高管股權(quán)激勵、融資約束與中小企業(yè)績效

陳云橋，李 杰，郝 晗，徐禮志

（延安大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 延安 716000）

0 引言

“十四五”規(guī)劃中指出，要深化人才發(fā)展體制機(jī)制改革，完善人才評價和激勵機(jī)制。高管在企業(yè)經(jīng)營決策中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，高管激勵作為重要的公司治理機(jī)制，能夠有效緩解高管與股東目標(biāo)不一致而產(chǎn)生的委托代理問題。股權(quán)激勵作為完善企業(yè)薪酬激勵體系的核心環(huán)節(jié)，已成為我國上市公司重要的激勵與約束機(jī)制?；赪ind 的不完全統(tǒng)計，自2006—2020 年底，A 股近40%的公司實(shí)施過股權(quán)激勵，中小板與創(chuàng)業(yè)板的這一比例更是高達(dá)54%，上市企業(yè)將股權(quán)激勵視為普遍的薪酬待遇的一種。以往國內(nèi)外關(guān)于高管股權(quán)激勵與公司績效的研究頗多，結(jié)論也不盡一致，包括正相關(guān)[1-2]、負(fù)相關(guān)[3-4]、非線性相關(guān)[5-6]甚至是不相關(guān)[7]。因而，高管股權(quán)激勵對中小企業(yè)績效的影響有待更進(jìn)一步的實(shí)證檢驗。

中小企業(yè)作為我國經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎，在推動高質(zhì)量發(fā)展中具有重要地位。然而，為防控突如其來的新型冠狀病毒肺炎（corona virus disease 2019，“COVID-19”，簡稱“新冠肺炎”）疫情，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了系統(tǒng)性停滯，多數(shù)中小微企業(yè)現(xiàn)金余額難以維持企業(yè)生存[8]。已有研究[9]中認(rèn)為，中小企業(yè)由于自身的創(chuàng)新性、成長性特征以及單一的融資來源等，面臨比大型企業(yè)更為嚴(yán)重的融資約束。在面臨重大公共危機(jī)時中小企業(yè)更加舉步維艱，難以維持正常經(jīng)營與發(fā)展。中小企業(yè)融資難問題一直是我國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展面臨的重大問題。缺乏內(nèi)部資金是企業(yè)尤其是民營企業(yè)和中小企業(yè)健康發(fā)展的重要阻礙因素[10]。已有研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵能夠激勵高管減少對企業(yè)的侵占與掏空行為，對公司現(xiàn)金尤其是超額現(xiàn)金具有顯著的減持作用[11]，企業(yè)能夠?qū)⒏嗟馁Y金用于研發(fā)和生產(chǎn)。在降低委托代理成本的同時，股權(quán)激勵計劃能夠釋放項目質(zhì)量良好的積極信號，使投資者更愿意提供資金[12]，降低企業(yè)融資約束程度。那么，高管股權(quán)激勵能否通過緩解融資約束，促進(jìn)中小企業(yè)績效提升呢?

由于我國企業(yè)股權(quán)激勵實(shí)施較晚，已有研究缺少對上市中小企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵的可能驅(qū)動因素分析，魏春燕[9]研究發(fā)現(xiàn)，不同于主板，創(chuàng)業(yè)板股權(quán)激勵的主要驅(qū)動是人力資源需求，目的是留住核心員工。那么融資約束是否為中小上市公司實(shí)施股權(quán)激勵的可能驅(qū)動因素呢？因此，本文擬以上市中小企業(yè)為研究對象，提出了融資約束在高管股權(quán)激勵與上市中小企業(yè)績效關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)的設(shè)想，考察高管股權(quán)激勵的“激勵效應(yīng)”及其潛在的作用機(jī)制，進(jìn)一步分析不同產(chǎn)權(quán)、股權(quán)激勵方案下，高管股權(quán)激勵的異質(zhì)性影響。這對探討中小企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵緩解融資約束程度，促進(jìn)企業(yè)績效的提升具有較強(qiáng)的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

委托代理理論就高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效的影響主要提出了“利益協(xié)同假說”和“塹壕防御假說”兩種相反的假說?！袄鎱f(xié)同假說”認(rèn)為，高管股權(quán)激勵把股東對經(jīng)營者的監(jiān)督轉(zhuǎn)化為經(jīng)營者的自我約束，使經(jīng)營者與股東利益最大化目標(biāo)趨向一致，緩解委托代理問題[13]?！皦q壕防御假說”認(rèn)為，當(dāng)高管的持股比例高到可與其他股東對抗時，高管可能會牟取私利而損害股東利益[14]?；谧顑?yōu)契約理論，高管股權(quán)激勵能夠通過高管的努力程度、聲譽(yù)維護(hù)以及風(fēng)險承擔(dān)3 個途徑發(fā)揮“激勵效應(yīng)”。高管股權(quán)激勵使高管與股東“目標(biāo)”一致，從而增強(qiáng)了高管的努力程度，降低在職消費(fèi)等有損企業(yè)價值的行為；高管股權(quán)激勵所具有的聲譽(yù)維護(hù)效應(yīng)，降低了外部投資者對資金需求者的監(jiān)督成本；股權(quán)激勵的長期性，能夠吸引風(fēng)險喜好人才的加入，增加風(fēng)險承擔(dān)行為，促使高管做出更利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的決策。高管股權(quán)激勵也可以增加高管跳槽成本，穩(wěn)定經(jīng)營團(tuán)體，保證企業(yè)的持續(xù)發(fā)展。高管股權(quán)激勵的“激勵效應(yīng)”要求更多發(fā)揮有效契約論的作用，從而激勵高管著眼于企業(yè)的長期價值增值。由于我國中小上市企業(yè)高管股權(quán)激勵較晚，高管持股比例較低，高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效關(guān)系可能處于利益趨同階段?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出以下假設(shè)1。

H1高管股權(quán)激勵能促進(jìn)中小企業(yè)的績效提升。

根據(jù)莫迪格利安尼和米勒的資本結(jié)構(gòu)理論（MM理論），信息不對稱的存在使得企業(yè)無法得到最優(yōu)投資水平時所需資金，普遍面臨外部融資約束問題。融資約束問題是制約中小企業(yè)發(fā)展的重要因素，高管股權(quán)激勵若能緩解中小企業(yè)融資約束程度，則有助于企業(yè)轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新成長，增加企業(yè)績效。根據(jù)融資約束產(chǎn)生的原因，高管股權(quán)激勵可能通過緩解信息不對稱或者降低代理成本從而降低企業(yè)融資約束水平。高管股權(quán)激勵能通過緩解中小企業(yè)融資約束程度、提升企業(yè)績效的原因在于：1）高管股權(quán)激勵能夠抑制高管的機(jī)會主義行為，減少在職消費(fèi)、資金占用等，對公司現(xiàn)金尤其是超額現(xiàn)金具有顯著的減持作用，企業(yè)能夠?qū)⒏嗟馁Y金用于研發(fā)和生產(chǎn)[11]；高管股權(quán)激勵具有的聲譽(yù)維護(hù)效應(yīng)，降低了外部投資者對資金需求者的監(jiān)督成本，緩解企業(yè)面臨的融資約束問題，促進(jìn)企業(yè)績效提升[15]。股權(quán)激勵不需要大量現(xiàn)金支出，從而增加了現(xiàn)金儲備，緩解了現(xiàn)金緊張的壓力，因此，面臨嚴(yán)重融資約束的中小企業(yè)更可能實(shí)施高管股權(quán)激勵。2）公司治理中的信息不對稱，使得高管人員有機(jī)會追求自身利益最大化而損害投資者的部分利益，從而產(chǎn)生委托代理問題。高管股權(quán)激勵在降低委托代理成本的同時，其計劃的發(fā)布一定程度上能夠反映企業(yè)未來的發(fā)展?jié)摿?，向外部釋放項目質(zhì)量良好的積極信號，能緩解信息不對稱程度，使投資者更愿意提供資金，降低企業(yè)的融資約束水平[12]，企業(yè)可以得到更多的外部資金，有助于績效提升。因此，本文提出以下假設(shè)2。

H2a高管股權(quán)激勵緩解了中小企業(yè)的融資約束程度。

H2b融資約束在高管股權(quán)激勵與中小企業(yè)績效關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于創(chuàng)業(yè)板2009 年上市，本文選取深A(yù) 上市中小板以及創(chuàng)業(yè)板2011—2019 年間成功實(shí)施高管股權(quán)激勵計劃的上市公司作為樣本（其中包含2010 年以前實(shí)施高管股權(quán)激勵，但行權(quán)或有效期未截止的樣本），并剔除金融保險、ST、*ST 以及變量財務(wù)數(shù)據(jù)缺失及異常的企業(yè)樣本，共獲取367 家實(shí)施高管股權(quán)激勵計劃的樣本公司，共3 670 個面板數(shù)據(jù)。對連續(xù)變量進(jìn)行1%縮尾處理，所有數(shù)據(jù)來源于國泰安，并使用Excel 2003 和Stata17.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

2.2 變量定義

1）被解釋變量。參考胡景濤等[16]的研究成果，選取扣除非經(jīng)常性損益后的加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率（VROE）來衡量企業(yè)績效，作為反映公司價值創(chuàng)造的綜合性指標(biāo)，使用總資產(chǎn)利潤率（VROA）作為穩(wěn)健性檢驗的替換變量。

2）解釋變量。本文選擇是否實(shí)施高管股權(quán)激勵計劃（VOPTION）及高管股權(quán)激勵強(qiáng)度作為股權(quán)激勵度量指標(biāo)。其中，高管股權(quán)激勵計劃參考文獻(xiàn) [11]，用虛擬變量0 和1 描述，考慮到有效期，將實(shí)施當(dāng)年至有效期截止前年份取1，其他年份取0；高管股權(quán)激勵強(qiáng)度（VINCENT）參考文獻(xiàn)[17]，構(gòu)建如下強(qiáng)度指標(biāo)：

式中：VPrice為股票年末收盤價；VShares、VSalary分別為高管持股數(shù)與年薪總額；VO、VR和VA分別為股權(quán)激勵授予高管的股票期權(quán)、限制性股票和股票增值權(quán)的激勵數(shù)量。

本文還選擇管理層持股比例（VMSH）作為穩(wěn)健性檢驗替換變量。

3）中介變量。本文選取的多變量指標(biāo)借鑒許敏等[18]的做法，構(gòu)造融資約束綜合指數(shù)VFCI來衡量融資約束程度（由于篇幅限制，具體做法未做列示，感興趣者可向作者索要）?？紤]到指標(biāo)選取問題，本文借鑒已有研究使用VWW指數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

4）控制變量。根據(jù)契約理論并參照其他學(xué)者的相關(guān)研究成果，本文選擇的控制變量包括：公司規(guī)模VSIZE、企業(yè)成立年數(shù)自然對數(shù)VAGE、營業(yè)收入增長率VRGR、第一大股東持股比例VCR、股權(quán)制衡度VZ、獨(dú)立董事所占比例VRIN、董事會規(guī)模VBOARD、流動比率VLR、管理層薪酬自然對數(shù)VMPA、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率VETR、現(xiàn)金持有量VCASH、內(nèi)部現(xiàn)金流VCFI。發(fā)達(dá)的金融發(fā)展水平、合理的金融結(jié)構(gòu)對中小企業(yè)融資約束的有效緩解至關(guān)重要，企業(yè)的融資環(huán)境會因為地域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而存在差異。故最后確定本文控制區(qū)域虛擬變量VAREA，東部地區(qū)為1，否則為0。行業(yè)虛擬變量VIND，年度虛擬變量VYEAR。

2.3 模型設(shè)計

為了驗證H1，本文構(gòu)建如下回歸模型：

考慮到高管股權(quán)激勵的滯后性以及反向因果問題，本文構(gòu)建滯后一期回歸模型。模型（2）同時考查是否實(shí)施股權(quán)激勵計劃（VOPTION），其中VControlsVariables為本文控制變量，模型同時控制年度、行業(yè)與地區(qū)固定效應(yīng)，此外，為緩解模型中可能的序列相關(guān)，以標(biāo)準(zhǔn)誤差聚類到企業(yè)層面。

為檢驗融資約束是否為高管股權(quán)激勵的實(shí)施因素H2a，及其在高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效關(guān)系中的中介作用H2b，借鑒已有研究構(gòu)建以下逐步回歸模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗：

檢驗時，第一步，對模型（3）中VINCENT與中介變量（VFCI）進(jìn)行回歸分析，如模型（3）中β1顯著的情況下，則進(jìn)行下一步檢驗；第二步，對模型（4）進(jìn)行回歸，若β2顯著，則說明融資約束存在中介效應(yīng)；進(jìn)一步，若β1顯著，則說明融資約束在高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效的相關(guān)關(guān)系中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，反之為完全中介效應(yīng)。下文中使用Bootstrap 和Sobel檢驗中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。

3 實(shí)證研究與結(jié)果分析

考慮到創(chuàng)業(yè)板2009 年上市，且本文回歸模型涉及成長性指標(biāo)以及滯后一期解釋變量等原因，選擇2011—2019 年深A(yù) 上市367 家中小板以及創(chuàng)業(yè)板成功實(shí)施高管股權(quán)激勵連續(xù)經(jīng)營企業(yè)的3 303（367 家）個年度-公司原始樣本進(jìn)行分析。

3.1 描述性統(tǒng)計分析

高管股權(quán)激勵計劃中限制性股票激勵312 份，股票期權(quán)激勵170 份，混合股權(quán)激勵以及股票增值權(quán)激勵46 份，說明我國上市中小企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵計劃更傾向于限制性股票激勵。表1 為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 1 Descriptive statistical results of the main variables

表1 中，企業(yè)績效VROE均值為4.464，最小值與最大值分別為-63.030, 31.000，說明實(shí)施高管股權(quán)激勵的上市中小企業(yè)整體業(yè)績水平差異較大；高管獲授激勵股數(shù)所占比例（VPPS）均值為0.006，最大值與最小值分別為0.023, 0，說明高管股權(quán)激勵強(qiáng)度整體不高；高管股權(quán)激勵計劃有效期（VPERI）為4.468，說明中小企業(yè)高管股權(quán)激勵計劃有效期適中；融資約束指標(biāo)（VFCI）均值為0.628，標(biāo)準(zhǔn)差為2.851，說明各中小企業(yè)間融資約束差異程度較高，中小企業(yè)間面臨的融資難問題各不相同。其他變量如企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、高管貨幣薪酬及企業(yè)成長性等標(biāo)準(zhǔn)差較大，數(shù)據(jù)離散程度較高，說明中小企業(yè)各公司間存在較大差異，這可能與行業(yè)特征及宏觀經(jīng)濟(jì)政策有關(guān)。其他指標(biāo)與已有研究結(jié)果類似，不再一一贅述。Pearson相關(guān)性分析結(jié)果顯示，變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.8，不存在多重共線性關(guān)系，故相關(guān)性分析結(jié)果未列示。

3.2 回歸結(jié)果分析

3.2.1 高管股權(quán)激勵與中小企業(yè)績效

本文進(jìn)行單位根檢驗以及協(xié)整檢驗，通過后選擇原平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸。表2 為檢驗假設(shè)1 對應(yīng)的模型2，滯后一期高管股權(quán)激勵與中小企業(yè)績效回歸結(jié)果。

表2 高管股權(quán)激勵與中小企業(yè)績效回歸結(jié)果Table 2 Executive equity incentives and SME performance regression results

表2 中的列（1）和（2）結(jié)果顯示，高管股權(quán)激勵計劃（VOPTION）、強(qiáng)度（VINCENT）與企業(yè)績效（VROE）正相關(guān)，且依次在5%, 1%的置信水平上顯著為正，即實(shí)施高管股權(quán)激勵的中小企業(yè)有更高的企業(yè)績效；高管股權(quán)激勵的強(qiáng)度越大，企業(yè)績效水平越高，該回歸結(jié)果初步支持了假設(shè)H1。表1 中列（3）和（4）為更換被解釋變量的回歸結(jié)果，表中數(shù)據(jù)顯示，高管股權(quán)激勵強(qiáng)度與中小企業(yè)績效正相關(guān)，高管股權(quán)激勵強(qiáng)度越大，越能增加企業(yè)績效。這一結(jié)果說明，中小企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵時利益驅(qū)同效應(yīng)發(fā)揮主導(dǎo)作用。其他控制變量數(shù)據(jù)說明，在一定范圍內(nèi)上市公司成長性越好，公司總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，股權(quán)集中度以及高管薪酬越高，企業(yè)績效越好。囿于篇幅，之后各表中相關(guān)控制變量及常數(shù)項的回歸結(jié)果均未列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

3.2.2 高管股權(quán)激勵、融資約束與中小企業(yè)績效

表3 為檢驗假設(shè)2 對應(yīng)的逐步回歸模型（3）和（4）融資約束的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。

表3 高管股權(quán)激勵、融資約束與中小企業(yè)績效Table 3 Executive equity incentives, financing constraints and SME performance

表3 中列（1）高管股權(quán)激勵強(qiáng)度（VINCENT）對融資約束（VFCI）的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為負(fù)，說明高管股權(quán)激勵能有效緩解融資約束水平，故H2a 得證，即中小企業(yè)高管股權(quán)激勵具有融資支持效應(yīng)。表3 中列（2）為考慮中介變量（VFCI）后，高管股權(quán)激勵（VINCENT）與企業(yè)績效（VROE）的回歸結(jié)果，對比表3 中列（1），其VINCENT系數(shù)值和顯著性水平均明顯下降，VFCI系數(shù)顯著，說明高管股權(quán)激勵通過融資約束的部分中介作用促進(jìn)企業(yè)績效提升，故H2b 得證。表3 中列（3）和（4）進(jìn)一步說明，高管股權(quán)激勵計劃（VOPTION）能夠通過緩解融資約束從而促進(jìn)企業(yè)績效提升。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

1）內(nèi)生性檢驗。本文借鑒胡景濤等[16]的做法，選擇VStuff（ln 員工人數(shù)）作為高管股權(quán)激勵的工具變量（VIV）進(jìn)行檢驗。員工人數(shù)與企業(yè)績效之間不存在明顯的關(guān)聯(lián)性，基本滿足外生性要求。Wald F統(tǒng)計量為29.695，大于10%偏誤下的臨界值16.38（名義顯著性水平為5%的檢驗，其真實(shí)顯著性水平不超過10%），說明不存在弱工具變量問題，LIML 法進(jìn)一步驗證IV 滿足有效性的要求。使用2SLS（two-stage least square regression）模型對假設(shè)H1 重新回歸后，本文的結(jié)論依然成立。

2）中介效應(yīng)檢驗。鑒于部分中介效應(yīng)可能出現(xiàn)的置信度降低，本文使用系數(shù)乘積檢驗法Sobel 和Bootstrap 法檢驗融資約束部分中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，得知融資約束的中介效應(yīng)結(jié)論依舊穩(wěn)健。

榆陽區(qū)位于陜西省北部，2017年農(nóng)耕地總面積8.67萬hm2，其中河階地約1萬hm2，主要分布在無定河流域、榆溪河流域、海流兔河流域及其支流流域，是傳統(tǒng)的蔬菜、經(jīng)濟(jì)作物種植區(qū)域，耕地地力水平較高。

3）樣本選擇偏誤。本文樣本選擇為實(shí)施高管股權(quán)激勵樣本，考慮到可能存在的樣本自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，使用雙重差分法（DID）建模后進(jìn)行分析，傾向得分匹配法（PSM）篩選樣本。參考張敬文等[19]關(guān)于多時點(diǎn)雙重差分法的研究結(jié)果，重新設(shè)定回歸模型，PSM-DID 模型估計結(jié)果依舊支持假設(shè)H1，DID檢驗結(jié)果證實(shí)了研究結(jié)論的有效性。限于篇幅，有關(guān)PSM 匹配過程以及回歸結(jié)果均未列示。

4）其他穩(wěn)健性檢驗。排除核心變量的測度偏誤，用VMSH替換高管股權(quán)激勵強(qiáng)度變量，VROA作為被解釋變量的代理指標(biāo)，替換融資約束指標(biāo)為VWW指標(biāo)；控制遺漏變量，考慮到難以觀測的個體固定特征等因素影響，更換模型為控制時間以及個體的雙向固定效應(yīng)回歸模型；更換研究樣本，考慮到股權(quán)激勵的政策發(fā)布，選取2016—2019 年樣本進(jìn)行回歸，用中位數(shù)前50%的高融資約束組樣本；僅使用深A(yù) 中小板上市樣本等。上述穩(wěn)健性檢驗均支持本文研究結(jié)論，囿于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未匯報。

4 異質(zhì)性影響研究

4.1 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對高管股權(quán)激勵有效性的異質(zhì)性影響

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在治理結(jié)構(gòu)、規(guī)章制度等方面存在明顯差異。部分研究成果認(rèn)為，國有企業(yè)由于政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)存在諸多問題，內(nèi)部人控制可能使得薪酬激勵機(jī)制在設(shè)計和實(shí)施時使“部分人”利益最大化，國企嚴(yán)格的薪酬管制也使得部分激勵被在職消費(fèi)或者職位晉升等替代，無法與利潤最大化目標(biāo)一致，從而導(dǎo)致國有企業(yè)的股權(quán)激勵效果較差。也有研究持相反觀點(diǎn)，認(rèn)為國有企業(yè)因有更加良好的外部環(huán)境，為股權(quán)激勵計劃的實(shí)施提供了基礎(chǔ)和保障[20]，股權(quán)激勵能夠顯著提升企業(yè)績效。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是影響融資約束的關(guān)鍵變量，近年來國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會相繼出臺了一系列政策性文件，國有企業(yè)治理結(jié)構(gòu)更加健全，為高管股權(quán)激勵計劃的實(shí)施提供了政策性保障。為檢驗融資約束在高管股權(quán)激勵促進(jìn)企業(yè)績效的中介作用是否在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)中存在差異，本文將實(shí)際控制人性質(zhì)為國家和國有法人的樣本劃分為國有企業(yè)組，反之為非國有企業(yè)組?？紤]到可能存在的樣本選擇偏差問題，本文使用PSM 匹配混合樣本按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗，具體的回歸結(jié)果如表4所示。

表4 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下融資約束中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果Table 4 Regression results of the test model of the intermediary effect of financing constraints under different property rights

表4 所示產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗回歸結(jié)果顯示，列（1）和（4）中高管股權(quán)激勵（VINCENT）系數(shù)國有企業(yè)組大于非國有企業(yè)組，且組間系數(shù)差異也通過了顯著性檢驗（p=0.093 5），說明國有企業(yè)高管股權(quán)激勵對企業(yè)績效的提升作用更明顯，股權(quán)激勵效果更好。列（2）和（5）中結(jié)果顯示，高管股權(quán)激勵的融資支持效應(yīng)僅發(fā)生在非國有企業(yè)組中，這可能因為非國有企業(yè)的信息不對稱程度更高，面臨更為嚴(yán)峻的融資約束，因此高管股權(quán)激勵的融資約束支持效果更顯著。列（3）和（6）中結(jié)果說明，國有企業(yè)由于更加良好的外部環(huán)境，高管股權(quán)激勵的效果發(fā)揮更好，企業(yè)績效提升更顯著；非國有企業(yè)因為更高的信息不對稱程度與更為嚴(yán)重的融資約束，高管股權(quán)激勵對融資約束問題的緩解更明顯，此結(jié)論與上文分析一致?？傊?，無論何種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)，高管股權(quán)激勵都能夠很好地促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。

4.2 高管股權(quán)激勵模式、有效期對企業(yè)績效的異質(zhì)性影響

本文僅考慮限制性股票和股權(quán)期權(quán)激勵對企業(yè)績效的差異化影響。限制性股票獎勵與懲罰對等，具備懲罰性的特點(diǎn)，普遍被企業(yè)使用，而股票期權(quán)激勵使高管愿意承擔(dān)更多的風(fēng)險，有利于高管制定長期對企業(yè)發(fā)展更好的決策。而激勵的合理有效期長，有利于高管選擇和執(zhí)行對企業(yè)長期績效有效的投資和決策。本文參考以往研究，將高管股權(quán)激勵計劃有效期不小于5 a 的樣本劃分為長有效期組，反之，為短有效期組。使用原始樣本即實(shí)施高管股權(quán)激勵企業(yè)進(jìn)行回歸，具體回歸結(jié)果見表5。

表5 截面數(shù)據(jù)分析回歸結(jié)果Table 5 Regression results of cross-sectional data analysis

分析表5 中的回歸結(jié)果數(shù)據(jù)可以得知，高管激勵限制性股票組、長有效期組的高管股權(quán)激勵的融資支持效果更強(qiáng)，組間系數(shù)差異也通過了顯著性檢驗（p=0.038 3，0.005 1），這說明相較于股票期權(quán)，限制性股票激勵對融資約束的緩解作用更強(qiáng)，長有效期股權(quán)激勵的融資支持作用更為明顯。而激勵模式與激勵有效期對于高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響并沒有顯著的差異。

5 結(jié)論與建議

不僅是吸引和留住人才，緩解融資約束也是中小企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵的重要動因。本文選取2011—2019 年成功實(shí)施高管股權(quán)激勵的深A(yù) 中小板以及創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，實(shí)證檢驗了高管股權(quán)激勵對中小企業(yè)績效的影響及其作用機(jī)制，并通過PSM-DID、中介效應(yīng)以及2SLS 模型來考慮可能存在的內(nèi)生性問題。研究的主要結(jié)論如下：

1）高管股權(quán)激勵能夠促進(jìn)中小企業(yè)績效提升，PSM-DID 檢驗也支持該結(jié)論。股權(quán)激勵可以緩解股東、高管間的利益沖突，使其利益共享、風(fēng)險共擔(dān)，促進(jìn)中小企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展。

2）緩解融資約束水平是中小企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵的重要動因，其在高管股權(quán)激勵促進(jìn)中小企業(yè)績效關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。高管股權(quán)激勵具有融資支持效應(yīng)，通過緩解信息不對稱程度來降低融資約束水平。

3）異質(zhì)性考察發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵的融資支持效應(yīng)僅局限于非國有企業(yè)，但國有企業(yè)由于良好的外部環(huán)境，高管股權(quán)激勵的實(shí)施效果更好，即對企業(yè)績效的提升更明顯。無論是何種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，高管股權(quán)激勵的實(shí)施均可以助力中小企業(yè)發(fā)展。

4）考察激勵方案設(shè)計，限制性股票組、長有效期組高管股權(quán)激勵融資支持效果更強(qiáng)，而激勵模式與有效期對高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效的影響并無顯著差異。限制性股票具備懲罰性的特點(diǎn)，獎勵與懲罰對等，面臨更低風(fēng)險，普遍被企業(yè)使用；而著眼于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的股權(quán)激勵方案，有利于制定最佳決策，對中小企業(yè)融資約束的緩解更為明顯，股權(quán)激勵方案實(shí)施時應(yīng)考慮其要素設(shè)計“對癥實(shí)施”。

本文的研究結(jié)論具有重要的理論和政策意義。理論方面，可為中小企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵提供理論支撐，探尋能有效緩解中小企業(yè)融資約束的制度安排。在政策建議方面，第一，本文認(rèn)為未來可以進(jìn)一步合理放寬對中小企業(yè)上市公司高管股權(quán)激勵的限制，部分緩解中小企業(yè)嚴(yán)峻的融資約束問題，助力企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展；第二，優(yōu)化激勵方案設(shè)計，重視激勵模式以及激勵有效期的選擇，明確高管股權(quán)激勵的長期導(dǎo)向，更好發(fā)揮股權(quán)激勵的融資支持與績效賦能效應(yīng)；第三，非國有企業(yè)實(shí)施高管股權(quán)激勵雖然能夠有效緩解融資約束程度，但是對于企業(yè)績效的提升效果較弱。究其原因，可能是高管股權(quán)激勵計劃只有在內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化、外部環(huán)境良好的情況下才能更好地發(fā)揮激勵效應(yīng)。