企业经营者内部跟投的制度机理与激励效应*——来自中国房地产上市公司项目跟投的经验证据

□虞晓芬 华玉昆

内容提要 经营者有效激励是经济学长期研究的热点问题。本文针对近年来中国企业治理中出现的经营者内部跟投制度进行机理研究，发现与基于人力资本获取剩余索取权的股票期权制或利润分享制等传统激励制度相比，跟投制度有助于克服收益与风险不对等的契约缺陷，其作用机理在于经营者事前投入物质资本作“抵押”承担经营风险，可增进经营者组织承诺和损失厌恶性，驱动经营者实现自我激励与约束的双重治理目标，并由此降低显性和隐性代理成本。基于中国房地产上市公司项目跟投的实证检验发现：内部跟投制度能降低显性代理成本、提升经营业绩和降低经营风险，但激励效应总体上呈动态递减且偏向于短期激励目标。结论启示是，经营者剩余索取权激励由纯粹基于人力资本转变为经营者事前追加物质资本投入的复合激励契约安排是现代企业人力资本产权激励制度创新的重要路径，但长期激励目标离不开持续的制度供给。

一、引言

自贝利和米恩斯提出企业所有权与控制权分离问题以来（Berle & Means，1932），在以“两权分离”为基本特征的现代企业中，经营者激励问题引发了委托代理理论研究热潮，以詹森和麦克林为代表的代理理论学派致力于降低代理成本的研究结论表明（Jensen & Meckling，1976），让代理人（经营者）参与企业剩余分享，使其获得部分剩余索取权，拥有类似“两权合一”的“古典经营者”企业产权，是激活代理人自我激励动机、有效破解代理问题的重要方式（Mirrlees，1976；Holmstrom & Milgrom，1987）。委托代理理论关于经营者产权激励有助于解决代理问题的思路对现代企业经营者激励机制创新实践提供了重要启示，籍此以职业经理人及其团队参与企业剩余分享为标志的股票期权激励形式和利润分享制在现代企业中得以广泛应用。但常见的股票期权激励方式和利润分享制使经营者事前“免费”获得剩余索取权，经营者承担的损失风险几乎为零而收益潜力几乎无限，存在严重的收益与风险不对等问题（Murphy，1999；冯怡恬和杨柳勇，2018）。

传统的股票期权激励方式和利润分享制之所以存在收益与风险不对等的契约缺陷，其根本原因在于经营者“免费”获得剩余索取权，其相应解决之道自然也就离不开对剩余索取权配置的定价考量（段文斌和袁帅，2004；李云飞和周宗放，2011）。从风险承担能力的可置信角度看，由于人力资本与其所有者不可分离的产权特点使其不具有抵押功能，而物质资本因其所有者“跑得了和尚跑不了庙”，物质资本仍是现代企业参与者承担经营风险的可置信保证（周其仁，1996；张维迎，1996）。因此，要求经营者跟随企业所有者在事前共同投入物质资本“购买”（追加的）部分剩余索取权就成为改进传统上“免费”配置剩余索取权激励契约的必要选择，本文称之为经营者内部跟投制度。长期以来，尽管这种要求经营者在企业内部跟随股东共同投资的思想早已在合伙制企业、私募股权基金公司中得以广泛运用，其对经营者激励与约束的双重作用也在理论上与实务中得以反复证明（Sahlman，1990；郑志刚等，2016），但在“两权分离”为基本特征的现代企业中却难得一见。

近年来，以万科、碧桂园为代表的房地产行业领军企业率先在项目开发运营过程中引入项目跟投制度，要求经理人及其团队在事前投入一定的物质资本承担经营风险的做法，为经营者内部跟投制度在现代企业中的运用提供了中国情景下的实践样本。据不完全统计，截止2017年12月，在百强上市房地产公司中已有近半实施了项目跟投制度（明源地产研究院，2018）。显然，这些实践样例为研究企业经营者内部跟投制度的作用机理与激励效应提供了难得的准自然实验样本。但遗憾的是，尽管项目跟投制度已在中国房地产企业实施多年，理论界却并未对此引起重视，忽视了这一制度创新对破解现代企业“两权分离”情形下委托代理问题所具有的重要理论意义和实践价值。鉴于以上理解和分析，本文试图在理论上阐明“免费”剩余索取权激励契约存在效率损失而经营者出资“购买”剩余索取权（内部跟投）激励契约具有激励与约束双重作用的制度机理，并以2013～2019年我国A股房地产上市公司为样本进行实证检验，从而对现代企业基于剩余索取权分配的经营者内部跟投制度所具有的激励效应提供经验证据和制度建议。

二、机理分析与研究假设

（一）企业“免费”剩余索取权激励机理

现代企业股票期权激励和利润分享制是传统上“免费”配置剩余索取权的经营者激励契约典型形式，它们的共同特点都是经营者在事前无须投入物质资本，事后可以按照事前规定的份额分享企业剩余（利润）。对此，人力资本理论的解释是，由于经营者拥有的人力资本是经营者个人长期投资于自身所积累的无形资本（Schultz，1961），当经营者将其人力资本投入企业时，实际上是一种对个人投资的再投资，理应获得劳动报酬之外的投资回报（剩余分享）（萨伊，2009）。产权经济学理论则认为，企业是人力资本所有者与物质资本所有者共同签订的特别市场合约（Cheung，1983；周其仁，1996），股东凭借其（物质）资本投入获得剩余索取权，那么作为平等签约主体的另一方，经营者同样有权凭借其（人力）资本投入获得相应剩余索取权。因此，在这个意义上，由企业所有者（股东）“免费”配置的剩余索取权实质上并非真的免费，而是由于经营者投入了无形的人力资本作为对价。但是，产权经济学派同时又指出，人力资本与其所有者不可分离的产权特点，决定了人力资本不具有抵押功能而无法为其所有者提供承担风险损失的责任担保（Barzel，1977；周其仁，1996；张维迎，1996）。即是说，当企业剩余为正时，经营者参与剩余分享，而当企业经营失败甚至面临破产时（企业剩余为负），经营者完全可以全身而退带走全部人力资本，企业损失只能以股东事前投入的物质资本来承担。

因此，即便经营者以人力资本投入获得“免费”剩余索取权有其合理性，但因人力资本的风险承担能力不可置信而使经营者收益与风险明显不对等，反而为“两权分离”的现代企业经营者留下了足够的机会主义空间。根据经典委托代理激励契约模型（Holmstrom & Milgrom，1987），经营者（代理人）收益与企业剩余捆绑即：s（π）=μ+βπ，其中s（π）是经营者收益函数，μ是经营者固定薪酬，β是经营者剩余索取权比例，企业剩余（利润）π同时取决于经营者的努力水平α和外生不确定性冲击因子ε即：π=α+ε，（α≥0），其中ε服从正态分布即ε∶N（0，σ2）。此时，经营者与所有者的目标都是企业剩余（利润）最大化，由此便统一了双方的利益目标。但是，在这样的契约安排下，由于企业剩余（利润）变量服从正态分布而使其期望值永远非负即E（π）=α≥0，决策值仅限于有和无、大和小的机会集而不存在损失问题，也就不存在经营者承担损失的责任问题；再者，即使实际的企业剩余真的出现π＜0，由于经营者未能事前投入物质资本作为承担经营风险损失的资产抵押，事后再要求经营者承担损失责任的谈判成本极其高昂，经营者甚至可以零成本地退出契约。因此，“免费”剩余索取权的经营者激励契约足以保证经营者个人“只盈不亏”，很可能促使经营者的决策行为出现以下异化：一是预期分享剩余收益的边际增量小于在职消费的边际节约时，优先选择在职消费最大化；二是预期分享剩余收益的边际增量大于在职消费的边际节约时，因为是“用别人的钱下的赌注”，“赌”赢参与剩余分享，而“赌”输不必担责，并且“赌局”越大，收益期望值还越高，因此过度冒险和规模扩张是其理性选择；三是当企业经营失败时，最优选择是放弃努力，因为努力的增量成本是自己的，挽回的损失（收益）却是股东的。

（二）企业经营者内部跟投激励机理

以上关于“免费”剩余索取权激励契约机理分析表明，尽管“免费”配置方式可以使经营者剩余索取权与剩余控制权最大程度地匹配，但仅仅是经营者“权（剩余控制权）”和“利（剩余索取权）”两者的匹配，而非“责（风险承担）”、“权”、“利”三者的对等（段文斌和袁帅，2004）。反之，当经营者跟随企业所有者（股东）在事前共同投入物质资本为剩余索取权支付对价时，经营者投入的物质资本不但为追加的剩余索取权提供资产抵押，而且也为原本以人力本投入而“免费”获得的剩余索取权同时提供了连带担保，此时任何机会主义行为带来的损失都将无差别地由全部剩余索取权对应的收益和资产来承担，这就使得经营者承担风险的保证变得可以置信，经营者“责”、“权”、“利”三者的统一便具备了现实基础，也就客观上缓解了收益与风险不对等进而压缩经营者机会主义空间。那么，经营者内部跟投制度是如何影响经营者行为与动机并由此实现激励与约束双重作用的呢？对此，组织行为学理论关于组织承诺与行为经济学理论关于经济个体损失厌恶性的相关研究结论提供了重要的理论解释。

首先，根据组织承诺理论，企业组织成员具有三个维度的组织承诺，分别是情感承诺、持续承诺与规范承诺。情感承诺表现为对组织目标和价值观的认同与接受，持续承诺表现为个体随着对组织的投入增加而意识到沉没成本，因而愿意留在组织中奋斗到底的信念，规范承诺表现为员工认同对待工作的一般道德标准，感到有责任留在组织中（Allen & Meyer，1990）。研究表明，具有高组织承诺的组织成员对股东的总体回报远大于低组织承诺的组织成员（Whitener，2001；Jaramillo et al.，2005）。就经营者内部跟投制度而言，当企业经营者在事前向企业投入物质资本后，除了因此追加的剩余索取权份额会增强经营者归属感并由此增进情感承诺和规范承诺外，投入物质资本也将使经营者的沉没成本增加而由此增大其对组织的持续承诺，最终强化经营者对组织的总体承诺度和心理所有权（Vandewalle et al.，1995；Jaramillo et al.，2005）。此时，由于经营者出资增加了其拥有的企业产权及相应责任，经营者是真正为自己的“一亩三分地”而努力，他不但更有动力节约开支（如在职消费）、避免浪费，而且更加“心甘情愿”甚至“乐此不疲”地付出努力，这样，经营者努力的边际成本便趋于下降（努力的负效用系数或痛苦指数降低），结果，“努力”在经营者心理上变得更“便宜”而使经营者向自己“购买”更多的“努力”（周其仁，2002）。

其次，根据损失厌恶理论，在正常的风险水平下，人们失去一件东西时的痛苦程度，要远比得到这件东西所经历的快乐程度更大（Kahneman &Tversky，1979）。实验研究表明，同量损失带来的负效用绝对值是同量收益正效用的2～2.5倍（Gintis，2009）。因此，当经济个体以自己的财产参与企业风险机会时，面对收益时经济个体因害怕损失而选择“见好就收”，但当面对已经发生的损失时，却表现出风险追求反而愿意选择风险更大的机会，试图奋力一搏以扳回已有损失（Tversky & Kahneman，1991）。就企业经营者内部跟投制度而言，损失厌恶理论提供的经济含义是，当经营者跟随企业所有者在事前投入物质资本获得追加的剩余索取权，他将以自己的财产参与企业经营这场“赌局”，由于损失厌恶性，经营者将变得更害怕风险，倾向于风险相对较小的投资项目；而面对已经发生的损失时则表现为风险偏好，倾向于不接受已有损失，更愿意选择不确定的机会“拼一把”，试图挽回已有损失（于鸿君，2000）。因此，经营者内部跟投制度将通过所有权和分担风险的责任保证而提高经营者组织承诺和风险厌恶程度，并由此降低经营者努力的边际成本和过度冒险经营的风险偏好，最终在激励和约束两个方面发挥作用。

（三）企业经营者内部跟投激励效应假设

综上分析表明，企业经营者内部跟投激励的制度逻辑高度趋同于“古典经营者”人力资本与物质资本“合二为一”的产权激励机理。基于这个理解，本文推断，实施经营者内部跟投制度后，收益与风险对等的产权激励契约安排能够减轻企业所有者与经营者“两权分离”程度，缓解所有者与经营者之间委托代理问题，进而降低代理成本、提升绩效。结合现有文献中代理成本的分析范式（李世辉和雷新途，2008），现代企业所有者与经营者之间的委托代理成本除了包括易于被观察到的代理成本（显性），如代理人在职消费等，还包括难以被观察到的代理成本（隐性），如代理人实际努力水平低于最优努力水平的产出损失，再譬如过度冒险经营行为等等，最终将反映在企业经营业绩及其波动性的变化之上。据此，本文认为经营者内部跟投制度不但将促使经营者主动“节流”以降低在职消费水平等方面的显性代理成本，而且有助于促使经营者积极“开源”增进经营业绩的同时适度控制经营风险，降低与此对应的隐性代理成本，因而提出以下研究假设：

H1：当控制其他因素时，实施内部跟投制度可以激励企业经营者降低显性代理成本。

H2：当控制其他因素时，实施内部跟投制度可以激励企业经营者提升经营业绩。

H3：当控制其他因素时，实施内部跟投制度可以约束企业经营者过度冒险经营行为从而降低经营风险。

三、实证研究设计

（一）样本选择

经营者内部跟投制度首先以项目跟投的制度形式在中国房地产行业和少数互联网企业中得以实践。特别是2014年以来，以万科和碧桂园为代表的房地产行业领军企业率先在企业内部实施项目跟投制度，后逐步在众多房地产企业中得以推广应用。这种激励制度的重要特征是：企业高管和负责房地产项目开发运营的职业经理人及其团队为主体的经营者必须在事前投入一定的物质资本至房地产开发项目中，旨在于强制性地让公司高管和自愿性地让普通员工成为项目的特殊股东，推动其由单纯劳动要素投入者转变为人力资本和物质资本的共同投入者，从而实现职业经理人及其团队以特殊的产权配置方式参与项目的利润分享和风险共担，并由此激励经营者更加努力的同时约束其过度冒险经营行为。其理论逻辑与本文探究的企业经营者内部跟投制度机理高度吻合。因此，考虑实例样本的代表性和数据可得性，本文选择在中国A股市场上市的房地产公司为实证检验样本。

（二）实证方法

鉴于房地产企业实施项目跟投制度的实施事件可能是一个自我选择过程，公司绩效和其他特征变量可能共同决定了项目跟投政策的实施决策而出现内生性问题。近年来，倾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）能有效消除自选择相关内生性问题的结论受到学界广泛认可（Lian et al.，2011；何靖，2016），因此，本文选择PSM方法以尽可能消除样本自选择效应。但是，通过PSM方法得到的匹配组样本仅仅基于有限个可观测变量的配对，无法完全剔除项目跟投实施前实施组与控制组样本待检验的政策效应变量本来就存在的特定差异，也无法排除其他可观测和不可观测变量对政策效应变量的影响。考虑到双重差分法（Difference in Difference，DID）可以有效剔除前定差异与时间维度其他影响因素的影响效应，因此，本文进一步采用双重差分法（DID）以得到项目跟投政策实施的净激励效应。通过PSM+DID的实证方法，本文不但能够基本消除样本自选择效应带来的内生性问题、剔除样本之间的事前政策效应变量个体异质性，同时还能够剔除其他可观测和不可观测因素的影响，在理论上能够得到对政策效应或事件冲击结果的无偏估计。此外，为考察经营者内部跟投制度的动态激励效应，本文是从时间维度动态变化的角度对实施第1期、连续实施2期和连续实施3期的样本进行多期PSM后的平均处理效应（Average Treated Effect on the Treated，ATT）和DID检验。

（三）数据来源及相关变量

本文房地产上市公司是指在A股上市并在中国证监会2012年版《上市公司行业分类指引》中分类为“房地产业”的公司。其中，实施项目跟投政策的公司样本通过巨潮资讯网、万得（WIND）数据库、百度互联网搜索引擎和房地产上市公司官网以及上市公司年报中依据“跟投”、“共同投资”为关键词搜索并确定。其他基础数据，均来源于万得（WIND）数据库和国泰安（CSMAR）数据库，当两者不一致时，以年报为准。在数据取样时，以2013－2019年为全样本取样窗口期（涉及移动平均计算的个别变量则前推相应年度）。对原始样本进行筛选时，删除ST类上市公司、B股上市公司、房地产中介公司的样本数据，同时，剔除没有住宅楼盘业务的房地产上市公司，共获得113家A股房地产上市公司的791个样本观测值构成的面板数据。对所有连续变量在1%水平上进行了Winsor缩尾处理。数据的实证分析主要借助Stata16.0完成。

实证分析的相关变量分为四类，包括：政策实施变量、政策决议变量、政策效应变量和政策效应控制变量。（1）政策实施变量，即表征样本公司是否实施项目跟投政策的变量（PCI）。（2）政策决议变量，即影响房地产公司实施项目跟投政策决议的变量。考虑到项目跟投制度的首次实施通常基于上一年的决策，本文以项目跟投（PCI）为被解释变量（政策实施变量），以实施第1期的该变量和滞后一期的37个初始协变量构建Logit模型（限于篇幅，初始协变量未予列示），并使用后向循环回归法逐个剔除对模型残差平方和贡献较小的滞后一期协变量。最终筛选出整体模型最优且在5%水平上显著的6个对项目跟投政策实施决策起关键作用的政策决议变量分别是：时期（TIME）、总资产规模（TA）、董事会规模（BOARD）、营业利润率（RBP）、员工薪酬占主营业务利润的比重（REP）、流动资产周转率（TR_LA）。（3）政策效应变量，即本文研究假设中对应的项目跟投政策实施后待考察的绩效变量（也称为结果变量）。本文结合项目跟投激励的制度特点，借鉴以往研究的做法，采用以下三个政策效应变量：①借鉴李世辉和雷新途（2008）文献的做法，以管理费用来刻画“在职消费”影响的显性代理成本，选取管理费用率（RAC）作为主要检验变量；②借鉴Lian et al.（2011）的做法，以股东收益率来刻画经营者“努力水平”对应的经营业绩，选取扣除非经常性损益后的净资产收益率（ROE）作为主要检验变量；③借鉴Beaver et al.（1970）的做法，采用净资产收益率相对过去3年移动平均值的波动水平代表的业绩波动率来刻画经营风险（RISK）。（4）政策效应控制变量，即影响项目跟投激励效应的其他可观测变量。本文参考Lian et al.（2011）等已有文献中关于经营者股票期权激励效应研究中常见的控制变量，引入包括公司个体特征变量、公司治理变量、公司其他绩效变量、宏观和中观环境影响因素相关变量等。以上四类变量定义见表1。

表1 变量名称及其定义

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2给出了初始样本相关变量的描述性统计结果。其中，项目跟投这一政策实施变量的统计结果表明，中国房地产上市公司中实施项目跟投的样本少于未实施样本，使远多于实施组样本量的未实施组样本可能为PSM方法匹配控制组样本提供足够的选择空间。从样本其他主要变量的统计结果来看，中国房地产上市公司总资产规模平均而言分布较为均匀，但经营绩效偏差较大，其中表征显性代理成本的管理费用率和期间费用率的标准差都超过平均值，且平均值超过中位数，说明有部分样本公司的显性代理成本过于偏高。同样地，表征经营业绩的标准偏差均超过平均值，其中加权平均净资产收益率的平均值小于中位数，说明有相当部分房地产上市公司平均净资产收益率偏低，经营业绩差异较大。从以上变量的描述性统计结果来看，样本总体中各样本公司经营绩效的差异较为明显，这其中是否有来自于项目跟投激励作用的影响，需要进一步实证检验。

表2 主要变量的描述性统计

（二）PSM匹配

首先，通过Logit后向循环回归优选的政策决议变量构建的PSM模型计算出每个样本的PS值（概率值）后，对每一家实施项目跟投政策的公司在全样本中进行分期匹配并删除未获得匹配的样本，获得2013－2019年实施组与控制组的3期配对组样本（配对组样本是指实施组与控制组构成的混合样本）。基于此配对数据，再对配对结果进行共同支撑假设检验和平行假设检验，结果表明，以上3期配对组样本匹配效果良好。限于篇幅，本文以实施第3期的配对组样本为例予以说明，其共同支撑假设检验结果显示97%的实施组样本观测值得到匹配，且实施组与控制组两者倾向得分值共同取值范围达95.55%（实施组样本与控制组样本倾向得分值值域的交集占两者并集的比例）；平行假设检验结果显示，配对组样本的协变量标准化偏差均小于10%（见图1），表明匹配后的配对组样本协变量对项目跟投的政策决议不再具有明显的解释力（R方由匹配前的0.253降至匹配后的0.004）。

图1 匹配前后分组样本协变量标准化偏差变化（实施第3期为例）

（三）ATT比较（k近邻匹配）

为实施组找到配对的控制组样本后，在理论上，可以认为两组在实施项目跟投政策之前是无差异的、具有可比性的，那么实施组样本实施项目跟投政策后的绩效和控制组样本在同一个时期绩效的差异就可以解释为只是项目跟投政策带来的影响。为此，我们将匹配后的两组样本进行平均处理效应（ATT）检验，以验证关于实施组样本的绩效好于控制组的假设，表3报告了三大假设检验的结果变量平均处理效应（ATT）及其动态变化。

从表3结果可知，平均而言，匹配后的实施组和控制组样本的管理费用率RAC在实施第1期、实施第2期和实施第3期的ATT分别在10%、5%、10%的水平上显著为负，表明实施组样本管理费用率显著低于控制组样本，并且激励效应在时间维度的动态变化中呈现出渐弱趋势。净资产收益率ROE在实施第1期、实施第2期和实施第3期的ATT值分别在10%、1%和5%的水平上显著为正，表明实施组样本的经营业绩平均而言均好于控制组，并且激励效应同样在时间维度的动态变化中最后一期出现衰减现象。企业风险水平RISK在实施第1期、实施第2期和实施第3期的ATT值均为负值，说明风险水平相对控制组样本要低，但只在实施第1期显著为负，相应显著性水平为10%，而在实施实施第2期和实施第3期均不再显著，说明项目跟投制度在首次实施期间对风控发挥了显著作用，但随后作用趋弱。从表3的ATT检验结果来看，本文提出的研究假设H1、H2和H3均得以初步证实，即实施经营者内部跟投制度（项目跟投）有助于经营者降低代理成本、提升经营业绩和降低经营风险，且激励效应在时间维度上呈现动态递减的特点。

表3 实施项目跟投激励的绩效变量ATT检验结果（PSM－k近邻匹配）

虽然以上PSM匹配后对配对组样本的ATT检验结果初步验证了本文假设，但正如前文所述，由于PSM方法只是基于有限个可观测变量的Logit回归模型计算的倾向得分值匹配的控制组，虽然相当程度上减弱了传统OLS回归时存在的样本自选择偏误问题，但并不能完全排除，这就使得实施组和控制组在准自然实验之前仍然存在一定的差异，特别是对于待检验的政策效应变量而言，实施组可能在事前一定程度上好于或差于控制组，而政策效应变量的ATT值只是两组样本在某一个时间节点上的平均水平值之差，这一差值可能包含了两组样本在政策实施之前本来已存在的前定差异，这是其一。其二，即便完全剔除了两者在政策效应变量上的前定差异，但通过PSM匹配后的两组样本，在政策实施期间的其他可观测及不可观测变量的影响水平也不可能完全一致（正如对PSM匹配效果进行平行假设检验的结果一般不可能出现协变量偏差完全为0），这就使得两组样本的政策实施变量之外的其他因素对两者政策效应的影响水平不完全一致，导致ATT值可能还包含了其他因素产生的影响效应。因此，PSM匹配后的ATT检验结果仍需进一步通过剔除前定差异和其他因素的影响，以得到项目跟投政策实施的净效应，为此，下文进一步进行DID检验。

（四）DID检验

参考已有研究（何靖，2016），以PSM筛选出的项目跟投实施组与控制组样本数据构建面板，其中，实施组以虚拟变量TREATED=1表征，控制组以虚拟变量TREATED=0表征。同时，设置时间虚拟变量T，令实施项目跟投激励政策及之后的年份T=1，未实施年份为T=0。为进一步检验假设H1、H2和H3并考虑时间动态变化，得出实施项目跟投政策产生激励的净效应，结合前文相关变量界定，本文设定DID回归模型如下：

其中，Performanceit代指房地产企业i在第t期的绩效表现，包含前述三个方面绩效维度（政策效应变量），即显性代理成本之在职消费，隐性代理成本之经营业绩和风险水平。当在职消费水平越高时，说明企业经营者的显性代理成本越大，而经营业绩越差、经营风险水平越高时，则说明企业经营者的隐性代理成本越大。T1、T2和T3分别对应于房地产企业实施项目跟投政策第1期、第2期和第3期的虚拟变量。X代指一组随时间变化且可观测的影响房地产企业绩效表现的控制变量向量，ci是不随时间变化的个体固定效应，εit代指随机误差项。

从式（1）可以看出，实施第1期期间，就控制组样本而言（TREATED=0），在控制了其他影响因素的前提下，实施项目跟投年份前后的绩效边际表现分别为α0和α0+α2，因此，未实施项目跟投的房地产企业在实施项目跟投第1期年份前后对应的绩效边际存在α2的差异，即diff0=α2，这一差异是指不实施项目跟投原本存在的时间趋势差异。对于实施组样本而言（TREATED=1），实施项目跟投第一期年份前后的绩效边际表现分别为α0+α1和α0+α1+α2+α5，差异为diff1=α2+α5，这一差异同时包含实施项目跟投的激励效应α5和时间趋势差异α2，即实施项目跟投政策对房地产企业绩效产生的净激励效应为：DID=diff1-diff0=α2+α5-α2=α5；同样地，实施第2期和第3期项目跟投政策对房地产企业绩效产生的净激励效应分别是：α6和α7。这意味着房地产企业实施项目跟投政策的动态激励效应分别对应于TREATEDitT1it、TREATEDitT2it和TREATEDitT3it的系数α5、α6和α7。因此，从理论预期的角度，如果实施项目跟投政策产生了相应的激励效应，不同实施期间对应于显性代理成本之管理费用RAC的回归系数α5、α6和α7显著为负，对应于隐性代理成本之企业经营业绩ROE的回归系数α5、α6和α7显著为正，对应于隐性代理成本之企业经营风险RISK的回归系数α5、α6和α7显著为负。

通过PSM处理获得的配对组样本对式（1）进行DID回归时发现，如果采用混合截面数据OLS，非观测效应可能与解释变量相关而导致估计结果有偏且不一致，有必要对面板数据进行组内去心以消除非观测效应的影响并得到一致估计。经过Hausman检定，本文最终采用面板固定效应回归。在进行DID固定效应回归时，由于政策虚拟变量TREATED不具有时变性，TREATED会被计量程序自动删除，但不会影响模型回归结果及其有效性（何靖，2016）。表4报告了配对组样本项目跟投政策实施第1期、实施第2期和实施第3期的DID模型最终回归结果，其中列（1）、列（3）和列（5）是没有加入控制变量的回归结果，列（2）、列（4）和列（6）是加入了控制变量的回归结果。结果表明，无论是否加入控制变量，在实施项目跟投政策的第1期和第2期，对应于显性代理成本之管理费用RAC的回归系数α5、α6都显著为负，对应于隐性代理成本之企业经营业绩ROE的回归系数α5、α6都显著为正，对应于隐性代理成本之企业经营风险RISK的回归系数α5、α6都显著为负，且实施第2期比第1期的激励效应更强，但在实施第3期却都不显著，并且相应系数值还大幅降低。因此，表4回归结果传递的完整含义包括：一是在项目跟投政策实施当年和次年，本文假设H1、H2和H3均得以证实；二是实施项目跟投政策的激励效应存在先递增后递减的动态变化。

表4 实施项目跟投激励的绩效变量DID检验结果

之所以出现上述政策效应产生分化的现象，本文认为：一方面，项目跟投政策的激励效应最初出现递增的现象，其原因可能在于部分样本企业实施第1期的时间不满一年，以致政策实施效应未能反映当年全年的激励作用，而实施第2期全部样本企业都经历了完整的一个自然年度，激励作用得以较充分的体现，这是其一；其二，由于实施项目跟投政策需要改进和调整的工作都安排在实施第1期期间，也在一定程度上限制了实施第1期的激励效果。另一方面，项目跟投政策在实施第3期出现激励效应急速减弱的证据，其原因可能在于经历2-3年的完整实施周期后，面临着参投机制、回报机制和退出机制进一步规范化的现实需要，如限制经理人及其团队参与项目跟投的占股比例，收紧第一轮过于宽松的回报机制，提高退出门槛，而且此时跟投人大多已经获得相应投资回报并已自然退出原有项目跟投，又恰逢国家调控力度增大、经营风险暴露，部分跟投人开始见好就收，不再参与新一轮跟投，最终削弱了第3期项目跟投政策的整体激励效应。此外，项目跟投作为一种新型激励机制，样本企业中连续实施满3期的实施组样本数量偏少，可能存在小样本偏误。但这不影响实施第1期和实施第2期检验结果支持研究假设的结论。

从以上DID检验结果来看，各检验变量的检验结果与ATT检验结果呈现动态递减的趋势是一致的。尽管检验结果在时间维度上呈现动态递减趋势，但上述结果已经足以证明，房地产企业实施项目跟投政策有助于激励职业经理人及其团队抑制代理成本、提升经营业绩和降低经营风险，特别是在实施第1期和第2期，项目跟投政策产生了显著的激励效应。综上，本文实证结果印证了前文对“两权分离”的现代企业经营者内部跟投政策的激励机理分析，即通过经营者投入物质资本到企业，以自有物质资本作为风险抵押参与企业经营这场“赌局”，让“剩余索取权”不再完全“免费”，让“风险承担”不再毫无“担保”，真正实现经营者收益与风险对等，保障“责、权、利”三者对应，使企业剩余分享制真正发挥激励与约束双重作用。由此可见：房地产企业项目跟投制度的有效性为企业经营者内部跟投制度的激励效应提供了有力的经验证据，但激励效应总体上呈动态递减现象，且激励时效更偏向于短期目标。

（五）稳健性检验

为了确认研究结论的稳健性，本文对研究方法PSM+DID的PSM部分采用新的匹配技术——核匹配和半径匹配，以检验与前文使用的最近邻匹配结果是否一致，进而排除因匹配技术不同可能存在的偏误；其次，采用与前文检验变量密切相关但内涵更具有广度或界定更为严格的经营绩效变量对研究假设进行二次验证，以此在经营绩效层面上更大范围、更高程度地验证假设。其中，显性代理成本采用以经营者在经营期间能直接影响的期间费用率（RPC）进行稳健性检验，是为了避免出现经营者节约了管理费用的同时而提高销售费或财务费用的情况导致实际的代理成本不降反升的可能性。经营业绩采用加权平均净资产收益率（ROE_WA）进行稳健性检验，是因为考虑到上市公司净资产常常受到发行新股、增发股和股票回购等资本业务的影响，因此以加权平均净资产收益率（ROE_WA）作为检验变量以尽可能剔除偶然性资本变动带来的异常波动性冲击。与经营业绩变量对应，经营风险水平采用加权平均净资产收益率的波动率（RISK_WA）进行稳健性检验。经过以上多种方式方法的稳健性检验结果表明，无论是调整检验方法还是调整政策效应的检验变量，本文研究结论在总体上稳健（限于篇幅，检验结果未予列示）。

五、结论与启示

以剩余索取权为核心契约要件的经营者激励制度已经成为现代企业核心人力资本激励机制创新的重要基石。本文对其制度机理分析表明，传统上基于经营者人力资本而“免费”配置剩余索取权的股票期权制或利润分享制等传统激励制度存在收益与风险不对等的契约缺陷，为经营者留下了足够的机会主义空间。而由经营者事前投入物质资本“购买”剩余索取权为核心契约要件的新型激励制度形式——经营者内部跟投，因经营者事前向企业投入物质资本，使经营者不但为其追加的剩余索取权对应的风险承担提供了“资产抵押”，而且还为原本以人力资本“免费”获得的剩余索取权对应的风险承担提供了连带担保，从而使经营者承担经营风险的履责能力变得可以置信，经营者收益与风险趋于对等，经营者机会主义行为受到抑制，生产性努力则受到激发。其作用机理在于通过经营者投入自有物质资本内生的组织承诺和损失厌恶性，驱动经营者在企业经营过程中发挥自我激励与约束的双重作用，促其积极降低显性与隐性代理成本。对此，文章基于中国房地产上市公司项目跟投制度的实践样本，采用倾向得分匹配法（PSM）和双重差分法（DID）相结合的实证方法，以消除样本自选择偏误的内生性影响，剔除项目跟投政策实施因素影响效应之外的时间趋势效应和其他可观测以及随机因素的影响效应，得到项目跟投政策的净激励效应。结果发现，以经营者事前投入物质资本获得剩余索取权为核心契约要件的内部跟投制度对经营者降低显性代理成本、增进企业业绩和降低经营风险等方面具有显著的激励与约束作用，但激励效应在时间维度存在动态递减变化趋势，且时效性偏向于短期。

本文结论对深化现代企业人力资本产权激励制度变革、破解委托代理关系困局的理论探究或有一定的参考价值，对现实中企业经营者激励契约制度的实践创新提供了或可资鉴的经验性启示。其一，文章触及了理论上仅仅强调经营者剩余索取权与剩余控制权相匹配而忽视剩余索取权定价机制的研究缺口，发现“免费”剩余索取权的过度配置为现代企业经营者留下了充分的机会主义空间，因此，未来更可取的研究范式是将剩余索取权对应的风险承担能力进而定价机制问题纳入现代企业委托代理理论特别是经营者激励契约理论的研究范畴。其二，结论为制度实践提供了方法论指引，即在现代企业经营者激励契约制度创新实践中，不但要高度重视经营者人力资本价值体现，允许为经营者“免费”配置部分剩余索取权以对应其人力资本投入，而且还要格外重视经营者人力资本难以承担经营风险的客观现实，考虑经营者追加物质资本投入为核心契约要件的复合激励契约安排，真正实现激励契约对经营者激励与约束的双重作用。其三，实证结果还预示，如不能设定具有长期锁定利益的回报机制和退出机制，以剩余索取权为核心激励契约要件的激励制度并非长期激励机制的代名词，即便以经营者投入自有物质资本为对价获得剩余索取权的激励契约———经营者内部跟投制度，依然不能保证长期激励目标的实现。因此，为了避免以剩余索取权为核心契约要件的激励制度沦为一种过度短期的激励措施，需要在回报机制和退出机制设计上进一步引入长期激励思路，并提供长期持续和动态优化的制度供给。