股權(quán)激勵、股權(quán)集中度與風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系研究

□（西北大學(xué) 陜西西安 710127）

一、引言

風(fēng)險承擔(dān)是企業(yè)在投資決策過程中對風(fēng)險水平的接受能力，風(fēng)險承擔(dān)能力越高，意味著管理者越傾向于投資風(fēng)險較大但收益也較大的項目，可以提高公司價值，實現(xiàn)股東價值最大化。但風(fēng)險較大的投資項目往往成功的幾率相對較低，短期成本較高，投資回收期較長（蘇坤，2015），一旦失敗，管理者將面臨名譽受損甚至被解雇的風(fēng)險，而且管理者最終從風(fēng)險項目中所獲得的回報有限，因此管理者往往更傾向于規(guī)避風(fēng)險（曹崇延、呂玉枝，2015）。

股權(quán)激勵作為一種長期激勵機制，它賦予了管理者對企業(yè)的剩余索取權(quán)，促使其看重企業(yè)長期價值，敢于承擔(dān)更多風(fēng)險，實現(xiàn)管理者與股東之間的利益趨同。近年來，我國實行股權(quán)激勵的上市公司不斷增多，截至2016年我國上市公司已累計披露1 146份股權(quán)激勵計劃，僅2016年就有219家上市公司披露股權(quán)激勵計劃，那么股權(quán)激勵的實施是否真正提高了管理者的風(fēng)險承擔(dān)能力呢？目前，國內(nèi)外學(xué)者對此研究結(jié)論不一，且存在較大差異，而且由于我國股權(quán)激勵起步較晚，國內(nèi)學(xué)者對此問題的研究十分有限。

由于股權(quán)激勵實施的效果會受到公司治理結(jié)構(gòu)的影響，而股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理的重要組成部分，是其產(chǎn)權(quán)基礎(chǔ)（王錦錦，2014），因此本文從股權(quán)集中度的角度研究不同的股權(quán)集中度水平下，股權(quán)激勵對風(fēng)險承擔(dān)的激勵效應(yīng)是否存在差異。

二、文獻綜述

國內(nèi)外對于股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的研究結(jié)論不一。 Kyonghee Kim et al．（2017），Yenn-Ru Chen，Yulong Ma（2011），Jeffrey et.al（2006）都驗證得出股權(quán)激勵會提高公司管理層的風(fēng)險承擔(dān)能力。而Rachel M，Hayes et.al（2012）的研究結(jié)果表明，基于期權(quán)薪酬的固有凸性，股權(quán)激勵無法有效降低高管和股東之間與風(fēng)險相關(guān)的代理問題。國內(nèi)已有的文獻中，王棟、吳德勝（2016），曹崇延、呂玉枝（2015），蘇坤（2015）等實證研究表明，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)呈正相關(guān)關(guān)系。而梁權(quán)熙、詹學(xué)斯（2016）實證得出了相反的結(jié)論，認為授予管理層的股權(quán)激勵越強，公司的風(fēng)險承擔(dān)水平越低。李小榮、張瑞君（2014）認為股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系支持代理成本假說，二者之間存在壕溝效應(yīng)，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)呈倒“U”型關(guān)系。

目前，有少數(shù)學(xué)者在研究股權(quán)激勵效應(yīng)時，考慮了股權(quán)集中度的影響，但僅限于股權(quán)激勵對公司績效及研發(fā)投入的影響，且研究結(jié)論不一。李維安、李漢軍（2006）在考慮股權(quán)集中度的情況下研究股權(quán)激勵與公司績效的關(guān)系，實證得出當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例超過40%及低于20%時，股權(quán)激勵與公司績效無關(guān)，而當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例在20%至40%之間時，高管持股與公司績效顯著正相關(guān)。陳爽、聶銳、王娟（2017）針對相同問題研究得出，第一大股東持股比例低于20%時，高管持股與公司績效顯著正相關(guān)，當(dāng)其在20%—50%之間以及超過50%時，高管持股與公司績效不相關(guān)。此外，康華、王魯平和王娜（2011）認為，股權(quán)集中度對股權(quán)激勵與研發(fā)戰(zhàn)略的關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，股權(quán)集中度較低時，股權(quán)激勵對研發(fā)戰(zhàn)略的影響程度遠高于股權(quán)集中度較高時的水平。由此可見股權(quán)集中度水平的不同會影響股權(quán)激勵效果，那么不同的股權(quán)集中度水平下，股權(quán)激勵對于風(fēng)險承擔(dān)的影響是否存在差異呢？本文將對此問題進行探討。

三、理論分析及假設(shè)提出

股權(quán)集中度是衡量公司股權(quán)分布狀態(tài)的主要指標，根據(jù)公司第一大股東持股比例的不同，可以將股權(quán)集中度分為三種水平。第一大股東持股比例大于50%時，第一大股東處于絕對控股地位，第一大股東持股比例小于20%時，股權(quán)結(jié)構(gòu)較為分散，若在20%—50%之間則第一大股東處于相對控股的地位。由于不同的股權(quán)集中度水平下，大股東對股東大會和董事會的掌控程度不同以及對管理層的監(jiān)管動力不同，因此不同的股權(quán)集中度水平會影響股權(quán)激勵的效應(yīng)。

本文研究股權(quán)激勵、股權(quán)集中度與風(fēng)險承擔(dān)三者之間的內(nèi)在關(guān)系，主要是研究在不同的股權(quán)集中度水平下，股權(quán)激勵對風(fēng)險承擔(dān)的影響有何不同。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|在公司中處于絕對控股地位時，大股東在股東大會中擁有絕對的投票權(quán)，并且能夠任命董事會成員，在自身利益的驅(qū)動下，大股東更有積極性去監(jiān)督管理公司，注重公司的整體利益和長遠發(fā)展，更多地參與公司決策，從而使得管理者處于被動地位，同時大股東也可能會為了自身利益而聯(lián)合管理層采取掏空行為，損害中小股東的利益。而且由于大股東投入公司的資產(chǎn)較多，在面對投資風(fēng)險時，可能會采取保守態(tài)度。在這種情況下，對公司管理層實行股權(quán)激勵，并不能對大股東和管理層造成實質(zhì)性的影響，公司的風(fēng)險承擔(dān)能力也不會有較大改觀。因此本文提出以下假設(shè)：

H1：當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例超過50%時，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)無相關(guān)關(guān)系。

當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例處于20%和50%之間時，第一大股東處于相對控股地位，對于前幾名大股東來說，股權(quán)制衡度相對較高，第一大股東通過聯(lián)合管理層，采取掏空行為謀取自身利益的可能性相對較小。同時處于相對控股地位的大股東可以通過分散投資降低其投資風(fēng)險，而且由于其持有公司的股票有限，即使公司投資失敗，其所需承擔(dān)的損失也有限，因此相對控股股東往往傾向于公司有較高的風(fēng)險承擔(dān)水平。然而處于相對控股地位的第一大股東對股東大會和董事會的掌控程度有限，管理層對于公司的投資決策有相對較大的控制權(quán)，而管理層往往是選擇風(fēng)險規(guī)避的，當(dāng)管理層擁有公司一定的剩余索取權(quán)時，其將從高風(fēng)險的投資中獲得更多收益，從而使得管理層愿意承擔(dān)更多風(fēng)險。然而隨著第一大股東持股比例的上升，其控股地位不斷上升，從而提高了其參與公司決策的可能性和積極性，對管理層的監(jiān)管力度也將提高，同時其風(fēng)險接受能力也會相對下降，因此在第一大股東相對控股的情況下，股權(quán)集中度水平的提高將弱化股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2：當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例處于20%和50%之間時，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)呈正相關(guān)關(guān)系，同時股權(quán)集中度水平的提高將弱化股權(quán)激勵對風(fēng)險承擔(dān)的影響。

當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例低于20%時，股權(quán)較為分散，公司可能存在很多持股比例相近的股東，對于眾多股東來說，所付出的監(jiān)管成本與收益嚴重不符，存在普遍的“搭便車”現(xiàn)象。而且對于小股東來說，持股比例較低，往往更關(guān)心企業(yè)的短期收益。此時管理層對公司擁有相對獨立的控制權(quán)和經(jīng)營權(quán)，在依然缺乏股東監(jiān)督的情況下，給予管理層一定的股權(quán)激勵并不能有效激勵其承擔(dān)更多風(fēng)險。因此本文提出以下假設(shè)：

H3：當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例低于20%時，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)無相關(guān)關(guān)系。

四、研究設(shè)計

（一）樣本和數(shù)據(jù)

本文選取滬深A(yù)股2012—2016年實施股權(quán)激勵的上市公司，剔除ST、*ST公司，剔除金融類上市公司，剔除2012—2016年間股權(quán)激勵有效期不足三年的上市公司，剔除激勵對象是中層技術(shù)人員的樣本公司，因為本文研究的是公司高管的股權(quán)激勵效應(yīng)，最終得到397家上市公司，涉及14個行業(yè)。

本文研究數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫以及巨潮資訊網(wǎng)站，用EXCEL進行篩選，使用統(tǒng)計軟件STATA 12進行數(shù)據(jù)處理和回歸分析。

（二）變量定義

作為被解釋變量的風(fēng)險承擔(dān)（Risk）使用考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票日回報率標準差來衡量；股權(quán)激勵（Equity）作為解釋變量，用高管持股比例衡量；調(diào)節(jié)變量股權(quán)集中度（Top1）用第一大股東持股比例衡量；控制變量包括資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負債率（Lev）、資產(chǎn)有形性（Tang）以及托賓 Q（Tq），此外，本文加入了行業(yè)和年份虛擬變量，控制行業(yè)（Industry）和年份（Year）效應(yīng)。各變量的具體定義見表1。

表1 變量定義表

（三）研究模型

為驗證不同股權(quán)集中度水平下，股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的相關(guān)關(guān)系，建立模型（1）：

為驗證第一大股東持股比例處于20%和50%之間時，股權(quán)集中度對股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，在模型（1）中加入股權(quán)激勵和股權(quán)集中度的交乘項：

模型（1）和（2）中，i代表公司，t代表年份，ε代表隨機誤差項。為驗證H1、H2和H3，本文將樣本數(shù)據(jù)依據(jù)Top1劃分為三個分樣本分別進行回歸，包括Top1≤20%、20%＜Top1≤50%和 Top1＞50%三種情況。 模型（2）中 α3若顯著為負，則說明股權(quán)集中度負向調(diào)節(jié)股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系。

五、實證研究

（一）描述性統(tǒng)計分析

從表2可知，風(fēng)險承擔(dān)的均值為0.0338，標準差為0.0107，最大值和最小值分別為0.0693和-0.0121，說明不同樣本公司的風(fēng)險承擔(dān)水平有較大差異，這可能與行業(yè)的差別有關(guān)。高管持股的均值為0.1073，標準差為0.1618，最大值為0.7954，最小值為0，說明我國高管持股水平總體較低，且不同樣本公司的高管持股水平相差較大。雖然本文所選擇的樣本是2012—2016年實施股權(quán)激勵的上市公司，但是由于本文以高管持股比例來衡量股權(quán)激勵水平，而在實施股權(quán)激勵的第一年可能公司高管并沒有行權(quán)，因此會出現(xiàn)高管持股比例最小值為0的情況。第一大股東持股比例均值為0.3277，標準差為0.1360，最大值為 0.8185，最小值為0.1350，表明所選樣本公司中包括股權(quán)高度集中、股權(quán)相對集中和股權(quán)分散三種不同股權(quán)集中度水平的公司，為我們研究不同股權(quán)集中度水平對股權(quán)激勵效應(yīng)的影響提供了可能。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

表3是主要變量的相關(guān)性分析，各變量間Pearson相關(guān)系數(shù)最大取值（絕對值）為0．464，在可接受的低水平范圍內(nèi)，變量間存在嚴重多重共線性的可能性較低。而且各變量的VIF值都在1左右，變量之間不存在多重共線性。

表3 主要變量的相關(guān)性分祈

（三）回歸結(jié)果分析

表4 第（1）列至第（3）列是模型（1）的分樣本回歸。 第（1）列是第一大股東持股比例Top1≤20%即股權(quán)集中度較低、股權(quán)較為分散的樣本回歸結(jié)果，解釋變量回歸系數(shù)為0.0000751，但是不顯著，表明在此類情況下，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)不相關(guān)，在“搭便車”現(xiàn)象普遍存在的情況下，管理層擁有對公司絕對的控制權(quán)，給予管理層有限的股權(quán)激勵，并不能激勵其承擔(dān)更多投資風(fēng)險，從而驗證了假設(shè)3。第（2）列是第一大股東持股比例20%＜Top1≤50%即股權(quán)相對集中的樣本回歸結(jié)果，解釋變量回歸系數(shù)為0.0000422，且在5%的水平上顯著，表明在股權(quán)相對集中時，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，此時控股股東由于可能受到其他股東的制衡，并且對于公司的掌控程度以及監(jiān)管動力有限，所以更傾向于通過授予管理層一定的股權(quán)或期權(quán)來激勵管理層克服短視行為，關(guān)注公司整體利益和長遠發(fā)展，從而驗證了假設(shè)2的前半部分。第（3）列是第一大股東持股比例Top1＞50%即股權(quán)高度集中的樣本回歸結(jié)果，解釋變量Equity的回歸系數(shù)為-0.0000317，但是不顯著，表明此時股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)不相關(guān)，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|處于絕對控股地位時，其對公司的掌控程度和監(jiān)管動力都很強，管理層處于弱勢地位，給予管理層一定的股權(quán)激勵并不能產(chǎn)生所預(yù)期的激勵效果，由此驗證了假設(shè)1。

表4 股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)回歸結(jié)果

下頁表5是模型（2）的回歸結(jié)果，解釋變量Equity的回歸系數(shù)顯著為正，進一步驗證了當(dāng)股權(quán)相對集中時，股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)。交乘項Equity×Top1的回歸系數(shù)為-0.000198，且在1%的水平上顯著，表明股權(quán)集中度將負向調(diào)節(jié)股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系，弱化了股權(quán)激勵效應(yīng)，由此驗證了假設(shè)2的后半部分。

六、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本文研究結(jié)果的可靠性，通過變換公司風(fēng)險承擔(dān)的測量方法進行穩(wěn)健性檢驗，以考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票周回報率標準差來測量公司風(fēng)險承擔(dān)。測試結(jié)果表明，本文的研究結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性（見表6、表 7）。

表5 股權(quán)激勵、股權(quán)集中度與風(fēng)險承擔(dān)回歸結(jié)果

七、研究結(jié)論

本文選取滬深A(yù)股上市公司中2012—2016年實施股權(quán)激勵的397家上市公司為樣本，研究了不同的股權(quán)集中度水平下，管理層股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響。研究結(jié)論為：（1）當(dāng)股權(quán)高度集中或者較為分散時，股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)無顯著相關(guān)關(guān)系，即股權(quán)激勵效果不佳。（2）當(dāng)股權(quán)相對集中時，股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，而此時股權(quán)集中度水平的提高會弱化股權(quán)激勵對風(fēng)險承擔(dān)的影響。本文的結(jié)論表明，上市公司在授予管理層股權(quán)激勵時要綜合考慮公司的治理結(jié)構(gòu)因素，股權(quán)激勵的激勵效果與公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，只有這樣，才能有效發(fā)揮股權(quán)激勵效應(yīng)，提高管理層的風(fēng)險承擔(dān)能力，促進公司長遠發(fā)展。

表6 股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)回歸結(jié)果穩(wěn)健性檢驗

表7 股權(quán)激勵、股權(quán)集中度與風(fēng)險承擔(dān)回歸結(jié)果穩(wěn)健性檢驗