公司价值、治理水平与股权激励停止的关系研究

王 伟 黄文锋

（暨南大学管理学院，广东广州510632）

·经济与管理前沿探索·

公司价值、治理水平与股权激励停止的关系研究

王 伟 黄文锋

（暨南大学管理学院，广东广州510632）

本文在代理理论和公司治理理论的框架下，分析了公司价值、治理水平与股权激励停止的关系，并以2006-2011年公告实施股权激励和停止股权激励的上市公司为样本，实证检验了公司价值和治理水平与股权激励实施结果的协同效应。研究结果表明：首先，股权激励停止受到上市公司价值和治理水平的显著影响，存在选择性偏见；其次，股权激励的政策变迁显著改善了盈利能力水平低的公司和市场价值高的公司的激励结果，使他们与政策变迁前相比更有可能完成股权激励；此外，上市公司公告停止股权激励没有显著的市场反应，并且与完成股权激励的公司相比，其公告实施股权激励的市场反应更弱。

股权激励；公司价值；治理水平；激励停止；政策变迁

一、问题提出

所有权和经营权的分离是现代企业的典型特征，风险规避的管理者和风险中性的股东由于在目标效用函数上的利益冲突而产生的代理问题会对公司价值带来严重的损害［1］［2］，但是设计良好的股权激励契约能够缓解管理者与股东之间的代理冲突。［3］为此，中国证监会于2005年12月31日颁布了 《上市公司股权激励管理办法 （试行）》 （以下简称 《管理办法》）。截至2011年底，共有315家A股上市公司发布了359份股权激励草案。然而，与之形成鲜明对比的是，其中有114份草案因无法达到行权条件而提前公告停止股权激励。根据亚当斯的挫折理论，激励停止的挫折情绪可能使管理者对工作采取消极态度，甚至出现人才流失。那么，股权激励停止受到哪些因素影响便成为亟待探讨的现实问题。

中国证券市场是一个新兴市场，同时又根植于中国转型经济之中，因此考察上市公司的治理问题必须对其所处的特殊环境进行分析。［4］国内学者已有大量文献利用管理层持股比例来研究股权激励和公司价值的协同效应假说及沟壑效应假说。［5-8］以此同时，从内生性视角研究激励契约合理性特征及其与公司财务决策的关系也取得了丰硕的成果。［9-13］但是，这些研究都局限于股权激励顺利完成这一前提条件，而中国近1／3激励草案停止实施的事实对研究成果的应用提出了质疑。

在2006～2011年间，中国上市公司股权激励的政策导向逐步规范，使上市公司股权激励的实施过程经历了探索、发展到成熟、完善的四个成长阶段。同时，股票市场整体价值的显著波动及股票价格 “齐涨同跌”的联动效应都为研究公司价值和治理水平与股权激励实施结果的协同效应提供了一个控制良好的实验平台。［14］

因此，本文基于中国股权激励政策变迁的背景，以2006～2011年公告实施股权激励和停止股权激励的A股上市公司为样本，研究公司价值、治理水平对股权激励停止的影响。本文的主要贡献在于：一是克服了股权激励和公司价值的关系在研究视角上的局限，首次将上市公司股权激励停止作为研究对象，扩展了股权激励理论的研究范围；二是采用事件研究方法，分析了公告停止股权激励的市场反应，同时比较了激励停止和激励完成两类上市公司公告实施股权激励的市场反应差异；三是对由于上市公司价值和治理水平导致的股权激励停止的选择性偏见，提供了理论分析与实证检验，为政府制定股权激励政策提供了决策参考。

二、理论分析与研究假设

根据代理理论，在管理者与股东的委托代理关系中，由于信息差距和契约的不完备，管理者并不总是根据股东的最大利益行事，然而股东可以通过给管理者以适当激励来约束利益偏离，从而实现管理者与股东的利益趋同，并且通过支出监控成本限制管理者对股东价值的伤害。［1］15-16公司治理的目的就是选择适当的治理结构以监督和控制管理者，确保股东的投入得到应有的回报。［17］因此，激励理论和公司治理理论在实质上是一致的，他们从激励和监督两个方面解决委托代理问题，从而保护股东的合法权益和股票市场的健康发展。

股权激励作为对管理人员的长期激励机制，不同于现金薪酬之处在于激励对象必须通过公开的股票市场行权交易以获得激励标的物，因而激励程度直接取决于股票的回报水平。然而在实际的激励草案中，限制激励对象行权的约束条件必须依据会计回报制定。两者的区别在于，股票回报尽管能够使代理人和委托人的利益一致化，但却容易受到外部环境的影响；相反，会计回报受到的外部冲击较小，但却容易被委托人所操纵。［18］同时，会计回报只代表了会计准则允许公司确认的价值增加，而股票回报代表了总的价值创造。［19］两种回报属性和计量的不同使他们的目标业绩函数也并不完全一致，甚至由于外界噪声的影响导致彼此的相关性 “失真”。会计指标的显性约束和行权价格的隐性约束要求管理人员既要实现公司财务的稳健增长又要确保公司在股票市场的价值增加。尽管激励的本质是缘于上市公司完成超额利润而对管理人员的奖励，但是这种对超额利润的双重认定标准很容易导致股权激励的停止实施而出现 “激励落空”现象。因此，不但实施股权激励的公司存在选择性偏见［20］，而且股权激励的实施结果也存在选择性偏见。

表面而言，一方面是会计指标无法达到行权条件而出现的 “激励过妄”，另一方面是股票价格低于行权价格而出现的 “激励虚设”，两者是致使股权激励停止的直接原因。但本质上，股权激励停止的根本原因是公司盈利能力低于预期水平和市场价值显著下跌。此外，股东对会计信息的监督力度、职能部门对上市公司的监管效力以及股票市场的价值波动也对股权激励的实施结果产生了间接影响。本文认为，盈利能力和市场价值是公司价值的两个视角，内部监督和外部监管是公司治理的两个方面，因此上市公司股权激励停止受到公司价值和治理水平的交叉影响。

（一）股权集中度对股权激励停止的影响

大股东控制的集中式股权治理结构是我国股票市场的基本特征，大股东对管理层的作用显著影响股权激励的效果。［21］Stulz发现由于存在大股东的监督效应，公司绩效与所有权集中度呈正向相关关系。［22］大股东的监督在一定程度上避免了股东与管理层之间的信息不对称问题，降低了公司的代理成本，解决了中小股东 “用脚投票”和 “搭便车”的问题。［23］徐莉萍等发现中国上市公司大股东对公司经营绩效的影响更多地是正向的激励效应，而不是负向的侵害效应。［24］

然而，大股东的控制权溢价效应却侵害中小股东的利益。［25］Shleifer和Vishny认为大股东对控制权私有收益的追求是以牺牲中小股东利益为代价的。［17］张祥建和郭岚发现中国上市公司大股东通过资源转移的 “隧道行为”和虚增注入资产价值的“支持行为”可以获得中小股东无法得到的私人收益。［26］-［27］潘泽清和张维、Burkart等认为大股东在侵害中小股东利益的过程中，必须通过与经营者合谋来实现其目的。［28］-［29］

综上所述，大股东对管理人员的监督效应提高了公司治理水平，有助于增加上市公司的会计回报，所以降低了 “激励过妄”的风险，减少了股权激励停止的可能性。此外，大股东侵占中小股东利益的 “隧道行为”和 “支持行为”必须是与管理者串谋后的结果，按照激励相容原理，这种串谋行为必然发生在他们利益协同的基础上，因此就股权激励对管理者的福利效应而言［9］，大股东和管理者都有动机齐力推进股权激励的顺利实施。根据上述分析，本文提出如下第一个假设：

假设1：上市公司股权集中度与股权激励停止显著负相关，也就是股权集中度越高的公司，其股权激励更可能顺利实施。

（二）监管治理、盈利能力对股权激励停止的交互影响

股权激励契约的有效执行依赖于公司治理环境的制度保障。La Porta等认为一国的法律体系对公司治理结构和治理水平有显著影响。［30］2006～2008年间，中国股权激励的政策管制历经了从探索、发展到成熟的三个阶段。从2006年证监会开始实施《管理办法》和国资委联合财政部下发 《国有控股上市公司 （境内）实施股权激励试行办法》，标志着我国上市公司股权激励开始了破冰之旅。2007年证监会出台了 《关于开展加强上市公司治理专项活动有关事项的通知》（以下简称 《治理专项活动》）、国资委和财政部联合下发了 《关于国有控股上市公司规范实施股权激励有关问题的通知（征求意见稿）》，细化了对上市公司治理和国有企业股权激励的约束。2008年证监会先后三次出台了 《股权激励有关事项备忘录1号、2号、3号》（以下简称 《备忘录1-3号》），国资委和财政部再次联合下发了 《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》。自此，证监会、国资委和财政部对上市公司实施股权激励开始了严厉的监管，对激励草案中约定的激励对象和行权条件做出了严格的限制。这一系列政策法规的出台解决了股权激励实施过程中出现的问题，规范了上市公司的股权激励行为。因此，本文以2008年为中国股权激励政策变迁的分水岭。认定2008年及之前为公司外部治理环境对股权激励监管的相对规范时期，此时证监会对上市公司提交的激励草案审核相对宽松；而认定2008年以后为股权激励监管的严格规范时期，这个阶段对激励草案的审核更加严厉，增强了股权激励顺利实施的可行性。

上市公司实施股权激励的目的是为了实现持续的价值增加，所以公司的盈利能力水平显著影响了股权激励的实施结果。由于会计指标的行权条件既是股权激励顺利实施的显性约束和先决条件，也是股权激励的事实依据，因此会计盈余信息的真实性和稳健性成为股权激励顺利实施的必要条件。Schipper认为盈余管理是意图为管理者或股东获得私人利益而对外部报告进行有目的的干涉［31］，公司治理水平低的公司更有条件进行盈余管理［32］。但是，Bushman认为法律会影响公司财务信息透明度。［33］因此，通过对上市公司的治理专项活动和股权激励监管，减少了由于盈余管理而出现的会计信息舞弊行为。所以股权激励监管严格规范的政策变迁使盈利能力水平低的公司，与政策变迁前相比，其会计信息和财务管理更加真实透明，盈余管理水平显著降低。公司治理水平的提高使上市公司表现出更好的盈利能力和成长性，盈余管理水平的降低使其更有可能兑现激励契约所约定的承诺。因此，规范的外部政策环境和改进的盈利能力水平都有助于股权激励的顺利实施，但是政策变迁对实施结果的影响程度却随公司盈利能力的提升而显著下降。综上所述，本文提出如下假设：

假设2：股权激励监管严格规范和上市公司的盈利能力越强都能显著降低股权激励停止的风险，并且激励监管严格规范后对之前盈利能力越差的公司其激励结果的改善状况越显著。

（三）监管治理、市场价值对股权激励停止的交互影响

有效市场假说认为股票价格始终完全反应了可获得的信息，并且根据信息的种类将市场划分为弱势有效、半强势有效和强势有效。［34-35］然而，张兵和李晓明利用Box-Pierce检验、游程检验和方差比检验研究均表明中国股票市场处于弱势有效。［36］因此，市场价值不能及时反映公司价值，上市公司股价存在被高估或低估的现象。

股票价格对价值的偏离显著影响了股权激励的实施结果。激励股权作为一种期权，其隐性约束是行权价格高于上市公司股票的市场价格，只有这样管理者才有利可图。然而对于显著高估的股票价格，即使管理者在股权激励实施过程中努力提高了公司的价值和会计的盈余，聪明的投资者仍会通过套利的市场行为修正股价的市值偏差，进而抵消公司的价值增加，致使 “激励虚设”。反之对于显著低估的股票价格，股票市场对股价的修正行为减轻了管理者的压力，他们只要使会计指标能够达到行权条件就可以从股票的市场交易中获利。由于上市公司股权激励的 “福利效应”［9］和管理者在激励草案制定过程中的 “自利行为”［37］，缺乏市场价值的隐形约束将降低股权激励的纠偏行为，使股东利益易受到管理者的侵害。

投资者往往愿意为具有良好治理结构的公司股票支付更高的价格［38］，因此上市公司治理对企业的市场价值有显著的影响。通过公司治理专项活动和股权激励监管严格规范能使股票价格更趋近于公司价值，更真实地反映公司的市场预期，从而股权激励的行权条件也更加切实可行，有助于股权激励的顺利实施。根据公司财务理论，股票价格是公司未来所有股利的贴现 （Ross等，2008）。对于同样高估的股票价格，如果出现在股权激励监管严格规范的政策变迁之后，其更有可能切实体现了公司显著的成长性，而反之如果出现在政策变迁之前，其或许仅仅是资本市场的一种 “异象”，此时高估的市场价值犹如海市蜃楼，使股权激励变成一种“虚设”。因此，尽管上市公司市场价值越高越有可能使股权激励停止，但是股权激励监管严格规范的政策变迁对实施结果的影响程度却随公司市场价值的提高而显著上升，使市场价值高的公司，与政策变迁前相比，越有可能达到行权价格的隐性约束。根据上述分析，本文提出如下假设：

假设3：上市公司的市场价值越高会显著增加股权激励停止的风险，但是股权激励监管严格规范后对之前市场价值越高的公司其激励结果的改善状况却越显著。

三、股权激励实施变更的市场反应

（一）事件研究方法设计

本文采用事件研究方法评价股权激励实施变更对证券市场股票价格产生的影响。事件研究方法是利用事件窗内异常收益率 （AR，abnormal return）和累计异常收益率 （CAR，cumulative abnormal return）来度量股价对信息披露的反应程度。一般而言，当股票的历史信息在价格波动中被赋予了较大权重时采用均值调整模型，而当特定股票与市场组

图1 常均值收益模型AR均值

从图1和图2的超额收益率均值波动可以发现，草案公布对股票市场价值具有积极的影响，确认了实施管理人员股权激励对上市公司的价值增加效用。同样，从图3和图4的累计超额收益率均值合的反应模型具有很高相关性时采用市场调整模型。［39］为消除方法设计对研究结果产生的差异性，本文对两种模型下的数据结果分别进行了分析。

均值调整模型的异常收益率计算方法：AR= Ri，t-Ri，其中Ri，t为股票i在t日的收益率，Ri=为估计窗内股票i的收益率均值。市场调整模型的异常收益率的计算方法：AR=Ri，t-Rm，t，其中Rm，t为证券组合在t日的收益率，本文选取沪深300指数作为证券组合的替代变量。累计异常收益率的计算方法统一为：

（二）股权激励草案公布与停止公告的市场反应

董事会审议并公布股权激励实施草案向市场传递了上市公司实施管理人员股权激励的信息。采用文献中通用方法 （吕长江等，2009；谢德仁等，2010），本文选用草案公布日作为实施股权激励事件窗内的时期0，并且将停止公告日作为停止股权激励事件窗内的时期0。从2006年1月1日证监会实施 《管理办法》以来，截至2011年12月31日已有112家上市公司114次在遵照 《管理办法》披露其股权激励草案后未能按计划完成对管理人员的股权激励。剔除估计窗内收益率数据不完整的股票信息，本文选取了101家上市公司102份股权激励实施草案公布与停止公告作为分析样本。走势与表1中草案公布累计超额收益率均值单样本t检验结果，进一步验证了在草案公布日及后6天的事件窗内，股价的累计超额收益率均值在1%的水平上显著大于0的市场反应。

图2 市场调整模型AR均值

图3 常均值收益模型CAR均值

图4 市场调整模型CAR均值

但是草案公布相比，停止公告的股票市场反应并没有显著异常，图1和图2显示，仅在事件窗内的时期0超额收益率明显下降，但在表1停止公告累计超额收益率均值单样本t检验分析中，常均值收益模型和市场调整模型在事件窗内都没有均值显著小于0。这主要是由于停止公告向市场传递的是一种被动信息，影响股权激励停止实施的政策变更、市场异动和会计指标等主动信息已经在停止公告事件之前向市场释放了相关的信息能量，削弱了停止公告的信息含量。因此，利用股权激励停止公告日的市场信息和会计信息难以发现影响股权激励停止实施的主要因素。

表1 累计超额收益率均值

（三）股权激励成功实施与停止实施两类草案公告的市场反应

在上述101家上市公司的102份股权激励停止实施草案的基础上，本文进一步对比分析了290家上市公司的308份股权激励成功实施草案，其中包括了32家首期股权激励停止实施后，再次经董事会审议并公布的35份草案。

从图5和图6的超额收益率均值波动与表2的成功草案公布累计超额收益率均值分析可以发现，公布股权激励成功实施草案同样对股票市场具有积极的影响，其在公布前三天开始的事件窗内，市场已经显现出股价的累计超额收益率均值在1%的水平上显著大于0的反应。尽管在图5和图6中，成功实施草案公布与停止实施草案公布在事件窗内的超额收益率均值并没有明显差异，但在图7和图8中发现两者的累积超额收益率均值存在显著差异，尤其是在图7中，这种差异性随着实施草案的公布在事件窗内呈放大趋势。通过表2中成功实施草案公布与停止实施草案公布的累计超额收益率均值差t检验结果发现，对于常均值收益模型，在公布前三天开始的事件窗内两者收益率均值之差在1%的水平上显著大于0。图7常均值收益模型CAR均值

图5 常均值收益模型AR均值

图6市场调整模型AR均值

图8市场调整模型CAR均值

表2 累计超额收益率均值

这一研究表明，股权激励的停止实施除了受制于股权激励实施过程中的政策和市场等因素的影响，还与上市公司公布股权激励草案期间的公司治理和财务管理水平、会计信息以及市场价值等因素存在相关关系，这一发现为本文利用股权激励草案公布日的上市公司信息实证分析股权激励停止实施的影响因素提供了依据。

四、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文所认定的股权激励实施与停止是以上市公司董事会所发布的股权激励实施草案和股权激励停止公告为依据。自证监会2006年实施 《管理办法》以来，截至2011年底，通过中证网上市公司公告查询系统，经手工检索整理，本文共采集到315家上市公司发布的359份股权激励实施草案，其中有112家上市公司因无法完成股权激励而发布了114次股权激励停止公告。在剔除数据不完整样本后，本文选取了304家上市公司的344份股权激励实施草案 （其中包含了108家上市公司的109份被停止实施草案）作为分析样本，其他公司治理与财务数据来自CSMAR数据库。

（二）被解释变量

被解释变量为股权激励实施结果的二值变量。对于董事会没有公告停止 （包括已经完成和正在进行）的股权激励草案取值为1，否则对于已经正式公告停止实施的股权激励草案取值为0。

表3 变量定义

（三）解释变量和控制变量

采用文献中的通用方法，本文选取前10位大股东持股比例的赫芬达尔指数作为股权集中度的解释变量，选用了资产收益率 （ROA）和Tobin’sQ分别评价上市公司的盈利能力和市场价值。对于股权激励的监管治理，从2006年的 《管理办法》、2007年的 《治理专项活动》到2008年的 《备忘录1-3号》，证监会对股权激励的监管日趋规范，上市公司治理也日益完善，因此我们选取2008年作为监管治理水平的哑变量，同时引入盈利能力和监管治理的交叉项及市场价值和监管治理的交叉项分析影响因素之间的相互作用。

对于控制变量，风险规避的债权人为了最大化公司破产后的剩余索取权而监督管理者的公司治理和投融资行为，因此负债可以约束管理人员按照股东的利益行事 （Jain，2006），反映债权能力的资产负债率水平影响了公司活动中股权激励的实施。除了资产负债率外，Logit模型还通过控制公司性质和行业来消除在回归分析中异质性的影响。

（四）回归模型

本文将采用Logit模型对影响股权激励停止的因素进行计量分析：

五、实证检验与分析

（一）描述性统计

从表4股权激励停止实施影响因素的统计结果来看，在344份股权激励实施草案样本中，有109份 （占31．69%）被公告停止实施，因此激励实施的均值为0．683。其中，ROA的最大值和均值分别为0．175和0．042，而最小值仅为-0．036，说明实施股权激励的上市公司的盈利能力水平存在着明显差异。Tobin’sQ最大值达到8．487，尽管最小值为0．709，但是均值1．949显著大于1，一方面表明上市公司的市场价值水平存在着显著差异，另一方面说明从总体而言，在股权激励实施草案公布期间上市公司具有价值增加的特征。

同时发现，在2006～2008年间草案总数为120份，其中66份 （占55%）被公告停止实施，而在2009～2011年间草案总数为224份，同比增长86．67%，但其中仅43份 （占19．20%）被公告停止实施，同比下降34．85%。尽管不能排除部分公司后期可能停止实施股权激励，但是结果在一定程度上表明2006～2008年间政府部门下发的一系列股权激励和公司治理监管措施以及2008年以来中国A股市值的巨幅下跌促进了股权激励草案的实施。

利用单样本均值t检验，通过比较股权激励停止样本与激励实施样本的ROA、Tobin’sQ和H10，本文发现Tobin’sQ并没有呈现出显著的差异性，而ROA与H10却在在1%的水平上显著不同，通过进一步检验Tobin’sQ与Gov的交叉项，其结果在1%的水平上显著不同。说明单凭市场估值虚高无法显著解释股权激励停止事件，上市公司股权激励停止是公司外部监管治理与市场价值合力的结果，同时也受到股权集中度与盈利能力的影响。

表4 变量描述性统计

表5 变量相关性分析

表5报告了全部变量的相关系数和显著性检验结果。尽管大部分相关系数都是显著的，但是除了TQ×Gov与 ROA×Gov外，相关系数都很小，相关系数比较高与他们之间的生成关系有关。进一步基于VIF的多重共线性检验表明，的确仅有TQ× Gov的VIF略大于10，但由此导致的多重共线性问题可以忽略，因此模型构建不存在严重的多重共线性情况。

（二）Logit回归结果分析

表6是股权激励停止影响因素的回归分析和检验结果。依据公司价值、治理水平与股权激励停止的关系假设，模型 （1）和 （2）分别探讨了股权集中度和股权激励监管严格规范对激励结果的影响，而模型 （3）和 （4）考察公司市场价值在激励政策变迁前后对激励结果的影响，模型 （5）和（6）则从盈利能力和激励监管严格规范的角度分析了它们及其之间的相互作用对激励结果的影响。最后模型 （7）从整体上研究了所有影响因素和激励结果的设定关系。

从第 （4）组和第 （7）组回归模型的结果来看，市场价值Tobin’sQ和反映激励政策变迁对市场价值带来的影响的TQ×Gov都在5%的水平上与激励结果显著相关。同时，Tobin’sQ的对数几率比 （系数）为-0．573，表明单从公司的市场价值而言，价值越高会阻碍股权激励的实施。然而，TQ×Gov的对数几率比为0．908，说明如果考虑股权激励监管严格规范对市场价值的影响，Tobin’sQ的对数几率比为0．335，此时价值 “高估”行为由股权激励实施的摩擦力变为驱动力。从而论证了假设3中股权激励监管严格规范后对之前市场价值越高的公司其激励结果的改善状况却越显著。

表6 股权激励停止实施影响因素分析

由第 （5）组、第 （6）组和第 （7）组回归模型的结果可知，ROA的系数显著为正，说明盈利能力强的上市公司更易于实施股权激励，与假设2一致。尽管在第 （5）组和第 （6）组中，不考虑Tobin’sQ的情况下，Gov的系数也显著为正，说明严格规范的监管有助于股权激励的实施。但是在第 （7）组回归中，由于其他因素的影响，使得Gov的系数不再显著，相反ROA×Gov却显著。其中ROA的对数几率比为14．627，而ROA×Gov的对数几率比为-15．716，这表明如果考虑股权激励监管严格规范的政策变迁，ROA的对数几率比为-1．089，因此与盈利能力越强的公司相比，盈利能力越差的上市公司更能有效地发挥激励监管严格规范的治理效应，与假设2论述一致。

从第 （1）组和第 （7）组回归模型的结果可知，股权集中度H10与激励实施结果正相关，说明股权集中能够有助于激励的顺利实施。但在第（7）组回归中，由于引入了公司价值和治理水平的影响因素，削弱了委托人与代理人的操控行为，H10的系数不再显著。因此，股权集中度对股权激励停止实施没有显著影响。

六、研究结论与建议

本文基于中国股权激励政策变迁的背景，着眼于上市公司股权激励停止，探讨了公司价值和治理水平与股权激励实施结果的协同效应。利用中国A股市场2006～2011年间344份股权激励实施草案和114份股权激励停止公告，本文发现上市公司股权激励能否顺利实施具有显著的选择性偏见，使得股权激励实施结果有赖于公司过去的业绩水平和过去的市场价值，而且这种历史信息的影响程度随着政策变迁表现出显著的差异性。

在治理水平方面，集中式的股权结构增强了公司内部治理对管理者的监督，而股权激励政策从公司外部环境规范了对激励实施的监管，因此公司治理水平显著影响了股权激励实施结果。就价值水平而言，公司内在价值的盈利能力是股权激励实施的事实依据，而外在的市场价值则是实施激励的结果依据，两者相互作用共同影响了股权激励的实施结果。此外，通过研究股权激励政策变迁对股权激励停止的影响，本文发现对于盈利能力水平越高的上市公司，其股权激励实施结果 （对政策环境变化）的敏感性越小，反之对于盈利能力水平越低的公司则敏感性越大；对于市场价值越高的公司，其股权激励实施结果 （对政策环境变化）的敏感性越大，反之对于市场价值越低的公司则敏感性越小。因而股权激励政策变迁使盈利能力水平低的公司和市场价值高的公司，与政策变迁前相比，更有可能兑现激励契约中所约定的承诺。

通过事件研究本文还发现了两个有趣的现象：一是尽管股票市场对公布股权激励的实施草案具有显著的市场反应，但是上市公司公告股权激励停止作为被动信息，股票市场对其没有显著反应。所以，上市公司在公告股权激励停止期间的会计信息价值不及公布股权激励草案当期的会计信息价值。二是在股权激励草案公布的事件窗内，股权激励顺利实施的上市公司的累积超额收益率均值显著高于股权激励停止的上市公司的均值。

本文的研究结果对于上市公司实施股权激励以及职能部门规范股权激励政策具有借鉴意义。由于股权激励的实施结果不但受到公司治理、盈利能力等多重因素的影响，而且又有会计指标和行权价格等双重条件的制约，所以上市公司应依据企业发展的需要和现状，在股权激励政策的引导下，量体裁衣制定切实可行的股权激励草案。在激励草案制定过程中，如果上市公司股票价格受环境影响高于公司的实际价值，那么，激励草案中的行权价格就应参照公司价值向下调整，反之亦然。然而对于治理水平高和盈利能力强的上市公司，其所设定的行权价格应考虑公司治理和盈利能力的溢价效应，以便股权激励更好地发挥激励效应。

尽管制度环境设置与股权激励草案是上市公司实施股权激励的准则和依据，他们的合理性直接影响到股权激励停止实施的可能性，但是本文没有对此进行深入探讨，这两个方面研究的不足之处构成今后可能的研究方向。

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Corporate Value，Governance Quality and Equity IncentivesW ithdrawal

WANGWei HUANGWen-feng

（School of Business，Jinan University，Guangzhou 510632，China）

Based on agency theory and corporate governance theory，we analyze the relationship between corporate value，governance quality and withdrawal ofmanagerial equity incentives．Using the data of equity incentives execution and withdrawal declared from 2006 to 2011 in China listed firms，we test our hypotheses by investigating the synergy effect on corporate value，governance quality and incentives withdrawal．The study indicates：firstly，we find corporate value and governance quality have a significant impact on the withdrawal ofmanagerial equity incentives，which discloses the selective bias；secondly，institutional change of equity incentives facilitate better firms with low earnings and high values to accomplish their incentives；additionally，we do not find the significantmarket response to the declaration of incentiveswithdrawal in contrast to that to the declaration of execution，meanwhile，event study also shows the weakermarket response to the execution declaration of withdrawn firms compared to the response of those firms executed successfully．

equity Incentives；corporate value；governance quality；incentives withdrawal；institutional change

F276．6

A

1009-055X（2013）04-0012-11

2012-10-29

王 伟 （1978-），男，黑龙江佳木斯人，博士研究生。研究方向：公司治理与企业核心能力。

黄文锋 （1965-），男，安徽安庆人，教授，博士。研究方向：财务管理、公司治理与企业核心能力。