股權(quán)激勵與過度投資：激勵力度的門檻效應(yīng)

孫鳳娥 田治威 陳麗榮

一、引言

投資決策是決定企業(yè)價值增值能力的重要一環(huán)，然而，經(jīng)理人與所有者間的代理問題可能會導(dǎo)致過度投資。首先，經(jīng)理人可能進(jìn)行“帝國建造”(Jensen, 1986[1])，將公司規(guī)模擴(kuò)張至超過最優(yōu)規(guī)模，以獲取更多控制權(quán)，增大自身的影響力和替代成本，享受與公司擴(kuò)張速度勾連的獎金。其次，自由現(xiàn)金流刺激了經(jīng)理人的在職消費(fèi)沖動，使其可能將自身利益凌駕于股東利益之上，站在自利的角度投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目。為解決代理問題，理論和實(shí)踐中提出了諸多完善公司約束機(jī)制和激勵機(jī)制的措施，股權(quán)激勵是其中的重要組成部分(Jensen和Murphy, 1990[2])，具體包括股票期權(quán)、限制性股票、股票增值權(quán)等。

股權(quán)激勵能否有效緩解代理問題，減少管理者的過度投資？國內(nèi)外眾多學(xué)者對此展開實(shí)證研究并發(fā)現(xiàn)，相比非股權(quán)激勵公司，推出股權(quán)激勵方案的公司能有效減少代理成本(Depken等, 2006[3]; Tzioumis, 2008[4])，抑制投資過度行為(呂長江和張海平, 2011[5]; 彭耿和廖凱誠, 2016[6])。但也有學(xué)者提出，股權(quán)激勵的實(shí)施導(dǎo)致管理者財富隨企業(yè)環(huán)境的不確定增加而增長，使得薪酬合約呈現(xiàn)“凸”性，進(jìn)而降低管理者的風(fēng)險厭惡、增加投資(Ross, 2010[7])。因此，實(shí)施股權(quán)激勵制度反而使得公司更容易出現(xiàn)過度投資行為(唐雨虹等, 2017[8]; 汪健等, 2013[9])。還有一些學(xué)者通過研究得出，股權(quán)激勵對過度投資的影響不顯著(羅付巖, 2013[10])。由此可見，股權(quán)激勵并不一定能夠抑制過度投資。那么，股權(quán)激勵在何種情況下是無效的？其無效的原因何在？雖然已有學(xué)者從股權(quán)激勵動機(jī)、公司治理、盈余操縱等多個視角對其原因展開探討，但卻忽視了管理者非理性帶來的影響。在不同情形下，即使股東付出同樣的股權(quán)激勵成本，管理者主觀感知到的激勵力度也可能是不同的，激勵效果也會有所差異。只有當(dāng)管理者感知到的激勵力度跨過一定門檻時，股權(quán)激勵才能有效發(fā)揮其抑制過度投資的作用。為此，本文首先從管理者非理性視角出發(fā)，探討由管理者持股水平、管理者貨幣薪酬水平、企業(yè)業(yè)績決定的主觀激勵力度對股權(quán)激勵過度投資抑制效應(yīng)的影響機(jī)理，然后，以2012—2016年A股上市公司為樣本，采用面板門檻回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)股權(quán)激勵對過度投資的非線性影響。這不僅能夠?yàn)楝F(xiàn)有的研究爭論提供新的研究視角和理論解釋，也可為上市公司管理層激勵計劃的制定提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

理論上，股權(quán)激勵可通過協(xié)調(diào)股東與管理者的長期利益來抑制管理者的過度投資行為，但大量經(jīng)驗(yàn)研究卻表明，股權(quán)激勵對過度投資沒有影響，甚至加重了管理者的過度投資傾向。對此，諸多學(xué)者嘗試從多種視角尋找原因。陳效東等(2016)[11]從股權(quán)激勵的動機(jī)角度對此問題進(jìn)行了解釋，他們認(rèn)為，股權(quán)激勵是否有效取決于股權(quán)激勵的動機(jī)是激勵型、福利型還是贖買型，福利型和贖買型動機(jī)的股權(quán)激勵計劃不僅不會降低代理成本，反而會導(dǎo)致公司的非效率投資進(jìn)一步惡化。Bebchuk和Fried(2003)[12]站在公司治理的視角解釋股權(quán)激勵失效的原因，認(rèn)為權(quán)力較大的管理者可自定薪酬激勵契約，降低行權(quán)條件，從而降低股權(quán)激勵的作用。汪健等(2013)[9]則從盈余操縱的視角探討這一問題，認(rèn)為股權(quán)激勵計劃實(shí)施后，由于管理者面臨行權(quán)約束，為了達(dá)到規(guī)定的行權(quán)條件，其有動機(jī)對經(jīng)營活動和投資活動進(jìn)行操縱，因此，有可能出現(xiàn)過度投資行為。綜上，雖然研究這一問題的視角眾多，但幾乎都站在管理者“理性人”的角度進(jìn)行探討，忽略了由管理者主觀感知價值偏差導(dǎo)致的激勵力度不足的影響。

導(dǎo)致股權(quán)激勵計劃效果不佳的原因可能在于，股權(quán)激勵力度未達(dá)到管理者的主觀期望水平。根據(jù)傳統(tǒng)期望價值理論，股權(quán)激勵力度的高低應(yīng)主要取決于客觀的股權(quán)激勵期望價值(Vos)與過度投資期望價值(Voo)的大小。當(dāng)Vos≥Voo時，股權(quán)激勵便能夠發(fā)揮抑制過度投資的作用。但現(xiàn)實(shí)中存在與此不符的情況，即使Vos足夠高，管理者仍可能進(jìn)行過度投資，傳統(tǒng)期望價值理論對此缺乏解釋力。究其原因，可能在于管理者是“非理性的”，其往往根據(jù)自己的感知能力和決策能力來對股權(quán)激勵價值做出判斷(Kahneman和Tversky,1986[13])，進(jìn)而導(dǎo)致其對股權(quán)激勵的主觀感知價值偏離其客觀期望價值，最終導(dǎo)致激勵非有效。

在管理者“非理性”假設(shè)下，本文試圖構(gòu)造一個過度投資價值函數(shù)(Vs)，探討在Vos≥Voo且二者相差不懸殊的情況下，股權(quán)激勵的過度投資抑制作用失效的原因，進(jìn)而探討哪些因素影響了管理者對股權(quán)激勵的主觀感知價值，以及在何種條件下，股權(quán)激勵能夠達(dá)到有效的激勵力度。

過度投資可能導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績下降，進(jìn)而達(dá)不到股權(quán)激勵行權(quán)條件。因此，管理者是否過度投資主要取決于其對股權(quán)激勵價值與過度投資價值的權(quán)衡比較。過度投資的最直接效應(yīng)是實(shí)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張，進(jìn)而給管理者帶來薪酬提升的好處(楊瑞龍和劉江, 2002[14])，即過度投資規(guī)模(overi)越大，管理者貨幣薪酬提升數(shù)額(MI)越大。通常，通過規(guī)模擴(kuò)張所能實(shí)現(xiàn)的薪酬上升空間與管理層當(dāng)前薪酬水平(M)的高低呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。即：MI為overi、M的函數(shù)，且MI′(overi)>0，MI′(M)<0。假定管理者主觀感知的由貨幣薪酬提升帶來的價值為Vm，為MI和M的函數(shù)，即Vm(MI(overi，M)，M)。通常，MI越大，Vm越大；MI一定時，貨幣薪酬基數(shù)較小的管理者感知到的價值提升幅度更大，即V′m(MI)>0，V′m(M)<0。由此可得：V′m(overi)>0，V′m(M)<0。假設(shè)過度投資給管理者帶來的其他利益價值為Ve，包括控制權(quán)范圍擴(kuò)大、超額在職消費(fèi)等。綜上，過度投資給管理者帶來的主觀感知價值提升Vso=Vm+Ve，Vso隨著M的提高而降低。由此，可進(jìn)一步得出Vso與Voo的關(guān)系：當(dāng)M較高(高于M0)時，VsoVoo，如圖1所示。

圖1 過度投資價值與管理者當(dāng)前薪酬水平關(guān)系圖

股權(quán)激勵能夠給管理者帶來的主要收益為：如果采取限制性股票方式，在企業(yè)經(jīng)營業(yè)績達(dá)到行權(quán)要求時，管理者可獲得相應(yīng)股權(quán)；如果采取股票期權(quán)方式，當(dāng)行權(quán)價低于當(dāng)前股價時，股東行權(quán)可獲得資本利得。以股票期權(quán)為例，假定行權(quán)時的股票市場價與行權(quán)價差額為PV(PV>0)、股票期權(quán)的客觀價值為Voes、管理者的主觀感知價值為Vses。通常，PV越高，Voes、Vses越大，但Vses還受到管理者心理參照點(diǎn)的影響。參照依賴?yán)碚撜J(rèn)為，人們判斷某種情境下的決策是獲益還是損失，是由特定的參照點(diǎn)決定的(Kahneman和Tversky, 1979[15])。Holte等(2016)[16]便以當(dāng)前收入水平為參照點(diǎn)，通過實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)了醫(yī)師收入的參考依存性，并得出醫(yī)師的收入偏好決定了其“績效薪酬”和其他激勵計劃的有效性。同理，管理者對股權(quán)激勵力度的判斷也由其所選取的參照點(diǎn)決定。何者可被視為參照點(diǎn)？Kahneman和Tversky(1979)[15]認(rèn)為，決策者的現(xiàn)狀可被當(dāng)作是默認(rèn)參照點(diǎn)。Yates和Stone(1992)[17]根據(jù)參照點(diǎn)的特點(diǎn)進(jìn)一步將其分為現(xiàn)狀參照點(diǎn)(如當(dāng)前財富狀況)和非現(xiàn)狀參照點(diǎn)(如目標(biāo)績效等)。另外，有學(xué)者提出了多參照點(diǎn)概念，如Wang和Johnson(2012)[18]提出存在“底線、現(xiàn)狀和目標(biāo)”三參照點(diǎn)。由此可見，當(dāng)前現(xiàn)狀是最普遍的參照點(diǎn)。股權(quán)激勵計劃制定后，管理者會將當(dāng)前持股比例(Rs)作為判斷股權(quán)激勵力度的基本參照點(diǎn)之一。股權(quán)激勵給管理者帶來的價值具有敏感性遞減的特點(diǎn)，即邊際價值隨管理者現(xiàn)有財富的增加而減少(Borger和Fosgerau, 2008[19])。在Rs為零或較低時，股權(quán)激勵給管理者帶來的邊際價值較高，而在Rs較高的情況下，股權(quán)激勵的邊際價值將大大降低，也就是說，V′ses(Rs)<0。綜上可得Voes、Vses間的關(guān)系：當(dāng)Rs>Rs0時，VsesVoes，如圖2所示。

圖2 股權(quán)激勵價值與管理者持股水平關(guān)系圖

圖3 股權(quán)激勵行權(quán)概率與過度投資、當(dāng)前業(yè)績水平關(guān)系圖

綜上，可得管理者“非理性”時，過度投資價值函數(shù)Vs：

Vs=Vso-Vss

(1)

管理者為“理性人”時，過度投資價值函數(shù)Vo：

Vo=Voo-Vos

(2)

其中，根據(jù)前文分析可知：

Vss=Vses×(1-Psb)；Vos=Voes×(1-Pob)

(3)

將式(3)代入式(1)、式(2)可得：

Vs=Vso-Vses×(1-Psb)；Vo=Voo-Vose×(1-Pob)

(4)

本研究的前提假設(shè)是Vos≥Voo且Vos、Voo相差不太懸殊，即Vo≤0。只有在Vs≤0時，股權(quán)激勵才能有效抑制管理者的過度投資。結(jié)合上述分析：在Vss=Vos條件下，當(dāng)MVoo,從而可能導(dǎo)致Vs>0，此時，股權(quán)激勵失效。在Vso=Voo、Psb=Pob條件下，當(dāng)Rs>Rs0時，Vses0。在Vso=Voo、Vss=Vos條件下，當(dāng)roe0，股權(quán)激勵非但不會抑制過度投資，反而會促進(jìn)過度投資。

綜合上述分析，提出本文研究假設(shè)：

H1：只有在管理層持股水平低于某臨界值時，股權(quán)激勵計劃才能有效發(fā)揮激勵效應(yīng)，減少過度投資。

H2：只有在管理層貨幣薪酬水平跨過一定門檻時，股權(quán)激勵抑制過度投資的作用才能得以有效發(fā)揮。

H3：當(dāng)盈利水平超過某一門檻值時，股權(quán)激勵能有效抑制過度投資；而在盈利水平低于該門檻值時，股權(quán)激勵反而會促進(jìn)過度投資。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定與變量選取

1.過度投資測度模型。

本文參照Richardson(2006)[24]的預(yù)期投資模型對過度投資進(jìn)行測度。企業(yè)總投資支出包括兩部分：維持性投資支出、新增投資支出。維持性投資支出是維持現(xiàn)有投資規(guī)模下企業(yè)正常運(yùn)轉(zhuǎn)的支出，可根據(jù)企業(yè)折舊和攤銷計算。新增投資支出是企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模時對新增項(xiàng)目的支出，可分為兩部分，一部分是根據(jù)企業(yè)發(fā)展能力、企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、現(xiàn)金流等測度的企業(yè)最優(yōu)投資規(guī)模，另一部分為殘差項(xiàng)，模型中將其視為非效率投資。具體模型設(shè)定如下：

investit=β0+β1growthi,t-1+β2lnsizei,t-1

+β3levi,t-1+β4liqi,t-1+β5agei,t-1

+β6reti,t-1+β7investi,t-1+∑year

+∑ind+εit

(5)

其中，investit為i公司t期的投資支出，investit=(構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金+購買子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金-處置子公司及其他營業(yè)單位收到的現(xiàn)金-固定資產(chǎn)折舊-無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)攤銷)/總資產(chǎn)平均余額；growthi,t-1代表企業(yè)發(fā)展能力，選取主營業(yè)務(wù)收入增長率作為代理變量；lnsizei,t-1代表公司規(guī)模，以總資產(chǎn)平均余額的自然對數(shù)表示；levi,t-1表示資產(chǎn)負(fù)債率；liqi,t-1表示公司流動性，以t-1期貨幣資金除以總資產(chǎn)平均余額表示；agei,t-1代表上市年齡；reti,t-1代表個股回報率。此外，控制了行業(yè)和年度。如果回歸殘差項(xiàng)為正，表示過度投資；如果殘差項(xiàng)為負(fù)，表示投資不足。

2.股權(quán)激勵與過度投資面板門檻模型。

為檢驗(yàn)股權(quán)激勵對過度投資的非線性影響，本文設(shè)定模型(6)：

overinvestit=α0+α1Xit+α2stockit(qit≤γ1)

+α3stockit(γ1

+α4stockit(qit>γ2)+μit

(6)

其中：overinvestit表示過度投資，以模型(5)回歸正的殘差項(xiàng)作為代理變量。stockit表示股權(quán)激勵啞變量，如果公司發(fā)布了股票期權(quán)、限制性股票、股票增值權(quán)等股權(quán)激勵計劃，取值為1，否則，取值為0。qit表示門檻變量，具體包括管理層持股比例(mshare)、管理層貨幣薪酬水平(lnpay)、企業(yè)業(yè)績(roe)。管理層貨幣薪酬水平為董事、監(jiān)事、總經(jīng)理、副經(jīng)理、財務(wù)負(fù)責(zé)人和公司章程規(guī)定的其他高管人員的貨幣薪酬總額，為了消除異方差，并減少數(shù)據(jù)的波動，后文回歸中對其進(jìn)行了對數(shù)化處理?？紤]到股權(quán)激勵的行權(quán)條件通常圍繞股東利益設(shè)定，故選取凈資產(chǎn)收益率作為企業(yè)業(yè)績的代理變量。γ1、γ2、γ3分別表示門檻值。Xit為控制變量，借鑒前人研究成果，主要選取企業(yè)規(guī)模(lnsize)、成長性(tobinq)、現(xiàn)金流水平(cash)、資本結(jié)構(gòu)(lev)、機(jī)構(gòu)持股(is)、董事會規(guī)模(board)作為控制變量。企業(yè)規(guī)模以總資產(chǎn)平均余額的自然對數(shù)衡量，企業(yè)規(guī)模越大，管理者控制的資源越多，過度投資傾向越嚴(yán)重，預(yù)期回歸系數(shù)符號為正。企業(yè)成長性以Tobin-Q值衡量，企業(yè)成長性越強(qiáng)，說明企業(yè)處于快速發(fā)展期，投資需求越大，過度投資可能性越大，預(yù)期回歸系數(shù)符號為正。現(xiàn)金流水平以經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與期初總資產(chǎn)的比值衡量，企業(yè)現(xiàn)金流越充裕，自由現(xiàn)金流水平越高，管理者越便于采取過度投資等自利行為，預(yù)期回歸系數(shù)符號為正。資本結(jié)構(gòu)以資產(chǎn)負(fù)債率衡量，企業(yè)負(fù)債水平越高，管理者受到的來自債權(quán)人的監(jiān)督越強(qiáng)，越能夠抑制管理者的過度投資行為，預(yù)期回歸系數(shù)符號為負(fù)。機(jī)構(gòu)持股以機(jī)構(gòu)投資者持股比例衡量，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，來自機(jī)構(gòu)投資者的有效監(jiān)督越能阻礙管理者采取過度投資等自利行為，預(yù)期回歸系數(shù)符號為負(fù)。μit為殘差項(xiàng)。

(二)樣本與數(shù)據(jù)來源

門檻效應(yīng)模型的估計要求采用平衡面板數(shù)據(jù)，如果選擇的樣本期較長，則由關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失導(dǎo)致的樣本損失量較大，此外，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2012—2016年我國滬深交易所全部A股上市公司作為研究樣本。樣本篩選主要遵循以下標(biāo)準(zhǔn)：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除財務(wù)狀況異常的ST、*ST類上市公司，以避免財務(wù)信息質(zhì)量和異常值影響實(shí)證結(jié)果；(3)剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。由此構(gòu)造了共包含4 125個觀察值的平衡面板數(shù)據(jù)樣本，具體數(shù)據(jù)清洗過程如表1所示。本文的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來自國泰安(CSMAR)、Wind資訊數(shù)據(jù)庫、同花順iFinD金融數(shù)據(jù)終端。

表1樣本數(shù)據(jù)清洗過程

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2為主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。overinvest的均值為0.035 5，表明樣本公司過度投資額占總資產(chǎn)平均余額的比重達(dá)到了3.55%。overinvest的標(biāo)準(zhǔn)差為0.173 1，說明樣本公司間在過度投資方面存在較大差異。stock的均值為0.146 4，表明僅有14.64%的企業(yè)實(shí)施了股權(quán)激勵計劃。lnpay、mshare、roe的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.713 5、19.733 7、0.135 9，均較高，說明樣本公司在管理層貨幣薪酬、管理層持股水平、企業(yè)業(yè)績間均存在較大差距。

表2主要變量描述性統(tǒng)計

表3為不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。overinvest的均值表明，非國有企業(yè)的過度投資比例(4.16%)要高于國有企業(yè)(2.42%)。從這一角度來看，非國有企業(yè)的代理問題更為嚴(yán)重?？赡艿脑蛟谟冢瑖蟾吖艿恼螘x升需求在一定程度上抑制了其自利行為動機(jī)。stock的均值表明，國有企業(yè)股權(quán)激勵實(shí)施比例(0.035 7)遠(yuǎn)小于非國有企業(yè)(0.207 0)，國企在實(shí)施股權(quán)激勵計劃方面更為謹(jǐn)慎。主要原因可能在于，國企治理結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜，使其股權(quán)激勵一直存在很多爭議，且很多國企的利潤主要來自其資源壟斷地位，而非管理者的努力。因此，國企股權(quán)激勵計劃的制定和執(zhí)行存在較多困難。從lnpay、mshare、roe來看，國企的平均高管薪酬水平要高于非國企，但管理層持股比例和企業(yè)業(yè)績均低于非國企。

表3不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)主要變量描述性統(tǒng)計

(二)股權(quán)激勵對過度投資的非線性影響實(shí)證檢驗(yàn)

1.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。

實(shí)證研究前，首先需檢驗(yàn)股權(quán)激勵對過度投資的影響是否存在門檻效應(yīng)，在存在門檻效應(yīng)前提下進(jìn)一步估計門檻值。本文主要采用Bootstrap方法來進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。為確定門檻個數(shù)，分別在單門檻、雙門檻假設(shè)下對門檻效應(yīng)進(jìn)行了分析，表4報告了這兩種情況下得到的F統(tǒng)計值和采用Bootstrap方法模擬得到的P值。以管理層持股水平(mshare)為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，在無門檻假設(shè)下，F(xiàn)統(tǒng)計值為17.04，Bootstrap模擬得到的P值為0.000 0，表明在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說明存在一個門檻值。隨后進(jìn)行雙門檻檢驗(yàn)，在只存在1個門檻值假設(shè)下，F(xiàn)值為1.64，P值為0.900 0，表明即使在10%的水平下也不能拒絕原假設(shè)，即只存在一個門檻值。在存在門檻效應(yīng)的基礎(chǔ)上，經(jīng)檢驗(yàn)得到的門檻值如表5所示，管理層持股水平的門檻值為22.964 5%。以管理層貨幣薪酬自然對數(shù)(lnpay)為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，單門檻效應(yīng)在5%顯著性水平上顯著，雙門檻效應(yīng)不顯著，表明存在貨幣薪酬單門檻效應(yīng)，門檻值為14.880 2。以凈資產(chǎn)收益率(roe)為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，單門檻效應(yīng)在1%水平上顯著，雙門檻效應(yīng)不顯著，表明存在企業(yè)業(yè)績單門檻效應(yīng)，門檻值為0.005 6。綜上，在選取管理層持股水平、貨幣薪酬水平、企業(yè)業(yè)績作為門檻變量時，股權(quán)激勵對過度投資的影響主要存在單門檻效應(yīng)。因此，后文主要基于單門檻模型展開討論。

表4門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表5門檻變量估計結(jié)果

2.管理層持股比例的門檻效應(yīng)。

表6列(1)為以管理層持股比例為門檻變量，在單門檻效應(yīng)下對模型(6)進(jìn)行估計的結(jié)果。由表6可見，在管理層持股水平低于門檻值時，股權(quán)激勵對過度投資存在顯著的抑制作用；在管理層持股水平高于門檻值時，股權(quán)激勵的系數(shù)雖然仍為負(fù)，但變得不顯著。這表明只有在管理層持股低于一定水平時，股權(quán)激勵才能發(fā)揮其抑制過度投資的作用，假設(shè)H1得證。從控制變量的回歸結(jié)果來看，企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流水平與過度投資顯著正相關(guān)，表明管理層所控制的資源越多、企業(yè)自由現(xiàn)金流水平越高，管理層的自利行為空間越大。

表6門檻參數(shù)估計與檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)前表

被解釋變量:overinvest(1)(2)(3)cash0.636 1???(40.67)0.634 6???(40.60)0.638 4???(40.96)lev-0.006 3(-0.21)0.000 6(0.02)-0.004 5(-0.15)is-0.000 2(-0.80)-0.000 2(-1.21)-0.000 3(-1.27)board0.005 5?(1.79)0.006 3??(2.05)0.005 9?(1.92)stock·I(mshare<22.964 5)-0.085 2???(-6.26)stock·I(mshare≥22.964 5)-0.013 5 (-0.85)stock·I(lnpay<14.880 2)0.025 8(1.18)stock·I(lnpay≥14.880 2)-0.069 3???(-6.04)stock·I(roe<0.005 6)0.167 0???(4.44)stock·I(roe≥0.005 6)-0.061 3???(-5.54)_cons-1.583 9???(-10.29)-1.623 0???(-10.54)-1.576 7???(-10.28)R20.378 90.378 00.382 6N4 1254 1254 125

注：括號中為t值，下同。

3.管理層貨幣薪酬的門檻效應(yīng)。

表6列(2)為以管理層貨幣薪酬自然對數(shù)為門檻變量，在單門檻效應(yīng)下對模型(6)的估計結(jié)果。在管理層貨幣薪酬自然對數(shù)值低于門檻值時，管理層可能更傾向于利用過度投資來擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，從而達(dá)到提高貨幣薪酬的目的。因此，股權(quán)激勵對過度投資的抑制作用不顯著。當(dāng)管理層貨幣薪酬自然對數(shù)值高于門檻值時，管理層通過擴(kuò)大公司規(guī)模所能實(shí)現(xiàn)的薪酬提升幅度有限，其更傾向于努力獲取股權(quán)激勵收益。此時，股權(quán)激勵能有效抑制管理者自利行為，表現(xiàn)為與過度投資間顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。假設(shè)H2得以驗(yàn)證。

4.企業(yè)業(yè)績的門檻效應(yīng)。

表6列(3)為以凈資產(chǎn)收益率為門檻變量，在單門檻效應(yīng)下對模型(6)的估計結(jié)果。回歸結(jié)果表明，在凈資產(chǎn)收益率高于門檻值時，股權(quán)激勵對過度投資具有顯著的負(fù)向影響；在凈資產(chǎn)收益率低于門檻值時，股權(quán)激勵反而促進(jìn)了管理者的過度投資行為?？赡艿脑蛟谟?，在凈資產(chǎn)收益率較高時，管理者預(yù)計股權(quán)激勵的行權(quán)概率較高，所以投資較保守。在凈資產(chǎn)收益率較低時，股權(quán)激勵行權(quán)概率較低，管理者可能會產(chǎn)生賭博心態(tài)，投資于凈現(xiàn)值小于零、但一旦成功便能夠獲取較高收益的項(xiàng)目。據(jù)此，假設(shè)H3得證。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為考察上述研究結(jié)論是否穩(wěn)健，本節(jié)將實(shí)證研究方法變更為面板模型分組回歸，并對研究假設(shè)進(jìn)行了再檢驗(yàn)。具體地，將總樣本分別按管理層持股水平、管理層貨幣薪酬水平、企業(yè)業(yè)績的門檻值(22.964 5、14.880 2、0.005 6)分為低持股水平組、高持股水平組、低貨幣薪酬組、高貨幣薪酬組、低業(yè)績組、高業(yè)績組，分析各樣本組股權(quán)激勵對過度投資的影響是否具有異質(zhì)性，回歸結(jié)果如表7所示。由表7可見，面板模型分組方法的參數(shù)估計結(jié)果與門檻模型估計結(jié)果基本一致。只有在低持股水平組、高貨幣薪酬組、高業(yè)績組中，股權(quán)激勵對過度投資具有顯著的抑制作用。在其他組中，該抑制作用并未得到驗(yàn)證，甚至在有些組中，股權(quán)激勵對過度投資發(fā)揮了促進(jìn)作用。以上結(jié)果再次證實(shí)了股權(quán)激勵對過度投資存在非線性影響，本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表7穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與建議

股權(quán)激勵對過度投資的抑制作用可能存在激勵力度門檻效應(yīng)。本文利用2012—2016年A股上市公司數(shù)據(jù)，在采用Richardson(2006)[24]的預(yù)期投資模型測算企業(yè)過度投資水平的基礎(chǔ)上，運(yùn)用面板門檻回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)了股權(quán)激勵對過度投資的非線性影響。本文主要結(jié)論如下：(1)管理層持股水平對股權(quán)激勵的過度投資抑制作用存在單門檻效應(yīng)。管理層持股水平低于門檻值時，股權(quán)激勵才能有效抑制過度投資；持股水平高于門檻值時，股權(quán)激勵的過度投資抑制作用不顯著。(2)管理層貨幣薪酬水平對股權(quán)激勵過度投資抑制作用存在單門檻效應(yīng)。管理層貨幣薪酬水平自然對數(shù)低于門檻值時，股權(quán)激勵不存在顯著的過度投資抑制作用；貨幣薪酬高于門檻值時，股權(quán)激勵收益才可能高于過度投資收益，從而抑制管理者過度投資行為。(3)企業(yè)業(yè)績對股權(quán)激勵過度投資抑制作用存在單門檻效應(yīng)。企業(yè)凈資產(chǎn)收益率跨過門檻值時，管理者預(yù)期股權(quán)激勵行權(quán)可能性較高，從而抑制過度投資行為；凈資產(chǎn)收益率低于門檻值時，股權(quán)激勵反而會加重過度投資。

本文的研究結(jié)論可帶來如下啟示：并非所有企業(yè)都適合采用股權(quán)激勵方式來解決代理問題，當(dāng)管理者主觀感知的激勵力度不足時，股權(quán)激勵計劃將失效。所以，企業(yè)應(yīng)理性采用股權(quán)激勵計劃。對于管理層持股水平業(yè)已較高的企業(yè)而言，股權(quán)激勵給管理者帶來的邊際效應(yīng)較低，企業(yè)最好采取其他激勵方式。例如，給予管理者精神層面獎勵，賦予其個人價值的肯定、社會地位、卓越榮譽(yù)等。對于管理層薪酬較低的企業(yè)而言，相比股權(quán)激勵，提高績效薪酬可能是更行之有效的激勵方式。對于當(dāng)前業(yè)績表現(xiàn)較差的企業(yè)而言，對管理層的過度激勵反而可能導(dǎo)致“反射效應(yīng)”，促使管理者采取冒進(jìn)行為。因此，要緩解這類企業(yè)的代理問題，應(yīng)將重點(diǎn)放在完善公司治理機(jī)制方面。本文可能的研究局限在于，門檻回歸的研究結(jié)果主要驗(yàn)證了股權(quán)激勵對過度投資存在非線性影響，而所測度的各門檻變量的門檻值僅針對本文所選取的實(shí)證樣本，因?yàn)殚T檻值可能會隨著樣本所在行業(yè)、所在地域、所處年份等的變動而變動，因此，該門檻值并不具備絕對的通用性。