孫文龍 申曼玉

摘? ? ? ? ? ? 要：本文以2014-2018年滬深A(yù)股上市公司為樣本，借鑒Bentley的公司戰(zhàn)略衡量方法，探討股權(quán)激勵對公司戰(zhàn)略的影響。研究發(fā)現(xiàn)實施股權(quán)激勵與公司戰(zhàn)略激進(jìn)程度呈顯著正相關(guān)，表明實施股權(quán)激勵使得公司戰(zhàn)略更為激進(jìn)，且股票期權(quán)的激勵效果更為顯著。進(jìn)一步的使用PSM穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論依舊成立。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵;公司戰(zhàn)略;股票期權(quán);限制性股權(quán)

一、引言

自1993年深圳萬科實施股票期權(quán)激勵政策以來，我國其他企業(yè)陸續(xù)開始關(guān)注股權(quán)激勵政策，并且不斷對激勵模式做出嘗試，2005年 12 月31 日中國證監(jiān)會發(fā)布的 《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》 （ 試行） 正式施行后，越來越多的上市公司計劃實施股權(quán)激勵方案，相比較工資薪酬，股權(quán)激勵更側(cè)重于長期激勵，更有利于吸引人才，留住人才，調(diào)動激勵對象的積極性，驅(qū)動管理層加大對創(chuàng)新、高新技術(shù)這類風(fēng)險較高但有利于企業(yè)維護(hù)競爭力的投資，使得企業(yè)的短期發(fā)展和長期發(fā)展相結(jié)合，促使管理層和股東利益的一致化，降低股東——管理層的代理成本，從而更好地為公司股東創(chuàng)造價值。股權(quán)激勵對公司經(jīng)營投資決策產(chǎn)生影響，比如研發(fā)創(chuàng)新投入，投資行為。以往研究證實實施股權(quán)激勵的公司比沒有實施股權(quán)激勵的公司更多的進(jìn)行創(chuàng)新活動（葉淞文，韋德貞，2018），管理層持股與公司的研發(fā)投入呈顯著正相關(guān)，且實施股權(quán)激勵能夠有效促進(jìn)公司研發(fā)創(chuàng)新（劉運國，2007）。

Miles和Snow（1978，2003）將戰(zhàn)略劃分為進(jìn)攻型、防御型和分析型三種，進(jìn)攻型戰(zhàn)略類型的公司表現(xiàn)為注重研發(fā)投資和創(chuàng)新，專注于開拓市場和開發(fā)新產(chǎn)品，員工的任期不固定，晉升渠道比較靈活，調(diào)動員工積極性。防御型則是那些專注于企業(yè)的現(xiàn)有產(chǎn)品或服務(wù)，關(guān)心財務(wù)穩(wěn)定和產(chǎn)品生產(chǎn)，不注重研發(fā)投入，員工的任期穩(wěn)定且一般較長，不利于提高員工的積極性。以往關(guān)于公司戰(zhàn)略的研究多注重公司戰(zhàn)略產(chǎn)生的影響，比如相比較防御型企業(yè)，進(jìn)攻型企業(yè)更易產(chǎn)生財務(wù)報表違規(guī)和更高的審計收費（Bentley，2013）。進(jìn)攻型企業(yè)更易產(chǎn)生盈余管理行為。進(jìn)攻型企業(yè)比防御型企業(yè)更易發(fā)生財務(wù)困境（高夢捷，2018）。防御型企業(yè)產(chǎn)生低的投資行為，進(jìn)攻型企業(yè)產(chǎn)生高的投資行為（林煜恩，2019）

二、文獻(xiàn)綜述及假設(shè)提出

Ryan，H. 和 R. Wiggins（2002）研究CEO薪酬與R&D投入兩者之間的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，公司增長機會越高，薪酬激勵中的股票期權(quán)占比越大，且股票期權(quán)正向影響R&D的投入，限制性股票則產(chǎn)生負(fù)向影響。雖然文章研究不同薪酬結(jié)構(gòu)下股票期權(quán)和限制性股票對R&D的影響是反向關(guān)系，但是沒有表明相對于沒有實施股權(quán)激勵的公司，實施限制性股票激勵的R&D投入變化。葉淞文，韋德貞（2018）表明實施股權(quán)激勵的公司比沒有實施股權(quán)激勵的公司更多的進(jìn)行創(chuàng)新活動。劉運國（2007）等提出管理層持股與公司的研發(fā)投入呈顯著正相關(guān)，且實施股權(quán)激勵能夠有效促進(jìn)公司研發(fā)創(chuàng)新。馮根福，溫軍（2008）用多元線性回歸模型發(fā)現(xiàn)高管持股與公司的技術(shù)創(chuàng)新呈不太顯著的正相關(guān)。Smith，Clifford W（1982）和Dechow， Patricia M（1991）都發(fā)現(xiàn)CEO在臨近退休時會放棄一些對公司長遠(yuǎn)發(fā)展有益的投資項目或決策，存在短視行為，比如會削減研發(fā)投入，但管理層擁有的股權(quán)數(shù)量會緩解這一行為。這就意味著如果一個企業(yè)實施股權(quán)激勵方案，讓管理層持有公司股份或者增加其持有量，會促使管理層關(guān)注企業(yè)的長遠(yuǎn)利益，又因為行權(quán)條件也有時間要求（例如只有連續(xù)3年公司業(yè)績增長率保持在一定水平上才能行權(quán)），會更加促使管理層不能只關(guān)注短期利益。所以我們認(rèn)為實施股權(quán)激勵后，會加大公司的研發(fā)投入。

Miles和Snow（1978，2003）對公司戰(zhàn)略分類時，認(rèn)為對于進(jìn)攻型企業(yè)來說，市場開發(fā)和創(chuàng)新可能和高效率的生產(chǎn)一樣或者更重要，由于開發(fā)產(chǎn)品和創(chuàng)新有不可避免的風(fēng)險，進(jìn)攻型企業(yè)的管理層會面對更多的不確定新和風(fēng)險，進(jìn)攻型企業(yè)為了更好地適應(yīng)變化的市場環(huán)境，就需要采取激勵措施鼓勵管理者的“冒險”行為，而防御型企業(yè)員工晉升渠道一般是內(nèi)部晉升，激勵程度就比較低。公司實施股權(quán)激勵后，對其激勵對象的激勵程度加大，趨向更加激進(jìn)的公司戰(zhàn)略類型?；谝陨戏治?，我們提出假設(shè)1：

H1：實施股權(quán)激勵促使企業(yè)戰(zhàn)略更激進(jìn)。

三、數(shù)據(jù)來源和研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取我國A股行業(yè)上市公司2006-2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，因為在度量戰(zhàn)略類型的時候需要用到五年的平均值，且結(jié)合股權(quán)激勵的數(shù)據(jù)，故實際的數(shù)據(jù)為2014至2018年。在此基礎(chǔ)上對數(shù)據(jù)做如下處理：（1）剔除金融行業(yè)（2）刪除數(shù)據(jù)缺失、不足5年，ST、*ST的企業(yè)樣本（3）刪除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。數(shù)據(jù)來自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.因變量。本文因變量Score。按照Bentley等（2013）的計量方式，Score為六個指標(biāo)分值之和。六個指標(biāo)都是以前五年的滾動平均值計算，將計算的結(jié)果按照年度——行業(yè)平均分為五等份，并賦值，第一高的賦值5，第二高賦值為4，以此類推，最小的賦值為1.但第六個指標(biāo)相反，最小的賦值5.最終分?jǐn)?shù)值的結(jié)果在6-30區(qū)間，值在6-12區(qū)間為防御型，在13-23區(qū)間為分析型，在24-30區(qū)間為進(jìn)攻型，分值越大表明公司戰(zhàn)略越激進(jìn)。以下為六個指標(biāo)的計量方式：（1）研發(fā)費用占銷售收入比（2）員工人數(shù)與銷售收入的比值（3）銷售收入增長率：（4）銷售費用和管理費用占銷售收入的比重（5）員工人數(shù)波動性（6）固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重。

2.自變量。Stock_option為啞變量，即如果公司當(dāng)年實施股權(quán)激勵取值為1，否則為0。

3.控制變量。 考慮到公司自身經(jīng)營特征和高層管理團隊特征對公司戰(zhàn)略的影響，本文參考王嘉歆（2019）的研究，將以下變量選作控制變量：公司規(guī)模（size）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（assectturn）、資產(chǎn)負(fù)債率（debteadio）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、上市年限（Star-year）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（state）、股權(quán)集中度（Shrcr4）、董事會規(guī)模（Direceternumber）、獨立董事占比（inderad）、CEO性別（sex）管理層年齡均值（age）、總經(jīng)理和董事長兩職合一（manboth）、貨幣資金（cash）。并同時控制行業(yè)和年份虛擬變量。

（三）實證模型

根據(jù)上述描述，針對假設(shè)1列示的回歸模型，Countrols代表上述列示的控制變量，同時控制行業(yè)和年份。得到回歸模型（1）驗證假設(shè)1。

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表1列示了所有變量的描述性統(tǒng)計分析，可以看到公司戰(zhàn)略分值分布于7-30分之間，平均值為18.14，樣本多屬于分析型公司，實施股權(quán)激勵的樣本為508，個，24.94%公司實施股票期權(quán)激勵。從size、state看出高管男性占比較高，36%樣本公司為國有企業(yè)。

（二）相關(guān)性分析

表2列示了主要變量其相關(guān)系數(shù)，公司戰(zhàn)略與股權(quán)激勵在1%顯著性水平上正相關(guān)，初步支持假設(shè)1。根據(jù)系數(shù)初步分析，公司戰(zhàn)略與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，表明非國企更傾向?qū)儆谶M(jìn)攻型企業(yè)，除了公司規(guī)模與資產(chǎn)負(fù)債率的相關(guān)系數(shù)為0.502，其余各變量的相關(guān)系數(shù)均低于0.5，表明不存在嚴(yán)重的共線性，由于篇幅原因未將全部變量列示。

（三）多元回歸分析

表3列示了股權(quán)激勵實施及股權(quán)激勵類型對公司戰(zhàn)略影響的檢驗結(jié)果，方程（1）為全樣本的OLS回歸結(jié)果，Stock_Option的系數(shù)為0.849，在1%顯著性水平上為正，表明實施股權(quán)激勵的公司當(dāng)年公司戰(zhàn)略更加激進(jìn)，證實假設(shè)1。公司規(guī)模系數(shù)顯著為負(fù)，可能是由于公司規(guī)模越小公司其組織更加靈活，發(fā)展空間更大，投資策略求變而不是求穩(wěn)。所有權(quán)性質(zhì)系數(shù)為顯著為負(fù)，可能是因為非國企更加重視企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，人員波動性更大，從而體現(xiàn)為企業(yè)戰(zhàn)略很激進(jìn)。

（四）穩(wěn)健性檢驗

PSM檢驗。在驗證假設(shè)1 時，可能會存在股權(quán)激勵樣本選擇的內(nèi)生性問題，故本文對假設(shè)1進(jìn)行PSM穩(wěn)健性檢驗。參考孫菁等人（2016）的研究，考慮到企業(yè)管理層特征、企業(yè)經(jīng)營特征和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等因素對實施股權(quán)激勵行為的影響，本文選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、凈資產(chǎn)收益率、獨立董事占董事會人員比、管理層平均性別、前十大股東持股比例、資產(chǎn)負(fù)債率、貨幣資金、控制人性質(zhì)和公司規(guī)模作為傾向匹配變量。對所有實施股權(quán)激勵的樣本進(jìn)行一對一的最近鄰匹配。圖1和圖2為匹配前后密度函數(shù)圖，可以直觀地看出匹配前控制組和處理組的圖形偏離較大，但匹配后圖形吻合程度較高，說明傾向匹配效果較好。

原實施股權(quán)激勵的樣本個數(shù)為511個，1對1匹配后共有1022個樣本，說明這1022個樣本在選擇實施股權(quán)激勵得分上相近，僅在是否實施股權(quán)激勵這點上不同。利用匹配后的樣本進(jìn)行簡單最小二乘法回歸，回歸后的結(jié)果表明，股權(quán)激勵與公司戰(zhàn)略呈顯著正相關(guān)，結(jié)果仍然是支持假設(shè)。

五、結(jié)論

與以往研究股權(quán)激勵的文獻(xiàn)不同，本文從實施股權(quán)激勵對公司戰(zhàn)略產(chǎn)生的影響出發(fā)，利用2014-2018年的股權(quán)激勵數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，實施股權(quán)激勵使得其公司戰(zhàn)略更加激進(jìn)，進(jìn)一步對股權(quán)激勵類型進(jìn)行分類發(fā)現(xiàn)，股票期權(quán)的激勵更加顯著。在進(jìn)行PSM檢驗和替代變量穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論依然成立。本文豐富了股權(quán)激勵和公司戰(zhàn)略領(lǐng)域研究，這也加深我們對公司戰(zhàn)略影響因素的理解，在認(rèn)識股權(quán)激勵對公司戰(zhàn)略影響上，給企業(yè)提供參考。

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作者簡介：

孫文龍（1979-? ），男，漢族，山東青島人，東華大學(xué)管理科學(xué)與工程博士，碩士生導(dǎo)師，副教授，研究方向：公司金融;

申曼玉（1996-? ），女，漢族，河南新鄉(xiāng)，碩士研究生，研究方向：審計。