員工持股激勵效應(yīng)的實證研究*
——來自我國A股上市企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

武漢工商學院 李明 黃霞

員工持股激勵效應(yīng)的實證研究*
——來自我國A股上市企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

武漢工商學院 李明 黃霞

一、引言

員工是企業(yè)重要的利益相關(guān)者，員工持股是企業(yè)社會責任的一種表現(xiàn)。員工持股的股權(quán)激勵是現(xiàn)代企業(yè)的一種戰(zhàn)略性管理決策行為，當企業(yè)所有者和經(jīng)營權(quán)分離時（即委托代理關(guān)系），為保證經(jīng)營者能最大化發(fā)揮職業(yè)水平，同時保障其不損害企業(yè)利益，讓員工持有本企業(yè)股票或期權(quán)以達到解決公司治理中信息不對稱問題。我國在資本市場剛成立初期曾研究過上市公司股權(quán)激勵，但當時未能執(zhí)行，直到2005年我國實施股權(quán)分置改革，這才為我國上市企業(yè)實施股權(quán)激勵掃清了障礙，從此我國企業(yè)員工持股的股權(quán)激勵進入了快速發(fā)展期。但是，隨著職業(yè)經(jīng)理人的增多、企業(yè)規(guī)模的擴大，員工持股的股權(quán)激勵行為對企業(yè)發(fā)展是否存在顯著效應(yīng)這一問題開始被人質(zhì)疑。不少學者認為，由于股權(quán)激勵對象都是企業(yè)高級管理人員，這些人員不僅有股權(quán)激勵，同時也獲得較高薪酬，而前幾年我國經(jīng)濟發(fā)展較好，因此能力一般的管理者也能實現(xiàn)所有者對其設(shè)定的激勵目標，不能體現(xiàn)出被激勵對象的水平。另外，代理治理也會引致道德問題，管理者為實現(xiàn)激勵目標，可能會采取編制虛假財務(wù)報表或散布虛假信息等行為，從而損害中小投資者的利益。

二、理論分析與研究假設(shè)

在已有的文獻中，對于員工股權(quán)激勵的研究主要集中于是否存在激勵效應(yīng)、激勵效應(yīng)的方向、強弱等方面。在激勵效應(yīng)上，又分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)包括了三個效應(yīng)方向：基于利益趨同假說理論認為，代理人（經(jīng)營者）股權(quán)激勵會擴大其與股東之間利益的一致性，即被激勵對象有與公司相同的目標，從而能激發(fā)其業(yè)績管理行為，最終帶來正向企業(yè)績效；但也有理論指出股權(quán)激勵不一定能改善公司業(yè)績，反而可能不利于企業(yè)成長，如壕溝效應(yīng)假說則指出，經(jīng)營者存在尋租行為，股權(quán)激勵可能因為高管尋租而不能有效緩解代理沖突，反而會加劇代理問題（Bebchuk&Fried，2003），不利于企業(yè)業(yè)績。壕溝效應(yīng)的觀點是股權(quán)激勵行為不能引起激勵正效應(yīng)，即可能不影響或影響為負；還一種觀點認為股權(quán)激勵與企業(yè)績效間是非線性關(guān)系，當被激勵對象股份數(shù)少于某個閾值時，有正向激勵效應(yīng)，而股份數(shù)超過某個閾值，則有負向激勵效應(yīng)。對于間接效應(yīng)，則主要是探討股權(quán)激勵通過何種途徑來提升企業(yè)績效，Wu&Tu（2007）認為在激勵背景下，被激勵對象（一般是管理者）會實施激進式戰(zhàn)略，希望通過擴大投資、并購重組等外部行為來提升企業(yè)業(yè)績。Kouki&Guizani（2009）則認為企業(yè)會通過內(nèi)部管理，如通過加大盈余管理減少股利支付等行為使賬面有較好業(yè)績。此外，Marianna et al.（2006）則從創(chuàng)新角度認為在激勵制度實施后，公司會改進產(chǎn)品創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新來提升企業(yè)業(yè)績，從而實現(xiàn)激勵效應(yīng)。但從現(xiàn)有的文獻來看，很少學者從股權(quán)集中度和宏觀經(jīng)濟發(fā)展上對員工持股的股權(quán)激勵效應(yīng)進行判斷和解釋。目前國內(nèi)更多學者主要從上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)出發(fā)，對股權(quán)激勵效應(yīng)進行了實證研究，如黃桂田和張悅（2009）采用上市公司截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)員工持股對企業(yè)績效有正影響，但管理層持股對企業(yè)績效的影響是普通員工持股的4-6倍，但員工持股對企業(yè)績效的影響存在拐點?？族\和徐永翃（2015）分析發(fā)現(xiàn)員工持股計劃顯著提升了企業(yè)績效。沈小燕和王躍堂（2015）通過比較發(fā)現(xiàn)，與未實施股權(quán)激勵計劃的公司相比，實施股權(quán)激勵計劃的公司績效在實施前與后均較好。根據(jù)以上的理論和文獻分析，本文認為跟國外股權(quán)激勵的本質(zhì)一致，企業(yè)對員工進行股權(quán)激勵是為了員工能最大化發(fā)揮自己的能力，從而能提升公司的績效，為此提出第一個假設(shè)：

H1：股權(quán)激勵能對企業(yè)績效產(chǎn)生正效應(yīng)

也有學者研究了外部變量對激勵效應(yīng)的影響，如賈生華和陳文強（2015）研究了國有控股和市場競爭對股權(quán)激勵與企業(yè)績效相關(guān)關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵整體上存在激勵效應(yīng)。吳作鳳（2014）分析了董事會治理特征對股權(quán)激勵效應(yīng)的影響，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵政策產(chǎn)生了正激勵效應(yīng)，董事會持股和獨立董事比例增加都能提升激勵效應(yīng)。本文認為內(nèi)部公司治理和外部環(huán)境的改變會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，本文以股權(quán)集中度表示內(nèi)部公司治理，以宏觀經(jīng)濟環(huán)境表示外部環(huán)境。本文認為企業(yè)股權(quán)集中度對企業(yè)的股權(quán)激勵效應(yīng)是有影響的，當大股東股權(quán)集中時，被激勵對象的經(jīng)營決策權(quán)變小，從而會減弱股權(quán)激勵的正效應(yīng)。此外宏觀經(jīng)濟會間接影響企業(yè)績效，當宏觀經(jīng)濟向好時，總體來看企業(yè)績效也會變好，盡管這種績效變好并不是企業(yè)經(jīng)營和員工能力最大化引起的，但從計量角度上，會使正向影響程度加大。為此提出第二個假設(shè)：

H2a：股權(quán)集中度會減弱股權(quán)激勵的正效應(yīng)

H2b：宏觀經(jīng)濟增長會加大股權(quán)激勵的正效應(yīng)

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文選取在2006-2012年期間我國有股權(quán)激勵行為的A股上市企業(yè)，之所以未包括2013-2015年期間樣本，主要是考慮到在這個期間實施股權(quán)激勵的企業(yè)，目前無法完整獲得其在實施股權(quán)激勵后三年的企業(yè)績效情況。本文同時剔除了股權(quán)激勵前后三年未上市的企業(yè)，這主要考慮到本文要觀察在股權(quán)激勵前后階段（三年）績效的變動。最終得到227家企業(yè)橫截面數(shù)據(jù)。企業(yè)數(shù)據(jù)均來源于國泰安金融數(shù)據(jù)庫，經(jīng)濟序列數(shù)據(jù)來源于2015年《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）變量定義（1）企業(yè)績效。企業(yè)績效是指公司在一定時期內(nèi)的經(jīng)營結(jié)果，現(xiàn)代企業(yè)制度下衡量企業(yè)績效的變量有很多，包括總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、營業(yè)利潤率、每股收益（EPS）、利潤增長率等。在目前研究股權(quán)激勵效應(yīng)的文獻中，有較多的績效考核指標選擇了與凈利潤相關(guān)的指標。董麗娟（2013）對150家有股權(quán)激勵行為企業(yè)的統(tǒng)計結(jié)果顯示，82%的企業(yè)考核指標為凈利潤增長率，72%選擇了加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率，此外還有21.3%的企業(yè)選擇了凈利潤，12.67%的企業(yè)選擇了營業(yè)收入增長率。在借鑒已有文獻后，本文選擇凈利潤增長率作為企業(yè)考核績效的指標，這也是大多數(shù)研究員工持股的股權(quán)激勵文獻時選擇的代理變量。（2）股權(quán)激勵。對于股權(quán)激勵，已有較多文獻（沈小燕和王躍堂，2015）選擇高管持股占總股本的比例或者員工持股占總股本比例進行衡量，本文認為這部分員工持股并非是真正激勵性質(zhì)的，部分股份在激勵前就已持有。為此本文選擇企業(yè)上市后第一次進行股權(quán)激勵（發(fā)過公告）的股份比例作為員工持股計劃股權(quán)激勵指標。（3）企業(yè)股權(quán)集中度。企業(yè)股權(quán)集中度是指全部股東因持股比例的不同，所表現(xiàn)出來的股權(quán)集中還是股權(quán)分散的數(shù)量化指標。本文選擇企業(yè)前五大股東持股比例來衡量股權(quán)集中度。（4）宏觀經(jīng)濟。本文選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長率進行衡量。（5）控制變量。本文選取企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)負債結(jié)構(gòu)作為控制變量。具體變量說明見表1。

表1 變量定義說明

（三）模型構(gòu)建目前研究員工持股的股權(quán)激勵效應(yīng)主要包括事件研究法和回歸模型法，其中事件研究法多是檢驗激勵行為對股票價格短期內(nèi)的影響，如沈海平（2011）運用事件研究法發(fā)現(xiàn)，上市公司股權(quán)激勵公告發(fā)布前后股票具有顯著的正價格效應(yīng)。而回歸模型法主要是研究員工持股及股權(quán)激勵背景下，這一制度行為對企業(yè)績效的影響。本文主要觀察企業(yè)員工持股的激勵財務(wù)效應(yīng)方向和程度。目前研究股權(quán)激勵效應(yīng)較多的是采用面板數(shù)據(jù)分析，即回歸員工或高管持股比例對企業(yè)績效（考核指標）的影響，然而本文認為這樣選取的股權(quán)激勵并不恰當，高管持股可能并不是用于激勵，本身即含有股權(quán)。為此本文選擇橫截面數(shù)據(jù)進行分析，每個企業(yè)選取激勵的年份數(shù)值，因變量則為激勵前后企業(yè)績效變動情況。具體模型構(gòu)建如下：

其中performance是企業(yè)績效指標，esop是股權(quán)激勵代理變量，control是控制變量，c為常數(shù)。如果α顯著為正，說明存在正股權(quán)激勵效應(yīng)，α顯著為負，說明存在負股權(quán)激勵效應(yīng)，如果α系數(shù)不顯著，說明不存在激勵效應(yīng)。

為進一步探討第三方變量對企業(yè)股權(quán)激勵效應(yīng)的影響，在方程（1）中加入外部變量與股權(quán)激勵代理變量的交叉項。在此，本文主要從內(nèi)部股權(quán)結(jié)構(gòu)（股權(quán)集中度）和外部環(huán)境（宏觀經(jīng)濟）兩個角度來考察股權(quán)激勵結(jié)果是否受影響。為此構(gòu)建如下兩個模型：

其中oc5是企業(yè)股權(quán)集中度指標，economy是宏觀經(jīng)濟指標。esop×oc5是企業(yè)股權(quán)激勵與企業(yè)股權(quán)集中度的交叉項，esop×economy是企業(yè)股權(quán)激勵與宏觀經(jīng)濟的交叉項。在方程（1）中引入交叉項的目的是檢驗企業(yè)內(nèi)部變量（股權(quán)結(jié)構(gòu)）和外部環(huán)境（宏觀經(jīng)濟）對企業(yè)員工持股股權(quán)激勵效應(yīng)的影響，對此主要是觀察β系數(shù)。本文采用最小二乘法（OLS）對上述方程進行估計。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計表2顯示了各個變量的簡單描述統(tǒng)計。可以看到用凈利潤增長率衡量的企業(yè)績效均值為0.025，說明樣本企業(yè)在樣本期間平均凈利潤率只有2.5%，這一數(shù)值非常低，但在企業(yè)間差異很大，最高的企業(yè)達到了12607%，最低的企業(yè)則是-6576%。樣本企業(yè)的股權(quán)激勵比例均值為3.08%，其中最小的企業(yè)只有0.009%，最高的企業(yè)為10%。對于股權(quán)集中度，顯示前五大股東持股比例和平均為57.116%，最小的企業(yè)為16.7%，最高的企業(yè)達到91.96%。樣本企業(yè)在樣本期間平均收入為exp（21.282）=17. 48億元，企業(yè)間差異很大。企業(yè)運用杠桿經(jīng)營也非常明顯，平均資產(chǎn)負債率為39.4%，其中最小值為2.60%，最高的企業(yè)達到94.8%。

表2 各個變量的統(tǒng)計描述

（二）樣本T檢驗本文對樣本企業(yè)員工持股的股權(quán)激勵前后凈利潤增長率的差異情況進行顯著性分析。其中激勵前是指企業(yè)在發(fā)布激勵公告（即激勵實施年度）前面三年，激勵后是指企業(yè)在發(fā)布激勵公告后面三年（含公告當年）。具體配對樣本T檢驗結(jié)果見表3。從表3可以看出，227家企業(yè)在股權(quán)激勵前三年的平均凈利潤增長率為16.55%，在股權(quán)激勵后三年的平均凈利潤增長率未24.10%，二者相差7.55%，T檢驗統(tǒng)計量值為2.033，對應(yīng)是雙側(cè)概率sig值為0.043＜0.05，說明我國A股上市企業(yè)在股權(quán)激勵前后凈利潤增長率有顯著性增長。

表3 股權(quán)激勵前后的配對樣本T檢驗

（三）回歸分析（1）我國上市企業(yè)股權(quán)激勵效應(yīng)檢驗。表4顯示了對橫截面數(shù)據(jù)的回歸估計結(jié)果，民營和國有企業(yè)的劃分參考國泰安數(shù)據(jù)庫的企業(yè)實際控制人標準劃分，企業(yè)規(guī)模的劃分則按營業(yè)收入分為大規(guī)模企業(yè)（激勵年份營收10億元以上）和小規(guī)模企業(yè)（激勵年份營收10億元以下）。表4中列（1）的全樣本企業(yè)估計結(jié)果顯示擬合優(yōu)度為0.667，觀察各個自變量，員工持股計劃股權(quán)激勵變量系數(shù)值為1.337＞0，在1%顯著性概率水平下統(tǒng)計顯著，說明股權(quán)激勵對企業(yè)績效增長有正向促進作用，這個結(jié)果與表2的結(jié)論一致。對于控制變量，企業(yè)營業(yè)收入為負（-1.862），高度統(tǒng)計顯著，資產(chǎn)負債率為正0，在5%概率水平下顯著。再觀察子樣本的估計結(jié)果，可以看到民營企業(yè)樣本下esop變量系數(shù)為7.662＞0，統(tǒng)計顯著，因此員工持股股權(quán)激勵的實施能正向影響民營企業(yè)績效，而對于國有企業(yè)樣本，esop變量系數(shù)為0.437，但統(tǒng)計不顯著，說明國有企業(yè)的員工持股股權(quán)激勵效應(yīng)不顯著。對于控制變量，盡管顯著性與全樣本下結(jié)果不一致，但系數(shù)符號相同。對于不同規(guī)模大小的企業(yè)，小規(guī)模樣本下esop變量系數(shù)為1.729＞0，統(tǒng)計結(jié)果同樣顯著，因此對于小規(guī)模企業(yè)，員工持股計劃對于企業(yè)績效來說有正向股權(quán)激勵效應(yīng)，對于大規(guī)模企業(yè)，esop變量系數(shù)為0.560，在10%概率水平下不顯著，說明大規(guī)模企業(yè)的員工持股股權(quán)激勵效應(yīng)不顯著。對于控制變量，系數(shù)符號和顯著性基本上和前面幾列一致，這里不再一一贅述。從以上分析結(jié)果可以看出，前文提出的H1是成立的。

表4 我國上市企業(yè)股權(quán)激勵效應(yīng)

（2）我國上市企業(yè)股權(quán)激勵效應(yīng)的機制分析。表5進一步顯示了企業(yè)員工持股計劃股權(quán)激勵效應(yīng)的機制分析，即方程（2）和方程（3）的估計結(jié)果，其中列（1）考察了股權(quán)激勵效應(yīng)是否受企業(yè)股權(quán)集中度所影響，列（2）考察了股權(quán)激勵效應(yīng)是否受宏觀經(jīng)濟發(fā)展情況所影響。列（3）-列（6）是子樣本下的估計結(jié)果。對于全樣本企業(yè)，就主要觀察變量而言，esop變量系數(shù)為4.329＞0，高度統(tǒng)計顯著，esop與股權(quán)集中度oc5的交叉項變量系數(shù)為-0.057＜0，且在1%概率水平下統(tǒng)計顯著，這個結(jié)果說明企業(yè)股權(quán)越集中，會對企業(yè)股權(quán)激勵正效應(yīng)產(chǎn)生負面影響，即會減弱股權(quán)激勵效應(yīng)。企業(yè)績效對股權(quán)激勵的邊際影響為?performance/?esop=4.329-0.057*oc5，全樣本的企業(yè)股權(quán)集中度均值為57.116，因此?performance/?esop=4.329-0.057*57.116=1.073＞0。對于列（2），esop變量系數(shù)為-1.189＜0，在10%概率水平下統(tǒng)計不顯著，esop與宏觀經(jīng)濟economy的交叉項變量系數(shù)為0.233＞0，在1%概率水平下統(tǒng)計顯著，這個結(jié)果說明外部宏觀經(jīng)濟增長越好，對企業(yè)股權(quán)激勵正效應(yīng)產(chǎn)生正面影響，企業(yè)績效對股權(quán)激勵的邊際影響為?performance/?esop=-1.189+0.233*economy，全樣本的宏觀經(jīng)濟增長率為10.192，因此?performance/?esop=-1.189+0.233 *10.192=1.186＞0。

表5 我國上市企業(yè)股權(quán)激勵效應(yīng)的機制分析

對于民營企業(yè)，當引入股權(quán)激勵與股權(quán)集中度交叉變量時，esop變量系數(shù)為12.483，交叉項變量系數(shù)為-0.148，二者均在5%概率水平下統(tǒng)計顯著，這個結(jié)果跟全企業(yè)樣本下結(jié)果是一致的，表明股權(quán)越集中，將會減弱企業(yè)股權(quán)激勵的正向效應(yīng)。當引入股權(quán)激勵與宏觀經(jīng)濟序列交叉變量時，esop變量系數(shù)為-0.588，交叉項變量系數(shù)為0.616，二者均不顯著，但其系數(shù)符號跟全樣本下一致，本文依舊認為宏觀經(jīng)濟增長率升高能隱形擴大企業(yè)股權(quán)激勵的正效應(yīng)。對于國有企業(yè)樣本，當引入股權(quán)激勵與股權(quán)集中度交叉變量時，esop變量系數(shù)為0.718，交叉項變量系數(shù)為-0.005，二者均在10%概率水平下統(tǒng)計不顯著；當引入股權(quán)激勵與宏觀經(jīng)濟序列交叉變量時，esop變量系數(shù)為0.642，交叉項變量系數(shù)為0.020，二者均不顯著，但可以計算得到，企業(yè)績效對企業(yè)股權(quán)激勵的邊際影響為正。對于企業(yè)營業(yè)收入和資產(chǎn)負債率兩個控制變量，其系數(shù)符號和顯著性跟表2一致，這里不再詳細陳述。從所得數(shù)據(jù)中可以看出前文提出的H2a和H2b是成立的。

以上結(jié)果表明我國上市公司的員工持股計劃存在正的激勵效應(yīng)，表明員工持股確實能調(diào)動持股人員（一般是中高層管理被激勵對象）的工作積極性及能力，通過加強企業(yè)管理、控制企業(yè)成本以及戰(zhàn)略經(jīng)營等提升企業(yè)績效。對于民營企業(yè)存在正向激勵效應(yīng)而國有企業(yè)不存在股權(quán)激勵效應(yīng)的解釋是：對于國有企業(yè)，主要有兩方面的原因，一是國有企業(yè)實際的股權(quán)激勵對象為一般的企業(yè)員工，而管理人員特別是高級管理人員，大多數(shù)受國家委派任命，這使得被激勵對象不能參與到企業(yè)決策經(jīng)營層面，激勵效應(yīng)不明顯，另一方面，國有企業(yè)的績效目標受到有關(guān)部門的考核指標影響，在經(jīng)營、策略和制度上較為被動，這個“硬約束”條件使得被激勵對象不能有效發(fā)揮管理水平，股權(quán)激勵在國有企業(yè)中受限。而對于一般的民營企業(yè)，恰好相反，首先企業(yè)運營機制較為靈活，企業(yè)股權(quán)激勵對象也均是能左右企業(yè)經(jīng)營目標的實際管理人，這種“權(quán)權(quán)”（經(jīng)營權(quán)、股權(quán)）一致背景下的行為使得被激勵人員的目標與公司目標一致，充分調(diào)動管理層積極性。

而對于外部變量對股權(quán)激勵效應(yīng)的影響，本文得到股權(quán)集中度會減損企業(yè)股權(quán)激勵的正向效應(yīng)，對此本文認為有兩方面因素，一是前五大持股股東中，很少包括被經(jīng)營目標股權(quán)激勵的管理對象，因此當前五大股東股權(quán)比例更大時，被激勵對象的經(jīng)營決策權(quán)利變小（重大項目、戰(zhàn)略重組等仍然取決于實際控制人），這種背景下會導(dǎo)致正向激勵效應(yīng)被減弱；二是股權(quán)集中，會侵占中小股東利益，使得盈余管理更傾向于當期分配，而不作為下一期的資本，較多的實證分析也表明股權(quán)集中度與企業(yè)績效有負向關(guān)系，因此這一內(nèi)生性（激勵與績效可能內(nèi)生）問題導(dǎo)致了激勵弱效應(yīng)。宏觀經(jīng)濟增長對于提升股權(quán)激勵的正效應(yīng)，顯然在宏觀經(jīng)濟向好時，也會正向影響微觀企業(yè)的績效，相對于正常（經(jīng)濟）增長率，此時股權(quán)激勵行為對于被激勵對象而言存在“隱形”福利效應(yīng)，即企業(yè)績效提升部分是由外部經(jīng)濟增長率上升貢獻的。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論研究結(jié)果顯示：我國上市企業(yè)在股權(quán)激勵前后企業(yè)績效（凈利潤增長率）有顯著性增長。員工股權(quán)激勵能對上市企業(yè)績效產(chǎn)生正效應(yīng)，但這一效應(yīng)對于民營企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)更加顯著，而對于國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)效應(yīng)不明顯。股權(quán)集中度對于員工持股股權(quán)激勵正效應(yīng)有減損性影響，而宏觀經(jīng)濟對于股權(quán)激勵正效應(yīng)有促進性影響。

（二）建議通過上述結(jié)論，本文提出以下幾點建議：第一，制定一個適合于企業(yè)自身發(fā)展的激勵方案。目前上市企業(yè)的激勵方案大同小異，沒有什么差別，均是被激勵對象與企業(yè)績效掛鉤，如果企業(yè)業(yè)績在規(guī)定時期內(nèi)完成即可行權(quán)。盡管這種舉措確實能調(diào)動高管積極性，但是否真正適合于本公司發(fā)展，較難判斷。企業(yè)要從激勵模式、資金（股票）來源、激勵對象、激勵規(guī)模、行權(quán)價格，行權(quán)安排（時期）、行權(quán)條件（績效考核）等方面充分調(diào)研與驗證。第二，企業(yè)要加強員工持股股權(quán)激勵戰(zhàn)略的各項制度建設(shè)。在確定了激勵方案后，大股東和決策層要在股權(quán)激勵實施前（制定）、中（履行）、后（行權(quán)）進行明確界定，特別要對管理者（被激勵高層管理對象）進行有效監(jiān)督，防止被激勵管理人員為了達到激勵目標而采取損害中小股東及公司長期成長的行為，這可以從薪酬、績效考核等方面進行監(jiān)管。另一方面，可以考慮采用逆回購的方式實施股權(quán)激勵，這可以充分調(diào)動已有股份高管人員的管理水平。第三，繼續(xù)完善我國員工持股制度方面的法律法規(guī)。

*本文系教育部人文社會科學研究青年基金資助項目（項目編號：15YJC630060）；武漢工商學院“企業(yè)社會責任”學術(shù)研究團隊資助項目（項目編號：XSTD2016001）的階段性研究成果。

［1］黃桂田、張悅：《國有公司員工持股績效的實證分析——基于1302家公司的樣本數(shù)據(jù)》，《經(jīng)濟科學》2009年第4期。

［2］沈小燕、王躍堂：《股權(quán)激勵、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與公司績效、股權(quán)激勵》，《東南大學學報》2015年第1期。

［3］賈生華、陳文強：《國有控股、市場競爭與股權(quán)激勵效應(yīng)——基于傾向得分匹配法的實證研究》，《浙江大學學報》2015年第9期。

［4］吳作鳳：《董事會治理特征對股權(quán)激勵效應(yīng)的影響》，《廣東財經(jīng)大學學報》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.

（編輯 文博）