管理層股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)與資本配置效率

蘇 坤

西北工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，西安710072

1 引言

風(fēng)險承擔(dān)是指在投資決策中具備如下特征的一類典型行為:①風(fēng)險較大但收益也相對較高;②注重公司的長期價值，投資回收期較長，短期成本較高，且成功概率相對較低。風(fēng)險承擔(dān)反映了公司在投資決策中對風(fēng)險投資項目的選擇，較高的風(fēng)險承擔(dān)表明高管更具冒險精神，更不會放棄風(fēng)險較高但凈現(xiàn)值為正的投資項目。風(fēng)險承擔(dān)的重要性不言而喻，盡管有些公司因風(fēng)險承擔(dān)而招致失敗，但卻沒有一個公司在不承擔(dān)風(fēng)險的狀況下而興旺發(fā)達。公司通過風(fēng)險承擔(dān)追求較好的市場和盈利機會是公司生存和發(fā)展的基石，也是一個國家經(jīng)濟長期增長的支柱［1］。

代理成本的存在促使管理層不愿承擔(dān)風(fēng)險［2］，在激勵管理層風(fēng)險承擔(dān)方面，將管理層薪酬與公司未來業(yè)績相聯(lián)系的長期激勵機制發(fā)揮著關(guān)鍵作用［3］。然而長期以來，中國公司長期激勵機制缺失。同時，由于受中國集體主義和儒家中庸思想的影響，人們對待風(fēng)險談虎色變、避而遠之，導(dǎo)致中國公司風(fēng)險承擔(dān)整體不足。在長期激勵機制方面，股權(quán)激勵無疑是一類典型也最為常見的激勵工具。2006年1月1日正式施行的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》標(biāo)志著中國股權(quán)激勵政策的正式實施，經(jīng)過近些年的發(fā)展，中國實施的股權(quán)激勵計劃能否有效地促進公司風(fēng)險承擔(dān)并進一步提高資本配置效率是擺在理論界和實務(wù)界面前一項重要而緊迫的課題。

2 相關(guān)研究評述

已有關(guān)于風(fēng)險承擔(dān)的研究大多是針對銀行等金融機構(gòu)［4-5］，近年來才逐漸涉及對非金融類公司風(fēng)險承擔(dān)的研究，主要圍繞公司風(fēng)險承擔(dān)影響因素和經(jīng)濟后果兩個方面展開，在研究范圍和深度上仍存在一定的不足。

早期關(guān)于公司風(fēng)險承擔(dān)影響因素的研究主要集中在公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、成長機會、多元化和行業(yè)類別等公司基本特征上［6-7］，隨著公司治理理論的發(fā)展，近年來從公司治理視角對公司風(fēng)險承擔(dān)影響因素的研究方興未艾。自從Jensen等［8］提出著名的委托代理理論以來，代理理論在解釋管理層行為方面扮演著十分重要的角色。代理理論認(rèn)為廣大股東可以通過多元化投資分散風(fēng)險，而管理者的專用性人力資本和個人財富卻往往高度依賴于所供職企業(yè)，無法有效分散風(fēng)險，出于職業(yè)關(guān)注和個人私利的考慮，管理者不愿意承擔(dān)風(fēng)險(“寧靜的生活”假說理論)，他們甚至?xí)艞壱恍╋L(fēng)險相對較高但凈現(xiàn)值為正的投資項目(降低風(fēng)險承擔(dān))，從而違背股東的利益，降低公司價值。在管理層代理問題方面，Hu等［9］發(fā)現(xiàn)由于職業(yè)關(guān)注，績效很好和很差的基金經(jīng)理會采取較多的風(fēng)險承擔(dān)行為;崔勝凱等［10］發(fā)現(xiàn)管理層權(quán)力越大的公司風(fēng)險承擔(dān)水平越低。由此，理論界和學(xué)術(shù)界設(shè)計了一系列激勵和制衡機制來實現(xiàn)管理層與股東風(fēng)險偏好一致。在激勵機制方面，股權(quán)激勵和股票期權(quán)是常用的手段。Wright等［11］發(fā)現(xiàn)授予管理層股票期權(quán)能夠促進公司風(fēng)險承擔(dān);Low［12］發(fā)現(xiàn)當(dāng)CEO 財富相對股票收益較敏感時，公司會采納更具風(fēng)險性的政策;Dong等［13］發(fā)現(xiàn)當(dāng)持有股票期權(quán)的CEO 財富相對股票收益更敏感時，公司更可能發(fā)生負(fù)債融資這類風(fēng)險承擔(dān)行為。此外，在貨幣薪酬激勵方面，張瑞君等［14］發(fā)現(xiàn)中國上市公司貨幣薪酬在一定程度上能夠激勵公司承擔(dān)風(fēng)險的水平。而在制衡機制方面，所有權(quán)集中、機構(gòu)投資者和國外投資者等都具有重要影響。在所有權(quán)集中度方面，Paligorova［15］發(fā)現(xiàn)大股東具有強烈的動機通過風(fēng)險型項目提高公司收益;Nguyen［16］發(fā)現(xiàn)所有權(quán)集中度與風(fēng)險承擔(dān)正相關(guān);而薛有志等［17］進一步從終極產(chǎn)權(quán)的視角檢驗終極股東對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響。在其他類型投資者監(jiān)督方面，Wright等［18］發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者能夠促進公司風(fēng)險承擔(dān);Boubakri等［19］發(fā)現(xiàn)國外投資者也有助于促進公司風(fēng)險承擔(dān)，并且這一關(guān)系受國家制度的影響。董事會作為公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分，對公司風(fēng)險承擔(dān)也具有重要影響［20-21］，Wang［22］發(fā)現(xiàn)小規(guī)模董事會更能促使CEO 承擔(dān)風(fēng)險;Ferrero-Ferrero等［7］發(fā)現(xiàn)董事費用與公司風(fēng)險承擔(dān)正相關(guān)，而獨立董事、兩職兼任對公司風(fēng)險承擔(dān)沒有顯著影響。

通過上述研究可以看出，長期激勵機制在促進公司風(fēng)險承擔(dān)方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用［3］。然而，縱觀中國企業(yè)(尤其是國有企業(yè))高管薪酬歷史，由于高管薪酬通常以工資和獎金等短期薪酬為主，這也就促使管理層更多地專注于能夠增加短期業(yè)績的項目［11，23］，忽視對風(fēng)險承擔(dān)項目的投資。在股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系上，已有研究多以國外成熟資本市場為背景，且國外學(xué)者大都將股權(quán)激勵視為一個整體，從風(fēng)險激勵程度的視角探討股權(quán)激勵對風(fēng)險承擔(dān)的影響［12-13］，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵能夠促使管理層克服風(fēng)險規(guī)避，導(dǎo)致較優(yōu)的風(fēng)險承擔(dān)，但并沒有深入研究管理層股權(quán)激勵程度的影響。然而，由于中國實施股權(quán)激勵的時間不長，學(xué)者對此進行的研究相對較少。

在公司風(fēng)險承擔(dān)經(jīng)濟后果方面，已有研究對公司風(fēng)險承擔(dān)經(jīng)濟后果的探討雖有所涉及，但尚未引起足夠重視。研究內(nèi)容主要體現(xiàn)在對公司融資［13，24］、現(xiàn)金持有［25］、成長性［26］、股價波動［27］和 績效［16，28］等少數(shù)方面的影響上。在公司融資方面，Dong等［13］發(fā)現(xiàn)股票期權(quán)能夠增大公司風(fēng)險承擔(dān)，進而導(dǎo)致公司發(fā)行更多的負(fù)債而非權(quán)益融資，造成了次優(yōu)的資本結(jié)構(gòu);Djembissi［24］發(fā)現(xiàn)高風(fēng)險承擔(dān)會導(dǎo)致較短的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)。在現(xiàn)金持有方面，Liu等［25］發(fā)現(xiàn)風(fēng)險承擔(dān)較高的公司需要相對較強的資產(chǎn)流動性，公司現(xiàn)金持有水平就較高。在公司成長性方面，Kim等［26］發(fā)現(xiàn)較高的公司風(fēng)險承擔(dān)能夠促進公司成長性;王陽等［27］發(fā)現(xiàn)公司風(fēng)險承擔(dān)增大了公司股價波動性。而在公司績效方面，Nguyen［16］發(fā)現(xiàn)日本家族公司風(fēng)險承擔(dān)相對較高，進而提高了公司績效，而銀行控制公司風(fēng)險承擔(dān)較低，公司績效也相對較低;李文貴等［28］發(fā)現(xiàn)公司風(fēng)險承擔(dān)能顯著提高企業(yè)的市場價值。上述研究雖然從不同方面初步檢驗了公司風(fēng)險承擔(dān)的經(jīng)濟后果，但并沒有直接體現(xiàn)公司風(fēng)險承擔(dān)的內(nèi)涵。本研究基于公司風(fēng)險承擔(dān)的內(nèi)涵，從其能否提升公司對投資機會的運用、減少放棄高風(fēng)險但凈現(xiàn)值為正的投資項目的視角，探討公司風(fēng)險承擔(dān)對提高資本配置效率的積極作用，結(jié)合中國上市公司股權(quán)激勵實際狀況，進一步檢驗公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的促進作用在股權(quán)激勵公司和非股權(quán)激勵公司間的差異。

3 理論分析和研究假設(shè)

由于管理者的專用性人力資本和個人財富高度依賴于其所供職企業(yè)，出于職業(yè)關(guān)注和個人私利(如在職消費等)的考慮，管理者不愿意承擔(dān)過高的風(fēng)險，他們甚至?xí)艞壱恍╋L(fēng)險相對較高但凈現(xiàn)值為正的投資項目，違背公司股東的利益［2］。在解決此類風(fēng)險相關(guān)的代理問題方面，激勵機制，尤其是將管理層收益與公司未來業(yè)績相聯(lián)系的長期激勵機制發(fā)揮著關(guān)鍵作用［3］。

作為一類典型的長期激勵工具，股權(quán)激勵的核心在于通過授予管理層股權(quán)的方式使被激勵者與公司利潤共享、風(fēng)險共擔(dān)，進而促使被激勵者有動力按照公司利益最大化的原則來經(jīng)營，以減少或消除管理層短期行為［29-30］。作為解決管理層代理問題的重要工具，從剩余索取權(quán)與經(jīng)營權(quán)的匹配看，股權(quán)激勵促使管理層利益與公司股東利益趨于一致，減少了管理層追求私有收益的行為，而管理層追求私有收益的動機顯著降低了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)［1，26］;從信息不對稱的角度看，由于中國這樣的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟國家信息不對稱程度更為嚴(yán)重［31］，而股權(quán)激勵降低了管理層信息不對稱的程度［32］，對管理層進行股權(quán)激勵就顯得更為重要，有利于管理層克服風(fēng)險規(guī)避傾向，促進公司風(fēng)險承擔(dān)行為;同時，信號傳遞理論也認(rèn)為當(dāng)管理層持股比例較大時，會向外界傳遞不會攫取公司資源和侵占股東利益的可信信號(理性的管理者通常不會損害自身財富)［33-34］，這種聲譽效應(yīng)有利于提高公司風(fēng)險承擔(dān)水平。綜上所述，股權(quán)激勵機制能夠降低公司管理層與股東之間的利益沖突，是解決代理問題的有效途徑，當(dāng)管理層也是股東并擁有全部股權(quán)時，不存在經(jīng)營權(quán)與所有權(quán)的分離，企業(yè)的代 理成本也就降低為零［8］。Wright等［11］發(fā) 現(xiàn)，與 固定的薪酬激勵相比，股權(quán)激勵對于管理者的價值隨著公司價值的變動而變動，更能激勵管理層風(fēng)險承擔(dān);宋建波等［35］發(fā)現(xiàn)，中國公司管理層持股比例普遍處于較低水平，遠低于趨同效應(yīng)和壕溝效應(yīng)的臨界點25%的管理層持股水平，因此，中國上市公司管理層持股發(fā)揮的主要是利益趨同效應(yīng)。已有研究也表明，給予管理層權(quán)益基礎(chǔ)上的薪酬有助于克服其風(fēng)險規(guī)避傾向，增強風(fēng)險容忍度，促使管理層更注重公司長期利益，進而促進公司風(fēng)險承擔(dān)［36，23］。因此，本研究提出假設(shè)。

H1管理層股權(quán)激勵程度越高，公司風(fēng)險承擔(dān)越高。

從上文公司風(fēng)險承擔(dān)的內(nèi)涵和定義可以看出，風(fēng)險承擔(dān)反映企業(yè)在投資決策時對風(fēng)險型項目的選擇，風(fēng)險承擔(dān)更高表明公司更能充分利用投資機會，更不會放棄那些雖然風(fēng)險較大但凈現(xiàn)值為正的投資項目。從公司價值最大化的目標(biāo)上看，管理層應(yīng)該選擇所有預(yù)期凈現(xiàn)值大于0的投資項目，而不考慮投資項目的風(fēng)險(在計算凈現(xiàn)值時已經(jīng)考慮了公司風(fēng)險因素)，使公司資本實現(xiàn)最優(yōu)的配置。如果將企業(yè)所面臨的投資項目按照預(yù)期凈現(xiàn)值從大到小進行排序，企業(yè)選擇投資項目的臨界點應(yīng)該在預(yù)期凈現(xiàn)值等于零處［28］。然而，由于代理問題的存在和追求私有收益的考慮，管理層將僅僅選擇那些低風(fēng)險項目進行投資，而放棄那些雖然凈現(xiàn)值為正但風(fēng)險較大的投資項目，導(dǎo)致較低的風(fēng)險承擔(dān)水平。風(fēng)險與收益緊密相連，風(fēng)險承擔(dān)也是形成公司收益的一個重要路徑，高收益項目往往伴隨著較大的風(fēng)險。資本配置效率更高意味著公司更傾向于投資高回報率的項目，減少對低回報率項目的投資［37］。較低的風(fēng)險承擔(dān)水平表明公司放棄了部分風(fēng)險較高、但有利于企業(yè)價值增加的投資項目，降低了資本配置效率［28］。Faccio等［38］發(fā)現(xiàn)女性CEO的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平顯著低于男性CEO的企業(yè)，并導(dǎo)致企業(yè)資本配置效率降低，且這種資本配置的低效率主要反映為公司的投資不足。而隨著公司風(fēng)險承擔(dān)水平的提高，管理層對風(fēng)險的容忍程度會隨之增強，進而選擇更具價值增值性的投資項目，放棄風(fēng)險較高但凈現(xiàn)值為正投資項目的現(xiàn)象也將隨之減少，優(yōu)化了企業(yè)資本配置。此外，高風(fēng)險承擔(dān)項目能夠為公司獲得更高的資本回報，加快公司的資本積累并促進技術(shù)進步，使企業(yè)的生產(chǎn)率維持在較高水平［1，39］，促進企業(yè)的長期發(fā)展。Durnev等［40］發(fā)現(xiàn)公司風(fēng)險承擔(dān)水平與更高效的資本預(yù)算相聯(lián)系，間接表明能夠促進公司資源配置效率的提高。因此，本研究提出假設(shè)。

H2提高公司風(fēng)險承擔(dān)有利于公司資本配置效率的提高。

提高公司風(fēng)險承擔(dān)減少了管理層放棄風(fēng)險較高但凈現(xiàn)值為正的投資項目的可能性，提高了資本配置效率，進而有利于企業(yè)價值的增加。股權(quán)激勵將管理層利益與公司的長期價值結(jié)合起來［3，29］，風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的影響必然會受股權(quán)激勵的影響。從理論上說，當(dāng)不存在股權(quán)激勵時，管理層不能直接從資本配置效率的提高中獲取直接收益，管理層的付出將得不到回報或者回報是隱性和間接的(如獎金等形式)，這時管理層并沒有強烈的動機通過風(fēng)險承擔(dān)提高資本配置效率。而當(dāng)管理層持有公司股權(quán)時，管理層能夠從公司價值的增加中分享收益，更有動機承擔(dān)風(fēng)險并促進資本配置效率的提高，也能夠增強風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的提高作用。因此，股權(quán)激勵能夠增強公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的促進作用。因此，本研究提出假設(shè)。

H3與非股權(quán)激勵公司相比，公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的促進作用在股權(quán)激勵公司更為明顯。

4 研究設(shè)計

4.1 變量設(shè)計

(1)管理層股權(quán)激勵

本研究使用公司高級管理人員(包括CEO、總裁、副總經(jīng)理和年報上公布的其他高級管理人員)總計持有的公司股份數(shù)(有兼任情況時不重復(fù)計算持股數(shù)量)占公司期末總股份的比例衡量管理層股權(quán)激勵程度(Equity)。

(2)公司風(fēng)險承擔(dān)

與財務(wù)性指標(biāo)相比，股票收益率的波動不受財務(wù)報表的約束和限制，能夠較好地反映公司的風(fēng)險承擔(dān)行為，也是衡量公司風(fēng)險承擔(dān)的常用指標(biāo)。借鑒已有的研究成果［20，41］，本研究采用年化日收益率標(biāo)準(zhǔn)差的對數(shù)值(CRT1)、年化周收益率標(biāo)準(zhǔn)差的對數(shù)值(CRT2)和年化月收益率標(biāo)準(zhǔn)差的對數(shù)值(CRT3)3種方法同時衡量公司風(fēng)險承擔(dān)，計算公式為

其中，ri，j，t為公司i 在年度j內(nèi)第t日(周、月)的收益率，T 為每個會計年度內(nèi)總的日(周、月)數(shù)。

(3)資本配置效率

借鑒Mclean等［42］的方法，以公司投資對邊際Q的敏感性衡量資本配置效率，主要涉及公司投資水平(Invest)和投資機會(Tobin′s Q)兩個變量。在公司投資水平對投資機會的回歸模型中，投資機會的回歸系數(shù)表示投資機會對公司投資水平的影響程度，也即投資水平對投資機會的敏感性。在模型中設(shè)置投資機會與公司風(fēng)險承擔(dān)(CRT)的交互項檢驗公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，如果交互項的系數(shù)為正，表明公司風(fēng)險承擔(dān)能夠增強投資水平對投資機會的敏感性，也即風(fēng)險承擔(dān)水平較高時投資機會對公司投資的影響程度更大，公司風(fēng)險承擔(dān)有助于公司對投資機會的利用，提高了資本配置效率。公司投資水平使用公司當(dāng)年購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金減去處置上述資產(chǎn)所收到的現(xiàn)金除以期末總資產(chǎn)衡量。使用托賓Q 值度量公司投資機會。

(4)控制變量

①公司規(guī)模(Size)，用資產(chǎn)總額的自然對數(shù)表示;②資本結(jié)構(gòu)(Lev)，用公司期末總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值衡量公司資本結(jié)構(gòu)水平;③盈利能力(ROA)，用資產(chǎn)收益率衡量;④產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)，根據(jù)上市公司最終控制人的性質(zhì)劃分公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，通過追溯上市公司的控制鏈條，如果最終控制人為國有企業(yè)、政府機關(guān)或事業(yè)單位等，則劃分為國有控制公司，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)取值為1，否則取值為0;⑤成長性(Growth)，用主營業(yè)務(wù)收入增長率衡量公司成長性;⑥資產(chǎn)有形性(Tang)，用期末固定資產(chǎn)凈額與資產(chǎn)總額的比值衡量;⑦上市年限(Age)，用上市年限加1 后的自然對數(shù)值衡量;在資本配置效率的回歸模型中還控制了公司現(xiàn)金流水平(CFO)，用公司當(dāng)年經(jīng)營活動所產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與期末總資產(chǎn)的比值衡量;本研究在回歸時還控制了行業(yè)和年度虛擬變量。

將各變量匯總見表1。

4.2 樣本和數(shù)據(jù)來源

本研究以1999年至2012年中國滬、深股市上市公司為初始樣本，并根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)進行篩選。①剔除金融、保險行業(yè)上市公司;②剔除ST、PT 上市公司;③剔除有極端值的觀測值，如所有者權(quán)益為負(fù)等;④剔除有缺失變量的觀測值。經(jīng)過上述篩選程序，共得到13年15 898個樣本觀測值，1999年692個、2000年784個、2001年905個、2002年976個、2003年1 046個、2004年1 105個、2005年1 184個、2006年1 187個、2007年1 184個、2008年1 316個、2009年1 373個、2010年1 381個、2011年1 374個、2012年1 391個。本研究所用財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安信息技術(shù)有限公司開發(fā)的中國股票市場數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和上市公司年報，數(shù)據(jù)分析采用STATA 11.0 軟件。

表1 變量定義Table 1 Definition of Variable

4.3 研究模型

采用如下兩個模型檢驗前述研究假設(shè)，即

其中，CRT 為公司風(fēng)險承擔(dān)，本研究依次采用CRT1、CRT2和CRT33種公司風(fēng)險承擔(dān)衡量方式;X為控制變量集合;DCRT 為公司風(fēng)險承擔(dān)虛擬變量，如果公司風(fēng)險承擔(dān)高于該公司所處行業(yè)當(dāng)年公司風(fēng)險承擔(dān)的平均值，取值為1，否則取值為0，對應(yīng)3種公司風(fēng)險承擔(dān)衡量方式，分別有DCRT1、DCRT2和DCRT3;α0和β0為截距項，α1、α2、β1～β5為回歸系數(shù)，ε為誤差項。(2)式中，如果α1的系數(shù)顯著為正，表示管理層股權(quán)激勵促進公司風(fēng)險承擔(dān)，則H1成立;借鑒Mclean等［42］的方法，以公司投資對邊際Q的敏感性衡量資本配置效率，建 立(3)式 檢驗H2。Tobin′s Q 和CFO均取滯后1年的相應(yīng)變量值。如果(3)式中交互項的系數(shù)β3顯著為正，說明公司風(fēng)險承擔(dān)水平的提高有利于資本配置效率的提高，則H2成立。在此基礎(chǔ)上，進一步將樣本劃分為股權(quán)激勵樣本和非股權(quán)激勵樣本，使用(3)式進行檢驗，以探討公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的促進作用在兩類樣本公司間的差異，驗證H3是否成立。本研究對所有連續(xù)變量進行上、下1%的Winsorize 處理，以消除相關(guān)極端值造成的不利影響。同時，由于常用的面板數(shù)據(jù)估計方法會低估回歸結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)誤差，借鑒Petersen［43］的研究，在下文的回歸分析檢驗時對標(biāo)準(zhǔn)誤差進行公司層面的群聚調(diào)整。

5 實證研究

5.1 描述性統(tǒng)計分析

表2 給出樣本相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，由于有部分缺失值，公司投資水平和公司現(xiàn)金流的觀測量小于整體樣本量。由表2 數(shù)據(jù)可知，中國上市公司管理層股權(quán)激勵水平整體較低，管理層持股比例平均僅為0.017，且各公司間差異較大;CRT1、CRT2和CRT3的標(biāo)準(zhǔn)差(均值)依次為0.281(-3.581)、0.336(-2.826)和0.397(-2.133)，表明各公司間風(fēng)險承擔(dān)存在一定的差異;樣本公司新增投資水平均值為0.062，投資水平整體較高，但從標(biāo)準(zhǔn)差和最小值、最大值可以看出各公司間投資水平差異較大;公司資產(chǎn)收益率最小值為-0.230，最大值為0.161，均值為0.027，說明中國上市公司整體盈利能力不強;產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的均值為0.667，表明國有控制公司所占比例較大;從反映成長性的主營業(yè)務(wù)收入增長率指標(biāo)看，中國上市公司整體成長性較好，但各公司成長性差異較大;公司現(xiàn)金流水平占總資產(chǎn)的比例均值為0.047，整體水平相對較低，且各公司間存在較大差異。

表2 描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive Statistics

5.2 相關(guān)性檢驗

表3 給出變量間的Pearson 相關(guān)系數(shù)。從表3 可以看出，反映公司風(fēng)險承擔(dān)的3個指標(biāo)(CRT1、CRT2和CRT3)均在1%的水平上與管理層股權(quán)激勵顯著正相關(guān)，表明管理層股權(quán)激勵水平的提高促進了公司風(fēng)險承擔(dān)，H1得到初步驗證。模型中所涉及的各自變量之間，相關(guān)系數(shù)絕對值大都小于0.300，整體呈弱相關(guān)關(guān)系，因此各變量間多重共線性問題并不嚴(yán)重。

5.3 管理層股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的回歸分析結(jié)果

基于(2)式通過多元回歸分析檢驗管理層股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，檢驗結(jié)果見表4。其中，(1)列和(2)列給出對被解釋變量CRT1的回歸結(jié)果，(3)列和(4)列給出對被解釋變量CRT2的回歸結(jié)果，(5)列和(6)列給出對被解釋變量CRT3的回歸結(jié)果。(1)列、(3)列和(5)列為未加入任何控制變量下的回歸結(jié)果;(2)列、(4)列和(6)列為在控制其他影響公司風(fēng)險承擔(dān)因素后的回歸結(jié)果。

由表4(1)列和(2)列可知，管理層股權(quán)激勵對CRT1的回歸系數(shù)分別為0.359 和0.089，均在1%的水平上顯著;由(3)列和(4)列可知，管理層股權(quán)激勵對CRT2的回歸系數(shù)分別為0.378 和0.085，均在1%的水平上顯著;由(5)列和(6)列可知，管理層股權(quán)激勵對CRT3的回歸系數(shù)分別為0.306 和0.083，均在5%及以上的水平上顯著。上述檢驗結(jié)果均表明管理層股權(quán)激勵有助于克服管理層的風(fēng)險規(guī)避傾向，增強風(fēng)險容忍度，促使管理層更注重公司長期利益，降低公司代理問題，進而促進公司風(fēng)險承擔(dān)，管理層股權(quán)激勵程度與公司風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，H1得到驗證。

表3 變量的Pearson 相關(guān)檢驗結(jié)果Table 3 Pearson Correlation Test Results of Variables

表4 股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的回歸分析Table 4 Regression Analysis between Equity Incentive and Corporate Risk Taking

從表4 控制變量的回歸結(jié)果可知，公司規(guī)模與風(fēng)險承擔(dān)顯著負(fù)相關(guān)，公司規(guī)模越大越不愿意冒風(fēng)險;資本結(jié)構(gòu)與公司風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，負(fù)債水平越高的公司越傾向于冒風(fēng)險;盈利能力與公司風(fēng)險承擔(dān)顯著負(fù)相關(guān)，盈利能力越差的公司其風(fēng)險承擔(dān)水平越高，越期望通過風(fēng)險承擔(dān)行為改善公司盈利狀況;公司風(fēng)險承擔(dān)在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司間差異不明顯;成長性與公司風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，成長性越高的公司其風(fēng)險承擔(dān)水平也越高;資產(chǎn)有形性與公司風(fēng)險承擔(dān)顯著負(fù)相關(guān);上市年限與公司風(fēng)險承擔(dān)顯著正相關(guān)，上市年限越長，公司風(fēng)險承擔(dān)水平越高。

5.4 公司風(fēng)險承擔(dān)與資本配置效率回歸分析結(jié)果

基于(3)式通過多元回歸分析檢驗公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的影響，檢驗結(jié)果見表5。

表5 公司風(fēng)險承擔(dān)與資本配置效率回歸分析Table 5 Regression Analysis between Corporate Risk Taking and Efficiency of Capital Allocation

由于涉及滯后變量，表5 中的觀測量比原始的觀測量少。其中，(1)列、(3)列和(5)列給出僅列示投資機會、公司風(fēng)險承擔(dān)和二者的交互項的回歸分析結(jié)果，(2)列、(4)列和(6)列給出在控制其他影響公司資本配置效率因素后的回歸結(jié)果。由表5(1)列、(3)列和(5)列可知，由于沒有控制其他影響資本配置效率的因素，投資機會的回歸系數(shù)不顯著，但投資機會與公司風(fēng)險承擔(dān)交互項的回歸系數(shù)在5%及以上的水平上顯著正相關(guān)。而在控制其他影響公司資本配置效率因素后，由(2)列、(4)列和(6)列可知，滯后1 期的公司投資機會的回歸系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，說明公司所面臨的投資機會越多，公司投資支出就越大;此時，投資機會與公司風(fēng)險承擔(dān)交互項的回歸系數(shù)在10%及以上的水平上顯著正相關(guān)。上述檢驗結(jié)果表明，在公司風(fēng)險承擔(dān)較高的情況下，公司投資水平對投資機會的敏感性更大，公司風(fēng)險承擔(dān)水平的提高有利于公司對投資機會的充分利用，進而提高資本配置效率，H2得到驗證。

從表5 控制變量的回歸結(jié)果可知，公司現(xiàn)金流水平與公司投資顯著正相關(guān)，公司投資水平會受到公司現(xiàn)金流水平的限制;公司規(guī)模與公司投資水平顯著正相關(guān)，公司規(guī)模越大越可能追加更多的投資實現(xiàn)進一步擴張;資本結(jié)構(gòu)對公司投資水平的影響不顯著;盈利能力與公司投資水平顯著正相關(guān)，說明盈利能力越強的公司越有資本進行新項目的投資;國有性質(zhì)公司的新增投資水平相對較低，但與非國有性質(zhì)公司的差異并不明顯;成長性與公司投資水平顯著正相關(guān)，成長性越好的公司新增投資水平也就越高;資產(chǎn)有形性與公司投資水平顯著正相關(guān);上市年限與公司投資水平顯著負(fù)相關(guān)，說明新上市公司更可能進行大規(guī)模的投資。

5.5 是否股權(quán)激勵情景下公司風(fēng)險承擔(dān)與資本配置效率回歸分析結(jié)果

為了進一步檢驗股權(quán)激勵公司與非股權(quán)激勵公司兩類樣本間公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率影響的差異，采用(3)式分別對股權(quán)激勵樣本和非股權(quán)激勵樣本進行多元回歸分析，檢驗結(jié)果見表6。其中，股權(quán)激勵觀測值為8 923，非股權(quán)激勵觀測值為4 163。由表6 可知，滯后1 期的公司投資機會的回歸系數(shù)仍然為正且在1%的水平上顯著，進一步表明公司所面臨的投資機會越多，公司投資支出就越大;在股權(quán)激勵樣本組，投資機會與公司風(fēng)險承擔(dān)交互項的回歸系數(shù)在10%及以上的水平上顯著正相關(guān)，而在非股權(quán)激勵樣本組，上述交互項的影響則不再顯著。檢驗結(jié)果表明，在股權(quán)激勵樣本組，公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的促進作用較為明顯;在非股權(quán)激勵樣本，公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的促進作用雖然為正但沒有達到顯著性水平。也即與非股權(quán)激勵公司相比，公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的促進作用在股權(quán)激勵公司更為明顯，H3得到驗證。

5.6 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本研究結(jié)論的可靠性，采用如下方法對本研究的結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。①股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的非線性關(guān)系檢驗。從理論上講，股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響可能存在非線性關(guān)系，在股權(quán)激勵程度較低時存在激勵效應(yīng)，在股權(quán)激勵程度較高時存在壕溝效應(yīng)，也就是說股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響可能呈倒U 形關(guān)系。為此，本研究在股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)的回歸分析中進一步引入股權(quán)激勵的平方項，檢驗結(jié)果表明，股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響仍顯著為正，股權(quán)激勵平方項的回歸系數(shù)不顯著，說明中國上市公司股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的非線性關(guān)系并不明顯。②內(nèi)生性測試。采用滯后變量法以減弱內(nèi)生性問題的影響，重新進行本研究的實證檢驗，檢驗結(jié)果表明，本研究提出的3個研究假設(shè)仍然成立。③鑒于部分公司沒有實施股權(quán)激勵，在刪除非股權(quán)激勵樣本后得到10 820個樣本觀測值，重新進行實證檢驗，本研究結(jié)論仍然成立。限于篇幅，在此沒有列示穩(wěn)健性檢驗的實證檢驗結(jié)果。

6 結(jié)論

本研究選取1999年至2012年滬、深股市15 898個樣本觀察值，深入研究中國上市公司管理層股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，探討公司風(fēng)險承擔(dān)對提高資本配置效率的積極作用，并進一步檢驗公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的影響在股權(quán)激勵公司與非股權(quán)激勵公司間的差異。研究結(jié)果表明，①管理層股權(quán)激勵作為長期激勵工具，能夠促使管理層利益與公司股東利益趨于一致，有助于克服管理層風(fēng)險規(guī)避傾向，促使管理層更注重公司的長期利益，減少或消除管理層短期行為，降低公司代理問題，進而促進公司風(fēng)險承擔(dān)。②公司風(fēng)險承擔(dān)水平的提高能夠增加公司對風(fēng)險的容忍程度，有利于公司對投資機會的充分利用，進而提高資本配置效率。③由于股權(quán)激勵能夠增強管理層通過風(fēng)險承擔(dān)提高資本配置效率的動機，與非股權(quán)激勵公司相比，公司風(fēng)險承擔(dān)對資本配置效率的促進作用在股權(quán)激勵公司更為顯著。本研究結(jié)論為深入揭示中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟制度背景下管理層股權(quán)激勵和公司風(fēng)險承擔(dān)的積極作用以及管理層股權(quán)激勵、公司風(fēng)險承擔(dān)與資本配置效率三者之間的邏輯關(guān)系提供了有益的思考和啟示。

本研究從中國上市公司管理層長期激勵不足的現(xiàn)實特點出發(fā)，從公司風(fēng)險承擔(dān)的視角研究管理層股權(quán)激勵的積極效果，并進一步從資本配置效率的視角揭示公司風(fēng)險承擔(dān)的經(jīng)濟后果及其在股權(quán)激勵公司與非股權(quán)激勵公司間的差異。本研究結(jié)論對于中國上市公司深入認(rèn)識風(fēng)險承擔(dān)的價值、進一步完善相關(guān)激勵機制、提高資本配置效率具有重要的理論和現(xiàn)實意義。本研究結(jié)果表明，中國上市公司實施的股權(quán)激勵制度是有效的，達到促使公司注重風(fēng)險承擔(dān)和長期價值的目的，減輕了管理層的代理問題。而公司風(fēng)險承擔(dān)能夠提升資本配置效率，促進公司的長期發(fā)展和競爭能力的提高，且股權(quán)激勵能

夠進一步增強公司風(fēng)險承擔(dān)的積極效果。基于本研究結(jié)果，中國資本市場相關(guān)管理部門應(yīng)進一步采取措施，切實推進并完善股權(quán)激勵制度，促使公司勇于擔(dān)當(dāng)風(fēng)險，提升資本配置效率。

表6 是否股權(quán)激勵情景下公司風(fēng)險承擔(dān)與資本配置效率回歸分析Table 6 Regression Analysis between Corporate Risk Taking and Efficiency of Capital Allocation under the Situation of Whether Equity Incentive

本研究不足在于，僅考慮了股權(quán)激勵這一類長期激勵機制對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，沒有考慮其他長期激勵機制的影響;在研究股權(quán)激勵對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響時，沒有考慮外部制度環(huán)境的影響。如何同時考慮外部制度環(huán)境和其他長期激勵機制的交互作用仍有待于進一步的深入研究。

［1］John K，Litov L，Yeung B.Corporate governance and risk-taking［J］.The Journal of Finance，2008，63(4):1679-1728.

［2］Kempf A，Ruenzi S，Thiele T.Employment risk，compensation incentives，and managerial risk taking:Evidence from the mutual fund industry［J］.Journal of Financial Economics，2009，92(1):92-108.

［3］Gao L，Sudarsanam P.Executive compensation，hubris，corporate governance:Impact on managerial risk taking and value creation in UK high-tech and lowtech acquisitions［R］.Bedfordshire:Cranfield University，2005.

［4］曹素娟.市場競爭、資本約束與銀行風(fēng)險承擔(dān)行為調(diào)整［J］.投資研究，2012，31(6):79-88.Cao Sujuan.Market competition，capital constraint and accommodation of bank risk bearing behaviors［J］.Review of Investment Studies，2012，31(6):79-88.(in Chinese)

［5］徐明東，陳學(xué)彬.貨幣環(huán)境、資本充足率與商業(yè)銀行風(fēng)險承擔(dān)［J］.金融研究，2012(7):48-62.Xu Mingdong，Chen Xuebin.Monetary condition，capital adequacy ratio and bank risk-taking［J］.Journal of Financial Research，2012(7):48-62.(in Chinese)

［6］張敏，黃繼承.政治關(guān)聯(lián)、多元化與企業(yè)風(fēng)險:來自我國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)［J］.管理世界，2009(7):156-164.Zhang Min，Huang Jicheng.Political connections，diversification and firm′s risks［J］.Management World，2009(7):156-164.(in Chinese)

［7］Ferrero-Ferrero I，F(xiàn)ernández-Izquierdo M A，Mu?oz-Torres M J.The impact of the board of directors characteristics on corporate performance and risk-taking before and during the global financial crisis［J］.Review of Management Science，2012，6(3):207-226.

［8］Jensen M C，Meckling W H.Theory of the firm:Managerial behavior，agency costs and ownership structure［J］.Journal of Financial Economics，1976，3(4):305-360.

［9］Hu P，Kale J R，Pagani M，Subramanian A.Fund flows，performance，managerial career concerns，and risk-taking［J］.Management Science，2011，57(4):628-646.

［10］崔勝凱，石大林，楊瓊.管理層權(quán)力、投資機會與公司風(fēng)險承擔(dān)［J］.中國注冊會計師，2014(8):63-71.Cui Shengkai，Shi Dalin，Yang Qiong.Management power，investment opportunity and corporate risk taking［J］.The Chinese Certified Public Accountant，2014(8):63-71.(in Chinese)

［11］Wright P，Kroll M，Krug J A，Pettus M.Influences of top management team incentives on firm risk taking［J］.Strategic Management Journal，2007，28(1):81-89.

［12］Low A.Managerial risk-taking behavior and equitybased compensation［J］.Journal of Financial Economics，2009，92(3):470-490.

［13］Dong Z，Wang C，Xie F.Do executive stock options induce excessive risk taking?［J］.Journal of Banking ＆ Finance，2010，34(10):2518-2529.

［14］張瑞君，李小榮，許年行.貨幣薪酬能激勵高管承擔(dān)風(fēng)險嗎［J］.經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2013(8):84-100.Zhang Ruijun，Li Xiaorong，Xu Nianhang.Do cash compensation encourage managers taking risk?［J］.Economic Theory and Business Management，2013(8):84-100.(in Chinese)

［15］Paligorova T.Corporate risk taking and ownership structure［R］.Ottawa:Bank of Canada，2010.

［16］Nguyen P.Corporate governance and risk-taking:Evidence from Japanese firms［J］.Pacific-Basin Finance Journal，2011，19(3):278-297.

［17］薛有志，劉鑫.所有權(quán)性質(zhì)、現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)分離和公司風(fēng)險承擔(dān):基于第二層代理問題的視角［J］.山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2014，36(2):93-103.Xue Youzhi，Liu Xin.Nature of ownership，the separation of cash flow right and voting right and corporate risk-taking:From the perspective of the second agency problem［J］.Journal of Shanxi Finance and Economics University，2014，36(2):93-103.(in Chinese)

［18］Wright P，F(xiàn)erris S P，Sarin A，Awasthi V.Impact of corporate insider，blockholder，and institutional equity ownership on firm risk taking［J］.Academy of Management Journal，1996，39(2):441-458.

［19］Boubakri N，Cosset J C，Saffar W.The role of state and foreign owners in corporate risk-taking:Evidence from privatization［J］.Journal of Financial Economics，2013，108(3):641-658.

［20］Koerniadi H，Krishnamurti C，Tourani-Rad A.Corpo-rate governance and risk-taking in New Zealand［J］.Australian Journal of Management，2014，39(2):227-245.

［21］解維敏，唐清泉.公司治理與風(fēng)險承擔(dān):來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.財經(jīng)問題研究，2013(1):91-97.Xie Weimin，Tang Qingquan.Corporate governance and risk bearing:Empirical evidence from listed companies in China［J］.Research on Financial and Economic Issues，2013(1):91-97.(in Chinese)

［22］Wang C J.Board size and firm risk-taking［J］.Review of Quantitative Finance and Accounting，2012，38(4):519-542.

［23］Huang Y T，Wu M C，Liao S L.The relationship between equity-based compensation and managerial risk taking:Evidence from China［J］.Journal of Emerging Markets Finance and Trade，2013，49(S2):107-125.

［24］Djembissi B.Excessive risk taking and the maturity structure of debt［J］.Journal of Economic Dynamics＆ Control，2011，35(10):1800-1816.

［25］Liu Y，Mauer D C.Corporate cash holdings and CEO compensation incentives［J］.Journal of Financial Economics，2011，102(1):183-198.

［26］Kim E H，Lu Y.CEO ownership，external governance，and risk-taking［J］.Journal of Financial Economics，2011，102(2):272-292.

［27］王陽，鄭春艷.上市公司風(fēng)險承擔(dān)對股價波動的影響研究［J］.價格理論與實踐，2012(3):57-58.Wang Yang，Zheng Chunyan.Study on the effect of corporate risk taking on stock price voltility［J］.Price:Theory ＆ Practice，2012(3):57-58.(in Chinese)

［28］李文貴，余明桂.所有權(quán)性質(zhì)、市場化進程與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2012(12):115-127.Li Wengui，Yu Minggui.Nature of ownership，market liberalization，and corporate risk-taking［J］.China Industrial Economics，2012(12):115-127.(in Chinese)

［29］Ederer F，Manso G.Is pay-for-performance detrimental to innovation?［J］.Management Science，2013，59(7):1496-1513.

［30］呂長江，鄭慧蓮，嚴(yán)明珠，許靜靜.上市公司股權(quán)激勵制度設(shè)計:是激勵還是福利?［J］.管理世界，2009(9):133-147.Lv Changjiang，Zheng Huilian，Yan Mingzhu，Xu Jingjing.The design for listed companies′ stimulation system by stock options:Is it an incentive or benefit?［J］.Management World，2009(9):133-147.(in Chinese)

［31］Kim K A，Kitsabunnarat P，Nofsinger J R.Ownership and operating performance in an emerging market:Evidence from Thai IPO firms［J］.Journal of Corporate Finance，2004，10(3):355-381.

［32］Holmstrom B，Costa J R.Managerial incentives and capital management［J］.The Quarterly Journal of Economics，1986，101(4):835-860.

［33］Chan K，Menkveld A J，Yang Z.Information asymmetry and asset prices:Evidence from the China foreign share discount［J］.The Journal of Finance，2008，63(1):159-196.

［34］Fahlenbrach R，Stulz R M.Managerial ownership dynamics and firm value［J］.Journal of Financial Economics，2009，92(3):342-361.

［35］宋建波，田悅.管理層持股的利益趨同效應(yīng)研究:基于中國A 股上市公司盈余持續(xù)性的檢驗［J］.經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2012(12):99-109.Song Jianbo，Tian Yue.Research on alignment effect of managerial ownership:Empirical study on earnings persistence based on A-share listed companies［J］.Economic Theory and Business Management，2012(12):99-109.(in Chinese)

［36］Low A.Managerial risk-taking behavior and equitybased compensation［J］.Journal of Financial Economics，2009，92(3):470-490.

［37］李青原，趙奇?zhèn)?，李江冰，江?外商直接投資、金融發(fā)展與地區(qū)資本配置效率:來自省級工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)［J］.金融研究，2010(3):80-97.Li Qingyuan，Zhao Qiwei，Li Jiangbing，Jiang Chun.The study of FDI，financial development and local capital allocation efficiency［J］.Journal of Financial Research，2010(3):80-97.(in Chinese)

［38］Faccio M，Marchica M T，Mura R.CEO gender，corporate risk-taking，and the efficiency of capital allocation ［R］.West Lafayette:Purdue University，2012.

［39］Hilary G，Hui K W.Does religion matter in corporate decision making in America?［J］.Journal of Financial Economics，2009，93(3):455-473.

［40］Durnev A，Morck R，Yeung B.Value-enhancing capital budgeting and firm-specific stock return variation［J］.The Journal of Finance，2004，59(1):65-105.

［41］Nakano M，Nguyen P.Board size and corporate risk taking:Further evidence from Japan［J］.Corporate Governance:An International Review，2012，20(4):369-387.

［42］Mclean R D，Zhang T，Zhao M.Why does the law matter?Investor protection and its effects on investment，finance，and growth［J］.The Journal of Finance，2012，67(1):313-350.

［43］Petersen M A.Estimating standard errors in financepanel date sets:Comparing approaches［J］.Review of Financial Studies，2009，22(1):435-480.