员工持股激励效应的实证研究*——来自我国A股上市企业的经验证据

武汉工商学院 李明 黄霞

员工持股激励效应的实证研究*
——来自我国A股上市企业的经验证据

武汉工商学院 李明 黄霞

一、引言

员工是企业重要的利益相关者，员工持股是企业社会责任的一种表现。员工持股的股权激励是现代企业的一种战略性管理决策行为，当企业所有者和经营权分离时（即委托代理关系），为保证经营者能最大化发挥职业水平，同时保障其不损害企业利益，让员工持有本企业股票或期权以达到解决公司治理中信息不对称问题。我国在资本市场刚成立初期曾研究过上市公司股权激励，但当时未能执行，直到2005年我国实施股权分置改革，这才为我国上市企业实施股权激励扫清了障碍，从此我国企业员工持股的股权激励进入了快速发展期。但是，随着职业经理人的增多、企业规模的扩大，员工持股的股权激励行为对企业发展是否存在显著效应这一问题开始被人质疑。不少学者认为，由于股权激励对象都是企业高级管理人员，这些人员不仅有股权激励，同时也获得较高薪酬，而前几年我国经济发展较好，因此能力一般的管理者也能实现所有者对其设定的激励目标，不能体现出被激励对象的水平。另外，代理治理也会引致道德问题，管理者为实现激励目标，可能会采取编制虚假财务报表或散布虚假信息等行为，从而损害中小投资者的利益。

二、理论分析与研究假设

在已有的文献中，对于员工股权激励的研究主要集中于是否存在激励效应、激励效应的方向、强弱等方面。在激励效应上，又分为直接效应和间接效应。直接效应包括了三个效应方向：基于利益趋同假说理论认为，代理人（经营者）股权激励会扩大其与股东之间利益的一致性，即被激励对象有与公司相同的目标，从而能激发其业绩管理行为，最终带来正向企业绩效；但也有理论指出股权激励不一定能改善公司业绩，反而可能不利于企业成长，如壕沟效应假说则指出，经营者存在寻租行为，股权激励可能因为高管寻租而不能有效缓解代理冲突，反而会加剧代理问题（Bebchuk&Fried，2003），不利于企业业绩。壕沟效应的观点是股权激励行为不能引起激励正效应，即可能不影响或影响为负；还一种观点认为股权激励与企业绩效间是非线性关系，当被激励对象股份数少于某个阈值时，有正向激励效应，而股份数超过某个阈值，则有负向激励效应。对于间接效应，则主要是探讨股权激励通过何种途径来提升企业绩效，Wu&Tu（2007）认为在激励背景下，被激励对象（一般是管理者）会实施激进式战略，希望通过扩大投资、并购重组等外部行为来提升企业业绩。Kouki&Guizani（2009）则认为企业会通过内部管理，如通过加大盈余管理减少股利支付等行为使账面有较好业绩。此外，Marianna et al.（2006）则从创新角度认为在激励制度实施后，公司会改进产品创新和技术创新来提升企业业绩，从而实现激励效应。但从现有的文献来看，很少学者从股权集中度和宏观经济发展上对员工持股的股权激励效应进行判断和解释。目前国内更多学者主要从上市企业样本数据出发，对股权激励效应进行了实证研究，如黄桂田和张悦（2009）采用上市公司截面数据发现员工持股对企业绩效有正影响，但管理层持股对企业绩效的影响是普通员工持股的4-6倍，但员工持股对企业绩效的影响存在拐点。孔锦和徐永翃（2015）分析发现员工持股计划显著提升了企业绩效。沈小燕和王跃堂（2015）通过比较发现，与未实施股权激励计划的公司相比，实施股权激励计划的公司绩效在实施前与后均较好。根据以上的理论和文献分析，本文认为跟国外股权激励的本质一致，企业对员工进行股权激励是为了员工能最大化发挥自己的能力，从而能提升公司的绩效，为此提出第一个假设：

H1：股权激励能对企业绩效产生正效应

也有学者研究了外部变量对激励效应的影响，如贾生华和陈文强（2015）研究了国有控股和市场竞争对股权激励与企业绩效相关关系的影响，发现股权激励整体上存在激励效应。吴作凤（2014）分析了董事会治理特征对股权激励效应的影响，研究发现股权激励政策产生了正激励效应，董事会持股和独立董事比例增加都能提升激励效应。本文认为内部公司治理和外部环境的改变会对企业绩效产生影响，本文以股权集中度表示内部公司治理，以宏观经济环境表示外部环境。本文认为企业股权集中度对企业的股权激励效应是有影响的，当大股东股权集中时，被激励对象的经营决策权变小，从而会减弱股权激励的正效应。此外宏观经济会间接影响企业绩效，当宏观经济向好时，总体来看企业绩效也会变好，尽管这种绩效变好并不是企业经营和员工能力最大化引起的，但从计量角度上，会使正向影响程度加大。为此提出第二个假设：

H2a：股权集中度会减弱股权激励的正效应

H2b：宏观经济增长会加大股权激励的正效应

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源本文选取在2006-2012年期间我国有股权激励行为的A股上市企业，之所以未包括2013-2015年期间样本，主要是考虑到在这个期间实施股权激励的企业，目前无法完整获得其在实施股权激励后三年的企业绩效情况。本文同时剔除了股权激励前后三年未上市的企业，这主要考虑到本文要观察在股权激励前后阶段（三年）绩效的变动。最终得到227家企业横截面数据。企业数据均来源于国泰安金融数据库，经济序列数据来源于2015年《中国统计年鉴》。

（二）变量定义（1）企业绩效。企业绩效是指公司在一定时期内的经营结果，现代企业制度下衡量企业绩效的变量有很多，包括总资产收益率（ROA）、净资产收益率（ROE）、营业利润率、每股收益（EPS）、利润增长率等。在目前研究股权激励效应的文献中，有较多的绩效考核指标选择了与净利润相关的指标。董丽娟（2013）对150家有股权激励行为企业的统计结果显示，82%的企业考核指标为净利润增长率，72%选择了加权平均净资产收益率，此外还有21.3%的企业选择了净利润，12.67%的企业选择了营业收入增长率。在借鉴已有文献后，本文选择净利润增长率作为企业考核绩效的指标，这也是大多数研究员工持股的股权激励文献时选择的代理变量。（2）股权激励。对于股权激励，已有较多文献（沈小燕和王跃堂，2015）选择高管持股占总股本的比例或者员工持股占总股本比例进行衡量，本文认为这部分员工持股并非是真正激励性质的，部分股份在激励前就已持有。为此本文选择企业上市后第一次进行股权激励（发过公告）的股份比例作为员工持股计划股权激励指标。（3）企业股权集中度。企业股权集中度是指全部股东因持股比例的不同，所表现出来的股权集中还是股权分散的数量化指标。本文选择企业前五大股东持股比例来衡量股权集中度。（4）宏观经济。本文选择国内生产总值（GDP）增长率进行衡量。（5）控制变量。本文选取企业规模和资产负债结构作为控制变量。具体变量说明见表1。

表1 变量定义说明

（三）模型构建目前研究员工持股的股权激励效应主要包括事件研究法和回归模型法，其中事件研究法多是检验激励行为对股票价格短期内的影响，如沈海平（2011）运用事件研究法发现，上市公司股权激励公告发布前后股票具有显著的正价格效应。而回归模型法主要是研究员工持股及股权激励背景下，这一制度行为对企业绩效的影响。本文主要观察企业员工持股的激励财务效应方向和程度。目前研究股权激励效应较多的是采用面板数据分析，即回归员工或高管持股比例对企业绩效（考核指标）的影响，然而本文认为这样选取的股权激励并不恰当，高管持股可能并不是用于激励，本身即含有股权。为此本文选择横截面数据进行分析，每个企业选取激励的年份数值，因变量则为激励前后企业绩效变动情况。具体模型构建如下：

其中performance是企业绩效指标，esop是股权激励代理变量，control是控制变量，c为常数。如果α显著为正，说明存在正股权激励效应，α显著为负，说明存在负股权激励效应，如果α系数不显著，说明不存在激励效应。

为进一步探讨第三方变量对企业股权激励效应的影响，在方程（1）中加入外部变量与股权激励代理变量的交叉项。在此，本文主要从内部股权结构（股权集中度）和外部环境（宏观经济）两个角度来考察股权激励结果是否受影响。为此构建如下两个模型：

其中oc5是企业股权集中度指标，economy是宏观经济指标。esop×oc5是企业股权激励与企业股权集中度的交叉项，esop×economy是企业股权激励与宏观经济的交叉项。在方程（1）中引入交叉项的目的是检验企业内部变量（股权结构）和外部环境（宏观经济）对企业员工持股股权激励效应的影响，对此主要是观察β系数。本文采用最小二乘法（OLS）对上述方程进行估计。

四、实证分析

（一）描述性统计表2显示了各个变量的简单描述统计。可以看到用净利润增长率衡量的企业绩效均值为0.025，说明样本企业在样本期间平均净利润率只有2.5%，这一数值非常低，但在企业间差异很大，最高的企业达到了12607%，最低的企业则是-6576%。样本企业的股权激励比例均值为3.08%，其中最小的企业只有0.009%，最高的企业为10%。对于股权集中度，显示前五大股东持股比例和平均为57.116%，最小的企业为16.7%，最高的企业达到91.96%。样本企业在样本期间平均收入为exp（21.282）=17. 48亿元，企业间差异很大。企业运用杠杆经营也非常明显，平均资产负债率为39.4%，其中最小值为2.60%，最高的企业达到94.8%。

表2 各个变量的统计描述

（二）样本T检验本文对样本企业员工持股的股权激励前后净利润增长率的差异情况进行显著性分析。其中激励前是指企业在发布激励公告（即激励实施年度）前面三年，激励后是指企业在发布激励公告后面三年（含公告当年）。具体配对样本T检验结果见表3。从表3可以看出，227家企业在股权激励前三年的平均净利润增长率为16.55%，在股权激励后三年的平均净利润增长率未24.10%，二者相差7.55%，T检验统计量值为2.033，对应是双侧概率sig值为0.043＜0.05，说明我国A股上市企业在股权激励前后净利润增长率有显著性增长。

表3 股权激励前后的配对样本T检验

（三）回归分析（1）我国上市企业股权激励效应检验。表4显示了对横截面数据的回归估计结果，民营和国有企业的划分参考国泰安数据库的企业实际控制人标准划分，企业规模的划分则按营业收入分为大规模企业（激励年份营收10亿元以上）和小规模企业（激励年份营收10亿元以下）。表4中列（1）的全样本企业估计结果显示拟合优度为0.667，观察各个自变量，员工持股计划股权激励变量系数值为1.337＞0，在1%显著性概率水平下统计显著，说明股权激励对企业绩效增长有正向促进作用，这个结果与表2的结论一致。对于控制变量，企业营业收入为负（-1.862），高度统计显著，资产负债率为正0，在5%概率水平下显著。再观察子样本的估计结果，可以看到民营企业样本下esop变量系数为7.662＞0，统计显著，因此员工持股股权激励的实施能正向影响民营企业绩效，而对于国有企业样本，esop变量系数为0.437，但统计不显著，说明国有企业的员工持股股权激励效应不显著。对于控制变量，尽管显著性与全样本下结果不一致，但系数符号相同。对于不同规模大小的企业，小规模样本下esop变量系数为1.729＞0，统计结果同样显著，因此对于小规模企业，员工持股计划对于企业绩效来说有正向股权激励效应，对于大规模企业，esop变量系数为0.560，在10%概率水平下不显著，说明大规模企业的员工持股股权激励效应不显著。对于控制变量，系数符号和显著性基本上和前面几列一致，这里不再一一赘述。从以上分析结果可以看出，前文提出的H1是成立的。

表4 我国上市企业股权激励效应

（2）我国上市企业股权激励效应的机制分析。表5进一步显示了企业员工持股计划股权激励效应的机制分析，即方程（2）和方程（3）的估计结果，其中列（1）考察了股权激励效应是否受企业股权集中度所影响，列（2）考察了股权激励效应是否受宏观经济发展情况所影响。列（3）-列（6）是子样本下的估计结果。对于全样本企业，就主要观察变量而言，esop变量系数为4.329＞0，高度统计显著，esop与股权集中度oc5的交叉项变量系数为-0.057＜0，且在1%概率水平下统计显著，这个结果说明企业股权越集中，会对企业股权激励正效应产生负面影响，即会减弱股权激励效应。企业绩效对股权激励的边际影响为∂performance/∂esop=4.329-0.057*oc5，全样本的企业股权集中度均值为57.116，因此∂performance/∂esop=4.329-0.057*57.116=1.073＞0。对于列（2），esop变量系数为-1.189＜0，在10%概率水平下统计不显著，esop与宏观经济economy的交叉项变量系数为0.233＞0，在1%概率水平下统计显著，这个结果说明外部宏观经济增长越好，对企业股权激励正效应产生正面影响，企业绩效对股权激励的边际影响为∂performance/∂esop=-1.189+0.233*economy，全样本的宏观经济增长率为10.192，因此∂performance/∂esop=-1.189+0.233 *10.192=1.186＞0。

表5 我国上市企业股权激励效应的机制分析

对于民营企业，当引入股权激励与股权集中度交叉变量时，esop变量系数为12.483，交叉项变量系数为-0.148，二者均在5%概率水平下统计显著，这个结果跟全企业样本下结果是一致的，表明股权越集中，将会减弱企业股权激励的正向效应。当引入股权激励与宏观经济序列交叉变量时，esop变量系数为-0.588，交叉项变量系数为0.616，二者均不显著，但其系数符号跟全样本下一致，本文依旧认为宏观经济增长率升高能隐形扩大企业股权激励的正效应。对于国有企业样本，当引入股权激励与股权集中度交叉变量时，esop变量系数为0.718，交叉项变量系数为-0.005，二者均在10%概率水平下统计不显著；当引入股权激励与宏观经济序列交叉变量时，esop变量系数为0.642，交叉项变量系数为0.020，二者均不显著，但可以计算得到，企业绩效对企业股权激励的边际影响为正。对于企业营业收入和资产负债率两个控制变量，其系数符号和显著性跟表2一致，这里不再详细陈述。从所得数据中可以看出前文提出的H2a和H2b是成立的。

以上结果表明我国上市公司的员工持股计划存在正的激励效应，表明员工持股确实能调动持股人员（一般是中高层管理被激励对象）的工作积极性及能力，通过加强企业管理、控制企业成本以及战略经营等提升企业绩效。对于民营企业存在正向激励效应而国有企业不存在股权激励效应的解释是：对于国有企业，主要有两方面的原因，一是国有企业实际的股权激励对象为一般的企业员工，而管理人员特别是高级管理人员，大多数受国家委派任命，这使得被激励对象不能参与到企业决策经营层面，激励效应不明显，另一方面，国有企业的绩效目标受到有关部门的考核指标影响，在经营、策略和制度上较为被动，这个“硬约束”条件使得被激励对象不能有效发挥管理水平，股权激励在国有企业中受限。而对于一般的民营企业，恰好相反，首先企业运营机制较为灵活，企业股权激励对象也均是能左右企业经营目标的实际管理人，这种“权权”（经营权、股权）一致背景下的行为使得被激励人员的目标与公司目标一致，充分调动管理层积极性。

而对于外部变量对股权激励效应的影响，本文得到股权集中度会减损企业股权激励的正向效应，对此本文认为有两方面因素，一是前五大持股股东中，很少包括被经营目标股权激励的管理对象，因此当前五大股东股权比例更大时，被激励对象的经营决策权利变小（重大项目、战略重组等仍然取决于实际控制人），这种背景下会导致正向激励效应被减弱；二是股权集中，会侵占中小股东利益，使得盈余管理更倾向于当期分配，而不作为下一期的资本，较多的实证分析也表明股权集中度与企业绩效有负向关系，因此这一内生性（激励与绩效可能内生）问题导致了激励弱效应。宏观经济增长对于提升股权激励的正效应，显然在宏观经济向好时，也会正向影响微观企业的绩效，相对于正常（经济）增长率，此时股权激励行为对于被激励对象而言存在“隐形”福利效应，即企业绩效提升部分是由外部经济增长率上升贡献的。

五、结论与建议

（一）结论研究结果显示：我国上市企业在股权激励前后企业绩效（净利润增长率）有显著性增长。员工股权激励能对上市企业绩效产生正效应，但这一效应对于民营企业和小规模企业更加显著，而对于国有企业和大规模企业效应不明显。股权集中度对于员工持股股权激励正效应有减损性影响，而宏观经济对于股权激励正效应有促进性影响。

（二）建议通过上述结论，本文提出以下几点建议：第一，制定一个适合于企业自身发展的激励方案。目前上市企业的激励方案大同小异，没有什么差别，均是被激励对象与企业绩效挂钩，如果企业业绩在规定时期内完成即可行权。尽管这种举措确实能调动高管积极性，但是否真正适合于本公司发展，较难判断。企业要从激励模式、资金（股票）来源、激励对象、激励规模、行权价格，行权安排（时期）、行权条件（绩效考核）等方面充分调研与验证。第二，企业要加强员工持股股权激励战略的各项制度建设。在确定了激励方案后，大股东和决策层要在股权激励实施前（制定）、中（履行）、后（行权）进行明确界定，特别要对管理者（被激励高层管理对象）进行有效监督，防止被激励管理人员为了达到激励目标而采取损害中小股东及公司长期成长的行为，这可以从薪酬、绩效考核等方面进行监管。另一方面，可以考虑采用逆回购的方式实施股权激励，这可以充分调动已有股份高管人员的管理水平。第三，继续完善我国员工持股制度方面的法律法规。

*本文系教育部人文社会科学研究青年基金资助项目（项目编号：15YJC630060）；武汉工商学院“企业社会责任”学术研究团队资助项目（项目编号：XSTD2016001）的阶段性研究成果。

［1］黄桂田、张悦：《国有公司员工持股绩效的实证分析——基于1302家公司的样本数据》，《经济科学》2009年第4期。

［2］沈小燕、王跃堂：《股权激励、产权性质与公司绩效、股权激励》，《东南大学学报》2015年第1期。

［3］贾生华、陈文强：《国有控股、市场竞争与股权激励效应——基于倾向得分匹配法的实证研究》，《浙江大学学报》2015年第9期。

［4］吴作凤：《董事会治理特征对股权激励效应的影响》，《广东财经大学学报》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.

（编辑 文博）