管理层股权激励与企业未来盈余定价——来自中国资本市场的证据

付 强，扈文秀，章伟果

(西安理工大学经济与管理学院，陕西 西安 710054)

1 引言

传统的资产定价理论认为股票价值等于企业未来现金流期望值的折现，因此，在一个有效的市场中，股价变动反映了投资者对企业未来盈余预期的修正[1]。企业未来盈余信息是否充分反映在当期股价中，或者说企业未来盈余是否被投资者充分定价，取决于投资者对企业未来盈余预测是否准确。投资者预测企业未来盈余主要通过两种途径：一是根据上市公司财务报告披露的会计信息来直接预测未来盈余；二是根据其他渠道的企业相关性信息来预测未来盈余[2-3]，如管理层业绩预告[4]、产品市场竞争[5]和企业信用评级[6]等。已有研究表明，上市公司的信息披露会显著影响投资者对企业未来盈余定价，具体来说，更高质量的会计盈余[7-9]和自愿性信息披露水平[4,10-11]会提高投资者对企业未来盈余的预测能力，从而使投资者对企业未来盈余定价更准确。

与此同时，管理层作为上市公司的信息披露主体，其披露行为会受到股权激励的影响。一方面，股权激励可以有效缓解股东与管理层之间信息披露的代理问题，不仅能够抑制管理层的会计信息操纵行为[12]、提高会计盈余的持续性[13]，而且可以增强管理层向投资者披露公司私有信息的意愿，从而提高上市公司的自愿性信息披露水平[14-15]；但另一方面，由于股权激励将管理层的个人财富与公司股价绑定，这又会导致管理层操纵公司的会计盈余或信息披露来影响股价，从而最大化其股权激励的私有收益。例如管理层会通过盈余管理[16-17]或操控业绩预告等自愿性信息披露[18-19]的手段来影响短期股价，以获取股票期权行权或股票出售时的超额收益。

由此可见，如果股权激励能够缓解股东与管理层之间信息披露的代理问题，提高公司的会计盈余质量或自愿性信息披露水平，那么投资者便能准确对企业未来盈余进行定价；与之相反，如果股权激励导致管理层操纵会计盈余或自愿性信息披露，那么会计盈余或自愿性信息披露将会变得扭曲和不可靠，投资者便难以准确对企业未来盈余进行定价。那么管理层股权激励究竟会提升还是降低投资者对企业未来盈余的定价能力？这构成本文研究的核心议题。由于投资者对企业未来盈余的定价能力在一定程度上反映了资本市场的信息效率[20]，因此研究这一问题具有重要意义。然而，针对这一重要问题，国内尚未有文献涉及。国外仅有Choi和Kim[21]对此进行了研究，他们利用1995-2007年间美国标准普尔指数中1500家上市公司的数据，发现CEO的股权激励薪酬有助于投资者对企业未来盈余定价。

尽管Choi和Kim[21]发现CEO的股权激励薪酬有助于投资者对企业未来盈余定价，但其研究结论基于美国成熟资本市场背景得出。众所周知，中国资本市场新兴加转轨特征明显，与成熟资本市场以机构投资者作为资产定价主体不同，中国资本市场个体投资者众多，并成为左右股票定价的重要因素[22]，投资者能否准确对企业未来盈余定价尚需考证。同时，中国上市公司实施的是业绩型股权激励，管理层为达到行权的业绩考核条也会进行盈余管理[23]。因此，在中国资本市场中，管理层股权激励是否有助于投资者对企业未来盈余定价仍然是一个值得检验的问题。更重要的是，企业的盈余信息由公司特质成分和行业成分共同构成，并且行业成分未来盈余信息要比公司特质未来盈余信息更早地被投资者定价[24]，假如管理层股权激励有助于投资者对企业未来盈余定价，那么是通过促进哪种成分的未来盈余信息融入股票价格？Choi和Kim[21]并未对此进行深入探讨。最后，目前中国上市公司管理层股权激励主要分为股票型激励和股票期权激励两种模式，已有研究发现股票型激励能提高证券分析师对企业盈余预测的准确性，但股票期权激励并不能[25-26]，那么不同模式的股权激励在影响投资者对企业未来盈余定价能力方面是否存在显著差异？现有研究也缺乏探讨。

鉴于此，本文以中国A股上市公司为样本，研究管理层股权激励与企业未来盈余定价之间的关系，并进一步将企业未来盈余分解为行业成分和公司特质成分，研究股权激励与不同成分未来盈余定价之间的关系，以及不同模式股权激励对上述关系影响的差异。本文的主要贡献在于：第一，基于中国资本市场和股权激励的制度背景，首次检验了管理层股权激励与企业未来盈余定价之间的关系，丰富了企业未来盈余定价影响因素的相关研究，同时为提高中国证券市场信息效率提供了理论参考；第二，已有关于企业未来盈余定价的研究大多仅停留在盈余总额分析层面[3-6,9-11]，尚未考虑投资者对不同成分盈余信息定价的时机差异，本文将企业未来盈余分解为行业成分和公司特质成分，发现管理层股权激励主要通过加速公司特质未来盈余信息融入股价来促进投资者对企业未来盈余定价，这不仅揭示了管理层股权激励促进投资者对企业未来盈余定价的微观机制，也是对以往盈余总额分析的有益补充和拓展；第三，已有研究缺乏对股权激励异质性的考察，本文的研究发现管理层的股票型激励有助于投资者对企业未来盈余定价，而股票期权激励并无此作用，这是对已有研究的补充和深化。

2 理论分析与研究假设

学界对企业未来盈余定价的研究始于Collins等[2]的一篇经典文献，他们认为由于会计盈余缺乏及时性，当期的会计盈余信息仅能给投资者提供部分的未来盈余预期，投资者会根据其他渠道的价值相关性信息来预测未来盈余，而这部分盈余预期引起的股价变动并未被当期盈余所解释。为了准确刻画投资者对企业未来盈余的预期，Collins等[2]开发了未来盈余反应系数(FERC)模型，他们在传统的收益率—盈余回归模型中加入未来盈余后，发现当期股票收益率与未来盈余显著正相关，并且模型的解释力被提高3到6倍。自此，FERC便被用于衡量投资者对企业未来盈余的定价能力。由于FERC在一定程度上反映了资本市场的信息效率，FERC越大说明投资者对企业未来盈余定价越准确，股价越接近于企业的真实价值，资本市场的信息效率也就越高[20]，这吸引了大量的学者研究FERC的影响因素及提升路径。就企业信息披露而言，已有研究发现上市公司的会计盈余质量和自愿性信息披露水平会显著影响投资者对企业未来盈余定价。在会计盈余质量方面，Sloan[7]发现会计盈余数字中包含的现金流盈余比应计盈余具有更高的持续性、对企业未来盈余的预测能力更强，但投资者功能锁定于盈余总额，无法识别和区分这一差异，会高估应计盈余提供的未来盈余预期从而导致错误定价；Xie Hong[8]则进一步发现管理层的应计盈余管理行为是导致投资者错误定价的主要原因；在此基础上，Haw等[9]发现应计盈余管理程度越低(盈余质量越高)越有助于投资者对企业未来盈余定价。至于自愿性信息披露，Lundholm和Myers[10]采用分析师对公司信息披露的评级(AIMR)度量自愿性信息披露水平，发现更多高质量的自愿性信息披露有助于投资者对企业未来盈余定价；后续的研究以管理层业绩预告披露的频率和精度[4]、公司披露的前瞻性信息数量[11]衡量自愿性信息披露水平，也得到同样的结论。以上分析可以看出，上市公司的会计盈余质量和自愿性信息披露水平越高，越有助于投资者对企业未来盈余定价。

上市公司的信息披露会显著影响投资者对企业未来盈余定价，而管理层作为公司信息披露的主体，其披露行为又会受到股权激励的影响。已有研究表明，股权激励对管理层的信息披露行为存在两种相反的作用机制。一方面，股权激励可以有效缓解股东与管理层之间信息披露的代理问题，使管理层的信息披露行为与股东利益保持一致，不仅能够减少会计舞弊、财务重述等会计信息操纵行为的频率[12]，提高会计盈余的持续性[13]，而且可以提高公司的自愿性信息披露水平。周知，管理层作为上市公司的内部人，掌握着公司当前经营状况和未来预期收入等公司基本面信息，相对外部投资者具有信息优势。Nagara等[14]认为由于股权激励将管理层的个人财富与公司股价挂钩，会激励管理层向外部投资者披露与其努力程度密切相关的公司基本面信息，从而促进投资者根据公司基本面信息进行知情交易，将更多的公司基本面信息融入股价，以避免其持有的公司股权价值因股价被投资者错误定价而受损。与这一理论预期一致，Nagara等[14]发现CEO的股权激励薪酬占总薪酬的比例越大，管理层业绩预告披露的频率和自愿性信息披露质量(AIMR)越高。国内研究也同样发现管理层股权激励会提高公司自愿性信息披露的精确性、及时性以及可靠性[15]。由此可见，管理层股权激励可以提高上市公司的会计盈余质量和自愿性信息披露水平，而更高质量的会计盈余[7-9]和自愿性信息披露水平[4,10-11]会提高投资者对企业未来盈余的预测能力，从而有助于投资者对企业未来盈余定价。

另一方面，股权激励也会导致管理层操纵上市公司的信息披露。由于股权激励将管理层的个人财富与公司股价绑定，会导致管理层利用自己的信息优势来操纵会计盈余信息以影响短期股价，从而最大化其股权激励的私有收益。例如在股权激励行权或出售前进行向上的应计盈余管理来调增公司业绩以提升股价，从而获取超额收益[16-17]。此外，中国上市公司实施的是业绩型股权激励，股权激励能否行权必须以行权业绩考核指标是否达标为前提。为了达到股权激励的行权业绩条件，管理层也会进行应计盈余管理[23]。除盈余管理之外，管理层还会通过操控自愿性信息披露的时机和内容来影响股价，例如在股票期权行权前发布更多的业绩预告好消息[18]，或在卖出股票前发布更精确(更模糊)的业绩预告好(坏)消息以提升股价[19]。在预测企业未来盈余方面，由于投资者无法识别和区分应计盈余与现金流盈余的持续性差异，因此，管理层的应计盈余管理行为会造成投资者对企业未来盈余形成错误的预期[8]；同时，管理层对自愿性信息披露的操控会降低其质量和可靠性，阻碍投资者从中提取和解读与企业未来盈余相关的价值信息[4,10-11]。由此可见，管理层股权激励引发的信息披露操纵行为会降低投资者对企业未来盈余的预测能力，从而阻碍投资者对企业未来盈余定价。

综合以上分析，本文提出两个竞争性假设：

假设1a：管理层股权激励有助于投资者对企业未来盈余定价。(信息披露假说)

假设1b：管理层股权激励会阻碍投资者对企业未来盈余定价。(信息操纵假说)

企业的盈余创造既跟公司的经营状况有关，还会受行业景气程度的影响。因此，企业的盈余信息由公司特质成分和行业成分共同构成，并通过投资者的知情交易行为融入股价中。投资者对公司特质盈余信息的获取主要依赖于公司的信息披露，而对行业盈余信息的获取渠道则较为广泛，例如投资者可以根据产业政策、行业新闻和行业协会发布的数据等渠道获取并预测行业的盈利情况。此外，当行业内单个公司的盈余信息进入市场后，投资者会根据这一信息解读出该行业盈余的公共信息[24,27]。因此，相较公司特质未来盈余信息，行业成分的未来盈余信息来源渠道广泛、搜寻成本更低，会更早地被投资者定价[24]。基于此，本文有理由推断：当股权激励能促使管理层向投资者提供更高质量的会计盈余或自愿披露更多公司基本面信息时，会降低投资者对公司特质未来盈余信息的搜寻成本，从而促使更多投资者利用公司特质未来盈余信息进行知情交易，加速公司特质未来盈余信息融入股价；相反，当股权激励导致管理层操纵会计盈余或自愿性信息披露时，投资者难以获取准确的公司特质未来盈余信息，转而依赖于来源渠道广泛、搜寻成本更低的行业盈余信息进行知情交易，从而阻碍公司特质未来盈余信息融入股价。据此，提出假设：

假设2a：在信息披露假说下，管理层股权激励会加速投资者对公司特质未来盈余定价。

假设2b：在信息操纵假说下，管理层股权激励会阻碍投资者对公司特质未来盈余定价。

目前中国上市公司的股权激励按收益结构不同可以划分为股票型激励(包括管理层持有的非限制性股票和限制性股票)和股票期权激励两类。已有研究发现，股票期权激励是引发会计盈余信息操纵行为的主要原因，而管理层的现金薪酬和股票型激励并不会[28-29]。Burns和Kedia[28]指出，股票期权激励的收益结构使得管理层的财富水平与股价变动呈现凸性，即管理层通过盈余操纵来提高股价可以有效增加其财富水平，但盈余操纵行为被揭露导致的股价下跌对其财富造成的损失有限(至多是不能行权)，而股票型激励的收益结构与股价变动呈现对称性，使得管理层财富完全暴露在盈余操纵行为被揭露所导致的股价暴跌风险中。因此，相对于股票型激励，股票期权激励更容易引发盈余操纵行为。这种对会计信息操纵倾向性的影响差异在证券分析师盈余预测的准确性中也得到了验证。Han等[25]发现管理层持股可以提高分析师对企业盈余预测的准确性。Liu Sun[26]也发现中国上市公司的股权激励计划整体上提高了分析师对企业盈余预测的准确性，但区分股票型激励和股票期权激励后，他发现股票型激励提高了分析师对企业盈余预测的准确性，而股票期权激励不能。综合以上分析，本文认为股票型激励与股票期权激励在影响投资者对企业未来盈余的定价能力方面存在显著差异，故提出以下假设：

假设3：在影响投资者对企业未来盈余和公司特质未来盈余的定价能力方面，股票型激励与股票期权激励存在显著差异。

3 研究设计

3.1 变量计量

3.1.1 企业未来盈余定价

参考Choi和Kim[21]的研究，采用未来盈余反应系数(FERC)衡量投资者对企业未来盈余的定价能力。FERC的计算模型由Collins等[2]开发并经Lundholm和Myers[10]完善，FERC模型可以表示为：

Ri,t=b0+b1Xi,t-1+b2Xi,t+b3Xi,3t+b4Ri,3t+εi,t

(1)

3.1.2 不同成分企业未来盈余定价

参考Piotroski和Roulstone[30]的做法，本文借助Ayers和Freeman[24]的盈余成分定价时机模型来衡量投资者对不同成分企业未来盈余的定价能力，该模型可以表示为：

(2)

其中，CARi,t代表个股在t年的累计异常收益率，等于个股在当年5月至次年4月的月度异常收益率ARi,k之和，ARi,k=ri,k-rm,k，其中rm,k为考虑现金红利再投资和流通市值加权的月市场收益率，rm,k根据公司i上市所属板块选取相对应的沪市A股、深市A股或创业板月市场收益率。Ii,t+τ为公司i在第t+τ年的年度盈余变化中来自行业成分的盈余变化，Fi,t+τ为公司i在第t+τ年的公司特质成分盈余变化。Fi,t+τ=ΔFEi,t+τ-ΔIEj,t+τ，其中ΔFEi,t+τ为公司i在t+τ年的扣除非经常性损益后的净利润相对于上一年的变化值除以该年初公司股票的市值，ΔIEj,t+τ为公司i所在行业j中所有公司ΔFEi,t+τ的中位数值。Ii,t+τ=ΔIEj,t+τ-ΔMEt+τ，其中ΔMEt+τ为市场中所有行业ΔIEj,t+τ的中位数值。在计算Ii,t+τ和Fi,t+τ时，行业按照证监会《上市公司行业分类指引》(2012)中的门类进行划分，同时参考朱宏泉等[27]的做法，将制造业细分为小类。

在模型(2)中，Ayers和Freeman[24]发现未来一期行业盈余变化的回归系数(β1)显著大于未来一期公司特质盈余变化的回归系数(γ1)；并且上一期公司特质盈余变化的回归系数(γ-1)显著，而上一期行业盈余变化的回归系数(β-1)不显著。由此，他们认为行业成分的未来盈余信息比公司特质成分的未来盈余信息更早地被投资者定价，从而更早地融入股票价格中。本文将借助这一模型来检验投资者对不同成分企业未来盈余的定价能力。

3.1.3 管理层股权激励强度

参考苏冬蔚和林大庞[31]的做法，本文采用Bergstresser和Philippon[16]提出的方法计算管理层股权激励强度Equityi,t：

Equityi,t={1%×Pricei,t×(Stocki,t+Optioni,t)}/1%×Pricei,t×(Stocki,t+Optioni,t)+Cashpayi,t

(3)

(3)式度量了股价每变动1%，管理层的薪酬随股价变动的幅度。其中，Pricei,t为个股的年末收盘价；Stocki,t为i公司获授股权激励的高管(董事和高级管理人员)年末持有的股票数量，包括限制性股票和非限制性股票，限制性股票主要来自于限制性股票激励计划，非限制性股票主要由高管持有的普通股、限制性股票解锁或股票期权行权后增加的股票构成；Optioni,t为i公司获授股权激励的高管年末持有的股票期权数量；Cashpayi,t为i公司获授股权激励的高管年末领取的现金薪酬总额，包括年薪和各类津贴。为了检验不同模式的股权激励在影响投资者对企业未来盈余定价能力方面的差异，本文进一步将股权激励强度Equityi,t分解为股票型激励强度STKi,t和股票期权激励强度OPTi,t两个部分，具体来说，STKi,t等于公式(3)中分子去掉Optioni,t后的值，而OPTi,t为公式(3)式中分子去掉Stocki,t后的值。

3.2 检验模型

对于假设1，本文参考前人的研究[4,6,10]，在模型(1)的基础上，加入股权激励以及股权激励与模型(1)中解释变量的交互项，来检验管理层股权激励与企业未来盈余定价之间的关系，具体模型为：

Ri,t=b0+b1Xi,t-1+b2Xi,t+b3Xi,3t+b4Ri,3t+b5Incenti,t+b6Incenti,t×Xi,t-1+b7Incenti,t×Xi,t+b8Incenti,t×Xi,3t+b9Incenti,t×Ri,3t+∑βj1Controls+∑βj2Controls×Xi,3t+εi,t

(4)

其中，Incenti,t代表管理层股权激励，当其取值分别为Equityi,t、STKi,t和OPTi,t时，分别代表管理层的股权激励强度、股票型激励强度和股票期权激励强度。如果管理层股权激励有助于投资者对企业未来盈余定价，那么股权激励将提高未来盈余反应系数，则b8显著为正；相反，如果股权激励阻碍投资者对企业未来盈余定价，那么股权激励将降低未来盈余反应系数，则b8显著为负。

Controls为控制变量，参照前人的研究[4,6]，本文加入公司规模(Sizei,t)、分析师跟踪程度(Aanlysti,t)、盈余波动性(Earnstdi,t)、公司未来业绩是否亏损(Lossi,t)和成长性(Growthi,t)等可能影响企业未来盈余定价的因素作为控制变量。其中，Sizei,t为公司在t年初市值的自然对数；Aanlysti,t为公司t年年报公告日前一个季度末分析师跟踪数量；Earnstdi,t为t年至t+3年的会计盈余Xt+i的标准差；Lossi,t为哑变量，当X3t为负时取1，否则为0；Growthi,t为t-1年至t+1年公司总资产的增长率。此外，考虑到大部分研究FERC模型的文献都不加入行业和年份控制变量[2-4,6,10]，本文在回归中也未对此进行控制。

对于假设2，本文参考Piotroski和Roulstone的做法[30]，在模型(2)的基础上加入股权激励Incenti,t以及Incenti,t与模型(2)中解释变量的交互项来进行检验，具体模型为：

(5)

控制变量方面，加入CARi,t+1控制未预期到的未来盈余信息；Sizei,t为公司规模；BMi,t为t年初公司的账面市值比。如果管理层股权激励能够加速投资者对公司特质未来盈余定价，那么μ1显著为正；相反，如果管理层股权激励阻碍投资者对公司特质未来盈余定价，那么μ1显著为负。

3.3 样本选择和数据来源

本文的样本数据期间选择的是2006-2016，因为《上市公司股权激励管理办法(试行)》于2006年才正式实施，并且计算未来盈余反应系数(FERC)需要滞后3期的数据，因此本文选取2006-2013年间实施股权激励的上市公司为初始样本。然后进行如下筛选：(1)剔除金融行业、被ST处理的样本公司；(2)剔除高管(董事和高级管理人员)未获授股权激励的样本公司；(3)剔除股票交易数据和财务数据缺失的样本公司。经过筛选后，得到373个管理层股权激励样本，涉及上市公司332家，构成1673个公司—年度观测值。从激励标的物来看，股票期权激励共计授予212次，限制性股票激励授予161次。股权激励计划授予情况的数据来自于Wind金融数据库。管理层持有的股票数据和股票期权数量根据上市公司年度财务报告以及股权激励授予、调整和行权等相关公告手工收集计算得出。公司股票交易数据和财务数据来自于CSMAR数据库。为控制极端值对实证结果的影响，对所有连续变量在1%(99%)的水平上进行缩尾处理。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计分析

表1列出了主要变量的描述性统计结果。Equityt的均值为0.1710，标准差为0.2170，说明目前中国上市公司管理层的股权激励强度整体不高，且在不同公司间差异较大。STKt的均值为0.1388，OPTt的均值为0.0322，说明目前管理层的股权激励薪酬以股票型激励为主，股票期权激励薪酬占比较小。注意到OPTt的中位数为0，这主要是由于大部分公司的股票期权激励在2010年后实施，导致一半的公司—年度OPTt为0。股权激励授予当年的Rt和Xt的均值分别为0.2700和0.0307，而授予后未来三年的R3t和X3t的均值分别为1.0363和0.1439，分别是Rt和Xt的3.84倍和4.69倍(均超过了3倍)，粗略地说明股权激励授予后上市公司的市场表现和会计业绩均得到了提升，表现出一定的激励效应。It-1、It和It+1的标准差分别为0.0031、0.0033和0.0040，而Ft-1、Ft和Ft+1的标准差分别为0.0202、0.0256和0.0298，这与Ayers和Freeman[24]的研究一致，说明行业成分的盈余比公司特质成分的盈余波动幅度更小。

表1 主要变量的描述性统计

4.2 主要变量的相关性分析

表2列示的是主要变量的Pearson相关性检验结果。由Panel A可知，Rt与Xt-1在10%的显著性水平上负相关，与Xt和X3t在1%的显著性水平上正相关，与R3t在1%的显著性水平上负相关，这一结果初步说明在中国资本市场中，投资者对企业未来盈余进行了定价，使当期股价融入了企业未来盈余信息，这与FERC模型的理论预期是一致的；此外，与前人的研究[4,6,10]一致，Xt-1、Xt和X3t之间均在1%的水平上显著正相关，说明会计盈余表现出一定的持续性。由Panel B可知，CARt与It+1和Ft+1都在1%的显著性水平上正相关，同时，CARt与Ft-1显著相关而与It-1不相关，初步说明投资者对行业成分未来盈余和公司特质成分未来盈余都进行了定价，但行业成分的盈余信息更早地被投资者定价，从而更早地融入股价中。回归模型中各主要变量之间的相关系数都不大，绝对值基本不超过0.500，说明在后续的回归分析中不存在严重的多重共线性问题。

表2 主要变量相关性检验结果

注：表中数值代表Pearson相关系数，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

4.3 回归结果及其分析

4.3.1 股权激励与企业未来盈余定价

表3列出了管理层股权激励与企业未来盈余定价之间关系的检验结果。第(1)列为FERC基准模型(即模型(1))的回归结果，Xt的系数和X3t系数均为正并且都在1%的水平上显著，Xt-1和R3t的系数均为负并且都在1%的水平上显著，这与FERC基准模型的理论预期是一致的，X3t的系数显著为正说明在我国资本市场中，投资者能够准确对企业未来盈余进行定价，使股票价格融入了企业未来盈余信息。第(2)列和第(3)列为Incentt取Equityt时，模型(4)的回归结果。其中第(2)列为不加控制变量时的回归结果，可以看出，Incentt×X3t系数为2.045，在5%的水平上显著，说明管理层股权激励提高了未来盈余反应系数(FERC)，使当期股价融入了更多的企业未来盈余信息，这一结果支持了假设1a，即管理层股权激励有助于投资者对企业未来盈余定价。第(3)列为加入控制变量的回归结果，可以看出Incentt×X3t的系数为2.617，在1%的水平上显著，说明在控制其它影响企业未来盈余定价的因素后，假设1a仍然得到支持。

4.3.2 股权激励与不同成分未来盈余定价

为检验假设2，本文进一步将企业未来盈余分解为行业成分和公司特质成分两部分，利用模型(5)进行回归分析，回归结果如表4所示。第(1)列为盈余成分定价时机模型(即模型(2))的回归结果，可以看出It+1的系数为6.231，在1%的水平上显著，Ft+1的系数为2.654，在1%的水平上显著。对It+1的系数和Ft+1的系数进行差异性检验，计算的F值为2.90(P值为0.089)，说明It+1的系数在10%的显著性水平上大于Ft+1的系数，同时，It-1的系数为负但不显著，Ft-1的系数在10%的水平上显著为正。这与Ayers和Freeman[24]的研究一致，说明在中国资本市场中，行业成分未来盈余信息比公司特质成分未来盈余信息更早地被投资者定价。第(2)列和第(3)列为Incentt取Equityt时模型(5)的回归结果，其中第(2)列为不加控制变量时的回归结果，可以看出，无论是否加入控制变量，Incentt×Ft+1的系数都在5%的水平上显著为正，而Incentt×It+1的系数虽然为正但都不显著，说明股权激励并不影响投资者对行业成分未来盈余进行定价，但加速了投资者对公司特质未来盈余的定价，假设2a得到支持。以上研究结果揭示了管理层股权激励促进投资者对企业未来盈余定价的微观机制，即管理层股权激励主要通过加速公司特质未来盈余信息融入当期股价来促进投资者对企业未来盈余定价。

表3 管理层股权激励与企业未来盈余定价的检验结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中的t统计量根据公司层面的聚类稳健标准误计算，下同。

4.3.3 不同模式的股权激励与未来盈余定价

前文的实证结果表明，整体而言管理层股权激励有助于投资者对企业未来盈余定价，并且加速了投资者对公司特质未来盈余的定价。接下来，本文将管理层的股权激励薪酬分解成股票型激励和股票期权激励两部分，检验二者在影响投资者对企业未来盈余定价方面是否存在显著差异，以检验假设3。表3的第(4)～(5)列和(6)～(7)列分别为Incentt取STKt和OPTt时模型(4)的回归结果，可以看出Incentt×X3t的系数在第(4)和第(5)列中显著为正，而在第(6)列和第(7)列中不显著，说明管理层的股票型激励有助于投资者对企业未来盈余进行定价，而股票期权激励并无此作用，假设3得到验证。同样地，对股票型激励和股票期权激励与不同成分未来盈余定价进行检验，检验结果列示于表4的(4)～(7)列，可以看出，当Incentt取STKt，Incentt×Ft+1的系数在第(4)列和第(5)列中显著为正，而当Incentt取OPTt时，Incentt×Ft+1的系数在第(6)和第(7)列中不显著，说明管理层的股票型激励加速了投资者对公司特质未来盈余的定价，但股票期权激励并不能，假设3再次得到验证。

表4 管理层股权激励与不同成分未来盈余定价的检验结果

4.4 稳健性检验

为增强研究结论的可靠性，本文还做了以下几种稳健性检验。

(1)变更股权激励强度的衡量方式。借鉴Choi和Kim[21]的方法，将管理层股权激励强度定义为获授股权激励的高管年末持有的股票和股票期权的价值占其总薪酬的比重，然后重复模型(4)的回归，回归结果如表5所示。可以看出，Incentt×X3t的系数在表5的第(1)列和第(2)显著为正，而在第(3)列不显著，说明在变更管理层股权激励强度的衡量方式后，假设1a和假设3仍然得到验证。此外，本文采用变更后的管理层股权激励强度，对模型(5)也重新进行了检验，所得结论与表4无本质差异，限于篇幅，上述检验结果未予列示。

表5 变更股权激励衡量方式的稳健性检验结果

(2)内生性检验。为消除可能存在的内生性问题，本文借鉴Choi等[4]的做法，首先采用Heckman两步法控制自选择问题，第一阶段Probit模型的被解释变量为公司当年是否授予管理层股权激励的虚拟变量，并参考Chourou等[32]和吕长江等[33]研究，选取公司上年度的资产负债率、高管平均年龄、总资产收益率和每股自由现金流作为工具变量，将第一阶段回归后得到的逆米尔斯比率带入模型(4)和(5)，重新回归以缓解自选择的影响；其次，采用两阶段最小二乘回归(2SLS)来控制反向因果问题，2SLS第一阶段的被解释变量为Incenti,t，工具变量与Heckman两步法中使用的相同，用2SLS第一阶段估计出的管理层股权激励强度替换实际的股权激励强度，重新对模型(4)和(5)进行回归以控制反向因果问题。上述回归结果与表3和表4保持一致，说明在控制内生性问题后，本文的主要结论依然成立。同样限于篇幅，上述检验结果未予列示，感兴趣者可向作者索取。

5 结语

本文以实施股权激励的中国A股上市公司为样本，研究管理层股权激励与企业未来盈余定价之间的关系，并进一步将企业未来盈余分解为行业成分和公司特质成分，研究股权激励与不同成分未来盈余定价之间的关系，以及不同模式股权激励对上述关系影响的差异。主要得出以下三点结论：(1)随着管理层股权激励强度的提高，当期股票收益率与企业未来盈余的相关性得到了加强，说明管理层股权激励有助于投资者对企业未来盈余定价。(2)管理层股权激励并不影响投资者对行业成分未来盈余进行定价，但会加速投资者对公司特质未来盈余定价。(3)管理层的股票型激励有助于投资者对企业未来盈余定价，同时也能加速投资者对公司特质未来盈余定价，但股票期权激励并没有上述作用。上述结果意味着，整体而言中国上市公司的股权激励能够缓解管理层与股东之间信息披露的代理问题，激励管理层向外部投资者披露更多高质量的公司基本面信息，从而降低投资者对公司特质未来盈余信息的搜寻成本，最终通过加速公司特质未来盈余信息融入股价来促进投资者对企业未来盈余定价。

本文的研究结论对证券市场监管者具有重要的政策启示。长期以来，中国A股市场股价的公司特质信息含量较低，个股股价的同涨同跌现象严重，高度的股价同步性阻碍了证券市场通过价格信号机制引导资源有效配置功能的发挥，预示着较低的市场信息效率。Jin和Myers[34]指出，公司信息的不透明是新兴市场国家股价缺乏公司特质信息的主要原因。本文的研究结论为监管部门解决这一问题提供了理论参考，鉴于目前实施股权激励的上市公司还比较少，管理层的股权激励强度也处于较低的水平，监管部门应当鼓励上市公司积极实施股权激励，从而激励管理层向外部投资者披露更多高质量的公司基本面信息，降低投资者对公司特质未来盈余信息的搜寻成本，增进公司特质未来盈余信息融入股价，进而提高证券市场的信息效率。同时，对实施股票期权激励的公司应加强信息披露监管，从而更好地发挥其激励效果。