管理層股權(quán)激勵(lì)公告與債券市場反應(yīng)

吳多文 張雪瑩 栗沛沛

(1.山東財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，山東 濟(jì)南 250002；2.南方科技大學(xué)商學(xué)院，廣東 深圳 518055)

一、研究背景與問題提出

股權(quán)激勵(lì)是緩解股東與管理層之間代理沖突的重要資本市場工具。新股發(fā)行注冊制改革后，股權(quán)激勵(lì)制度得到全方位優(yōu)化，使用更加頻繁，進(jìn)入常態(tài)化試用階段。截至2022年12月31日，已有2396家上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，占上市公司總數(shù)的57.94%。伴隨著股權(quán)激勵(lì)的廣泛實(shí)施，大量的研究討論了管理層股權(quán)激勵(lì)對公司治理(周建波和孫菊生，2003)[29]、投資決策(羅富碧等，2008)[19]和公司績效(林大龐和蘇冬蔚，2011)[18]等方面的影響。但這些研究本質(zhì)上都是在“股東-管理層”委托代理關(guān)系下進(jìn)行的，較少關(guān)注股權(quán)激勵(lì)在“股東-債權(quán)人”委托代理關(guān)系下的經(jīng)濟(jì)后果。特別是由于我國上市公司“一股獨(dú)大”、債券市場起步較晚、投資者保護(hù)相對不足等因素，大股東借助股權(quán)激勵(lì)對管理層進(jìn)行利益輸送、通過股權(quán)激勵(lì)套現(xiàn)獲利等侵害債權(quán)人利益的行為頻繁引發(fā)市場關(guān)注。在上述特殊制度背景下，探討債券投資者對上市公司管理層股權(quán)激勵(lì)公告事件的解讀和市場反應(yīng)，對維護(hù)債券市場穩(wěn)定具有重要的實(shí)踐意義。

與股東有所不同，債券投資者著重關(guān)注現(xiàn)金流的穩(wěn)定性，即企業(yè)按時(shí)還本付息的能力，而不愿意承擔(dān)收益不確定所伴隨的債權(quán)損失風(fēng)險(xiǎn)。理論上，面對管理層股權(quán)激勵(lì)事件，債券投資者可能存在以下兩種解讀：一種是管理層股權(quán)激勵(lì)有助于緩解股東與管理層之間的代理沖突，改善公司績效，提升公司的償付能力，因而債券市場反應(yīng)積極；另一種是股東激勵(lì)管理層過度承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，可能導(dǎo)致債券投資者財(cái)富向股東轉(zhuǎn)移，因而債券市場反應(yīng)消極。那么，在我國特殊的制度背景下，債券投資者對于管理層股權(quán)激勵(lì)公告事件是更關(guān)注其對公司業(yè)績的有益作用，還是更在意其可能造成的財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)？對于該問題的回答，有利于明晰股權(quán)激勵(lì)對債券市場的影響及其背后機(jī)理，深化股權(quán)激勵(lì)經(jīng)濟(jì)后果的研究。

基于此，本文采用事件研究法探究了債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的反應(yīng)，并通過股票市場與債券市場之間的跨市場效應(yīng)檢驗(yàn)，證實(shí)了管理層股權(quán)激勵(lì)具有財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)。在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文可能的貢獻(xiàn)和創(chuàng)新點(diǎn)主要包括以下三方面：第一，在“股東-債權(quán)人”委托代理關(guān)系下探索股權(quán)激勵(lì)的經(jīng)濟(jì)后果，發(fā)現(xiàn)債券投資者十分關(guān)注股權(quán)激勵(lì)方案，并且債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告產(chǎn)生消極反應(yīng)，從而將股權(quán)激勵(lì)經(jīng)濟(jì)后果的研究延伸到債券市場。此外，還從股東與債權(quán)人沖突水平、大股東持股水平和公司信息透明度角度進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)，豐富了相關(guān)研究內(nèi)容。第二，不同于邱楊茜和葉展(2019)[22]考察管理層股權(quán)激勵(lì)對公司債發(fā)行定價(jià)的影響，本文立足于債券二級市場的交易數(shù)據(jù)，重點(diǎn)關(guān)注債券投資者對公司管理層股權(quán)激勵(lì)公告的解讀。此外，本文檢驗(yàn)了股票市場與債券市場在管理層股權(quán)激勵(lì)事件中的跨市場效應(yīng)，明晰了債券市場產(chǎn)生消極反應(yīng)的理論機(jī)制。第三，本文采用事件研究法，可以有效剔除市場與宏觀環(huán)境變動(dòng)等因素對債券利差的影響，能更干凈地分離出債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的市場反應(yīng)，增加了研究結(jié)論的可靠性。

二、理論分析與研究假說

根據(jù)Jensen and Meckling(1976)[12]提出的委托代理理論，激勵(lì)是緩解股東與管理層之間沖突的有效手段。與貨幣薪酬等激勵(lì)手段相比，股權(quán)激勵(lì)具有更加顯著的長期激勵(lì)效用，被視為協(xié)調(diào)股東與管理層利益的有效工具。然而，由于管理層、股東與債券投資者處在不同的委托代理關(guān)系中，面對股權(quán)激勵(lì)所釋放的信號，股東與債券投資者可能產(chǎn)生不同的解讀。從債券投資者角度看，股權(quán)激勵(lì)有助于提升公司績效，但也可能提升公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，引發(fā)向股東的財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

一是管理層股權(quán)激勵(lì)的績效提升效應(yīng)。大量文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)管理層股權(quán)激勵(lì)有益于改善公司治理水平(周建波和孫菊生，2003)[29]，提高公司投資效率(Aggarwal and Samwick，2006)[2]，增強(qiáng)公司創(chuàng)新能力(田軒和孟清揚(yáng)，2018)[25]，提升公司績效(戴璐和宋迪，2018；張敬文和田柳，2020)[16][28]，這將有助于提高公司的償付能力并降低債券違約風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)債券投資者預(yù)判到可以從管理層股權(quán)激勵(lì)方案中受益時(shí)，債券市場反應(yīng)積極，債券二級市場信用利差收窄。

二是管理層股權(quán)激勵(lì)的財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)。股東和債券投資者由于不同的收益結(jié)構(gòu)而存在天然的利益沖突，股東為最大化自身利益，期望投資于高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目以獲得高額利潤；而債券投資者進(jìn)行投資是為了獲得固定收益，更關(guān)心公司的償債能力，即本金的安全性以及利息收入的穩(wěn)定性。股權(quán)激勵(lì)使管理層與股東擁有更加一致的利益函數(shù)，管理層財(cái)富對股價(jià)收益的敏感性增加，因此股權(quán)激勵(lì)可能使管理層采用或?qū)嵤└みM(jìn)的投資策略(Coles et al.，2006；Chesney et al.，2020)[10][9]。管理層積極承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的行為，符合股票投資者通過公司投資風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目來獲取高收益的目標(biāo)，但卻增加公司業(yè)績的波動(dòng)性與違約風(fēng)險(xiǎn)。債券投資者無法享受高風(fēng)險(xiǎn)投資的超額收益，卻要承擔(dān)投資失敗虧損的風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致債券投資者財(cái)富向股東轉(zhuǎn)移。理性的債券投資者預(yù)期到股權(quán)激勵(lì)可能提升債券違約風(fēng)險(xiǎn)，甚至可能導(dǎo)致未來財(cái)富減損，因此對管理層股權(quán)激勵(lì)持消極態(tài)度，債券市場做出消極反應(yīng)，債券二級市場信用利差提升。

綜上，本文提出以下研究假設(shè)：

H1a：債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告做出積極反應(yīng)。

H1b：債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告做出消極反應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

與股票交易頻繁不同，我國信用債交易頻率低，流動(dòng)性差，因此，很難像衡量股東收益那樣采用價(jià)格變化的方式衡量債券市場反應(yīng)。1相對而言，債券信用利差的計(jì)算只需要單個(gè)時(shí)點(diǎn)的數(shù)據(jù)，是一個(gè)更為可行的衡量指標(biāo)。為此，與史永東等(2021)[24]、楊國超和蔣安璇(2022)[26]的做法一致，本文采用債券二級市場信用利差衡量債券市場反應(yīng)。當(dāng)債券持有人預(yù)期公司未來發(fā)展前景樂觀，債券投資風(fēng)險(xiǎn)減小，即債券風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)要求降低，債券二級市場信用利差減小，債券市場反應(yīng)積極；反之，債券二級市場信用利差提高，表明債券市場反應(yīng)消極。

進(jìn)一步地，本文采用事件研究法以剔除宏觀環(huán)境、市場整體波動(dòng)等因素對債券利差的干擾，進(jìn)而有效分離出股權(quán)激勵(lì)公告這一特定事件本身對債券市場的影響。本文借鑒史金艷等(2021)[23]的做法，選取管理層股權(quán)激勵(lì)預(yù)案公告日作為事件發(fā)生日，并設(shè)定事件發(fā)生前90天至前3天的交易日，即[-90,-3]為估計(jì)窗口，事件發(fā)生日前2個(gè)交易日到事件發(fā)生日的后3個(gè)交易日，即[-2,3]為事件窗口。

首先，計(jì)算單個(gè)債券的信用利差：

其中，Spreadi,t為公司債券i在時(shí)間t的信用利差，YTMi,t為公司債券i在時(shí)間t的到期收益率，YMi,t是在時(shí)間t與公司債券i同剩余期限的國債到期收益率。

其次，參考Maxwell and Stephens(2003)[13]、Adams and Mansi(2009)[1]的做法，使用常數(shù)均值模型計(jì)算估計(jì)窗口[-90,-3]內(nèi)的信用利差均值，作為事件窗口內(nèi)信用利差的正常值E(spread)：

事件窗口期的債券信用利差受到管理層股權(quán)激勵(lì)事件的影響，因此用窗口期的債券信用利差與正常值E(spread)的差值來衡量由于管理層股權(quán)激勵(lì)導(dǎo)致的債券信用利差的異常變動(dòng)，同時(shí)與Adams and Mansi(2009)[1]、Bertoni and Lugo(2018)[7]等研究的定義一致，將該信用利差的變動(dòng)定義為異常信用利差。其計(jì)算方法如式(3)所示：

由于公司股權(quán)激勵(lì)可能對應(yīng)公司多只債券2，與Adams and Mansi(2009)[1]做法一致，本文以某債券的發(fā)行規(guī)模所占債券總規(guī)模的比例為權(quán)重對債券異常信用利差進(jìn)行加權(quán)并求和，從而使公司的每個(gè)股權(quán)激勵(lì)事件對應(yīng)一個(gè)加權(quán)異常信用利差(以下簡稱異常信用利差)，記為Waspi。進(jìn)一步地，如式(4)所示，計(jì)算N個(gè)公司樣本在事件窗口內(nèi)異常信用利差的平均值A(chǔ)waspt，并進(jìn)行t檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)債券市場對公司管理層股權(quán)激勵(lì)事件的市場反應(yīng)。

為量化管理層股權(quán)激勵(lì)引起的債券市場反應(yīng)。進(jìn)一步對管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與債券市場反應(yīng)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，具體如模型(5)所示：

其中，Incent表示管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度。與李秉祥等(2021)[17]的做法一致，本文采用股權(quán)激勵(lì)方案中授予管理層的股權(quán)激勵(lì)數(shù)量占公司總股權(quán)的比例來衡量管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度(Incent)。Wasp表示公司債券二級市場異常信用利差，異常信用利差越高，說明債券市場的消極反應(yīng)程度越大。在實(shí)證回歸中，分別采用公告日后第一個(gè)交易日、第二個(gè)交易日的債券異常信用利差作為被解釋變量。

控制變量主要包含公司財(cái)務(wù)變量和債券層面變量，具體如下：公司規(guī)模Size(總資產(chǎn)的自然對數(shù))，杠桿率Lev(總負(fù)債/總資產(chǎn))，總資產(chǎn)凈利潤率Roa(凈利潤/總資產(chǎn))，流動(dòng)資產(chǎn)比率Liquid(流動(dòng)資產(chǎn)/總資產(chǎn))，固定資產(chǎn)比率Fix(固定資產(chǎn)凈額/總資產(chǎn))，營業(yè)收入增長率Operate(營業(yè)收入季度變化/營業(yè)收入上一個(gè)單季度金額)，利息保障倍數(shù)Icov((凈利潤+所得稅費(fèi)用+財(cái)務(wù)費(fèi)用)/財(cái)務(wù)費(fèi)用)，債券信用評級Rate(對信用評級分別賦值：AAA為4，AA+為3，AA為2，其余為1)，久期Duration，公司債券規(guī)模Bsize，債券可回售性Put(公司債券含有可回售條款時(shí)取1，否則取0)，債券可贖回性Call(公司債券約定可贖回時(shí)取1，否則取0)。

本文主要關(guān)注β1系數(shù)的大小。若系數(shù)顯著為正，說明管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與債券異常信用利差顯著正相關(guān)，即管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度越大，債券市場的消極反應(yīng)越大。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文以A股市場2010年1月1日至2021年9月31日發(fā)生的管理層股權(quán)激勵(lì)事件為研究樣本，并進(jìn)行如下處理：剔除金融業(yè)公司進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的事件；剔除ST與*ST企業(yè)公布的管理層股權(quán)激勵(lì)事件；剔除上市公司當(dāng)年進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的事件；剔除股權(quán)激勵(lì)事件期間發(fā)生過增發(fā)、重組和配股的事件；剔除非管理層股權(quán)激勵(lì)事件；針對進(jìn)行管理層股權(quán)激勵(lì)的同一公司，剔除事件間隔小于等于3個(gè)月的事件；剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不全和控制變量不全的樣本，為減少異常值對數(shù)據(jù)的影響，對連續(xù)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理。同時(shí)，為進(jìn)行跨市場效應(yīng)檢驗(yàn)，匹配公司信用債和股票數(shù)據(jù)，以保證一個(gè)事件能對應(yīng)同一公司的債券或股票，最終得到共包含97家上市公司的112個(gè)股權(quán)激勵(lì)事件。管理層股權(quán)激勵(lì)事件的數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，公司財(cái)務(wù)指標(biāo)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)事件研究

表1給出了管理層股權(quán)激勵(lì)事件窗口內(nèi)各時(shí)點(diǎn)異常信用利差的均值及t檢驗(yàn)結(jié)果。在公司管理層股權(quán)激勵(lì)公告事件窗口期內(nèi)，債券異常信用利差的平均值顯著為正，說明債券投資者關(guān)注企業(yè)的股權(quán)激勵(lì)方案，并給出消極的市場反應(yīng)，初步支持了研究假設(shè)H1b。從異常信用利差的變化幅度看，公告日前一天的異常信用利差較高，公告日第二天的異常信用利差達(dá)到事件窗口的最高點(diǎn)。這說明，債券市場是有效市場，能對股權(quán)激勵(lì)等市場信息及時(shí)做出反應(yīng)。

表1 債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的反應(yīng)

本文對管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與債券市場反應(yīng)的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。被解釋變量分別為第一個(gè)交易日、第二個(gè)交易日的債券異常信用利差Waspt=1和Waspt=2，核心解釋變量為管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度?；貧w結(jié)果如表2所示，管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的系數(shù)在5%水平下顯著為正，說明隨著管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增加，債券市場的消極反應(yīng)幅度增大。這進(jìn)一步支持了研究假設(shè)H1b。

表2 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與債券異常利差

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文的事件研究法是以發(fā)布股權(quán)激勵(lì)方案的上市公司作為研究樣本，并未涉及未發(fā)布股權(quán)激勵(lì)方案的上市公司，因此自選擇偏誤較小。此外，在本文的研究框架下，選擇股權(quán)激勵(lì)是引起債券市場反應(yīng)的原因而非結(jié)果，基本可排除反向因果關(guān)系對回歸結(jié)果的干擾。但是，為緩解變量衡量偏誤等問題，本文分別對上文中債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的反應(yīng)、管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與債券市場反應(yīng)的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，針對債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告反應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)如下：(1)與史金艷等(2021)[23]的做法一致，為避免股權(quán)激勵(lì)信息提前泄露所造成的影響，將估計(jì)窗口前移為[-90,-30]、事件窗口縮小為[-2,2]進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3 Panel A所示。(2)借鑒Bessembinder et al.(2009)[8]的做法，為緩解債券交易不活躍與數(shù)據(jù)缺失所產(chǎn)生的影響，采用公司交易最活躍的債券作為事件觀察樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3 Panel B 所示。

表3 債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告反應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

結(jié)果顯示，不論是通過改變窗口期或采用最活躍的債券作為研究樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，在公司管理層股權(quán)激勵(lì)公告事件的窗口期內(nèi)，債券異常信用利差的平均值整體顯著為正，說明表1結(jié)果比較穩(wěn)健。

其次，針對管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與債券市場反應(yīng)關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)如下：(1)借鑒已有研究的做法(Bessembinder et al.，2009；史金艷等，2021；史永東等，2021)[8][23][24]，分別前移了股權(quán)激勵(lì)事件的估計(jì)窗口[-90,-30]；(2)采用最活躍的債券作為估計(jì)樣本；(3)為避免遺漏變量，采用了年份、行業(yè)和省份的高階固定效應(yīng)；(4)替換管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的衡量方式，借鑒邱楊茜和葉展(2019)[22]、Bergstresser and Philippon(2006)[6]對管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的測度方法。3以上四種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的具體結(jié)果如表4所示。

表4 股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度與債券異常信用利差的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度均與債券異常信用利差顯著正相關(guān)，說明基礎(chǔ)回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。

五、管理層股權(quán)激勵(lì)的跨市場效應(yīng)分析

債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告做出消極反應(yīng)的重要原因是擔(dān)憂管理層股權(quán)激勵(lì)公告的財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)。本文將利用事件研究法估算股票市場對于管理層股權(quán)激勵(lì)公告的反應(yīng)，并考察了股票市場與債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的跨市場效應(yīng)，以此來明晰債券市場做出消極反應(yīng)的機(jī)理。

借鑒張程等(2020)[27]、史金艷等(2021)[23]的做法，本文采用管理層股權(quán)激勵(lì)公告事件窗口內(nèi)的股票累計(jì)異常收益率CAR來衡量股權(quán)激勵(lì)事件對股票市場的影響。與前文一致，以管理層股權(quán)激勵(lì)公告發(fā)生日的前90日到前3日為估計(jì)窗口，利用市場模型來估計(jì)股票正?；貓?bào)率：

其中，Ri,t為股票i在t時(shí)刻對應(yīng)的股票日回報(bào)率，Rm,t為t時(shí)刻的上證綜指日回報(bào)率，將模型(6)中的常數(shù)項(xiàng)及系數(shù)的估計(jì)值代入式(7)，計(jì)算得到事件窗口[-2,2]內(nèi)的正常回報(bào)率E(Ri,t)：

以及相應(yīng)的股票異?；貓?bào)率ARi,t：

計(jì)算得到股票i受管理層股權(quán)激勵(lì)公告影響所導(dǎo)致的[-2,2]期間逐日累計(jì)異常回報(bào)率與平均累計(jì)異常回報(bào)率：

與呂長江和鞏娜(2009)[20]做法一致，本文用股票異?；貓?bào)率的符號與數(shù)值大小衡量股票市場對于管理層股權(quán)激勵(lì)的市場反應(yīng)。

表5列示了股票市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的市場反應(yīng)。結(jié)果顯示，在管理層股權(quán)激勵(lì)事件窗口期內(nèi)，股票的平均累計(jì)異常回報(bào)率(CAAR)顯著為正，說明股票市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告呈現(xiàn)積極的市場反應(yīng)。

對比表1和表5可知，股票市場和債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告呈現(xiàn)不同方向的反應(yīng)，股東將管理層股權(quán)激勵(lì)公告解讀為符合自身利益的積極信息，而債券投資者將管理層股權(quán)激勵(lì)解讀為可能造成未來財(cái)富或者利益減損的消極信息，初步支持了管理層股權(quán)激勵(lì)具有財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

表5 股票市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的反應(yīng)

借鑒已有研究的做法(Adams and Mansi，2009；Alderson et al.，2020)[1][3]，本文構(gòu)建模型(11)對債券市場的消極反應(yīng)與股票市場的積極反應(yīng)是否存在相關(guān)關(guān)系進(jìn)行考察：

CARi[-2,t]表示事件窗口[-2,t]的股票累計(jì)異常收益率，衡量股票市場對管理層股權(quán)激勵(lì)的市場反應(yīng)。與上文事件窗口一致，本文選取CARi[-2,1]和CARi[-2,2]作為主要解釋變量。同時(shí)，分別采用公告后第1個(gè)交易日和第2個(gè)交易日的公司債券異常信用利差作為被解釋變量，衡量債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)的市場反應(yīng)。

回歸結(jié)果如表6所示，CAR[-2,1]與CAR[-2,2]的系數(shù)顯著為正，即管理層股權(quán)激勵(lì)公告造成的債券異常信用利差與股票累計(jì)異?；貓?bào)率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，說明伴隨著股票市場正向反應(yīng)的增加，債券市場的消極反應(yīng)也相應(yīng)增加。這說明股東對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的正向預(yù)期越高，債券持有人的消極預(yù)期越大，即管理層股權(quán)激勵(lì)有助于提升股東財(cái)富，但可能減損債券投資者的財(cái)富，從而證明了管理層股權(quán)激勵(lì)公告具有財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

表6 管理層股權(quán)激勵(lì)的跨市場效應(yīng)檢驗(yàn)

六、異質(zhì)性分析

(一)基于股東與債權(quán)人沖突水平

相對于股東與債權(quán)人利益沖突較低的企業(yè)，在股東與債權(quán)人利益沖突較高的企業(yè)中，股權(quán)激勵(lì)會(huì)加劇債券投資者的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)的消極反應(yīng)將會(huì)更顯著。與已有研究(Amiri-Moghadam et al.，2021)[5]一致，本文采用杠桿率衡量企業(yè)股東與債權(quán)人之間的沖突程度。企業(yè)杠桿率越高，股東和債權(quán)人的沖突水平也越高。具體地，按照杠桿率中位數(shù)將樣本劃分為股東與債權(quán)人沖突較高和較低兩組，分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。Panel A、Panel B和Panel C分別匯報(bào)了在股東與債權(quán)人沖突較高與較低水平下債券市場的反應(yīng)、股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度對債券市場反應(yīng)的影響、股票市場與債券市場反應(yīng)關(guān)系的回歸結(jié)果。

表7 基于股東與債權(quán)人沖突水平的分析

Panel A采用債券異常信用利差樣本的均值來衡量債券市場對股權(quán)激勵(lì)事件的反應(yīng)。結(jié)果顯示，在股東與債權(quán)人沖突較高的樣本中，債券異常信用利差的均值在10%水平下顯著為正，說明此時(shí)債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告的反應(yīng)更消極。Panel B的結(jié)果顯示，在股東與債權(quán)人沖突水平較高的樣本中，Incent的系數(shù)顯著為正，說明隨著管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的提高，債券市場的消極反應(yīng)增大。Panel C的結(jié)果顯示，在股東與債權(quán)人沖突水平較高的樣本中，股票市場累計(jì)異常收益率與債券二級市場異常信用利差顯著正相關(guān)。上述結(jié)果在股東與債權(quán)人沖突較低的樣本中則未發(fā)現(xiàn)。

(二)基于大股東持股比例

在我國上市公司“一股獨(dú)大”的特殊制度背景下，大股東道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為會(huì)進(jìn)一步激化股東與債券持有人沖突(史永東等，2021)[24]。相關(guān)研究(陳效東等，2016；曾愛民等，2021)[15][14]指出，大股東可能通過股權(quán)激勵(lì)這一“正當(dāng)”工具對管理層進(jìn)行贖買，降低管理層對大股東掏空等行為的抵制，以便大股東通過機(jī)會(huì)主義行為實(shí)現(xiàn)自身利益。因此，相較于大股東持股比例較低的企業(yè)，大股東持股比例較高的企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，將會(huì)增加債券投資者對于大股東掏空行為的擔(dān)憂。本文根據(jù)第一大股東持股比例的中位數(shù)，將樣本劃分為大股東持股比例較高與較低兩組進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示。

表8 基于大股東持股比例的分析

Panel A的結(jié)果顯示，在大股東持股比例較高的樣本中，債券異常信用利差均值在至少5%水平下顯著為正。Panel B的結(jié)果顯示，Incent的系數(shù)在大股東持股比例較高的樣本中顯著為正，說明隨著管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的增加，債券市場的消極反應(yīng)增大。Panel C的結(jié)果顯示，在大股東持股比例較高的公司中，債券異常信用利差與股票累計(jì)異常收益率呈顯著正相關(guān)關(guān)系。上述結(jié)果在大股東持股比例較低的樣本中則未發(fā)現(xiàn)。

(三)基于公司信息透明度

從信息不對稱角度看，債券投資者屬于公司“外部人”，無法與股東或管理層一樣及時(shí)獲取公司內(nèi)部信息。特別是在信息透明度較低的公司中，債券投資者無法有效監(jiān)督管理層與股東的行為，這會(huì)提升債券投資者對管理層股權(quán)激勵(lì)是否加劇財(cái)富轉(zhuǎn)移的擔(dān)憂。為此，本文借鑒Amihud(2002)[4]的做法，采用股票非流動(dòng)比率來衡量企業(yè)的信息透明度，并根據(jù)信息透明度中位數(shù)將企業(yè)劃分為信息透明度較低和較高的樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表9所示。

表9 基于公司信息透明度的分析

Panel A的結(jié)果顯示，在信息透明度較低的企業(yè)中，債券異常信用利差的均值在至少10%水平下顯著為正。Panel B的結(jié)果顯示，Incent的系數(shù)在信息透明度較低的樣本中顯著為正，說明隨著股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的提高，債券市場的消極反應(yīng)增大。Panel C的結(jié)果顯示，在信息透明度較低的企業(yè)中，債券異常信用利差與股票累計(jì)異常收益率顯著正相關(guān)。上述結(jié)果在信息透明度較高的樣本中則未發(fā)現(xiàn)。

七、結(jié)論與啟示

本文檢驗(yàn)了債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)事件的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)公告呈現(xiàn)消極反應(yīng)，債券異常信用利差與股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度顯著正相關(guān)；債券市場與股票市場的跨市場檢驗(yàn)支持了管理層股權(quán)激勵(lì)存在財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)。進(jìn)一步地，本文從股東與債權(quán)人沖突水平、大股東持股水平與公司信息透明度水平角度進(jìn)行了異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)在股東與債權(quán)人沖突水平較高、大股東持股水平較高和公司信息透明度較低的公司中，債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)的消極反應(yīng)與財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)更顯著。

本文的研究結(jié)論具有以下啟示：首先，應(yīng)增強(qiáng)管理層股權(quán)激勵(lì)公告的預(yù)期管理。債券市場對管理層股權(quán)激勵(lì)呈現(xiàn)消極反應(yīng)，凸顯了管理層股權(quán)激勵(lì)公告預(yù)期管理的必要性。上市公司在公布管理層股權(quán)激勵(lì)方案時(shí)，需要做好利益相關(guān)者預(yù)期的正向引導(dǎo)，緩解利益相關(guān)者價(jià)值大幅波動(dòng)所造成的市場影響。其次，應(yīng)強(qiáng)化管理層股權(quán)激勵(lì)方案的監(jiān)管。規(guī)范、健全管理層股權(quán)激勵(lì)的方案設(shè)計(jì)和實(shí)施過程，細(xì)化決策、授予、執(zhí)行等各環(huán)節(jié)要求，強(qiáng)化上市公司內(nèi)部監(jiān)督與事后監(jiān)管，構(gòu)建股權(quán)激勵(lì)方案從設(shè)計(jì)到實(shí)施的全鏈條監(jiān)管約束機(jī)制。最后，應(yīng)提升公司信息披露水平。特別是在注冊制全面推行、管理層股權(quán)激勵(lì)逐步常態(tài)化背景下，要完善上市公司信息披露制度，提高信息披露質(zhì)量，使公司治理更加規(guī)范、透明和可預(yù)期?！?/p>

[基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)規(guī)劃一般項(xiàng)目“我國財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)和金融風(fēng)險(xiǎn)‘反饋循環(huán)’及其協(xié)同治理研究”(21BJY003)、國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“政府債務(wù)對貨幣政策的影響——基于利率傳導(dǎo)渠道的研究”(71573155)、深圳市人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地項(xiàng)目]

注釋

1.債券價(jià)格變化率至少需要兩個(gè)連續(xù)交易日的數(shù)據(jù)才可以計(jì)算，但由于交易數(shù)據(jù)缺失值多，通常難以采用債券價(jià)格變化來衡量債券市場變化。

2.現(xiàn)有文獻(xiàn)主要有三種方法處理一家公司可能有多只債券的問題：(1)采用債券層面數(shù)據(jù)。即每個(gè)債券作為一個(gè)觀察個(gè)體，考察公司股權(quán)激勵(lì)事件對單個(gè)債券的影響。但由于同一公司的債券之間可能存在高度相關(guān)性，這種方法一方面會(huì)使標(biāo)準(zhǔn)誤向下偏斜，導(dǎo)致t統(tǒng)計(jì)量膨脹(Eberhart and Siddique, 2002)[13]，另一方面還會(huì)導(dǎo)致多次發(fā)債企業(yè)的重復(fù)統(tǒng)計(jì)。(2)代表性債券法。即選擇交易量最大的債券或者交易最頻繁的債券。Bessembinder et al.(2009)[8]指出，盡管該種方法可能存在偏差，但在債券市場流動(dòng)性不足的情況下，選擇交易最為頻繁的債券也不失為克服流動(dòng)性短缺的一種方法。(3)公司層面方法，即采用算術(shù)平均或者按照發(fā)行規(guī)模方法對公司異常信用利差進(jìn)行加權(quán)來確定公司層面的債券異常信用利差。但應(yīng)用算術(shù)平均的方法高估了較小發(fā)行規(guī)模的債券價(jià)格反應(yīng)，而低估了較大發(fā)行規(guī)模債券的價(jià)格反應(yīng)。采用以債券發(fā)行規(guī)模為權(quán)重的公司層面方法來計(jì)算債券異常信用利差，既考慮到了債券規(guī)模，又結(jié)合了債券數(shù)量，可以較好衡量債券市場變化。因此，本文選用第三種方法進(jìn)行實(shí)證分析，同時(shí)在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用交易最活躍的代表性債券進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.邱楊茜和葉展(2019)[22]、Bergstresser and Philippon(2006)[6]對管理層股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度的計(jì)算方法為Incent=1%×Price×(Shr+Opt+Res+APP)/[1%×Price×(Shr+Opt+Res+APP)+Salary]。其中，Price為上市公司t年末的股票收盤價(jià)，Shr為公司管理層持股數(shù)，Opt、Res、APP分別為管理層持有的股票期權(quán)、限制性股票和股票增值權(quán)的數(shù)量，Salary為管理層的年薪總額。