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摘要：随着我国资本市场更加完善，股权激励相关制度保障措施更加健全，越来越多的企业选择股权激励作为中长期激励的工具来降低委托代理成本，使员工与企业的长期利益保持一致，从而实现降低管理成本、提升企业价值的目的。选取我国2016—2018年成功实施股权激励计划的507家A股上市公司样本，对股权激励强度与公司绩效的关系进行实证检验，发现股权激励强度与企业绩效显著正相关;与限制性股票相比，股票期权的激励效果更优;在实施股票期权的企业中，企业绩效随股权激励强度的增加而显著提高，限制性股票模式下二者关系不显著;与非国有企业相比，国有企业的股权激励强度与企业绩效的关系变化更加敏感;随着上市时间的增加，股权激励强度与企业绩效之间的正向关系逐渐显著，上市时间对二者关系有显著的调节作用。为了降低企业管理成本，提高企业的核心竞争力，需要合理设计股权激励方案中的激励要素，并根据企业自身特点慎重选择实施股权激励时机，这有利于企业用好股权激励这一长期激励工具。
关键词：现代企业制度;股权激励强度;企业绩效;调节效应
中图分类号：F271 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2021）04-0017-11
一、引言
股权激励作为有效的长期激励工具是国内外公司治理问题研究者关注的重要议题。2005年我国企业股权分置改革完成，为股权激励的实施提供了基础条件;2006年1月开始施行的《上市公司股权激励管理办法（试行）》进一步规范了上市公司股权激励机制，标志着股权激励在我国真正意义上正式开始。经过十年的实践和发展完善，2016年8月《上市公司股权激励管理办法》正式颁布实施，2018年10月新的《中华人民共和国公司法》首次将股权激励写入公司法，这些为我国企业股权激励的实施提供了良好的外部环境与制度保障。我国企业法人治理结构体系的建立与完善，为股权激励实施提供了良好的内部条件，越来越多的企业实施股权激励，2017年398家A股上市公司公告股权激励计划，是2015年公告数量的两倍。近年来国务院国资委也出台了一系列关于国有企业股权激励改革政策的文件，从总体上构建了国有控股上市公司规范实施股权激励的政策框架体系，稳步推进了央企控股上市公司股权激励实践，从而有效激发了企业员工的积极性，将员工的自身发展与企业战略目标结合起来，提升了国有企业价值。但是，从整体来看，我国上市公司股权激励实施力度不强，截至2019年11月，在A股上市公司中，实施股权激励的企业占A股上市公司总数的41.01%;国有控股上市公司中，实施股权激励的占国有控股上市公司的9.64%。
国内外学者对影响股权激励效果的因素进行了大量的实证分析，由于不同研究样本选取、变量选择、研究方法和研究视角之间的差异，不存在一致性结论。在股权激励模式选择方面，当前研究主要集中于股票期权与限制性股票两种模式，学者们通过分组比较、设置交叉项等方法进行实证检验发现对于两种模式孰优的选择其结果也不尽相同。在企业产权性质对股权激励效果影响方面，股权激励究竟在民营企业还是国有企业效果更优亦无定论。关于股权激励与企业绩效关系的研究结论主要有股权激励效应不显著、股权激励效应显著、股权激励与企业发展存在区间效应三个方面。已有研究还存在以下两个方面的不足：国内对股权激励的研究大多以公司整体的股权激励为研究对象，或者将其等同于高管股权激励，部分研究将管理层持股等同于股权激励，还有一些研究将高管股权激励和整体股权激励混为一谈，在研究對象的选取和表述上不甚严谨;已有研究更多聚焦于股权激励强度或其他变量对实施效果的直接影响，而交互效应的研究较少，在交互关系研究中未能进一步深入分析交互项对股权激励实施效果的影响。
本文在检验股权激励强度如何影响上市公司（企业）绩效的基础上，考虑了在不同约束条件下股权激励强度与企业绩效关系的变化，对在不同模式、有效期、企业性质和上市时间等约束条件下股权激励强度与企业绩效关系变化的机制进行研究，并引入上市时间变量，探讨上市时间对股权激励强度与企业绩效关系的调节效应，为研究我国上市公司股权激励问题提供了新的经验证据。
二、研究假设与研究设计
（一）研究假设
Jensen和Meckling（1976）提出的利益趋同假说认为股权激励使管理层和股东利益趋于一致，从而促进企业绩效①。基于此，学者们通过多种方式对股权激励能否提升企业绩效这一问题进行了实证研究。众多研究表明，实施股权激励能够有效降低委托代理成本，促进企业绩效提升②。股权激励方案包含授予数量、行权价、授予对象、有效期限和业绩条件等要素，方案要素设计的有效性对股权激励的有效性有很大的影响，尤其是激励强度的合理性能够影响最终的激励效果。一些研究认为股权激励强度越大，激励模式越合理，对企业绩效的提升就越明显。毛剑峰、李志雄（2016）的实证研究发现，管理层股权激励强度与企业绩效显著正相关，因为随着管理层股权激励强度的增加，管理层更注重公司的长期发展，更有动力加大研发投入，从而提升企业绩效③。程果（2020）通过倾向得分匹配法分析得出股权激励对公司绩效有显著提升的结论，表明股权激励强度越高，业绩提升越明显④。还有一些研究认为股权激励强度与企业绩效之间存在区间效应，即在特定区间内企业绩效随股权激励强度的提升而提升，上升区间的上限值较高，在10%—49.2%之间。潘颖和刘广生（2009）使用因子分析和回归分析对2008年以前实施股权激励的企业进行研究，认为当股权激励强度在1%—10%之间时与公司绩效正相关⑤。范合君和初梓豪（2013）通过面板数据模型研究发现股权和期权占高管薪酬比例与公司每股收益在39.92%—49.2%之前为正相关关系⑥。陈胜军等（2016）以股权激励实施后三年总资产收益率与实施前三年总资产收益率的差值作为企业绩效衡量指标，研究表明股权激励强度达到18%之前与公司绩效正相关⑦。早期还有少数研究表明，因为我国企业实施股权激励强度较低，导致对企业绩效提升效果不够明显⑧。在股权激励实践方面，我国股权激励通过十多年的实践和发展，在上市企业中的实施逐渐成熟，2016年我国《上市公司股权激励管理办法》正式颁布实施，2018年股权激励被正式写入公司法，股权激励得到了进一步的法律保障。 综上所述，结合现有学者研究的相关结论与我国股权激励实践，提出如下假设：
H1：股权激励强度与企业绩效正相关。
在我国上市公司股权分置改革后，限制性股票与股票期权成为上市公司在实施股权激励时的主要选择模式⑨。田国双、齐英南（2018）通过分组回归分析，对两种模式的实施效果进行比较，结果显示股票期权模式对企业绩效的影响不显著，而限制性股票能够显著影响企业绩效并呈正相关⑩。杨力、朱砚秋（2017）选取2006—2015年489家实施股权激励的A股上市公司作为研究对象，发现从整体来看限制性股票的激励效果优于股票期权，但在高新技术企业中，股票期权能够更好地促进企业绩效提升，在不考虑股权激励模式的情况下，股权激励强度对企业绩效影响不显著，在加入股权激励模式与交叉项后，股权激励强度对企业绩效的影响显著{11}。
综上所述，股权激励模式对股权激励的实施效果有较大影响，目前对于股权激励两种模式调节作用的看法尚不一致。从实践来看，近三年来公布的股权激励计划中，采用限制性股票模式的占68%。结合已有研究成果，以及这两种模式的特点与实践趋势，提出如下假设：
H2：股权激励模式对股权激励强度与企业绩效之间的正向关系有正向调节作用。
股权激励具有长期性，一般与组织的诸多重要战略目标相关联，能够使管理者更关注企业长期发展，克服短视行为，提升企业价值，其作用明显区别于基本薪资、短期奖金、员工福利等激励方式，是长期激励的重要工具。张宪（2016）的研究发现，中小企业股权激励在短期内对企业绩效无明显影响，但长期激励效果显著，并且强度越大，效果越明显{12}。一些学者在对股权激励方案和实施效果进行分析后发现，股权激励有效期对股权激励的实施效果具有显著影响{13}，较长的激励期限是使股权激励起到真正长期激励作用的必要条件{14}，较长的激励期限让企业高管倾向于采用长期视角工作，避免了短期有效而长期可能伤害企业价值的决策。李春玲、任莉莉（2014）的研究结果表明，股权激励期限与企业绩效之间呈三次曲线关系，在4.29年之后二者关系负相关，在8.86年之后二者关系再次正相关{15}。也有学者提出股权激励会增强管理者的短视行为，激励有效期与企业绩效不相关{16}。
综上所述，股权激励作为长期激励的工具，目的是为了使管理者利益与企业发展战略相一致，从长期角度提升企业价值，保留人才。为检验设置5年以上的有效期与较高强度的股权激励是否能减少管理者的短视行为，提升激励效果，更好地发挥股权激励的长期激励作用，提出如下假设：
H3：股权激励有效期对股权激励强度与企业绩效之间的正向关系具有正向调节作用。
国有企业是我国特有的重要组织形式，许多学者对于股权激励在不同产权性质的企业当中的激励效果作了对比分析。一些学者认为国有企业因其特殊性，不能将追求利润最大化作为目标，国有企业中实施股权激励与企业绩效之间的关系不显著{17}，国有控股比例与股权激励实施效果负相关{18}，股权激励强度与企业绩效之间负相关{19}。也有学者持相反观点，认为正是因为国有企业管理人员的行政性，在国有企业实施股权激励能够更有效地激发管理人员的积极性，激励效应更大，企业价值与股权激励正相关{20}。与民营企业相比，国有企业绩效对股权激励强度的反应更加敏感{21}。党的十九大對国资国企改革作出了重大战略部署，要完善各类国有资产管理体制，改革国有资本授权经营体制，加快国有经济布局优化、结构调整、战略性重组，促进国有资产保值增值，推动国有资本做强做优做大。党的十九届五中全会进一步提出“加快完善中国特色现代企业制度，深化国有企业混合所有制改革”。国务院于2015年9月发布《关于深化国有企业改革的指导意见》，并陆续出台一系列相关配套文件，形成了国企改革“1+N”的政策体系。目前我国国有企业基本完成分类改革，法人治理结构逐步健全，为股权激励的实施提供了更好的适应性。近年来国务院国资委相继出台《国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法》（国资发分配〔2006〕175号）、《关于规范国有控股上市公司实施股权激励制度有关问题的通知》（国资发分配〔2008〕171号）、《关于进一步做好中央企业控股上市公司股权激励工作有关事项的通知》（国资发考分规〔2019〕102号）、《关于印发〈中央企业控股上市公司实施股权激励工作指引〉的通知》（国资考分〔2020〕178号）等一系列政策文件，为股权激励的实施提供了政策性保障，推动了更多国有企业选择股权激励作为中长期激励工具，实施股权激励的国有企业数量有大幅度的提升。实施股权激励一年以上的央企控股企业营收平均年均增长率达16.7%。近年来，国有企业的改革为股权激励的实施提供了更好的政策环境与基础，国有企业改革的要求也需要企业更多地运用股权激励这一中长期激励工具来吸引、保留人才，从而实现企业价值保值增值的改革目标，因此提出如下假设：
H4：企业性质对股权激励强度与企业绩效之间的正向关系有正向调节作用。
企业的盈利能力、利润、有形资产等都会对企业的资本结构产生影响，而这些要素都会随着时间的推移发生变化。徐德财等（2018）认为资本结构存在显著的内生性时间效应，资本结构与上市时间呈倒U型关系，在7.5年左右出现拐点{22}。夏慧珠（2019）以资产负债率来衡量企业资本结构，通过对2001—2017年491家上市公司的资本结构进行研究，发现企业的资本结构会随着时间的变化发生显著变化，企业资产负债率与上市时间呈倒U关系，从初期的快速增加到第16年达到顶峰再趋于平稳，然后逐渐下降{23}。上市公司内部资本结构具有显著的时间效应，表明企业内生性风险也具有时间效应。股权激励作为一种长期性激励，其激励效果取决于对未来收益的综合预判，企业内部风险随上市时间的增加而降低，激励效果也会增强。综上所述，提出如下假设：
H5：企业上市时间对股权激励强度与企业绩效之间的正向关系有正向调节作用。 （二）研究样本选取
由于2015年我国资本市场震荡多变，本文选取2016—2018年首次公告股权激励计划并成功实施的A股上市公司为样本，使用样本企业股权激励实施公告一年后的财务数据进行分析。为保证数据的有效性，减少异常数据的干扰，本文对样本数据进行以下处理：（1）若某公司在三年内多次发布股权激励公告，选取首次发布股权激励公告并成功实施的为样本。（2）为验证股权激励模式对公司绩效的影响，剔除采取复合模式的样本公司。（3）因金融行业会计准则与非金融行业差异较大，不具备可比性，剔除金融、保险类上市公司。（4）剔除ST、*ST公司，即公司经营连续两年亏损和公司经营连续三年亏损存在退市风险的公司。（5）剔除数据信息不完全的公司。
2016—2018年共有938家A股上市公司发布1039份股权激励公告，其中有869家企业成功实施股权激励。根据上述处理原则进行筛选，最终获得507家成功实施股权激励的A股上市公司样本。本文研究对象为A股上市公司，其中所涉及的国有企业为国有控股A股上市公司，指第一大控股人的性质为国有性质的公司。股权激励相关数据从中国证监会指定的上市公司信息披露网站——巨潮资讯网手工收集，其余数据来源于Wind数据库和锐思数据库（www.resset.com）。
（三）研究变量与数据来源
1. 因变量
企业绩效（ROE），国内外的研究当中衡量企业绩效的指标主要包括会计指标和市场指标两大类，会计指标主要有净资产收益率（ROE）和总资产报酬率（ROA），市场指标主要以每股收益（EPS）和托宾Q为衡量指标。《上市公司股权激励管理办法》中规定在选取衡量企业绩效的行权条件指标时，应选取能够反映股东回报和公司价值创造的综合性指标，以及能够反映公司盈利能力和市场价值的成长性指标来作为行权绩效要求。国外研究文献多以托宾Q值来衡量企业经营业绩，但是我国资本市场发展不完善，托宾Q值的适应性还是有一定的问题。综合国内研究与《上市公司股权激励管理办法》要求，本文选取加权平均的净资产收益率（ROE）来作为企业绩效的衡量标准{24}，加权净资产收益率=净利润/本期加权股东权益。
2. 自变量
股权激励强度（SIP），指股权激励方案中股权激励股份占总股本的比例，比例越高，股权激励强度越大。
股权激励模式（SIM），在2016—2018年3年公布实施的963份股权激励方案中，限制性股票664份，股票期权159份，股票增值权1份，复合模式112份，归纳总结这些股权激励方案的属性，可以看出当前我国股权激励模式主要为限制性股票和股票期权两种模式。本文所研究的股权激励模式为限制性股票与股票期权两种单一模式下股权激励强度对企业绩效的影响，设置为虚拟变量，其中限制性股票模式=1，股票期权模式=0。
股权激励有效期（SIV），指股权激励公告方案中对股权激励有效期的限定。《上市公司股权激励管理办法》规定我国股权激励有效期不得超过10年，根据国内过往的研究，将股权激励有效期以5年为界限分组，其中5年及以下为短期组，5年以上为长期组，设置虚拟变量，有效期大于5年=1，有效期等于5年及以下=0。
企业性质（PRN），为虚拟变量，以企业实际控股人性质将企业划分为国有控股企业和非国有控股企业，国有控股企业=1，非国有控股A企业=0。是否为国有控股根据公司第一大股东的性质确定，若性质为国有，则确定为国有控股企业，若第一大股东的性质为非国有，则为非国有企业。
企业上市时间（STD），衡量上市时间的长短，上市时间为股权激励公告公布的年份减去上市年份。
股权激励相关数据来源于各公司在巨潮资讯网公布的股权激励方案，企业性质与企业上市时间的数据来源于锐思数据库（www.resset.com）。
3. 控制变量
在控制变量的选择上参考已有研究的做法{25}，选取以下四项指标为控制变量：企业规模（TA），公司总资产额的自然对数;资产结构（LEV），资产负债率;成长性（NEG），净利润增长率;营运能力（CLR），流动资产周转率。
用公司总资产来衡量企业规模，企业规模能够影响企业的抗风险能力;选取资产负债率来衡量企业资产结构，用净利润增長率来衡量企业的成长性;流动资产周转率作为衡量企业营运能力的指标。企业规模、成长性、财务状况都会对企业股权激励模式的选择与企业绩效产生一定的影响。
（四）研究模型
为检验股权激励强度与企业绩效的关系，并综合考虑股权激励模式、股权激励有效期、企业性质与企业上市时间的调节作用，因变量企业绩效为连续性变量，自变量中的股权激励强度（SIP）与企业上市时间（STD）也为连续型变量，股权激励模式（SIM）、股权激励有效期（SIV）与企业性质（PRN）均为二分虚拟变量。根据上文提到的假设、变量性质以及前人的研究方法，本文以2017—2019年截面数据为研究对象，构建多元回归模型如下。
为验证H1，即股权激励强度对企业绩效的影响，设定模型（1）：
其中，SIP为股权激励强度，预期α1显著为正，当α1>0，说明股权激励强度越大越有利于企业绩效提升，当α1<0，说明股权激励不利于企业绩效提升。
为检验股权激励模式对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，设定模型（2）：
其中，SIM为股权激励模式，SIP×SIM为股权激励强度与股权激励模式的交叉项，若β3显著，则股权激励模式对股权激励强度与企业绩效关系存在调节作用。当β3>0，则表示限制性股票模式对股权激励强度与企业绩效的调节作用更强，若β3<0，则表明股票期权模式对股权激励强度与企业绩效的调节作用更强。
为了检验股权激励有效期对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，设定模型（3）： 其中，SIV为股权激励有效期，SIP×SIV为股权激励强度与股权激励有效期的交叉项，若γ3显著，则股权激励有效期对股权激励强度与企业绩效关系存在调节作用。当γ3>0，股权激励有效期大于5年，则能够增强股权激励强度和企业绩效关系，若γ3<0，则相反。
为了检验企业性质对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，设定模型（4）：
其中，PRN为企业性质，SIP×PRN为股权激励强度与企业性质的交叉项，若μ3显著，则企业性质对股权激励强度与企业绩效关系存在调节作用。当μ3>0，在国有企业内实施股权激励，股权激励的强度对企业绩效影响更显著;若μ3<0，则说明在非国有企业内股权激励强度对企业绩效的影响更显著。
为了检验企业上市时间对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，设定模型如下：
其中，STD为企业上市时间，SIP×STD为股权激励强度与企业上市时间的交叉项，若g3显著，则企业上市时间对股权激励强度与企业绩效关系存在调节作用。当g3>0，企业上市时间对股权激励强度与企业绩效关系起正向调节作用，企业上市时间能够增强二者之间的关系;若g3<0，则企业上市时间对二者的关系起负向调节作用。
三、实证分析
（一）各变量的描述性统计
表2为各变量的描述性分析结果，主要从平均值、中位数、标准偏差、最小值和最大值五个维度对507个样本进行整体分析。其中股权激励强度（SIP）、企业上市时间（STD）、资产总额（TA）、资产负债率（LEV）、净利润增长率（NEG）和流动资产周转率（CLR）为连续变量;股权激励模式（SIM）、股权激励有效期（SIV）、企业性质（PRN）为虚拟变量。
具体来看，在实施股权激励的A股上市公司中，股权激励股份数量占总股本比重（SIP）的平均值为2.191%，其中有113家股权激励份额占总股本的1%以内，341家企业股权激励强度为1%—4%，仅有53家企业股权激励强度大于4%。这从整体上说明目前我国股权激励强度较低，而国外激励比例通常在10%—15%之间，二者相差甚远;且最小值为0.1%，最大值为9.87%，均未超过《上市公司股权激励管理办法》规定的10%，极差较大，意味着实施股权激励的公司之间股权激励强度的差距较大。
进一步来看，样本公司的上市时间（STD）均值为5.880年，其中有147家企业在上市1年内就实施了股权激励，中位数为5年，这说明实施股权激励的企业较为年轻。
在上述变量中，股权激励模式（SIM）、股权激励有效期（SIV）、企业性质（PRN）为虚拟变量，其中限制性股票为1，股票期权为0;有效期大于5年为1，小于等于5年为0;国有企业为1，非国有企业为0。从均值和中位数可以发现，实施股权激励的企业在股权激励模式选择上，有420家企业选择了限制性股票，占总样本的82.8%，87家选择了股票期权，占总样本的17.2%，限制性股票的使用更具有广泛性。在股权激励有效期方面，选择5年及以下为有效期的占94%，其中30%企业选择了4年有效期，59%企业选择了5年有效期。在企业性质方面，近90%的企业为非国有企业，国有企业实施股权激励模式的较少。通过各变量标准差可以看出，各变量离散程度较低，相对比较集中。
（二）变量的相关性分析与多重共线性检验
为确定所选取的自变量与因变量之间存在相关性，本文对自变量与因变量作了Pearson相关性检验，检验结果如表3所示，表明所有自变量均与因变量显著相关。在双变量检测中，自变量股权激励强度和股权激励模式与企业绩效在5%置信水平下显著正相关，股权激励有效期、企业上市时间和企业性质与企业绩效在1%置信水平下显著负相关。控制变量除资产负债率外，都与企业绩效呈显著正相关关系，资产负债率与企业绩效呈显著负相关关系。
为避免自变量之间存在多重共线性，影响实证分析结果，本文检测了各变量之间的容差与方差膨胀系数（VIF），由表4可知变量的VIF值均小于2.1，远低于判断标准10，初步表明不存在多重共线性问题。结合相关系数矩阵，可以看出变量间的相关系数绝对值均在0.54以内，进一步说明了变量之间不存在多重共线性问题。
（三）实证结果分析
1. 股權激励强度与企业绩效的关系
表5是股权激励强度与企业绩效关系的检验结果。从整体上看，调整R2为0.150，整体拟合程度较好，各变量可以较好地对因变量进行隐形解释。SIP的系数为0.009，在10%置信水平下显著，表明股权激励强度与企业绩效之间存在正相关关系;股权激励强度每提升1%，加权净资产收益率提升0.009，意味着实施股权激励能够提升企业绩效，H1得到验证与支持。
2. 加入调节变量来测度股权激励强度与企业绩效的关系
通过对股权激励强度与企业绩效的多元回归分析，发现股权激励强度与企业绩效存在显著的正向相关关系，但是显著程度较低，处于边缘显著。因此，有必要通过引入股权激励模式、股权激励有效期、企业性质、公司上市时间等变量的调节作用进一步探究股权激励强度与企业绩效的关系。
表6为自变量调节作用模型回归结果，通过引入调节变量和交互项来验证股权激励模式、股权激励有效期、企业性质、企业上市时间这四个因素对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，如表6所示。从整体上看，四个模型的R2在0.18-0.22之间，模型拟合度较好，与模型1相比均有提升。四个变量的交互项系数均显著，其中股权激励模式、股权激励有效期、企业上市时间与股权激励强度的交互项在1%置信水平下显著，企业性质与股权激励强度的交互项在5%置信水平下显著，其结果对H2、H3、H4、H5进行了验证，部分得到支持，股权激励模式、股权激励有效期、企业上市时间和企业性质均对股权激励强度与企业绩效的关系存在显著的调节作用。 3. 选点法简单斜率的显著性检验
调节效应可以通过自变量、调节变量与交叉项模型进行回归分析，即：Y=i+aX+bZ+cXZ+ε，当调节项显著，方程可以改写成：Y=i+bZ+（a+cZ）X+ε。其中，（a+cZ）表示简单斜率，它反映了自变量与因变量的关系如何受变量Z的调节。利用简单斜率来分析交互作用，能够克服方差分析降低统计效力、浪费数据信息的问题。选点法是选择调节变量的某个特定值，一般为均值加减一个标准差创造出新的变量，然后产生乘积项进行回归分析，回归系数即为新变量的简单斜率，其显著性检验结果为所需要的简单斜率的检验结果{26}。
虽然股权激励模式、股权激励有效期、公司性质三个变量为二分虚拟变量，可以对变量进行分组分析，但是，在对样本进行二分组后同一变量两组的样本数据差距较大，这会导致一些指标存在偏差，所以本文选择简单斜率对调节效应进行检验分析。
（1）股权激励模式。如表6所示，比较股权激励强度与股权激励模式的交叉项系数显著为负（b=-0.0230，p=0.0359），说明在SIM=1代表限制性股票、SIM=0代表股票期权的情况下，与限制性股票相比，股票期权模式的调节作用更优。比较股票期权和限制性股票两种模式下的股权激励强度对企业绩效的简单斜率，表明限制性股票模式下的简单斜率接近于0（b=0.0024，p=0.6807），小于股票期权模式下的简单斜率（b=0.2540，p=0.0073），说明选择限制性股票模式的样本企业，其股权激励强度对企业绩效影响不显著;在股票期权模式下，其股权激励强度对企业绩效的影响显著，结果拒绝假设H2。
图1进一步验证了在股票期权模式下股权激励强度对企业绩效影响更大，并强化了这种影响，即股权激励强度越高，企业绩效越好，股票期权的激励性更强。
（2）股权激励有效期。如表6所示，股权激励有效期与股权激励模式的交叉项系数显著为正（b=0.0573，p=0.0222），说明在SIV=1的5年以上有效期的激励更有效果。对5年以上有效期和5年及以下的股权激励强度与企业绩效的简单斜率进行比较，有效期在5年及以下的简单斜率接近于0（b=0.0020，p=0.6967），并小于有效期大于5年的簡单斜率（b=0.0593，p=0.0006），表明有效期在5年及以下，其股权激励强度对企业绩效无显著影响;而有效期大于5年，其股权激励强度对企业绩效的影响显著。
通过图2可以看出，有效期大于5年，股权激励强度越大，企业绩效水平越高，验证并支持了假设H3。在有效期大于5年的情况下，提升股权激励强度，能够显著提升企业绩效，而有效期在5年及以下，提升股权激励强度对企业绩效的影响并不显著。
（3）企业性质。由表6可知，企业性质与股权激励模式的交叉项系数显著为正（b=0.0520，p=0.0131），说明在SIM=1的国有企业样本中，股权激励强度对企业绩效的提升有更好的调节作用。比较国有企业和非国有企业中股权激励强度与企业绩效的简单斜率，发现非国有企业的简单斜率不显著且接近于0（b=0.0021，p=0.6878），小于国有企业的简单斜率（b=0.5410，p=0.0078），这说明在非国有企业中，股权激励强度对企业绩效的影响并不显著，而在国有企业中股权激励强度对企业绩效影响显著且正相关。
通过图3可以直观地看出，在国有企业中，股权激励强度对企业绩效的影响显著，随着股权激励强度的增强，企业绩效上升，验证并支持了假设H4，说明在国有企业中企业绩效对股权激励强度的变化更敏感，在国有企业中股权激励的激励效应更优。
（4）企业上市时间。如表6所示，企业上市时间与股权激励模式的交叉项系数显著为正（b=0.0030，p=0.0013），企业上市时间对股权激励强度与企业绩效的关系存在显著的正向调节作用，企业上市时间增强了股权激励强度对企业绩效的影响。在企业上市时间长短不同的情况下，比较股权激励强度与企业绩效的简单斜率，发现上市时间较短时，企业的简单斜率为负且不显著（b=-0.0107，p=0.1534），而上市时间更久的企业的简单斜率显著为正（b=0.0243，p=0.0006），说明上市时间更久的企业的股权激励强度对企业绩效的影响显著且正相关。
通过图4可以看出，上市时间较短的企业，企业绩效随着股权激励强度的增强而减少，在上市时间较长的企业中，企业绩效随着股权激励强度的增加而上升，企业上市时间增强了股权激励强度与企业绩效之间的关系，假设H5得到支持，意味着企业上市时间越久，股权激励的效果越好。
4. Johnson-Neyman的简单斜率检验
选点法使用均值加减一个标准差，只选取了两个点的简单斜率，不能说明调节变量所有情况下自变量斜率的变化情况。在变量都为连续性变量、交互项边缘显著（0.05<p<0.1）、自变量不显著的情况下，可使用Johnson-Neyman（J-N法）的简单斜率来检验，找出自变量斜率显著的临界点，再进行简单斜率分析。
对模型（5）的回归结果进一步分析发现，模型（5）的交互项系数显著（t=3.2323，p=0.0013），但是自变量系数不显著（t=-1.4559，p=-0.1460）。由于企业上市时间这个指标为连续性变量，可采用J-N法再次进行简单斜率检验，确定企业上市时间在什么范围内股权激励强度对企业绩效的简单斜率显著不为0，进而找到简单斜率非0时变量的取值范围。
如图5所示，随着企业上市时间的增加，股权激励强度对企业绩效影响的斜率逐渐变大，企业上市时间对股权激励强度与企业绩效的关系存在正向调节作用。从企业上市时间为6.79年开始，股权激励强度对企业绩效影响的斜率开始显著。
限于篇幅，研究结论的稳健性验证过程省略，本文将数据按照年份进行分组后的实证检验结果与结论基本保持一致。 四、研究结论与政策建议
（一）研究结论
随着我国资本市场更加完善，股权激励相关制度保障措施更加健全，越来越多的企业选择股权激励作为中长期激励的工具来降低委托代理成本，使员工与企业的长期利益保持一致，从而实现降低管理成本、提升企业价值的目的。因此，需要合理设计股权激励方案中的激励要素，使股权激励真正起到长期激励的作用。本文基于我国2016—2018年实施股权激励的A股上市公司样本，对股权激励强度与企业绩效之间的关系进行了实证检验，得出以下几点结论：
第一，股权激励强度会对企业绩效产生影响。企业绩效会随着股权激励强度的增加而增加，但我国A股上市公司股权激励程度平均值为2.19%，样本企业中有23%的企业股权激励强度在1%以内，虽然我国《上市公司股权激励管理办法》规定企业在有效期内的股权激励股份不得超过公司总股份的10%，但是目前我国上市公司股权激励强度整体上远低于这个水平，更是远低于西方国家企业股权激励占总股份10%—15%的水平，股权激励的有效性有待加强。
第二，在股票期权模式下，企业绩效受股权激励强度变化的影响更加显著，股权激励的激励效应更强;在限制性股票模式下，企业绩效受股权激励强度变化的影响不显著。
第三，股权激励有效期正向调节股权激励强度与企业绩效之间的正向关系。有效期大于5年的股权激励，其企业绩效随股权激励强度变化显著，较长期限的股权激励方案更能发挥股权激励的激励效果。当前我国股权激励方案集中在4—5年的激励有效期，一定程度上反映了我国股权激励方案设计的短视性，相较于我国香港主板73.5%股权激励有效期为10年这一比例，我国A股上市公司股权激励有效期存在短期性{27}。
第四，与民营企业相比，国有企业绩效随股权激励强度正向变化更显著，企业性质对二者之间的正向关系存在正向调节作用。在国有企业中，股权激励强度增加，企业绩效会显著提升;而在民营企业中，这种关系变化并不显著。这一结论验证了潘颖和刘广生（2009）等学者的观点{28}。优化企业内部治理结构，提供良好的外部环境，才能使股权激励发挥有效的正面效应。近几年我国国有企业股权激励政策出台频繁，国务院国资委积极推动股权激励作为中长期激励工具在国有企业中的应用，以达到建立健全企业激励约束机制的目的。随着国企改革的深化和国有企业分类改革的完成，企业法人治理结构更加健全，为国有企业股权激励的有效实施提供了基础和保障，更多的国有企业选择股权激励作为中长期激励的工具来吸引或保留人才。
第五，企业上市时间正向调节了股权激励强度与企业绩效之间的正向关系。通过J—N法进一步检验发现，当企业上市时间大于6.79年时，股权激励强度与企业绩效之间的关系变化显著，并且随着上市时间的增加，企业绩效会随股权激励强度的增加而提升，企业上市时间强化了二者之间的关系。上市初期大股东的扩张活动成为企业上市后的主要特征，企业处于兴奋但是未知的状态，此时实施股权激励，增加股权激励强度，自然会导致股权激励成本的增加，从而减少企业绩效{29}。
（二）政策建议
第一，提高股权激励水平，延长激励有效期，充分認识到股权激励对企业长期发展的贡献。在技术密集型与知识密集型企业，企业的技术创新或某项战略目标或任务不是1—2年内能够完成的，要采取5年以上有效期的激励，同时提升股权激励强度，使股权激励真正发挥长期激励的效果，克服管理人员短视行为，吸引和保留人才，从而促进企业绩效与企业价值的提升。
第二，要充分考虑股权激励的适用性。只有在内部结构优化、外部环境良好的情况下，股权激励才能真正发挥正面效应，对于初上市企业而言，企业处于扩张动荡期，选择股权激励作为长期激励工具需要慎重考虑其成本与效益。在股权激励模式的选择上，虽然限制性股票从理论上来看更优，但是从被激励者角度来看风险性大于股票期权，在模式的选择上要综合考虑被激励对象的风险偏好，这样才能提升激励效用。在上市时间更久的企业当中，可适当考虑增加股权激励有效期，使其在企业改革转型与战略调整中发挥真正的长期激励效用。
第三，深化国有企业改革，推动国有企业市场化约束激励机制建设，完善国有企业股权激励管理办法。《上市公司股权激励管理办法》已于2016年8月正式颁布实施，2020年出台的《国企改革三年行动方案（2020—2022年）》也在中长期激励方面加大了科技型企业的股权和分红权激励力度，强调对于攻关团队的个人持股比例、股权激励范围、收益分红比例等给予特殊支持。国有企业深化改革虽然取得了不错的成效，但是当前我国一些国有企业法人治理结构还不健全，市场化的经营机制和完善的激励约束机制尚未建立，这些对于股权激励的有效性发挥都存在一定的约束。因此，国有企业在实施股权激励时，可以适当扩大股权激励范围，将激励人员向核心骨干员工倾斜;在行权绩效要求方面，可以将EVA考核列入行权绩效考核条件之中。在2016—2018年公布的央企控股上市公司中，有近一半的企业已经将EVA列为行权绩效考核的要求之一，真正做到了以股权激励吸引和保留人才，推动企业改革创新，提升企业绩效。
注释：
① M. C. Jensen， W. H. Meckling， Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Costs and Ownership Structure， Journal of Financial Economics， 1976， 3（4）， pp.305-360.
② 赵华伟：《股权激励、公司治理与企业业绩——基于我国上市公司的经验证据》，《宏观经济研究》2016年第12期;徐向艺、徐宁：《金字塔结构下股权激励的双重效应研究——来自我国上市公司的经验证据》，《经济管理》2010年第9期。
③ 毛剑峰、李志雄：《管理层股权激励、研发支出与企业绩效的关系研究》，《统计与决策》2016年第9期。 ④ 程果：《股权激励的真实盈余管理及其激励效果》，《系统工程》2020年第1期。
⑤{28} 潘颖、刘广生：《双重委托治理框架下股权激励效应研究》，《经济经纬》2009年第6期。
⑥ 范合君、初梓豪：《股权激励对公司绩效倒U型影响》，《经济与管理研究》2013年第2期。
⑦ 陈胜军、吕思莹、白鸽：《A股上市公司股权激励方案实施效果影响因素研究》，《中央财经大学学报》2016年第12期。
⑧ 肖淑芳、金田、刘洋：《股权激励、股权集中度与公司绩效》，《北京理工大学学报》（社会科学版）2012年第3期。
⑨ 李曜：《两种股权激励方式的特征、应用与证券市场反应的比较研究》，《财贸经济》2009年第2期。
⑩ 田国双、齐英南：《股权激励对公司绩效真的有影响吗——基于我国沪深A股上市公司数据》，《会计之友》2018年第17期。
{11} 杨力、朱砚秋：《股权激励模式对股权激励效果的影响——基于A股市场的经验证据》，《山东社会科学》2017年第3期。
{12} 张宪：《基于事件研究法的上市公司股权激励效应研究》，《统计与决策》2016年第21期。
{13} A. Zattoni， A. Minichilli， The Diffusion of Equity Incentive Plans in Italian Listed Companies： What is the Trigger？ Corporate Governance： An International Review， 2009， 17（2）， pp.224-237.
{14} 徐宁、徐向艺：《上市公司股权激励效应研究脉络梳理与不同视角比较》，《外国经济与管理》2010年第7期。
{15} 李春玲、任莉莉：《我国上市公司股权激励实施效果的影响因素研究——基于股权激励方案设计的视角》，《企业经济》2014年第9期。
{16} 杨永兰：《薪酬激励、股权激励与上市公司业绩——基于我国沪深上市公司数据的实证研究》，《技术经济与管理研究》2018年第7期。
{17} 吕洁、杜传文、薄秋实：《国企价值增值、高管努力选择与最优长期激励研究——来自我国上市公司的经验证据》，《现代财经》（天津财经大学学报）2017年第6期。
{18} 姜英兵、于雅萍：《谁是更直接的创新者？——核心员工股权激励与企业创新》，《经济管理》2017年第3期。
{19} 李小娟：《股權激励强度对上市公司绩效影响的实证研究》，《湖南师范大学社会科学学报》2017年第5期。
{20} 程仲鸣、夏银桂：《制度变迁、国家控股与股权激励》，《南开管理评论》2008年第4期。
{21} 潘颖、刘广生：《双重委托治理框架下股权激励效应研究》，《经济经纬》2009年第6期。
{22} 徐德财、赵晶、张骞予：《中国上市公司资本结构存在时间效应吗？》，《管理世界》2018年第9期。
{23} 夏慧珠：《中国上市公司资本结构的时间特征——基于阈值类面板数据模型的实证分析》，《工业技术经济》2019年第11期。
{24} 黄洁、蔡根女：《股权激励效果和影响因素经验分析——基于两〈办法〉出台后实施股权激励的上市公司数据》，《华东经济管理》2009年第3期。
{25} 徐向艺、徐宁：《金字塔结构下股权激励的双重效应研究——来自我国上市公司的经验证据》，《经济管理》2010年第9期;欧丽慧、陈天明、丽珍：《高管股权激励模式对激励效果的影响研究》，《管理案例研究与评论》2018年第3期。
{26} L. Aiken， S. West & R. Reno， Multiple Regression： Testing and Interpreting Interactions， London： SAGE Publication， 1991， pp.14-22.
{27} 汪朝洋、刘志迎：《A股市场上市公司股票期权激励研究》，《统计与决策》2014年第12期。
{29} A. Landier， D. Thesmar， Financial Contracting with Optimistic Entrepreneurs， The Review of Financial Studies， 2009， 22（1）， pp.117-150.
作者简介：倪艳，湖北省社会科学院经济研究所副研究员，湖北武汉，430077;胡燕，湖北省社会科学院经济研究所，湖北武汉，430077。
（责任编辑 陈孝兵）
关键词：现代企业制度;股权激励强度;企业绩效;调节效应
中图分类号：F271 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2021）04-0017-11
一、引言
股权激励作为有效的长期激励工具是国内外公司治理问题研究者关注的重要议题。2005年我国企业股权分置改革完成，为股权激励的实施提供了基础条件;2006年1月开始施行的《上市公司股权激励管理办法（试行）》进一步规范了上市公司股权激励机制，标志着股权激励在我国真正意义上正式开始。经过十年的实践和发展完善，2016年8月《上市公司股权激励管理办法》正式颁布实施，2018年10月新的《中华人民共和国公司法》首次将股权激励写入公司法，这些为我国企业股权激励的实施提供了良好的外部环境与制度保障。我国企业法人治理结构体系的建立与完善，为股权激励实施提供了良好的内部条件，越来越多的企业实施股权激励，2017年398家A股上市公司公告股权激励计划，是2015年公告数量的两倍。近年来国务院国资委也出台了一系列关于国有企业股权激励改革政策的文件，从总体上构建了国有控股上市公司规范实施股权激励的政策框架体系，稳步推进了央企控股上市公司股权激励实践，从而有效激发了企业员工的积极性，将员工的自身发展与企业战略目标结合起来，提升了国有企业价值。但是，从整体来看，我国上市公司股权激励实施力度不强，截至2019年11月，在A股上市公司中，实施股权激励的企业占A股上市公司总数的41.01%;国有控股上市公司中，实施股权激励的占国有控股上市公司的9.64%。
国内外学者对影响股权激励效果的因素进行了大量的实证分析，由于不同研究样本选取、变量选择、研究方法和研究视角之间的差异，不存在一致性结论。在股权激励模式选择方面，当前研究主要集中于股票期权与限制性股票两种模式，学者们通过分组比较、设置交叉项等方法进行实证检验发现对于两种模式孰优的选择其结果也不尽相同。在企业产权性质对股权激励效果影响方面，股权激励究竟在民营企业还是国有企业效果更优亦无定论。关于股权激励与企业绩效关系的研究结论主要有股权激励效应不显著、股权激励效应显著、股权激励与企业发展存在区间效应三个方面。已有研究还存在以下两个方面的不足：国内对股权激励的研究大多以公司整体的股权激励为研究对象，或者将其等同于高管股权激励，部分研究将管理层持股等同于股权激励，还有一些研究将高管股权激励和整体股权激励混为一谈，在研究對象的选取和表述上不甚严谨;已有研究更多聚焦于股权激励强度或其他变量对实施效果的直接影响，而交互效应的研究较少，在交互关系研究中未能进一步深入分析交互项对股权激励实施效果的影响。
本文在检验股权激励强度如何影响上市公司（企业）绩效的基础上，考虑了在不同约束条件下股权激励强度与企业绩效关系的变化，对在不同模式、有效期、企业性质和上市时间等约束条件下股权激励强度与企业绩效关系变化的机制进行研究，并引入上市时间变量，探讨上市时间对股权激励强度与企业绩效关系的调节效应，为研究我国上市公司股权激励问题提供了新的经验证据。
二、研究假设与研究设计
（一）研究假设
Jensen和Meckling（1976）提出的利益趋同假说认为股权激励使管理层和股东利益趋于一致，从而促进企业绩效①。基于此，学者们通过多种方式对股权激励能否提升企业绩效这一问题进行了实证研究。众多研究表明，实施股权激励能够有效降低委托代理成本，促进企业绩效提升②。股权激励方案包含授予数量、行权价、授予对象、有效期限和业绩条件等要素，方案要素设计的有效性对股权激励的有效性有很大的影响，尤其是激励强度的合理性能够影响最终的激励效果。一些研究认为股权激励强度越大，激励模式越合理，对企业绩效的提升就越明显。毛剑峰、李志雄（2016）的实证研究发现，管理层股权激励强度与企业绩效显著正相关，因为随着管理层股权激励强度的增加，管理层更注重公司的长期发展，更有动力加大研发投入，从而提升企业绩效③。程果（2020）通过倾向得分匹配法分析得出股权激励对公司绩效有显著提升的结论，表明股权激励强度越高，业绩提升越明显④。还有一些研究认为股权激励强度与企业绩效之间存在区间效应，即在特定区间内企业绩效随股权激励强度的提升而提升，上升区间的上限值较高，在10%—49.2%之间。潘颖和刘广生（2009）使用因子分析和回归分析对2008年以前实施股权激励的企业进行研究，认为当股权激励强度在1%—10%之间时与公司绩效正相关⑤。范合君和初梓豪（2013）通过面板数据模型研究发现股权和期权占高管薪酬比例与公司每股收益在39.92%—49.2%之前为正相关关系⑥。陈胜军等（2016）以股权激励实施后三年总资产收益率与实施前三年总资产收益率的差值作为企业绩效衡量指标，研究表明股权激励强度达到18%之前与公司绩效正相关⑦。早期还有少数研究表明，因为我国企业实施股权激励强度较低，导致对企业绩效提升效果不够明显⑧。在股权激励实践方面，我国股权激励通过十多年的实践和发展，在上市企业中的实施逐渐成熟，2016年我国《上市公司股权激励管理办法》正式颁布实施，2018年股权激励被正式写入公司法，股权激励得到了进一步的法律保障。 综上所述，结合现有学者研究的相关结论与我国股权激励实践，提出如下假设：
H1：股权激励强度与企业绩效正相关。
在我国上市公司股权分置改革后，限制性股票与股票期权成为上市公司在实施股权激励时的主要选择模式⑨。田国双、齐英南（2018）通过分组回归分析，对两种模式的实施效果进行比较，结果显示股票期权模式对企业绩效的影响不显著，而限制性股票能够显著影响企业绩效并呈正相关⑩。杨力、朱砚秋（2017）选取2006—2015年489家实施股权激励的A股上市公司作为研究对象，发现从整体来看限制性股票的激励效果优于股票期权，但在高新技术企业中，股票期权能够更好地促进企业绩效提升，在不考虑股权激励模式的情况下，股权激励强度对企业绩效影响不显著，在加入股权激励模式与交叉项后，股权激励强度对企业绩效的影响显著{11}。
综上所述，股权激励模式对股权激励的实施效果有较大影响，目前对于股权激励两种模式调节作用的看法尚不一致。从实践来看，近三年来公布的股权激励计划中，采用限制性股票模式的占68%。结合已有研究成果，以及这两种模式的特点与实践趋势，提出如下假设：
H2：股权激励模式对股权激励强度与企业绩效之间的正向关系有正向调节作用。
股权激励具有长期性，一般与组织的诸多重要战略目标相关联，能够使管理者更关注企业长期发展，克服短视行为，提升企业价值，其作用明显区别于基本薪资、短期奖金、员工福利等激励方式，是长期激励的重要工具。张宪（2016）的研究发现，中小企业股权激励在短期内对企业绩效无明显影响，但长期激励效果显著，并且强度越大，效果越明显{12}。一些学者在对股权激励方案和实施效果进行分析后发现，股权激励有效期对股权激励的实施效果具有显著影响{13}，较长的激励期限是使股权激励起到真正长期激励作用的必要条件{14}，较长的激励期限让企业高管倾向于采用长期视角工作，避免了短期有效而长期可能伤害企业价值的决策。李春玲、任莉莉（2014）的研究结果表明，股权激励期限与企业绩效之间呈三次曲线关系，在4.29年之后二者关系负相关，在8.86年之后二者关系再次正相关{15}。也有学者提出股权激励会增强管理者的短视行为，激励有效期与企业绩效不相关{16}。
综上所述，股权激励作为长期激励的工具，目的是为了使管理者利益与企业发展战略相一致，从长期角度提升企业价值，保留人才。为检验设置5年以上的有效期与较高强度的股权激励是否能减少管理者的短视行为，提升激励效果，更好地发挥股权激励的长期激励作用，提出如下假设：
H3：股权激励有效期对股权激励强度与企业绩效之间的正向关系具有正向调节作用。
国有企业是我国特有的重要组织形式，许多学者对于股权激励在不同产权性质的企业当中的激励效果作了对比分析。一些学者认为国有企业因其特殊性，不能将追求利润最大化作为目标，国有企业中实施股权激励与企业绩效之间的关系不显著{17}，国有控股比例与股权激励实施效果负相关{18}，股权激励强度与企业绩效之间负相关{19}。也有学者持相反观点，认为正是因为国有企业管理人员的行政性，在国有企业实施股权激励能够更有效地激发管理人员的积极性，激励效应更大，企业价值与股权激励正相关{20}。与民营企业相比，国有企业绩效对股权激励强度的反应更加敏感{21}。党的十九大對国资国企改革作出了重大战略部署，要完善各类国有资产管理体制，改革国有资本授权经营体制，加快国有经济布局优化、结构调整、战略性重组，促进国有资产保值增值，推动国有资本做强做优做大。党的十九届五中全会进一步提出“加快完善中国特色现代企业制度，深化国有企业混合所有制改革”。国务院于2015年9月发布《关于深化国有企业改革的指导意见》，并陆续出台一系列相关配套文件，形成了国企改革“1+N”的政策体系。目前我国国有企业基本完成分类改革，法人治理结构逐步健全，为股权激励的实施提供了更好的适应性。近年来国务院国资委相继出台《国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法》（国资发分配〔2006〕175号）、《关于规范国有控股上市公司实施股权激励制度有关问题的通知》（国资发分配〔2008〕171号）、《关于进一步做好中央企业控股上市公司股权激励工作有关事项的通知》（国资发考分规〔2019〕102号）、《关于印发〈中央企业控股上市公司实施股权激励工作指引〉的通知》（国资考分〔2020〕178号）等一系列政策文件，为股权激励的实施提供了政策性保障，推动了更多国有企业选择股权激励作为中长期激励工具，实施股权激励的国有企业数量有大幅度的提升。实施股权激励一年以上的央企控股企业营收平均年均增长率达16.7%。近年来，国有企业的改革为股权激励的实施提供了更好的政策环境与基础，国有企业改革的要求也需要企业更多地运用股权激励这一中长期激励工具来吸引、保留人才，从而实现企业价值保值增值的改革目标，因此提出如下假设：
H4：企业性质对股权激励强度与企业绩效之间的正向关系有正向调节作用。
企业的盈利能力、利润、有形资产等都会对企业的资本结构产生影响，而这些要素都会随着时间的推移发生变化。徐德财等（2018）认为资本结构存在显著的内生性时间效应，资本结构与上市时间呈倒U型关系，在7.5年左右出现拐点{22}。夏慧珠（2019）以资产负债率来衡量企业资本结构，通过对2001—2017年491家上市公司的资本结构进行研究，发现企业的资本结构会随着时间的变化发生显著变化，企业资产负债率与上市时间呈倒U关系，从初期的快速增加到第16年达到顶峰再趋于平稳，然后逐渐下降{23}。上市公司内部资本结构具有显著的时间效应，表明企业内生性风险也具有时间效应。股权激励作为一种长期性激励，其激励效果取决于对未来收益的综合预判，企业内部风险随上市时间的增加而降低，激励效果也会增强。综上所述，提出如下假设：
H5：企业上市时间对股权激励强度与企业绩效之间的正向关系有正向调节作用。 （二）研究样本选取
由于2015年我国资本市场震荡多变，本文选取2016—2018年首次公告股权激励计划并成功实施的A股上市公司为样本，使用样本企业股权激励实施公告一年后的财务数据进行分析。为保证数据的有效性，减少异常数据的干扰，本文对样本数据进行以下处理：（1）若某公司在三年内多次发布股权激励公告，选取首次发布股权激励公告并成功实施的为样本。（2）为验证股权激励模式对公司绩效的影响，剔除采取复合模式的样本公司。（3）因金融行业会计准则与非金融行业差异较大，不具备可比性，剔除金融、保险类上市公司。（4）剔除ST、*ST公司，即公司经营连续两年亏损和公司经营连续三年亏损存在退市风险的公司。（5）剔除数据信息不完全的公司。
2016—2018年共有938家A股上市公司发布1039份股权激励公告，其中有869家企业成功实施股权激励。根据上述处理原则进行筛选，最终获得507家成功实施股权激励的A股上市公司样本。本文研究对象为A股上市公司，其中所涉及的国有企业为国有控股A股上市公司，指第一大控股人的性质为国有性质的公司。股权激励相关数据从中国证监会指定的上市公司信息披露网站——巨潮资讯网手工收集，其余数据来源于Wind数据库和锐思数据库（www.resset.com）。
（三）研究变量与数据来源
1. 因变量
企业绩效（ROE），国内外的研究当中衡量企业绩效的指标主要包括会计指标和市场指标两大类，会计指标主要有净资产收益率（ROE）和总资产报酬率（ROA），市场指标主要以每股收益（EPS）和托宾Q为衡量指标。《上市公司股权激励管理办法》中规定在选取衡量企业绩效的行权条件指标时，应选取能够反映股东回报和公司价值创造的综合性指标，以及能够反映公司盈利能力和市场价值的成长性指标来作为行权绩效要求。国外研究文献多以托宾Q值来衡量企业经营业绩，但是我国资本市场发展不完善，托宾Q值的适应性还是有一定的问题。综合国内研究与《上市公司股权激励管理办法》要求，本文选取加权平均的净资产收益率（ROE）来作为企业绩效的衡量标准{24}，加权净资产收益率=净利润/本期加权股东权益。
2. 自变量
股权激励强度（SIP），指股权激励方案中股权激励股份占总股本的比例，比例越高，股权激励强度越大。
股权激励模式（SIM），在2016—2018年3年公布实施的963份股权激励方案中，限制性股票664份，股票期权159份，股票增值权1份，复合模式112份，归纳总结这些股权激励方案的属性，可以看出当前我国股权激励模式主要为限制性股票和股票期权两种模式。本文所研究的股权激励模式为限制性股票与股票期权两种单一模式下股权激励强度对企业绩效的影响，设置为虚拟变量，其中限制性股票模式=1，股票期权模式=0。
股权激励有效期（SIV），指股权激励公告方案中对股权激励有效期的限定。《上市公司股权激励管理办法》规定我国股权激励有效期不得超过10年，根据国内过往的研究，将股权激励有效期以5年为界限分组，其中5年及以下为短期组，5年以上为长期组，设置虚拟变量，有效期大于5年=1，有效期等于5年及以下=0。
企业性质（PRN），为虚拟变量，以企业实际控股人性质将企业划分为国有控股企业和非国有控股企业，国有控股企业=1，非国有控股A企业=0。是否为国有控股根据公司第一大股东的性质确定，若性质为国有，则确定为国有控股企业，若第一大股东的性质为非国有，则为非国有企业。
企业上市时间（STD），衡量上市时间的长短，上市时间为股权激励公告公布的年份减去上市年份。
股权激励相关数据来源于各公司在巨潮资讯网公布的股权激励方案，企业性质与企业上市时间的数据来源于锐思数据库（www.resset.com）。
3. 控制变量
在控制变量的选择上参考已有研究的做法{25}，选取以下四项指标为控制变量：企业规模（TA），公司总资产额的自然对数;资产结构（LEV），资产负债率;成长性（NEG），净利润增长率;营运能力（CLR），流动资产周转率。
用公司总资产来衡量企业规模，企业规模能够影响企业的抗风险能力;选取资产负债率来衡量企业资产结构，用净利润增長率来衡量企业的成长性;流动资产周转率作为衡量企业营运能力的指标。企业规模、成长性、财务状况都会对企业股权激励模式的选择与企业绩效产生一定的影响。
（四）研究模型
为检验股权激励强度与企业绩效的关系，并综合考虑股权激励模式、股权激励有效期、企业性质与企业上市时间的调节作用，因变量企业绩效为连续性变量，自变量中的股权激励强度（SIP）与企业上市时间（STD）也为连续型变量，股权激励模式（SIM）、股权激励有效期（SIV）与企业性质（PRN）均为二分虚拟变量。根据上文提到的假设、变量性质以及前人的研究方法，本文以2017—2019年截面数据为研究对象，构建多元回归模型如下。
为验证H1，即股权激励强度对企业绩效的影响，设定模型（1）：
其中，SIP为股权激励强度，预期α1显著为正，当α1>0，说明股权激励强度越大越有利于企业绩效提升，当α1<0，说明股权激励不利于企业绩效提升。
为检验股权激励模式对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，设定模型（2）：
其中，SIM为股权激励模式，SIP×SIM为股权激励强度与股权激励模式的交叉项，若β3显著，则股权激励模式对股权激励强度与企业绩效关系存在调节作用。当β3>0，则表示限制性股票模式对股权激励强度与企业绩效的调节作用更强，若β3<0，则表明股票期权模式对股权激励强度与企业绩效的调节作用更强。
为了检验股权激励有效期对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，设定模型（3）： 其中，SIV为股权激励有效期，SIP×SIV为股权激励强度与股权激励有效期的交叉项，若γ3显著，则股权激励有效期对股权激励强度与企业绩效关系存在调节作用。当γ3>0，股权激励有效期大于5年，则能够增强股权激励强度和企业绩效关系，若γ3<0，则相反。
为了检验企业性质对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，设定模型（4）：
其中，PRN为企业性质，SIP×PRN为股权激励强度与企业性质的交叉项，若μ3显著，则企业性质对股权激励强度与企业绩效关系存在调节作用。当μ3>0，在国有企业内实施股权激励，股权激励的强度对企业绩效影响更显著;若μ3<0，则说明在非国有企业内股权激励强度对企业绩效的影响更显著。
为了检验企业上市时间对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，设定模型如下：
其中，STD为企业上市时间，SIP×STD为股权激励强度与企业上市时间的交叉项，若g3显著，则企业上市时间对股权激励强度与企业绩效关系存在调节作用。当g3>0，企业上市时间对股权激励强度与企业绩效关系起正向调节作用，企业上市时间能够增强二者之间的关系;若g3<0，则企业上市时间对二者的关系起负向调节作用。
三、实证分析
（一）各变量的描述性统计
表2为各变量的描述性分析结果，主要从平均值、中位数、标准偏差、最小值和最大值五个维度对507个样本进行整体分析。其中股权激励强度（SIP）、企业上市时间（STD）、资产总额（TA）、资产负债率（LEV）、净利润增长率（NEG）和流动资产周转率（CLR）为连续变量;股权激励模式（SIM）、股权激励有效期（SIV）、企业性质（PRN）为虚拟变量。
具体来看，在实施股权激励的A股上市公司中，股权激励股份数量占总股本比重（SIP）的平均值为2.191%，其中有113家股权激励份额占总股本的1%以内，341家企业股权激励强度为1%—4%，仅有53家企业股权激励强度大于4%。这从整体上说明目前我国股权激励强度较低，而国外激励比例通常在10%—15%之间，二者相差甚远;且最小值为0.1%，最大值为9.87%，均未超过《上市公司股权激励管理办法》规定的10%，极差较大，意味着实施股权激励的公司之间股权激励强度的差距较大。
进一步来看，样本公司的上市时间（STD）均值为5.880年，其中有147家企业在上市1年内就实施了股权激励，中位数为5年，这说明实施股权激励的企业较为年轻。
在上述变量中，股权激励模式（SIM）、股权激励有效期（SIV）、企业性质（PRN）为虚拟变量，其中限制性股票为1，股票期权为0;有效期大于5年为1，小于等于5年为0;国有企业为1，非国有企业为0。从均值和中位数可以发现，实施股权激励的企业在股权激励模式选择上，有420家企业选择了限制性股票，占总样本的82.8%，87家选择了股票期权，占总样本的17.2%，限制性股票的使用更具有广泛性。在股权激励有效期方面，选择5年及以下为有效期的占94%，其中30%企业选择了4年有效期，59%企业选择了5年有效期。在企业性质方面，近90%的企业为非国有企业，国有企业实施股权激励模式的较少。通过各变量标准差可以看出，各变量离散程度较低，相对比较集中。
（二）变量的相关性分析与多重共线性检验
为确定所选取的自变量与因变量之间存在相关性，本文对自变量与因变量作了Pearson相关性检验，检验结果如表3所示，表明所有自变量均与因变量显著相关。在双变量检测中，自变量股权激励强度和股权激励模式与企业绩效在5%置信水平下显著正相关，股权激励有效期、企业上市时间和企业性质与企业绩效在1%置信水平下显著负相关。控制变量除资产负债率外，都与企业绩效呈显著正相关关系，资产负债率与企业绩效呈显著负相关关系。
为避免自变量之间存在多重共线性，影响实证分析结果，本文检测了各变量之间的容差与方差膨胀系数（VIF），由表4可知变量的VIF值均小于2.1，远低于判断标准10，初步表明不存在多重共线性问题。结合相关系数矩阵，可以看出变量间的相关系数绝对值均在0.54以内，进一步说明了变量之间不存在多重共线性问题。
（三）实证结果分析
1. 股權激励强度与企业绩效的关系
表5是股权激励强度与企业绩效关系的检验结果。从整体上看，调整R2为0.150，整体拟合程度较好，各变量可以较好地对因变量进行隐形解释。SIP的系数为0.009，在10%置信水平下显著，表明股权激励强度与企业绩效之间存在正相关关系;股权激励强度每提升1%，加权净资产收益率提升0.009，意味着实施股权激励能够提升企业绩效，H1得到验证与支持。
2. 加入调节变量来测度股权激励强度与企业绩效的关系
通过对股权激励强度与企业绩效的多元回归分析，发现股权激励强度与企业绩效存在显著的正向相关关系，但是显著程度较低，处于边缘显著。因此，有必要通过引入股权激励模式、股权激励有效期、企业性质、公司上市时间等变量的调节作用进一步探究股权激励强度与企业绩效的关系。
表6为自变量调节作用模型回归结果，通过引入调节变量和交互项来验证股权激励模式、股权激励有效期、企业性质、企业上市时间这四个因素对股权激励强度与企业绩效关系的调节作用，如表6所示。从整体上看，四个模型的R2在0.18-0.22之间，模型拟合度较好，与模型1相比均有提升。四个变量的交互项系数均显著，其中股权激励模式、股权激励有效期、企业上市时间与股权激励强度的交互项在1%置信水平下显著，企业性质与股权激励强度的交互项在5%置信水平下显著，其结果对H2、H3、H4、H5进行了验证，部分得到支持，股权激励模式、股权激励有效期、企业上市时间和企业性质均对股权激励强度与企业绩效的关系存在显著的调节作用。 3. 选点法简单斜率的显著性检验
调节效应可以通过自变量、调节变量与交叉项模型进行回归分析，即：Y=i+aX+bZ+cXZ+ε，当调节项显著，方程可以改写成：Y=i+bZ+（a+cZ）X+ε。其中，（a+cZ）表示简单斜率，它反映了自变量与因变量的关系如何受变量Z的调节。利用简单斜率来分析交互作用，能够克服方差分析降低统计效力、浪费数据信息的问题。选点法是选择调节变量的某个特定值，一般为均值加减一个标准差创造出新的变量，然后产生乘积项进行回归分析，回归系数即为新变量的简单斜率，其显著性检验结果为所需要的简单斜率的检验结果{26}。
虽然股权激励模式、股权激励有效期、公司性质三个变量为二分虚拟变量，可以对变量进行分组分析，但是，在对样本进行二分组后同一变量两组的样本数据差距较大，这会导致一些指标存在偏差，所以本文选择简单斜率对调节效应进行检验分析。
（1）股权激励模式。如表6所示，比较股权激励强度与股权激励模式的交叉项系数显著为负（b=-0.0230，p=0.0359），说明在SIM=1代表限制性股票、SIM=0代表股票期权的情况下，与限制性股票相比，股票期权模式的调节作用更优。比较股票期权和限制性股票两种模式下的股权激励强度对企业绩效的简单斜率，表明限制性股票模式下的简单斜率接近于0（b=0.0024，p=0.6807），小于股票期权模式下的简单斜率（b=0.2540，p=0.0073），说明选择限制性股票模式的样本企业，其股权激励强度对企业绩效影响不显著;在股票期权模式下，其股权激励强度对企业绩效的影响显著，结果拒绝假设H2。
图1进一步验证了在股票期权模式下股权激励强度对企业绩效影响更大，并强化了这种影响，即股权激励强度越高，企业绩效越好，股票期权的激励性更强。
（2）股权激励有效期。如表6所示，股权激励有效期与股权激励模式的交叉项系数显著为正（b=0.0573，p=0.0222），说明在SIV=1的5年以上有效期的激励更有效果。对5年以上有效期和5年及以下的股权激励强度与企业绩效的简单斜率进行比较，有效期在5年及以下的简单斜率接近于0（b=0.0020，p=0.6967），并小于有效期大于5年的簡单斜率（b=0.0593，p=0.0006），表明有效期在5年及以下，其股权激励强度对企业绩效无显著影响;而有效期大于5年，其股权激励强度对企业绩效的影响显著。
通过图2可以看出，有效期大于5年，股权激励强度越大，企业绩效水平越高，验证并支持了假设H3。在有效期大于5年的情况下，提升股权激励强度，能够显著提升企业绩效，而有效期在5年及以下，提升股权激励强度对企业绩效的影响并不显著。
（3）企业性质。由表6可知，企业性质与股权激励模式的交叉项系数显著为正（b=0.0520，p=0.0131），说明在SIM=1的国有企业样本中，股权激励强度对企业绩效的提升有更好的调节作用。比较国有企业和非国有企业中股权激励强度与企业绩效的简单斜率，发现非国有企业的简单斜率不显著且接近于0（b=0.0021，p=0.6878），小于国有企业的简单斜率（b=0.5410，p=0.0078），这说明在非国有企业中，股权激励强度对企业绩效的影响并不显著，而在国有企业中股权激励强度对企业绩效影响显著且正相关。
通过图3可以直观地看出，在国有企业中，股权激励强度对企业绩效的影响显著，随着股权激励强度的增强，企业绩效上升，验证并支持了假设H4，说明在国有企业中企业绩效对股权激励强度的变化更敏感，在国有企业中股权激励的激励效应更优。
（4）企业上市时间。如表6所示，企业上市时间与股权激励模式的交叉项系数显著为正（b=0.0030，p=0.0013），企业上市时间对股权激励强度与企业绩效的关系存在显著的正向调节作用，企业上市时间增强了股权激励强度对企业绩效的影响。在企业上市时间长短不同的情况下，比较股权激励强度与企业绩效的简单斜率，发现上市时间较短时，企业的简单斜率为负且不显著（b=-0.0107，p=0.1534），而上市时间更久的企业的简单斜率显著为正（b=0.0243，p=0.0006），说明上市时间更久的企业的股权激励强度对企业绩效的影响显著且正相关。
通过图4可以看出，上市时间较短的企业，企业绩效随着股权激励强度的增强而减少，在上市时间较长的企业中，企业绩效随着股权激励强度的增加而上升，企业上市时间增强了股权激励强度与企业绩效之间的关系，假设H5得到支持，意味着企业上市时间越久，股权激励的效果越好。
4. Johnson-Neyman的简单斜率检验
选点法使用均值加减一个标准差，只选取了两个点的简单斜率，不能说明调节变量所有情况下自变量斜率的变化情况。在变量都为连续性变量、交互项边缘显著（0.05<p<0.1）、自变量不显著的情况下，可使用Johnson-Neyman（J-N法）的简单斜率来检验，找出自变量斜率显著的临界点，再进行简单斜率分析。
对模型（5）的回归结果进一步分析发现，模型（5）的交互项系数显著（t=3.2323，p=0.0013），但是自变量系数不显著（t=-1.4559，p=-0.1460）。由于企业上市时间这个指标为连续性变量，可采用J-N法再次进行简单斜率检验，确定企业上市时间在什么范围内股权激励强度对企业绩效的简单斜率显著不为0，进而找到简单斜率非0时变量的取值范围。
如图5所示，随着企业上市时间的增加，股权激励强度对企业绩效影响的斜率逐渐变大，企业上市时间对股权激励强度与企业绩效的关系存在正向调节作用。从企业上市时间为6.79年开始，股权激励强度对企业绩效影响的斜率开始显著。
限于篇幅，研究结论的稳健性验证过程省略，本文将数据按照年份进行分组后的实证检验结果与结论基本保持一致。 四、研究结论与政策建议
（一）研究结论
随着我国资本市场更加完善，股权激励相关制度保障措施更加健全，越来越多的企业选择股权激励作为中长期激励的工具来降低委托代理成本，使员工与企业的长期利益保持一致，从而实现降低管理成本、提升企业价值的目的。因此，需要合理设计股权激励方案中的激励要素，使股权激励真正起到长期激励的作用。本文基于我国2016—2018年实施股权激励的A股上市公司样本，对股权激励强度与企业绩效之间的关系进行了实证检验，得出以下几点结论：
第一，股权激励强度会对企业绩效产生影响。企业绩效会随着股权激励强度的增加而增加，但我国A股上市公司股权激励程度平均值为2.19%，样本企业中有23%的企业股权激励强度在1%以内，虽然我国《上市公司股权激励管理办法》规定企业在有效期内的股权激励股份不得超过公司总股份的10%，但是目前我国上市公司股权激励强度整体上远低于这个水平，更是远低于西方国家企业股权激励占总股份10%—15%的水平，股权激励的有效性有待加强。
第二，在股票期权模式下，企业绩效受股权激励强度变化的影响更加显著，股权激励的激励效应更强;在限制性股票模式下，企业绩效受股权激励强度变化的影响不显著。
第三，股权激励有效期正向调节股权激励强度与企业绩效之间的正向关系。有效期大于5年的股权激励，其企业绩效随股权激励强度变化显著，较长期限的股权激励方案更能发挥股权激励的激励效果。当前我国股权激励方案集中在4—5年的激励有效期，一定程度上反映了我国股权激励方案设计的短视性，相较于我国香港主板73.5%股权激励有效期为10年这一比例，我国A股上市公司股权激励有效期存在短期性{27}。
第四，与民营企业相比，国有企业绩效随股权激励强度正向变化更显著，企业性质对二者之间的正向关系存在正向调节作用。在国有企业中，股权激励强度增加，企业绩效会显著提升;而在民营企业中，这种关系变化并不显著。这一结论验证了潘颖和刘广生（2009）等学者的观点{28}。优化企业内部治理结构，提供良好的外部环境，才能使股权激励发挥有效的正面效应。近几年我国国有企业股权激励政策出台频繁，国务院国资委积极推动股权激励作为中长期激励工具在国有企业中的应用，以达到建立健全企业激励约束机制的目的。随着国企改革的深化和国有企业分类改革的完成，企业法人治理结构更加健全，为国有企业股权激励的有效实施提供了基础和保障，更多的国有企业选择股权激励作为中长期激励的工具来吸引或保留人才。
第五，企业上市时间正向调节了股权激励强度与企业绩效之间的正向关系。通过J—N法进一步检验发现，当企业上市时间大于6.79年时，股权激励强度与企业绩效之间的关系变化显著，并且随着上市时间的增加，企业绩效会随股权激励强度的增加而提升，企业上市时间强化了二者之间的关系。上市初期大股东的扩张活动成为企业上市后的主要特征，企业处于兴奋但是未知的状态，此时实施股权激励，增加股权激励强度，自然会导致股权激励成本的增加，从而减少企业绩效{29}。
（二）政策建议
第一，提高股权激励水平，延长激励有效期，充分認识到股权激励对企业长期发展的贡献。在技术密集型与知识密集型企业，企业的技术创新或某项战略目标或任务不是1—2年内能够完成的，要采取5年以上有效期的激励，同时提升股权激励强度，使股权激励真正发挥长期激励的效果，克服管理人员短视行为，吸引和保留人才，从而促进企业绩效与企业价值的提升。
第二，要充分考虑股权激励的适用性。只有在内部结构优化、外部环境良好的情况下，股权激励才能真正发挥正面效应，对于初上市企业而言，企业处于扩张动荡期，选择股权激励作为长期激励工具需要慎重考虑其成本与效益。在股权激励模式的选择上，虽然限制性股票从理论上来看更优，但是从被激励者角度来看风险性大于股票期权，在模式的选择上要综合考虑被激励对象的风险偏好，这样才能提升激励效用。在上市时间更久的企业当中，可适当考虑增加股权激励有效期，使其在企业改革转型与战略调整中发挥真正的长期激励效用。
第三，深化国有企业改革，推动国有企业市场化约束激励机制建设，完善国有企业股权激励管理办法。《上市公司股权激励管理办法》已于2016年8月正式颁布实施，2020年出台的《国企改革三年行动方案（2020—2022年）》也在中长期激励方面加大了科技型企业的股权和分红权激励力度，强调对于攻关团队的个人持股比例、股权激励范围、收益分红比例等给予特殊支持。国有企业深化改革虽然取得了不错的成效，但是当前我国一些国有企业法人治理结构还不健全，市场化的经营机制和完善的激励约束机制尚未建立，这些对于股权激励的有效性发挥都存在一定的约束。因此，国有企业在实施股权激励时，可以适当扩大股权激励范围，将激励人员向核心骨干员工倾斜;在行权绩效要求方面，可以将EVA考核列入行权绩效考核条件之中。在2016—2018年公布的央企控股上市公司中，有近一半的企业已经将EVA列为行权绩效考核的要求之一，真正做到了以股权激励吸引和保留人才，推动企业改革创新，提升企业绩效。
注释：
① M. C. Jensen， W. H. Meckling， Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Costs and Ownership Structure， Journal of Financial Economics， 1976， 3（4）， pp.305-360.
② 赵华伟：《股权激励、公司治理与企业业绩——基于我国上市公司的经验证据》，《宏观经济研究》2016年第12期;徐向艺、徐宁：《金字塔结构下股权激励的双重效应研究——来自我国上市公司的经验证据》，《经济管理》2010年第9期。
③ 毛剑峰、李志雄：《管理层股权激励、研发支出与企业绩效的关系研究》，《统计与决策》2016年第9期。 ④ 程果：《股权激励的真实盈余管理及其激励效果》，《系统工程》2020年第1期。
⑤{28} 潘颖、刘广生：《双重委托治理框架下股权激励效应研究》，《经济经纬》2009年第6期。
⑥ 范合君、初梓豪：《股权激励对公司绩效倒U型影响》，《经济与管理研究》2013年第2期。
⑦ 陈胜军、吕思莹、白鸽：《A股上市公司股权激励方案实施效果影响因素研究》，《中央财经大学学报》2016年第12期。
⑧ 肖淑芳、金田、刘洋：《股权激励、股权集中度与公司绩效》，《北京理工大学学报》（社会科学版）2012年第3期。
⑨ 李曜：《两种股权激励方式的特征、应用与证券市场反应的比较研究》，《财贸经济》2009年第2期。
⑩ 田国双、齐英南：《股权激励对公司绩效真的有影响吗——基于我国沪深A股上市公司数据》，《会计之友》2018年第17期。
{11} 杨力、朱砚秋：《股权激励模式对股权激励效果的影响——基于A股市场的经验证据》，《山东社会科学》2017年第3期。
{12} 张宪：《基于事件研究法的上市公司股权激励效应研究》，《统计与决策》2016年第21期。
{13} A. Zattoni， A. Minichilli， The Diffusion of Equity Incentive Plans in Italian Listed Companies： What is the Trigger？ Corporate Governance： An International Review， 2009， 17（2）， pp.224-237.
{14} 徐宁、徐向艺：《上市公司股权激励效应研究脉络梳理与不同视角比较》，《外国经济与管理》2010年第7期。
{15} 李春玲、任莉莉：《我国上市公司股权激励实施效果的影响因素研究——基于股权激励方案设计的视角》，《企业经济》2014年第9期。
{16} 杨永兰：《薪酬激励、股权激励与上市公司业绩——基于我国沪深上市公司数据的实证研究》，《技术经济与管理研究》2018年第7期。
{17} 吕洁、杜传文、薄秋实：《国企价值增值、高管努力选择与最优长期激励研究——来自我国上市公司的经验证据》，《现代财经》（天津财经大学学报）2017年第6期。
{18} 姜英兵、于雅萍：《谁是更直接的创新者？——核心员工股权激励与企业创新》，《经济管理》2017年第3期。
{19} 李小娟：《股權激励强度对上市公司绩效影响的实证研究》，《湖南师范大学社会科学学报》2017年第5期。
{20} 程仲鸣、夏银桂：《制度变迁、国家控股与股权激励》，《南开管理评论》2008年第4期。
{21} 潘颖、刘广生：《双重委托治理框架下股权激励效应研究》，《经济经纬》2009年第6期。
{22} 徐德财、赵晶、张骞予：《中国上市公司资本结构存在时间效应吗？》，《管理世界》2018年第9期。
{23} 夏慧珠：《中国上市公司资本结构的时间特征——基于阈值类面板数据模型的实证分析》，《工业技术经济》2019年第11期。
{24} 黄洁、蔡根女：《股权激励效果和影响因素经验分析——基于两〈办法〉出台后实施股权激励的上市公司数据》，《华东经济管理》2009年第3期。
{25} 徐向艺、徐宁：《金字塔结构下股权激励的双重效应研究——来自我国上市公司的经验证据》，《经济管理》2010年第9期;欧丽慧、陈天明、丽珍：《高管股权激励模式对激励效果的影响研究》，《管理案例研究与评论》2018年第3期。
{26} L. Aiken， S. West & R. Reno， Multiple Regression： Testing and Interpreting Interactions， London： SAGE Publication， 1991， pp.14-22.
{27} 汪朝洋、刘志迎：《A股市场上市公司股票期权激励研究》，《统计与决策》2014年第12期。
{29} A. Landier， D. Thesmar， Financial Contracting with Optimistic Entrepreneurs， The Review of Financial Studies， 2009， 22（1）， pp.117-150.
作者简介：倪艳，湖北省社会科学院经济研究所副研究员，湖北武汉，430077;胡燕，湖北省社会科学院经济研究所，湖北武汉，430077。
（责任编辑 陈孝兵）