管理者持股對企業效益的激勵效應
——基于中國滬深上市公司的異質性檢驗

王曉云 張小鹿

（1.山西師范大學經濟與管理學院 山西太原 030032；2.清華大學創新發展研究院 北京 100084）

一、引言與文獻述評

企業是市場經濟中的重要活動主體。當前，全球范圍內各國經濟都受到新冠肺炎疫情的巨大沖擊，經濟下行壓力較大。伴隨著環境變遷，任何企業都不可能長期擁有某一種競爭優勢，必須不斷地實施創新以適應新的經濟環境。尤其是上市公司，必須及時選取并采納與相關環境相適應的反應機制，提升其核心競爭力。因此，中國上市公司如何在競爭激烈的大背景下，尋找一條走出低效困境的發展道路，成為當前亟需解決的問題。社會各界對經濟問題的持續關注和討論依據經濟環境的變化而變化，疫情沖擊和競爭的加劇使得學者們開始討論對提升企業核心競爭力有重要作用的薪酬激勵問題。

長期以來，中國的企業基本建立了員工的激勵機制，但激勵形式相對單一、效果甚微。其中，股權激勵是企業吸引人才、留住人才和使用人才重要的人力資本管理方式。首先，對非上市公司而言，股權激勵能夠緩解企業面臨的勞動成本壓力?，F實生活中，大多數非上市公司都是中小型企業，這類企業往往面臨資金周轉困難的問題。因此，這類企業實施股權激勵計劃，將能顯著地降低企業的勞動成本，減少資金流出。同時，通過股權激勵的方式，能夠為企業留住能力強、素質高的核心人才。其次，對上市公司的原股東而言，實施股權激勵方案能夠有效降低管理者的“道德風險”，實現管理者個人利益與企業效益的協同發展。由于企業的所有權和經營權分離，股東和管理者追求的目標并不一致，管理者存在為增加個人利益而舍棄企業利益的逐利行為。因此，企業需要通過股權激勵的方式，使得管理者獲得一定的剩余索取權，將其個人利益與企業利益相掛鉤，實現兩者的激勵相容。再次，對企業員工而言，實施股權激勵能夠有效地激發出員工的積極性和主動性，實現個人價值最大化。很多企業都面臨人才流動性大的問題，出現了人才流失的現象。如果企業實行股權激勵，將使得員工的長期個人價值可以通過股權得以體現，員工投入工作的積極性將會得到大幅提升。實踐證明，如果能夠較好地運用股權這種激勵方式，就能夠深入挖掘企業內部的生產潛力，立體化、全方位地激發企業活力。

為建立健全企業的長效激勵約束機制，國務院國資委陸續出臺系列文件指導中央國有企業控股上市公司進一步規范實施股權激勵。2019年11月，國資委出臺《關于進一步做好中央企業控股上市公司股權激勵工作有關事項的通知》，就激勵對象、激勵方式、授予價格等方面做出規定。2020年5月30日，國務院國資委發布《中央企業控股上市公司實施股權激勵工作指引》，就股權激勵計劃的內容要點、管理辦法和實施程序等內容逐一明確闡釋。隨著現代企業制度的不斷完善與發展，股權激勵制度成為企業激勵員工努力工作的重要方式。從企業層面進行考察，研究發現可變薪酬與企業效益的關系也有不同的研究結論。有的學者從委托代理理論出發，研究股權激勵對企業效益的作用，認為股權作為可變薪酬的重要激勵方式，能夠對企業效益產生積極影響，即為股權激勵效應。根據委托代理理論，管理者的個人利益與企業的整體利益間存在沖突，導致管理者可能選擇犧牲企業利益獲得個人利益的自利行為，如利用管理者權力過度增加在職消費、為了個人的職位晉升而投資特殊項目、單純考慮個人利益而進行的盲目投資、企業面對風險時僅考慮自身的利益而忽視企業的整體利益等。因此，為了把代表個人利益的管理者和代表企業整體利益的股東利益相聯結，部分學者認為給予管理者不同程度的股權激勵能夠減少兩者之間的代理成本，從而激發出管理者的工作積極性，提升企業效益。

但是，也有部分學者認為股權激勵可能會損害企業效益，即為風險效應。在不斷深入地研究股權激勵對企業效益的影響過程中，學者們發現激勵機制的有效性需要苛刻的假設條件和完備的市場環境，同時世通公司、安然公司等系列丑聞更是激起社會大眾對缺乏監管、考核指標模糊的股權激勵方案的深深質疑。一方面，就基本事實來看，委托代理理論并無法給出管理者的股票期權高收入現象以合理解釋，管理者的股權激勵越多，并沒有使企業效益得到相應的提升；另一方面，就原因來看，研究者認為股權激勵提升企業效益的初衷被內化為管理者的自利行為，導致管理者較高的股票期權收入與企業的績效表現之間沒有直接關系，甚至企業效益不佳時，管理者仍能獲得較高的股權收入。

本文在借鑒已有研究的基礎上，使用較新年份的數據和適宜的計量方法，從異質性視角分析管理者群體的持股對企業效益的影響。本文的主要貢獻在以下三個方面：第一，本文以管理者持股的異質性分析作為切入點，重點探究企業治理結構中不同職權的管理者持股比例對企業效益的影響，據此分析管理者內部掌握不同權力群體的持股情況會對企業效益產生的異質性影響；第二，本文試圖利用分位數回歸法研究管理者持股對企業效益影響的分布特征，該種前沿的研究方法能夠更精準地刻畫出管理者股權對企業效益的不同條件分布的影響，這種研究方法比普通回歸法更加穩??；第三，本文使用中國上市公司2007-2017年的面板數據研究管理者持股與企業效益的相關關系，較新的面板數據能夠更加真實準確地反映出企業經濟活動的內部邏輯關系。

二、計量模型的構建

借鑒已有研究管理者股權激勵效應的文獻，本文選用面板數據的雙向固定效應模型評估管理層的股權激勵效應，構建管理層持股比例對企業效益影響的計量模型，如方程式（1）所示：

式（1）中，被解釋變量為ROAijt，代表企業i位于行業j在第t期的企業效益，該指標用企業資產收益率表示；核心解釋變量為mh_ratioijt，代表企業i位于行業j在第t期的管理者股權，該指標用董事會持股數量、監事會持股數量與高管持股數量總和與總股本的比值表示；Xijt代表計量模型中的系列控制變量，包括企業基本特征指標和治理結構指標，企業基本特征指標包含企業規模（size）、托賓Q值（tobinq）、資產負債率（LEV）和全要素生產率（TFP），治理結構包括了兩職合一（duality）、獨立董事占比（indratio）、第一大股東持股比例（TOP1）和前十大股東持股比例（TOP10）；ε3ijt代表模型中隨機干擾項。另外，計量模型中還同時控制了年份固定效應和行業固定效應，力求使管理層持股比例對企業效益影響的實證分析結果更為穩健。

本節采用的數據主要來自國泰安（CSMAR），其中，管理層薪酬結構數據、企業效益數據和公司特征數據主要來自治理結構庫?？紤]到強制信息披露制度，本文以2007-2017年滬深上市公司作為研究對象。另外，本文對強制信息披露平臺（巨潮資訊網）的樣本與本文面板數據庫中的數據進行隨機抽樣對比，以確保數據有效性。為了保證研究數據的質量，本文將按照以下的基本步驟整理樣本數據：第一，剔除薪酬類缺失數據和其他缺失值嚴重的樣本；第二，考慮到財務報表的特殊性，剔除金融類上市公司；第三，剔除特別處理（ST）、特別轉讓（PT）的上市公司樣本，以消除極端值對研究結果的影響；第四，年度薪酬類指標會受到通貨膨脹等價格波動的影響，本文在數據清理過程中，以國家統計局公布的居民消費價值指數（CPI）為標準進行平減處理。經過上述數據處理過程，最終獲得25606個樣本觀測值，構建面板數據庫。

三、實證分析過程及結果

考慮面板數據的特點，本節使用雙向固定效應模型精準估計管理層持股比例對企業效益的影響方向和影響強度。為了保證實證分析過程的嚴謹性，本文將逐漸加入控制變量解決遺漏變量偏差問題。在此基礎上，方程式（1）計量模型的估計結果如表1所示。根據表1的計量回歸結果，本文得出以下結論：

表1 管理者股權激勵效應的估計結果

管理層的股權激勵效應方向顯著為正。表1第（5）列中管理層持股比例（mh_ratio）的估計系數為0.0353，且在1%水平上顯著，表明當管理層持股比例增加1%，企業效益則會顯著提升3.53%。這可能是由于以下兩點原因：其一，管理層持股作為對管理層的績效激勵方式，旨在能夠激發出管理者的主動性和積極性，將管理者的個人收益與企業績效表現相掛鉤。管理者個人貢獻對應的企業價值增值結果能夠直接通過持股比例體現出來。因此在股權分置改革后股權激勵成為很多上市公司管理者績效管理的重要方式，管理者持股作為可變薪酬的重要內容，必然能夠發揮出正向激勵作用，帶動企業效益的顯著提升；其二，在企業治理架構中，管理者是重要的組成部分。根據管理者權力理論，相較于普通員工，管理者在企業價值創造過程中做出的邊際貢獻更高?；诠局卫淼男枰?，企業對管理者的股權激勵必然能夠增加管理者對企業效益的邊際貢獻率，為企業帶來更好的績效表現。

從企業基本特征指標的估計結果來看，企業規模（size）、托賓Q值（tobinq）和全要素生產率（TFP）均與企業效益（Benefit）呈現出正相關關系；資產負債率（LEV）則與企業效益（Benefit）呈現出負相關關系。其中，企業規模（size）用企業總資產對數值來表示，代表企業資金實力的企業規模越大，表示企業對抗風險能力和創新研發能力會越強。因此，企業規模（size）越大，企業效益（Benefit）會越高。托賓Q值（tobinq）能夠在一定程度上代表企業的成長能力，成長能力越強的企業，其發展戰略的制定會綜合考慮各方主體的利益平衡，往往會有更好的績效表現。相類似的，企業全要素生產率（TFP）是指企業剔除勞動要素和資本要素的稟賦優勢，是代表技術進步的指標。全要素生產率越高，企業的技術水平會越高，技術進步帶動的企業效益會有顯著提升。而資產負債率（LEV）則表明企業生產運營過程中的財務成本，生產擴大需要支付的負債成本構成了企業的負擔。由于財務支出成本，資產負債率越高的企業，其企業效益會越低。

從企業治理結構指標的估計結果來看，兩職合一（duality）與企業效益（Benefit）呈現出負相關關系，而獨立董事占比（indratio）、第一大股東持股比例（TOP1）和前十大股東持股比例（TOP10）都與企業效益（Benefit）呈現出正相關關系。兩職合一（duality）是董事長與高管兼職，同時負責兩個職位要求下的管理工作。兩職合一的管理模式容易出現管理者缺乏自我監管的弊端，不利于提升企業效益。獨立董事占比（indratio）體現出管理者內部的權力制衡與監管職能。中國證券監督管理委員會（簡稱“證監會”）明令要求，“上市公司的獨立董事占比不得低于三分之一”，較高的獨立董事占比（indratio）體現出企業內部的監管職能，獨立董事占比越高的企業會有更好的績效表現。第一大股東持股比例（TOP1）與前十大股東持股比例（TOP10）能夠體現出股權集中度，股權集中度越高的企業能夠集中決策，股東集體利益與企業效益直接掛鉤，此時的決策效率較高，能夠帶動企業的長遠發展。因此，第一大股東持股比例（TOP1）與前十大股東持股比例（TOP10）均與企業效益（Benefit）負相關。只是，第一大股東持股比例（TOP1）的估計系數高于前十大股東持股比例（TOP10）的估計系數。

企業基本特征指標的估計結果來看，企業規模（size）、托賓Q值（tobinq）和全要素生產率（TFP）均與企業效益呈現出正相關關系；資產負債率（LEV）則與企業效益呈現出負相關關系。其中，企業規模用企業總資產對數值來表示。代表企業資金實力的企業規模越大，其對抗風險能力和創新研發能力會越強，因此企業效益會越高。托賓Q值能夠在一定程度上代表企業的成長能力，成長能力越強的企業其發展戰略的制定會平衡各方主體的利益，往往會有更好的績效表現。相類似的，企業全要素生產率是指企業剔除勞動要素和資本要素的稟賦優勢，是代表技術進步的指標；全要素生產率越高，企業的技術水平會越高，技術進步帶動的企業效益會有顯著提升。而資產負債率代表企業生產運營過程中的財務成本，生產擴大需要支付的負債成本構成了企業的負擔。由于財務負擔，資產負債率越高的企業，其企業效益會下降。

就企業治理結構指標來看，兩職合一（duality）與企業效益呈現出負相關關系，而獨立董事占比（indratio）、第一大股東持股比例（TOP1）和前十大股東持股比例（TOP10）都與企業效益呈現出正相關關系。兩職合一是董事長與高管兼職，同時負責兩個職位要求下的管理工作。兩職合一的管理模式容易出現管理者缺乏自我監管的弊端，不利于提升企業效益。獨立董事占比體現出管理者內部的權力制衡與監管職能。國家證監會明令要求，上市公司的獨立董事占比不得低于三分之一，較高的獨立董事占比體現出企業內部的監管職能，獨立董事占比越高的企業會有更高的績效表現。第一大股東持股比例與前十大股東持股比例能夠體現出股權集中度，股權集中度越高的企業能夠集中決策，實現股東集體利益與企業效益相掛鉤。此時的決策效率較高，能夠帶動企業的長遠發展。只是，第一大股東持股比例的估計系數高于前十大股東持股比例的估計系數。

考慮到雙向固定效應模型的估計結果是平均意義上的，因為線性模型的回歸是對解釋變量的平均值進行估值。為了更加精準地估計管理層股權激勵效應的影響，本文將繼續使用分位數回歸法刻畫條件分布在不同分位點時，管理層持股比例對企業效益的激勵效應分布情況。借鑒Koenker（2004）的分位數回歸分析方法，本文根據管理層持股比例的條件分布擬合其線性模型，將模型殘差絕對值的加權平均數作為目標函數，力求更加穩健地評估不同分位數的解釋變量系數方向和顯著性的變化。表2顯示的是2007-2017年管理層持股比例對企業效益影響的分位數回歸結果。

表2 管理層股權激勵效應的分位數估計結果

根據表2的實證結果發現，隨著分位數的增加，可決系數也在變大。除了75%分位數回歸中管理層持股比例（mh_ratio）系數不顯著外，其余估計系數均在1%水平顯著。根據不同分位數下管理層持股比例（mh_ratio）的估計系數，本文可以更進一步地得到以下結論：首先，較低分位數中管理層持股比例（mh_ratio）的估計系數方向為正，而較高分位數管理層持股比例（mh_ratio）的估計系數則為負，這表明管理層持股比例處于較低水平時股權激勵發揮出正向激勵作用，而管理層持股比較較高時，持續增加的管理層持股比例則會損害企業效益。其次，管理層持股比例對企業效益的條件分布中兩端影響要高于其中間部分的影響，就是說提高管理層持股比例對于績效表現較差和績效表現較好企業的股權激勵效應較大，而中間部分的股權激勵效應較小。

四、穩健性分析

前文的實證分析結果論證了薪酬結構設計中管理者持股比例對企業效益的正向影響，為了保證實證結果的可靠性與嚴謹性，接下來將對其進行穩健性檢驗。第一，替換核心被解釋變量。通過替換核心被解釋變量的檢驗方法可以估測計量模型及其回歸結果的穩健性，本文分別選擇企業總利潤（Profit）和企業凈利潤率（Net_profit）替換原有的資產收益率指標，使用雙向固定效應模型估計管理層持股比例對企業總利潤和凈利潤率的影響。第二，改變實證分析方法。如果計量模型及其回歸結果是穩健的，那么改變實證研究方法是不會顯著地改變原有估計結果的影響方向和顯著性的。因此，本文使用門檻回歸方法和嵌套聯立方程組的方法進行穩健性檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 股權激勵效應的穩健性檢驗結果

根據表3的穩健性檢驗結果，本文認為股權激勵效應的實證分析結果是穩健的、可靠的。表3第（1）列和第（2）列中管理層持股比例（mh_ratio）的估計系數分別為0.5086和0.4339，且在1%水平上顯著，即替換核心被解釋變量后的估計結果與上文實證回歸結果相一致，視為通過了穩健性檢驗。表3第（3）列和第（4）列中較低持股比例（0b._cat#c.mh_ratio）、較高持股比例（1._cat#c.mh_ratio）和管理層持股比例（mh_ratio）的估計系數均在1%水平上顯著為正，即改變研究方法后管理層持股比例的相關估計系數的方向和顯著性沒有發生改變?？傊?，無論是替換核心被解釋變量還是更改實證研究方法，核心解釋變量的估計系數方向和顯著性均與前文保持一致，因此視為其通過了穩健性檢驗。

五、管理層內部持股比例的異質性分析

通過上述的實證分析結果可知，管理層持股比例對企業效益具有正向激勵作用。但是在現代企業制度中，管理層內部會根據治理需求設置不同的崗位，企業內部的管理者會有不同層次的分工，不同層級的管理者需要匹配不同的能力和承擔不同的職責，大體來說有董事會、監事會和高管三種職能的管理層職位。雖然整體上可以推知管理者的股權激勵效應對企業發展具有促進作用，但是內部治理結構中不同職能的管理者持股是否會呈現出異質性特征？管理者內部不同部門如何配置能夠實現權力制衡，才更有利于企業的長遠發展？接下來，本文將進一步研究管理者內部不同群體的持股比例會對企業效益產生何種影響。

首先，參照管理者股權激勵效應的計量模型，本文將管理者持股的內部異質性特征分別使用三個計量模型進行實證分析。方程式的具體表達形式如式（2）-（4）所示：

其中，方程式（2）表示董事會持股比例對企業效益影響的計量模型；式（3）代表監事會持股比例對企業效益影響的計量模型；式（4）則為高管持股比例對企業效益影響的計量模型。

方程組中，被解釋變量為ROAijt，代表企業i位于行業j在第t期的企業效益，該指標用企業資產收益率表示。核心解釋變量分別為bdir_ratioijt、bsup_ratioijt和bexc_ratioijt，其中bdir_ratioijt代表企業i位于行業j在第t期的董事會持股比例，該指標用董事會持股數量與管理層持股數量的比值表示；bsup_ratioijt代表企業i位于行業j在第t期的監事會持股比例，該指標用監事會的持股數量與管理層持股數量的比值表示；bexc_ratioijt表示企業i位于行業j在第t期的高管持股比例，該指標用高管的持股數量與管理層持股數量的比值代表。三個計量模型中的Xijt代表計量模型中的系列控制變量，控制變量選取了企業基本特征指標和治理結構指標。在實證回歸過程中，針對管理層內部不同管理者的回歸分析選取的控制變量會少有差異，但不影響整體估計結果的穩健性。其中，企業基本特征指標包含企業規模（size）、托賓Q值（tobinq）、資產負債率（LEV）和全要素生產率（TFP）；治理結構包括了兩職合一（duality）、獨立董事占比（indratio）、第一大股東持股比例（TOP1）和前十大股東持股比例（TOP10），ε4ijt、ε5ijt和ε6ijt則分別代表了三個模型中的隨機干擾項。另外，計量模型組中還同時控制了年份固定效應和行業固定效應。管理層內部不同群體的持股比例對企業效益作用的估計結果如表4所示。根據表4的實證分析結果可以得到以下結論：

表4 管理層內部持股比例的異質性估計結果

首先，董事會持股比例與企業效益呈現為負相關關系。表4第（2）列中董事會持股比例（bdir_ratio）的估計系數為-0.0070，即董事會持股比例增加1%，企業效益會降低0.70%，這可能與董事會的權力職責有關。企業的董事會是常設權力機構，以保證股東大會產生的決策決議按期執行，但是董事會由股東大會產生，其持股比例可能是權力集中的結果，這將會導致股權激勵的負面效應。這也間接地表明了在管理者內部對權力監督的重要性?？刂谱兞康墓烙嫿Y果中代表企業資本量的企業規模（size）與企業效益呈現正相關關系，代表企業成長能力的托賓Q值（tobinq）與企業效益的關系也表現為正相關，代表企業技術水平的全要素生產率（TFP）與企業效益呈現出顯著正相關關系，而資產負債率（LEV）則與企業效益表現為顯著的負相關。股權集中度指標中，第一大股東的持股比例（TOP1）和前十大股東持股比例（TOP10）與企業效益呈現出正相關關系。

其次，監事會持股比例與企業效益呈現出正相關關系。表4第（3）列中監事會持股比例（bsup_ratio）的估計系數為0.0139，這表示監事會持股比例提高1%，企業效益會顯著提升1.39%。由此看來，監事會的監督職能發揮出應有的作用。監事會作為企業監管機構，對董事會的決策決議提出有效的建議或質疑，發揮出對董事會的監督作用，實證估計結果論證了提高監事會股權占比對企業效益的正向影響。而控制變量對企業效益的估計結果中，企業規模（size）的估計系數顯著為正，表明企業資本存量越高，其企業效益會越好；托賓Q值（tobinq）的估計系數則顯著為負，表明成長能力越強的企業，其監事會持股比例對企業效益發揮作用的過程中，企業則不會有更好的績效表現；資產負債率（LEV）的估計系數顯著為負，這顯示出負債率更高企業的績效表現會越差；全要素生產率（TFP）的估計系數顯著為正，代表技術水平越高、技術進步越快，則企業效益會越好。

再次，高管持股比例與企業效益呈現出正相關關系。表4第（4）列中高管持股比例（bexc_ratio）的估計系數為0.0052，這顯示出高管持股比例增加1%，企業效益能夠提升0.52%。從經濟理論來講，由董事會選舉高管負責整個企業生產運營活動，具體執行董事會的決議決策，因此高管需要對企業的績效表現負責，高管的股權激勵效應最為顯著。另外，企業高管與董事不得兼任，這間接地保證了監事會監督高管的效率，能夠提高企業的生產運營效率，進而提升企業效益。從控制變量對企業效益的影響結果來看，企業規模（size）、托賓Q值（tobinq）、全要素生產率（TFP）、兩職合一（duality）、第一大股東持股比例（TOP1）和前十大股東持股比例（TOP10）均與企業效益呈現出正相關關系，而資產負債率（LEV）和獨立董事占比（indratio）則與企業效益表現為負相關。

總之，企業內部不同的管理者由于其職責所在，其持股比例對企業效益產生了異質性影響特征。其中，董事會的股權激勵呈現出負向影響，而監事會和高管的持股比例則對企業效益產生了正向激勵作用，且監事會持股比例的估計系數高于高管的持股比例估計系數，這也間接地說明監事會的股權激勵對企業效益的正向影響強度高于高管持股的影響強度。

六、研究結論

本文研究了管理層持股對企業效益的影響。實證估計結果顯示，管理層持股作為可變薪酬的一種具體表現形式，對企業效益發揮出正向激勵作用。一方面，管理者的個人利益與企業效益直接掛鉤，將有利于激勵管理者作出有利于企業的決議決策，為企業帶來更高的企業效益；另一方面，管理者是企業中人力資本稟賦較高的高素質人才，高稟賦的管理者更易于被股權的薪酬待遇吸引。對管理者的股權激勵必將會增加其對企業的邊際貢獻率，進而提升企業效益。

更進一步地，分位數回歸結果表明管理者股權激勵效應的兩端影響要高于中間部分的影響，即提高管理者持股比例對企業效益影響中，處于中間水平的企業的激勵效應較小，而對較高水平和較低水平的企業效益的激勵效應更大。

最后，本文還研究了管理者內部持股比例的異質性特征。其中，董事會持股比例與企業效益呈現出反方向變化關系，監事會持股比例與企業效益表現為正相關關系，高管持股比例也與企業效益呈現出正相關關系。這樣的異質性特征與企業的治理結構有關，管理層依據所在崗位的職責將其劃分為董事會、監事會和高管，董事會作為常設權力機構負責產生企業的決議決策，權力集中可能會導致負向激勵效應；監事會負責對董事會的決議決策提出有效建議或質疑，高管則在企業的生產經營活動中負責具體執行董事會的決議決策，有效的監管和執行會使監事會和高管發揮出正向激勵效應。