現代股權激勵制度的實施效果研究
——基于PSM-DID的實證檢驗

王志華（博士） 牛登云（博士） （山西大同大學商學院 山西大同 037009）

一、引言

在現代企業兩權分離的制度背景下，股權激勵作為有效的約束機制是解決委托代理問題的關鍵途徑。以股權分置改革為契機，中國證券監督管理委員會于2005年12月發布《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》，為股權激勵制度的探索和推進提供了基礎條件；經過十年的實踐和發展完善，2016年8月，修改整合后的《上市公司股權激勵管理辦法》正式實施，標志著我國股權激勵的制度環境已趨于完善。鑒于股權激勵的實施效果研究存在樣本選擇偏誤等問題，本文運用傾向得分匹配法和雙重差分模型展開理論分析和實證檢驗，從股權激勵情況、股權激勵強度和股權激勵模式等多個維度，深入探討了現代股權激勵制度的實施效果和差異表現，以期提供更準確的經驗證據。

二、理論分析與假設提出

股權激勵制度在實務界的蓬勃發展和廣泛應用受到國內學者的廣泛關注，但由于研究視角、樣本、方法和變量選擇等存在差異，已有成果并未得到一致性結論。大部分學者認為股權激勵可以提升企業的業績表現，如沈小燕和王躍堂（2015）、楊保軍和馮雨婷（2021）的研究均發現，實施股權激勵計劃企業的績效表現要優于未實施的企業；且股權激勵計劃實施之后，公司的經營業績有了顯著提高。部分學者進一步探討了股權激勵與公司績效之間的作用機制，如劉佑銘（2012）、陳文強和賈生華（2015）的研究認為，股權激勵會通過抑制高管的過度投資、超額消費等利益侵占行為，而間接地對企業績效發揮促進作用。陳文強（2018）認為，股權激勵對企業績效的影響主要體現為利益協同效應、風險承擔效應和金手銬效應等，且股權激勵的提升作用呈現先升后降的分布特征。但也有學者的研究表明，我國上市公司實施的股權激勵方案對企業績效提升具有一定的正向作用，但并不顯著（劉廣生和馬悅，2013）。基于上述分析，本文提出第一個研究假設：

H1：股權激勵方案的實施可以顯著提升公司業績表現。

進一步，不同股權激勵強度的實施效果差異是值得探索的研究方向。大部分研究認為股權激勵強度越大，對公司業績的提升作用越強，如陳文強（2018）的動態檢驗結果顯示，股權激勵的強度越大、對象越廣，激勵效果越強、持續時間越長；倪艷和胡燕（2021）的研究也發現，股權激勵強度與公司績效之間存在顯著的正相關關系。但也有部分研究認為，股權激勵強度的實施效果存在區間效應，即其對公司業績的提升作用存在上限。如潘穎（2009）認為，當股權激勵強度在［1%，10%］的范圍內時，其可以有效發揮激勵效果。陳勝軍等（2016）的研究結果表明，當股權激勵強度為18.6%時，公司的業績表現達到最優。此外，還有學者探討了不同對象股權激勵強度的實施效果差異，如胡景濤等（2020）的研究發現，高管股權激勵強度的激勵效果并不顯著，對公司業績提升沒有顯著影響；而員工股權激勵充當了有效的補救角色，隨著員工股權激勵強度的加大，公司業績顯著提高。童長鳳和楊寶琦（2019）也認為，核心員工的股權激勵強度會對公司業績提升有正向影響，且不因行業不同而呈現明顯的差異。綜合上述分析，本文提出第二個研究假設：

H2：股權激勵強度與激勵效果之間存在顯著的正相關關系。

此外，股票期權與限制性股票是我國上市公司實施股權激勵的主要模式。不同激勵模式的實施效果存在明顯差異，但已有研究結論并不一致。大部分研究認為，限制性股票對公司業績的正向激勵效果要強于股票期權（李曜，2008；宋迪和楊超，2021）；但也有學者認為，與限制性股票相比，股票期權模式的激勵效果更優（倪艷和胡燕，2021）。本文認為，股票期權模式以股價為基礎，高度依賴資本市場有效性。考慮到我國資本市場有效性較差，股價波動受政策、市場情緒、外部環境等因素的影響較大，股票價格無法完全反映企業的真實價值。故當企業的約束機制不健全時，管理者很可能做出追求短期股價上升但對公司長遠發展不利的投資決策，降低了股票期權和公司價值增長的正相關性。與之相比，限制性股票以業績為基礎，是指公司無償將一定數量的股票或股份贈予或以較低價格售予激勵對象，只有完成預定目標后才可行權；且行權條件通常為業績指標，不與股價掛鉤，規避了股票期權模式的相關劣勢。本文據此提出第三個研究假設：

H3：限制性股票模式的激勵效果優于股票期權模式。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

證監會頒布的《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》自2006年1月1日起正式實施，標志著我國的股權激勵制度開始進入規范化、常態化。但考慮到國泰安CSMAR數據庫并未將我國上市公司2006年的股權激勵事件全部納入，為囊括更多的激勵事件，且保證數據年度的統一，本文選取了2007—2020年的主板上市公司為研究樣本。數據的篩選標準為：（1）剔除被ST、*ST和PT等特殊處理的研究樣本；（2）剔除金融業、房地產業上市公司；（3）鑒于《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》中建議的股權激勵形式包括股票期權和限制性股票兩種，本文剔除了除這兩種外采用其他股權激勵形式的樣本；（4）剔除股權激勵方案提前終止的樣本，即激勵方案進度為取消和回購的樣本；（5）對于多次實施股權激勵方案的樣本，僅選取第一次授予時的相關數據；（6）剔除數據缺失的研究樣本。經過上述篩選和數據處理，本文最終獲得27 672個有效樣本，其中有9 867個樣本實施過股權激勵方案。研究所需數據根據國泰安CSMAR數據庫、上市公司年度報告等整理獲得。

（二）變量定義

1.被解釋變量：股權激勵效果（ROA）。在完全資本市場中，股價變動可以很好地反映企業的財務狀況和經營業績（劉廣生和馬悅，2013），但由于我國的資本市場有效性不足，存在股票內幕交易、機構投資者操縱股價等信息不對稱現象，僅依靠二級市場價格很難評估企業的真實價值以及股權激勵方案的實施效果。為保護投資者的利益，《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》明確要求企業須設立業績考核指標作為被激勵對象的行權條件，故業績指標可以用來衡量股權激勵方案的有效性和實施效果。本文參考周仁俊和高開娟（2012）的做法，用總資產收益率（ROA）作為股權激勵效果的代理變量，全面考查企業資金運用的效果、發展能力和競爭力。

2.解釋變量。

（1）股權激勵情況（EID）：我國上市公司自2006年起開始陸續開展股權激勵計劃，雖并未在統一時間實施，但每一次事件的實施均是獨立的，且只有部分上市公司實施過股權激勵方案，這為本文提供了“準自然實驗”的條件。為控制自選擇導致的內生性問題，本文借鑒Rosenbaum&Rubin（1983）提出的傾向匹配得分法（PSM），通過設置雙重差分虛擬變量進行“準自然實驗”。具體來說，當樣本公司在某年度實施了股權激勵方案時，該樣本的股權激勵虛擬變量（EIDum）在所有年度均記為1，否則為0，該變量用來識別處理組和對照組；此外，對于實施了股權激勵方案的樣本公司（處理組樣本），期間虛擬變量（EIAfter）在股權激勵方案實施當年和以后各年度均取值為1，其他情況取值為0。

（2）股權激勵強度（EII）：為進一步考查不同股權激勵強度的實施效果，本文借鑒楊力和朱硯秋（2017）的做法，以公布并實施股權激勵方案中確定的授予激勵對象的股份數占公司股份總數的比例來反映股權激勵的強度（EII），EII值越大，表明股權激勵強度越高。

（3）股權激勵模式（EIM）：當前我國股權激勵模式主要包括股票期權和限制性股票兩種，本文據此設置虛擬變量，當樣本公司的股權激勵方案采用股票期權模式時，EIM取值為1；若采用的是限制性股票激勵模式，則EIM取值為0。

3.控制變量。考慮到除上述變量外，還有其他因素影響著股權激勵方案的實施效果，本文在構建傾向匹配得分模型（PSM）和雙重差分模型（DID）時還加入了一些控制變量，主要包括：公司規模（SIZE）、財務杠桿（LEV）、公司成長性（GROWTH）、資本密集度（CI）、現金持有（CASH）、資本支出（CE）、個股回報率（IST）、兩職合一（DUAL）、董事會規模（BOARD）、獨董比例（IND）、股權集中度（TOP）、股權制衡度（Z）和機構投資者持股（INS）等。

變量的定義和計算說明見下頁表1。

表1 變量定義和計算說明

（三）模型構建

為驗證股權激勵制度的實施效果，本文在對樣本進行傾向匹配得分篩選后，又運用了多期雙重差分模型（DID）進行實證檢驗，如模型（1）所示。

其中，ROA表征樣本公司i在t年度的股權激勵效果；EIDum和EIAfter分別代表股權激勵虛擬變量和期間虛擬變量；X為控制變量；α為主要變量的回歸系數；α為控制變量的回歸系數；μ代表個體固定效應，λ代表時間固定效應；ε為殘差項。由于模型已控制了時間效應和個體層面不隨時間變化的特征，為避免多重共線性問題，并未在模型中單獨加入 EIDum和 EIAfter變量。

四、實證檢驗與結果分析

（一）匹配變量的篩選和PSM模型的建立

本文借鑒已有研究的做法，從公司特征和治理結構兩方面選取可能影響樣本公司股權激勵實施效果的因素作為解釋變量構建Logit模型（如模型（2）所示），分年度回歸確定樣本的傾向得分，并據此確定配對樣本。其中，β為常數項，β—β是各解釋變量的待估系數，θ為殘差項。

從表2 Logit回歸檢驗結果可以看出，各變量的系數均在1%水平上顯著，擬合效果較好。ATT估計值為0.009，對應的t值為5.19，大于1.96的臨界值而顯著，表明樣本公司是否實施股權激勵方案對其激勵效果存在顯著差異。

表2 Logit回歸檢驗結果

（二）樣本匹配效果分析

本文根據Logit回歸結果完成匹配變量的篩選后，采用“最近鄰1∶1匹配”的方法將實施過股權激勵方案的公司（處理組樣本）和未實施過股權激勵方案的公司（對照組樣本）進行匹配。從表3協變量匹配前后標準化偏差檢驗表可以看出，各協變量匹配后的標準化偏差的絕對值均小于10%，且較匹配前有大幅度下降；同時，由T檢驗結果可以看出，各協變量從匹配前存在顯著差異轉變為匹配后不存在顯著差異，表明協變量不拒絕“兩組間協變量的取值不存在系統性偏差”的原假設，即處理組樣本和對照組樣本除股權激勵效果之外不存在顯著差異。

表3 協變量匹配前后標準化偏差檢驗表

下頁圖1為協變量匹配前后標準化偏差指示圖。可以發現，匹配過程大大減少了變量的標準化偏差，匹配后的變量標準化偏差值均在0附近，根據已有研究，標準化偏差絕對值較小時，表明平行趨勢假設得到滿足。

圖1 協變量匹配前后標準化偏差指示圖

下頁圖2和下頁圖3展示了匹配前和匹配后傾向得分值（PS值）的核密度分布圖。從圖中可以看出，匹配前兩組樣本的傾向得分概率分布顯著不同，重心存在顯著差異；匹配后，兩組樣本傾向得分值的分布偏差得到修正，重合程度較好，表明共同趨勢假設得到滿足。在進行傾向得分匹配后，本文最終得到10 651個有效樣本。

圖2 匹配前PS值核密度分布圖

圖3 匹配后PS值核密度分布圖

（三）雙重差分模型（DID）實證檢驗

本文根據Shipman et al.（2017）的研究，將傾向得分匹配（PSM）后的樣本納入雙重差分（DID）分析框架，依照模型（1）檢驗股權激勵制度的實施效果。首先，本文在控制行業、年度和異方差對檢驗結果影響的基礎上，運用固定效應模型進行單變量回歸檢驗，結果如表4第（1）列所示。之后，本文將其他控制變量加入DID模型，檢驗結果如第（2）列所示。可以看出，無論是單變量回歸還是加入控制變量后的回歸結果，均在1%的水平上顯著正相關，驗證了股權激勵制度的有效性，即股權激勵方案的實施，對業績的提升存在顯著的促進作用。

表4 股權激勵制度實施效果的雙重差分檢驗結果

進一步，本文檢驗了股權激勵強度（EII）和股權激勵模式（EIM）對激勵效果的影響，檢驗結果如下頁表5所示。表5第（1）列和第（3）列為單變量回歸檢驗結果，第（2）列和第（4）列為加入控制變量后的回歸檢驗結果。可以看出，股權激勵強度（EII）與激勵效果（ROA）在1%的水平上顯著正相關，說明股權激勵強度的提高在一定程度上可以提升企業的業績表現和股權激勵效果；此外，股權激勵模式（EIM）與激勵效果（ROA）分別在1%和5%的水平上顯著負相關，表明限制性股票的股權激勵效果要優于股票期權的激勵效果。因此，實務中上市公司也多采用限制性股票形式進行股權激勵，檢驗結果進一步驗證了股權激勵制度的有效性及其分類特征。

表5 股權激勵強度和股權激勵模式對激勵效果影響的實證檢驗

（四）穩健性檢驗

考慮到國有企業的業績目標和股權結構較為特殊，其股權激勵制度多具有福利性質，而非國有企業的股權激勵條件更加嚴格（余海宗和吳艷玲，2015），本文將研究樣本縮小至非國有樣本進行穩健性檢驗，以保證研究結論的可靠性。檢驗結果如下頁表6所示，可以看出，縮小樣本后，本文的研究結論并未發生實質性改變，股權激勵情況（EIDum×EIAfter）和股權激勵強度（EII）與激勵效果（ROA）之間均在1%的水平上顯著正相關，股權激勵模式（EIM）與激勵效果（ROA）在5%的水平上顯著負相關，表明前文的研究結論是相對穩健的。

表6 縮小至非國有樣本后的穩健性檢驗結果

此外，股權激勵制度旨在緩解委托人與代理人之間的沖突，考慮到總資產收益率指標（ROA）主要反映企業的運營能力，并未全面體現股東與管理者之間的利益協同效應，本文在穩健性檢驗中，更換了被解釋變量股權激勵效果的度量方式，選取凈資產收益率（ROE）指標作為替代變量進行檢驗，檢驗結果如表7所示，可以看出與原結果保持一致，再次證明了本文的研究假設。

表7 替換被解釋變量度量方式后的穩健性檢驗結果

五、結語

本文在現代企業的委托代理關系條件下，通過傾向得分匹配法和雙重差分模型，多層次、多角度地驗證了股權激勵制度的實施效果，證實了股權激勵制度的有效性。研究結果表明：（1）股權激勵方案的實施，發揮了利益協同效應和人力資本的積極作用，可以顯著提升公司業績表現。（2）股權激勵強度與激勵效果之間存在顯著的正相關關系，激勵強度越大，對公司業績的提升作用越強。（3）限制性股票的股權激勵效果要優于股票期權模式。這是由于，以股價為基礎的股票期權模式高度依賴資本市場有效性，但我國資本市場僅基本達到弱式有效，股票價格無法完全反映企業的真實價值，導致股票期權模式的激勵作用被削弱。（4）為驗證上述結論的可靠性，本文將研究樣本縮小至非國有企業、替換了被解釋變量股權激勵效果的度量指標，再次進行檢驗，檢驗結果與前文保持一致，證實本文的實證結論相對穩健。

結合上述研究結論，本文認為，隨著股權激勵的制度環境日趨完善，越來越多的企業開始通過股權激勵方案來解決委托代理問題，本文建議相關企業應合理設計激勵方案中的激勵對象、行權條件與激勵強度等因素，充分發揮股權激勵制度的激勵作用。綜合來看，限制性股票的股權激勵效果要優于股票期權模式，相關企業應結合自身發展狀況和行業特征，選擇適宜的股權激勵模式，保證股權激勵方案的實施效果。