(東北大學工商管理學院，遼寧 沈陽 110167)

引言

股票期權是股權激勵的重要方式之一。股票期權激勵對高管風險承擔影響研究剛剛起步，結論不一，對二者關系的闡釋源于兩種不同的理論觀點。經典代理理論認為個體風險偏好固定不變，高管注重激勵的未來價值增值，因此股票期權能夠提升高管風險承擔水平(Jensen和Meckling，1976；Yuval et al.，2010；Huang et al.，2013)[1][2][3]。行為代理理論則認為高管更看重激勵的當前價值，股票期權的授予會加劇高管風險規(guī)避心理，通過短視化行為降低風險承擔水平(Wiseman和Gomez-Mejia，1998；Sawers et al.，2011；Lefebvre和Vieider，2013)[4][5][6]。上述兩種理論觀點的分歧在于前者過分強調期權的未來價值增值而忽略了期權本身價值，后者又過分強調期權的當前價值。事實上，當期權激勵達到某一臨界點前，股票期權的未來價值可能對高管更具吸引力；達到臨界點后，高管可能更注重當前價值。可見，經典代理理論和行為代理理論都很難全面解釋高管的價值偏好，將二者融合起來研究股票期權激勵與高管風險承擔之間的關系，可能會得出更貼近現(xiàn)實的結論。

股票期權激勵方案包含授予價格、激勵條件、激勵有效期、授予對象和授予數(shù)量等因素，其中激勵條件和激勵有效期對激勵效果的影響最大(辛宇和呂長江，2012)[25]。股票期權原本是一種激勵手段，但現(xiàn)實經濟活動中部分公司激勵條件和激勵有效期設定過于寬松，使其激勵效果大大減弱，甚至演變成高管的變相福利。針對該種狀況，呂長江等(2009)[26]通過理論分析認為股票期權激勵在一定條件下具有福利特性，然而，關于不同特性的股票期權激勵對高管風險承擔水平的影響是否存在顯著差異，目前尚無答案，需要深入研究與探索。公司內部治理對高管風險承擔影響研究已有部分成果(John et al.，2008；Wright et al.，2007)[7][8]，但作為重要外部治理機制的市場競爭對期權激勵與高管風險承擔關系影響的研究較少。從理論上分析，市場競爭能夠降低股東對高管的監(jiān)督和制約成本，緩解委托代理問題，抑制高管風險承擔不足行為，但至今尚未取得足夠證據(jù)支持這一結論。

本文的主要貢獻體現(xiàn)在如下四個方面：(1)將經典代理理論和行為代理理論融合起來解釋期權激勵對高管風險承擔水平的影響，協(xié)調了兩種理論分歧。(2)依據(jù)激勵條件和激勵有效期將股票期權劃分為“激勵型”和“福利型”，分別研究股票期權激勵與高管風險承擔關系及其差異性，提供了一個新的研究視角。(3)引入“市場競爭”調節(jié)變量，考察其對期權激勵與高管風險承擔關系的影響，豐富了本領域研究內容。(4)突破以往文獻只選擇單一指標衡量高管風險承擔水平的局限性，本文在前人研究的基礎上將高管風險承擔歸類為業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔和政策行為類風險承擔，且政策行為類風險承擔的衡量是采用因子分析法將多項指標合成為一個綜合指標。

文獻綜述

在經典委托代理分析框架下，作為代理人的高管一方面其收入主要來源于其所服務的某一家企業(yè)，收入風險難以分散，另一方面，高管的人力資本由于長期的磨合也往往最適用于其所服務的某一家企業(yè)，任職風險難以分散，一旦被解雇，高管的人力資本、貨幣薪酬、在職消費以及聲譽等將會受到嚴重不利影響。因此，一般認為高管在企業(yè)經營中持風險規(guī)避態(tài)度，而風險規(guī)避會產生代理成本。

理論界認為，增加高管的凸性薪酬會提高其風險承擔水平1，如遞增式獎金(Incremental Bonus)和股票期權(Stock option)都具有凸性的性質，尤其是股票期權更由于其擁有上行收益無限，下行損失為零的特性而備受企業(yè)推崇(劉志遠和劉倩茹，2015)[27]。實際上，從上個世紀80年代，股票期權就已經在西方國家公司中得到廣泛應用，國內方面，自2006年中國證監(jiān)會頒布《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》以來，實施股票期權激勵計劃上市公司的數(shù)量也呈逐年遞增態(tài)勢，這為基于我國經濟背景的大樣本實證研究提供了數(shù)據(jù)支持。

1998年之前，學者們基于經典代理理論大都認為股票期權能夠提高高管的風險承擔水平，但這一觀點自懷斯曼(Wiseman)和高梅茲(Gomez-Mejia)兩位學者1998年在《Academy of Management Review》上發(fā)表“高管風險承擔的行為代理模型”一文以來受到了挑戰(zhàn)。兩類觀點分別如下：

第一，經典委托代理理論的觀點是：與股東風險中立相比，高管表現(xiàn)為風險規(guī)避，對高管實施股票期權激勵能夠使其收入與企業(yè)的業(yè)績情況掛鉤，協(xié)調高管和股東的利益分歧，提升高管的風險承擔水平。例如，Smith和Stulz(1985)[9]曾通過純數(shù)理模型分析指出當高管的收入取決于企業(yè)的業(yè)績，風險厭惡型的高管將拒絕有風險但凈現(xiàn)值為正的項目，他們認為將以股票期權為代表的激勵方式加入到高管的薪酬組合中能增加高管薪酬的凸性，進而緩解以上代理問題。Core和Guay(2002)[10]在Smith和Stulz(1985)[9]研究的基礎上，將Black-Scholes期權定價模型予以改進，構建起了反映股票期權激勵程度的Vega值，并實證研究發(fā)現(xiàn)Vega值與高管風險承擔水平有正相關關系。Coles et al.(2006)[11]以企業(yè)收益波動率作為高管風險承擔水平的衡量，發(fā)現(xiàn)股票期權激勵提高了企業(yè)的收益波動率。其后，有學者以Vega值作為自變量，研究了其與某一具體風險決策行為的關系。如Low(2009)[12]、Huang et al. (2013)[3]、Yenn-Ru et al. (2014)[13]以及Croci和Petmezas(2015)[14]分別通過實證研究發(fā)現(xiàn)Vega值與企業(yè)杠桿水平、經營集中度、研發(fā)投入以及并購規(guī)模正相關。國內學者大都以高管持股情況作為股權激勵水平的度量，如李小榮和張瑞君(2014)[28]、蘇坤(2015)[29]，但都沒有深入到股票期權的層面來研究。

第二，Wiseman和Gomez-Mejia兩位學者將前景理論融合到代理理論中，提出了行為代理理論(Behavioral Agency Theory)(Wiseman和Gomez-Mejia，1998)[4]，其核心觀點是：作為代理人的高管并非完全的理性經濟人，高管是損失規(guī)避而非風險規(guī)避2，對其來講，股權期權作為一種金融工具，本身具有內在價值，高管會將這種內在價值視為其已經擁有的財富，即將這種內在價值進行稟賦3，股價的波動將導致股票期權內在價值的波動，進而使高管產生風險規(guī)避心理。對此，Larraza-Kintana et al. (2007)[15]基于行為代理理論，以上市公司(美國)財務報表披露的CEO期權激勵價值估值數(shù)據(jù)作為高管股票期權內在價值的衡量，發(fā)現(xiàn)這種內在價值與高管風險承擔之間呈現(xiàn)負相關關系。但部分學者對這種測量方式持保留意見，他們另辟他徑，利用實驗的方法開展了研究。如Sawers et al. (2011)[5]以108位MBA為實驗對象，將Larraza-Kintana et al. (2007)[15]的研究結論向前推薦了一步，發(fā)現(xiàn)較高的風險容忍度能弱化高管在授予股票期權激勵后進行風險決策時的框架效應4，這一結論實際上從側面說明了高管對股票期權內在價值進行稟賦現(xiàn)象的存在。Lefebver和Vieider(2013)[6]也通過實驗研究發(fā)現(xiàn)，一定條件下限制性股票比股票期權更能激勵高管承擔風險，而這也與經典委托代理理論的觀點相悖。目前，國內關于行為代理理論的研究還處于引進介紹階段，如竇軍生等(2014)[30]介紹了這一理論在家族企業(yè)研究中的應用，沒有發(fā)現(xiàn)有國內文獻基于行為代理理論的視角進行實證研究。

梳理現(xiàn)有研究成果發(fā)現(xiàn)：學者們從不同的理論視角出發(fā)，解釋股票期權激勵對高管風險承擔的影響，研究結論差異較大。從經典委托代理理論視角，二者正相關，然而從行為代理理論視角出發(fā)，二者存在負相關關系。顯然，從不同的理論角度出發(fā)，股票期權激勵與高管風險承擔的關系表現(xiàn)出截然相反的研究結論。

“激勵型”和“福利型”股票期權的劃分方法

股票期權是一種以普通股票為標的、授予激勵對象在未來一定期限內以預先設定的價格購買公司一定數(shù)量股票的權利。股票期權設立的宗旨是激勵高管努力工作、與股東風險共擔并按公司價值最大化原則進行決策?？茖W合理地制定激勵條件和激勵有效期是股票期權發(fā)揮激勵作用的前提條件，若二者過于寬松，股票期權的激勵效應可能轉化為福利效應。中國現(xiàn)實情況下，部分公司股票期權行權條件過低，嚴重削弱了期權激勵效應，影響高管風險承擔水平，因此有必要將股票期權劃分為“激勵型”和“福利型”。

有關股票期權的分類方法，呂長江等(2009)[26]已進行了初步研究，依據(jù)激勵條件或激勵有效期單項標準來劃分“激勵型”和“福利型”股票期權(詳見表1)。以激勵條件為標準，激勵條件大于前三年任一年的為“激勵型”股票期權，否則為“福利型”股票期權；以激勵有效期為標準，激勵有效期不小于5年的為“激勵型”股票期權，否則為“福利型”股票期權。這種劃分雖然將不同實施動機的股票期權區(qū)別開來，為理論研究提供了一種新的研究思路，但劃分標準依然比較寬松，且兩種分類標準對“激勵型”和“福利型”期權的劃分結果不一致，在實際應用中存在諸多不便。

本文同時考慮激勵條件和激勵有效期兩個劃分標準，將同時符合“激勵條件大于前3年任一年水平”且“激勵有效期不低于5年”兩個條件的股票期權歸類為“激勵型”股票期權，兩個條件同時不符合的歸類為“福利型”股票期權(詳見表1)。該劃分標準的提出參考了國資委相關股票期權執(zhí)行文件。國資委于2008年頒布的《關于規(guī)范國有控股上市公司實施股權激勵有關問題的補充通知》中要求，國有控股上市公司授予被激勵對象股權時的目標業(yè)績水平應不低于近3年平均業(yè)績水平。財政部和國資委于2006年共同發(fā)布的《國有控股上市公司(境內)實施股權激勵試行辦法》中要求，行權限制期不得少于2年，行權有效期不低于3年，即激勵有效期不低于5年。上述規(guī)定雖然針對國有控股公司，但就劃分依據(jù)而言，對于非國有控股公司也有重要參考價值(John et al.，2008；Wright et al.，2007)[7][8]。

表1 呂長江等(2009)[26]與本文期權分類方法的比較

理論分析與研究假設

一、“激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔

“激勵型”股票期權設定的宗旨是激勵高管提升公司未來價值，因此其行權條件較高、行權期限較長。在達到行權條件之前，股票期權雖具價值，但也僅僅是一種無法兌現(xiàn)的虛擬價值，因此高管并不看重甚至忽略這部分期權的當前價值，此時經典代理理論對期權激勵與高管風險承擔關系給予了很好的解釋。該理論認為高管更看重股票期權的未來價值(Eisenhardt，1989；呂長江等，2009)[16][26]，其期望效用隨著股票期權未來價值的提升而增加，而股票期權未來價值的提升又依賴于高風險高收益的投資項目。高管為將手中期權轉化為“真金白銀”或使期權價值達到更高的心理預期，通常會選擇更具風險的投資決策以提升公司價值。依據(jù)經典代理理論，在達到行權條件之前，隨著股票期權激勵度的提升，高管風險承擔水平逐步提高。

達到行權條件后，在有效的行權期內高管可隨時將期權兌付，期權的當前價值對高管具有十分重要的意義，此時用行為代理理論來闡釋股票期權激勵與高管風險分擔之間的關系更為貼切，高管對能夠行權的股票期權產生心理稟賦。該階段高管雖然也注重期權的未來價值增值，但更關注期權的當前價值，因為它相當于高管已經擁有的財富，其波動會促使高管產生風險規(guī)避心理，從而減少高風險項目投資，降低風險承擔水平。Sawers et al.(2011)[5]通過實證研究發(fā)現(xiàn)隨著股票期權內在價值的增加，高管風險承擔水平有所降低。Larraza-Kintana et al.(2007)[15]發(fā)現(xiàn)當高管感知當前財富受到威脅時，相比同等的收益，高管會對損失更加敏感。依據(jù)財富集聚心理，隨著股票期權激勵度的提升，高管風險規(guī)避表現(xiàn)越來越強烈。Martin et al.(2013)[17]的研究表明，隨著期權激勵度的增加，高管對期權當前價值越來越注重，削弱了期權未來價值與高管風險承擔的正向關系。

綜上，經典代理理論和行為代理理論都無法完整解釋“激勵型”股票期權激勵對高管風險承擔的影響，只有將二者融合起來才能客觀展示二者之間的關系，詳見圖1。未達到行權條件前，隨著股票期權激勵度的提升，高管風險承擔水平越來越大，用經典代理理論可以合理地闡釋這一現(xiàn)象。達到行權條件后，隨著股票期權激勵度的提升，高管風險規(guī)避心理越來越明顯，這一現(xiàn)象只有從行為代理理論視角才能得到很好的詮釋。基于上述分析，提出假設1：

圖1 “激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔關系

假設1：“激勵型”股票期權激勵度與高管風險承擔水平呈倒U型關系。

二、“福利型”股票期權激勵與高管風險承擔

“福利型”股票期權不再是一種激勵手段，實際上已演變成對高管的變相利益輸送的渠道(Sanders，2001)[18]，或者成為留住高管的手段(Lazear，2003)[19]。從行為代理理論角度看，由于“福利型”股票期權激勵條件和激勵有效期設置過于寬松，高管幾乎沒有不能行權的風險，高管可以不費吹灰之力在行權期內將期權轉化為普通持股，其當前價值是高管已經唾手可得的利益。為維護現(xiàn)有利益，高管通常會采取保持股票期權現(xiàn)有價值的低風險決策，放棄有可能增加期權未來價值而損失已有價值的高風險決策，導致高管風險承擔水平降低，且期權價值越高，高管風險規(guī)避心理越強烈，風險承擔水平越低。

從內部治理角度看，授予“福利型”股票期權的公司通常高管權力很大，可以對董事會決策產生重要影響，甚至通過制定過于寬松的期權條件而將股票期權的激勵性轉化為福利性。呂長江等(2009)[26]的研究指出，中國公司股票期權方案存在如下弊端：行權條件流于形式，且條件設置單一；行權有效期設置過短，基本不超過5年；高管越過董事會修改激勵方案；高管操縱信息發(fā)布以影響股價，等等。如此輕易獲得的期權利益近乎確定性收益，高管不需付出較大代價和承擔過高風險，只需采用低風險的保守投資策略以維系既得利益，并且期權當前價值越高，高管承擔風險的欲望越弱?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O2：

假設2：“福利型”股票期權激勵度與高管風險承擔水平呈線性負相關關系。

三、市場競爭對股票期權激勵與高管風險承擔關系的影響

市場競爭是一種重要的外部治理機制(伊志宏等，2010)[31]，有效的市場競爭環(huán)境是股票期權實施的制度基礎(沈紅波，2012)[32]。對于“激勵型”股票期權而言，市場競爭越激烈，行業(yè)平均盈余水平越低，股東和高管之間的信息不對稱承擔也會有所減低，從而減少股東對高管進行監(jiān)管的代理成本，更加有效的抑制高管基于自利考慮而產生的風險規(guī)避行為，增加高風險高收益項目的投資，也即市場競爭越大，高管在同等條件下的風險承擔水平越高。從理論上分析，市場競爭延遲了行權條件實現(xiàn)時間，雖然不能改變期權激勵度與高管風險承擔之間的倒U型關系(原理同3.1)，但可使倒U型關系的拐點滯后。從圖2可以看出，高競爭市場上行權條件(V')實現(xiàn)的時間比低競爭市場(V)滯后許多。在達到行權條件(V')之前，高管采用高收益高風險的投資項目，以提高期權的未來價值。行權條件(V')實現(xiàn)之后，高管對風險承擔的態(tài)度符合行為代理理論思想，期權激勵度與高管風險承擔水平呈負相關關系。

基于上述分析提出假設3：

假設3：對“激勵型”股票期權而言，市場競爭越激烈，股票期權激勵度與高管風險承擔之間的倒U型關系拐點越滯后。

對“福利型”股票期權而言，雖然高管期權收益的獲取相對容易，但市場競爭對高管產生一種無形的約束。為避免被淘汰的厄運，高管需要不斷提升公司價值，承擔應有的投資風險。市場競爭越激烈，高管來自于外部市場的壓力越大，為保持較高的市場份額，高管必須降低過度風險規(guī)避或其他卸責行為，采用高收益高風險的投資項目，以提高公司價值。此外，高競爭環(huán)境下，外部市場可能提供更多的公司信息，減少了股東與高管之間的信息不對稱，可在一定程度上遏制高管的風險規(guī)避行為，從而削弱股票期權激勵與高管風險承擔水平之間的負相關關系。

圖2 市場競爭對“激勵型”期權激勵與風險承擔關系的影響

基于上述分析提出假設4：

假設4：對“福利型”股票期權而言，市場競爭越激烈，股票期權激勵度與高管風險承擔之間的負相關關系越弱。

研究設計

一、樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》于2006年1月1日才正式開始實行，因此本文以2006年1月1日～2014年12月31日期間滬深兩市股票期權方案處于實施中或已實施完成的公司為研究樣本。為提高實證研究質量，對上述樣本進行了如下處理：(1)剔除ST、PT、*ST和SST公司；(2)剔除金融行業(yè)公司；(3)剔除激勵對象不是針對高管人員的公司；(4)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本公司。經過上述篩選后，最終保留了327家公司的965個觀測數(shù)據(jù)，組成非平衡面板數(shù)據(jù)。其中，“激勵型”股票期權樣本公司174家，占全樣本公司的53.21%，觀測值510個；“福利型”股票期權樣本公司153家，占全樣本公司的46.79%，觀測值455個。

本文實證研究數(shù)據(jù)全部來自于上市公司年報和相關信息數(shù)據(jù)量。其中，股票期權數(shù)據(jù)來自于WIND資訊金融終端和CCER數(shù)據(jù)庫，公司治理和其他財務相關數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，部分用于計算風險承擔水平的數(shù)據(jù)來自于上市公司年報，采用手工方式收集。本文數(shù)據(jù)分析主要采用STATA12軟件進行，并對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進行了Winsorize處理。

二、變量選取

1. 被解釋變量

現(xiàn)有文獻對高管風險承擔的測量方法可以分為業(yè)績表現(xiàn)和政策行為兩類。業(yè)績表現(xiàn)類如企業(yè)資產收益的波動率(Faccio et al.，2011；李小榮和張瑞君2014)[20][28]、股票收益的波動率(Bargeron et al.，2010)[21]或者企業(yè)盈利的極大值與極小值之差(Boubakri et al.，2013)[22]；政策行為類如企業(yè)的研發(fā)支出(Yenn-Ru et al.，2014)[13]、經營集中度(Huang et al., 2013；Core 和Guay, 2002)[3][10]、長期負債水平(Dong et al., 2010)[23]和資本支出(Li et al.，2013)[24]等。為提高檢驗結果的穩(wěn)健性，本文借鑒這兩種測量方法來刻畫高管的風險承擔水平，但在測量政策行為類時，不同于之前文獻，本文使用因子分析法將相關指標合成了一個綜合指標。

(1)業(yè)績波動率——業(yè)績表現(xiàn)類。業(yè)績指標可以為資產收益率、股票收益率等，而資產收益率(return on assets, ROA)是國內實施股票期權激勵公司更常使用的業(yè)績衡量指標，所以在此選取資產收益率來計算樣本企業(yè)業(yè)績波動率，實際上也是計算ROA的標準差σ(ROA)。具體地，首先利用式(1)對每個企業(yè)的資產收益率按年度和行業(yè)的均值進行調整，以消除經濟周期和行業(yè)因素的影響，然后采用年份滾動的方法以每三年作為一個觀測時段，利用式(2)計算觀測時段內經年度和行業(yè)調整后的ROA的標準差σ(ROA)，σ(ROA)越大，說明觀察時段內各年ROA對均值的離散度越大，相應地，高管的風險承擔水平越高，此處的高管風險承擔標記為RISK_per。

上式(1)和(2)中，i代表樣本公司；t代表觀測時段內的每一年度，取值1～3；N代表某行業(yè)內企業(yè)的數(shù)目；j代表該行業(yè)的第j家企業(yè)；Nprofit代表凈利潤；Assests代表總資產；ADJ_ROA代表經年度和行業(yè)調整后的資產收益率；T代表年份滾動時長。

(2)合成指標——政策行為類。上文已經指出相關研究認為研發(fā)支出、經營集中度、長期負債水平和資本支出等4個指標都能從某一側面反映高管風險承擔水平的高低，采用這樣的單個指標來測量雖然簡單直觀，但反映不夠全面，為此，本文從上述四個維度出發(fā)，采用因子分析的方法分析產生一個更能全面反映高管風險承擔水平的單一指標。對4個指標進行KMO檢驗和巴特利特(Bartlett)檢驗結果顯示，KMO值為0.703，且通過了Bartlett球形檢驗，滿足因子分析的條件。但進一步的探索性因子分析顯示資本支出這一指標的解釋力較弱，予以剔除，最終產生一個單一變量，可以有效解釋方差的百分比為67.028%。這一變量的因子載荷分別為：研發(fā)支出0.632，經營集中度0.715，長期負債水平0.654，特征值為1.614。這一因子分析的結果表明選擇的這幾個指標能夠組合起來成為高管風險承擔水平的合成指標，該指標越大表明高管的風險承擔水平越高，此處的高管風險承擔標記為RISK_pol。上述四個單項指標的計算方法見表2。

2. 解釋變量

本文解釋變量為股權期權激勵度，借鑒Core和Guay(2002)[10]以及Coles et al.(2006)[11]的計算方法，在Black-Scholes模型基礎上計算VEGA值。VEGA值是股權價值相對股價波動率的敏感性，即股價波動率變化1%時股權價值的變化量，可以用來衡量股票期權激勵程度。對于N份看漲期權，VEGA計算方法如式(3)和式(4)所示。

其中，C為期權價值；S為上年末最后一個交易日股票收盤價；X為期權授予日設定的行權價格；r=ln(1+無風險收益率)，其中無風險收益率選用T年年初1年期存款利率；d為預期股息率，d=ln(1+分紅率)，國內樣本公司分紅極少，在此設為0；σ為股票收益年化波動率，在此設為最近100周的年化波動率；T為期權存續(xù)期。

3. 調節(jié)變量

本文引入“市場競爭”這一調節(jié)變量，以公司在行業(yè)中的競爭程度為基礎來度量。公司競爭程度大小通常采用壟斷租金來計量，它能夠在一定程度上反映公司在行業(yè)中的壟斷地位，揭示公司在行業(yè)所面臨的市場競爭程度。壟斷租金越高，公司在行業(yè)中的壟斷地位越高，市場競爭程度越小[36]?？紤]公司規(guī)模對壟斷租金的影響，本文采用單位收入壟斷租金代表市場競爭程度。為實證結果分析方便，此處選取壟斷租金的倒數(shù)(DPMC)代表公司在行業(yè)中的市場競爭程度，DPMC越大，公司所面臨的市場競爭越大。DPMC的計算方法見式(5)至式(7)。

表2 政策行為類高管風險承擔水平指標的計算方法

其中，短期負債成本設為銀行一年期貸款利率；長期負債成本設為銀行3～5年貸款利率；權益資本成本采用資本資產定價模型(CAPM)來計算，權益資本成本=無風險收益+Beta系數(shù)×市場風險溢價，無風險收益采用一年期存款利率，Beta系數(shù)用樣本公司計算時點前三年的股票回報率與市場回報率的協(xié)方差除以市場回報率的方差，股票回報率以樣本公司的凈資產收益率為基礎，市場回報率所得數(shù)據(jù)是根據(jù)CCER數(shù)據(jù)庫整理得到，市場風險溢價等于市場回報率與無風險收益率之差。

4. 控制變量

本文選取了“公司規(guī)模”、“公司成長性”、“公司破產率”、“大股東持股比例”、“高管薪酬”和“高管年齡”作為控制變量，同時控制了行業(yè)和年度。其中破產率的計算借鑒Huang et al. (2013)[3]的計算方法，即破產率=0.012(營運資本/總資產)+0.014(留存收益/總資產)+0.033(息稅前利潤/總資產)+0.006(股票市值/總負債賬面價值)+0.999(營業(yè)收入/總資產)。各主要變量定義及計算方法見表3。

表3 變量說明

描述性統(tǒng)計分析

為展示“激勵型”和“福利型”子樣本組各相關變量的整體水平和偏差情況，下文對分類后的樣本進行了描述性分析，見表4。

高管風險承擔水平方面?！凹钚汀弊訕颖窘M業(yè)績表現(xiàn)類高管風險承擔水平(RISK_per)均值(0.454)和中位數(shù)(0.460)均大于“福利型”組的均值(0.386)和中位數(shù)(0.391)，同樣，政策行為類高管風險承擔水平(RISK_pol)均值(0.402)和中位數(shù)(0.415)也均大于“福利型”組的均值(0.373)和中位數(shù)(0.398)，這一結果說明“激勵型”樣本公司中高管的風險承擔水平相對更高。兩個子樣本組業(yè)績表現(xiàn)類高管風險承擔水平(RISK_per)最大值和最小值分別為0.887和0.037、0.869和0.031，相差比較懸殊，標準差較大，政策行為類高管風險承擔水平(RISK_pol)情況也類似，這說明兩類股票期權中各個公司高管風險承擔水平都存在分化現(xiàn)象。對于用于合成政策行為類高管風險承擔(RISK_pol)的四個指標，即研發(fā)支出、經營集中度、長期負債水平和資本支出的均值，在“激勵型”組分別為0.058、1.077、0.385和0.113，在“福利型”組分別為0.044、0.958、0.212和0.102，可見在這四個具體方面，“激勵型”組相較于“福利型”組都更高一籌。限于篇幅，這里并未列示單變量的統(tǒng)計結果。

表4 分類樣本的描述性統(tǒng)計分析

股票期權激勵度(VEGA)方面?！凹钚汀弊訕颖窘M股票期權激勵度均值(109.846)和中位數(shù)(94.088)均低于“福利型”子樣本組的均值(139.743)和中位數(shù)(101.562)，之所以會出現(xiàn)這樣的結果一方面是因為“福利型”組樣本公司的高管權力往往過大，不但影響到股票期權激勵計劃行權標準的制定，也會影響到授予數(shù)量(授予數(shù)量影響激勵程度的計算)，另一方面，是因為“福利型”樣本組的公司規(guī)模更大(這從后文的統(tǒng)計結果也可看出)，授予總量更多股票期權也是理所當然。通過前文理論分析我們已經知道，“福利型”的股票期權實際上已經難以起到實質上的激勵效果，這一結果也說明“福利型”樣本公司中股票期權“福利化”現(xiàn)象比較嚴重。兩個子樣本組中股票期權激勵度的標準差分別為78.473和75.532，標準差較大，說明兩類股票期權中各個公司股票期權激勵度的偏差依然存在。

市場競爭度(DPMC)方面。“激勵型”子樣本組的市場競爭度均值(11.412)和中位數(shù)(11.739)均大于“福利型”樣本組的均值(9.632)和中位數(shù)(9.441)，說明“激勵型”樣本公司所面臨的市場競爭程度相對更大。

其他控制變量方面?！凹钚汀焙汀案＠汀弊訕颖窘M公司規(guī)模(SIZE)的均值和中位數(shù)分別為75.576億元和61.081億元、81.445億元和72.027億元，“激勵型”樣本公司的規(guī)模相對略小。兩個子樣本組公司成長性(GROW)的均值和中位數(shù)分別為24.872%和19.133%、20.346%和18.564%，從中看出“激勵型”樣本公司的成長性相對更好。此外，公司破產率(ZSCORE)、大股東持股比例(FIRST)、高管薪酬(SALARY)和高管年齡(AGE)方面也存在不同程度的差異。

應用Pearson相關性分析的結果顯示，“激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔水平沒有明顯相關關系，說明進行非線性關系檢驗的必要性，“福利型”股票期權激勵與高管風險承擔水平負相關，初步驗證了假設2，同時VIF值均在10以下，進一步表明各變量間不存在嚴重的多重共線性。

實證檢驗及分析

一、股票期權激勵與高管風險承擔關系的實證檢驗

1. 計量模型構建

(1)全樣本的實證檢驗的計量模型

股票期權激勵究竟是提高了高管風險承擔水平還是導致高管更為風險規(guī)避，目前尚無定論。為給后文“激勵型”股票期權和“福利型”股票期權的回歸檢驗提供一個對比參照，本文首先構建計量模型(8)檢驗全樣本股票期權激勵度與高管風險承擔水平之間的相關性，結果如表5中模型2和模型6所示。

其中，RISK_perit表示第i個樣本公司第t年高管業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔水平，RISK_polit表示第i個樣本公司第t年高管政策行為類風險承擔水平，VEGAit為第i個樣本公司第t年股票期權激勵度，α0為常數(shù)項，αi為各變量對高管風險承擔水平的回歸系數(shù)，εit為殘差項，其他符號含義見表3。采用非平衡面板數(shù)據(jù)的固定效應模型進行回歸。

(2)“激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔關系實證檢驗的計量模型

為檢驗“激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔之間的關系，依據(jù)前述研究假設1構筑計量模型(9)?；貧w檢驗采用非平衡面板數(shù)據(jù)固定效應回歸模型，結果如下表5中模型3和模型7所示。

表5 股票期權激勵與高管風險承擔關系的實證檢驗結果

計量模型(9)中有相關變量的含義與計量模型(8)中相同。

(3)“福利型”股票期權激勵與高管風險承擔關系實證檢驗的計量模型

檢驗“福利型”股票期權激勵度與高管風險承擔水平之間是否存在線性負相關關系，此處依然采用的激勵模型與全樣本實證檢驗的計量模型相同，即仍采用計量模型(8)進行檢驗，這里不再列示，回歸結果表5中模型4和模型8。

2. 股票期權激勵與高管風險承擔關系的實證檢驗結果

下表5中模型1和模型5為分別以業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔(RISK_per)和以政策行為類風險承擔(RISK_pol)為因變量單純控制變量的回歸結果，模型2至模型8依此類推，模型2和模型6為全樣本回歸結果，模型3和模型7為激勵型組回歸結果，模型4和模型8為福利型組回歸結果。

控制變量方面，表5中模型1結果顯示，在以資產收益的波動率(RISK_per)作為因變量時，公司規(guī)模(SIZE)和高管風險承擔水平顯著負相關，說明規(guī)模較大的公司相較于規(guī)模較小的公司資產收益的波動率更小，高管的風險承擔水平更低，貨幣薪酬(SALARY)與高管風險承擔水平顯著正相關，說明貨幣薪酬越高，高管風險承擔水平也相對越高，公司成長性(GROW)系數(shù)為正，通過10%的顯著性檢驗，說明在一定程度上高成長性的公司高管的風險承擔水平越高，研究同時顯示公司破產率(ZSCORE)、大股東持股比例(FIRST)和高管年齡(AGE)對風險承擔水平有顯著負向影響，說明公司面臨破產風險時高管的風險承擔水平降低，股權越為集中，高管的風險承擔水平越低，高管年齡越大，風險承擔能力越弱。模型5以政策行為類高管風險承擔(RISK_pol)為因變量，其控制變量的回歸結果與模型1大體相同，唯有一點，公司規(guī)模(SIZE)高管風險承擔水平顯著正相關，說明公司規(guī)模越大，高管越能做出一些具有風險的政策行為決策。

表5中模型2的全樣本回歸結果顯示，高管股票期權激勵度(VEGA)與業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔水平(RISK_per)的系數(shù)為0.327，但并未通過顯著性水平檢驗，模型6的全樣本回歸結果顯示高管股票期權激勵度(VEGA)與政策行為類風險承擔水平(RISK_pol)的系數(shù)為0.058，也未通過顯著性水平檢驗，說明全樣本股票期權激勵度與高管風險承擔水平之間并沒有表現(xiàn)出明顯的相關性，也說明進行分類檢驗的合理性和必要性。

表5中模型3的激勵型組回歸結果顯示，調整R2為0.230，擬合度良好，F(xiàn)值為21.57，整個模型通過1%顯著性水平檢驗，“激勵型”股票期權激勵度(VEGA)與業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔水平(RISK_per)的回歸系數(shù)為0.247，為正且通過5%的顯著性水平檢驗，股票期權激勵度平方項(VEGA2)的系數(shù)為-0.372，為負且通過1%的顯著性水平檢驗；表5中模型7的激勵型組的擬合度也良好，回歸結果顯示“激勵型”股票期權激勵度(VEGA)與政策行為類風險承擔水平(RISK_pol)的回歸系數(shù)為0.448，為正且通過5%的顯著性水平檢驗，股票期權激勵度平方項(VEGA2)的系數(shù)為-0.213，為負且通過1%的顯著性水平檢驗。上述對激勵型組的回歸結果說明兩種類型的高管風險承擔水平都隨著股票期權激勵度的增加而先升后降，呈現(xiàn)倒U型關系，假設1成立。

表5中模型4的福利型組回歸結果顯示，調整R2為0.237，擬合度良好，F(xiàn)值為21.66，整個模型通過1%顯著性水平檢驗，“福利型”股票期權激勵度(VEGA)與業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔水平(RISK_per)的回歸系數(shù)為-0.113，為負且通過5%的顯著性水平檢驗；表5中模型8的福利型組的擬合度也較好，回歸結果顯示“福利型”股票期權激勵度(VEGA)與政策行為類風險承擔水平(RISK_pol)的回歸系數(shù)為-0.263，為負且通過1%的顯著性水平檢驗。上述對福利型組的回歸結果說明兩種類型的高管風險承擔水平都與股票期權激勵度呈現(xiàn)顯著負相關關系，假設2成立。

二、市場競爭對股票期權激勵與高管風險承擔關系影響的實證檢驗

1. 計量模型構建

(1)市場競爭對“激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔關系的影響

為檢驗市場競爭對“激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔關系的影響的檢，依據(jù)研究假設3構筑計量模型(10)進行實證檢驗，結果見表6中模型1和模型3。

模型(10)中若系數(shù)α1為正，系數(shù)α2為負，且顯著，并且系數(shù)α3、α4都為負且顯著，則可證明假設3成立5。

(2)市場競爭對“福利型”股票期權激勵與高管風險承擔關系的影響

為驗證市場競爭對“福利型”股票期權激勵與高管風險承擔關系的影響，依據(jù)假設4構建計量模型(11)回歸模型，檢驗結果見表6中模型2和模型4。

2. 市場競爭對股票期權激勵與高管風險承擔關系影響的實證檢驗結果

下表6中模型1和模型2以業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔(RISK_per)為因變量，模型3和模型4以政策行為類風險承擔(RISK_pol)為因變量。其中，模型1和模型3為市場競爭對“激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔關系影響的回歸結果，模型2和模型4為市場競爭對“福利型”股票期權激勵與高管風險承擔關系影響的回歸結果。因為這里控制變量的回歸結果會與表5中控制變量的回歸結果相同，所以表6中并未列示。

表6 市場競爭對股票期權激勵與高管風險承擔關系影響的實證檢驗結果

表6中模型1以業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔(RISK_per)為因變量對激勵型組回歸，結果顯示，調整R2為0.232，擬合度良好，F(xiàn)值為21.69，整個模型通過1%顯著性水平檢驗，其所對應的計量經濟模型(10)“激勵型”股票期權激勵度(VEGA)的系數(shù)α1為0.336、股票期權激勵度平方(VEGA2)的系數(shù)α2為-0.402、交乘項(VEGA×DPMC)的系數(shù)α3為-0.033和交乘項(VEGA2×DPMC)的系數(shù)α4分別為-0.018，這四個系數(shù)的符號分別為正、負、負和負，并且分別通過5%、10%、5%和10%的顯著性水平檢驗；表6中模型3以政策行為類風險承擔(RISK_pol)為因變量對激勵型組回歸，結果顯示，其方程的擬合度良好，其所對應的計量經濟模型(10)“激勵型”股票期權激勵度(VEGA)的系數(shù)α1為0.412、股票期權激勵度平方(VEGA2)的系數(shù)α2為-0.315、交乘項(VEGA×DPMC)的系數(shù)α3為-0.022和交乘項(VEGA2×DPMC)的系數(shù)α4分別為-0.014，這四個系數(shù)的符號分別為正、負、負和負，并且分別通過5%、5%、5%和10%的顯著性水平檢驗。這一結果結合文后的注釋說明，可以證明對于“激勵型”樣本公司而言，隨著市場競爭程度(DPMC)的加劇，高管股票期權激勵(VEGA)和兩種類型的風險承擔(RISK_per和RISK_pol)之間的倒U型關系都將有所滯后，假設3成立。

表6中模型2以業(yè)績表現(xiàn)類風險承擔(RISK_per)為因變量對福利型組回歸，結果顯示，調整R2為0.238，擬合度良好，F(xiàn)值為21.71，整個模型通過1%顯著性水平檢驗，其所對應的計量經濟模型中“福利型”股票期權激勵度(VEGA)股票期權激勵度與市場競爭的交乘項(VEGA×DPMC)的系數(shù)α2為0.041，為正且通過10%的顯著性檢驗；表6中模型2以政策行為類風險承擔(RISK_pol)為因變量對福利型組回歸，結果顯示，方程擬合度良好，其所對應的計量經濟模型中“福利型”股票期權激勵度(VEGA)股票期權激勵度與市場競爭的交乘項(VEGA×DPMC)的系數(shù)α2為0.049，為正且通過5%的顯著性檢驗。這一回歸結果說明“福利型”股票期權市場競爭越激烈，股票期權激勵與兩種類型的高管風險承擔(RISK_per和RISK_pol)之間的負相關關系都會越弱，假設4成立。

結論與啟示

本文針對我國特殊環(huán)境背景，將上市公司實施的高管股票期權按照激勵條件和激勵有效期劃分為“激勵型”和“福利型”兩種類型，將經典代理理論和行為代理理論相結合進行理論闡釋，分析兩種類型股票期權激勵與高管風險承擔之間的關系，并通過實證研究加以證實。研究發(fā)現(xiàn)兩點結論：(1)“激勵型”股票期權激勵與高管風險承擔之間呈“倒U型”關系，“福利型”股票期權激勵與高管風險承擔之間呈負相關關系；(2)市場競爭加劇會提高“激勵型”股票期權激勵時高管風險承擔水平，使“倒U型”拐點滯后，還能抑制“福利型”股票期權激勵導致的高管風險規(guī)避度。

上述結論對現(xiàn)實工作給予兩點啟示：第一，股票期權激勵方案的制定一定要充分體現(xiàn)激勵性，避免行權條件過低而將股票期權的激勵性演變?yōu)楦＠?，一般而言，激勵條件的設置要高于歷史水平，激勵有效期的設置最好不低于5年，此外，由于在行權條款設置嚴格時，高管股票期權激勵和風險承擔之間呈現(xiàn)的一種倒U型關系，因此激勵方案制定者應適當控制期權激勵程度，防止過猶不及；第二，要充分考慮外部環(huán)境(如市場競爭)對股權激勵與高管風險承擔關系的影響，面臨較小市場競爭甚至處于壟斷中的公司實施股票期權激勵有可能會適得其反，有關監(jiān)管部門也應對這類公司實施股票期權激勵給予特別關注，防止侵害股東尤其是中小股東利益。

注釋

1. 凸性薪酬契約指伴隨業(yè)績的上升，高管的薪酬隨之上升，上升的幅度邊際遞增；相反，凹性薪酬契約指高管的薪酬隨之上升，但是上升的幅度邊際遞減。

2. 損失規(guī)避指指人們對財富的減少(損失)比對財富的增加(收益)更為敏感，而且等量損失所帶來的痛苦要遠遠大于等量獲得所帶來的快樂。損失厭惡意味著：損失帶來的負效用的絕對值大于等量收益帶來的正效用。前景理論認為行為個體并非風險規(guī)避，而是損失規(guī)避，也即減少損失比增加收益更加重要。

3. 稟賦是行為理論中概念，指的個體及時將剛剛得到的或完全預期的收益視為自身已有財富一部分。

4. 框架效應也是行為理論中的一個概念，指面對相同收益，個體會因參照點的選取不同而形成收益或損失的不同預期，分為正面框架和負面框架，正面框架指個體預期收益高于某一參照點，負面框架指個體預期收益低于另一參照點，即預期損失。根據(jù)前景理論，個體面對正面框架時會風險規(guī)避，面臨負面框架時會風險追逐。

5. 令DPMC1表示低市場競爭狀態(tài)，DPMC2表示高市場競爭狀態(tài)，則DPMC2＞DPMC1＞0。根據(jù)前文理論分析及圖2所示，又根據(jù)模型(8)，可計算出當為低市場競爭時，拐點1=-(α2+α4DPMC1)/2(α1+α3DPMC1)，當為高市場競爭時，拐點2=-(α2+α4DPMC2)/2(α1+α3DPMC2)，則拐點2減去拐點1經化簡后，差值等于(α2α3-α1α4)(DPMC2-DPMC1)/2(α1+α3DPMC1)(α1+α3DPMC2)。又因α1＞0，α2＜0,α3＜0,α4＜0, 可知此差值為正，即拐點2大于拐點1，也即市場競爭高時，倒U型關系有所滯后。