《基于PSM-DID模型的股权激励与企业价值关系实证研究》13000字【论文】

PAGEPAGE23基于PSM-DID模型的股权激励与企业价值关系实证研究摘要2019年8月伊利股份发布股权激励计划，授予公司的核心管理骨干限制性股票1.83亿股引发热议。毫无疑问，股权激励作为公司治理的一种薪酬机制，在公司的管理与发展中扮演着重要角色，现金持有政策就是其中重要的一项。现金作为上市公司最具流动性的资产，对公司的生存和发展具有重要影响它的实施究竟会如何影响公司的现金持有行为,研究结论尚存在分歧,本文在一个综合框架内研究股权激励对公司现金和价值的影响.本文梳理和论述了有关股权激励对现金持有水平及企业价值影响的相关文献和对股东股权激励影响。选取2008-2017年上市公司为研究样本，构建理论模型，运用PSM-DID模型进行回归分析，检验股权激励与企业价值之间的关系，得出以下结论：（1）上市公司实施股权激励能够发挥积极的治理作用，降低现金持有水平，提升现金持有价值；（2）股权激励与现金持有水平的负相关关系、与金持有价值的正更显著；（3）股权激励通过提高公司的投资效率，从而提升现金持有价值。，关键词：股权激励；现金持有水平；现金持有价值；目录TOC\o"1-3"\h\u26391摘要 I829目录 III12425一绪论 1247981.1选题背景与意义 1115601.2研究内容与方法 122621二文献综述 3169852.1理论基础 3323582.2相关文献 430898三理论分析与研究假设 882433.1股权激励和现金持有水平 8215553.2股权性质、股权激励与现金持有研究 9205713.3股权激励和现金持有水平及企业价值 103160四研究设计 1172234.1数据来源与样本选择 11249704.2变量定义 11126554.3模型设计 129743五实证结果 1339555.1描述性统计 13248165.2相关性分析 13228285.3回归分析 1413535.4稳健性检验 1614775六结论与建议 20一绪论1.1选题背景与意义1.1.1选题背景当前，已有学者主要基于代理理论就股权激励对现金持有水平的影响进行了相关的研究，但得出的结论并没有达成一致。一类是关注股东与管理层之间的第一类代理问题，认为股权激励能对风险规避的管理者进行风险激励，降低持有的现金水平(Tong,2010)；另一类则是从股东与债权人的第三类代理问题出发，认为债权人预计实施股权激励的管理层会过度追求收益，进行高风险的投资，因此会要求公司持有更多的现金以保证安全稳定的经营(Liu和Mauer，2011)，但二者所产生的经济后果与价值效应有所不同。因此，为了探究股权激励对现金行为的影响，本文将股权激励对现金持有水平和现金持有价值的影响研究放置在一个整体分析框架中。我国对于实施公司股权红利激励引导计划仍然存在特殊的政策制度变化背与美国等发达国家政策相比,即对于业绩型公司股权红利激励计划要求只有是在达到特许行权公司业绩评定条件之后才能直接获得公司相应的业绩授权，探究股权激励对现金行为的影响,本文将股权激励对现金持有水平和现金持有价值的影响研究放置在一个整体分析框架中,综合分析为当前不一致的结论提供增量证据,厘清彼此之间的作用关系从而为监管机构管理与规范股权激励制度、股东制定与实施股权激励、债权人及其他利益相关者评估和监督股权激励提供帮助与建议,具有一定的现实意义。1.1.2选题意义从理论意义来看。利用PSM-DID研究公司实施股权激励对现金持有水平及价值的影响，股权激励实施效果的改善具有一定的参考价值，有助于监管部门、股东、债权人等利益相关者更加清晰地了解股权激励的实施效果，从而为监管机构管理与规范股权激励制度、股东制定与实施股权激励、债权人及其他利益相关者评估和监督股权激励提供帮助与建议。1.2研究内容与方法1.2.1研究内容股权激励是否能解决委托代理问题，降低企业的现金持有水平,提升企业的价值，而股东对企业的控制强度是否会影响股权激励的效果？基于这一系列问题，论文将从以下的内容展开讨论与研究：本文研究主要围绕四个问题展开,包括以下六个部分:第一章为绪论,总启全文内容,主要叙述本文研究的选题背景、方法以及存在的创新。第二章为文献综述,选择2005年后执行股权激励计划的上市企业为样版,在基础理论剖析的基本上,以股权激励计划所涉及到的期权总数占企业总市值的占比考量股权激励水准,以授于高管的股权激励总数占鼓励总产量的占比来考量高管鼓励占比,一方面,深入探讨股权激励对企业持有现金水平,现金持有价值,投资回报率三个层面来检测在我国上市企业执行股权激励的公司治理结构效用;另一方面,根据区别股权激励对企业价值评估水准的立即效用和根据代理成本、盈余管理、项目投资高效率等途径调查在我国上市企业股权激励效用的功效途径,其经济发展的发展趋势出示一定的保障。第三章主要为深入研究基本假设,就公司股权投资激励对公司现金资产持有成本水平和资产价值的影响关系分别进行三个理论基础分析并分别提出三个相关研究假设第四章是作为科学研究所的设计,阐述本文的数据来源、样本处理、回归模型与变量定义。第五章结论与建议，研究基础上可以提出一些相应学术论文建议,就本文的不足和问题进行深入分析。1.2.2研究方法本文采取规范分析和实证分析相结合的研究方法,对股权激励、现金持有水平和现金持有价值相关理论和文献进行归纳整理和分析,全文按照"内容梳理——理论假设——实证分析"的逻辑顺序来展开论证,通过国泰安数据库获取数据,并运用计量软件(Stata)进行实证检验。(1)文献研究法:对各种各样现有的有关的参考文献开展收集、剖析和科学研究,从这当中选择有使用价值性的信息内容,进而使某类调查分析目地的方式得到完成,其关键处理的难题便是如何在很多的参考文献里将与课题研究相符合的材料找出去,另外要有效的剖析和融入这种材料。文中对很多的专家教授的著作、毕业论文和有关的刊物等开展了参照。依据本身具备的知识体系、把握的材及其了解课题研究的水平,将必须查看的参考文献范畴开展了确立,以后根据学校图书馆和互联网开展查找。

二文献综述2.1理论基础股权激励是公司薪酬契约中的重要组成部分,也是学者研究和探讨的重点,股权激励作为公司治理的一种机制,会对公司的经营决策产生影响,同时也受到自身特征和公司内外多方因素的影响。2.1.1信息不对称理论信息不对称理论最早由Akerlof，Spence和Stigliz这三位美国学者提出，信息不对称理论为股权激励和现金持有行为的关系提供了最根本的理论支撑。由于信息不对称的存在，相较于外部融资而言，内部积累的现金成本更低，受到的监督也更少，因此管理层会选择持有更多的现金（Almeida等，2004）。但是过多的现金又会加重公司的代理问题。当公司持有较多的现金时，追求自利的管理层更容易出现侵占现金或对净现值为负的项目进行过度投资（Jensen,1999）。而股东（董事会）制定的股权激励计划将管理层利益与公司绩效和股价直接联系，股东能够从股价和绩效中直观地了解管理层的努力程度和工作履行状况（陈文强和贾生华，2015），降低二者间的u7信息不对称，实施更加有效的监督，优化管理层的现金持有行为。2.1.2委托代理理论Jensen和Meckling（1976）基于现代公司中所有权与经营权相分离的特质提出了委托代理理论。在公司的契约关系中，股东作为委托人，拥有公司的所有权，具有专业知识的经理人作为受托人，直接管理公司的日常经营，双方所追求的利益不一致导致代理问题的出现。对管理层而言，他们的行为是为了增加自身收益，维持稳定的职业生涯，因此在面对一些风险项目时会选择放弃，持有更多的现金（朱晓娟，2018），但是将现金拿在手中所产生的价值十分有限，使用效率不高，投资行为受到影响（刘井建等，2017）。而委托代理理论则是研究如何通过公司的治理机制来解决代理问题，缓解股东与管理层的代理冲突。基于这一理论，股东对管理层实施股权激励，协调二者间的利益，减轻二者间的代理冲突（Tong,2010），从而产生更大的经济价值。2.1.3最优契约理论基于委托代理理论的研究与分析，学者们在公司管理的委托代理关系中提出了最优契约理论（Jensen和Meckling，1976）。这一理论认为，在信息不对称的情况下，管理层与股东之间会出现代理问题，而公司股东与管理层的委托代理关系实质上是一种契约行为，通过制定合理科学的薪酬契约，协调二者的效用函数，股东也可以对管理层的努力和经营状况有充分的了解和监督，缓解二者间的信息不对称和代理问题（苏坤，2015），降低代理成本、提高投资效率从而促进公司整体的价值增长（徐倩，2014）。同时，股权薪酬契约也需要条件支持。一方面，契约的内容设置要合理有效，这就需要在股权激励计划的制定过程中，董事会等要科学合理的设置行权条件、期限等（刘井建等，2017）；另一方面，外部的治理机构发挥积极的监督作用，约束管理层权力，防止契约成为管理层追求私利的工具（Bebchuk和Fried,2003）。2.2相关文献2.2.1股权激励股权激励计划自身特征的影响研究最早是由Jensen和Murphy(1990)开启,包括激励手段、有效期、激励强度、行权指标设置等因素。我国主要是股票期权和限制性股票两种。分别明确指明了激励活动对象在将来某段一定时间内以合同约定的激励价格享有购买上市公司股票的两种权利,和按照规定条件获得的受到部分限制的公司股票。当代目前我国民营企业绝大多数民营企业普遍使用拥有股东直接委托法定资产经营代理契约经营权的理论,在其与法人公司的委托资产代理契约委托经营代理关系中,具有一定专业知识的资产经理人可以作为法定受托人,直接管理公司的日常经营,双方所追求的利益不一致导致代理问题的出现。但却沒有剩下索取权,因此相对地也不用担负自身的管理决策给企业产生的风险性。一般来说,企业管理人员都是有固定不动的薪酬管理制度,因此她们和企业使用者中间权益的目标函数并不一致,再再加上二者得到的信息内容也不一样,因而企业内控管理难题五花八门。企业的管理人员为了更好地完成本人的权益会以放弃企业使用者权益为成本,乃至有可能作出不利于公司股东权益的风险防控措施和信息不对称的个人行为,这类状况司空见惯。2.2.2现金持有水平与价值1.现金持有水平现金持有行为是公司一项重要的财务决策，现金持有水平则是公司管理层决定持有的现金数量，受到多方因素的影响。在Opler等（1999）的论文中，首次全面的将公司财务特征与现金水平进行实证回归，研究表明公司规模与现金水平存在负相关关系，规模的增大会提高公司治理水平，降低外部融资成本，降低现金持有水平（Tong,2010；杨兴全等，2016）。辛宇和徐莉萍（2006）研究表明公司增长机会与现金持有水平为正相关关系，当公司存在较多的投资机会时，会持有更多的现金以满足未来资金的需求（Bates，2009；Huang等，2013）。另外学者研究发现，财务杠杆与现金持有水平负相关（杨兴全等，2007；Chen等，2015），股利分配与现金持有水平正相关（Ozkan和Ozkan，2004；Huang等，2013；）管理层权力理论认为，管理层权力在一定程度上是股东与管理层之间代理冲突的体现（杨兴全等，2014），管理层权力越大，受到的监督与约束越小，更容易实施符合自身利益的决策，持有大量的现金使管理层不需要面临融资的压力和监督，有更多的操作空间谋取私利，因此管理层权力与现金持有水平正相关（Harford等，2008）。但良好的公司治理能够使追求自利的管理者做出满足股东利益最大化的决策，减少因机会主义所储备的现金（Ozkan和Ozkan,2004；杨兴全等，2015）。Shleifer和Vishny（1986）认为股权集中度的增加使得股东财富与公司更加密切，对管理层进行监督的动力和能力增强，更能够约束管理层的机会主义行为，降低其现金储备（沈艺峰等，2008）。Kusnadi和Mak（2005）认为独立董事比例增加能够提高董事会决策的透明度和独立性，发挥独董对董事和其他成员私利行为的约束，减少现金持有量,提高公司价值(Lee和Lee，2009)。2.现金持有价值随着理论和实证研究的发展，学者发现各种因素可能会改变现金持有负面价值效应。Harford等(2008)研究表明现金的市场价值会随公司治理质量的提高而增加。随着公司治理水平的提升，公司内外利益相关者之间信息不对称程度降低，经营状况更加透明，监督加强使管理层投融资行为更加理性，从而提高现金持有价值（Pinkowitz等，2006）。刘总理等（2018）认为环境不确定性也会加强现金的正向价值效应。随着行业竞争强度的增加，成长性行业公司会持有更多的现金，竞争效应也更加显著，且这一效应也提升了现金持有的价值（杨兴全等，2016）。此外，市场化进程能够减轻由于管理层权力造成的高额现金持有的负面价值效应（杨兴全和张丽平，2014）。Faulkender和Wang（2006）的研究支持信息不对称理论，他们发现，在控制其他因素后，融资约束公司的现金持有所产生的边际价值明显高于非融资约束公司。况学文等（2009）的研究也表明现金持有的边际价值会随融资约束程度增加而提高（顾乃康和孙进军，2008）。2.2.3股权激励与现金持有代理成本的存在使得风险规避和追求自利的管理层会持有更多的现金（Jensen，1999），而股权激励计划通过赋予管理层一定的公司股权，改变之前管理层仅仅依靠合同约定薪酬和职位稳定性来获取收益的情况，将管理层收益与公司绩效和股东利益相联系，降低管理层与股东之间的代理成本，减少持有的现金（Tong,2010,刘井建等，2017）,促使管理层追求公司价值最大化（Jensen和Murphy，1990；Bebchuk和Fried，2003）澳大利亚2011年薪酬修正法案对高管薪酬和现金持有关系的影响。他们分别使用期权、期权和股份、总薪酬和奖金四个变量来衡量高管薪酬，研究发现，法案出台后，公司的薪酬方案中更多地使用股权激励，将高管薪酬与公司的未来经营联系在一起，进行风险激励，减少高管的现金持有量。我国学者刘井建等（2018）的研究结果也支持了股权激励的风险激励作用，股权激励与现金持有水平负相关，并进一步考虑了股权激励合约特征在其中产生的影响，他们发现行权约束和实施的连续性会加强股权激励与现金持有水平负相关关系。但另有学者从流动性政策的角度出发，他们认为股权激励的风险激励作用可能会使得管理层过度承担风险，引发过度投资，使公司的经营和现金流陷入危险的状况，此时债权人会对管理层的风险承担产生担忧，为了维护公司现金流和经营稳定，债权人会要求管理层持有更多的现金。Liu和Mauer（2011）研究发现股权激励与现金持有水平存在正相关关系。结由此可见，关于股权激励与现金持有水平的关系，现有文献中的研究结论并不一致，原因可能是研究样本的所处地区不同、衡量方式的不同以及思考角度不同。在我国情境下，针对股权激励对现金持有水平的影响研究，刘井建等（2017）主要是探究股权激励及其合约特征对现金持有水平的影响，他们的结论支持了股权激励对代理成本的抑制作用，从而降低现金持有水平。纵观上述研究文献可以看出，当前学者分别对现金持有和股权激励相关理论、影响因素和经济后果进行了大量的理论分析与实证检验，并取得丰富的研究成果。但关于股权激励和现金持有二者关系的研究较少，特别是现金持有价值，同时现有研究并未得出一致的结论，并且国内学者的研究较少将股权激励对现金持有水平和价值的影响。三理论分析与研究假设3.1股权激励和现金持有水平近些年,相关高管持仓与企业使用价值中间存在不同认识。权益协作理论(ConvergenceofInterestsHypothesis)觉得,伴随着高管持仓总数的提升,管理人员与使用者的权益协同作用(AlignmentEffect)或鼓励效用提高,有益于减少代理成本,提升企业使用价值(JensenandMeckling,1976),因而,高管持仓与企业使用价值成正比。Mehran(1995)、Katoetal.(2005)等的科学研究都适用这一见解。中国的工作经验直接证据也说明彼此之间呈成正比关联,如高雷和宋顺林(2007)选用截面数据实体模型和平均实体模型紧密结合的方式对在我国上市企业开展了实证研究检测,发觉管理层持仓经营规模与企业使用价值水准明显成正比,周仁俊等(2010)的科学研究也得到了同样的结果。而经营人防御力理论(ManagerialEntrenchmentHypothesis)则觉得,高管持仓总数越多,內部人操纵的水平就越高,进而更趋向于挖空企业,即高管持仓的堑壕效用(EntrenchmentEffect)或侵吞效用提高,不利于企业使用价值。股权代理激励机制作为上市公司内部治理的一种具有长效性的薪酬分配机制,一方面不仅能够有效缓解上市公司的股权代理关系问题,对公司管理层业务行为以及决策效率产生一定影响,另一方面它也会大大降低公司现金资产持有率的水平,首先是与风险投资偏好不同的这是由于股东与公司管理层之间比较典型的股权代理关系问题。其次是非现金资产作为公司流动性最高的固定资产,很容易被公司管理层用来追求一己私利、建设"个人帝国"等所利用,因此管理层倾向于持有更多的现金,,通过行权条件、有效期等设置促使管理层追求公司价值最大化(苏坤,2015)。因此本文观点认为全体股东股权协同激励假设更好地符合当前当下我国的资本市场经济环境,股权协同激励可以使股东管理层与全体股东之间得以形成股东风险共同承担和股东利益资源共享的运作机制;也是减少股东管理层因没有代理投资动机而需要持有的巨额现金的一种机会主义投资行为,促使公司合理有效地使用所持有的现金,提高现金持有价值。由此,提出假设:H1:实施股权激励会降低公司现金持有水平,提升现金持有价值。权力化激励机制作为一种公司治理激励机制,能够有效缓解了大股东与公司管理层的股权代理竞争问题,通过行权条件、有效期等设置促使管理层追求公司价值最大化,股东也能够通过股价对管理层的努力进行更准确的评价,加强监督,从而促使管理层更加积地履行忠诚和勤勉义务,减少因自利而持有的现金。3.2股权性质、股权激励与现金持有研究总得来说,股权激励做为一种长期性激励制度,历经许多专家学者的论述,它不但可以鼓励企业管理人员更为认真工作,使企业管理者与公司使2用者利益相关,减少授权委托代理成本,还可以根据股价的变化传送公司的经营状况和经营人的工作中勤奋情况的信息,健全了企业内部监督制度,从而有益于企业运营高效率的持续提升,最后完成企业绩效和企业价值评估的持续提高。Mehran觉得企业业绩考核与管理人员持仓占比成正比,与股权激励酬劳比例也主要表现出成正比。也有别的许多专家学者的调查报告也说明,伴随着经营人酬劳比例的扩大,对职工的鼓励高效率也会越大。哈佛大学的詹姆士专家教授在对员工现金奖励的科学研究中发觉,公司对员工开展现金奖励有益于开发设计员工的潜在性能力,推动在职人员员工充足的发挥其才可以和聪慧,计薪的分配机制仅能让职工发挥20%-30%的能力,假如接到充足现金奖励得话,员工的能力能够发挥出80%-90%,二种状况中间60%的差别便是合理现金奖励的結果。管理学家的研究表明,职工的工作绩效时职工能力和受奖励水平的涵数股权激励酬劳在经营人酬劳中常占的占比提升,代表着自然人股东与经营人权益更为一致,那样能够降低由于股票价格的起伏造成的经营人酬劳的风险性。因此,股权激励比重越高,越能减少代理成本,从而提高企业价值。是企业最重要的"财产",企业长久的成功与失败关键所在怎么管理你要的职工鼓励,是一种非常好的方式,可是有一些关键点须慎重。持股计划促使企业管理者与公司使用者变成利益共同体,经营人的盈利不会再固定不动,还和公司的长期性发展趋势有关,持股计划幅度越大,权益趋同化效用也就越显著,企业管理人员将被鼓励资金投入大量的活力,为完成企业绩效的持续提高而勤奋,为促进企业价值评估的造就而拼搏。总而言之,股权激励的实现要满足必要条件,包括有效的内部治理、经理人竞争市场等。在当前我国,国有企业上市证券公司的法人委托资产代理业务关系复杂,信息不对称更加严重,导致所有者缺位、独董监督受限,其拥有更大权力和空间来追求设定更加简单的行权条件和更倾向自身收益的行权价格等,从而使股权激励成自利的工具,因此所处业竞争性相对较弱,国有企业拥有更多的资源与政策优势,股权激励所能够发作用较弱。而非国有上市公司的管理层都是通过激烈的市场竞争与选拔,他们追求的就是自身利益、经济效益的最大化,面临激烈的同业者威胁,管理层有动力提高公司的市场竞争性,更能对管理层产生风险激励和治理效应。综上所述,本文认为国有上市公司内部治理并不是很完善。由此提出假设H2:在非国有上市公司中,股权激励和现金持有价值的正相关关系也更加显著。3.3股权激励和现金持有水平及企业价值目前，关于股权激励通过降低代理成本，促进企业风险承担，进而降低现金持有水平的机制研究已较为成熟，因此本文仅对股权激励提高现金持有价值的作用机制加以检验，我们着重考察投资效率在股权激励与现金持有价值关系中所发挥的中介作用。投资作为公司一项重要的财务和经营行为，不仅关系着公司资金的使用和价值，还是联系公司现在和未来利益的纽带（吕长江和张海平，2011）。当存在代理问题时，会导致低效率投资，一方面，代理问题严重的公司中管理层受到的监督较弱，会选择将持有的现金通过投资，扩大公司规模来谋取私利，甚至是投资于净现值为负的项目，从而导致过度投资（杜兴强等，2011）；另一方面，投资对管理层而言存在私人成本，因此在没有充分激励的情况下，风险规避的管理层会选择放弃那些不利于维持其地位的但净现值为正的项目，导致投资不足，（徐倩，2014；刘井建等，2017）。而良好的薪酬契约有助于缓解代理问题（JensenandMeckling,1976）,从而提高公司投资效率（罗富碧等，2008；吕长江和张海平，2011），提升公司绩效。研究表明，股权激励可通过协调股东与管理者的长期利益来抑制管理者的过度投资行为（王艳等，2005），提高现金使用效率，实现公司价值最大化（詹雷和王瑶瑶，2013）。管理者在公司中拥有的股份比例越高，在进行投资决策时会更加理性地选择投资项目，这也符合管理层的自利性原则。同时，股权激励也能降低管理者的风险厌恶程度，缓解投资不足，激励管理层将现金投资于能给公司带来正向价值的项目（刘井建等，2017）。因为此股权激励的行权条件常常是基于扣除非经常性损益后的数据计算的财务指标，这杜绝了管理层的短视和投机行为，促使其理性衡量投资项目的风险与收益，提高投资效率和现金使用效率，从而提高现金持有价值。综上所述，本文认为股权激励通过提高管理层的投资效率，来提高现金持有价值，实现整体利益的最大化。因此，提出本文的第三个假设：H3：股权激励通过提高公司的投资效率，从而提升现金持有价值

四研究设计4.1数据来源与样本选择本文以2015—2019年我国A股非金融类上市公司为研究基础，实证检验了股权激励对现金持有及企业价值的影响。研究所涉及的所有财务数据均来源于国泰安数据库（CSMAR）。另外，为了保证数据的有效性，依照以下标准对原始数据进行了筛选：剔除存在缺失值的上市公司样本；剔除样本期间被ST或*ST的公司样本。最终获取有效样本数量为10576个，本文所有数据的整理、计算与回归过程中所使用的软件为Stata15.0。为了避免极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。4.2变量定义本文的被解释变量为现金持有，包括现金持有水平与现金持有价值。其中，前者用“货币资金/总资产”加以衡量，后者用“市场价值/重置价值”作为代理变量。对于解释变量，本文使用“管理层持股数量的自然对数”作为代理变量。此外，影响被解释变量的因素有很多，涉及到公司的方方面面。因此，在选取控制变量时，本文尽可能考虑到了公司的偿债能力、盈利能力、成长能力等，选取了资产收益率、资产负债率、企业规模、董事会规模、独董比例、两职合一与企业年龄等变量。本文还考虑了年份固定效应与行业效应。表1变量定义变量类型变量符号变量说明因变量Cash现金持有水平，货币资金/总资产TQB现金持有价值，市场价值/重置价值自变量EI股权激励，管理层持股数量的自然对数控制变量Roa资产收益率，净利润/总资产Lev资产负债率，负债/总资产Size企业规模，总资产的自然对数Board董事会规模，董事会总人数Inde独董比例，独立董事人数/董事会总人数Dual两职合一，如果董事长与总经理为同一人担任则赋值为1否则为0Age企业年龄，企业成立至今的年限Year年份，控制时间效应Indus行业，控制行业效应4.3模型设计针对上述的理论分析以及研究设计，本文构造了模型（1）-（2）。其中，模型（1）用以检验股权激励与现金持有水平的关系，此时核心关注的为a1的符号与显著性，如果a1的符号为负且显著，则说明股权激励将会降低企业现金持有水平。模型（2）用以检验股权激励与现金持有价值的关系，此时核心关注的为b1的符号与显著性，如果b1的符号为正且显著，则说明股权激励将会提高企业现金持有价值。5实证结果5.1描述性统计根据相关变量的概念界定，本文将涉及到的有效样本公司（N=10576）的主要变量进行了描述性统计。从表2中可以看出，被解释变量包括企业现金持有数量Cash与现金持有价值TQB，平均值分别是0.171与2.279。解释变量股权激励EI的最大值为19.766，最小值为9.496。对于控制变量，Roa是衡量企业财务绩效的重要指标，其最小值为-0.044，最大值为0.130，中位数为0.043。资产收益率Roa的平均值为0.037，说明观测期间内上市公司平均存在3.7%的投资收益水平。资产负债率Lev为企业债务水平的衡量指标，平均值为0.385，说明观测期间内上市公司平均存在38.5%的债务水平。企业规模Size为总资产的自然对数，由于进行了自然对数化的处理，最值相差并不大，最小值为20.434，中位数为21.960，最大值为24.477。董事会规模、独董比例与两职合一是衡量企业公司治理变量的三个指标，其中，董事会规模是企业的董事会人数，分布在6.000~11.000；独董比例是独立董事人数与董事会人数的比值，最小值为0.333，最大值为0.455；两职合一为0-1分布的虚拟变量，平均值为0.333中位数为0.000。企业年龄为公司成立至今的年限，最小值为2.197，最大值为27.663，平均值为11.527。综上所述，本文所选取的被解释变量、解释变量与控制变量均分布在合理区间。表2相关性分析样本平均值标准差中位数最小值最大值Cash105760.1710.1030.1440.0450.421TQB105762.2791.1241.9191.0595.183EI1057616.3843.00517.5509.49619.766Roa105760.0460.0420.043-0.0440.130Lev105760.3850.1790.3760.1070.714Size1057622.0971.11521.96020.43424.477Board105768.3531.3319.0006.00011.000Inde105760.3740.0450.3640.3330.455Dual105760.3330.4710.0000.0001.000Age1057611.5277.0559.9012.19727.6635.2相关性分析表4列出了个模型中主要系数的相关性分析结果。可知，股权激励EI与企业现金持有数量Cash的相关系数为-0.041，在1%的水平上显著，说明两者存在显著的负向相关关系；股权激励EI与企业现金持有价值TQB的相关系数为0.102，在1%的水平上显著，说明两者存在显著的正向相关关系。从表3中可以看出，从自变量与控制变量的相关系数绝对值来看，各变量之间的相关系数绝对值都比较小，不太可能出现多重共线性，因此，理论上可以放入同一多元回归模型分析。值得注意地是，为了更严苛、科学的考察多重共线性问题，本文对模型（1）中的所有解释变量进行了VIF多重共线性检验，表4展示了相关结果。可以看出，各个变量的VIF值均比较小，小于10，因此不太可能出现多重共线性，可直接进行回归分析。表3相关性分析CashTQBEIRoaLevSizeBoardIndeDualAgeCash1.000TQB0.145***1.000EI-0.041***0.102***1.000Roa0.269***0.197***0.165***1.000Lev-0.294***-0.345***-0.235***-0.406***1.000Size-0.208***-0.386***-0.272***-0.119***0.565***1.000Board-0.048***-0.113***-0.188***-0.034***0.152***0.264***1.000Inde0.0140.039***0.061***0.001-0.032***-0.063***-0.652***1.000Dual0.084***0.073***0.215***0.085***-0.140***-0.213***-0.185***0.127***1.000Age-0.140***-0.071***-0.557***-0.227***0.330***0.554***0.225***-0.079***-0.255***1.000表4VIF检验VIF1/VIFSize2.0800.480Age2.0200.494Board1.9400.515Lev1.7900.557Inde1.7900.560EI1.5000.668Roa1.2800.783Dual1.1100.9045.3回归分析5.3.1股权激励与现金持有表5给出了股权激励与现金持有的回归关系。其中，第（1）-（2）列为为考虑外部因素时的一元回归结果，第（3）-（4）列为为加入控制变量后的多元回归结果。可以看出，一元回归时，股权激励EI与企业现金持有数量Cash的回归系数为-0.001，在1%的水平上显著，说明两者存在显著的负向回归关系，说明股权激励将会降低企业现金持有水平；股权激励EI与企业现金持有价值TQB的相关回归为0.038，在1%的水平上显著，说明两者存在显著的正向回归关系，说明股权激励将会提高企业现金持有价值。加入控制变量之后，股权激励EI与企业现金持有数量Cash的回归系数为-0.004，在1%的水平上显著，说明两者存在显著的负向回归关系，说明股权激励将会降低企业现金持有水平；股权激励EI与企业现金持有价值TQB的相关回归为0.019，在1%的水平上显著，说明两者存在显著的正向回归关系，说明股权激励将会提高企业现金持有价值。表5股权激励与现金持有(1)(2)(3)(4)CashTQBCashTQBEI-0.001***0.038***-0.004***0.019***(-4.456)(10.384)(-9.940)(5.399)Roa0.494***4.081***(18.291)(15.187)Lev-0.095***-0.484***(-12.759)(-6.833)Size-0.007***-0.369***(-5.386)(-29.288)Board0.001-0.029***(0.903)(-3.300)Inde0.004-0.009(0.133)(-0.038)Dual0.008***0.015(3.867)(0.751)Age-0.001***0.031***(-3.640)(16.867)_cons0.148***1.656***0.370***10.603***(28.395)(27.096)(12.913)(35.802)年份未控制未控制控制控制行业未控制未控制控制控制Obs.10576105761057610576R-squared0.0020.0100.1640.407（备注：小括号内为t值。***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著）5.3.2股权激励、产权性质与现金持有表6给出了股权激励、产权性质与现金持有的回归关系。其中，在第（1）-（2）列中，对于国有企业，股权激励EI与现金持有水平Cash的回归系数值为-0.002，在5%的水平上显著，而对于非国有企业，股权激励EI与现金持有水平Cash的回归系数值为-0.003，在1%的水平上显著，以上结果说明股权激励对于现金持有水平的降低作用，在非国有企业中更加显著。在第（3）-（4）列中，对于国有企业，股权激励EI与现金持有价值TQB的回归系数值为0.029，在1%的水平上显著，而对于非国有企业，股权激励EI与现金持有价值TQB的回归系数值为0.040，在1%的水平上显著，以上结果说明股权激励对于现金持有价值的提升作用，在非国有企业中更加显著。表6股权激励、产权性质与现金持有基于现金持有数量基于现金持有价值国有非国有国有非国有(1)(2)(3)(4)CashCashTQBTQBEI-0.002**-0.003***0.029***0.040***(-2.121)(-4.952)(4.192)(5.895)Roa0.440***0.496***6.919***3.649***(6.904)(16.653)(10.929)(12.479)Lev-0.100***-0.096***-0.359**-0.462***(-6.413)(-11.395)(-2.360)(-5.829)Size-0.002-0.009***-0.440***-0.356***(-0.776)(-5.831)(-18.458)(-23.674)Board-0.0010.0000.014-0.041***(-0.685)(0.385)(1.076)(-3.603)Inde-0.061-0.0010.568-0.113(-1.173)(-0.032)(1.385)(-0.359)Dual0.0020.010***-0.0370.026(0.317)(4.296)(-0.696)(1.297)Age-0.000-0.001***0.005*0.042***(-0.538)(-4.777)(1.782)(17.761)_cons0.266***0.409***11.706***10.804***(5.246)(11.211)(21.642)(30.269)年份控制控制控制控制行业控制控制控制控制Obs.2183839321838393R-squared0.2110.1670.4860.3995.4稳健性检验5.4.1替换因变量为了增强基本结论的稳健性，本文使用替换因变量的方法。在本节中，本文使用“现金持有/流动资产”衡量企业现金持有水平（记作Cash_1），使用“市场价值/帐面价值”（记作MB）衡量企业现金持有价值。表7报告了替换因变量后的结果。在第（1）-（2）列中，多于全样本企业来说，股权激励EI与现金持有水平Cash_1的回归系数值为-0.005，在1%的水平上显著；股权激励EI与现金持有价值MB的回归系数值为0.003，在1%的水平上显著。在第（3）-（4）列中，对于国有企业，股权激励EI与现金持有水平Cash_1的回归系数值为-0.006，在5%的水平上显著，而对于非国有企业，股权激励EI与现金持有水平Cash_1的回归系数值为-0.008，在1%的水平上显著，以上结果说明股权激励对于现金持有水平的降低作用，在非国有企业中更加显著。在第（5）-（6）列中，对于国有企业，股权激励EI与现金持有价值MB的回归系数值为0.004，在1%的水平上显著，而对于非国有企业，股权激励EI与现金持有价值MB的回归系数值为0.008，在1%的水平上显著，以上结果说明股权激励对于现金持有价值的提升作用，在非国有企业中更加显著。以上结果中，核心变量的系数值的符号与显著性与前文基本一致，增强了基本结论的稳健性与客观性。表7稳健性检验：替换因变量全样本基于现金持有数量基于现金持有价值国有非国有国有非国有(1)(2)(3)(4)(5)(6)Cash_1MBCash_1Cash_1MBMBEI-0.005***0.003***-0.006***-0.008***0.004***0.008***(-8.524)(4.724)(-4.531)(-4.617)(2.772)(2.297)Roa0.506***-1.216***0.435***0.522***-1.882***-1.108***(11.597)(-26.058)(4.225)(10.827)(-15.532)(-22.440)Lev-0.209***0.013-0.236***-0.202***0.076***-0.007(-17.526)(1.085)(-8.964)(-14.976)(2.700)(-0.543)Size0.010***0.108***0.012***0.009***0.129***0.101***(4.988)(47.478)(2.965)(3.451)(30.412)(37.296)Board0.003*0.003*0.0020.002-0.008***0.005**(1.700)(1.826)(0.799)(1.246)(-2.820)(2.557)Inde0.0370.005-0.0410.054-0.088-0.015(0.863)(0.112)(-0.500)(1.008)(-0.965)(-0.273)Dual0.016***-0.0040.0160.017***-0.010-0.005(4.618)(-1.245)(1.578)(4.620)(-0.844)(-1.475)Age0.000-0.005***-0.0000.000-0.000-0.007***(1.361)(-15.463)(-0.153)(0.867)(-0.450)(-16.337)_cons0.259***-1.738***0.343***0.205***-2.133***-1.709***(5.304)(-32.053)(3.937)(3.339)(-22.115)(-26.638)年份控制控制控制控制控制控制行业控制控制控制控制控制控制Obs.10576105762183839321838393R-squared0.1340.5460.1840.1270.6470.5085.4.2替换模型在基本回归中，本文使用了OLS回归。在稳健性检验中，为了增强基本结论的稳健性，本文使用了替换模型的方法。对于面板数据，固定效应与随机效应是两种处理方式。相比随机效应，固定效应的假设条件更为宽松，并且得到了学术界的一致认可。表8报告了固定效应下的回归结果。在第（1）-（2）列中，多于全样本企业来说，股权激励EI与现金持有水平Cash的回归系数值为-0.002，在5%的水平上显著；股权激励EI与现金持有价值TQB的回归系数值为0.028，在1%的水平上显著。在第（3）-（4）列中，对于国有企业，股权激励EI与现金持有水平Cash的回归系数值为-0.001，在5%的水平上显著，而对于非国有企业，股权激励EI与现金持有水平Cash的回归系数值为-0.003，在1%的水平上显著，以上结果说明股权激励对于现金持有水平的降低作用，在非国有企业中更加显著。在第（5）-（6）列中，对于国有企业，股权激励EI与现金持有价值TQB的回归系数值为0.019，在10%的水平上显著，而对于非国有企业，股权激励EI与现金持有价值TQB的回归系数值为0.029，在1%的水平上显著，以上结果说明股权激励对于现金持有价值的提升作用，在非国有企业中更加显著。以上结果中，核心变量的系数值的符号与显著性与前文基本一致，增强了基本结论的稳健性与客观性。表8稳健性检验：替换模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)CashTQBCashCashTQBTQBEI-0.002**0.028***-0.001**-0.003**0.019*0.0