作者：赵青华干胜道
山西财经大学学报 2014年08期
一、问题提出
上世纪90年代，国外上市公司已经广泛采用高管股权(executive stock option)激励制度。在一些公司的高管薪酬包中，股票期权甚至占了较大的比重。我国也于2006年正式引入这种激励机制，经过几年的曲折发展，采用高管股权激励的公司也越来越多。将股权激励引入高管薪酬机制，主要的理论依据就是认为这种方式能把高管与股东的利益很好地捆绑，并因此缓解由于所有权和经营权的分离而形成的委托代理冲突[1，2]。此后，许多学者用不同国家或地区的上市公司数据展开了广泛的实证研究，但得到的结论并不一致。
然而，无论是否认为高管股权激励会导致企业绩效更好，这些研究结论似乎都忽略了这种激励制度与员工薪酬之间的关联性。作为成本或费用项目的职工薪酬与公司业绩在会计上存在此增彼减的关系，而公司业绩则在根本上决定了其在股市的表现，股权激励却又通过股市与高管的利益结合起来。所以，持有股票期权的公司高管可能会产生近视症，以某些不当行为，损害员工的利益。比如，在我国，近几年人们颇为关注公司高管与普通员工收入差距快速拉大的问题，新闻界曝光的案例中就有实施高管股权激励的公司。可是，国内外的学术研究往往关注高管持有股票期权会被诱发操纵公司盈余，以会计欺骗拉高股价并使自己得益[3]，以及相当普遍的高管股权激励的回溯问题[4]，由此认为高管接受期权是以股东财富的巨大牺牲作为代价的[5]。但是，高管期权有没有以牺牲员工利益为代价呢？受股权激励的高管是愿意通过强化次生激励产生更大产出还是压缩人工成本以谋求更好的公司业绩呢？我国自启动国有企业工资制度改革以来，职工薪酬虽然从绝对量上有了大幅度的提高，但职工工资总额与GDP之比却下降明显，2005年该比重为10.81%(美国同期数据为54%)，居民收入增速低于经济增速[6]。直到现在，这个指标还有下降的趋势。企业是社会的细胞，无论是着眼社会民生问题，还是源自构建和谐社会的角度，关注高管股权激励所引发的公司对员工的次生激励问题，即高管股权是否会激发高管加大对员工的激励问题具有重要的理论和现实意义。考虑到国内外相关文献多采用回归分析方法检验显变量之间的相关性，以考察高管股权激励的影响，但这种方法在一定程度上也制约了人们就外生变量对主观显变量作用的考察。结构方程模型(SEM)采用多指标测量主观变量，既能提高计量精度，还可以避免变量的多重共线性，并有效控制内生性问题，进而更深地揭示变量之间的作用机理。因此，本文将以AMOS为工具，用SEM观察高管股权激励与次生激励之间的内在机制，并进一步分析高管权力以哪些路径影响股权激励诱发次生激励的程度。
二、文献回顾与理论分析
(一)次生激励与高管股权激励
本文所指的次生激励，指高管受到股东激励以后，为了提高公司业绩、激励员工更积极的工作而增加员工报酬或提高员工报酬对公司业绩敏感性的行为。将之如此定义的理由是：(1)虽然研究的对象是员工薪酬，但主要是激励性薪酬而非保健性薪酬；(2)本文所指的员工不包括高管在内；(3)对员工激励性薪酬的研究是基于投资人对高管的股权激励；(4)由于高管股权激励与业绩相联系，增加员工薪酬或提升员工薪酬业绩敏感度会增加人工成本或单位销售收入中的人工成本；(5)高管股权激励是否会诱发高管激励员工以及在多大程度上激励并非定量，故而视之为一种次生行为。
为了区别于单纯的职称薪酬研究和职工激励研究，更准确的分析高管激励引发的对员工激励的联动机制，我们将之界定为“次生激励”。为了研究次生激励问题，我们可以从两个方面来度量：一是绝对强度，如平均员工薪酬的递增；二是相对强度，如员工薪酬对业绩的敏感度。在现代公司治理结构体系中，如果说高管激励是为了缓解股东与高管之间的委托代理关系，那么次生激励则是为了缓解高管与员工之间的委托代理关系。
既有的关于职工激励的文献主要有三个方面：一是员工工资理论，如新凯恩斯主义学派的效率工资理论[7]、绩效工资理论[8]和计件工资理论[9]，重点研究员工工资与效率本身之间的关系，没有将高管与普通员工区分开来；二是工资与业绩关系的实证研究，多数结论类似，如职工工资提高对企业绩效的积极作用[10]，职工分享利润对业绩的促进作用或者职工工资总额对总产值具有积极的作用[11]但这些研究中的工资是包含高管在内的员工工资；三是关于员工持股计划对其劳动态度的改变、满意度的增加及组织的承诺及离职的影响[12]。以上这些研究对员工薪酬或员工激励问题多有关注，但其通常与高管激励问题割裂开来，或者将普通员工与高管视为一体。从高管股权激励的研究来看，尽管目前人们对股权激励下的公司价值或绩效问题给予了足够的关注，有关股权激励所引发的“高管收入与员工平均收入差距拉大”的报道也很多，但国内外关于高管股权激励与员工薪酬激励之间关系的研究文献却大多忽视了这一重委托代理关系之关联。
在高管薪酬与普通员工薪酬的关系上，我们可以用公平理论来进行分析。根据公平理论，员工的工作积极性不仅在于个人绝对报酬多少，更在于其是否感到薪酬分配公平。尽管高管股权是否会导致更高的公司价值并没有一致的结论，但无论是“利益一致观”认为高管股权使管理者的利益与股东利益一致，还是“盗掘观”认为基于股权的薪酬激励可能引发公司高管的机会主义行为，增加公司代理问题，从而损害股东利益13]作为理性的“经济人”，公司高管接受这种激励意味着可得期望薪酬自然高于常规的现金薪酬，但高管欲取得这种收益时，如果普通员工期望的激励性薪酬(除少数“核心员工”也被捆入高管股权之外)不相应提高，那么会形成员工的“愤怒成本”，自然会影响高管股权激励目标，进而危及高管的利益，欲速则不达。那么，高管在股权激励计划下，为了提高公司业绩，更倾向于提高薪酬激励，以获得更多产出从而达到业绩目标。所以，从这个角度看，股权激励会导致高管强化对员工的次生激励。
另外，从人力资源管理的角度看，和谐的公司氛围更能激发员工的积极性和创造性，从而有助于高管股权激励目标的实现。薪酬激励是企业和谐劳动关系的核心，除了员工的薪酬形式应当具有保健性薪酬(基本工资和福利配套措施)和激励性薪酬(合理的、富有竞争力的工资及个性化的薪酬)外，高管与员工的薪酬差距也是和谐的重要因素。这是因为，员工的薪酬激励是人力资源管理激励的核心和基础，合理的薪酬制度可以激发其主动性、创造性和积极性[14]。同时，作为资方的受托人，强化对高管的激励而实质性地弱化对普通员工的激励，会导致劳资关系的不和谐，既会直接影响公司自身良性运营与发展，也可能由于外部的不经济性而影响社会经济的和谐与稳定，从而有可能得不到政府部门支持。和谐社会要求和谐的劳资关系，和谐的劳资关系在于公平与效率并重和统一[15]。显然，要员工提高工作效率，就要公平地提高员工的期望薪酬。
高管是风险厌恶型的人，因为他们具有的特殊人力资本不能像股东那样进行分散化的财富组合[16]。由此，如果高管加大对员工的薪酬激励力度，那么高管除了投资的风险增加外，还有公司人工成本增加而不能得到更多产出以实现业绩目标的风险。虽然从投入产出的原理来看，企业的绩效主要来自员工的劳动，而且总薪酬越高，企业绩效越好[17]。但是，人力资本的成本越高，高管就必须面临更高的激励风险。从量本利分析模型看，利润=销售量×(价格-非人工变动成本-变动人工成本)-固定成本，公司利润是扣减包括人工成本在内的总成本、费用之后的剩余，在价格和销售多变的情况下，压缩人工成本开支并非是高管的不可选项。也就是说，从公司业绩的路径来看，有收入的大幅度增长、人工成本小幅度增长之路，也有收入小幅度变化而人工成本大幅度(扣除物价因素)下降之路。节约人工成本的风险显然低于前者，高管厌恶风险的本性使得高管很有可能会出台更严格的“人工成本”节约制度，从而阻滞对员工次生薪酬激励，在就业紧张的情况下则尤为可能。
综上所述，在高管股权激励的情况下，高管既有“节约人工成本的动机”，也有“公平”带来的“公愤”成本和政府构建“和谐社会”的制约。由于股权激励更注重长期业绩的考核，所以股权激励下的次生激励动机与短期“奖金”激励下的次生激励对“节约成本”和“公愤”成本有可能存在着重要区别。“节约成本”虽然能带来立竿见影的业绩表现，但往往因为过高的“公愤”成本难以持久保持效率和留住熟练员工(特别在劳动力市场出现短缺的时候)。所以，在股权激励下，高管有可能抑制次生激励相对激励强度而提高其绝对强度。据此，我们提出如下假设：
H1：高管股权激励与次生激励相对强度负相关。
H2：高管股权激励与次生激励绝对强度正相关。
(二)高管权力对高管股权诱发的次生激励的影响
本文所指的高管(Executive)是指总经理、总裁或CEO。所谓高管权力，意在从最大化自身利益目标出发，高管按自我愿意行事、压制不同意见的能力，体现为剩余控制权的扩张[18]。在公司内外治理约束虚化的情形下，高管具有超过特定控制权的深度影响力。由于我国的经理人市场并未真正形成，CEO大多非职业经理人，而董事长也多为政府行政任命的“股东代表”，所以高管权力既有一股独大形成的资本权力，还有政府“钦差”色彩的行政权力。
薪酬契约理论认为，高管权力越大越可能影响甚至自定薪酬，因为高管激励是由CEO的权力触发的[19]。因而，高管权力是影响薪酬激励及其绩效的重要因素[20]。如不剔除市场或行业等非管理层业绩因素的影响，高管可能订立于己有利的各种期权激励条款，直接从股价上升中得到好处；也可能大量采用平价期权、对其所持期权行权后的股票变现行为不加约束、允许高管期权重装等[21]。从业绩薪酬敏感性来看，管理层权力越大，薪酬与操纵性业绩之间的敏感性越大，表明随着权力增长，管理层会倾向利用盈余操纵获取绩效薪酬[22]。很显然，高管权力越大，在限薪令和社会的广泛关注下，高管更倾向于寻求高管股权这样的“合理”渠道以取得更多的报酬。在激励条件、激励有效期、授予数量和激励对象也由公司自己确定的情况下，股权激励变成了高管的“福利”[23]。所以，高管权力越大，越有可能推出对业绩不敏感的高管股权契约；在行权期间，更有可能操纵业绩表现或者制订于己有利的高管股权契约条款。故，高管权力越大，高管股权对业绩的敏感度越差，而业绩对员工的“奖金”有着直接的影响。无论高管或是股东，都不愿意在业绩不太好的情况下给予员工更高的薪酬。所以，我们提出如下假设：
H3：高管权力越大，高管股权激励诱发次生激励的可能性就越小。
三、变量设计
(一)高管权力
在高管权力的度量上，有的文献采用高管的任期、两职兼任、董事会规模与独立性、机构投资者持股比例等五个指标来衡量，有的以高管的任期和服务年数、董事会独立性、是否兼任董事长、是否在两年内退休、是否存在大股东等六个指标来度量，有的认为高管的权力可由高管是否持股及其任期决定。从理论上看，在经济激励的方式下，外部董事容易与高管合谋而使之权力增大。人力资源理论认为高管的连任、年龄和学历等也会影响其权力，但有学者认为这些因素的影响在我国不明显。代彬等在综合了以上因素后，以结构权力、是否持股、董事会规模、独立董事工作地、学历与职称、任期、兼职及曾任政府职务八个指标来度量高管权力[24]。考虑到我国上市公司高管退休时间通常事前不易确定，且“独立董事不独立”、“董事不懂事”，所以，我们不认为董事会规模与独立董事工作地并非制约高管权力的要素。另外，自国有企业改革以来，高管持股通常成为高管与公司利益结盟的象征，也成为高管在公司中权力和地位的标志。国有控股企业的高管多来自政府的任命，所以我们以高管是否持股、高管连续任职、兼任两职、股权集中度、是否专家(硕士研究生以上学历或高级职称)五个指标来度量高管权力。
(二)高管股权激励
高管股权本是董事会为了有效地控制高管行为，希望高管的行为能增加股东的利益。如果董事会能压制高管的讨价还价能力，那么其薪酬制订计划会有助于股东，使薪酬激励与公司的业绩变得敏感。高管股权作为这样一种激励性薪酬，其作用机制正在于此。股权激励可用哑变量来度量[25]，或者以股权激励计划数量占公告日股本总额的比例[26]来衡量。我们分别用虚拟变量和授予的股权占总股数比重两种计量方式来进行分析。
(三)公司业绩
学者们常用资产收益率(ROA或ROE)、托宾Q值等指标来度量公司业绩。我国上市公司股改前的非流通股部分不能交易，即使出售，也是按账面价值而非市价，故应以运营利润如销售收益率(ROS)作为公司业绩的代理变量。另外，考虑到我国上市公司股价波动太大，托宾Q值和EPS来度量业绩水平有一定缺陷，而ROA衡量公司的业绩又容易受到人为操纵，所以我们借鉴王良成等的做法[27]，以不易受操纵，可以避免非经营性项目、资本结构和税收政策异同影响的总资产经营活动收益率(OPA)作为业绩度量指标，计算公式为：OPA=(主营业务收入-折扣和折让-主营业务成本-销售费用-管理费用+折旧与摊销)/总资产。
(四)次生激励
次生激励的实质是在高管受到薪酬激励后所引发的对员工的激励。由于激励性薪酬与业绩总是形影相伴，所以我们拟用经营利润与员工薪酬总额之比(业绩薪酬敏感度)来反映次生激励的相对强度。另外，考虑到员工薪酬与公司薪酬制度有关，但都大体分成两部份：保健性工资和激励性奖金。保健性工资前后差异不大，那么前后两期的比较差异主要反映为公司员工激励水平的变化，我们用员工平均薪酬的一阶差分来度量次生激励的绝对强度。
(五)控制变量
考虑到次生激励是基于高管激励，而高管激励通常受企业性质、行业和规模等影响，所以我们选用这三个因素作为控制变量。我国的国有控股企业大多具有垄断性，薪酬虽高却又具有一定的平均色彩。私营控股企业受制于股东利益，与业绩的关系较为敏感。因此，我们将分别按控股股东性质进行分类。从行业上看，受政府控制的行业往往会采取更敏感的措施，以使员工薪酬对业绩的影响更为敏感。本文按是否受到政府的控制，将样本分为控制性行业与非控制性行业分别进行观察。另外，企业规模不同，规模效应也不同，大规模企业员工的相对效率较高，薪酬水平也可能相对较高。我们拟从资产规模(总资产的对数)和职工规模(员工人数的对数)两个方面来分析公司规模在次生激励机制中的影响。
四、数据样本与研究方法
(一)数据来源与样本选择
从2006年起，我国上市公司正式获准可以实施股票期权激励。为此，本文研究样本的选择区间为2006年1月至2010年12月，数据主要来源于CSMAR数据库。由于本文意在研究高管股权激励对次生激励的影响，为尽量避免其他因素对次生激励的噪声干扰，提高模型的效度和信度，按六个步骤对样本数据作进一步处理。(1)剔除2006年以后才上市的公司；(2)剔除有股权激励公告但未实施或公告实施一年内又中止的公司；(3)剔除所需的财务数据、公司治理数据缺失的公司；(4)剔除数据明显异常的上市公司；(5)高管权力(是否持股、连续任职、两职兼任、股权分散、是否专家、是否国有控股)数据主要来自于CSMAR数据库，用Excel 2010数据表功能计算，以“总裁、总经理或首席执行管”筛选提取高管的学历、职称、任职时间，并计算出高管的当年实际任期。在计算综合权力时，以主成分分析法，计算出各公司高管权力；(6)将权力向量计算出来后，采用主元分析方法，按累计方差贡献率不低于85%的原则确定主元，而后以每个主元各自的方差贡献率为权数将它们线性加权求和，求得权力的综合指标F，并以F作为高管权力的代理变量。从KMO球度检验和Bartlett球度检验结果看(见表2)，尽管前者为0.645，小于Kaiser给出的0.7标准，不太适合做因子分析，但后者给出的相伴概率为0.000，小于0.05的显著性水平，因此拒绝Bartlett球度检验的零假设，适合做主元分析。为满足累积方差贡献率不小于85%，本文所用主成分使用了五个成分，没有达到降阶的效果，但达到了将不同计量方式的权力因子综合为权力得分的目标(见表3)。
最后，得到的研究样本为5361个，其中，股票期权激励公司样本187个，未实施股权激励的样本5174个。各年度的样本分布及基本情况见表4。数据分析软件有Execl2010、SPSS19.0 for Windows和AMOS17.0。
(二)研究模型
本文的AMOS结构模型用于界定次生激励与公司业绩、高管股权激励两个自变量之间的线性关系。根据投入产出原理，投入的资本量(表现为公司的规模)与公司业绩之间存在着正向关系，即规模效应问题，而股权激励的目的也在于促进公司业绩的增长。所以，二者都会影响公司业绩的增长。公司业绩的增长为持续的次生激励提供了持续的经济资源，次生激励反过来又为公司下期业绩的增长提供了动力。由于高管在接受公司的股权激励时，首先需要考虑的是公司的业绩指标，然后才是对员工的激励，对员工的激励是基于对业绩的指标要求。所以，高管股权激励与次生激励的关系是以业绩为介质的一种间接关系。高管出于自身利益的考虑，在有足够控制权的情况下，也有动机降低次生激励，通过业绩与员工薪酬之间的此增彼涨的关系提高业绩，进而使股权激励走向“控制人工成本”的道路。由于公司业绩与次生激励间有双向的因果关系，所以二者是非递归关系。
另外，由于我国国有和非国有控股上市公司在公司治理、对市场竞争环境及资源利用的效率等方面存在一定的差异，说明控股权性质的差异可能会影响高管的选用与监督。委托代理理论观认为国有企业存在虚拟代理问题，从而导致国有控股公司的董事会对高管监督不到位而造成效率较低的现象。所以，我们拟按是否国有控制分别计算模型参数，同时除了用混合数据进行分析外，也按年度考察在不同的高管权力下，高管股权激励对次生激励的影响。
从模型的分析角度看，本文中的高管权力变量本质上是一个潜在变量(unobserved variables)，需要通过高管的五个特征变量来测量。但是，纵观国内外文献对高管权力的计量方法，无论认为权力变量包括几个因素，但都将之折合为一个综合变量来观察，因而我们将权力变量按上文提及的方法计算出来，视同资产规模、员工人数、股权激励、公司业绩及次生激励这些可观察变量(observed variables)。结合前面的分析和上文的假设，考虑到各变量之间的因果关系，我们初步提出非饱和、非递归的路径分析模型(见图1)。
图1 股权激励与次生激励关系模型
五、实证分析
(一)比较分析
为了分析高管接受股权激励后是否会强化对员工的激励，我们以公司业绩对全体员工(不包括前三名高管)的薪酬比作为业绩薪酬的敏感度。如果高管股权激励能促进次生激励相对强度，那么业绩薪酬敏感度会变小，即单位薪酬产生的利润会降低；反之，则会升高。图2比较了全部样本上市公司及分别在2007-2010年开始实施高管股权激励的上市公司的业绩薪酬敏感度。自2000年以来，全部上市公司的业绩薪酬敏感度较2007-2010年实施高管股权激励的上市公司明显较低，而且波动很小。实施高管股权激励的上市公司，在实施高管股权激励上年(公告年)的业绩薪酬敏感度达到了最高点，而后均明显下降。这表明，在实施高管股权激励的早期，高管为了提高公司业绩，有可能采用了“节约”人工成本的做法，在后期则通过激励员工，降低业绩薪酬敏感度，以激励员工更努力地工作。相比非股权激励公司，其薪酬业绩敏感度均明显较高，说明实施股权激励的公司有抑制次生激励相对强度的倾向。
图2 2007-2010年实施股权激励的上市公司与全部上市公司平均薪酬业绩比较
(二)描述性统计
表5给出了相关变量的描述性统计结果。数据显示，在平均资产规模上，实施股权激励公司比未实施股权激励公司略高(均差为0.24)，而且较稳定(标准差为0.042)。同时，前者之职工人数也显著高于后者。从次生激励绝对强度看，股权激励公司薪酬增长高于未实施公司(均差为0.134)；从次生激励相对强度看，薪酬敏感度前者也高于后者(均差达2.05)。数据表明，未实施股权激励公司显然更注重对员工的激励。从业绩指标上看，股权激励公司的OPA、ROA、T-Q值以及ROS均高于后者，表明在2006-2010年的五年间，我国实施股权激励的公司多为业绩较好者。高管权力相关指标中，在国有控股公司比例、两职兼任和股权集中度方面，非股权激励公司均值高于股权激励公司，而在高管持股比例、高级职称和任职年限方面则刚好相反，表明高管权力是多因素相互制约和冲突的结果。
(三)相关性分析
从相关系数矩阵看(见表6)，非股权激励样本组，公司资产规模变量与公司业绩、业绩薪酬敏感度、平均工资增长以及高管权力除连续任职外的各个维度都具有显著性相关，但在股权激励组，则与业绩薪酬敏感度和平均工资增长相关性不显著。高管权力与公司规模之间是否有内在的关系不是本文讨论的主要内容，但它们具有的这种显著相关性表明用线性回归方法来进行分析，可能存在多重线性相关问题，这从另一个角度表明本文用结构方程模型来观察这个问题的必要性。另外，在非股权激励公司样本组，业绩薪酬敏感度与高管权力各个维度都存在显著性相关，而在股权激励公司样本组则并不显著。公司业绩与业绩薪酬敏感度和平均工资增长都具有显著性相关，但相关的方向并不一致，这也反映出业绩表现的多维性特征。
(四)模型分析
1.基本模型分析。首先，我们以ROA作为公司业绩的代理变量、员工业绩薪酬敏感度为次生激励(相对强度)的代理变量来测试股权激励的次生激励作用。图3表明，国有控股上市公司高管股权激励对公司业绩影响的作用系数为0.063，继而由于公司业绩的提高而对次生激励有效传递作用系数为1.027，即高管股权的有效激励并没有使得高管层致力于改善员工的薪酬水平，产生了弱化次生激励后果。这说明，2006-2010年期间，从总的情况来看，国有控股公司的股权激励与公司业绩之间存在着显著的正相关关系，在业绩提高的同时，高管强化了业绩薪酬敏感性——弱化了次生激励相对强度。同时，次生激励反过来对公司业绩产生了正向激励作用。从表7看，表中显示的6条直接效果的回归系数均达到了显著性水平，但高管权力对于次生激励的回归系数呈负方向(在统计上没有显著性意义)，说明国有控股公司高管权力的大小对次生激励并没有明显的负向影响。一个意外的发现是，公司员工人数对次生激励的负向影响系数为-0.374，且在1%的统计水平上具有显著性意义，说明在员工人数较大的情况下公司不会倾向于提高其业绩薪酬敏感性，反而会提高员工薪酬在新创造价值中的分配比例。资产规模与次生激励正相关，资产的规模效益越大，每个员工为企业创造的价值越多，员工薪酬在公司新创造价值中所占的比重越小。但是，我们在相关分析中发现，员工人数与资产规模为正相关关系(具有统计上的显著性)，而它们在模型中对次生激励的作用方向却不相同，其原因或者作用机理为何，尚值得进一步的探究。另外，次生激励对公司业绩的反作用非常显著，即薪酬敏感度越大，员工薪酬占新创造价值的比重越小，公司的业绩越增加。从模型的适配情况来看，虽然模型适配度指标p＜0.05，但RMR的值为0.008(＜0.05)，GFI的值为0.998(＞0.9)，AGFI的值为0.958(＞0.9)，RMSEA的值为0.075∈(0.05，0.08)，考虑到模型结构和拟合程度与样本数有关，也考虑到模型的经济显著性，模型适配度是可以接受的。
图3 2006-2010年国有控股股权激励公司次生激励效应分析(N=2531)
从图4看，非国有控股企业股权激励对公司业绩的影响系数为0.08，因业绩提高而提高薪酬敏感度的传递系数为1.17，相比国有控股企业两个系数均明显提高，表明非国有控股公司股权激励对于业绩的影响更为敏感，因业绩提高而相应提高薪酬敏感性的强度更高。但是，次生激励对公司业绩的反作用并不敏感(见表6)，表明业绩薪酬敏感系数的提高未能激励相应地增加产出，进而提高公司业绩。另外，非国有控股公司高管权力与次生激励正相关(标准化的回归系数为0.475)，而且在统计上具有显著性，表明与国有控股公司相比，高管为了使自己的收益更大，往往更倾向于减少对员工的激励，从而提高公司业绩。员工人数与次生激励负相关，在统计上具有显著性。与国有控股公司一样，员工人数对次生激励的显著负相关。至于是否因为员工人数越大，提高薪酬业绩敏感度有可能使公司高层担心员工的“愤怒成本”过高反过来影响业绩，这还需要进一步的研究和探讨。虽然非国有控股模型适配指标p为0.044(＜0.05)，但RMR的值为0.004(＜0.05)，GFI的值为1.000(＞0.9)，AGFI的值为0.9990(＞0.9)，RMSEA的值为0.032∈(0.05，0.08)，均表明模型适配度良好。
图4 2006-2010年非国有控股公司股权激励公司次生激励效应分析(N=2830)
综上所述，无论国有控股企业或是非国有控股企业，高管股权激励与次生激励相对强度正相关，即高管股权激励会弱化对员工的激励，员工薪酬对业绩的敏感度增加，假设1得到了验证。在国有控股条件下，高管权力对股权激励下的次生激励具有抑制作用，但在非国有控股条件下，高管权力对次生激励并没有明显的抑制作用，假设2部分得到了证实。
2.分年度的样本分析。我国上市公司股权激励制度近八年来得到了快速推广，在推广过程中股权激励制度本身也得以不断完善。因此，有必要进一步分析检验各年度股权激励对公司业绩的改善进而产生次生激励作用的影响情况。从表8分年度的模型统计指标看，相比全样本模型适配度，分年度模型样本适配度指标得到了明显改善。CMIN/DF的值变小，国有控股样本的变动范围在1.14～12.57之间，非国有控股样本的变动范围在0～5.14之间。各样本组的CFI、GFI等指标均在0.98以上，RMSEA指标则在0～0.15之间，表明分年度SEM模型均具有良好的适配性。
从表9的Panel A可以看到，2006-2010年国有控股样本SEM模型表明，高管股权激励对公司业绩的作用系数由0.065小幅下降到0.047，然后大幅增加到0.189(在统计上具有显著性)，说明股权激励对业绩的促进作用具有时期性特点。公司业绩对次生激励的作用系数由2006年的0.70上升到2010年的1.242(在统计上具有显著性)，表明在业绩更好的情况下，国有控股企业并不愿意在利益分配上对员工让步。次生激励反过来对公司业绩也有一定的促进作用，在有的年份反激励作用还具有显著性。从理论上来看，如果公司的销售收入没有明显提高，业绩薪酬敏感度的提高会在一定程度上增加营业利润水平，反之则会削减营业利润水平的提高。自2006年股权激励制度实施以来，次生激励对公司的反作用系数由不显著的-0.05逐渐上升到对业绩具有显著为正的再激励效应，2010年虽然反作用系数仍为正，但却下降明显，而且不再显著，这与2006年以来实施高管股权激励的部分公司的有效期具有一致性。非国有控股公司分年度模型的高管股权激励对公司业绩的促进作用非常明显(见表9 Panel B)，公司业绩对次生激励的促进作用在统计上也具有显著性，但次生激励对公司业绩的反作用并不明显。从用人制度上看，国有控股企业员工的劳动合同一般具有长期性特征，由于所有制形成的代理问题，国有企业员工的薪酬收入为基本工资+奖金的方式，且基本工资所占的份额较大，奖金的比重较小。在次生激励增强的情况下，会使员工薪酬在销售收入中所占的份额发生变动，从而带来公司业绩的变化。非国有控股企业员工的流动性较强，员工的薪酬收入多为保健工资+计件薪酬的方式，且保健工资在薪酬中的比例偏低，在其他因素不变的情况下，业绩薪酬系数具有相对固定性的特点，故而公司对高管的激励会强化高管的人工成本控制意图，从而造成次生激励对公司业绩的反作用不敏感。
(五)进一步的测试
1.代理变量的重新选择。考虑到公司业绩代理变量常见的还有OPA、T-Q值、ROS等，而次生激励还可用其绝对强度——员工薪酬增长作代理变量，我们将它们分别代入模型之中进一步考查(见表10)。从表10可以看到，在股权激励公司的四个业绩代理变量之间具有显著的相关性，非股权激励公司的其他几个业绩变量与T-Q值的相关系数则并非都具有显著性相关；非股权激励样本的薪酬业绩敏感度与薪酬增长具有显著性正相关，但在股权激励样本中则不显著。因此，如果用薪酬增长作为次生激励绝对强度的代理变量，其变动方向理应一致。从模型计算结果来看，国有控股模型与非国有控股模型在改变次生激励绝对强度的情况下，其影响方向和程度与基本模型一致，但含义则相去甚远(股权激励有助于业绩的提升，业绩增长则会促进薪酬绝对水平的提高，次生激励绝对强度的增加也会促进公司业绩的增长)。但是，将业绩变量换成OPA、ROS和T-Q值时，虽然与基本模型的影响方向多数相同，但显著性水平却各有差异。事实上，T-Q值受股市的影响较大，由于我国股市尚不健全，故以此作为业绩的代理指标与其他指标相比所形成的效应自然有所区别。ROS与公司的产品市场情况相关，OPA与ROA相近，其对比值为公司资产，但考虑了折旧与长期待摊费用的摊销等因素。由于代理变量的各自侧重，模型的统计指标各有不同，但以业绩薪酬敏感度作为次生激励的代理变量时，模型的适配度更优，结论也较稳健。
2.分行业的模型测试。由于涉及国家安全的行业、自然垄断的行业、提供重要公共产品和服务的行业、支柱产业和高新技术产业(具体包括采掘业(B)；石油、化学、塑胶、塑料(C4)；金属、非金属(C6)；电力、煤气及水的生产和供应业(D)；交通运输、仓储业(F)；信息技术业(G))是国家需要控制的行业，我们将这些行业界定为控制行业[28]，而将其他行业界定为非控制行业。控制行业中的国有控股公司往往具有政策导向职能，其经营目标往往并非公司业绩的最大化，故其经营目标与其他公司自然有些差异。从表11可以看出，控制行业的国有控股样本的股权激励对公司业绩并没有显著的影响，而且公司业绩的改变也没有带来明显的次生激励，表明控制行业的国有控股企业实施股权激励，既不会促进公司业绩改善，也不会产生明显的次生激励。除此以外，其他变量关系与控制行业的非国有控制企业的模型结论基本一致。对于非控制行业，股权激励对公司业绩有显著的影响，而业绩的改变也对次生激励产生了显著的正向作用。在非控制行业，无论股权激励对公司业绩的影响以及公司业绩对次生激励的积极作用，还是次生激励对公司业绩的反作用，都与基本模型的情况一致，说明我们的研究结论在非控制行业上具有较强的稳健性。
六、研究结论与政策建议
随着越来越多的上市公司推出高管股权激励方案，高管与员工之间的收入差距扩大问题也备受关注。尽管国内外多数实证文献证实了股权激励能带来公司业绩的改善，同时也探讨了股权激励带来的负激励问题，但对股权激励是否促进或抑制次生激励却缺乏实证证据的支持。本文利用我国上市公司相关数据，在研究高管股权激励对公司业绩影响的基础上，进一步分析股权激励计划最终对次生激励的影响。研究发现，实施股权激励的公司其次生激励相对强度无论在实施前或是在实施后均明显高于非股权激励公司，而且在股权激励计划公告前一年或当年达到顶点，而后迅速下降靠近全部上市公司的平均水平。SEM模型分析表明，股权激励计划一般能促进公司业绩的增长(分年度测算表明，股权激励对业绩影响具有长期性，对控制行业的国有控股公司的业绩影响不具有显著性)，公司业绩的增长往往伴随对次生激励相对强度的抑制，但公司业绩与其绝对强度之间存在相互促进的关系；次生激励相对强度对公司业绩的反作用在国有控股企业较显著，在非国有控股企业则不显著；在国有控股公司，高管权力对股权激励下的次生激励没有显著性影响，在非国有控股公司则具有显著性影响。此外，本文还发现，公司资产规模、员工人数分别对次生激励具有显著的抑制和促进作用。
本文的研究发现意味着，高管股权激励会导致对员工的次生激励呈现阶段性，不同控股股东对公司的次生激励政策也有不同的取向。同时，高管权力对次生激励的影响，在不同的阶段、不同控股者的影响下，也会出现不同程度的经济后果。我们的研究还发现，职工人数与资产规模呈正相关关系，但对股权激励下的次生激励的作用方向迥然不同，其作用机理或原因是我们在未来的研究中需要进一步思考的。同时，目前股权激励公司数量还不多、数据资料缺乏等原因造成的这部分样本偏小，所以我们还将进一步跟踪高管股权激励下的次生激励问题。
根据上文的分析和研究结论，我们建议上市公司在实施高管股权激励时要关注普通员工薪酬在新创造价值中的份额，使高管收益、普通员工薪酬与公司业绩之间保持合理的比例，同时要防止高管“霸权主义”的泛起。由于我国自上而下的企业工会组织形式对维护普通员工的利益并没有起到实质性作用，而公司董事会只是从股东利益的角度在进行监督，所以企业应当建立或完善股权激励的系统机制，防范高管为完成股权激励的业绩目标而绝对降低员工薪酬及其在新创造价值中的比例，使之成为一种帕累托最优的激励机制。
作者介绍：赵青华(1969-)，男，重庆忠县人，重庆工商大学会计学院教师，管理学博士，研究方向是公司财务，重庆 400067；干胜道(1967-)，男，安徽天长人，四川大学商学院教授，博士生导师，研究方向是公司财务，四川 成都 610064
作者：赵青华干胜道
山西财经大学学报 2014年08期
一、问题提出
上世纪90年代，国外上市公司已经广泛采用高管股权(executive stock option)激励制度。在一些公司的高管薪酬包中，股票期权甚至占了较大的比重。我国也于2006年正式引入这种激励机制，经过几年的曲折发展，采用高管股权激励的公司也越来越多。将股权激励引入高管薪酬机制，主要的理论依据就是认为这种方式能把高管与股东的利益很好地捆绑，并因此缓解由于所有权和经营权的分离而形成的委托代理冲突[1，2]。此后，许多学者用不同国家或地区的上市公司数据展开了广泛的实证研究，但得到的结论并不一致。
然而，无论是否认为高管股权激励会导致企业绩效更好，这些研究结论似乎都忽略了这种激励制度与员工薪酬之间的关联性。作为成本或费用项目的职工薪酬与公司业绩在会计上存在此增彼减的关系，而公司业绩则在根本上决定了其在股市的表现，股权激励却又通过股市与高管的利益结合起来。所以，持有股票期权的公司高管可能会产生近视症，以某些不当行为，损害员工的利益。比如，在我国，近几年人们颇为关注公司高管与普通员工收入差距快速拉大的问题，新闻界曝光的案例中就有实施高管股权激励的公司。可是，国内外的学术研究往往关注高管持有股票期权会被诱发操纵公司盈余，以会计欺骗拉高股价并使自己得益[3]，以及相当普遍的高管股权激励的回溯问题[4]，由此认为高管接受期权是以股东财富的巨大牺牲作为代价的[5]。但是，高管期权有没有以牺牲员工利益为代价呢？受股权激励的高管是愿意通过强化次生激励产生更大产出还是压缩人工成本以谋求更好的公司业绩呢？我国自启动国有企业工资制度改革以来，职工薪酬虽然从绝对量上有了大幅度的提高，但职工工资总额与GDP之比却下降明显，2005年该比重为10.81%(美国同期数据为54%)，居民收入增速低于经济增速[6]。直到现在，这个指标还有下降的趋势。企业是社会的细胞，无论是着眼社会民生问题，还是源自构建和谐社会的角度，关注高管股权激励所引发的公司对员工的次生激励问题，即高管股权是否会激发高管加大对员工的激励问题具有重要的理论和现实意义。考虑到国内外相关文献多采用回归分析方法检验显变量之间的相关性，以考察高管股权激励的影响，但这种方法在一定程度上也制约了人们就外生变量对主观显变量作用的考察。结构方程模型(SEM)采用多指标测量主观变量，既能提高计量精度，还可以避免变量的多重共线性，并有效控制内生性问题，进而更深地揭示变量之间的作用机理。因此，本文将以AMOS为工具，用SEM观察高管股权激励与次生激励之间的内在机制，并进一步分析高管权力以哪些路径影响股权激励诱发次生激励的程度。
二、文献回顾与理论分析
(一)次生激励与高管股权激励
本文所指的次生激励，指高管受到股东激励以后，为了提高公司业绩、激励员工更积极的工作而增加员工报酬或提高员工报酬对公司业绩敏感性的行为。将之如此定义的理由是：(1)虽然研究的对象是员工薪酬，但主要是激励性薪酬而非保健性薪酬；(2)本文所指的员工不包括高管在内；(3)对员工激励性薪酬的研究是基于投资人对高管的股权激励；(4)由于高管股权激励与业绩相联系，增加员工薪酬或提升员工薪酬业绩敏感度会增加人工成本或单位销售收入中的人工成本；(5)高管股权激励是否会诱发高管激励员工以及在多大程度上激励并非定量，故而视之为一种次生行为。
为了区别于单纯的职称薪酬研究和职工激励研究，更准确的分析高管激励引发的对员工激励的联动机制，我们将之界定为“次生激励”。为了研究次生激励问题，我们可以从两个方面来度量：一是绝对强度，如平均员工薪酬的递增；二是相对强度，如员工薪酬对业绩的敏感度。在现代公司治理结构体系中，如果说高管激励是为了缓解股东与高管之间的委托代理关系，那么次生激励则是为了缓解高管与员工之间的委托代理关系。
既有的关于职工激励的文献主要有三个方面：一是员工工资理论，如新凯恩斯主义学派的效率工资理论[7]、绩效工资理论[8]和计件工资理论[9]，重点研究员工工资与效率本身之间的关系，没有将高管与普通员工区分开来；二是工资与业绩关系的实证研究，多数结论类似，如职工工资提高对企业绩效的积极作用[10]，职工分享利润对业绩的促进作用或者职工工资总额对总产值具有积极的作用[11]但这些研究中的工资是包含高管在内的员工工资；三是关于员工持股计划对其劳动态度的改变、满意度的增加及组织的承诺及离职的影响[12]。以上这些研究对员工薪酬或员工激励问题多有关注，但其通常与高管激励问题割裂开来，或者将普通员工与高管视为一体。从高管股权激励的研究来看，尽管目前人们对股权激励下的公司价值或绩效问题给予了足够的关注，有关股权激励所引发的“高管收入与员工平均收入差距拉大”的报道也很多，但国内外关于高管股权激励与员工薪酬激励之间关系的研究文献却大多忽视了这一重委托代理关系之关联。
在高管薪酬与普通员工薪酬的关系上，我们可以用公平理论来进行分析。根据公平理论，员工的工作积极性不仅在于个人绝对报酬多少，更在于其是否感到薪酬分配公平。尽管高管股权是否会导致更高的公司价值并没有一致的结论，但无论是“利益一致观”认为高管股权使管理者的利益与股东利益一致，还是“盗掘观”认为基于股权的薪酬激励可能引发公司高管的机会主义行为，增加公司代理问题，从而损害股东利益13]作为理性的“经济人”，公司高管接受这种激励意味着可得期望薪酬自然高于常规的现金薪酬，但高管欲取得这种收益时，如果普通员工期望的激励性薪酬(除少数“核心员工”也被捆入高管股权之外)不相应提高，那么会形成员工的“愤怒成本”，自然会影响高管股权激励目标，进而危及高管的利益，欲速则不达。那么，高管在股权激励计划下，为了提高公司业绩，更倾向于提高薪酬激励，以获得更多产出从而达到业绩目标。所以，从这个角度看，股权激励会导致高管强化对员工的次生激励。
另外，从人力资源管理的角度看，和谐的公司氛围更能激发员工的积极性和创造性，从而有助于高管股权激励目标的实现。薪酬激励是企业和谐劳动关系的核心，除了员工的薪酬形式应当具有保健性薪酬(基本工资和福利配套措施)和激励性薪酬(合理的、富有竞争力的工资及个性化的薪酬)外，高管与员工的薪酬差距也是和谐的重要因素。这是因为，员工的薪酬激励是人力资源管理激励的核心和基础，合理的薪酬制度可以激发其主动性、创造性和积极性[14]。同时，作为资方的受托人，强化对高管的激励而实质性地弱化对普通员工的激励，会导致劳资关系的不和谐，既会直接影响公司自身良性运营与发展，也可能由于外部的不经济性而影响社会经济的和谐与稳定，从而有可能得不到政府部门支持。和谐社会要求和谐的劳资关系，和谐的劳资关系在于公平与效率并重和统一[15]。显然，要员工提高工作效率，就要公平地提高员工的期望薪酬。
高管是风险厌恶型的人，因为他们具有的特殊人力资本不能像股东那样进行分散化的财富组合[16]。由此，如果高管加大对员工的薪酬激励力度，那么高管除了投资的风险增加外，还有公司人工成本增加而不能得到更多产出以实现业绩目标的风险。虽然从投入产出的原理来看，企业的绩效主要来自员工的劳动，而且总薪酬越高，企业绩效越好[17]。但是，人力资本的成本越高，高管就必须面临更高的激励风险。从量本利分析模型看，利润=销售量×(价格-非人工变动成本-变动人工成本)-固定成本，公司利润是扣减包括人工成本在内的总成本、费用之后的剩余，在价格和销售多变的情况下，压缩人工成本开支并非是高管的不可选项。也就是说，从公司业绩的路径来看，有收入的大幅度增长、人工成本小幅度增长之路，也有收入小幅度变化而人工成本大幅度(扣除物价因素)下降之路。节约人工成本的风险显然低于前者，高管厌恶风险的本性使得高管很有可能会出台更严格的“人工成本”节约制度，从而阻滞对员工次生薪酬激励，在就业紧张的情况下则尤为可能。
综上所述，在高管股权激励的情况下，高管既有“节约人工成本的动机”，也有“公平”带来的“公愤”成本和政府构建“和谐社会”的制约。由于股权激励更注重长期业绩的考核，所以股权激励下的次生激励动机与短期“奖金”激励下的次生激励对“节约成本”和“公愤”成本有可能存在着重要区别。“节约成本”虽然能带来立竿见影的业绩表现，但往往因为过高的“公愤”成本难以持久保持效率和留住熟练员工(特别在劳动力市场出现短缺的时候)。所以，在股权激励下，高管有可能抑制次生激励相对激励强度而提高其绝对强度。据此，我们提出如下假设：
H1：高管股权激励与次生激励相对强度负相关。
H2：高管股权激励与次生激励绝对强度正相关。
(二)高管权力对高管股权诱发的次生激励的影响
本文所指的高管(Executive)是指总经理、总裁或CEO。所谓高管权力，意在从最大化自身利益目标出发，高管按自我愿意行事、压制不同意见的能力，体现为剩余控制权的扩张[18]。在公司内外治理约束虚化的情形下，高管具有超过特定控制权的深度影响力。由于我国的经理人市场并未真正形成，CEO大多非职业经理人，而董事长也多为政府行政任命的“股东代表”，所以高管权力既有一股独大形成的资本权力，还有政府“钦差”色彩的行政权力。
薪酬契约理论认为，高管权力越大越可能影响甚至自定薪酬，因为高管激励是由CEO的权力触发的[19]。因而，高管权力是影响薪酬激励及其绩效的重要因素[20]。如不剔除市场或行业等非管理层业绩因素的影响，高管可能订立于己有利的各种期权激励条款，直接从股价上升中得到好处；也可能大量采用平价期权、对其所持期权行权后的股票变现行为不加约束、允许高管期权重装等[21]。从业绩薪酬敏感性来看，管理层权力越大，薪酬与操纵性业绩之间的敏感性越大，表明随着权力增长，管理层会倾向利用盈余操纵获取绩效薪酬[22]。很显然，高管权力越大，在限薪令和社会的广泛关注下，高管更倾向于寻求高管股权这样的“合理”渠道以取得更多的报酬。在激励条件、激励有效期、授予数量和激励对象也由公司自己确定的情况下，股权激励变成了高管的“福利”[23]。所以，高管权力越大，越有可能推出对业绩不敏感的高管股权契约；在行权期间，更有可能操纵业绩表现或者制订于己有利的高管股权契约条款。故，高管权力越大，高管股权对业绩的敏感度越差，而业绩对员工的“奖金”有着直接的影响。无论高管或是股东，都不愿意在业绩不太好的情况下给予员工更高的薪酬。所以，我们提出如下假设：
H3：高管权力越大，高管股权激励诱发次生激励的可能性就越小。
三、变量设计
(一)高管权力
在高管权力的度量上，有的文献采用高管的任期、两职兼任、董事会规模与独立性、机构投资者持股比例等五个指标来衡量，有的以高管的任期和服务年数、董事会独立性、是否兼任董事长、是否在两年内退休、是否存在大股东等六个指标来度量，有的认为高管的权力可由高管是否持股及其任期决定。从理论上看，在经济激励的方式下，外部董事容易与高管合谋而使之权力增大。人力资源理论认为高管的连任、年龄和学历等也会影响其权力，但有学者认为这些因素的影响在我国不明显。代彬等在综合了以上因素后，以结构权力、是否持股、董事会规模、独立董事工作地、学历与职称、任期、兼职及曾任政府职务八个指标来度量高管权力[24]。考虑到我国上市公司高管退休时间通常事前不易确定，且“独立董事不独立”、“董事不懂事”，所以，我们不认为董事会规模与独立董事工作地并非制约高管权力的要素。另外，自国有企业改革以来，高管持股通常成为高管与公司利益结盟的象征，也成为高管在公司中权力和地位的标志。国有控股企业的高管多来自政府的任命，所以我们以高管是否持股、高管连续任职、兼任两职、股权集中度、是否专家(硕士研究生以上学历或高级职称)五个指标来度量高管权力。
(二)高管股权激励
高管股权本是董事会为了有效地控制高管行为，希望高管的行为能增加股东的利益。如果董事会能压制高管的讨价还价能力，那么其薪酬制订计划会有助于股东，使薪酬激励与公司的业绩变得敏感。高管股权作为这样一种激励性薪酬，其作用机制正在于此。股权激励可用哑变量来度量[25]，或者以股权激励计划数量占公告日股本总额的比例[26]来衡量。我们分别用虚拟变量和授予的股权占总股数比重两种计量方式来进行分析。
(三)公司业绩
学者们常用资产收益率(ROA或ROE)、托宾Q值等指标来度量公司业绩。我国上市公司股改前的非流通股部分不能交易，即使出售，也是按账面价值而非市价，故应以运营利润如销售收益率(ROS)作为公司业绩的代理变量。另外，考虑到我国上市公司股价波动太大，托宾Q值和EPS来度量业绩水平有一定缺陷，而ROA衡量公司的业绩又容易受到人为操纵，所以我们借鉴王良成等的做法[27]，以不易受操纵，可以避免非经营性项目、资本结构和税收政策异同影响的总资产经营活动收益率(OPA)作为业绩度量指标，计算公式为：OPA=(主营业务收入-折扣和折让-主营业务成本-销售费用-管理费用+折旧与摊销)/总资产。
(四)次生激励
次生激励的实质是在高管受到薪酬激励后所引发的对员工的激励。由于激励性薪酬与业绩总是形影相伴，所以我们拟用经营利润与员工薪酬总额之比(业绩薪酬敏感度)来反映次生激励的相对强度。另外，考虑到员工薪酬与公司薪酬制度有关，但都大体分成两部份：保健性工资和激励性奖金。保健性工资前后差异不大，那么前后两期的比较差异主要反映为公司员工激励水平的变化，我们用员工平均薪酬的一阶差分来度量次生激励的绝对强度。
(五)控制变量
考虑到次生激励是基于高管激励，而高管激励通常受企业性质、行业和规模等影响，所以我们选用这三个因素作为控制变量。我国的国有控股企业大多具有垄断性，薪酬虽高却又具有一定的平均色彩。私营控股企业受制于股东利益，与业绩的关系较为敏感。因此，我们将分别按控股股东性质进行分类。从行业上看，受政府控制的行业往往会采取更敏感的措施，以使员工薪酬对业绩的影响更为敏感。本文按是否受到政府的控制，将样本分为控制性行业与非控制性行业分别进行观察。另外，企业规模不同，规模效应也不同，大规模企业员工的相对效率较高，薪酬水平也可能相对较高。我们拟从资产规模(总资产的对数)和职工规模(员工人数的对数)两个方面来分析公司规模在次生激励机制中的影响。
四、数据样本与研究方法
(一)数据来源与样本选择
从2006年起，我国上市公司正式获准可以实施股票期权激励。为此，本文研究样本的选择区间为2006年1月至2010年12月，数据主要来源于CSMAR数据库。由于本文意在研究高管股权激励对次生激励的影响，为尽量避免其他因素对次生激励的噪声干扰，提高模型的效度和信度，按六个步骤对样本数据作进一步处理。(1)剔除2006年以后才上市的公司；(2)剔除有股权激励公告但未实施或公告实施一年内又中止的公司；(3)剔除所需的财务数据、公司治理数据缺失的公司；(4)剔除数据明显异常的上市公司；(5)高管权力(是否持股、连续任职、两职兼任、股权分散、是否专家、是否国有控股)数据主要来自于CSMAR数据库，用Excel 2010数据表功能计算，以“总裁、总经理或首席执行管”筛选提取高管的学历、职称、任职时间，并计算出高管的当年实际任期。在计算综合权力时，以主成分分析法，计算出各公司高管权力；(6)将权力向量计算出来后，采用主元分析方法，按累计方差贡献率不低于85%的原则确定主元，而后以每个主元各自的方差贡献率为权数将它们线性加权求和，求得权力的综合指标F，并以F作为高管权力的代理变量。从KMO球度检验和Bartlett球度检验结果看(见表2)，尽管前者为0.645，小于Kaiser给出的0.7标准，不太适合做因子分析，但后者给出的相伴概率为0.000，小于0.05的显著性水平，因此拒绝Bartlett球度检验的零假设，适合做主元分析。为满足累积方差贡献率不小于85%，本文所用主成分使用了五个成分，没有达到降阶的效果，但达到了将不同计量方式的权力因子综合为权力得分的目标(见表3)。
最后，得到的研究样本为5361个，其中，股票期权激励公司样本187个，未实施股权激励的样本5174个。各年度的样本分布及基本情况见表4。数据分析软件有Execl2010、SPSS19.0 for Windows和AMOS17.0。
(二)研究模型
本文的AMOS结构模型用于界定次生激励与公司业绩、高管股权激励两个自变量之间的线性关系。根据投入产出原理，投入的资本量(表现为公司的规模)与公司业绩之间存在着正向关系，即规模效应问题，而股权激励的目的也在于促进公司业绩的增长。所以，二者都会影响公司业绩的增长。公司业绩的增长为持续的次生激励提供了持续的经济资源，次生激励反过来又为公司下期业绩的增长提供了动力。由于高管在接受公司的股权激励时，首先需要考虑的是公司的业绩指标，然后才是对员工的激励，对员工的激励是基于对业绩的指标要求。所以，高管股权激励与次生激励的关系是以业绩为介质的一种间接关系。高管出于自身利益的考虑，在有足够控制权的情况下，也有动机降低次生激励，通过业绩与员工薪酬之间的此增彼涨的关系提高业绩，进而使股权激励走向“控制人工成本”的道路。由于公司业绩与次生激励间有双向的因果关系，所以二者是非递归关系。
另外，由于我国国有和非国有控股上市公司在公司治理、对市场竞争环境及资源利用的效率等方面存在一定的差异，说明控股权性质的差异可能会影响高管的选用与监督。委托代理理论观认为国有企业存在虚拟代理问题，从而导致国有控股公司的董事会对高管监督不到位而造成效率较低的现象。所以，我们拟按是否国有控制分别计算模型参数，同时除了用混合数据进行分析外，也按年度考察在不同的高管权力下，高管股权激励对次生激励的影响。
从模型的分析角度看，本文中的高管权力变量本质上是一个潜在变量(unobserved variables)，需要通过高管的五个特征变量来测量。但是，纵观国内外文献对高管权力的计量方法，无论认为权力变量包括几个因素，但都将之折合为一个综合变量来观察，因而我们将权力变量按上文提及的方法计算出来，视同资产规模、员工人数、股权激励、公司业绩及次生激励这些可观察变量(observed variables)。结合前面的分析和上文的假设，考虑到各变量之间的因果关系，我们初步提出非饱和、非递归的路径分析模型(见图1)。
图1 股权激励与次生激励关系模型
五、实证分析
(一)比较分析
为了分析高管接受股权激励后是否会强化对员工的激励，我们以公司业绩对全体员工(不包括前三名高管)的薪酬比作为业绩薪酬的敏感度。如果高管股权激励能促进次生激励相对强度，那么业绩薪酬敏感度会变小，即单位薪酬产生的利润会降低；反之，则会升高。图2比较了全部样本上市公司及分别在2007-2010年开始实施高管股权激励的上市公司的业绩薪酬敏感度。自2000年以来，全部上市公司的业绩薪酬敏感度较2007-2010年实施高管股权激励的上市公司明显较低，而且波动很小。实施高管股权激励的上市公司，在实施高管股权激励上年(公告年)的业绩薪酬敏感度达到了最高点，而后均明显下降。这表明，在实施高管股权激励的早期，高管为了提高公司业绩，有可能采用了“节约”人工成本的做法，在后期则通过激励员工，降低业绩薪酬敏感度，以激励员工更努力地工作。相比非股权激励公司，其薪酬业绩敏感度均明显较高，说明实施股权激励的公司有抑制次生激励相对强度的倾向。
图2 2007-2010年实施股权激励的上市公司与全部上市公司平均薪酬业绩比较
(二)描述性统计
表5给出了相关变量的描述性统计结果。数据显示，在平均资产规模上，实施股权激励公司比未实施股权激励公司略高(均差为0.24)，而且较稳定(标准差为0.042)。同时，前者之职工人数也显著高于后者。从次生激励绝对强度看，股权激励公司薪酬增长高于未实施公司(均差为0.134)；从次生激励相对强度看，薪酬敏感度前者也高于后者(均差达2.05)。数据表明，未实施股权激励公司显然更注重对员工的激励。从业绩指标上看，股权激励公司的OPA、ROA、T-Q值以及ROS均高于后者，表明在2006-2010年的五年间，我国实施股权激励的公司多为业绩较好者。高管权力相关指标中，在国有控股公司比例、两职兼任和股权集中度方面，非股权激励公司均值高于股权激励公司，而在高管持股比例、高级职称和任职年限方面则刚好相反，表明高管权力是多因素相互制约和冲突的结果。
(三)相关性分析
从相关系数矩阵看(见表6)，非股权激励样本组，公司资产规模变量与公司业绩、业绩薪酬敏感度、平均工资增长以及高管权力除连续任职外的各个维度都具有显著性相关，但在股权激励组，则与业绩薪酬敏感度和平均工资增长相关性不显著。高管权力与公司规模之间是否有内在的关系不是本文讨论的主要内容，但它们具有的这种显著相关性表明用线性回归方法来进行分析，可能存在多重线性相关问题，这从另一个角度表明本文用结构方程模型来观察这个问题的必要性。另外，在非股权激励公司样本组，业绩薪酬敏感度与高管权力各个维度都存在显著性相关，而在股权激励公司样本组则并不显著。公司业绩与业绩薪酬敏感度和平均工资增长都具有显著性相关，但相关的方向并不一致，这也反映出业绩表现的多维性特征。
(四)模型分析
1.基本模型分析。首先，我们以ROA作为公司业绩的代理变量、员工业绩薪酬敏感度为次生激励(相对强度)的代理变量来测试股权激励的次生激励作用。图3表明，国有控股上市公司高管股权激励对公司业绩影响的作用系数为0.063，继而由于公司业绩的提高而对次生激励有效传递作用系数为1.027，即高管股权的有效激励并没有使得高管层致力于改善员工的薪酬水平，产生了弱化次生激励后果。这说明，2006-2010年期间，从总的情况来看，国有控股公司的股权激励与公司业绩之间存在着显著的正相关关系，在业绩提高的同时，高管强化了业绩薪酬敏感性——弱化了次生激励相对强度。同时，次生激励反过来对公司业绩产生了正向激励作用。从表7看，表中显示的6条直接效果的回归系数均达到了显著性水平，但高管权力对于次生激励的回归系数呈负方向(在统计上没有显著性意义)，说明国有控股公司高管权力的大小对次生激励并没有明显的负向影响。一个意外的发现是，公司员工人数对次生激励的负向影响系数为-0.374，且在1%的统计水平上具有显著性意义，说明在员工人数较大的情况下公司不会倾向于提高其业绩薪酬敏感性，反而会提高员工薪酬在新创造价值中的分配比例。资产规模与次生激励正相关，资产的规模效益越大，每个员工为企业创造的价值越多，员工薪酬在公司新创造价值中所占的比重越小。但是，我们在相关分析中发现，员工人数与资产规模为正相关关系(具有统计上的显著性)，而它们在模型中对次生激励的作用方向却不相同，其原因或者作用机理为何，尚值得进一步的探究。另外，次生激励对公司业绩的反作用非常显著，即薪酬敏感度越大，员工薪酬占新创造价值的比重越小，公司的业绩越增加。从模型的适配情况来看，虽然模型适配度指标p＜0.05，但RMR的值为0.008(＜0.05)，GFI的值为0.998(＞0.9)，AGFI的值为0.958(＞0.9)，RMSEA的值为0.075∈(0.05，0.08)，考虑到模型结构和拟合程度与样本数有关，也考虑到模型的经济显著性，模型适配度是可以接受的。
图3 2006-2010年国有控股股权激励公司次生激励效应分析(N=2531)
从图4看，非国有控股企业股权激励对公司业绩的影响系数为0.08，因业绩提高而提高薪酬敏感度的传递系数为1.17，相比国有控股企业两个系数均明显提高，表明非国有控股公司股权激励对于业绩的影响更为敏感，因业绩提高而相应提高薪酬敏感性的强度更高。但是，次生激励对公司业绩的反作用并不敏感(见表6)，表明业绩薪酬敏感系数的提高未能激励相应地增加产出，进而提高公司业绩。另外，非国有控股公司高管权力与次生激励正相关(标准化的回归系数为0.475)，而且在统计上具有显著性，表明与国有控股公司相比，高管为了使自己的收益更大，往往更倾向于减少对员工的激励，从而提高公司业绩。员工人数与次生激励负相关，在统计上具有显著性。与国有控股公司一样，员工人数对次生激励的显著负相关。至于是否因为员工人数越大，提高薪酬业绩敏感度有可能使公司高层担心员工的“愤怒成本”过高反过来影响业绩，这还需要进一步的研究和探讨。虽然非国有控股模型适配指标p为0.044(＜0.05)，但RMR的值为0.004(＜0.05)，GFI的值为1.000(＞0.9)，AGFI的值为0.9990(＞0.9)，RMSEA的值为0.032∈(0.05，0.08)，均表明模型适配度良好。
图4 2006-2010年非国有控股公司股权激励公司次生激励效应分析(N=2830)
综上所述，无论国有控股企业或是非国有控股企业，高管股权激励与次生激励相对强度正相关，即高管股权激励会弱化对员工的激励，员工薪酬对业绩的敏感度增加，假设1得到了验证。在国有控股条件下，高管权力对股权激励下的次生激励具有抑制作用，但在非国有控股条件下，高管权力对次生激励并没有明显的抑制作用，假设2部分得到了证实。
2.分年度的样本分析。我国上市公司股权激励制度近八年来得到了快速推广，在推广过程中股权激励制度本身也得以不断完善。因此，有必要进一步分析检验各年度股权激励对公司业绩的改善进而产生次生激励作用的影响情况。从表8分年度的模型统计指标看，相比全样本模型适配度，分年度模型样本适配度指标得到了明显改善。CMIN/DF的值变小，国有控股样本的变动范围在1.14～12.57之间，非国有控股样本的变动范围在0～5.14之间。各样本组的CFI、GFI等指标均在0.98以上，RMSEA指标则在0～0.15之间，表明分年度SEM模型均具有良好的适配性。
从表9的Panel A可以看到，2006-2010年国有控股样本SEM模型表明，高管股权激励对公司业绩的作用系数由0.065小幅下降到0.047，然后大幅增加到0.189(在统计上具有显著性)，说明股权激励对业绩的促进作用具有时期性特点。公司业绩对次生激励的作用系数由2006年的0.70上升到2010年的1.242(在统计上具有显著性)，表明在业绩更好的情况下，国有控股企业并不愿意在利益分配上对员工让步。次生激励反过来对公司业绩也有一定的促进作用，在有的年份反激励作用还具有显著性。从理论上来看，如果公司的销售收入没有明显提高，业绩薪酬敏感度的提高会在一定程度上增加营业利润水平，反之则会削减营业利润水平的提高。自2006年股权激励制度实施以来，次生激励对公司的反作用系数由不显著的-0.05逐渐上升到对业绩具有显著为正的再激励效应，2010年虽然反作用系数仍为正，但却下降明显，而且不再显著，这与2006年以来实施高管股权激励的部分公司的有效期具有一致性。非国有控股公司分年度模型的高管股权激励对公司业绩的促进作用非常明显(见表9 Panel B)，公司业绩对次生激励的促进作用在统计上也具有显著性，但次生激励对公司业绩的反作用并不明显。从用人制度上看，国有控股企业员工的劳动合同一般具有长期性特征，由于所有制形成的代理问题，国有企业员工的薪酬收入为基本工资+奖金的方式，且基本工资所占的份额较大，奖金的比重较小。在次生激励增强的情况下，会使员工薪酬在销售收入中所占的份额发生变动，从而带来公司业绩的变化。非国有控股企业员工的流动性较强，员工的薪酬收入多为保健工资+计件薪酬的方式，且保健工资在薪酬中的比例偏低，在其他因素不变的情况下，业绩薪酬系数具有相对固定性的特点，故而公司对高管的激励会强化高管的人工成本控制意图，从而造成次生激励对公司业绩的反作用不敏感。
(五)进一步的测试
1.代理变量的重新选择。考虑到公司业绩代理变量常见的还有OPA、T-Q值、ROS等，而次生激励还可用其绝对强度——员工薪酬增长作代理变量，我们将它们分别代入模型之中进一步考查(见表10)。从表10可以看到，在股权激励公司的四个业绩代理变量之间具有显著的相关性，非股权激励公司的其他几个业绩变量与T-Q值的相关系数则并非都具有显著性相关；非股权激励样本的薪酬业绩敏感度与薪酬增长具有显著性正相关，但在股权激励样本中则不显著。因此，如果用薪酬增长作为次生激励绝对强度的代理变量，其变动方向理应一致。从模型计算结果来看，国有控股模型与非国有控股模型在改变次生激励绝对强度的情况下，其影响方向和程度与基本模型一致，但含义则相去甚远(股权激励有助于业绩的提升，业绩增长则会促进薪酬绝对水平的提高，次生激励绝对强度的增加也会促进公司业绩的增长)。但是，将业绩变量换成OPA、ROS和T-Q值时，虽然与基本模型的影响方向多数相同，但显著性水平却各有差异。事实上，T-Q值受股市的影响较大，由于我国股市尚不健全，故以此作为业绩的代理指标与其他指标相比所形成的效应自然有所区别。ROS与公司的产品市场情况相关，OPA与ROA相近，其对比值为公司资产，但考虑了折旧与长期待摊费用的摊销等因素。由于代理变量的各自侧重，模型的统计指标各有不同，但以业绩薪酬敏感度作为次生激励的代理变量时，模型的适配度更优，结论也较稳健。
2.分行业的模型测试。由于涉及国家安全的行业、自然垄断的行业、提供重要公共产品和服务的行业、支柱产业和高新技术产业(具体包括采掘业(B)；石油、化学、塑胶、塑料(C4)；金属、非金属(C6)；电力、煤气及水的生产和供应业(D)；交通运输、仓储业(F)；信息技术业(G))是国家需要控制的行业，我们将这些行业界定为控制行业[28]，而将其他行业界定为非控制行业。控制行业中的国有控股公司往往具有政策导向职能，其经营目标往往并非公司业绩的最大化，故其经营目标与其他公司自然有些差异。从表11可以看出，控制行业的国有控股样本的股权激励对公司业绩并没有显著的影响，而且公司业绩的改变也没有带来明显的次生激励，表明控制行业的国有控股企业实施股权激励，既不会促进公司业绩改善，也不会产生明显的次生激励。除此以外，其他变量关系与控制行业的非国有控制企业的模型结论基本一致。对于非控制行业，股权激励对公司业绩有显著的影响，而业绩的改变也对次生激励产生了显著的正向作用。在非控制行业，无论股权激励对公司业绩的影响以及公司业绩对次生激励的积极作用，还是次生激励对公司业绩的反作用，都与基本模型的情况一致，说明我们的研究结论在非控制行业上具有较强的稳健性。
六、研究结论与政策建议
随着越来越多的上市公司推出高管股权激励方案，高管与员工之间的收入差距扩大问题也备受关注。尽管国内外多数实证文献证实了股权激励能带来公司业绩的改善，同时也探讨了股权激励带来的负激励问题，但对股权激励是否促进或抑制次生激励却缺乏实证证据的支持。本文利用我国上市公司相关数据，在研究高管股权激励对公司业绩影响的基础上，进一步分析股权激励计划最终对次生激励的影响。研究发现，实施股权激励的公司其次生激励相对强度无论在实施前或是在实施后均明显高于非股权激励公司，而且在股权激励计划公告前一年或当年达到顶点，而后迅速下降靠近全部上市公司的平均水平。SEM模型分析表明，股权激励计划一般能促进公司业绩的增长(分年度测算表明，股权激励对业绩影响具有长期性，对控制行业的国有控股公司的业绩影响不具有显著性)，公司业绩的增长往往伴随对次生激励相对强度的抑制，但公司业绩与其绝对强度之间存在相互促进的关系；次生激励相对强度对公司业绩的反作用在国有控股企业较显著，在非国有控股企业则不显著；在国有控股公司，高管权力对股权激励下的次生激励没有显著性影响，在非国有控股公司则具有显著性影响。此外，本文还发现，公司资产规模、员工人数分别对次生激励具有显著的抑制和促进作用。
本文的研究发现意味着，高管股权激励会导致对员工的次生激励呈现阶段性，不同控股股东对公司的次生激励政策也有不同的取向。同时，高管权力对次生激励的影响，在不同的阶段、不同控股者的影响下，也会出现不同程度的经济后果。我们的研究还发现，职工人数与资产规模呈正相关关系，但对股权激励下的次生激励的作用方向迥然不同，其作用机理或原因是我们在未来的研究中需要进一步思考的。同时，目前股权激励公司数量还不多、数据资料缺乏等原因造成的这部分样本偏小，所以我们还将进一步跟踪高管股权激励下的次生激励问题。
根据上文的分析和研究结论，我们建议上市公司在实施高管股权激励时要关注普通员工薪酬在新创造价值中的份额，使高管收益、普通员工薪酬与公司业绩之间保持合理的比例，同时要防止高管“霸权主义”的泛起。由于我国自上而下的企业工会组织形式对维护普通员工的利益并没有起到实质性作用，而公司董事会只是从股东利益的角度在进行监督，所以企业应当建立或完善股权激励的系统机制，防范高管为完成股权激励的业绩目标而绝对降低员工薪酬及其在新创造价值中的比例，使之成为一种帕累托最优的激励机制。
作者介绍：赵青华(1969-)，男，重庆忠县人，重庆工商大学会计学院教师，管理学博士，研究方向是公司财务，重庆 400067；干胜道(1967-)，男，安徽天长人，四川大学商学院教授，博士生导师，研究方向是公司财务，四川 成都 610064