費等常規性的收入，Guo等[15]認為不僅單項薪酬會影響高管風險態度，薪酬結構及其變化也對其有重要影響。常規收入受市場業績的影響相對較小，波動性較小，可獲得性較好，可以降低高管總體收入的波動，為高管提供一種收入保險[16,17]，降低高管收入的不確定性，不確定的降低將使高管的風險承擔能力提高。由此可以推測，常規收入可能會對股票期權激勵與高管風險承擔的關系起到一定影響。具體地，保險性的常規收入越多，高管收入的不確定性越低，就越有底氣承擔風險，即使由于風險決策失敗而導致股票期權激勵預期價值不能實現，仍會獲得常規性的保底收入，因此，常規收入可強化股票期權激勵預期價值與高管風險承擔之間的正相關關系，同樣，保險性的常規收入越多，也會降低高管對股票期權激勵的稟賦效應，從而弱化股票期權激勵稟賦價值與高管風險承擔之間的負相關關系。因此，本文提出如下假設：

假設2-1常規收入強化股票期權激勵預期價值與高管風險承擔水平的正相關關系。

假設2-2常規收入弱化股票期權激勵稟賦價值與高管風險承擔水平的負相關關系。

3　研究設計

3.1　樣本選擇和數據來源

參照第一次上市公司股權激勵管理試行辦法的發布時間，本文以2006年1月1日至2016年12月31日滬深兩市實施股票期權激勵計劃的A股上市公司為檢驗樣本，并對初選樣本進行了以下篩選：(1)剔除激勵對象并非針對高管人員的上市公司；(2)剔除年度在職消費數額低于一萬元的上市公司；(3)剔除銀行等金融行業上市公司；(4)剔除有過PT和ST經歷的上市公司；(5)剔除本文涉及變量數據缺失的上市公司。經過上述篩選后，最終保留462個上市公司樣本，1478條有效觀測值。本文所涉及股票價格數據來自Resset數據庫，其他股票期權涉及數據來自Wind數據庫，高管貨幣薪酬數據來自CSMAR數據庫，涉及在職消費項目數據為從上市公司年報附注中手工采集，實證檢驗中涉及其他變量數據取自Wind數據庫和上市公司年報。另外，本文對所有變量在99%和1%水平上進行了Winsorize處理，數據分析采用STATA 12.0軟件。

3.2　變量選取

3.2.1被解釋變量

為提高研究結論的適用性，本文同時采用兩種方法來衡量高管風險承擔水平，分別為決策型高管風險承擔和業績型高管風險承擔，具體如下：

(1)決策型高管風險承擔，指從具體高管決策角度出發來衡量其風險承擔水平。能夠反映高管風險決策的指標通常有“長期負債水平”[18]、“研發支出”[19]、“經營集中度”[20]和“固定資產投入水平”[21]等。上述指標雖然都能從某一角度反映高管的風險承擔情況，但不夠全面，為此，本文使用因子分析法將以上4個指標提取公共因子，然后用公共因子按照方差貢獻予以綜合，得到一個合成指標。首先，對上述4個指標的計算予以確切定義，即長期負債水平等于長期負債總額除以總資產，研發支出等于當年研發支出總額除以總資產，經營集中度等于年末產品種類加1取自然對數，而后再取倒數，固定資產投入水平等于固定資產和設備投資總額除以總資產；其次，對這4個指標進行KMO檢驗和Bartlett檢驗，顯示KMO值為0.733，且通過Bartlett檢驗；再次，進一步探索性因子分析顯示固定資產投入水平指標的解釋力較弱，予以剔除；最后得到一個合成變量，有效解釋方差的百分比為63.207%，且長期負債水平、研發支出和經營集中度的因子載荷分別為0.713、0.642和0.605，特征值為1.622。用Riskdec來標記決策型高管風險承擔。

這里的“梵書”究竟指哪一部書，已不可考。然從其所引梵書說：“日宮一樹而有雞王棲其上，彼鳴則天下雞皆鳴。”可知由于雞有“知時”“報曉”的功能，故可以常住日宮。

(2)業績型高管風險承擔，指從公司業績波動角度來衡量高管風險承擔水平。借鑒李彬等[22]的做法，以資產收益率波動水平來反映。首先，用(1)式對樣本公司資產收益率按年度和行業均值進行調整，以消除經濟周期和行業因素的影響；而后，以3年作為一個觀測期間，用(2)式計算觀測期內經年度和行業調整后的roa的標準差σ(roa)，以此代表業績型高管風險承擔，用Riskper標記。

(1)

(2)

其中roai,t為第i家樣本公司第t年調整后的資產收益率，Nproi,t為第i家樣本公司第t年凈利潤，Tassetsi,t為第i家樣本公司第t年總資產，j為具體行業內的第j家樣本公司，n為行業內樣本數量，T為年份滾動時長。

3.2.2解釋變量

本文自變量為股票期權激勵價值，包括預期價值和稟賦價值。

(1)預期價值。預期價值反映高管對股票期權未來價值的一種預期，可用期權預期價格與持有數量的乘積減去相關成本來計量。期權預期價格是預期價值計量的關鍵，這里借鑒Black-Scholes模型予以計算，Black-Scholes模型是用來衡量高管股票期權預期價格的最常用模型，雖然現實中并不存在Black-Scholes模型的完美市場假設，但它能在很大程度上反映事前高管對股票期權未來價格的預期[5]。相關成本主要是期權的行權成本。本文采用考核期內年末作為計算股票期權激勵預期價值的時間點，以Pval來標記預期價值，具體計算見(3)式～(6)式

Pval=Optionp×Num1-P0×Num2

(3)

Optionp=S×N(d1)-P0×e-rT′×N(d2)

(4)

(5)

(6)

其中Optionp為股票期權預期價格；Num1為期權數量；P0為期權授予日設定的行權價格；Num2為可轉化為普通股數量；S為股票期權考核期年末之前60個交易日平均收盤價；N為正態分布函數；T′為期權剩余存續期；r=ln(1+無風險收益率)，其中無風險收益率選用T年年初1年期存款利率；σ為年化股票收益波動率，在此取最近100周的年化波動率。

(2)稟賦價值。被高管稟賦的股票期權已經接近普通持股性質，所以，本文在計算股票期權激勵的稟賦價值時，即股票期權轉化普通股票的數量與股票價格乘積減去相關成本，以考核年度的年末作為計算時點，相關成本仍為期權行權成本。用Eval表示稟賦價值，計算方法如(7)式所示

Eval=max[(P-P0)×Num2,0]

(7)

其中P為期末股價，Num2和P0的含義與上文一致。

3.2.3調節變量

本文調節變量為高管常規收入，主要包括貨幣薪酬和在職消費，根據孫世敏等[23]的研究，在職消費包括辦公費、差旅費、業務招待費、通訊費、國(境)外培訓費、董事會費、小車費和會議費等8大費用，但與高管自身收入密切相關的費用只有4種，即差旅費、通訊費、國(境)外培訓費和小車費，本文將貨幣薪酬和上述4種費用之和作為高管的常規收入，這一計算方式也符合前文關于高管收入保險特性的分析。用Com標記高管常規收入。

3.2.4控制變量

表1　變量名稱、釋義與符號預判

3.3　回歸模型設定

3.3.1股票期權激勵預期(稟賦)價值對高管風險承擔影響的回歸模型

為檢驗股票期權激勵預期(稟賦)價值與高管風險承擔(決策型和業績型)的關系，本文建立回歸模型(8)。模型(8)中被解釋變量相較解釋變量滯后一期，且股票期權激勵的預期(稟賦)價值做了單位化處理，控制變量不再一一列示，以ΣControls總括代表，ε代表殘差。

Riskdeci,t+1/Riskperi,t+1

(8)

3.3.2常規收入(Com)調節作用的回歸模型

為了檢驗常規收入的調節效應，在模型(8)的基礎上，加入交互項，建立模型(9)。

Riskdeci,t+1/Riskperi,t+1

(9)

4　研究結果

4.1　變量的描述性統計分析和相關性分析

描述性統計分析表明，解釋變量預期價值(Pval)和稟賦價值(Eval)的均值分別為2.356千萬元和2.140千萬元，超過常規收入的均值4.507百萬元，可以看出股票期權在高管整體收入中的舉足輕重作用，而且預期價值和稟賦價值的均值均大于中位數，說明存在個別公司的股票期權激勵實施規模較大，若前文關于常規收入調節作用的假設得到驗證，說明份額相對較少的常規收入仍具有較強的保險特性；被解釋變量業績型高管風險承擔(Riskper)最大值0.890，最小值0.017，相差52倍，差距較大，決策型高管風險承擔(Riskdec)也是如此，可知各樣本公司間高管風險承擔水平相差懸殊；控制變量中，公司成長性(Growth)的均值為23.665%，整體看成長性良好，公司性質(Soe)的均值僅為0.192，說明實施股票期權的公司中以非國有公司居多，高管中女性比例(Gender)均值為0.162，說明高管團隊中仍以男性為主，其他控制變量也存在不同程度偏差，但總體看處于合理范圍內。

相關性分析表明，決策型高管風險承擔(Riskdec)以及業績型高管風險承擔(Riskper)與股票期權激勵的預期價值(Pval)分別在10%和5%水平上顯著正相關，與股票期權激勵稟賦價值(Eval)均在5%水平上顯著負相關，假設1-1和假設1-2得到初步驗證。此外，方差膨脹系數結果顯示，VIF值都顯著小于10，各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

4.2　回歸結果分析

首先對回歸模型的Hausman檢驗結果顯示p值均小于0.01，故采用固定效應模型。回歸結果如表2所示，其中模型1～4以決策型高管風險承擔(Riskdec)為因變量，模型5～8以業績型高管風險承擔(Riskper)為因變量，模型1和模型5是關于股票期權激勵預期價值(Pval)的主效應檢驗結果，模型2和模型6是關于股票期權激勵稟賦價值(Eval)的主效應檢驗結果，模型3、模型4、模型7和模型8分別對應高管常規收入(Com)對模型1、模型2、模型5和模型6中主效應模型的調節作用。

表2　回歸結果

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%水平下顯著(雙尾檢驗)，括號內為t值。下同。

表2中，模型1、模型2、模型5和模型6的實證結果顯示，主效應回歸模型擬合優度(R2)分別為0.308、0.371、0.363和0.258，F值均通過1%顯著性水平檢驗，說明模型模擬效果較好，檢驗結果可信度較高。模型1回歸結果表明，股票期權激勵預期價值(Pval)與決策型高管風險承擔水平(Riskdec)之間的系數為0.092，為正，且通過10%的顯著性水平檢驗，模型5顯示該預期價值(Pval)與業績型高管風險承擔(Riskper)之間的系數為0.081，為正，且通過5%的顯著性水平檢驗，說明股票期權激勵預期價值對高管風險承擔有明顯的正向促進效用，假設1-1得到證明；模型2和模型6結果分別顯示，股票期權激勵稟賦價值(Eval)與兩種類型的高管風險承擔均在5%水平上顯著負相關，假設1-2同樣得到證明。

模型3(模型7)為高管常規收入(Com)對股票期權激勵預期價值(Pval)與決策型高管風險承擔(業績型高管風險承擔)關系的調節作用，可以看出，兩個模型中，常規收入和預期價值交互項(Pval×Com)系數均顯著為正，均通過10%的顯著性水平檢驗，說明常規收入對股票期權激勵預期價值與高管風險承擔水平之間的正相關關系具有顯著正向調節作用，也即常規收入的增加強化了股票期權激勵預期價值與高管風險承擔水平的正相關關系，假設2-1得到支持；模型4(模型8)為高管常規收入(Com)對股票期權激勵稟賦價值(Eval)與決策型高管風險承擔(業績型高管風險承擔)關系的調節作用，結果顯示，常規收入和稟賦價值交互項(Eval×Com)系數均顯著為正，均通過5%的顯著性水平檢驗，由于主效應關系顯著為負，因此，說明常規收入的增加弱化了股票期權激勵稟賦價值與高管風險承擔水平的負相關關系，假設2-2也得到支持。為了更直觀地展示常規收入的調節效應，本文以決策型高管風險承擔為例，根據表2中模型3與模型4檢驗結果繪制調節效應圖，如圖1和圖2所示。

圖1　常規收入對預期價值與高管風險承擔關系的調節作用

圖2　常規收入對稟賦價值與高管風險承擔關系的調節作用

5　進一步研究：風險承擔過度時，高管是否因追逐預期價值繼續承擔更大風險？

前文研究表明對股票期權激勵預期價值的追求會提升高管的風險承擔水平，但風險承擔的提升并不一定意味著公司價值的提升，風險承擔過度反而有損公司價值，所以，仍存在一個問題，即風險承擔過度時，高管是否因追逐預期價值繼續承擔更大風險？之前研究鮮能考慮到這一問題。

上述問題的關鍵在于確定何種水平的風險承擔算是過度的，在此，本文借鑒Hovakimian等[24]的建模思路，第一，依照模型(10)建立風險承擔估計模型，模型(10)中變量的定義與表1中對應的變量相同。

Riskdec/Riskper=β0+β1lnTassets+β2Growth+β3Soe+

β4First+β5Board+β6Age+β7Gender+

β8Time+β9Duality+β10Com+ε

(10)

第二，將樣本公司數據分行業和年度帶入估計模型，得到132組(12個行業×11個年度)β0至β10系數值。第三，將樣本公司數據結合β0至β10系數值重新帶入估計模型，得到各樣本公司分行業分年度的應有的風險承擔水平(決策型和業績型)。第四，將風險承擔的實際水平和估計水平對比，若實際水平低于估計水平，說明風險承擔水平沒有達到最優，這樣的樣本歸為UnderRisk組(包含UnderRiskdec組和UnderRiskper組)，相反，將超出最優水平的樣本公司歸為OverRisk組(包含OverRiskdec組和OverRiskper組)。最后，仍然使用回歸模型(8)，對這四個組別分別進行多元回歸分析，結果如表3所示(限于篇幅，控制變量詳細結果并未列示)。

表3中，OverRiskdec組和OverRiskper組股票期權激勵預期價值(Pval)的系數分別為0.037和0.040，并分別通過10%和5%的顯著性水平檢驗，這說明存在這樣一種情況：即使決策型或業績型的風險承擔已超出最優水平，高管仍因追逐預期價值繼續承擔更大風險，從而回答了本文進一步研究中所提出的問題。

表3　進一步研究的回歸結果

6　研究結論與啟示

高管風險承擔管理是現代公司治理的關鍵一環，股票期權被視為影響高管風險承擔的有效工具。本文基于經典代理理論和行為代理理論，以股票期權激勵的價值異質性為視角，并將高管風險承擔區分為決策型和業績型后，實證檢驗了兩種異質價值對上述兩類高管風險承擔的影響。研究發現：高管對股票期權激勵預期價值的追逐會提高其風險承擔水平(包含決策型和業績型)，高管對股票期權激勵稟賦價值的保護會降低其風險承擔水平(包含決策型和業績型)；常規收入對二者關系有顯著調節作用，一方面強化了股票期權激勵預期價值與高管風險承擔水平的正相關關系，另一方面弱化了股票期權激勵稟賦價值與高管風險承擔水平的負相關關系；即使風險承擔已經過度，高管仍可能因追逐預期價值繼續提高風險承擔水平。

本研究對管理實踐具有一定啟示意義。一方面，由于股票期權行權業績標準一般有市場業績和歷史業績兩類，也由于股票期權激勵計劃的分期行權特性，上市公司在制定股票期權行權方案時，前期的行權業績條件設置可以采用市場業績，市場業績標準更具挑戰性，以此適當提高高管對股票期權激勵未來預期價值的期許，降低高管對期權的心理稟賦，促進高管適當提高風險承擔水平，減少代理成本，而在行權后期，可以采用歷史業績的評價標準，降低不確定性，預防高管過度風險承擔；另一方面，上市公司在制定股票期權激勵計劃時，應將其置于高管薪酬合約的統一框架下，統籌考慮，系統設計，預估貨幣薪酬和在職消費等保險性的常規收入對股票期權激勵計劃實施的潛在影響，常規收入過多可能不利于股票期權激勵計劃目的的實現。

最后，客觀條件所限，本文存在一些不足，如選取樣本中并未包括實施股票期權激勵計劃的非上市公司，對高管心理稟賦的測量未能直接從高管自身評估的數據中獲取，這些今后或許可以通過問卷調查或實驗的方法加以解決。

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