管理層股權激勵公告與債券市場反應

吳多文 張雪瑩 栗沛沛

(1.山東財經大學金融學院，山東 濟南 250002；2.南方科技大學商學院，廣東 深圳 518055)

一、研究背景與問題提出

股權激勵是緩解股東與管理層之間代理沖突的重要資本市場工具。新股發行注冊制改革后，股權激勵制度得到全方位優化，使用更加頻繁，進入常態化試用階段。截至2022年12月31日，已有2396家上市公司實施股權激勵計劃，占上市公司總數的57.94%。伴隨著股權激勵的廣泛實施，大量的研究討論了管理層股權激勵對公司治理(周建波和孫菊生，2003)[29]、投資決策(羅富碧等，2008)[19]和公司績效(林大龐和蘇冬蔚，2011)[18]等方面的影響。但這些研究本質上都是在“股東-管理層”委托代理關系下進行的，較少關注股權激勵在“股東-債權人”委托代理關系下的經濟后果。特別是由于我國上市公司“一股獨大”、債券市場起步較晚、投資者保護相對不足等因素，大股東借助股權激勵對管理層進行利益輸送、通過股權激勵套現獲利等侵害債權人利益的行為頻繁引發市場關注。在上述特殊制度背景下，探討債券投資者對上市公司管理層股權激勵公告事件的解讀和市場反應，對維護債券市場穩定具有重要的實踐意義。

與股東有所不同，債券投資者著重關注現金流的穩定性，即企業按時還本付息的能力，而不愿意承擔收益不確定所伴隨的債權損失風險。理論上，面對管理層股權激勵事件，債券投資者可能存在以下兩種解讀：一種是管理層股權激勵有助于緩解股東與管理層之間的代理沖突，改善公司績效，提升公司的償付能力，因而債券市場反應積極；另一種是股東激勵管理層過度承擔風險，可能導致債券投資者財富向股東轉移，因而債券市場反應消極。那么，在我國特殊的制度背景下，債券投資者對于管理層股權激勵公告事件是更關注其對公司業績的有益作用，還是更在意其可能造成的財富轉移效應？對于該問題的回答，有利于明晰股權激勵對債券市場的影響及其背后機理，深化股權激勵經濟后果的研究。

基于此，本文采用事件研究法探究了債券市場對管理層股權激勵公告的反應，并通過股票市場與債券市場之間的跨市場效應檢驗，證實了管理層股權激勵具有財富轉移效應。在現有文獻的基礎上，本文可能的貢獻和創新點主要包括以下三方面：第一，在“股東-債權人”委托代理關系下探索股權激勵的經濟后果，發現債券投資者十分關注股權激勵方案，并且債券市場對管理層股權激勵公告產生消極反應，從而將股權激勵經濟后果的研究延伸到債券市場。此外，還從股東與債權人沖突水平、大股東持股水平和公司信息透明度角度進行了異質性檢驗，豐富了相關研究內容。第二，不同于邱楊茜和葉展(2019)[22]考察管理層股權激勵對公司債發行定價的影響，本文立足于債券二級市場的交易數據，重點關注債券投資者對公司管理層股權激勵公告的解讀。此外，本文檢驗了股票市場與債券市場在管理層股權激勵事件中的跨市場效應，明晰了債券市場產生消極反應的理論機制。第三，本文采用事件研究法，可以有效剔除市場與宏觀環境變動等因素對債券利差的影響，能更干凈地分離出債券市場對管理層股權激勵公告的市場反應，增加了研究結論的可靠性。

二、理論分析與研究假說

根據Jensen and Meckling(1976)[12]提出的委托代理理論，激勵是緩解股東與管理層之間沖突的有效手段。與貨幣薪酬等激勵手段相比，股權激勵具有更加顯著的長期激勵效用，被視為協調股東與管理層利益的有效工具。然而，由于管理層、股東與債券投資者處在不同的委托代理關系中，面對股權激勵所釋放的信號，股東與債券投資者可能產生不同的解讀。從債券投資者角度看，股權激勵有助于提升公司績效，但也可能提升公司風險承擔能力，引發向股東的財富轉移效應。

一是管理層股權激勵的績效提升效應。大量文獻發現管理層股權激勵有益于改善公司治理水平(周建波和孫菊生，2003)[29]，提高公司投資效率(Aggarwal and Samwick，2006)[2]，增強公司創新能力(田軒和孟清揚，2018)[25]，提升公司績效(戴璐和宋迪，2018；張敬文和田柳，2020)[16][28]，這將有助于提高公司的償付能力并降低債券違約風險。當債券投資者預判到可以從管理層股權激勵方案中受益時，債券市場反應積極，債券二級市場信用利差收窄。

二是管理層股權激勵的財富轉移效應。股東和債券投資者由于不同的收益結構而存在天然的利益沖突，股東為最大化自身利益，期望投資于高風險項目以獲得高額利潤；而債券投資者進行投資是為了獲得固定收益，更關心公司的償債能力，即本金的安全性以及利息收入的穩定性。股權激勵使管理層與股東擁有更加一致的利益函數，管理層財富對股價收益的敏感性增加，因此股權激勵可能使管理層采用或實施更激進的投資策略(Coles et al.，2006；Chesney et al.，2020)[10][9]。管理層積極承擔風險的行為，符合股票投資者通過公司投資風險項目來獲取高收益的目標，但卻增加公司業績的波動性與違約風險。債券投資者無法享受高風險投資的超額收益，卻要承擔投資失敗虧損的風險，從而導致債券投資者財富向股東轉移。理性的債券投資者預期到股權激勵可能提升債券違約風險，甚至可能導致未來財富減損，因此對管理層股權激勵持消極態度，債券市場做出消極反應，債券二級市場信用利差提升。

綜上，本文提出以下研究假設：

H1a：債券市場對管理層股權激勵公告做出積極反應。

H1b：債券市場對管理層股權激勵公告做出消極反應。

三、研究設計

(一)模型設定

與股票交易頻繁不同，我國信用債交易頻率低，流動性差，因此，很難像衡量股東收益那樣采用價格變化的方式衡量債券市場反應。1相對而言，債券信用利差的計算只需要單個時點的數據，是一個更為可行的衡量指標。為此，與史永東等(2021)[24]、楊國超和蔣安璇(2022)[26]的做法一致，本文采用債券二級市場信用利差衡量債券市場反應。當債券持有人預期公司未來發展前景樂觀，債券投資風險減小，即債券風險溢價要求降低，債券二級市場信用利差減小，債券市場反應積極；反之，債券二級市場信用利差提高，表明債券市場反應消極。

進一步地，本文采用事件研究法以剔除宏觀環境、市場整體波動等因素對債券利差的干擾，進而有效分離出股權激勵公告這一特定事件本身對債券市場的影響。本文借鑒史金艷等(2021)[23]的做法，選取管理層股權激勵預案公告日作為事件發生日，并設定事件發生前90天至前3天的交易日，即[-90,-3]為估計窗口，事件發生日前2個交易日到事件發生日的后3個交易日，即[-2,3]為事件窗口。

首先，計算單個債券的信用利差：

其中，Spreadi,t為公司債券i在時間t的信用利差，YTMi,t為公司債券i在時間t的到期收益率，YMi,t是在時間t與公司債券i同剩余期限的國債到期收益率。

其次，參考Maxwell and Stephens(2003)[13]、Adams and Mansi(2009)[1]的做法，使用常數均值模型計算估計窗口[-90,-3]內的信用利差均值，作為事件窗口內信用利差的正常值E(spread)：

事件窗口期的債券信用利差受到管理層股權激勵事件的影響，因此用窗口期的債券信用利差與正常值E(spread)的差值來衡量由于管理層股權激勵導致的債券信用利差的異常變動，同時與Adams and Mansi(2009)[1]、Bertoni and Lugo(2018)[7]等研究的定義一致，將該信用利差的變動定義為異常信用利差。其計算方法如式(3)所示：

由于公司股權激勵可能對應公司多只債券2，與Adams and Mansi(2009)[1]做法一致，本文以某債券的發行規模所占債券總規模的比例為權重對債券異常信用利差進行加權并求和，從而使公司的每個股權激勵事件對應一個加權異常信用利差(以下簡稱異常信用利差)，記為Waspi。進一步地，如式(4)所示，計算N個公司樣本在事件窗口內異常信用利差的平均值Awaspt，并進行t檢驗，以檢驗債券市場對公司管理層股權激勵事件的市場反應。

為量化管理層股權激勵引起的債券市場反應。進一步對管理層股權激勵強度與債券市場反應進行回歸檢驗，具體如模型(5)所示：

其中，Incent表示管理層股權激勵強度。與李秉祥等(2021)[17]的做法一致，本文采用股權激勵方案中授予管理層的股權激勵數量占公司總股權的比例來衡量管理層股權激勵強度(Incent)。Wasp表示公司債券二級市場異常信用利差，異常信用利差越高，說明債券市場的消極反應程度越大。在實證回歸中，分別采用公告日后第一個交易日、第二個交易日的債券異常信用利差作為被解釋變量。

控制變量主要包含公司財務變量和債券層面變量，具體如下：公司規模Size(總資產的自然對數)，杠桿率Lev(總負債/總資產)，總資產凈利潤率Roa(凈利潤/總資產)，流動資產比率Liquid(流動資產/總資產)，固定資產比率Fix(固定資產凈額/總資產)，營業收入增長率Operate(營業收入季度變化/營業收入上一個單季度金額)，利息保障倍數Icov((凈利潤+所得稅費用+財務費用)/財務費用)，債券信用評級Rate(對信用評級分別賦值：AAA為4，AA+為3，AA為2，其余為1)，久期Duration，公司債券規模Bsize，債券可回售性Put(公司債券含有可回售條款時取1，否則取0)，債券可贖回性Call(公司債券約定可贖回時取1，否則取0)。

本文主要關注β1系數的大小。若系數顯著為正，說明管理層股權激勵強度與債券異常信用利差顯著正相關，即管理層股權激勵強度越大，債券市場的消極反應越大。

(二)數據來源

本文以A股市場2010年1月1日至2021年9月31日發生的管理層股權激勵事件為研究樣本，并進行如下處理：剔除金融業公司進行股權激勵的事件；剔除ST與*ST企業公布的管理層股權激勵事件；剔除上市公司當年進行股權激勵的事件；剔除股權激勵事件期間發生過增發、重組和配股的事件；剔除非管理層股權激勵事件；針對進行管理層股權激勵的同一公司，剔除事件間隔小于等于3個月的事件；剔除財務數據不全和控制變量不全的樣本，為減少異常值對數據的影響，對連續財務數據進行縮尾處理。同時，為進行跨市場效應檢驗，匹配公司信用債和股票數據，以保證一個事件能對應同一公司的債券或股票，最終得到共包含97家上市公司的112個股權激勵事件。管理層股權激勵事件的數據來源于Wind數據庫，公司財務指標來源于國泰安數據庫。

四、實證結果與分析

(一)基準事件研究

表1給出了管理層股權激勵事件窗口內各時點異常信用利差的均值及t檢驗結果。在公司管理層股權激勵公告事件窗口期內，債券異常信用利差的平均值顯著為正，說明債券投資者關注企業的股權激勵方案，并給出消極的市場反應，初步支持了研究假設H1b。從異常信用利差的變化幅度看，公告日前一天的異常信用利差較高，公告日第二天的異常信用利差達到事件窗口的最高點。這說明，債券市場是有效市場，能對股權激勵等市場信息及時做出反應。

表1 債券市場對管理層股權激勵公告的反應

本文對管理層股權激勵強度與債券市場反應的關系進行檢驗。被解釋變量分別為第一個交易日、第二個交易日的債券異常信用利差Waspt=1和Waspt=2，核心解釋變量為管理層股權激勵強度。回歸結果如表2所示，管理層股權激勵強度的系數在5%水平下顯著為正，說明隨著管理層股權激勵強度的增加，債券市場的消極反應幅度增大。這進一步支持了研究假設H1b。

表2 股權激勵強度與債券異常利差

(二)穩健性檢驗

前文的事件研究法是以發布股權激勵方案的上市公司作為研究樣本，并未涉及未發布股權激勵方案的上市公司，因此自選擇偏誤較小。此外，在本文的研究框架下，選擇股權激勵是引起債券市場反應的原因而非結果，基本可排除反向因果關系對回歸結果的干擾。但是，為緩解變量衡量偏誤等問題，本文分別對上文中債券市場對管理層股權激勵公告的反應、管理層股權激勵強度與債券市場反應的關系進行穩健性檢驗。

首先，針對債券市場對管理層股權激勵公告反應的穩健性檢驗如下：(1)與史金艷等(2021)[23]的做法一致，為避免股權激勵信息提前泄露所造成的影響，將估計窗口前移為[-90,-30]、事件窗口縮小為[-2,2]進行穩健性檢驗，結果如表3 Panel A所示。(2)借鑒Bessembinder et al.(2009)[8]的做法，為緩解債券交易不活躍與數據缺失所產生的影響，采用公司交易最活躍的債券作為事件觀察樣本進行穩健性檢驗，結果如表3 Panel B 所示。

表3 債券市場對管理層股權激勵公告反應的穩健性檢驗

結果顯示，不論是通過改變窗口期或采用最活躍的債券作為研究樣本進行檢驗，在公司管理層股權激勵公告事件的窗口期內，債券異常信用利差的平均值整體顯著為正，說明表1結果比較穩健。

其次，針對管理層股權激勵強度與債券市場反應關系的穩健性檢驗如下：(1)借鑒已有研究的做法(Bessembinder et al.，2009；史金艷等，2021；史永東等，2021)[8][23][24]，分別前移了股權激勵事件的估計窗口[-90,-30]；(2)采用最活躍的債券作為估計樣本；(3)為避免遺漏變量，采用了年份、行業和省份的高階固定效應；(4)替換管理層股權激勵強度的衡量方式，借鑒邱楊茜和葉展(2019)[22]、Bergstresser and Philippon(2006)[6]對管理層股權激勵強度的測度方法。3以上四種方式進行穩健性檢驗的具體結果如表4所示。

表4 股權激勵強度與債券異常信用利差的穩健性檢驗

在上述穩健性檢驗中，管理層股權激勵強度均與債券異常信用利差顯著正相關，說明基礎回歸結果比較穩健。

五、管理層股權激勵的跨市場效應分析

債券市場對管理層股權激勵公告做出消極反應的重要原因是擔憂管理層股權激勵公告的財富轉移效應。本文將利用事件研究法估算股票市場對于管理層股權激勵公告的反應，并考察了股票市場與債券市場對管理層股權激勵公告的跨市場效應，以此來明晰債券市場做出消極反應的機理。

借鑒張程等(2020)[27]、史金艷等(2021)[23]的做法，本文采用管理層股權激勵公告事件窗口內的股票累計異常收益率CAR來衡量股權激勵事件對股票市場的影響。與前文一致，以管理層股權激勵公告發生日的前90日到前3日為估計窗口，利用市場模型來估計股票正常回報率：

其中，Ri,t為股票i在t時刻對應的股票日回報率，Rm,t為t時刻的上證綜指日回報率，將模型(6)中的常數項及系數的估計值代入式(7)，計算得到事件窗口[-2,2]內的正常回報率E(Ri,t)：

以及相應的股票異常回報率ARi,t：

計算得到股票i受管理層股權激勵公告影響所導致的[-2,2]期間逐日累計異常回報率與平均累計異常回報率：

與呂長江和鞏娜(2009)[20]做法一致，本文用股票異常回報率的符號與數值大小衡量股票市場對于管理層股權激勵的市場反應。

表5列示了股票市場對管理層股權激勵公告的市場反應。結果顯示，在管理層股權激勵事件窗口期內，股票的平均累計異常回報率(CAAR)顯著為正，說明股票市場對管理層股權激勵公告呈現積極的市場反應。

對比表1和表5可知，股票市場和債券市場對管理層股權激勵公告呈現不同方向的反應，股東將管理層股權激勵公告解讀為符合自身利益的積極信息，而債券投資者將管理層股權激勵解讀為可能造成未來財富或者利益減損的消極信息，初步支持了管理層股權激勵具有財富轉移效應。

表5 股票市場對管理層股權激勵公告的反應

借鑒已有研究的做法(Adams and Mansi，2009；Alderson et al.，2020)[1][3]，本文構建模型(11)對債券市場的消極反應與股票市場的積極反應是否存在相關關系進行考察：

CARi[-2,t]表示事件窗口[-2,t]的股票累計異常收益率，衡量股票市場對管理層股權激勵的市場反應。與上文事件窗口一致，本文選取CARi[-2,1]和CARi[-2,2]作為主要解釋變量。同時，分別采用公告后第1個交易日和第2個交易日的公司債券異常信用利差作為被解釋變量，衡量債券市場對管理層股權激勵的市場反應。

回歸結果如表6所示，CAR[-2,1]與CAR[-2,2]的系數顯著為正，即管理層股權激勵公告造成的債券異常信用利差與股票累計異常回報率呈顯著正相關關系，說明伴隨著股票市場正向反應的增加，債券市場的消極反應也相應增加。這說明股東對管理層股權激勵公告的正向預期越高，債券持有人的消極預期越大，即管理層股權激勵有助于提升股東財富，但可能減損債券投資者的財富，從而證明了管理層股權激勵公告具有財富轉移效應。

表6 管理層股權激勵的跨市場效應檢驗

六、異質性分析

(一)基于股東與債權人沖突水平

相對于股東與債權人利益沖突較低的企業，在股東與債權人利益沖突較高的企業中，股權激勵會加劇債券投資者的風險預期，債券市場對管理層股權激勵的消極反應將會更顯著。與已有研究(Amiri-Moghadam et al.，2021)[5]一致，本文采用杠桿率衡量企業股東與債權人之間的沖突程度。企業杠桿率越高，股東和債權人的沖突水平也越高。具體地，按照杠桿率中位數將樣本劃分為股東與債權人沖突較高和較低兩組，分別進行檢驗，結果如表7所示。Panel A、Panel B和Panel C分別匯報了在股東與債權人沖突較高與較低水平下債券市場的反應、股權激勵強度對債券市場反應的影響、股票市場與債券市場反應關系的回歸結果。

表7 基于股東與債權人沖突水平的分析

Panel A采用債券異常信用利差樣本的均值來衡量債券市場對股權激勵事件的反應。結果顯示，在股東與債權人沖突較高的樣本中，債券異常信用利差的均值在10%水平下顯著為正，說明此時債券市場對管理層股權激勵公告的反應更消極。Panel B的結果顯示，在股東與債權人沖突水平較高的樣本中，Incent的系數顯著為正，說明隨著管理層股權激勵強度的提高，債券市場的消極反應增大。Panel C的結果顯示，在股東與債權人沖突水平較高的樣本中，股票市場累計異常收益率與債券二級市場異常信用利差顯著正相關。上述結果在股東與債權人沖突較低的樣本中則未發現。

(二)基于大股東持股比例

在我國上市公司“一股獨大”的特殊制度背景下，大股東道德風險和機會主義行為會進一步激化股東與債券持有人沖突(史永東等，2021)[24]。相關研究(陳效東等，2016；曾愛民等，2021)[15][14]指出，大股東可能通過股權激勵這一“正當”工具對管理層進行贖買，降低管理層對大股東掏空等行為的抵制，以便大股東通過機會主義行為實現自身利益。因此，相較于大股東持股比例較低的企業，大股東持股比例較高的企業實施股權激勵，將會增加債券投資者對于大股東掏空行為的擔憂。本文根據第一大股東持股比例的中位數，將樣本劃分為大股東持股比例較高與較低兩組進行檢驗，結果如表8所示。

表8 基于大股東持股比例的分析

Panel A的結果顯示，在大股東持股比例較高的樣本中，債券異常信用利差均值在至少5%水平下顯著為正。Panel B的結果顯示，Incent的系數在大股東持股比例較高的樣本中顯著為正，說明隨著管理層股權激勵強度的增加，債券市場的消極反應增大。Panel C的結果顯示，在大股東持股比例較高的公司中，債券異常信用利差與股票累計異常收益率呈顯著正相關關系。上述結果在大股東持股比例較低的樣本中則未發現。

(三)基于公司信息透明度

從信息不對稱角度看，債券投資者屬于公司“外部人”，無法與股東或管理層一樣及時獲取公司內部信息。特別是在信息透明度較低的公司中，債券投資者無法有效監督管理層與股東的行為，這會提升債券投資者對管理層股權激勵是否加劇財富轉移的擔憂。為此，本文借鑒Amihud(2002)[4]的做法，采用股票非流動比率來衡量企業的信息透明度，并根據信息透明度中位數將企業劃分為信息透明度較低和較高的樣本進行檢驗，結果如表9所示。

表9 基于公司信息透明度的分析

Panel A的結果顯示，在信息透明度較低的企業中，債券異常信用利差的均值在至少10%水平下顯著為正。Panel B的結果顯示，Incent的系數在信息透明度較低的樣本中顯著為正，說明隨著股權激勵強度的提高，債券市場的消極反應增大。Panel C的結果顯示，在信息透明度較低的企業中，債券異常信用利差與股票累計異常收益率顯著正相關。上述結果在信息透明度較高的樣本中則未發現。

七、結論與啟示

本文檢驗了債券市場對管理層股權激勵事件的反應，發現債券市場對管理層股權激勵公告呈現消極反應，債券異常信用利差與股權激勵強度顯著正相關；債券市場與股票市場的跨市場檢驗支持了管理層股權激勵存在財富轉移效應。進一步地，本文從股東與債權人沖突水平、大股東持股水平與公司信息透明度水平角度進行了異質性分析，發現在股東與債權人沖突水平較高、大股東持股水平較高和公司信息透明度較低的公司中，債券市場對管理層股權激勵的消極反應與財富轉移效應更顯著。

本文的研究結論具有以下啟示：首先，應增強管理層股權激勵公告的預期管理。債券市場對管理層股權激勵呈現消極反應，凸顯了管理層股權激勵公告預期管理的必要性。上市公司在公布管理層股權激勵方案時，需要做好利益相關者預期的正向引導，緩解利益相關者價值大幅波動所造成的市場影響。其次，應強化管理層股權激勵方案的監管。規范、健全管理層股權激勵的方案設計和實施過程，細化決策、授予、執行等各環節要求，強化上市公司內部監督與事后監管，構建股權激勵方案從設計到實施的全鏈條監管約束機制。最后，應提升公司信息披露水平。特別是在注冊制全面推行、管理層股權激勵逐步常態化背景下，要完善上市公司信息披露制度，提高信息披露質量，使公司治理更加規范、透明和可預期。■

[基金項目：國家社會科學規劃一般項目“我國財政風險和金融風險‘反饋循環’及其協同治理研究”(21BJY003)、國家自然科學基金項目“政府債務對貨幣政策的影響——基于利率傳導渠道的研究”(71573155)、深圳市人文社會科學重點研究基地項目]

注釋

1.債券價格變化率至少需要兩個連續交易日的數據才可以計算，但由于交易數據缺失值多，通常難以采用債券價格變化來衡量債券市場變化。

2.現有文獻主要有三種方法處理一家公司可能有多只債券的問題：(1)采用債券層面數據。即每個債券作為一個觀察個體，考察公司股權激勵事件對單個債券的影響。但由于同一公司的債券之間可能存在高度相關性，這種方法一方面會使標準誤向下偏斜，導致t統計量膨脹(Eberhart and Siddique, 2002)[13]，另一方面還會導致多次發債企業的重復統計。(2)代表性債券法。即選擇交易量最大的債券或者交易最頻繁的債券。Bessembinder et al.(2009)[8]指出，盡管該種方法可能存在偏差，但在債券市場流動性不足的情況下，選擇交易最為頻繁的債券也不失為克服流動性短缺的一種方法。(3)公司層面方法，即采用算術平均或者按照發行規模方法對公司異常信用利差進行加權來確定公司層面的債券異常信用利差。但應用算術平均的方法高估了較小發行規模的債券價格反應，而低估了較大發行規模債券的價格反應。采用以債券發行規模為權重的公司層面方法來計算債券異常信用利差，既考慮到了債券規模，又結合了債券數量，可以較好衡量債券市場變化。因此，本文選用第三種方法進行實證分析，同時在穩健性檢驗中采用交易最活躍的代表性債券進行穩健性檢驗。

3.邱楊茜和葉展(2019)[22]、Bergstresser and Philippon(2006)[6]對管理層股權激勵強度的計算方法為Incent=1%×Price×(Shr+Opt+Res+APP)/[1%×Price×(Shr+Opt+Res+APP)+Salary]。其中，Price為上市公司t年末的股票收盤價，Shr為公司管理層持股數，Opt、Res、APP分別為管理層持有的股票期權、限制性股票和股票增值權的數量，Salary為管理層的年薪總額。