上市公司股權激勵的強度與公司業(yè)績：基于股權性質、現(xiàn)金流約束角度

曹小武，熊 甜

（1.湖北經(jīng)濟學院 金融學院，湖北 武漢 430205；2.東風汽車財務公司，湖北 武漢 430056）

股權激勵（Stock Incentive Compensation）最早是由美國的FETZER公司于1952年設計推出，它是通過給予公司高管部分附條件的股權使其可以從股東的角度來考慮企業(yè)的運營管理，并且和公司共同承擔所面臨的風險，以此使其能夠為公司長遠發(fā)展而奮斗的一種激勵措施。中國證監(jiān)會于2006 年元旦正式實施《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》，使得股權激勵制度在我國正式得到政府的官方認可，其亦成為我國上市公司實施股權激勵的重要指示性文件。2016 年7 月13 日，證監(jiān)會頒布《上市公司股權激勵管理辦法》，并于2016 年8 月13 日起正式實施，其以信息披露為核心，推行“寬進嚴管”的監(jiān)管轉型理念，最大限度地讓上市公司根據(jù)自身需求來決定股權激勵方案，讓上市公司進行市場化約束，監(jiān)管部門則主要是進行事后監(jiān)管、問責及追究。新規(guī)的出臺，有效地規(guī)范了我國上市公司的股權激勵行為，使上市公司能夠結合自身情況靈活操作，促進企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展。

一、國內外研究文獻簡要綜述

上市公司的股權激勵效應作為股權激勵研究的重要方向，國內外學者關于股權激勵效應已開展了較為豐富的研究探索，其研究大部分集中在股權激勵的短期股價效應和長期業(yè)績效應兩個方面。在股權激勵的長期業(yè)績效應的研究結論方面，有的人指出股權激勵能顯著提高公司業(yè)績；還有一些人提出，股權激勵與企業(yè)的長期業(yè)績之間呈現(xiàn)反向關系或者并不存在關聯(lián)；除此之外，也有部分學者運用實證分析的方法證明了股權激勵與公司長期業(yè)績呈非線性相關關系。綜上而言，比較有代表性的觀點有以下4種：正相關論、負相關論、中性論以及非線性相關論。

正相關論認為股權激勵對公司業(yè)績增長有良好的促進作用。國外學者Jensen和Meckling（1976）率先建立“利益趨同假說”，此假說指出，管理層持股會使得股東與高管的目標函數(shù)相一致，進而降低代理成本，改善企業(yè)的業(yè)績。[1]（p305-360）Leland 和Pyle（1977）將信息不對稱及道德風險作為控制變量納入資本結構模型，利用模型對“利益趨同假說”進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)股權激勵能夠促進企業(yè)長期業(yè)績的改善。[2]（p371-387）Kedia和Mozumdar（2002）以異常收益率為中介指標構建上市公司的績效評價體系，通過對200家實施股權激勵的納斯達克上市企業(yè)的經(jīng)營成績進行評價研究，指出上市企業(yè)的股權激勵可以有效推動企業(yè)的經(jīng)營成績顯著提升。[3]

國內比較有代表性研究者如葛文雷、荊虹瑋（2008），林大龐、蘇冬蔚（2011），王傳彬、鞏建信、曹前（2014），，張肖飛、張攝、李欣（2016），朱麗娟（2016），葉鵬、劉祿賓（2016），宋玉臣、李連偉（2017）等大多從盈余管理、企業(yè)性質等角度，運用諸如HecKman模型、變截距隨機效應模型、結構方程模型或者案例分析法對股權激勵長期業(yè)績效應進行研究后，得出了股權激勵與上市公司長期業(yè)績呈或強或弱的正相關關系，同時股權激勵效果存在一定年限的時滯。[4]（p84-88）[5]（p162-177）[6]（p158-159）[7]（p48-52）[8][9]（p124）[10]（p133-139）負相關論則認為股權激勵對公司長期業(yè)績的增長不利。國外學者的研究方面，最有代表性的就是Fama和Jensen（1983）提出的“管理者防御假說”，該理論認為管理層的持股比例與其在董事會的投票權和影響力正相關，管理層高比例持股可以實現(xiàn)他們的非價值最大化目標而對他們的職位與收入不會產生大的影響，進而對企業(yè)的業(yè)績增長造成不利影響。[11]Ghosh和Sirmans（2003）以房地產信托基金公司為樣本，進行實證研究分析后，發(fā)現(xiàn)高管持股對企業(yè)績效的提高不利。[12]（p151-184）國內學者的研究方面，關于股權激勵與上市公司長期業(yè)績負相關的研究結論較少。

中性論的支持者認為股權激勵與公司長期業(yè)績之間并不存在相關關系，實施股權激勵與否并不會對公司長期業(yè)績產生影響。Lorderer、Martin(1997)以1978-1988 年間實施股權激勵的公司的基本數(shù)據(jù)作為樣本，運用實證法探究股權激勵與公司長期經(jīng)營業(yè)績之間的關系，發(fā)現(xiàn)公司的長期經(jīng)營業(yè)績并不會因為管理層持股而提高。[13]（p223-255）Him?melberg、Hubbard、Palia（1999）將企業(yè)的特征因素和企業(yè)的影響因素納入實證模型，發(fā)現(xiàn)高管的持股比例與公司長期業(yè)績之間的關系無法通過實證得出。[14]（p353-384）Bebchuk、Fried（2003）在數(shù)據(jù)更新的情況下對股權激勵與企業(yè)長期業(yè)績改善兩者所存在的關聯(lián)加以實際驗證之后提出股權激勵與企業(yè)長期業(yè)績的改善不相關的結論。[15]（p71-92）國內的盧軼遐（2017），郭瑩瑩、柳冬梅（2017）選擇了樣本公司的股權激勵與其業(yè)績之間的關系進行實證檢驗后，得出股權激勵與上市公司長期業(yè)績之間不存在相關關系。[16]（p108-111）[17]（p691-698）

非線性相關論認為股權激勵與公司長期業(yè)績之間存在區(qū)間效應。Morck、Shleifer、Vishny（1988）通過對股權激勵的長期業(yè)績效應開展實際驗證分析，結果顯示，股權激勵與上市企業(yè)的長期業(yè)績之間存在非線性相關關系的結論，并指出股權激勵與公司長期業(yè)績關系之間存在閾值，分別為5%和25%，當股權激勵強度超過5%時兩者呈負相關；而當股權激勵強度超過25% 時兩者呈正相關。[18]（p293-315）McConnell、Servaes（1990）通過研究后得出了與Morck、Shleifer、Vishny 類似的研究結論，其認為股權激勵強度低于50%的時候，股權激勵與企業(yè)長期業(yè)績正相關，而當股權激勵強度高于50%的時候二者負相關。[19]（p595-612）國內的研究者如章雁、樊曉霞（2015），吳娟、俞靜（2017），李春玲、聶敬思（2018）大多以一定年限間實施股權激勵的中小企業(yè)板公司為研究對象，運用對比分析法對進行股權激勵之后企業(yè)經(jīng)營業(yè)績所發(fā)生的變化加以對比分析研究，并指出股權激勵期限內公司業(yè)績呈倒U型，并且發(fā)現(xiàn)股權激勵強度與上市公司長期業(yè)績非線性相關。[20]（p405-410）[21](p198-204)[22](p87-93)

對股權激勵效應的相關文獻回顧后發(fā)現(xiàn)在股權激勵的業(yè)績效應方面，大多都是用多元回歸分析或（0，1）虛擬變量法對兩者之間的關系進行實證檢驗，但是在替代變量的選取上不夠全面，對研究結果也較少涉及顯著性檢驗。在股權激勵的長期業(yè)績效應方面，股權激勵的相關替代指標進一步豐富，并運用多種顯著性檢驗的方法對股權激勵的長期業(yè)績效應進行顯著性檢驗，與此同時，還從股權性質與現(xiàn)金流約束的角度對股權激勵的長期業(yè)績效應進行回歸分析，以探究股權性質與現(xiàn)金流約束對股權激勵的長期股價效應的影響。

二、股權激勵的強度與長期業(yè)績效應實證研究

（一）研究假設。

前述Jensen and Meckling(1976)提出的“利益趨同假說”認為股權激勵有利于促進上市公司長期業(yè)績的改善，[1](p305-360)Fama and Jensen（1983）提出的“管理者防御假說”則認為股權激勵不利于企業(yè)長期業(yè)績的改善，[11]基于以前學者研究結論的矛盾并結合我國上市公司股權激勵的實際情況，在我國實施股權激勵是否有利于上市公司長期業(yè)績的改善呢？據(jù)此本文提出假設一：

H1：上市公司實施股權激勵能夠顯著地促進公司長期業(yè)績增長。

根據(jù)Morck、Shleifer、Vishny（1988）的實證研究結論：股權激勵與企業(yè)的業(yè)績呈倒U 型非線性關聯(lián)，同時股權激勵和企業(yè)的業(yè)績關系之間存在閾值。[18](p293-315)宋玉臣、李連偉（2017）等的實證結果是支持Morck 等的觀點的，但是也有學者通過自己的研究得出來不同的觀點，[10](p133-139)盧軼遐（2017）認為股權激勵與上市公司的長期業(yè)績改善并沒有相關性。[16](p108-111)那么我國上市公司的股權激勵與其長期業(yè)績之間到底存在什么樣的關系呢？據(jù)此本文提出假設二：

H2：上市公司股權激勵強度與公司的長期業(yè)績間呈倒U型的非線性相關關系。

由于股權性質的差異及現(xiàn)金流約束的影響，股權激勵與公司長期業(yè)績之間的關系可能會存在差異，本文提出假設三：

H3：在股權性質和現(xiàn)金流約束不同的情況下，股權激勵強度與公司長期業(yè)績之間并非都呈倒U型的非線性相關關系。

（二）樣本的選取與說明。

本文以2010年至2016年間上市公司的股權激勵公告事件作為樣本數(shù)據(jù)，之所以選擇2010 年至2016 年作為研究區(qū)間，主要是自2010 年開始我國上市公司實施股權激勵的熱情空前高漲，同時股權激勵行權時間一般安排為3年，觀察其業(yè)績變化需要時間。本文主要研究數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，經(jīng)過樣本篩選后在上述1003家上市公司中得到共計801個樣本公司的1040個樣本數(shù)據(jù)，樣本篩選標準包括以下幾項：（1）兩個事件相差150天之內的剔除；（2）未實施終止的上市公司剔除；（3）ST及金融類的上市公司剔除；（4）數(shù)據(jù)缺失的上市公司剔除。

（三）變量設定。

1.自變量。

本文的自變量選取的是股權激勵強度。經(jīng)過前文的文獻梳理，發(fā)現(xiàn)大部分學者都是采用管理層持股比例來替代上市公司的股權激勵強度，這主要是由于數(shù)據(jù)易于獲取，但是管理層持股不是一次性獲得的，而是通過多次股權激勵累計獲得的，如果以這個所謂替代變量不太合理。為了提高研究的準確性，本文以股權激勵方案中激勵的股份數(shù)與當時公司總股本的比值作為股權激勵的替代指標。我們認為這個指標更能反映上市公司股權激勵的強度。

2.解釋變量。

本文的因變量選取的是上市公司的業(yè)績。從國內外有關專家學者對股權激勵的企業(yè)績效評估指標來說，每個人所選取的公司績效的替代指標也存在較大的差異，總體來看，公司績效的替代指標主要可以分成兩類：一類是上市公司的市值績效替代指標，例如托賓Q 值；而另一類則是上市公司財務績效替代指標，例如ROE、EPS 等指標。由于我國證券市場發(fā)展較國外而言比較滯后，各方面的政策制度還有待完善，監(jiān)管機制不成熟和監(jiān)管效率低下的問題也普遍存在，證券市場的有效性并沒有達到西方發(fā)達國家的水平，因此托賓Q值無法全面體現(xiàn)出國內上市企業(yè)的真實績效狀況，因此本文利用財務績效來作為替代。本文選取ROA和ROE作為上市公司的績效替代指標。

3.調節(jié)變量。

考慮到上市公司的股權性質及自由現(xiàn)金流量可能對上市公司股權激勵的業(yè)績效應產生影響，本文將上市公司股權性質及自由現(xiàn)金流量設置為二分變量并進行“0-1”賦值：若所選取的企業(yè)是國企，那么賦值就是1；如果所選取的企業(yè)不是國企，那么賦值就是0；若樣本公司的自由現(xiàn)金流量大于零，則賦值為1；若樣本公司的自由現(xiàn)金流量小于零，則賦值為0。

4.控制變量。

由于上市公司績效的影響因素眾多，既包括宏觀經(jīng)濟發(fā)展的因素，也有行業(yè)因素，還包括公司自身能力因素，為了更加科學地探討股權激勵與上市公司長期業(yè)績之間的關系，就必須排除一定的影響因素，這主要是通過對相關變量加以控制來實現(xiàn)的。本文主要選取以下7個因素作為控制變量：負債能力（資產負債率）、經(jīng)營能力（資產周轉率）、營收能力（營收增長率）、股權集中度、固定資產占比、現(xiàn)金持有量和上市年限。所有變量的具體計算方式如下表1所示。

表1 主要的變量設定

（四）實證結果及分析。

1.描述性統(tǒng)計。

本文對各變量進行描述統(tǒng)計分析，詳細情況由表2可知。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

對于因變量公司績效，樣本上市公司凈資產收益率的平均值為7.8%，標準差為0.105，說明不同上市公司之間的ROE 差異較大。樣本上市公司總資產收益率的平均值為4.7%，公司之間的平均差異約為5.5%。

對于自變量股權激勵強度，樣本上市公司發(fā)放股票平均占股本的0.134%，說明我國上市公司在實施股權激勵時還比較保守，股權激勵的強度較低，可能是基于控制權和相關法規(guī)的考慮。

對于調節(jié)變量State，本文將其設置為“0-1”二分變量，其中若公司為國有控股上市公司，則取值為1，若公司為非國有控股的上市公司則取值為0。統(tǒng)計結果顯示State 的平均值為0.395，說明實施股權激勵的私營公司的占比較高。采用同樣的方法將調節(jié)變量FCF 設置為“0-1”二分變量，統(tǒng)計結果其均值為0.206，說明每年產生的現(xiàn)金流小于零的企業(yè)占樣本公司的比例為20.6%。

對于控制變量Leverage，其均值為1.57，說明樣本上市公司的平均資產負債率為1.574%，債務水平非常低，資本結構較為合理，經(jīng)營穩(wěn)健。Turnover的平均值為0.669，說明樣本公司資產周轉率的平均值為0.669，資金周轉期限較長。Growth 的均值為0.19，表明樣本公司營業(yè)收入增長率的平均值為19%。CR10的平均值為59.067，說明前十大股東平均持股占到公司總股份的59.067%，股權較為集中，但沒有達到一股獨大的程度。PPE的均值為0.218，說明固定資產平均占總資產的21.8%。Cash Hold?ing 的平均值為0.023，說明樣本上市公司現(xiàn)金持有量平均約占總資產的2.3%，現(xiàn)金持有量較低。Firm age的均值為6.998，說明樣本公司的平均上市年齡為6.998年。

2.相關性分析。

為了進一步分析各變量之間的相關關系，本文采用Pearson相關性分析，分析結果如表3所示。從表格中可看出，控制變量與自變量之間相關系數(shù)最高的是State與Firm age間的0.464，小于0.7，表明回歸中各變量之間存在多重共線性的可能性較低。Strength 與ROE 和ROA 的相關系數(shù)都是顯著為正的，表明股權激勵強度越高，公司的長期業(yè)績越好，H1得以驗證。

表3 各變量之間的相關性分析結果

3.多元回歸分析。

為了檢驗我國上市公司的股權激勵與其長期業(yè)績之間的關系，本文以ROE 作為被解釋變量，股權激勵的股份數(shù)與總股本的比值作為解釋變量，資產負債率、總資產周轉率、營收增長率、股權集中度、固定資產占比、現(xiàn)金持有量、上市年限等作為控制變量，并考慮實施股權激勵的上市公司的行業(yè)和實施年份的固定效應以構建多元回歸模型，實證檢驗股權激勵的強度與上市公司長期業(yè)績間的相關性。建立的回歸模型如下：

根據(jù)上述回歸模型利用Stata14.0 統(tǒng)計軟件完成，具體結果如表4所示。

表4 股權激勵強度對ROE的回歸結果

根據(jù)表4 的多元線性回歸結果，Model1 僅包含了控制變量，Model2 和Model3 逐步增加了Strength和Strength的二次項。在回歸中仍然控制了年份與行業(yè)的固定效應，并且使用white 穩(wěn)健性估計來估計系數(shù)的標準差，消除了可能存在的異方差帶來的問題。F統(tǒng)計量大于6，均通過了1%的顯著性檢驗，表示回歸模型較為顯著，R2高于0.182，表明模型有較好的擬合效果。在Model2 和Model3 中strength的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗，說明股權激勵強度與其績效正相關。在Model3 中，Strength2的系數(shù)在1%的水平顯著為負，表明股權激勵強度與企業(yè)績效之間存在倒U型的關系，即股權激勵強度增加時會促進企業(yè)績效，但高于某一臨界值后，股權激勵強度的增加反而會抑制企業(yè)績效，H2得以驗證。這可能是由于適當?shù)墓蓹嗉钅軌虼龠M員工與高管的積極性，提升工作效率，公司績效會變得更強。但股權激勵的強度過高則可能會浪費企業(yè)的資源，導致其對績效產生負向的效應。

4.穩(wěn)健性檢驗。

穩(wěn)健性檢驗所指的就是采用對一些參數(shù)、變量進行測量的方式對有關實際研究的成果能否持續(xù)維持在穩(wěn)定和一致的狀態(tài)進行證實，開展穩(wěn)健性檢驗有利于提升所得結論的可靠性與說服力。本文進一步通過替換被解釋變量、傾向值匹配與使用固定效應模型、分位數(shù)回歸進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）替換被解釋變量。

本文使用總資產收益率ROA對ROE進行替代回歸，回歸分析結果如表5所示，從表格中可看出模型的F 檢驗仍然顯著，調整后的R2高于0.259，說明模型的解釋力約為26%，擬合效果良好。Strength的系數(shù)仍然在1%的顯著性水平為正，Strength2的系數(shù)為-0.001，通過了1%顯著性水平的t 檢驗，說明了股權激勵強度與ROA呈倒U型的關系，亦驗證了本文回歸結果的穩(wěn)健性。

表5 股權激勵強度對ROA的回歸結果

（2）傾向值匹配。

本文進一步使用傾向值匹配分析，對實施股權激勵計劃的樣本上市公司與未進行股權激勵的樣本上市公司進行1:1的可放回匹配，在匹配過程中控制相關的控制變量，將匹配后的樣本再次進行回歸，回歸結果如表6所示。從表格中可看出，Strength的系數(shù)仍然在1%的水平顯著為正，Strength 的平方項系數(shù)小于零，說明ROE與Strength呈倒U型關系。

表6 匹配后的股權激勵強度對公司的ROE影響回歸分析

（3）固定效應模型。

為了克服遺漏變量的影響，本文進一步使用個體固定效應模型，控制公司層面中隨時間不變的個體效應，回歸結果如表7 所示。從表格中可看出，Strength和Strength2的系數(shù)正負性和顯著性依然具有一致性，這也就更加體現(xiàn)了文章所得結論具有的穩(wěn)健性。

表7 股權激勵強度對公司ROE影響的固定效應回歸模型分析

（4）分位數(shù)回歸。

由于OLS回歸主要依賴均值，但均值容易受到極端值的影響，雖然本文已經(jīng)將所有的變量進行1%的縮尾處理，但是仍然難以徹底克服極端數(shù)值的影響，因此本文對樣本數(shù)據(jù)進行中位數(shù)回歸，回歸結果如表8 所示。在分位數(shù)的回歸結果中，Strength的一次項顯著為正，二次項顯著為負，進一步證明了本文回歸結果的穩(wěn)健性。

表8 股權激勵強度對公司ROE影響的分位數(shù)回歸

5.進一步分析。

通過前文的多元線性回歸以及一系列的穩(wěn)健性檢驗，證明了股權激勵強度與公司長期業(yè)績呈倒U型的非線性相關關系。但是這種倒U型關系是否會受到其他因素的影響，本文從股權激勵上市公司的股權性質與現(xiàn)金流約束角度展開進一步分析。

第一，基于股權激勵上市公司股權性質的角度，本文將樣本上市公司分為國有控股企業(yè)與非國有控股企業(yè)進行分類回歸，回歸結果如表9所示。從回歸結果來看，非國有控股企業(yè)組中Strength的一次項和二次項系數(shù)在1%的水平下都是顯著的，說明股權激勵強度與公司長期業(yè)績間的倒U 型關系仍然存在。而在國有企業(yè)組中，二次項并未通過10%的顯著性檢驗，表明這種倒U型關系并不存在，僅僅存在正向的影響。這可能是由于國有企業(yè)中的所有權集中在政府手中，本身的股權激勵水平也較低，因而適當發(fā)放股權激勵高管及員工能夠促進企業(yè)的績效。由于國有企業(yè)的股權激勵水平較低，因而并未能夠到達股權激勵水平的臨界點，因此在國有企業(yè)中僅僅存在正向的線性關系，H3得以驗證。

表9 股權激勵強度對公司的ROE影響分組回歸

第二，由于公司的股權激勵水平可能受到公司現(xiàn)金流水平的影響，因而本文根據(jù)經(jīng)營活動產生的凈現(xiàn)金流是否大于0將樣本分為兩組進行回歸，回歸結果如表10所示。從回歸結果中可看出，Strength的一次項系數(shù)均顯著為正，但二次項系數(shù)僅在凈現(xiàn)金流為正的企業(yè)中顯著，在凈現(xiàn)金流為負的企業(yè)中則并不顯著。說明股權激勵強度與公司長期業(yè)績間的倒U型關系僅僅在凈現(xiàn)金流為正的企業(yè)組顯著，而在凈現(xiàn)金流為負的企業(yè)組中則并不顯著。這可能主要是因為凈現(xiàn)金流為負的企業(yè)處于財務困境當中，受到投資者的壓力也會增強，因而企業(yè)在實施股權激勵的時候會更為謹慎，其將減少過度的股權激勵，因而股權激勵強度對公司長期業(yè)績的影響表現(xiàn)為正向的，而非倒U型，H3也得以驗證。

表10 股權激勵強度對公司的ROE影響分組回歸

三、結論

本文運用2010—2016 年采用股權激勵的上市企業(yè)作為研究分析對象，并且對這些企業(yè)股權激勵的長期業(yè)績效應做實證分析，并得出以下結論：

1.我國上市公司股權激勵的實施能顯著地促進其長期業(yè)績的增長。上市公司推行股權激勵，降低了委托代理成本，使其股東與管理層利益更加緊密關聯(lián)，以此來有效提高企業(yè)高層管理的主動性，為上市公司的發(fā)展和穩(wěn)定積極貢獻自己的力量，從而促進上市公司業(yè)績的改善和提升。

2.我國上市公司的股權激勵強度與其長期業(yè)績間呈倒U 型的非線性相關關系。上市企業(yè)在管理層中實施股權激勵，其強度在臨界點以內，股權激勵是有利于促進公司長期業(yè)績改善的，但是隨著股權激勵強度的增加，管理層所持有的股份比例也在不斷地增加，進而使得其在公司的控制力和影響力得以提升，超過臨界點就是不斷喪失股權激勵的業(yè)績改善效應，過分的股權激勵也會浪費企業(yè)資源，最終不利于上市公司業(yè)績的改善和提升。

3.國有控股上市公司的股權激勵強度與其長期業(yè)績間呈正相關關系，而非國有控股上市公司的股權激勵強度與其業(yè)績間則呈倒U型的非線性相關關系。對于國有上市公司來說，由于公司的控制權集中在國家手里，所以不會產生由于股權激勵強度的擴張而提升高管控制力和影響力的問題，實際上就是不可能達到所謂的激勵臨界點，因此其股權激勵強度與其長期業(yè)績正相關，而非倒U 型的非線性關系。

4.現(xiàn)金流大于零的上市公司的股權激勵強度與其長期業(yè)績間呈倒U型的非線性相關關系，而現(xiàn)金流為負的上市公司的股權激勵強度預期業(yè)績并不存在顯著的倒U型的非線性相關關系。

四、對策與建議

結合本文對我國上市公司股權激勵的長期業(yè)績效應的實證研究，并根據(jù)我國股票市場和上市公司的股權激勵現(xiàn)狀，提出以下建議：

1.進一步提高國有控股上市公司股權激勵的比例，加快國有企業(yè)混合所有制改革力度。國有控股上市公司的股權激勵強度與其長期業(yè)績間呈正相關關系，對于國有上市公司來說，通過股權激勵的方式可以激發(fā)高級管理人員的工作潛力，完善公司治理結構，提高公司運行效率。

2.加強股權激勵事前事后信息披露管理，有效保護中小投資者利益。中國證監(jiān)會需加強對上市公司股權激勵行為的事前審查，對上市公司推出股權激勵方案的信息披露要求全面及時，對股東大會批準后又取消的行為需要嚴格規(guī)范，以避免人為操縱股票價格，對其中小投資者的利益造成損害，避免使股權激勵成為高級管理者套利的工具。

3.進行合理有效的股權激勵方案設計。根據(jù)本文對股權激勵的長期業(yè)績效應的研究結果，發(fā)現(xiàn)股權激勵強度與企業(yè)的長期業(yè)績呈倒U型關系，并且企業(yè)性質和自由現(xiàn)金流不相同的時候，其倒U型關系也是存在差異的。上市公司實施股權激勵時，要合理地控制股權激勵的強度，在綜合考慮了自身行業(yè)、股權結構、發(fā)展目標、激勵對象需求等的前提下，進行合理有效的激勵方案設計，提升激勵對象的參與性，充分發(fā)揮股權激勵對上市公司長期業(yè)績的促進作用。股權激勵的強度偏大理論上也與股票的鎖定期較短有關，如果股權激勵的解鎖股票期限適當延長，在股權激勵總量不變的前提下，就會使每期激勵股票數(shù)量減少，從而降低股權激勵強度。上市企業(yè)的股權激勵對職工與企業(yè)長期發(fā)展的捆綁不夠，使得長期來看，股權激勵強度與業(yè)績呈負向關系。上市企業(yè)應該在進行方案設計的時候，需要適當修改較為多見的三年鎖定期慣例，合理拉長鎖定期，以強化股權激勵與企業(yè)長期發(fā)展的關聯(lián)性。