孫 健，盧 闖

(1.中央財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，北京 100081;2.對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際商學(xué)院，北京 100020)

一、引言

自2005年12月31日中國證監(jiān)會正式發(fā)布《上市公司股權(quán)激勵管理辦法(試行)》(以下簡稱“《辦法》”)以來，股權(quán)激勵得到了實務(wù)界的廣泛重視。根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計結(jié)果，從2006年起至2011年，共有363 家上市公司宣告了股權(quán)激勵草案。股權(quán)激勵的迅速發(fā)展和廣泛應(yīng)用也吸引了越來越多的理論研究的關(guān)注。

一般而言，高管薪酬激勵體系應(yīng)包括貨幣薪酬(工資和獎金)、股權(quán)激勵和在職消費。國內(nèi)外近年有關(guān)高管薪酬激勵的研究發(fā)現(xiàn)公司高管可以影響甚至決定自己的薪酬，因而通過薪酬激勵并不能解決代理問題。Bebchuk 等(2002)［1］認(rèn)為高管權(quán)力是高管薪酬激勵的重要影響因素，這里的高管權(quán)力是指高管人員對公司治理(包括決策權(quán)、監(jiān)督權(quán)以及執(zhí)行權(quán))的影響能力。高管權(quán)力會使得高管薪酬激勵偏離其最優(yōu)狀態(tài)，成為新的代理問題。經(jīng)驗證據(jù)表明，在我國高管權(quán)力會影響高管的貨幣薪酬和在職消費［2－3］。那么在股權(quán)激勵的制度設(shè)計中，高管人員是否會利用其掌握的權(quán)力設(shè)計有利于高管層的股權(quán)激勵方案呢?《辦法》規(guī)定我國上市公司的股權(quán)激勵計劃可以采用股票期權(quán)、限制性股票或股票增值權(quán)這三種激勵形式，上市公司需要在股權(quán)激勵計劃草案中對授予股票期權(quán)(或限制性股票)數(shù)量、行權(quán)(或授予)價格、行權(quán)(或授予)條件以及股權(quán)激勵計劃有效期等做出明確規(guī)定。目前已有的研究認(rèn)為具有自利傾向的高管人員會影響股權(quán)激勵方案中的行權(quán)條件和激勵有效期的設(shè)計［4－5］。但是上述研究并沒有直接研究高管權(quán)力對股權(quán)激勵草案設(shè)計的影響，同時均忽略了股權(quán)激勵強(qiáng)度在股權(quán)激勵計劃中的重要性。股權(quán)激勵強(qiáng)度是指股權(quán)激勵計劃的激勵程度，一般有兩類度量方法:一類關(guān)注授予高管人員的股票期權(quán)或限制性股票的數(shù)量;另一類則是度量授予高管人員的股票期權(quán)或限制性股票的貨幣價值占高管薪酬總額的比例。股權(quán)激勵強(qiáng)度是股權(quán)激勵計劃的核心內(nèi)容，行權(quán)價格、行權(quán)條件和激勵有效期都是圍繞股權(quán)激勵強(qiáng)度進(jìn)行設(shè)計的。而目前國內(nèi)的研究則一般以高管人員持股比例和股權(quán)激勵草案中的授予股票期權(quán)或限制性股票的數(shù)量占公司總股數(shù)的比例度量股權(quán)激勵強(qiáng)度［6－7］，無法全面的反映股權(quán)激勵對高管人員的激勵。

鑒于此，本文將從高管權(quán)力的角度分析上市公司股權(quán)激勵強(qiáng)度的問題。由于股票期權(quán)激勵方式在三種激勵方式中占據(jù)主要地位，因此本文以宣告股票期權(quán)激勵草案的公司為研究對象。此外，《辦法》中規(guī)定:“股權(quán)激勵計劃的激勵對象可以包括上市公司的董事、監(jiān)事、高級管理人員、核心技術(shù)(業(yè)務(wù))人員以及公司認(rèn)定應(yīng)當(dāng)激勵的其他員工”，本文據(jù)此將高管人員界定為上市公司董事、監(jiān)事與高級管理人員。本文的研究主要圍繞以下問題展開:第一，檢驗上市公司股權(quán)激勵計劃的披露是否存在正向的市場反應(yīng);第二，檢驗上市公司高管權(quán)力是否會影響股權(quán)激勵強(qiáng)度;第三，檢驗股權(quán)激勵強(qiáng)度對市場反應(yīng)的影響。

本文主要有兩方面的貢獻(xiàn):一方面，本文研究高管權(quán)力對股權(quán)激勵計劃中的核心問題股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響，拓展了現(xiàn)有關(guān)于高管權(quán)力與高管薪酬關(guān)系的文獻(xiàn)和股權(quán)激勵設(shè)計中高管自利行為的文獻(xiàn);另一方面，本文根據(jù)我國上市公司股權(quán)激勵的實際情況，設(shè)計了四種股權(quán)激勵強(qiáng)度的度量指標(biāo)，并檢驗市場對四種股權(quán)激勵強(qiáng)度的認(rèn)知程度，為未來的研究提供了理論支持。

本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是文獻(xiàn)述評與假設(shè)發(fā)展;第三部分是研究設(shè)計，主要包括樣本選擇、變量選取與模型設(shè)計;第四部分是本文的實證結(jié)果與分析;第五部分是本文的研究結(jié)論。

二、文獻(xiàn)述評與假設(shè)發(fā)展

代理理論認(rèn)為由于高管與股東之間存在利益沖突，高管為了實現(xiàn)個人利益最大化會損害公司利益，如提高在職消費、過度投資等。為了降低高管與股東之間的代理成本，不少學(xué)者提出應(yīng)給予高管一定的股權(quán)激勵，以激勵高管人員為股東利益最大化而努力工作［8－10］。但是，近年來的研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵并不必然解決代理問題，相反會帶來更加嚴(yán)重的代理問題，如高管會利用盈余管理手段使得行權(quán)時能獲得最大利益［11］。究其原因，高管權(quán)力是影響激勵機(jī)制發(fā)揮作用的重要因素［1，12］。Murphy(1999)［13］認(rèn)為盡管公司的薪酬委員會通常包含2～3 個外部董事，但是該委員會并不直接制定高管薪酬方案。高管薪酬方案往往是由公司的人力資源部門提出，由公司高管進(jìn)行審核和修改后送薪酬委員會審定。高管薪酬的決策程序表明當(dāng)高管具有較大權(quán)力時，高管有能力影響激勵方案的設(shè)計。經(jīng)驗證據(jù)證實了高管權(quán)力對高管薪酬(含股權(quán)激勵)的影響，Core 等(1999)發(fā)現(xiàn)當(dāng)董事會規(guī)模較大且大多數(shù)外部董事都是由CEO 實際提名時，CEO 的薪酬往往很高，但業(yè)績卻更差;同時發(fā)現(xiàn)當(dāng)董事長和總經(jīng)理兩職合一時會獲得更高的薪酬［14］。Ittner 等.(2003)針對新經(jīng)濟(jì)公司的研究表明大股東持股比例與授予CEO 的股票期權(quán)比例顯著負(fù)相關(guān)［15］。

近年來，國內(nèi)也出現(xiàn)了關(guān)于管理層權(quán)力對高管薪酬和在職消費影響的研究。張必武、石金濤(2005)從董事會特征角度研究了管理層權(quán)力對高管薪酬和薪酬業(yè)績敏感性的影響［16］。王克敏和王志超(2007)發(fā)現(xiàn)高管權(quán)力的增加提高了高管的報酬水平，但卻降低了高管報酬誘發(fā)盈余管理的程度［2］。盧銳等(2008)的研究發(fā)現(xiàn)高管權(quán)力高的企業(yè)在職消費也高，但是對企業(yè)績效沒有顯著影響［3］。上述研究的樣本區(qū)間均在2006年之前，高管薪酬主要包括工資、獎金和在職消費，當(dāng)時股權(quán)激勵還不是我國上市公司高管薪酬的重要組成部分。2006年后開始有學(xué)者關(guān)注股權(quán)激勵計劃設(shè)計中的高管自利行為。呂長江等(2009)以及吳育輝和吳世農(nóng)(2010)研究了股權(quán)激勵草案中的激勵有效期和激勵條件設(shè)計時的高管自利行為，認(rèn)為董事長和總經(jīng)理兩職設(shè)置等公司治理變量對激勵有效期和激勵條件有顯著影響［4－5］。但是目前為止，尚沒有研究關(guān)注高管權(quán)力對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響。

股權(quán)激勵強(qiáng)度是股權(quán)激勵和高管薪酬中的重要內(nèi)容，股權(quán)激勵強(qiáng)度直接決定了高管的薪酬結(jié)構(gòu)以及薪酬的多少。權(quán)力較大的高管會更多的介入股權(quán)激勵方案的設(shè)計過程，從而為自己取得一份有利的股權(quán)激勵計劃;相反，權(quán)力較小的高管則顯得“有心無力”。因此，本文提出假設(shè)1:

假設(shè)1:高管權(quán)力與股權(quán)激勵強(qiáng)度正相關(guān)。

由于股權(quán)激勵會降低經(jīng)理人的代理成本，提升企業(yè)價值，因此股權(quán)激勵計劃公告時投資者會給予正面評價，即市場反應(yīng)顯著為正。經(jīng)驗研究證實了這點，針對美國上市公司股權(quán)激勵計劃公告的研究發(fā)現(xiàn)市場反應(yīng)顯著為正［17－18］。呂長江等(2009)［4］的研究發(fā)現(xiàn)在其所選擇的108 家宣告實施股權(quán)激勵計劃的上市公司中，75%的市場反應(yīng)為正，并比較了福利型公司和激勵型公司的市場反應(yīng)的差異;謝德仁和陳運森(2010)［7］研究了股權(quán)激勵計劃中的行權(quán)業(yè)績條件對市場反應(yīng)的影響，行權(quán)業(yè)績條件與市場反應(yīng)正相關(guān)。本文認(rèn)為由于高管權(quán)力會影響股權(quán)激勵強(qiáng)度，高管的自利行為越嚴(yán)重，則市場反應(yīng)會較差;相反高管權(quán)力較小的情況下實施的股權(quán)激勵更能降低高管人員的代理成本，市場反應(yīng)會更高。因此本文提出假設(shè)2:

假設(shè)2:股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)負(fù)相關(guān)

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取從2006年1月1日至2011年12月31日期間宣告股票期權(quán)激勵草案的公司。我們首先從國泰安數(shù)據(jù)庫中取得股權(quán)激勵宣告公司的樣本，然后手工查閱各上市公司的股權(quán)激勵草案公告核對股權(quán)激勵草案的宣告日，并進(jìn)一步剔除了在股權(quán)激勵宣告草案公布前1 個月內(nèi)有重大事件宣告的樣本公司。最終共得到了289個股票期權(quán)激勵草案樣本，涵蓋了主板、創(chuàng)業(yè)板和中小板的上市公司，各年度和板塊的樣本數(shù)量見表1。本文的其他數(shù)據(jù)，如公高管權(quán)力數(shù)據(jù)、個股日收益率和市場收益率數(shù)據(jù)主要取自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、色諾芬數(shù)據(jù)庫(CCER)和Wind 數(shù)據(jù)庫，在研究中使用了Stata10.0 和Excel統(tǒng)計軟件。

表1 樣本的年度分布和板塊分布

(二)變量選擇

本文的核心變量包括股權(quán)激勵強(qiáng)度變量、市場反應(yīng)變量和高管權(quán)力變量:

1.股權(quán)激勵強(qiáng)度的度量

股權(quán)激勵強(qiáng)度一般從兩個角度進(jìn)行度量，一個是授予期權(quán)數(shù)量，另一個是授予期權(quán)的價值。國內(nèi)目前的研究大都采用第一個角度，即股權(quán)激勵方案中授予期權(quán)占公司總股份的比例(如謝德仁和陳運森，2010［7］等)。但是，股權(quán)激勵方案的激勵對象除了高管外還有核心骨干員工，如漢得信息(300170)的股權(quán)激勵草案表明該公司的股票期權(quán)全數(shù)授予各咨詢部門的核心員工，高管人員并沒有得到股票期權(quán)。因此用授予期權(quán)占公司總股份的比例無法準(zhǔn)確的度量股權(quán)激勵強(qiáng)度。另外，股票期權(quán)的授予比例并不等同于股票期權(quán)的價值，而授予的股票期權(quán)的價值與高管現(xiàn)金薪酬的比重也決定了股權(quán)激勵強(qiáng)度。鑒于此，本文采用以下四個變量度量股權(quán)激勵強(qiáng)度:

(1)授予期權(quán)比例占授予時總股份的比例(Incentive_1);

(2)授予高管的期權(quán)占授予時總股份的比例(Incentive_2);

(3)授予高管的期權(quán)占本次授予期權(quán)總數(shù)的比例(Incentive_3);

(4)授予高管的期權(quán)價值占高管薪酬的比例(Incentive_4)

本文采用Core and Guay(2002)［19］和Bergstresser and Philippon(2006)［11］的方法，考慮公司股價每上漲1%對管理者薪酬的影響度量Incentive_4，具體見式(1)。

其中，Pricei，t－1是股權(quán)激勵草案宣告上年最后一個交易日的股票價格，Optionsi，t－1是授予高管層的股票期權(quán)數(shù)量，Sharei，t－1是高管層原來的持股數(shù)量，Salaryi，t－1是上年度高管層的薪酬獎金總和。

2.市場反應(yīng)的度量

本文采用累積超額收益(CAR)表示股權(quán)宣告的市場反應(yīng)。本文采用市場調(diào)整法計算超額收益(AR)和累積超額收益(CAR)①累積超額收益的計算可以采用市場調(diào)整法和市場模型法等多種計算方法，本文在計算時選取了市場調(diào)整法和市場模型法分別計算，結(jié)果大致相當(dāng)。因此行文時僅披露市場調(diào)整法的結(jié)果。，具體見式(2)和式(3)。

其中，Ri，t表示i 公司在t 交易日的收益率，Rm，t表示在t 交易日的市場收益率。市場收益率的計算根據(jù)t 交易日當(dāng)天的股票指數(shù)進(jìn)行計算，目前的研究一般僅區(qū)分滬深兩市的市場收益率進(jìn)行調(diào)整。本文認(rèn)為由于中小板和創(chuàng)業(yè)板的公司規(guī)模與主板存在顯著差異，同時滬深兩市的指數(shù)計算并不包含中小板和創(chuàng)業(yè)板公司，因此本文選擇上證指數(shù)收益率作為滬市的市場收益率，深圳成指收益率作為深市主板市場收益率，中小板指數(shù)收益率作為中小板上市公司的市場收益率，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率作為創(chuàng)業(yè)板上市公司的市場收益率。CARi表示i 公司在［t1，t2］的時間窗口內(nèi)的累積超額收益。

3.高管權(quán)力的度量

參考王克敏和王志超(2007)［2］以及盧銳等(2008)［3］，本文選用股權(quán)集中度和董事長、總經(jīng)理兩職合一分別度量高管權(quán)力。股權(quán)集中度越高則高管權(quán)力越小，而董事長和總經(jīng)理兩職合一意味著高管具有較大權(quán)力。具體變量的計算方法見表2。

(三)模型設(shè)計

本文研究高管權(quán)力、股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)之間的關(guān)系，首先分析高管權(quán)力對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響，然后分析股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)之間的關(guān)系。

1.高管權(quán)力與股權(quán)激勵強(qiáng)度

本文采用式(4)的回歸模型研究公司治理對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響。

其中，Incentivei，t表示股權(quán)激勵方案中宣告的股權(quán)激勵強(qiáng)度，分別用表2 中所列的四個變量替代。解釋變量高管權(quán)力包括股權(quán)集中度Dispi，t－1和兩職合一設(shè)置Duali，t－1兩個變量。Dispi，t－1的系數(shù)顯著為負(fù)，Duali，t－1的系數(shù)顯著為正則假設(shè)1 得到驗證。

表2 主要變量說明表

控制變量的選擇上，本文選擇了終極控制人性質(zhì)Controli，t－1、獨立董事比例Indiri，t－1、高管的持股比例Execsbarei，t－1、薪酬敏感度Seni，t－1、公司規(guī)模Sizei，t－1、公司成長性Mbi，t－1、上市板塊變量Index 以及行業(yè)和年度。

2.股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)

本文采用式(5)的回歸模型研究股權(quán)激勵強(qiáng)度對市場反應(yīng)的影響。

其中，解釋變量是Incentivei，t，系數(shù)顯著為負(fù)則假設(shè)2 得到驗證。呂長江等(2009)［4］以及謝德仁和陳運森(2010)［7］的研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵草案中的有效期和行權(quán)條件會影響市場反應(yīng)，因此本文選擇了有效期Validityi，t和行權(quán)條件Performancei，t作為控制變量，此外還選擇了公司規(guī)模、市賬比、上市板塊以及行業(yè)和年度作為控制變量。所有的變量說明見表2。

四、實證結(jié)果

(一)股權(quán)激勵宣告的市場反應(yīng)

股權(quán)激勵草案公告日前后各交易日的超額收益見表3，我們發(fā)現(xiàn)從宣告日前第4 個交易日起日超額收益開始顯著為正;宣告日當(dāng)天的平均超額收益最高，達(dá)到了2.08%，說明市場對股權(quán)激勵宣告做出了正的反應(yīng);正的日超額收益一直持續(xù)到宣告日后第3 個交易日，此后日超額收益開始下降。根據(jù)表3 的超額收益的結(jié)果，本文選擇宣告日前第4 個交易日至宣告日后第2 個交易日作為累積超額收益的計算窗口。

表3 宣告日前后各交易日的超額收益

(二)主要變量的描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計見表4。窗口期的累積超額收益的均值為5.03%，中位數(shù)為3.21%，進(jìn)一步的統(tǒng)計表明在289 家樣本公司中，87 家公司的CAR 為負(fù)，占總樣本的30%，說明大部分樣本公司在宣告日附近窗口獲得了正的超額收益，但是－10%的最小值也說明投資者不看好部分公司的股權(quán)激勵草案。Incentive_1 的均值為3.97%，最大值不超過《辦法》規(guī)定的10%，而最小值為0.31%，樣本公司的股票期權(quán)占公司總股份的比例偏低;Incentive_2 的均值為1.34%，最大值和最小值分別為8.13%和0，說明樣本公司的股權(quán)激勵計劃不僅考慮高管，部分公司更強(qiáng)調(diào)對核心員工的激勵;Incentive_3 的均值為32%，中位數(shù)為28%，說明樣本公司的股權(quán)激勵計劃中授予高管的期權(quán)比例低于授予核心員工的，當(dāng)然100%的最大值表明有樣本公司的激勵對象僅為管理層。

表4 主要變量的描述性統(tǒng)計

(三)回歸結(jié)果

1.高管權(quán)力與股權(quán)激勵強(qiáng)度的回歸結(jié)果

高管權(quán)力與股權(quán)激勵強(qiáng)度的回歸結(jié)果見表5。股權(quán)集中度Disp 的系數(shù)為負(fù)，股權(quán)集中度高說明大股東對公司的控制力強(qiáng)，一方面公司的經(jīng)理人代理成本比較低，無需對經(jīng)理人進(jìn)行大強(qiáng)度的激勵;另一方面，股權(quán)集中度高的公司經(jīng)理人的權(quán)力相對較小，因此出于自利性目的獲得更多股票期權(quán)的難度比較大。兩職合一變量Dual 在所有的模型中均顯著為正，說明董事長和總經(jīng)理兩職合一的上市公司會給予高管人員更多的股票期權(quán)激勵，假設(shè)1 得到驗證。終極控制人Control 的回歸系數(shù)也都顯著為正，說明國有控制的上市公司的股權(quán)激勵強(qiáng)度要顯著高于非國有控制的上市公司。獨立董事比例Indir 在所有模型中的系數(shù)均為負(fù)，即獨立董事比例越高，則股權(quán)激勵強(qiáng)度越低。

表5 高管權(quán)力與股權(quán)激勵強(qiáng)度的回歸結(jié)果

2.股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)的回歸結(jié)果

股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)的回歸結(jié)果見表6。我們分別將宣告日窗口的累積超額收益與四種股權(quán)激勵強(qiáng)度度量指標(biāo)進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)授予期權(quán)占總股數(shù)比例Incentive_1 和授予高管期權(quán)占總股數(shù)比例Incentive_2 的系數(shù)顯著為負(fù)，而授予高管期權(quán)占授予期權(quán)總數(shù)比例Incentive_3 和授予高管期權(quán)占高管薪酬總額比例Incentive_4 的系數(shù)均不顯著，假設(shè)2 部分得到驗證?；貧w結(jié)果表明在我國，對于上市公司公告的股權(quán)激勵草案中的激勵強(qiáng)度，投資者僅關(guān)注授予期權(quán)的比例，并未對期權(quán)價值做出反應(yīng)。授予期權(quán)比例越高則投資者的反應(yīng)越低，表明投資者認(rèn)為高授予比例是高管們的自利行為引發(fā)的。此外，表6 的回歸結(jié)果表明股權(quán)激勵草案中的有效期Validity 和行權(quán)業(yè)績條件Performance 的系數(shù)并不顯著。

由于樣本公司中有30%左右的股權(quán)激勵草案宣告的累積超額收益為負(fù)，意味著投資者認(rèn)為這些公司的股權(quán)激勵方案會損害公司價值。鑒于此，本文進(jìn)一步將樣本按照CAR 的正負(fù)分為兩個子樣本分別進(jìn)行回歸。由于Incentive_3 和Incentive_4 與CAR 之間沒有顯著關(guān)系，我們將Incentive_1 和Incentive_2 作為股權(quán)激勵強(qiáng)度的替代變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表7。

表6 股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)的回歸結(jié)果

表7 股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)的回歸結(jié)果(按市場反應(yīng)的正負(fù)區(qū)分樣本)

表7 的結(jié)果表明，在CAR ＞0 的樣本組，Incentive_1 和Incentive_2 的系數(shù)均顯著為負(fù)，即股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)負(fù)相關(guān);而在CAR ＜0 的樣本組，Incentive_1 和Incentive_2 的系數(shù)不顯著。表7的結(jié)果表明，即使投資者認(rèn)為上市公司的股權(quán)激勵能夠降低經(jīng)理人的代理成本，從而提高企業(yè)價值(體現(xiàn)為CAR ＞0)，但是投資者也能認(rèn)識到更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度是由于高管們的自利動機(jī)所獲得的，并不能帶來同等的企業(yè)價值的增長。

五、研究結(jié)論

本文研究了高管權(quán)力對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響以及市場對股權(quán)激勵強(qiáng)度的反應(yīng)。本文結(jié)合我國的實際情況，設(shè)計了四個反應(yīng)股權(quán)激勵強(qiáng)度的變量，研究發(fā)現(xiàn)高管權(quán)力確實會影響高管人員的股權(quán)激勵強(qiáng)度。具體而言，股權(quán)分散度較高的公司與董事長和總經(jīng)理兩職合一的公司傾向于授予高管人員較強(qiáng)的股權(quán)激勵。從股權(quán)激勵的市場反應(yīng)來看，市場會對大部分公司的股權(quán)激勵計劃公告做出正向反應(yīng)，說明市場認(rèn)可了股權(quán)激勵計劃降低代理成本的作用;但是，股權(quán)激勵強(qiáng)度與市場反應(yīng)顯著負(fù)相關(guān)的結(jié)果表明市場能夠意識到高管權(quán)力對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響。此外，本文的研究發(fā)現(xiàn)市場僅能對授予期權(quán)占總股數(shù)比例以及授予高管期權(quán)占總股數(shù)比例作出顯著的反應(yīng)，而對授予高管期權(quán)占授予期權(quán)總數(shù)以及授予高管期權(quán)價值占高管薪酬總額的比例并沒有顯著反應(yīng)，說明在我國資本市場，投資者更加關(guān)注股權(quán)激勵計劃中授予高管的股票期權(quán)的比例，而不關(guān)注期權(quán)價值。

本文的研究表明，在我國尚無完善的經(jīng)理人市場的環(huán)境下，作為解決高管人員代理成本的制度設(shè)計——股權(quán)激勵反而可能成為高管人員追逐利益的新工具。本文的研究有助于從理論上厘清高管人員在股權(quán)激勵計劃設(shè)計中的自利行為;在實踐中有助于監(jiān)管層進(jìn)一步規(guī)范股權(quán)激勵方案的制定和實施、引導(dǎo)上市公司逐漸完善公司治理機(jī)制，發(fā)揮公司治理機(jī)制在股權(quán)激勵計劃制定中的監(jiān)督作用，限制高管人員利用權(quán)力的自利行為。

［1］Bebchuk L，J Fried D Walker.Managerial Power and Rent Extraction in the Design of Executive Compensation［J］．University of Chicago Law Review，2002(69):751－846.

［2］王克敏，王志超.高管控制權(quán)、報酬與盈余管理［J］.管理世界，2007(7):111－119.

［3］盧 銳，魏明海，黎文靖.管理層權(quán)力、在職消費與產(chǎn)權(quán)效率——來自中國上市公司的證據(jù)［J］.南開管理評論，2008(11):85－92.

［4］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):133－188.

［5］吳育輝，吳世農(nóng).企業(yè)高管自利行為及其影響因素研究——基于我國上市公司股權(quán)激勵草案的證據(jù)［J］.管理世界，2010(5):141－149.

［6］莫冬燕，邵 聰.高管薪酬、股權(quán)激勵與公司績效的相關(guān)性檢驗［J］.科學(xué)決策，2010(7):18－29.

［7］謝德仁，陳運森.業(yè)績型股權(quán)激勵、行權(quán)業(yè)績條件與股東財富增長［J］.金融研究，2010(12):99－114.

［8］Jensen M C，W H Meckling.Theory of the Firm:Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure［J］．Journal of Financial Economics，1976(3):305－360.

［9］Core J，W Guay.The Use of Equity Grants to Manage Optimal Equity Incentive Levels［J］.Journal of Financial Economics，1999(51):371－406.

［10］Rajgopal S，T Shevlin.Empirical Evidence on the Relation between Stock Option Compensation and Risk Taking［J］．Journal of Accounting and Economics，2002(33):145－171.

［11］Bergstresser D，T Philippon.CEO Incentives and Earnings Management［J］.Journal of Financial Economics，2006(80):511－529.

［12］Bebchuk L，J Fried.Exuctive Compensation as an Agency Problem［J］.Journal of Economics Perspective，2003(3):71－92.

［13］Murphy K J.Corporate Performance and Managerial Remuneration:An Empirical Analysis［J］.Journal of Accounting and Economics，1999(7):11－42.

［14］Core J，R Holthausen，D Larker.Corporate Governance，Chief Executive Compensation and Firm Performance［J］．Journal of Financial Economics，1999(51):371－406.

［15］Ittner C D，R A Lambert，D F Larcker.The Structure and Performance Consequences of Equity Grants to Employees of New Economy Firms［J］.Journal of Accounting and Economics，2003(34):89－127.

［16］張必武，石金濤.董事會特征、高管報酬與薪酬業(yè)績敏感性［J］.管理科學(xué)，2005(4):32－39.

［17］DeFusco R A，Johnson R R，T S Zorn.The Effect of Executive Stock Option Plans on Stockholders and Bondholders［J］．Journal of Finance，1990(45):617－627.

［18］Morgan A，A Poulsen.Linking Pay to Performance:Compensation Proposals in the S＆P 500［J］.Journal of Financial Economics，2001(62):489－523.

［19］Core J，W Guay.Estimating the Value of Employee Stock Option Portfolios and Their Sensitivites to Price and Volatility［J］.Journal of Accounting Research，2002(40):613－630.