股權(quán)激勵與上市公司投資行為 ——基于傾向得分配對方法的分析

股權(quán)激勵與上市公司投資行為
——基于傾向得分配對方法的分析

盧闖1,孫健1,張修平2,向晶薪1

(1.中央財經(jīng)大學會計學院，北京 100081；2.中國人民大學商學院，北京 100872)

摘要：股權(quán)激勵的實施是否真的能提高經(jīng)理人的風險承擔水平一直是學術(shù)界的熱門話題。以2006—2010年間我國宣告實施股權(quán)激勵的公司為樣本，采用傾向得分配對方法和雙重差分模型研究股權(quán)激勵對企業(yè)投資行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，實施股權(quán)激勵的公司投資增長顯著高于未實施股權(quán)激勵的公司。進一步的，本文發(fā)現(xiàn)國有上市公司和經(jīng)營業(yè)績較好的上市公司的投資增長顯著高于民營上市公司和經(jīng)營業(yè)績較差的上市公司。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵；投資行為；傾向得分配對

收稿日期：2014-09-10修回日期：2015-02-05

基金項目：國家社會科學基金重點項目(14AGL010)；北京市高等學校青年英才計劃項目(YETP0956)；國家自然科學基金青年項目(71102122)；北京市教育委員會共建項目專項；北京市會計類專業(yè)群(改革試點)建設項目；中國人民大學科學研究基金(15XNH083)。

作者簡介：盧闖(1980-)，男，江蘇沭陽，中央財經(jīng)大學會計學院副教授，財務學博士。

中圖分類號：F276.6

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)05-0110-09

Abstract：Whether the implementation of equity incentives increase the risk-taking of managers has been a popular topic of the academy.Using a sample of listed companies which had announced the implementation of equity incentives during 2006-2010，we analyze the effect of equity incentives on the listed companies’ investment behavior with propensity score match method and difference-in-difference model.We find that the investment growth of the companies with equity incentives is significantly higher than the investment growth of companies without equity incentives.Furthermore，we find that this positive relation between equity incentives and investment growth is more significant in SOEs and companies with better performance rather than non-SOEs and companies with poor performance.

Equity Incentives and Investment Behavior of Listed Companies：

An Analysis Based on Propensity Score Matching

LU Chuang1，SUN Jian1，ZHANG Xiu-ping2，XIANG Jing-xin1

(1.SchoolofAccountancy，CentralUniversityofFinanceandEconomics，Beijing100081,China;

2.SchoolofBusiness，RenminUniversityofChina，Beijing100872,China)

Key words:Equity Incentives;Corporate Investment;Propensity Score Match

一、引言

自2005年12月31日中國證監(jiān)會正式發(fā)布《上市公司股權(quán)激勵管理辦法(試行)》(以下簡稱“《辦法》”)以來，股權(quán)激勵得到了實務界的廣泛重視和應用?，F(xiàn)代公司理論認為，管理者與股東之間是一種委托代理關(guān)系，實施股權(quán)激勵能夠?qū)⒐芾碚吲c股東之間的利益綁定，從而提升公司價值[1-3]。同時，公司治理理論認為管理者是風險回避的，股權(quán)激勵能夠促使管理者承擔風險，提高公司價值。然而，國內(nèi)對于股權(quán)激勵對管理者風險承擔水平的研究并不多，僅有研究分析股權(quán)激勵對公司非效率投資的影響，并發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵能夠有效抑制公司的非效率投資[4]，但并沒有揭示股權(quán)激勵與企業(yè)投資之間的直接關(guān)系。

行為金融理論認為,當經(jīng)理人因為承擔風險而承受損失時會變得更加回避風險，相反當他們無所損失的時候，他們方敢于進行風險投資[5]。Wiseman和Gomez-Mejia(1998)[6]以及Sanders(1999)[7]也都認為管理者在進行風險投資時會考慮到失敗的風險。因此股權(quán)激勵并不一定導致管理者的風險投資行為，需要結(jié)合一定的情境進行分析。因此本文主要回答兩個問題：(1)股權(quán)激勵的實施是否會提高經(jīng)理人的風險承擔水平，具體來說就是股權(quán)激勵的實施是否能提高上市公司的投資水平；(2)在行為金融的視角下，哪些因素會影響股權(quán)激勵政策下的經(jīng)理人的投資決策。

本文的主要貢獻如下：(1)以往的研究都集中于經(jīng)理人持股對經(jīng)理人風險承擔水平的影響，缺乏股票期權(quán)對經(jīng)理人風險承擔水平影響的相關(guān)研究，本文的研究為股權(quán)激勵政策(尤其是股票期權(quán))對經(jīng)理人風險承擔水平的影響提供了基于中國市場的經(jīng)驗證據(jù)；(2)本文采用傾向得分配對的方法，為實施股權(quán)激勵的公司尋找配對樣本，并采用雙重差分模型檢驗股權(quán)激勵對上市公司投資行為的影響，有效的解決了股權(quán)激勵實施研究中的內(nèi)生性，提供了股權(quán)激勵對投資行為影響的更為穩(wěn)健的經(jīng)驗證據(jù)；(3)本文從行為金融的視角，找到了影響股權(quán)激勵政策下的經(jīng)理人的投資決策的主要因素，明確了不同情境下經(jīng)理人的投資決策行為。

本文剩余部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻述評與研究假設；第三部分是研究設計；第四部分是樣本選擇與匹配；第五部分是股權(quán)激勵的實施對上市公司投資行為的影響；第六部分是研究結(jié)論與啟示。

二、文獻述評與研究假設

(一) 股權(quán)激勵與投資行為

現(xiàn)代公司理論認為，管理者與股東之間是一種委托代理關(guān)系，實施股權(quán)激勵能夠?qū)⒐芾碚吲c股東之間的利益綁定，從而提升公司價值[1-3]。然而，股權(quán)激勵的實施并不必然導致企業(yè)價值的提升，而是通過影響管理者的行為對企業(yè)價值產(chǎn)生影響。已有研究表明，股權(quán)激勵尤其是股票期權(quán)方式能夠促使風險回避的管理者承擔風險(risk-taking)，采取一定的風險性行為以提升企業(yè)的未來價值[8-9]。Rajgopal和Shevlin(2002)直接分析了石油天然氣行業(yè)股票期權(quán)與風險承擔之間的關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，股票期權(quán)導致了未來的風險承擔行為[8]。Coles等(2006)則發(fā)現(xiàn)CEO的財富敏感性與風險投資選擇顯著正相關(guān)[9]。類似的，Hanlon等(2004)發(fā)現(xiàn)管理層的期權(quán)薪酬敏感性與管理層的風險承擔行為顯著正相關(guān)[10]。Chen和Lee(2010)則發(fā)現(xiàn)管理者薪酬中期權(quán)的比重越高，則公司下一年度的投資額越高[11]。

盡管上述經(jīng)驗證據(jù)證實了股權(quán)激勵對股東和管理者之間代理問題的影響，但是也有研究提出了不同的觀點。Henderson(2002)利用理論模型證明，只有當股票波動性處于較低水平時，期權(quán)價值方隨著股價波動而增長，并且期權(quán)薪酬也不會影響經(jīng)理人的風險承擔行為[12]。

國內(nèi)對于股權(quán)激勵與投資行為的研究并不多見，呂長江和張海平(2011)研究了股權(quán)激勵對上市公司非效率投資的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵的實施能夠有效抑制上市公司的非效率投資，股權(quán)激勵能夠發(fā)揮預期的治理效果[4]。大量的研究關(guān)注管理層持股對投資行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)管理層持股比例越高上市公司的R&D投入越高[13]。但是關(guān)于高管持股是否能有效抑制上市公司的過度投資并沒有一致結(jié)論，一些研究認為能有效抑制管理層的過度投資行為[14-15]，另一些研究則認為股權(quán)激勵能推動上市公司的過度投資[16]。

鑒于以上分析，我們認為由于國內(nèi)管理層持股比例普遍偏低，股權(quán)激勵政策的推出作為對管理者的激勵內(nèi)容之一，能夠提高管理者的風險承擔水平，管理者有動機通過風險投資提高未來的股價。因此我們提出假設1：

H1：股權(quán)激勵的實施能夠促使上市公司增加投資；

(二)控制權(quán)性質(zhì)和經(jīng)營業(yè)績對股權(quán)激勵與投資行為的影響

傳統(tǒng)的公司治理理論認為，股權(quán)激勵能夠提升經(jīng)理人的風險承擔水平，但是經(jīng)理人在既定的薪酬激勵方案下的行為選擇還需要考慮其他問題。行為金融則認為當經(jīng)理人因為承擔風險而承受損失時，他會變得更加的風險回避，相反當他們無所失去的時候，他們方敢于進行風險投資[5]。Wiseman和Gomez-Mejia(1998)[6]以及Sanders(1999)[7]則都認為管理者在進行風險投資時會考慮到失敗的風險。而從我國的公司治理實際來看，控制權(quán)性質(zhì)和經(jīng)營業(yè)績是影響經(jīng)理人進行風險決策時的重要影響因素。

1.控制權(quán)的影響

控制權(quán)性質(zhì)是我國公司治理的一大特色，其對公司治理的影響之一就是國有和民營公司的高管激勵結(jié)構(gòu)存在顯著差異。高管激勵存在兩種形式：一種是顯性激勵，主要體現(xiàn)為薪酬激勵；另一種是隱性激勵，如職務晉升。國外的研究表明高管的職務晉升與薪酬激勵可以相互替代。在我國，民營上市公司的職務晉升只限于非CEO以下的人員往更高的職務晉升，如非CEO晉升為CEO，但是CEO已經(jīng)是公司的職務頂點，因此對于民營上市公司的CEO而言，薪酬激勵是更主要的部分。國有上市公司的高管則不然，業(yè)績較好的CEO 能夠晉升到更高的國有公司或政府部門[17]，因此對于國有上市公司的高管而言其激勵不僅包括薪酬激勵還包括職務晉升。由于民營上市公司的高管激勵以薪酬激勵為主，因此他們更擔心投資失敗帶來的股價降低風險對其財富的影響；而國有上市公司的高管除了薪酬激勵外還有晉升激勵，因此其激勵與股價的敏感性更低，因而在股權(quán)激勵下，相對民營上市公司，國有上市公司的投資力度更大。鑒于此，我們提出假設2：

H2：股權(quán)激勵下，國有上市公司的投資要高于民營上市公司；

2.經(jīng)營業(yè)績的影響

經(jīng)營業(yè)績是另一個影響經(jīng)理人風險決策的因素。企業(yè)的投資行為有風險且是未來導向的，如果管理者重視投資則投資在未來即可能產(chǎn)生正的收益，也會帶來損失的風險，而這都與管理者的股票期權(quán)價值相關(guān)聯(lián)。當公司業(yè)績較差時，管理者必須盡快尋找讓企業(yè)業(yè)績改善的辦法，因此此類公司會關(guān)注于廣告促銷、控制成本費用，而不是進行投資，這種情況尤其在當管理者的薪酬結(jié)構(gòu)中含有較多的股票期權(quán)時越發(fā)嚴重，因為如果公司業(yè)績沒有得到改善、股價也沒有提高，管理者會擔心自己潛在的財富損失。如果公司的業(yè)績較好，管理者在短期沒有改善公司業(yè)績的壓力，此時股權(quán)激勵會促使管理者進行風險投資以保證未來的收益。因此，我們認為在股權(quán)激勵下，相對于經(jīng)營業(yè)績較差的公司，經(jīng)營業(yè)績較好的公司投資的力度更大。因此，我們提出假設3：

H3：股權(quán)激勵下，經(jīng)營業(yè)績較好的公司的投資高于經(jīng)營業(yè)績較差的公司。

三、研究設計

我們結(jié)合傾向評分匹配法和雙重差分法分析股權(quán)激勵對企業(yè)投資行為的影響。參考Armstrong等(2011)[18]的研究，為解決股權(quán)激勵實施中的內(nèi)生性問題，我們采用傾向得分匹配法為在2006—2010*中國證監(jiān)會2005年底正式頒布《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》，因此本文樣本的起點設為2006年；由于本文需要將實施股權(quán)激勵前后的投資行為進行比較，需要利用實施前后各3年的數(shù)據(jù)，因此本文樣本止于2010年。年間的實施股權(quán)激勵的公司(又稱測試組公司)匹配一組在樣本期間內(nèi)的未實施股權(quán)激勵的公司(又稱控制組公司)。匹配后的非實施公司在可觀察到的公司特征上和實施股權(quán)激勵的公司相同或類似。

用傾向得分匹配法匹配的控制組公司是這樣產(chǎn)生的：首先我們采用Probit模型，用是否實施股權(quán)激勵這個啞變量對上一期的影響股權(quán)激勵實施的測試變量進行回歸，通過psmatcp命令計算出每個公司每個年度的傾向得分，這樣每個股權(quán)激勵實施公司每個年度都匹配了傾向得分最接近的非實施公司。這些得分表示公司實施股權(quán)激勵的概率。然后我們把每個公司實施股權(quán)激勵年度的上一年度配對的未實施股權(quán)激勵公司作為這個公司的配對公司，這些配對公司就構(gòu)成了控制組公司。同時，為了檢查匹配是否有效，我們用pstest命令進行平衡測試，用psgraph命令檢查這兩組公司傾向得分的重疊情況。例如，A公司在2001年上市，在2006年實施股權(quán)激勵，我們用上一期的測試變量對Probit模型進行回歸，得到了A公司在2006-2010年間(共5年)的傾向得分(共5個)，且每一年A公司都匹配了一個在同一年里傾向得分最接近的非實施公司。然后我們選擇A公司在股權(quán)激勵實施年度(即2006年)的上一年(即2005年)匹配的B公司作為A公司的配對公司*如果B公司在后3年實施了股權(quán)激勵，則剔除B公司，并選擇B公司外傾向得分最為接近的公司作為A公司的配對樣本，以此類推。。對所有的實施股權(quán)激勵的公司都按此方法確定匹配的非實施公司，這些非實施公司就構(gòu)成了控制組公司。由于測試組公司和控制組在每個可觀測的維度上都是類似的，因此兩類公司的業(yè)績差異可以被歸結(jié)為實施股權(quán)激勵帶來的。

我們用雙重差分法來分析在測試組和控制組公司中股權(quán)激勵實施對企業(yè)投資行為的影響。第一步，我們確定實施股權(quán)激勵實施前后的期間，我們確定時間窗口為3年，即實施股權(quán)激勵年度的前3年為實施前期間(pre-adoption period)，后3年為實施后期間(post-adoption period)。對應的控制組公司也采用和測試組公司相同的實施期間，包括實施前期間和實施后期間。因為每個股權(quán)激勵實施公司實施股權(quán)激勵的年份不同，所以它們對應的實施前后期間也不同。第二步，我們用多變量回歸測試分析股權(quán)激勵實施對企業(yè)投資行為的影響。多變量回歸測試的基本模型如模型(1)所示。

Investi,t=α0+α1EI+α2Post+α3EI*Post+Controlvariablesi,t-1+ε

(1)

其中，EI和Post都是啞變量。當公司實施股權(quán)激勵時，EI=1，否則為0。當公司當年處于股權(quán)激勵實施后期間，Post=1，否則為0。Investi,t代表公司的投資水平，參照呂長江和張海平(2011)[4]，企業(yè)當年新增投資(Invest_1)=購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金+取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回得現(xiàn)金凈額-處置子公司及其他營業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額。此外，我們剔除購買子公司及其他單位支付的現(xiàn)金金額，僅考慮企業(yè)購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和長期資產(chǎn)的數(shù)量，構(gòu)建第二個新增投資變量(Invest_2)=購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回得現(xiàn)金凈額。

四、樣本選擇和匹配

本文的初始樣本包括2006-2010年間滬深兩市的所有上市公司，我們對上述樣本實施如下的篩選程序：(1)剔除所有的金融類上市公司(如銀行、證券、保險和信托投資等)，因為這類公司的會計核算體系以及資產(chǎn)結(jié)構(gòu)有其特殊性；(2)剔除在公司IPO當年實施股權(quán)激勵的公司，以保證我們在運用雙重差分法(具體討論見第三部分)時樣本公司在股權(quán)激勵實施前后期間都有數(shù)據(jù)；(3)剔除存在缺失值的“公司-年度”觀測值。

經(jīng)過上述篩選，最后我們得到8041個“公司-年度”觀測值(1911家上市公司)，其中實施股權(quán)激勵的公司有181家，尚未實施股權(quán)激勵的公司有1730家。

接下來我們利用傾向得分匹配法為實施股權(quán)激勵的公司匹配非實施公司。首先我們需要確定企業(yè)實施股權(quán)激勵的影響因素的Probit模型。Probit模型如下所示。

EIi,t=β0+β1Tqi,t-1+β2Sizei,t-1+β3Leveragei,t-1+β4CEO_Tenurei,t-1+β5CEO_Ownershipi,t-1+β6Fcfi,t-1+Industry+Year+εi,t

(2)

其中，βi是回歸系數(shù)，ε是誤差項。EI是一個啞變量，公司實施股權(quán)激勵，則賦值為1，否則為0。由于公司的特征會對股權(quán)激勵實施與否產(chǎn)生顯著影響[19]，我們選擇以下影響因素：

(1) 成長性(Tq)：具有較高成長性的公司更傾向于利用股權(quán)激勵經(jīng)理人，我們用托賓Q衡量公司的成長性。

(2)公司規(guī)模 (Size)：監(jiān)督管理層行為的難度隨著企業(yè)規(guī)模的增大而增大[1]，因此規(guī)模較大的公司為了降低代理問題，往往具有更多的激勵管理層的計劃。

(3)負債率(Leverage)：負債會產(chǎn)生股東-債權(quán)人之間的代理問題[1]。當企業(yè)實施股權(quán)激勵時，管理層與股東的目標趨于一致，因此會投資風險較高的項目，損害債權(quán)人利益。高負債公司往往股權(quán)激勵較少。

(4)CEO任職時間(CEO_Tenure)：CEO在一家公司任職時間越長，所積累的股份往往越多，因而與股東的利益更趨于一致，所需要的股權(quán)激勵也就越小[20]。

(5)CEO持股比例(CEO_Ownership)：當CEO持股比例越高時，與股東的利益更趨于一致，因而所需的股權(quán)激勵也就越小。

(6)自由現(xiàn)金流量(Fcf)：公司在缺乏現(xiàn)金時多選擇股權(quán)激勵而非貨幣性薪酬激勵[21]。

此外，我們在模型(2)中加入了行業(yè)和年度啞變量。為了降低內(nèi)生性問題，我們用當期的因變量對上一期的測試變量進行回歸。所有連續(xù)變量都經(jīng)過1%和99%的縮尾處理。

實施股權(quán)激勵的公司數(shù)據(jù)按如下步驟手工搜集：第一步，通過國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)下載所有公司的股權(quán)激勵公告；第二步，剔除公告后又宣告取消股權(quán)激勵方案的公司，得到實施股權(quán)激勵的公司的初始樣本；第三步，手工下載各上市公司股權(quán)激勵實施公告與之前的初始樣本進行比對，并確定各家公司開始實施股權(quán)激勵的年份。通過上述步驟最終確定2006—2010年間有181家公司實施股權(quán)激勵。財務數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)均取自CSMAR(國泰安)數(shù)據(jù)庫。所有主要變量的具體定義見表1。

表1　變量定義表

表2披露了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本中CEO持股比例平均為1.5%，但是從最小值至75分位數(shù)均為0，說明我國上市公司CEO持股比例普遍偏低。樣本CEO的任職時間平均為3.58年，最少1年，最長11年。兩個投資的度量變量Invest_1和Invest_2的均值分別為0.055和0.054，并無顯著差異，說明樣本公司的投資支出主要是對固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它長期資產(chǎn)的購買。

表2　主要變量的描述性統(tǒng)計

我們首先對模型(2)進行Probit回歸，在此基礎(chǔ)上為已實施股權(quán)激勵的公司尋找配對樣本。模型(2)的回歸結(jié)果見表3。公司規(guī)模(Size)的系數(shù)為0.248(p<0.01)，說明公司規(guī)模越大，越有可能實施股權(quán)激勵。CEO任期(CEO_Tenture)系數(shù)為-0.029(p<0.01)，說明CEO的任期越長，CEO積累的股權(quán)越高，實施股權(quán)激勵的可能性較低。CEO持股比例(CEO_Ownership)系數(shù)為-0.032(p<0.01)，CEO持股比例越高的企業(yè)實施股權(quán)激勵的可能性較低，這與Chourou等(2008)[19]的結(jié)論一致。公司成長性(Tq)的系數(shù)為0.140(p<0.01)，說明具有較好成長性的公司更可能實施股權(quán)激勵。公司負債率(Leverage)的系數(shù)為-0.695(p<0.01)，負債率越高，實施股權(quán)激勵的可能性越低。自由現(xiàn)金流量(Fcf)的回歸系數(shù)為0.112，但統(tǒng)計上并不顯著，說明在我國自由現(xiàn)金流量并不是公司實施股權(quán)激勵著重考慮的因素。在Probit回歸的基礎(chǔ)上，我們計算每一個樣本公司的傾向得分，并為每一個實施股權(quán)激勵的樣本公司選擇一個在當年度內(nèi)傾向得分最接近的公司(具體的配對過程見第三部分)。最后我們?yōu)?81個實施股權(quán)激勵公司匹配了181個非實施公司，形成362個樣本公司。

在匹配過程中，我們對匹配的有效性進行了檢查(具體討論見第三部分，檢測結(jié)果見表4)。表4顯示，測試組公司和控制組公司在可觀察到的公司特征變量上(見模型(2)中的測試變量)并無顯著差異(所有的p值均大于0.1)。

表3　股權(quán)激勵實施的影響因素：Probit回歸

注：(1)表中各變量的具體定義見表1。Probit模型使用上一期的測試變量對當期的因變量進行回歸。(2)限于篇幅，我們未對常數(shù)項、行業(yè)和年份啞變量的系數(shù)進行報告。(3) ***、 **、 *表示在1%、5%和10%水平上顯著(雙尾)。

注：表4的結(jié)果采用的Stata程序中pstest命令計算得出

五、股權(quán)激勵的實施對上市公司投資行為的影響

(一)回歸模型

我們首先利用模型(1)驗證股權(quán)激勵實施對企業(yè)投資行為的影響。在此基礎(chǔ)上，我們采用模型(3)考察當公司控制權(quán)性質(zhì)不同時，股權(quán)激勵實施對企業(yè)投資行為的影響。我們分別使用Invest_1和Invest_2度量企業(yè)的投資行為，EIi,t*Posti,t表示公司實施股權(quán)激勵和公司當年處于股權(quán)激勵實施后期的交互項，EIi,t*Posti,t*Statei,t-1表示公司實施股權(quán)激勵、公司當年處于股權(quán)激勵實施后期以及企業(yè)上一期控制權(quán)性質(zhì)的交互項。根據(jù)假設1以及假設2，我們預期EIi,t*Posti,t系數(shù)顯著為正，EIi,t*Posti,t*Statei,t-1系數(shù)顯著為正，表明股權(quán)激勵實施后，國有企業(yè)的投資顯著高于民營企業(yè)。

Investi,t=α0+α1EIi,t+α2Posti,t+α3EIi,t*Posti,t+α4EIi,t*Statei,t-1+α5Posti,t*Statei,t-1+α6EIi,t*Posti,t*Statei,t-1+α7Statei,t-1+α8Top1i,t-1+α9Tqi,t-1+α10Sizei,t-1+α11Leveragei,t-1+α12Roai,t-1+α13Agei,t-1+α14Investi,t-1+Industry+Year+εi,t

(3)

類似的，我們采用模型(4)考察當公司業(yè)績表現(xiàn)不同時，股權(quán)激勵實施對上市公司投資行為的影響。我們同樣分別使用Invest_1和Invest_2度量企業(yè)的投資行為，EIi,t*Posti,t*Roai,t-1表示公司實施股權(quán)激勵、公司當年處于股權(quán)激勵實施后期以及企業(yè)上一期業(yè)績表現(xiàn)的交互項。根據(jù)假設1和假設2，我們預期EIi,t*Posti,t系數(shù)顯著為正，EIi,t*Posti,t*Roai,t-1系數(shù)顯著為正，表明股權(quán)激勵實施后，業(yè)績較好公司的投資顯著高于業(yè)績較差的公司。

Investi,t=α0+α1EIi,t+α2Posti,t+α3EIi,t*Posti,t+α4EIi,t*Roai,t-1+α5Posti,t*Roai,t-1+α6EIi,t*Posti,t*Roai,t-1+α7Statei,t-1+α8Top1i,t-1+α9Tqi,t-1+α10Sizei,t-1+α11Leveragei,t-1+α12Roai,t-1+α13Agei,t-1+α14Investi,t-1+Industry+Year+εi,t

(4)

在模型(3)和模型(4)中我們還控制了對企業(yè)的投資有影響的變量，包括：控制人性質(zhì)(State)；第一大股東持股比例(Top1)；成長性(Tq)；公司規(guī)模(Size)；資產(chǎn)負債率(Leverage)；總資產(chǎn)收益率(Roa)；公司上市時間(Age)。另外，為了控制上市公司投資的內(nèi)生性，我們還進一步控制了上一年度的投資(Investi,t-1)。

(二)回歸結(jié)果

我們以企業(yè)的投資為被解釋變量，使用模型(1)估計股權(quán)激勵的實施對上市公司投資行為的影響。結(jié)果詳見表5。表5中我們分別用Invest_1和Invest_2度量企業(yè)的投資行為，在兩個回歸模型中，EIi,t的系數(shù)分別為0.010和0.008，且統(tǒng)計上顯著(p<0.05)。Posti,t的系數(shù)分別為0.005和0.004，但統(tǒng)計上并不顯著。EIi,t*Posti,t的系數(shù)均為0.007，且統(tǒng)計上顯著(p<0.05)，說明實施股權(quán)激勵的公司在實施股權(quán)激勵后的企業(yè)投資增長要高于未實施股權(quán)激勵的公司，股權(quán)激勵會促使上市公司提高投資，假設1得到驗證。

表5　股權(quán)激勵與企業(yè)投資行為

注：(1)表中各變量的具體定義見表1。(2)限于篇幅，我們未對常數(shù)項、行業(yè)和年份啞變量的系數(shù)進行報告。(3)***、**、*表示在1%、5%和10%水平上顯著，t值經(jīng)過聚類調(diào)整。

我們利用模型(3)分析不同控制權(quán)性質(zhì)對股權(quán)激勵和企業(yè)投資行為的影響，回歸結(jié)果見表6。在表6中，我們?nèi)苑謩e用Invest_1和Invest_2度量企業(yè)的投資行為。EIi,t*Posti,t的回歸結(jié)果與表5一致，其系數(shù)均為0.005和0.004，且統(tǒng)計上顯著(p<0.10)。EIi,t*Posti,t*Statei,t-1的回歸系數(shù)分別為0.010和0.007，且統(tǒng)計上顯著(p<0.05和p<0.10)，結(jié)果表明國有企業(yè)的股權(quán)激勵對投資行為的影響程度顯著高于民營企業(yè)，假設2得到驗證。

表6　股權(quán)激勵與企業(yè)投資：國有和民營的差異

注：(1)表中各變量的具體定義見表1。(2)限于篇幅，我們未對常數(shù)項、行業(yè)和年份啞變量的系數(shù)進行報告。(3)***、**、*表示在1%、5%和10%水平上顯著，t值經(jīng)過聚類調(diào)整。

我們利用模型(4)分析公司過去的經(jīng)營業(yè)績對股權(quán)激勵和企業(yè)投資行為的影響，回歸結(jié)果見表7。在表7中，我們?nèi)苑謩e用Invest_1和Invest_2度量企業(yè)的投資行為。EIi,t*Posti,t的回歸結(jié)果與表5一致，其系數(shù)分別為0.005和0.006，且統(tǒng)計上顯著(p<0.10)。EIi,t*Posti,t*Roai,t-1的回歸系數(shù)分別為0.176和0.131，且統(tǒng)計上顯著(p<0.10)，結(jié)果表明過往業(yè)績較好的公司在實施股權(quán)激勵后，其高管人員更有動機去進行風險投資以期獲得回報，而過往業(yè)績較差公司的高管人員則首先需要改善短期財務業(yè)績，然后才會考慮投資，假設3得到驗證。

表7　股權(quán)激勵與企業(yè)投資行為：經(jīng)營業(yè)績的影響

注：(1)表中各變量的具體定義見表1。(2)限于篇幅，我們未對常數(shù)項、行業(yè)和年份啞變量的系數(shù)進行報告。(3)***、**、*表示在1%、5%和10%水平上顯著，t值經(jīng)過聚類調(diào)整。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了提高研究結(jié)論的可靠性，借鑒呂長江和張海平(2011)[4]的做法，我們采用基于資產(chǎn)負債表的方法重新度量企業(yè)投資，即當年的新增投資=當年(固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資+無形資產(chǎn)+開發(fā)支出+商譽)-上年(固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資+無形資產(chǎn)+開發(fā)支出+商譽)-當年計提折舊與攤銷，并對研究模型進行估計，估計的結(jié)果與表5至表7的結(jié)果一致，限于篇幅原因不再披露回歸結(jié)果。

六、研究結(jié)論與不足

本文研究了股權(quán)激勵計劃的實施對公司投資行為的影響。本文采用傾向得分配對和雙重差分模型的方法以解決股權(quán)激勵計劃實施中存在的內(nèi)生性問題。本文的研究發(fā)現(xiàn)，相比未實施股權(quán)激勵的公司，樣本公司在股權(quán)激勵實施后投資顯著增長，表明在我國市場，由于上市公司經(jīng)理人的持股比例普遍偏低，股權(quán)激勵計劃的實施有助于提高經(jīng)理人的風險承擔水平。進一步的，本文從行為金融的視角分析了影響經(jīng)理人風險承擔水平的因素。本文發(fā)現(xiàn)實施股權(quán)激勵的國有上市公司的投資增長顯著高于民營上市公司，國有上市公司經(jīng)理人由于存在職務晉升激勵，因此其財富與股價之間的敏感性較弱，而民營上市公司經(jīng)理人財富與股價的敏感性較強，擔心由于股價下跌導致財富縮水，因而投資水平低于國有上市公司。此外，對于經(jīng)營業(yè)績較差的上市公司，由于股權(quán)激勵的實施，其經(jīng)理人必然會急于在短期內(nèi)提高公司業(yè)績，因此會傾向于進行市場拓展等短期活動并減少長期投資，導致其投資水平顯著低于經(jīng)營業(yè)績較好的公司。

當然，本文的研究仍存在一些不足。首先，本文僅檢驗了實施與未實施股權(quán)激勵上市公司投資行為的差異，并沒有深入分析股權(quán)激勵強度對投資行為的影響；其次，本文僅檢驗了股權(quán)激勵對投資量的影響，沒有進一步對上市公司的投資效率進行檢驗；最后，本文選擇了控制人性質(zhì)和經(jīng)營業(yè)績這兩個對股權(quán)激勵實施效果有影響的因素，是否還有其他因素可能會產(chǎn)生影響尚不得而知。未來可以沿著上述3個方面繼續(xù)深入研究。

參考文獻：

[1]JENSEN M C，MECKLING W H.Theory of the firm：Mana￣gerial behavior，agency costs and ownership structure [J].Journal of Financial Economics，1976(3)：305-360.

[2]LAMBERT R A，LARCKER D F，VERRECCHIA R E.Portfolio consi￣derations in valuing executive compensation [J].Journal of Accounting Research，1991：129-149.

[3]HEMMER T，KIM O，VERRECCHIA R E.Introducing convexity into optimal compensation contacts [J].Journal of Accoun￣ting and Economics，1999(28)：307-327.

[4]呂長江，張海平.股權(quán)激勵計劃對公司投資行為的影響[J].管理世界，2011(11)：118-126.

[5]KAHNEMAN D，TVERSKY A.Prospect theory：An analysis of decision under risk [J].Econometrica：Journal of the Econometric Society，1979：263-291.

[6]WISEMAN R M，GOMEZ-MEJIA L R.A behavioral age￣ncy model of managerial risk taking [J].Academy of Manage￣ment Review，1998，23(1)：133-153.

[7]SANDERS W.Incentive structure of CEO stock option pay and stock ownership：The moderating effects of firm risk [J].Managerial Finance，1999，25：61-75.

[8]RAJGOPAL S，SHEVLIN T.Empirical evidence on the rel￣ation between stock option compensation and risk taking [J].Journal of Accounting and Economics，2002(33)：145-171.

[9]COLES J L，DANIEL N D，NAVEEN L.Managerial ince￣ntives and risk-taking [J].Journal of Financial Economics，2006(79)，431- 468.

[10]HANLON M，RAJGOPAL S，SHEVLIN T.Large sample evidence on the effect of stock option compensation on risk taking and future operating performance [J].Working Paper，2004.

[11]CHEN Y R，LEE B S.A dynamic analysis of executive stock options：Determinants and consequences [J].Journal of Corporate Finance，2010，16(1)：88-103.

[12]HENDERSON V.Stock based compensation：Firm-speci￣fic risk，efficiency and incentives[R].2002.Working,Paper,University of Oxford.

[13]李春濤，宋敏.中國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新活動：所有制和 CEO 激勵的作用[J].經(jīng)濟研究，2010(5):31-35.

[14]唐雪松，周曉蘇，馬如靜.上市公司過度投資行為及其制約機制的實證研究[J].會計研究，2007(7)：44-52.

[15]辛清泉，林斌，王彥超.政府控制、經(jīng)理薪酬與資本投資[J].經(jīng)濟研究，2007(8)：110-122.

[16]汪健，盧煜，朱兆珍.股權(quán)激勵導致過度投資嗎？——來自中小板制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].審計與經(jīng)濟研究，2013(5)：70-79.

[17]廖冠民，張廣婷.盈余管理與國有公司高管晉升效率[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2012(4)：115-127.

[18]ARMSTRONG C S，CORE J E，TAYLOR D J，et al.When does information asymmetry affect the cost of capital？[J].Journal of Accounting Research，2011,49(1):1- 40.

[19]CHOUROU L，ABAOUB E，SAADI S.The Economic deter￣minants of CEO stock option compensation [J].Journal of Multinational Financial Management，2008，18(1)：61-77.

[20]RYAN H，WIGGINS R.The influence of firm and manager-specific characteristics on the structure of executive compen￣sation [J].Journal of Corporate Finance，2001(7)：101-123.

[21]BRYAN S，HWANG L S，LILIEN S.CEO stock-based com￣pensation：An empirical analysis of incentive-intensity，relative Mix，and economic determinants[J].The Journal of Business，2000，73(4)：661- 693.

(本文責編：海洋)