王晓云 张小鹿

（1.山西师范大学经济与管理学院 山西太原 030032；2.清华大学创新发展研究院 北京 100084）

一、引言与文献述评

企业是市场经济中的重要活动主体。当前，全球范围内各国经济都受到新冠肺炎疫情的巨大冲击，经济下行压力较大。伴随着环境变迁，任何企业都不可能长期拥有某一种竞争优势，必须不断地实施创新以适应新的经济环境。尤其是上市公司，必须及时选取并采纳与相关环境相适应的反应机制，提升其核心竞争力。因此，中国上市公司如何在竞争激烈的大背景下，寻找一条走出低效困境的发展道路，成为当前亟需解决的问题。社会各界对经济问题的持续关注和讨论依据经济环境的变化而变化，疫情冲击和竞争的加剧使得学者们开始讨论对提升企业核心竞争力有重要作用的薪酬激励问题。

长期以来，中国的企业基本建立了员工的激励机制，但激励形式相对单一、效果甚微。其中，股权激励是企业吸引人才、留住人才和使用人才重要的人力资本管理方式。首先，对非上市公司而言，股权激励能够缓解企业面临的劳动成本压力。现实生活中，大多数非上市公司都是中小型企业，这类企业往往面临资金周转困难的问题。因此，这类企业实施股权激励计划，将能显著地降低企业的劳动成本，减少资金流出。同时，通过股权激励的方式，能够为企业留住能力强、素质高的核心人才。其次，对上市公司的原股东而言，实施股权激励方案能够有效降低管理者的“道德风险”，实现管理者个人利益与企业效益的协同发展。由于企业的所有权和经营权分离，股东和管理者追求的目标并不一致，管理者存在为增加个人利益而舍弃企业利益的逐利行为。因此，企业需要通过股权激励的方式，使得管理者获得一定的剩余索取权，将其个人利益与企业利益相挂钩，实现两者的激励相容。再次，对企业员工而言，实施股权激励能够有效地激发出员工的积极性和主动性，实现个人价值最大化。很多企业都面临人才流动性大的问题，出现了人才流失的现象。如果企业实行股权激励，将使得员工的长期个人价值可以通过股权得以体现，员工投入工作的积极性将会得到大幅提升。实践证明，如果能够较好地运用股权这种激励方式，就能够深入挖掘企业内部的生产潜力，立体化、全方位地激发企业活力。

为建立健全企业的长效激励约束机制，国务院国资委陆续出台系列文件指导中央国有企业控股上市公司进一步规范实施股权激励。2019年11月，国资委出台《关于进一步做好中央企业控股上市公司股权激励工作有关事项的通知》，就激励对象、激励方式、授予价格等方面做出规定。2020年5月30日，国务院国资委发布《中央企业控股上市公司实施股权激励工作指引》，就股权激励计划的内容要点、管理办法和实施程序等内容逐一明确阐释。随着现代企业制度的不断完善与发展，股权激励制度成为企业激励员工努力工作的重要方式。从企业层面进行考察，研究发现可变薪酬与企业效益的关系也有不同的研究结论。有的学者从委托代理理论出发，研究股权激励对企业效益的作用，认为股权作为可变薪酬的重要激励方式，能够对企业效益产生积极影响，即为股权激励效应。根据委托代理理论，管理者的个人利益与企业的整体利益间存在冲突，导致管理者可能选择牺牲企业利益获得个人利益的自利行为，如利用管理者权力过度增加在职消费、为了个人的职位晋升而投资特殊项目、单纯考虑个人利益而进行的盲目投资、企业面对风险时仅考虑自身的利益而忽视企业的整体利益等。因此，为了把代表个人利益的管理者和代表企业整体利益的股东利益相联结，部分学者认为给予管理者不同程度的股权激励能够减少两者之间的代理成本，从而激发出管理者的工作积极性，提升企业效益。

但是，也有部分学者认为股权激励可能会损害企业效益，即为风险效应。在不断深入地研究股权激励对企业效益的影响过程中，学者们发现激励机制的有效性需要苛刻的假设条件和完备的市场环境，同时世通公司、安然公司等系列丑闻更是激起社会大众对缺乏监管、考核指标模糊的股权激励方案的深深质疑。一方面，就基本事实来看，委托代理理论并无法给出管理者的股票期权高收入现象以合理解释，管理者的股权激励越多，并没有使企业效益得到相应的提升；另一方面，就原因来看，研究者认为股权激励提升企业效益的初衷被内化为管理者的自利行为，导致管理者较高的股票期权收入与企业的绩效表现之间没有直接关系，甚至企业效益不佳时，管理者仍能获得较高的股权收入。

本文在借鉴已有研究的基础上，使用较新年份的数据和适宜的计量方法，从异质性视角分析管理者群体的持股对企业效益的影响。本文的主要贡献在以下三个方面：第一，本文以管理者持股的异质性分析作为切入点，重点探究企业治理结构中不同职权的管理者持股比例对企业效益的影响，据此分析管理者内部掌握不同权力群体的持股情况会对企业效益产生的异质性影响；第二，本文试图利用分位数回归法研究管理者持股对企业效益影响的分布特征，该种前沿的研究方法能够更精准地刻画出管理者股权对企业效益的不同条件分布的影响，这种研究方法比普通回归法更加稳健；第三，本文使用中国上市公司2007-2017年的面板数据研究管理者持股与企业效益的相关关系，较新的面板数据能够更加真实准确地反映出企业经济活动的内部逻辑关系。

二、计量模型的构建

借鉴已有研究管理者股权激励效应的文献，本文选用面板数据的双向固定效应模型评估管理层的股权激励效应，构建管理层持股比例对企业效益影响的计量模型，如方程式（1）所示：

式（1）中，被解释变量为ROAijt，代表企业i位于行业j在第t期的企业效益，该指标用企业资产收益率表示；核心解释变量为mh_ratioijt，代表企业i位于行业j在第t期的管理者股权，该指标用董事会持股数量、监事会持股数量与高管持股数量总和与总股本的比值表示；Xijt代表计量模型中的系列控制变量，包括企业基本特征指标和治理结构指标，企业基本特征指标包含企业规模（size）、托宾Q值（tobinq）、资产负债率（LEV）和全要素生产率（TFP），治理结构包括了两职合一（duality）、独立董事占比（indratio）、第一大股东持股比例（TOP1）和前十大股东持股比例（TOP10）；ε3ijt代表模型中随机干扰项。另外，计量模型中还同时控制了年份固定效应和行业固定效应，力求使管理层持股比例对企业效益影响的实证分析结果更为稳健。

本节采用的数据主要来自国泰安（CSMAR），其中，管理层薪酬结构数据、企业效益数据和公司特征数据主要来自治理结构库。考虑到强制信息披露制度，本文以2007-2017年沪深上市公司作为研究对象。另外，本文对强制信息披露平台（巨潮资讯网）的样本与本文面板数据库中的数据进行随机抽样对比，以确保数据有效性。为了保证研究数据的质量，本文将按照以下的基本步骤整理样本数据：第一，剔除薪酬类缺失数据和其他缺失值严重的样本；第二，考虑到财务报表的特殊性，剔除金融类上市公司；第三，剔除特别处理（ST）、特别转让（PT）的上市公司样本，以消除极端值对研究结果的影响；第四，年度薪酬类指标会受到通货膨胀等价格波动的影响，本文在数据清理过程中，以国家统计局公布的居民消费价值指数（CPI）为标准进行平减处理。经过上述数据处理过程，最终获得25606个样本观测值，构建面板数据库。

三、实证分析过程及结果

考虑面板数据的特点，本节使用双向固定效应模型精准估计管理层持股比例对企业效益的影响方向和影响强度。为了保证实证分析过程的严谨性，本文将逐渐加入控制变量解决遗漏变量偏差问题。在此基础上，方程式（1）计量模型的估计结果如表1所示。根据表1的计量回归结果，本文得出以下结论：

表1 管理者股权激励效应的估计结果

管理层的股权激励效应方向显著为正。表1第（5）列中管理层持股比例（mh_ratio）的估计系数为0.0353，且在1%水平上显著，表明当管理层持股比例增加1%，企业效益则会显著提升3.53%。这可能是由于以下两点原因：其一，管理层持股作为对管理层的绩效激励方式，旨在能够激发出管理者的主动性和积极性，将管理者的个人收益与企业绩效表现相挂钩。管理者个人贡献对应的企业价值增值结果能够直接通过持股比例体现出来。因此在股权分置改革后股权激励成为很多上市公司管理者绩效管理的重要方式，管理者持股作为可变薪酬的重要内容，必然能够发挥出正向激励作用，带动企业效益的显著提升；其二，在企业治理架构中，管理者是重要的组成部分。根据管理者权力理论，相较于普通员工，管理者在企业价值创造过程中做出的边际贡献更高。基于公司治理的需要，企业对管理者的股权激励必然能够增加管理者对企业效益的边际贡献率，为企业带来更好的绩效表现。

从企业基本特征指标的估计结果来看，企业规模（size）、托宾Q值（tobinq）和全要素生产率（TFP）均与企业效益（Benefit）呈现出正相关关系；资产负债率（LEV）则与企业效益（Benefit）呈现出负相关关系。其中，企业规模（size）用企业总资产对数值来表示，代表企业资金实力的企业规模越大，表示企业对抗风险能力和创新研发能力会越强。因此，企业规模（size）越大，企业效益（Benefit）会越高。托宾Q值（tobinq）能够在一定程度上代表企业的成长能力，成长能力越强的企业，其发展战略的制定会综合考虑各方主体的利益平衡，往往会有更好的绩效表现。相类似的，企业全要素生产率（TFP）是指企业剔除劳动要素和资本要素的禀赋优势，是代表技术进步的指标。全要素生产率越高，企业的技术水平会越高，技术进步带动的企业效益会有显著提升。而资产负债率（LEV）则表明企业生产运营过程中的财务成本，生产扩大需要支付的负债成本构成了企业的负担。由于财务支出成本，资产负债率越高的企业，其企业效益会越低。

从企业治理结构指标的估计结果来看，两职合一（duality）与企业效益（Benefit）呈现出负相关关系，而独立董事占比（indratio）、第一大股东持股比例（TOP1）和前十大股东持股比例（TOP10）都与企业效益（Benefit）呈现出正相关关系。两职合一（duality）是董事长与高管兼职，同时负责两个职位要求下的管理工作。两职合一的管理模式容易出现管理者缺乏自我监管的弊端，不利于提升企业效益。独立董事占比（indratio）体现出管理者内部的权力制衡与监管职能。中国证券监督管理委员会（简称“证监会”）明令要求，“上市公司的独立董事占比不得低于三分之一”，较高的独立董事占比（indratio）体现出企业内部的监管职能，独立董事占比越高的企业会有更好的绩效表现。第一大股东持股比例（TOP1）与前十大股东持股比例（TOP10）能够体现出股权集中度，股权集中度越高的企业能够集中决策，股东集体利益与企业效益直接挂钩，此时的决策效率较高，能够带动企业的长远发展。因此，第一大股东持股比例（TOP1）与前十大股东持股比例（TOP10）均与企业效益（Benefit）负相关。只是，第一大股东持股比例（TOP1）的估计系数高于前十大股东持股比例（TOP10）的估计系数。

企业基本特征指标的估计结果来看，企业规模（size）、托宾Q值（tobinq）和全要素生产率（TFP）均与企业效益呈现出正相关关系；资产负债率（LEV）则与企业效益呈现出负相关关系。其中，企业规模用企业总资产对数值来表示。代表企业资金实力的企业规模越大，其对抗风险能力和创新研发能力会越强，因此企业效益会越高。托宾Q值能够在一定程度上代表企业的成长能力，成长能力越强的企业其发展战略的制定会平衡各方主体的利益，往往会有更好的绩效表现。相类似的，企业全要素生产率是指企业剔除劳动要素和资本要素的禀赋优势，是代表技术进步的指标；全要素生产率越高，企业的技术水平会越高，技术进步带动的企业效益会有显著提升。而资产负债率代表企业生产运营过程中的财务成本，生产扩大需要支付的负债成本构成了企业的负担。由于财务负担，资产负债率越高的企业，其企业效益会下降。

就企业治理结构指标来看，两职合一（duality）与企业效益呈现出负相关关系，而独立董事占比（indratio）、第一大股东持股比例（TOP1）和前十大股东持股比例（TOP10）都与企业效益呈现出正相关关系。两职合一是董事长与高管兼职，同时负责两个职位要求下的管理工作。两职合一的管理模式容易出现管理者缺乏自我监管的弊端，不利于提升企业效益。独立董事占比体现出管理者内部的权力制衡与监管职能。国家证监会明令要求，上市公司的独立董事占比不得低于三分之一，较高的独立董事占比体现出企业内部的监管职能，独立董事占比越高的企业会有更高的绩效表现。第一大股东持股比例与前十大股东持股比例能够体现出股权集中度，股权集中度越高的企业能够集中决策，实现股东集体利益与企业效益相挂钩。此时的决策效率较高，能够带动企业的长远发展。只是，第一大股东持股比例的估计系数高于前十大股东持股比例的估计系数。

考虑到双向固定效应模型的估计结果是平均意义上的，因为线性模型的回归是对解释变量的平均值进行估值。为了更加精准地估计管理层股权激励效应的影响，本文将继续使用分位数回归法刻画条件分布在不同分位点时，管理层持股比例对企业效益的激励效应分布情况。借鉴Koenker（2004）的分位数回归分析方法，本文根据管理层持股比例的条件分布拟合其线性模型，将模型残差绝对值的加权平均数作为目标函数，力求更加稳健地评估不同分位数的解释变量系数方向和显著性的变化。表2显示的是2007-2017年管理层持股比例对企业效益影响的分位数回归结果。

表2 管理层股权激励效应的分位数估计结果

根据表2的实证结果发现，随着分位数的增加，可决系数也在变大。除了75%分位数回归中管理层持股比例（mh_ratio）系数不显著外，其余估计系数均在1%水平显著。根据不同分位数下管理层持股比例（mh_ratio）的估计系数，本文可以更进一步地得到以下结论：首先，较低分位数中管理层持股比例（mh_ratio）的估计系数方向为正，而较高分位数管理层持股比例（mh_ratio）的估计系数则为负，这表明管理层持股比例处于较低水平时股权激励发挥出正向激励作用，而管理层持股比较较高时，持续增加的管理层持股比例则会损害企业效益。其次，管理层持股比例对企业效益的条件分布中两端影响要高于其中间部分的影响，就是说提高管理层持股比例对于绩效表现较差和绩效表现较好企业的股权激励效应较大，而中间部分的股权激励效应较小。

四、稳健性分析

前文的实证分析结果论证了薪酬结构设计中管理者持股比例对企业效益的正向影响，为了保证实证结果的可靠性与严谨性，接下来将对其进行稳健性检验。第一，替换核心被解释变量。通过替换核心被解释变量的检验方法可以估测计量模型及其回归结果的稳健性，本文分别选择企业总利润（Profit）和企业净利润率（Net_profit）替换原有的资产收益率指标，使用双向固定效应模型估计管理层持股比例对企业总利润和净利润率的影响。第二，改变实证分析方法。如果计量模型及其回归结果是稳健的，那么改变实证研究方法是不会显著地改变原有估计结果的影响方向和显著性的。因此，本文使用门槛回归方法和嵌套联立方程组的方法进行稳健性检验，检验结果如表3所示。

表3 股权激励效应的稳健性检验结果

根据表3的稳健性检验结果，本文认为股权激励效应的实证分析结果是稳健的、可靠的。表3第（1）列和第（2）列中管理层持股比例（mh_ratio）的估计系数分别为0.5086和0.4339，且在1%水平上显著，即替换核心被解释变量后的估计结果与上文实证回归结果相一致，视为通过了稳健性检验。表3第（3）列和第（4）列中较低持股比例（0b._cat#c.mh_ratio）、较高持股比例（1._cat#c.mh_ratio）和管理层持股比例（mh_ratio）的估计系数均在1%水平上显著为正，即改变研究方法后管理层持股比例的相关估计系数的方向和显著性没有发生改变。总之，无论是替换核心被解释变量还是更改实证研究方法，核心解释变量的估计系数方向和显著性均与前文保持一致，因此视为其通过了稳健性检验。

五、管理层内部持股比例的异质性分析

通过上述的实证分析结果可知，管理层持股比例对企业效益具有正向激励作用。但是在现代企业制度中，管理层内部会根据治理需求设置不同的岗位，企业内部的管理者会有不同层次的分工，不同层级的管理者需要匹配不同的能力和承担不同的职责，大体来说有董事会、监事会和高管三种职能的管理层职位。虽然整体上可以推知管理者的股权激励效应对企业发展具有促进作用，但是内部治理结构中不同职能的管理者持股是否会呈现出异质性特征？管理者内部不同部门如何配置能够实现权力制衡，才更有利于企业的长远发展？接下来，本文将进一步研究管理者内部不同群体的持股比例会对企业效益产生何种影响。

首先，参照管理者股权激励效应的计量模型，本文将管理者持股的内部异质性特征分别使用三个计量模型进行实证分析。方程式的具体表达形式如式（2）-（4）所示：

其中，方程式（2）表示董事会持股比例对企业效益影响的计量模型；式（3）代表监事会持股比例对企业效益影响的计量模型；式（4）则为高管持股比例对企业效益影响的计量模型。

方程组中，被解释变量为ROAijt，代表企业i位于行业j在第t期的企业效益，该指标用企业资产收益率表示。核心解释变量分别为bdir_ratioijt、bsup_ratioijt和bexc_ratioijt，其中bdir_ratioijt代表企业i位于行业j在第t期的董事会持股比例，该指标用董事会持股数量与管理层持股数量的比值表示；bsup_ratioijt代表企业i位于行业j在第t期的监事会持股比例，该指标用监事会的持股数量与管理层持股数量的比值表示；bexc_ratioijt表示企业i位于行业j在第t期的高管持股比例，该指标用高管的持股数量与管理层持股数量的比值代表。三个计量模型中的Xijt代表计量模型中的系列控制变量，控制变量选取了企业基本特征指标和治理结构指标。在实证回归过程中，针对管理层内部不同管理者的回归分析选取的控制变量会少有差异，但不影响整体估计结果的稳健性。其中，企业基本特征指标包含企业规模（size）、托宾Q值（tobinq）、资产负债率（LEV）和全要素生产率（TFP）；治理结构包括了两职合一（duality）、独立董事占比（indratio）、第一大股东持股比例（TOP1）和前十大股东持股比例（TOP10），ε4ijt、ε5ijt和ε6ijt则分别代表了三个模型中的随机干扰项。另外，计量模型组中还同时控制了年份固定效应和行业固定效应。管理层内部不同群体的持股比例对企业效益作用的估计结果如表4所示。根据表4的实证分析结果可以得到以下结论：

表4 管理层内部持股比例的异质性估计结果

首先，董事会持股比例与企业效益呈现为负相关关系。表4第（2）列中董事会持股比例（bdir_ratio）的估计系数为-0.0070，即董事会持股比例增加1%，企业效益会降低0.70%，这可能与董事会的权力职责有关。企业的董事会是常设权力机构，以保证股东大会产生的决策决议按期执行，但是董事会由股东大会产生，其持股比例可能是权力集中的结果，这将会导致股权激励的负面效应。这也间接地表明了在管理者内部对权力监督的重要性。控制变量的估计结果中代表企业资本量的企业规模（size）与企业效益呈现正相关关系，代表企业成长能力的托宾Q值（tobinq）与企业效益的关系也表现为正相关，代表企业技术水平的全要素生产率（TFP）与企业效益呈现出显著正相关关系，而资产负债率（LEV）则与企业效益表现为显著的负相关。股权集中度指标中，第一大股东的持股比例（TOP1）和前十大股东持股比例（TOP10）与企业效益呈现出正相关关系。

其次，监事会持股比例与企业效益呈现出正相关关系。表4第（3）列中监事会持股比例（bsup_ratio）的估计系数为0.0139，这表示监事会持股比例提高1%，企业效益会显著提升1.39%。由此看来，监事会的监督职能发挥出应有的作用。监事会作为企业监管机构，对董事会的决策决议提出有效的建议或质疑，发挥出对董事会的监督作用，实证估计结果论证了提高监事会股权占比对企业效益的正向影响。而控制变量对企业效益的估计结果中，企业规模（size）的估计系数显著为正，表明企业资本存量越高，其企业效益会越好；托宾Q值（tobinq）的估计系数则显著为负，表明成长能力越强的企业，其监事会持股比例对企业效益发挥作用的过程中，企业则不会有更好的绩效表现；资产负债率（LEV）的估计系数显著为负，这显示出负债率更高企业的绩效表现会越差；全要素生产率（TFP）的估计系数显著为正，代表技术水平越高、技术进步越快，则企业效益会越好。

再次，高管持股比例与企业效益呈现出正相关关系。表4第（4）列中高管持股比例（bexc_ratio）的估计系数为0.0052，这显示出高管持股比例增加1%，企业效益能够提升0.52%。从经济理论来讲，由董事会选举高管负责整个企业生产运营活动，具体执行董事会的决议决策，因此高管需要对企业的绩效表现负责，高管的股权激励效应最为显著。另外，企业高管与董事不得兼任，这间接地保证了监事会监督高管的效率，能够提高企业的生产运营效率，进而提升企业效益。从控制变量对企业效益的影响结果来看，企业规模（size）、托宾Q值（tobinq）、全要素生产率（TFP）、两职合一（duality）、第一大股东持股比例（TOP1）和前十大股东持股比例（TOP10）均与企业效益呈现出正相关关系，而资产负债率（LEV）和独立董事占比（indratio）则与企业效益表现为负相关。

总之，企业内部不同的管理者由于其职责所在，其持股比例对企业效益产生了异质性影响特征。其中，董事会的股权激励呈现出负向影响，而监事会和高管的持股比例则对企业效益产生了正向激励作用，且监事会持股比例的估计系数高于高管的持股比例估计系数，这也间接地说明监事会的股权激励对企业效益的正向影响强度高于高管持股的影响强度。

六、研究结论

本文研究了管理层持股对企业效益的影响。实证估计结果显示，管理层持股作为可变薪酬的一种具体表现形式，对企业效益发挥出正向激励作用。一方面，管理者的个人利益与企业效益直接挂钩，将有利于激励管理者作出有利于企业的决议决策，为企业带来更高的企业效益；另一方面，管理者是企业中人力资本禀赋较高的高素质人才，高禀赋的管理者更易于被股权的薪酬待遇吸引。对管理者的股权激励必将会增加其对企业的边际贡献率，进而提升企业效益。

更进一步地，分位数回归结果表明管理者股权激励效应的两端影响要高于中间部分的影响，即提高管理者持股比例对企业效益影响中，处于中间水平的企业的激励效应较小，而对较高水平和较低水平的企业效益的激励效应更大。

最后，本文还研究了管理者内部持股比例的异质性特征。其中，董事会持股比例与企业效益呈现出反方向变化关系，监事会持股比例与企业效益表现为正相关关系，高管持股比例也与企业效益呈现出正相关关系。这样的异质性特征与企业的治理结构有关，管理层依据所在岗位的职责将其划分为董事会、监事会和高管，董事会作为常设权力机构负责产生企业的决议决策，权力集中可能会导致负向激励效应；监事会负责对董事会的决议决策提出有效建议或质疑，高管则在企业的生产经营活动中负责具体执行董事会的决议决策，有效的监管和执行会使监事会和高管发挥出正向激励效应。