高管股權(quán)激勵、經(jīng)營風險與企業(yè)績效高管股權(quán)鼓勵、經(jīng)營風險與企業(yè)績效

【中圖分類號】F272.3【文獻標識碼】A【文章編號】1004-5937〔2022〕10-0084-06

一、引言

隨著市場經(jīng)濟的不斷開展和現(xiàn)代企業(yè)制度的不斷完善，企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)相別離已成普遍現(xiàn)象。究其基本原因在于企業(yè)需要專業(yè)的人才進行經(jīng)營，以實現(xiàn)企業(yè)價值最大化的目標。企業(yè)所有者擁有財產(chǎn)所有權(quán)和殘余價值索取權(quán)，而將企業(yè)的日常經(jīng)營委托給職業(yè)經(jīng)理人進行管理，由此產(chǎn)生了委托―代理關(guān)系，并帶來一些問題。基于理性經(jīng)濟人若，企業(yè)所有者和管理者都會為實現(xiàn)自身利益最大化而努力，但兩者的自身利益訴求并不完全一致。作為委托人的企業(yè)所有者追求企業(yè)價值最大化，而管理者那么希望得到更多的薪酬和閑暇時間，加之市場經(jīng)濟制度的不完善，就會出現(xiàn)信息不對稱的現(xiàn)象，在這種情況下，作為代理人的管理者就可能為了追求自身利益而作出損害委托人利益的行為。為了減少由此產(chǎn)生的代理本錢，進而緩解這一矛盾，企業(yè)所有者建立了一種鼓勵―約束機制，其將企業(yè)的業(yè)績與高管的薪酬緊密結(jié)合起來，并在薪酬制度中參加股權(quán)鼓勵機制，希望通過股權(quán)鼓勵機制最大限度地實現(xiàn)股東財富最大化。

2022年8月13日起實施的?上市公司股權(quán)鼓勵管理方法》明確規(guī)定了對高管實施股權(quán)鼓勵時應預設(shè)相應的績效指標作為其行權(quán)條件，這也為更好地實施股權(quán)鼓勵提供了可量化的依據(jù)。但是，業(yè)績的提升有時需要具有風險性的投資與經(jīng)營。根據(jù)代理理論，高管為了到達自身追求的目標，最大化自身利益，保證自身的薪酬水平及工作相對穩(wěn)定，在進行經(jīng)營決策時，會更加傾向于選擇風險性較小的工程，但會因此失去進行風險性投資的時機[1]，這些時機可能會給公司帶來較大收益，同時對企業(yè)未來績效的提升具有重要作用。因此，風險承當行為在高管股權(quán)鼓勵對企業(yè)績效提高過程中發(fā)揮著重要作。

基于此，本文將以公司風險中的經(jīng)營風險為切入點，探討高管股權(quán)鼓勵、經(jīng)營風險與企業(yè)績效三者之間的關(guān)系，并研究經(jīng)營風險在三者關(guān)系中發(fā)揮的作用，希望能夠為上市公司制定有效的高管股權(quán)鼓勵機制提供理論撐持，以到達對高管進行鼓勵和監(jiān)督的目的，從而提高公司經(jīng)營績效，并為我國上市公司進行有效的內(nèi)部治理提供倡議。

二、文獻評述

我國證券市場在20世紀末才起步，實施股權(quán)鼓勵的公司較少，直到2022年，我國才正式實施?上市公司股權(quán)鼓勵管理方法》。自此之后，國內(nèi)上市公司開始逐步在高管中實施股權(quán)鼓勵政策。國外證券市場形成較早，對于股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效的研究也較早。

20世紀末，國外學者通過研究發(fā)現(xiàn)，讓管理者持有局部公司股份，可以使其以“主人翁〞的態(tài)度經(jīng)營公司，有助于解決管理者與所有者之間的代理問題，使得兩者所追求的利益目標趨向一致，對管理者實施股權(quán)鼓勵顯著地促進了企業(yè)市場價值的提高[2-4]。之后，國內(nèi)學者的研究發(fā)現(xiàn)：高管股權(quán)鼓勵機制對高管具有顯著的鼓勵作用，其效果受到企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的影響，國有上市企業(yè)的業(yè)績提升幅度大于非國有上市企業(yè)。同時發(fā)現(xiàn)在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中，股權(quán)鼓勵有助于促進企業(yè)創(chuàng)新，從而進一步提升公司價值[5-6]。然而，局部學者研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)鼓勵不能顯著地促進企業(yè)績效的提高，甚至會對企業(yè)價值的提高起到抑制作用[7-12]。

高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效之間關(guān)系的復雜性，使學者們認識到兩者之間并非簡單的線性關(guān)系，其原因在于公司高管持股既對公司績效存在利益協(xié)同效應，也存在塹壕效應[13]。學者們通過實證檢驗證實，當管理者持有股份在較低水平時，提高管理者的持股比例會使企業(yè)績效得到提高，驗證了對高管實施股權(quán)鼓勵產(chǎn)生的鼓勵作用；但當高管持股比例到達一定水平之后，公司的績效反而會隨著股權(quán)鼓勵強度的提升而降低，這證實了塹壕效應的存在，表明高管持股比例與企業(yè)績效之間存在著非線性相關(guān)關(guān)系[14-17]。

高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效之間非線性關(guān)系的發(fā)現(xiàn)，讓學者們進一步思考影響兩者關(guān)系的原因。局部學者從股權(quán)結(jié)構(gòu)、股權(quán)分散程度以及內(nèi)生性的視角，重新審視兩者之間的關(guān)系，但是從風險承當或者經(jīng)營風險的視角研究兩者之間關(guān)系的文章比擬少。ZengJHetal.[18]通過選取中國上市公司2022―2022年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，高管持股比例與風險承當呈顯著正相關(guān)關(guān)系，且相比于員工持股水平較低的公司，股權(quán)鼓勵對高管的效用更強，同時風險水平的增加有利于提高公司價值。張瑞君等[19]研究發(fā)現(xiàn)，風險承當在高管薪酬鼓勵與企業(yè)績效之間發(fā)揮中介效用，但其沒有進一步探討股權(quán)鼓勵對企業(yè)績效的影響。因此，有必要進一步探討經(jīng)營風險在高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效之間的作用。

三、理論分析與若的提出

根據(jù)委托―代理理論，作為代理人的管理者往往會采取回避風險性投資的決策，同時也會選擇固定的貨幣薪酬作《樾匠旯鉤芍械鬧饕《組成局部，而不是選擇以股權(quán)鼓勵方式發(fā)放薪酬。這是因為當企業(yè)績效到達一定的目標之后，高管就可以得到自己的報酬，而不會在意企業(yè)的市場價值，對于上市公司而言，這可能導致企業(yè)所有者利益受到損害。同時，高管的人力資本也將會不斷得到提高，這將更有利于高管進行多方面的選擇。而讓高管持有公司股份，獲得一定的殘余價值索取權(quán)能夠較好地緩解這一問題。當高管具有一定水平的持股比例，獲得企業(yè)的股權(quán)鼓勵之后，其為到達預定的行權(quán)條件，進而得到股權(quán)鼓勵薪酬，便會努力提高企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，從而不斷提升企業(yè)價值。企業(yè)價值的提高，也會保證高管的股權(quán)鼓勵薪酬得到實現(xiàn)，高管就會在下個經(jīng)營期間繼續(xù)努力提高企業(yè)績效，這樣將更有利于企業(yè)所有者利益最大化的實現(xiàn)。因此，提出若1：H1：高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效正相關(guān)。

企業(yè)所有者給予高管較高薪酬的目的在于促使高管為提高企業(yè)價值而努力工作。在現(xiàn)代企業(yè)制度中，高管的薪酬組成主要分為兩個局部，一局部為貨幣薪酬，另一局部為股權(quán)鼓勵薪酬。給予高管一定比例的固定貨幣薪酬，一方面是為了保障高管的根本需求，另一方面那么是為了防止高管追求過多的閑暇時間和在職消費等行為，進而催促高管為到達企業(yè)的業(yè)績目標而努力。而當高管能夠很好地完成企業(yè)預設(shè)的績效提升目標之后，可能會消極怠工，對于企業(yè)所有者所提出的具有一定風險性的工程投資決策持反對意見，或者尋求各種原因拒絕執(zhí)行。這可能會對之前企業(yè)的績效造成重大不利影響，是企業(yè)所有者不愿意看到的結(jié)果。而對高管采取股權(quán)鼓勵方式被看作是一種能使高管與所有者目標達成一致的有效機制。當高管持有一定的公司股份后，其便擁有了對企業(yè)殘余價值的索取權(quán)，這樣會使企業(yè)所有者的利益與高管的自身利益直接相關(guān)，同時促使高管為實現(xiàn)股權(quán)收益而選擇具有一定風險水平的工程進行投資，并執(zhí)行企業(yè)所有者提出的具有高風險、高收益的工程。高管獲得股權(quán)鼓勵的薪酬之后，會傾向于風險較高的投融資工程，這種對高風險投融資工程的偏好會使得公司的經(jīng)營風險水平增高。因此提出若2：

H2：高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)經(jīng)營風險承當正相關(guān)。

企業(yè)的經(jīng)營風險水平主要表現(xiàn)為企業(yè)是否經(jīng)常進行風險性較高工程的投資與決策以及管理者是否更愿意執(zhí)行具有風險性的工程，企業(yè)所有者和管理者對于風險決策工程的偏好程度將直接影響其經(jīng)營風險。一般而言，風險越大的工程可能會獲取高額回報，高額的回報會帶來企業(yè)績效的提升和企業(yè)價值的增加。隨著市場經(jīng)濟的不斷開展，企業(yè)將面臨更多的機遇與挑戰(zhàn)，也會進行更多的風險性決策。如果企業(yè)能夠很好地把握這些機遇與挑戰(zhàn)，不斷加大科研投入，生產(chǎn)出更具創(chuàng)新性的產(chǎn)品，提供更具特色的效勞，就有可能在劇烈的市場競爭中存活下來。而這些創(chuàng)新性的產(chǎn)品與效勞的產(chǎn)生，往往需要以進行風險性的決策作為前提，這就無形中增加了企業(yè)的經(jīng)營風險。假設(shè)企業(yè)不愿承當這種高風險的工程，最終可能會因產(chǎn)品或者效勞落后而被市場所淘汰。因此，當企業(yè)進行風險較高的決策時，企業(yè)績效才會得到提高，企業(yè)才能更好地生存下去。基于此，提出若3：

H3：企業(yè)經(jīng)營風險與企業(yè)績效正相關(guān)。

根據(jù)鼓勵理論，對企業(yè)高管進行鼓勵能提高他們對于工作的稱心程度，當高管具有一定的持股水平時，高管可能會選擇執(zhí)行具有高風險的工程決策，從而降低對于風險的躲避程度，增加選擇風險性工程的偏好。而高風險的工程決策，會給企業(yè)提供更多獲利的時機，這些時機很可能給企業(yè)帶來較高的收益，進而提升企業(yè)的整體績效，最終實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。這樣就形成了“高管股權(quán)鼓勵―經(jīng)營風險―企業(yè)績效〞的作用路徑。因此提出若4：

H4：經(jīng)營風險在高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效之間發(fā)揮著局部中介作用。

四、研究設(shè)計

〔一〕樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2022―2022年滬深A股上市公司作為研究對象，并根據(jù)下列規(guī)范進行篩選：〔1〕剔除ST、PT等公司；〔2〕由于我國對金融行業(yè)高管薪酬另有規(guī)定，因此本文剔除了金融類上市公司；〔3〕對有缺失變量的樣本進行剔除；〔4〕對樣本進行縮尾處理。經(jīng)過篩選，最終得到17個行業(yè)6715個有效樣本。其中，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)100個，采礦業(yè)215個，制造業(yè)3935個，電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供給業(yè)325個，建筑業(yè)180個，批發(fā)和零售業(yè)510個，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)265個，住宿和餐飲業(yè)50個，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)效勞業(yè)260個，房地產(chǎn)業(yè)520個，租賃和商務效勞業(yè)75個，科學研究和技術(shù)效勞業(yè)25個，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)75個，教育業(yè)5個，衛(wèi)生和社會工作業(yè)10個，文化、體育和娛樂業(yè)75個，綜合業(yè)90個。

本文所用數(shù)據(jù)來自于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

〔二〕主要變量定義

1.高管股權(quán)鼓勵。本文以公司管理層人員〔包括CEO、總裁、總經(jīng)理和年報頒布的其他高級管理人員〕總計持有的公司股票數(shù)占公司年末總股數(shù)的百分比衡量高管股權(quán)鼓勵程度〔GI〕。

2.經(jīng)營風險。本文借鑒向德偉[20]的做法，使用Z記分法計算出的財務預警Z值作為公司經(jīng)營風險〔Risk〕的衡量指標。

3.企業(yè)績效。本文使用公司年末凈利潤與公司總資產(chǎn)〔按年末總資產(chǎn)與年初總資產(chǎn)之和除以2計算〕的比率來衡量企業(yè)績效〔ROA〕。

〔三〕模型設(shè)計

為了能夠?qū)ι衔闹兴崛暨M行驗證，筆者分別進行了模型設(shè)計。為了驗證高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)業(yè)績的關(guān)系，采用以下多元線性回歸模型：

ROA=？茁0+？茁1GI+？茁2Size+？茁3Lev+

？茁4Growth+？茁5First+？茁6State+

∑Industry+∑Year+？著〔模型1〕

在模型1中，高管的持股比例〔GI〕作為自變量，資產(chǎn)收益率〔ROA〕作為因變量。借鑒Faccioetal.[21]的辦法，對公司的規(guī)模〔Size〕、負債水平〔Lev〕、公司成長性〔Growth〕、股權(quán)集中度〔First〕《M行了控制。由于我國的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)風險和高管薪酬會產(chǎn)生影響[22]，同樣對公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)〔State〕進行了控制。此外，模型中引入行業(yè)〔Industry〕和年度〔Year〕的虛擬變量對其進行控制。

為驗證若2，使用如下模型：

Risk=？茁0+？茁1GI+？茁2Size+？茁3Lev+？茁4Growth+？茁5First+

？茁6State+∑Industry+∑Year+？著〔模型2〕

在模型2中，使用高管股權(quán)鼓勵作為自變量，使用Z記分法所計算出的Z值作為公司經(jīng)營風險的衡量指標。模型2中的控制變量與模型1相同。為驗證若3，采用如下模型：

ROA=？茁0+？茁1Risk+？茁2Size+？茁3Lev+？茁4Growth+？茁5First+

？茁6State+∑Industry+∑Year+？著〔模型3〕

變量的定義如表1所示。

五、實證檢驗結(jié)果與分析

〔一〕描述性統(tǒng)計分析

通過表2的描述性統(tǒng)計分析看出，高管股權(quán)鼓勵的均值為0.051，中位數(shù)為0.000074，表明我國高管的持股水平較低；最小值為0，最大值為0.598，規(guī)范差為0.127，表明上市公司高管持股水平存在一定的差別。在衡量經(jīng)營風險水平指標Z值的描述性統(tǒng)計分析中，其均值為5.783，中位數(shù)到達3.098，都高于3，表明我國上市公司的經(jīng)營風險較低，這可能與筆者在選取樣本時剔除了ST、PT公司有關(guān)。經(jīng)營風險的最小值為-0.901，最大值為62.32，并且規(guī)范差較大，這表明我國上市公司經(jīng)營風險水平存在較大差別。總資產(chǎn)收益率的均值為0.037，中位數(shù)為0.03，最大值為0.231，最小值為-0.174，規(guī)范差為0.057，這也表明我國上市公司整體的盈利能力差別不大。從描述性統(tǒng)計可以看出，上市公司高管的鼓勵強度較低，上市公司的經(jīng)營風險較低，盈利能力較弱。

〔二〕相關(guān)性分析

通過表3變量間的相關(guān)性分析看出，高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)經(jīng)營風險顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.152。高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效的相關(guān)系數(shù)為0.152，并且在1%的水平上顯著。企業(yè)經(jīng)營風險與企業(yè)績效之間相關(guān)性系數(shù)為0.229，并且顯著。相關(guān)性分析的結(jié)果初步驗證了全部若。

〔三〕回歸結(jié)果分析

在相關(guān)性分析的根底上，分別對若1、2、3進行了回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示，在回歸中對年度和行業(yè)分別進行了控制。

表中〔1〕、〔2〕、〔3〕列分別為若1、2、3的回歸結(jié)果。通過對若1的回歸結(jié)果可知，股權(quán)鼓勵對企業(yè)績效的回歸系數(shù)為0.0253，在1%的水平上顯著，驗證了若1，表明對高管實施股權(quán)鼓勵可以提高企業(yè)績效。通過回歸結(jié)果也可以看出公司規(guī)模越大、成長性越高、負債水平較低、股權(quán)集中度越高的公司，企業(yè)的績效相對較好。表中〔2〕列的回歸結(jié)果證明了若2，對高管進行股權(quán)鼓勵可以提高公司的經(jīng)營風險水平，其系數(shù)為2.621，并且在1%的檢驗水平上顯著。然而公司的規(guī)模與企業(yè)經(jīng)營風險負相關(guān)，這可能是由于規(guī)模較大的公司可以進行多種投資分散經(jīng)營風險。對若3的回歸結(jié)果中可以看出，經(jīng)營風險與企業(yè)績效正相關(guān)，且回歸結(jié)果顯著，這也驗證了若，表明較高的經(jīng)營風險會帶來較高的收益。通過對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸結(jié)果也可以看出，國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)績效較差。

在若1、2、3得到驗證的根底上，進一步對經(jīng)營風險在高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效關(guān)系中的作用進行檢驗，驗證經(jīng)營風險是否存在中介效應。

采用溫忠麟等[23]對中介效應的檢驗辦法，檢驗的程序為首先建立研究模型如下：N=dM+e1，Q=aM+e2，N=cM+bQ+e3。模型中M是自變量，N是因變量，如果M對N的作用是M通過變量Q來實現(xiàn)的，那么Q是中介變量。其次進行回歸并檢驗系數(shù)的顯著性，如果發(fā)現(xiàn)系數(shù)d不顯著，那么終止中介效應分析；如果系數(shù)d顯著，那么要檢驗系數(shù)a、b和c。這將出現(xiàn)兩種情況：第一種情況是a和b均顯著，那么要檢驗c，假設(shè)c顯著，那么中介效應顯著，如果a和b均顯著，c不顯著，那么完全中介效應顯著；第二種情況是a和b至少有一個是顯著的，那么要進行Sobel檢驗，如果結(jié)果顯著，那么中介效應顯著，反之那么中介效應不顯著。Sobel檢驗的檢驗公式為Z=■■/Sab，其中Sab=■，■、■表示系數(shù)的估計值，Sa、Sb表示估計值的規(guī)范誤。如果Z大于臨界值，則中介效應顯著。其中5%的顯著水平下，所對應的臨界值是0.97。

為了進行本文的檢測，特構(gòu)建下列模型組：

ROA=a0+d1GI+？茁0Size+？茁1Lev+？茁2Growth+？茁3First+

？茁4State+∑Industry+∑Year+？著〔模型4〕

Risk=b0+a1GI+？茁0Size+？茁1Lev+？茁2Growth+？茁3First+

？茁4State+∑Industry+∑Year+？著〔模型5〕

ROA=c0+c1GI+b1Risk+？茁0Size+？茁1Lev+？茁2Growth+

？茁3First+？茁4State+∑Industry+∑Year+？著〔模型6〕

回歸后的結(jié)果如表5所示。表中列〔4〕、〔5〕、〔6〕分別表示的是模型4、5、6的回歸結(jié)果。通過回歸結(jié)果可以看出：系數(shù)a1、b1、c1、d1分別為2.621、0.00078、0.0233、0.0253，均為正且都顯著，表明經(jīng)營風險是高管股權(quán)鼓勵對企業(yè)績效影響的中介變量，且局部中介效應顯著。因此，經(jīng)營風險是高管股權(quán)鼓勵與企業(yè)績效間的中介變量，驗證了若4，即經(jīng)營風險在高管股權(quán)鼓勵對企業(yè)績效的影響中起到中介效應。

六、結(jié)論與倡議

〔一〕研究結(jié)論

對于高管股權(quán)鼓勵、經(jīng)營風險與公司績效三者關(guān)系的理論分析是本文的出發(fā)點。本文在基于國內(nèi)外文獻對三者關(guān)系研