四副阳晒E斟高管股权激励与银行信贷决策一一基于我国民营上市公司的经验证据*胡国强盖地(天津财经大学商学院3(0222) [摘要}本文实证考察我国民营上市公司高管股权激励对银行信贷决策的影响。研究发现，高管股权激励强度越高，公司获得的银行借款越多，但主要体现在短期借款增加，而长期借款没有显著增加。进一步研究发现，相比实施经营持股激励的公司，实施股票期权或限制性股票激励的公司获得显著更多的银行借款尤其是短期借款，而长期借款在两类公司不存在显著差异;相比激励型股权激励公司，福利型股权激励公司获得显著更多的短期借款。研究证实，高管激励机制的完善有助于民营企业获得更多银行借款，缓解"信贷歧视但面对股权激励的风险承担效应与福利效应，银行会通过调整贷款期限来降低自身的信贷风险。[关键词]高管股权激励银行信贷决策信号传递风险承担一、引言市场一个基本现状，即在银行信贷谈判中，民营企业可能2008年美国次贷危机引发的金融海啸在给全球经济带处在相对被动的地位。能否获取贷款、获取何种贷款，很来巨大影响同时，也引发理论与实务界对各国银行信贷风大程度上取决于银行对民营企业信贷风险的识别与控制。面对"信贷歧视民营企业积极寻求其他替代机制以获险管理的广泛讨论。在信贷市场，信息不对称是信贷风险形成的主要原因，表现为事先的逆向选择与事后的道德风取经济资源，包括参加政治活动(Liet al. , 2∞6)、建立险，这使得如何识别并控制信贷风险成为商业银行信贷决政治联系(余明桂和潘红波，2∞8)与银行关联(邓建平策的重要内容。从金融机构角度看，一方面，为缓解事前和曾勇，2011)、提高社会信任(张敦力和李四诲，2012)、使用更多商业信用(江伟和曾业勤，2013)等，的逆向选择，公司治理是银行识别企业信贷风险进而决定是否放贷的重要考虑因素(Piot试图以此向信贷提供者传递积极信号，获取更多贷款。如and Piera, 2∞9; Golin and 此，那么公司治理机制的改善是否能向银行传递积极信号，Delhaise, 2013);另→方面，当银行决定放贷后，运用限制性条款、贷款期限等则可以缓解事后道德风险。那么，缓解"信贷歧视叫姚立杰等C2010)直接检验了公司治作为近些年我国资本市场一项重大公司治理改革，高管股理在我国银行信贷决定中的作用，然而其并没有考虑高管权激励制度对银行识别信贷风险及随后的信贷期限决策具股权激励这一重要治理机制。有怎样影响?2005年底，中国证监会颁布《上市公司股权激励管理对这一问题的考察必须将其置于当前我国的制度背景办法(试行)>C简称"管理办法") ，标志着真正意义上中。一方面，与西方发达债券市场不同，银行借款是我国的股权激励制度在我国资本市场正式建立，对完善上市公司企业尤其是民营企业主要融资渠道。数据显示，我国企业治理机制、降低代理成本具有重大意义。受此办法及随后系90%的融资来自银行借款，债券和股票直接融资仅占社会列相关政策的引导，股权激励计划在我国资本市场被陆续推融资总量的10%左右(姚立杰等，2010);另→方面，在出。截至2013年上半年，A股市场已有496家公司公布了转型经济背景下，由于制度的缺失、法制的不健全以及意股权激励草案，约占上市公司总数的20%，其中大部分为识形态等原因，民营企业在很多方面遭受着制度和政策的民营企业。这些实践活动为本文研究提供了重要土壤。"歧视"(张敦力和李四海，2012)。其中信贷歧视"就理论上，高管股权激励对债权人信贷决策具有重要影是一个极为突出的问题(Brandtand Li. , 2∞3;张敏等，响。基于西方国家发达债券市场的研究证实，债券持有人2010)。这种"信贷歧视"独特现象背后折射出我国信贷与信贷评级机构对商管股权激励做出了相应反应并因此改事本文受到国家自然科学基金项目(71272189、71302114)、国家社会科学基金青年项目(13CGL034)、教育部人文社会科学研究规划基金项目(12YJA790193)与天津财经大学科研发展基金(Q130216)的资助。58
蟠噩温剧由酣睡'变了行为决策，包括索要更高风险溢价(Shutoand Kitaga›此时，贷款者在信贷决策中将面临极大风险，以致于他们wa. 2011; Shaw. 2012; Kabir et al. 2013)、使用更多限将向企业索要更高风险补偿，这将大大增加公司债务融资制性条款(Begleyand Feltham. 1999; Liu and Mauer. 成本，并可能导致企业放弃净现值为正的投资项目。因此，2011 )、降低信用评级(Kuang and Qin. 2013)等。穆迪投高质量的项目若要能够获得融资，借款者必须向信贷市场资者服务特定委员会(MISSC. 2007)陈述道经理薪酬传递信号。Lelandand Pyle (1977)认为，让拥有投资项目被考虑到穆迪信贷发行者的分析中，是因为薪酬是影响经内部信息的经理去对他们自己的项目进行投资(即股权激理不诚实信贷行为的决定因素之一。"部分学者直接考察励)能成为向信贷市场传递有关项目真实质量的一个信了股权激励对企业债务融资的影响，但主要基于欧美市场，号。其理论表明，在信息不对称的情况下，经理在项目投且得出混乱的结论。如Mehran(1992)、Coleset a1. 资中的股权比例越高，意味着经理越愿意投资于自己选定(2α>6)等发现，股权激励尤其是股票期权激励促使高管的项目，这向信贷市场传递了有关投资项目的积极信息，从事更为激进的债务政策Donget a1. (2010)进一步发进而缓解信息不对称程度;而贷款者能识别这一积极信息，现，股权激励实施导致公司偏离最优资本结构水平;而并因此愿意提供更多贷款。Gongand Li (2013)最近的经Lewellen (2∞6)的理论分析表明，股票期权往往并不显验研究证实.CEO股权激励在预测未来盈余中的有用性。著鼓励管理者风险承担与债务融资Garveyand Mawani 他们发现.CEO股权激励越强，当年盈余包含了更多有关(2∞5)发现.CEO股票激励与企业债务水平显著负相关。未来盈余的信息，并且CEO股权激励与未来经营现金流和由于这些欧美企业的债务很大部分由债券构成，这可能混不可操控应计显著相关;李凤云(2∞8)证实，股权激励淆股权激励对银行信贷的影响。公司因其良好治理质量而受到机构投资者偏好。可见，股基于此，本文实证考察我国民营上市公司高管股权激权激励的推行一定程度反映了公司未来成长的高质量，并励对银行信贷决策的影响。希冀贡献如下:其一，为新兴改变了市场参与者行为决策。市场中的民营上市公司如何完善高管激励机制以缓解"信贷在我国信贷歧视"的存在使得民营企业更有动力推歧视"提供理论支撑，丰富公司治理与企业债务融资理论文行股权激励，以向市场传递企业未来盈余高成长性与公司治献;其二，将股权激励对股东财富的影响研究延伸至对债权理机制完善的积极信号，缓解信息不对称程度，进而获得更人财富及其行为决策影响的分析框架中，为债权人在股权激多银行借款。当然，不同的股权激励模式在信贷市场的信号励相关代理问题中的治理作用提供经验证据;其三，为我国传递效应也可能存在差异。在《管理办法》出台以前，高商业银行如何识别并控制股权激励企业信贷风险，以及上市管经营持股激励模式(H-S激励)种类较多，且其更多地公司及其监管层完善股权激励制度提供政策参考。是在特定环境下形成的股权，其信号传递效应相对可能较余下安排如下:第二部分为理论分析与研究假设;第弱。与此不同的是，在此之后推出的股票期权与限制性股票三部分为研究设计与样本选择;第四部分为实证分析;第(0 -R激励)被认为是真正意义上的股权激励制度(苏冬五部分为结论。蔚和林大庞.2010).尤其是在激励寻租理论与信息不对称二、理论分析与研究假设理论下，拥有更多内部信息的自利高管若推出有利于自身的银行信贷决策主要受到对客户资质进行评价的信息成O-R激励计划，能更为明确地向市场传递企业拥有高质量本以及其违约风险的影响(周业安.2∞5) .而这与企业投资项目与良好发展前景的积极信息，大大降低企业内外部代理问题息息相关。股权激励作为解决代理冲突的重要机信息不对称程度。综上，提出研究假设:制自然可能成为银行信贷风险识别的重要因素之一。我国假设Hl:给定其他条件不变，高管股权激励尤其是《商业银行授信工作尽职指引》第二十五条指出，商业银O-R激励的实施能使企业获得显著更多的银行借款。行应对客户的非财务因素进行分析评价，包括客户公司治长期以来，致力于企业债务期限结构的大量研究主要理、管理层素质等方面的风险进行识别。对金融机构而言，基于这样一种共识:即短期债务相比长期债务具有更强的商管股权激励因能起到降低自由现金流相关代理成本(吕监督作用。根据Myers(1977)的借款决定因素模型，在长江和张海平.2010)、留住优秀人才(宗文龙等，股东-经理利益趋向的假定币，短期债务能缓解企业投资2013)、促进创新(李春涛和宋敏.2010)等作用，而有不足问题。面对偏好的私有信息，经理被预期去避免锁定助于提高经营业绩，降低企业破产风险及债权人信贷风险，在长期债务的负债融资，因此，如果对经理有适当激励，并因此获取更多银行借款。他们则被预期去选择联系更低代理成本的短期债务。Datta更为重要的是，股权激励本身可作为公司向市场传递et a1. (2∞5)也认为，在经理与股东利益趋同较弱的情况高质量的信号之一。Lelandand Pyle (1977)提供了一个经下，经理可能通过选择长期债务多于短期债务的次优债务理股权激励在信贷市场的信号传递模型。在其模型中，借期限结构，以形成壤沟防御;但通过高管股权激励使经理款者相比贷款者往往对试图寻找融资的投资项目拥有更多与股东利益趋同，能够降低自利经理对长期债务及其更少的"内部"信息;贷款者能够从了解借款者这些私人信息的外部监督偏好所导致的代理成本，并因此增加短期债务，中获取收益，但道德风险的存在阻碍了借贷双方信息的直以形成最优债务期限结构。这说明，作为信贷需求方，股接传递，且贷款者证实这些真实特征是高昂且不可行的。权激励经理有动力去增加短期债务。59
与此同时，作为信贷供给方的银行在做出信贷期限决分别包括:经总资产账面价值调整的银行借款净增加额策时同样重视考虑经理的薪酬激励契约，且近些年已得到( /::，.Loan_BV;.，)、长期借款净增加额(/::"LLoan_ BV,., )以一些证据的支持。例如MISSC发布的名为"CEO薪酬与信及短期借款净增加额(/::"SLoan_BV，..);和经总资产市场贷风险"的内部研究报告认为，对股价或经营业绩非常敏价值调整的银行借款净增加额(/::"Loan_MV"，)、长期借款感的薪酬契约可能诱使经理更大的风险承担，这也许与股净增加额(/::"LLoan_MVi..)以及短期借款净增加额(/::"S›东目标一致，但不一定与债权人目标一致。股权激励尤其Loan_MV且，.)。为降低内生性影响，对除年份与行业变量外是股票期权便是这种高风险激励形式之一。国外经验研究的其他变量均进行滞后一期处理。ESI，.，_，包括股权激励强度表明，面对高管股权激励尤其是股票期权导致的风险承担，(ESl_All;，，_，)与O-R激励哑变量(ESCO& Rdum",_,) 债权人通过增加债务保护性条款(BegleyandFeltham, 两个变量。借鉴Bergstresserand Philippon (2脱)、苏冬蔚1999)、提高债券债息价差(Shutoand , 2011; 和林大庞(2010)的研究，设置模型(3)对股权激励强Shaw, 2012)、要求更高流动性约束(Liuand Mauer, 度进行刻画:2011 )等提高了债务融资成本。由于股权激励信号传递效0,01 X Pricei.’_’ x (SOption,.,_, 应的存在，向拥有股权激励的经理(借款者)提供更多短RStock",_, + HStock",_, ) ESL Alr ,_. 1 -0, 01 x Price",_, X (SOption",_, + RStock",_, 期贷款可能是更为理性的选择:一方面，股权激励所释放+ HStock;.,_,) + Cωhpαy，←1 的企业离信贷质量的积极信号，使得银行提供给其贷款有利可图;另一方面，通过提供短期贷款而非是长期贷款，(3) 有利于对企业形成约束效应，更易通过停止续贷实施可信式中，S句唱ion_与RStock;，，_，分别为CEO持有的股票Ut的威胁，以减少股权激励尤其是股票期权激励下的高度过期权与限制性股票数HStock，.，_1 为CEO经营持股数Pπ度风险承担而遭致的损失。据此，提出研究假设:ce川为股票价格Casl飞pay'.，-I为CEO的现金薪酬总额。i假设H2:给定其他条件不变，高管股权激励的实施使ESCAll, ，_1越大，股权激励强度越高。鉴于当前我国上市企业获得显著更多的短期借款。公司股权激励数据具有明显的截断特征，借鉴李春涛和宋三、研究设计与样本选择敏(2010)的方法，对ESCAll，.，_，做加J再取自然对数进(一)研究设计行处理。我们设置ESCO& Rdumi.'_'变量刻画真正意义上的股权激励制度对银行信贷决策的影响。根据Coleset al, 为尽可能的降低内生性影响，本文构建如下联立方程(2006)、肖作平和廖理(2∞7)的研究，在模型(1)中模型验证研究假设的合理性:加入如下控制变量:收入效应、成长机会、规模、负债水/::"Loan"α。+α1ESI",_, +α21nvest"，_， +α3 Tobin’Q",_, i平、盈利能力、现金流能力、市场化水平、年份与行业效+α4Size 应。此外，根据袁卫秋(2∞5)的研究，加入企业单位债+α7C副研OW•_+α8Market，，'_1 +α9Zscore"叫it1务成本、财务灵活性与破产风险变量，以控制管理层短期+α10 Flexibilit丸.'-1+α11 Loancost"叫信贷动机①。( 、、••A BJ+ I，Ye矶"+ I，lndust叭t+ Bi,t-l 模型(2)为公司实施股权激励的影响因素模型，主LisωESl"，_，η。+η1LeV,,’_1 + ’’Q"t_1 +η3ge'，t_1 要借鉴Guay(1999)、N甸回ka(2∞5)、吕长江等(2011) + ’",_1 + ’,,<-I + ’",_1 等学者的研究。这些因素大致包括三类:一是企业自身特+η7CEOSalary，，'_1 + 1'J8CEOAgeι川征，包括成长机会、负债水平、上市年龄、规模、盈利能+ 'ωtryυ+δ且，川(2) 力;二是CEO自身的特征，包括个人权力、现金薪酬与年借鉴姚立杰等(2010)的研究，本文采用企业当期银龄;三是外部市场因素，即市场人才需求。各变量定义与行借款的净增加额(/::"Loan，.，)对银行信贷决策进行刻画，计算见表1。表1变量定义变量名符号变量定义/::"ú>αn_BV"， (期末银行借款总额-期初银行借款总额)/期初总资产账面价值银行借款净增加额(期末银行借款总额-期初银行借款总额)/期初总资产市场价值，总资产市场价/::"œ>an_MV"t 值=总股数×每股股价+总负债/::"LLoan_BV,.t (期末长期借款-期初长期借款)/期初总资产账面价值长期借款净增加额/::"LLoan_MVi., (期末长期借款-期初长期借款)/期初总资产市场价值/::"SLoαn_BV" (期末短期借款-期初短期借款)/期初总资产账面价值短期借款净增加额/::"SLoan_MV , (期末短期借款-期初短期借款)/期初总资产市场价值i①感谢审稿专家对此提出的宝贵意见。60
续表变量名符号变量定义股权激励强度ESJ_All., _ t 由模型(3)计算而得iO-R激励哑变量ESCO & Rdumi.,_t 若公司针对CEO实施了O-R激励计划，则赋值为1，反之为0(购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金-处置固定资产、无形资收入效应Invest., _t i产和其他长期资产而收回的现金)/期初总资产成长机会Tobin’Qi.’_t 期初总资产市场价值/期初总资产账面价值企业规模Sizei., _t 期初总资产的自然对数负债水平_1 期初总负债/期初总资产盈利能力EPS. 斗上期净利润/期初总股数。i现金流能力Cashflow i., -t 上期经营现金净流量/期初总资产破产风险d氧~score‘.'由Altman(1968) Z计分模型计算而得-1 债务成本Loαncost._ie1 上期利息支出总额/上期期末有息债务总额财务灵活性Fl白ibilitYi.'_1期初流动资产总额/期初总资产上市年龄Listagei., _t 截至t-1期公司上市年数CEO权力CEOPoweri.’ _1 当上市公司董事长兼任CEO，则赋值为1;反之为0现金薪酬激励CEOSalaryi.’ _1 上期CEO现金薪酬的自然对数CEO年龄CEOAgei.’ _1 CEO截止至t-1期的年龄市场人才需求T配hJnd旧try‘.'当上市公司属于信息技术行业时，则赋值为1;反之为0由樊纲等(2011)市场化指数而得，其中，对2010年数据按该省(市)前三年市市场化水平Marketi.’ _1 场化指数的平均增长率进行估算年份效应Yearj,t 以2∞6年为基准，设置年份哑变量行业效应Industryi., 以综合业为基准，设置行业哑变量(二)样本选择了O-R激励计划，占比%。这表明，尽管当前我鉴于《管理办法》于2005年底正式实施，本文选取国资本市场提出O-R激励计划的公司越来越多，但进入2∞6 -2011年为研究区间。相比未实施股权激励的公司，正式实施(授予)阶段的并不多。从经总资产账面价值实施激励计划的公司往往在一些特征变量上具有很大相似调整的银行借款来看，Panel B显示，/::，.Loan_BV.，的均值i性，为尽可能消除因这些变量而导致的内生性问题，本文为，中位数为，最小值为-O. 4079，而最以我国A股资本市场实施CEO股权激励的非金融类民营上大值为; /::，.ιoan_BV.，与/::，.SLoan_ BV.，的平均值ii市公司为研究对象。剔除数据缺失样本后，最后获得693分别为与。这表明，样本公司银行借款均个观测值。除股票期权与限制性股票数据系手工整理于O有所增加，且长期借款与短期借款净增加幅度基本相近。-R激励公司年报，其他数据均来源于CCER数据库与cs当以经总资产市场价值调整时，可得出类似结论。平均而MAR数据库。此外，对所有连续变量均进行上下1%的言，样本公司CEO股权激励价值占总薪酬的，奋，中winsorize处理。位数水平为，岛，且最小为0%，而最大占比为% 0这表明，整体上我国上市公司间CEO股权激励四、实证分析强度存在较大差异。表2也报告了外生变量的基本情况。(一)描述性统计VIF测试证实模型不存在共线性问题。表2的PanelA显示，693个总样本中有186个实施褒z变量描述性统计P’anel A:哑变量描述性统计变量观测值(变量=1) 占总样本比变量观测值(变量=1)占总样本比ESCO & Rdumi.,_1 186 % CEOPω，eri..t町l154 % T’echIndustryi., 53 % Panel B:连续变量描述性统计变量观测值均值中位数是小值最大值标准差!:::.Loαn_BV.• i693 1. 1870 t::.Loa几MV.，i693 t::.Lμan_BV.， i693 O.α)()() ∞5 O. 7947 O. 1166 t::.lL{Jan_叭，693 O.α)()() !:::.SLoα~BVi.< 693 O.∞85 O. 1459 .-----61
Z温剧由酬dl..续表Panel B:连续变量描述性统计变量观测值均值中位数最小值最大值标准差/,; it ESCAllιt -1 693 O. 1071 Investi,t _1 693 Tobin’_1 693 ∞ 1. 7821 Sizei,t -} 693 21. 4932 21. 3192 1. 0387 693 Lev1. 1906 O. 1952 .-it1 EPSi./斗693 一 1. 7779 C刷刷_l693 Zscorei,t -1 693 O. 7965 2. 8032 _1 693 Flexibil臼:Yi.卜1693 5. 7954 Listαgeιt -1 693 _1 693 11. 8000 CEOSαlαrYi，t_1 693 CEOAge,t_1 693 i(二)回归分析相关，这表明CEO股权激励强度越强，企业获得长期借款表3报告了股权激励强度影响银行信贷的2SLS回归结越少，而短期借款越多，假设H2得到证实。一方面从信果。第→阶段回归结果显示(列1)，成长性较好、规模较贷需求方看，股权激励通过使CEO与股东利益趋同，促使大、负债水平较低、上市时间较短以及CEO权力越大的公其有动力去增加短期债务(Daua et a1. , 2005);另一方面司股权激励强度越高，这些与日长江等(2011)的研究结从信贷供给方看，由于股权激励内涵风险承担激励，理性论基本一致。列(2)显示，经模型(2)回归预测的ESI贷款者往往通过提供更多短期贷款以对CEO形成监督约Allι川(下同)的估计系数显著为正，说明CEO股权激束，减少CEO因过度风险承担而遭致的损失。列(5)至励强度越大，企业获得银行借款越多，假设Hl前半部分(7)列示了经总资产市场价值调整的银行借款净增加额为得到支持。这与股权激励向信贷市场传递企业高成长性及内生变量时的第二阶段回归结果。与上文一致，/’:"Loan_ 公司治理机制完善的积极信号，进而获取更多银行贷款的MV.和/':"的估计系数均显著为正，而/':"LLoanit理论预测是→致的。列(3)与(4)显示，ESI_All._与MV.的估计系数不显著为负，回归结果进一步证实了假设it1it/':"LLoan_BV.呈显著负相关，而与/':"SLoan_BV.呈显著iEH1与H2。itit表3股权激励强度对银行信贷影晌的2SLS回归结果(2) (3) (4) (5) (6) (7) (1) 第1阶段第2阶段ESI /，;Lθan_ /,;LLoan_ /';SLoan一/,;Loan /’;LLoan_ /,;SLoan 回归变量囚归变量.只 it it it it tit Tobin'Qι←1 忡事Predic阳dO. 111 O. 159 "事 .. ESCAll,t_1 ’ i() ( 1. 86) ( -1. 75) ( ) ( 1. 85) ( ) () 串串串 串串串... ..申.-1 。.042......* Investi,t _1 it 1. 006 O. 167’" ." (4. 18) ( ) ( ) ( ) ( ) () () .. Levi,t-l C副研叫 ... ... 一... ... ... ". ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) EPS._it1 -0∞1 _1 " 一 .. ( ) ( ) ( ) () ( ) ( ) ( ) ..事1 Zscorei,t -1 " it1 -0.∞r ( ) () ( ) ( 1. 88) () ( -1. 71 ) (1. 71 ) CEOPower._ 1 -1. 211 .,. , .. ..事 ... 一 ’*’ Loαncosti，t -1 ." it() ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) CEOSalarYi., -1 Flexibility i 卜 ..酣 ... ... 树' ( ) () ( ) ( ) () ( ) () 62
撞墙副...噩 噩续表(2) (3) (4) (5) (6) (7) (1) 第1阶段第2阶段ESI LLoan_ LUoan_ LSLoan_ LLoαn_ LUoan_ LSLoαn_ 回归变量回归变量 B飞sB只，M只 M只，it1 _1 -0.∞2 Tobin’ _1 -0.∞2 -0.∞7 -0.∞5 -0.∞1 -0.∞4 ( ) ( ) () () ( ) ( ) ( ) Techlndustryi,t Sizei,t_l O.∞3 ∞ ( ) () ( ) () () ( 1. 33) (0. 11) i 1 (1. 67) ( ) (1. 54) ( ) () (1. 22) EPSi,t_1 O.∞8 O.∞7 (1. 29) () ( ) (1. 80) () ( ) Year & YES YES YES YES YES YES Obseroation 693 Obsen血tion693 693 693 693 693 693 2 2 R注:括号内为稳健的T值;未报告常数项估计结果;阳，表4报告了O-R激励实施与否对银行信贷的影响。系，即银行更愿意向实施O-R激励的公司提供更多短期重点关注第二阶段回归结果，列(2-4)显示，ESC 0 & 贷款，且更少的长期贷款，假设1后半部分与H2得到进Rdumi，t_1与_BVi，t呈正相关但不显著;与一步证实。当以经总资产市场价值调整的银行借款净增加BV.存在显著正向关系，而与A且.oan_BVi，t存在显著负关额为内生变量进行回归时(列5-7)，可以得出类似结论。it表4O-R激励对银行信贷影晌的2SLS回归结果(2) (3) (4) (5) (6) (7) (1) 第1阶段第2阶段ESI 0 & LLoan_ LUoan LSLoan LLoan_ LUoan_ LSLoαn_ 回归变量回归变量BMRdumi,t_1 BV.民 z只MMit s只s只 ..事 ..事Predicted Tobir呻-IO. 105 " () ESCO & Rdumi,t_1 (1. 39) ( ) ( ) (1. 41) ( ) () 1. 025 ..事 ..巾lnm孔sti， O. 175 Sizei,t -1 () (8. 19) ( ) ( ) () () (5.∞) Cas明嘟嘟* 事.. 串串*h叫，t-lO.∞2 () ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ,t _1 i卜1-0.∞2 -0.∞5制O.∞3 -0.∞2 ( 1. 98) ( ) ( ) (1. 01) () ( ) () Listageι，1-1 corei,t -1 ( ) ( ) ( -1. 53) () ( ) ( -1. 39) ( ) ,t_1 Loαncosti，t_l ..申 咿..’" ’" () ( ) ( ) ( ) ( -6. 13) ( ) ( ) O. 189 ..事 CEOSalaryi,._1 Flexibility i,t -1 () () (5. 18) ( ) ( 1. 93 ) () ( ) CEOAgei,t_1 Tobin’Qi,t_1 -0.∞4" ( -1. 01) ( ) (1. 19) ( ) ( ) ( ) ( ) 阜串串T町hlndustryi， Sizei010 ,t -1 0.-0.∞3 O.∞1 O.∞4 () (1. 08) () () () (1. 55) ( ) Levi,t_t -0.∞1 O.∞7 (1. 62) ( ) ( 1. 52) ( ) () ( 1. 28) _1 蝴一 O.∞9 ( ) () ( ) () (). ( ) Year & lndustryi,t YES YES YES YES YES YES Obseroα:tion 693 Obsen咀tion693 693 693 693 693 693 2 2 O. 168 O. 196 注:括号内为稳健的T值;未报告常数项估计结果;时，63
E温剧由酣睡时(三)\进一步测试与稳健性检验分为激励型公司或福利型公司。与其不同的是，当公司采以上结果证实，推行股权激励使企业获得显著更多短用多个指标作为激励条件时，只要有一个指标符合划分要期借款，但这是企业管理层自主选择的结果还是被动接受求我们则归为相应类别，这样处理主要是由于公司要求激银行决策的结果仍不清楚。当前我国股权激励制度呈现出励对象必须同时满足所有指标，只要有任何一个指标未达的异常特征"自定薪酬、自谋福利"的现象普遍存在到激励条件，都不可能达到激励或福利的目的。表5的(吴育辉和吴世农，2010;吕长江等，2011)，为这一问题Panel A列示了划分结果。初步看，约113的公司激励有效的考察提供了有利契机②。现实中，部分股权激励方案具期小于5年，约114的公司激励条件小于前3年任一年，有显著激励效应，而部分则具有明显福利效应。那么，在具有明显福利动机。PanelB报告的回归结果显示，除了以给定银行决定放贷且考虑股权激励风险内涵后，若银行处激励条件是否大于前3年均值为划分标准外，对其他两类于主动地位，则更倾向向福利型激励公司提供更多短期贷划分标准，福利型公司均获得显著更多短期借款，而激励款，相比激励型激励公司;若企业处于主动地位，则福利型公司没有呈现显著特征。这表明，股权激励企业获得显型股权激励下的经理更有动机减少短期借款，以避免债务著更多的短期借款主要是银行选择的结果，即银行通过调市场频繁监督产生的压力。为了验证这一推测，我们借鉴整贷款期限加强对福利型股权激励公司过度风险承担的吕长江等(2∞9)的研究，将所有实施O-R激励的公司监管。表5激励型与福利型股权激励对银行信贷的影晌Panel A:股权激励类别划分及描述性统计公司类别划分标准子样本个数占O-R激励公司总数的比例对应变量符号激励有效期大于5年38 % IncenC VP", 激励型公司激励条件大于前3年任一年55 'ì毛Incent PClιs 激励条件大于前3年均值101 % Incent_P口LI激励有效期小于5年64 % Welfare_ VP"I 福利型公司激励条件小于前3年任一年48 % Welfa时_PC1'.I激励条件小于前3年均值85 45. 70'ì毛Incent PC2ι，1 Panel B:激励型与福利型股权激励对银行信贷影响的回归结果/':"Loαn_BV'.I /':"LLOαn_BV"， /’:"SLoan_BV"I (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (1) Incenc VP"I 一 ** () ( ) (1. 65) 肌lfa陀_VP" -0.∞1 ( 1. 78) ( ) (1. 99) Incent_PC1"I -0.∞6 ( ) ( ) (<) Welfa凡PC1... 拿 ** (1. 94) (0. ll) ( ) Incent_P口 O. 012 (1. 19) () () Controlv.αrs YES YES YES YES YES YES YES YES YES Obsen皿tion186 186 186 186 186 186 186 186 186 2 0,440 注:括号内为稳健的T值ControlVars包括模型(1)中的所有控制变量，以及是否实施股票期权激励哑变量;时分别表示在1'ì岛，5%, 109毛水平下显著。此外，本文进行了如下稳健性检验:对单模型(1)债务账面价值对银行借款净增加额进行调整，并分别作为进行OLS回归;将模型(2)中的负债水平变量替换成模内生变量重新进行2SLS回归;将所有高管与董事长股权激型(1)中相应内生变量的前期数，进行2SLS回归;以总励分别替代CEO股权激励。以上检验保持结论基本不变。②感谢审稿专家提出的此项建设性意见。64
撞撞墙跚跚跚E业银行贷款.管理世界，8: ’10 -21 五、研究结论张敦力，李四海.2012.社会信任、政治关系与民营企本文实证考察我国民营上市公司股权激励对银行信贷业银行贷款.会计研究，8: 17-24 决策的影响。研究发现:高管股权激励强度越高，公司获宗文龙，王玉涛，魏紫.2013.股权激励能留住高管得的银行借款越多，但主要体现在短期借款增加，而长期吗?一一基于中国证券市场的经验证据.会计研究，9: 借款没有显著增加。进一步研究发现，相比实施经营持股58 -63 激励模式的公司，实施股票期权或限制性股票激励模式的Bergstresser, D. , and T. Philippon. 2006. CEO Incen›公司获得显著更多的银行借款尤其是短期借款，而长期借tives and Earnings Management. Joumal of Financial Econom›款在两类公司不存在显著差异;相比激励型股权激励公司，ics, 80 (3): 511 -529 福利型股权激励公司获得显著更多的短期借款。研究证实，Broussard, 1. P., S. A. Buchenroth, and E. A. Pi›高管激励机制的完善有助于企业获得更多银行借款，但面lotte. 2∞4. CEO Incentives, Cash Flow, and Investment. 对股权激励的风险承担效应与福利效应，银行会通过调整Financial Management, 33 (2): 51 -70 贷款期限来降低自身的信贷风险。Coles, 1. L., N. D. Daniel, and L. Naveen. 2006. 研究结论具有一定政策含义:其一，民营上市公司一方Managerial .Incentives and Risk -Taking. Joumal of Financial 面应建立有效的风险控制机制，防止股权激励尤其是期权激Economics, 79 ( 2): 431 -468 励导致高管过度风险承担，从而引发企业财务风险，甚至导Datta，缸，M. Iskandar一Datta，and K. Raman. 致整个市场波动。在当前我国普遍存在"短贷长投"现实2∞5. Mana在erialStock Ownership and the Maturity Structure of 下，加强对股权激励公司短期贷款的风险控制尤为重要，如Corporate Debt.ηle Joumal of Finance, 60 (5): 可在股权激励契约中加入投融资管制条款，防止高管将短期2333 -2350 Dong, Z., C. Wang, and F. Xie. 2010. Do Execu›贷款资金过度用于长期项目投资，加大企业风险;另一方tive Stock Options Induce Excessive Risk Taking? Joumal of 面，进一步加强股权激励方案设计与实施的监管。本文发Banking & Finance, 34 (10): 2518 -2529 现，部分公司股权激励具有明显福利动机，尽管银行一定程Garvey, G. T., and A. Mawani. 2005. Risk -Taking 度能识别并控制这一动机，但其治理根本还在于完善公司治Incentives of Executive Stock Options and the Asset Substitution 理机制以制定更合理的激励方案，这样既有利于抑制高管福Problem. Accounting & Finance, 45 (1): 3 -23 利动机，又有助于缓解民营企业"信贷歧视其二，银行Golin, J. , and P. Delhaise. 2013. The Bank Credit A›应进一步加强股权激励公司的信贷风险控制。尽管银行通过nalysis Handbook: A Guide for Analysts, Bankers and Inves›缩短贷款期限对股权激励的高风险与福利目的在债务契约订tors. 2nd Edition, Singapore: John Wiley & Sons Singapore 约时做出了反应，但应进一步加强对贷款资金运用的监管，Pte. Ltd, 415 -436 降低订约后的道德风险。其三，证券监管层一方面应通过进Gong., J. J., and S. Li. 2013. CEO Incentives and 一步完善股权激励监管制度，加强对高管风险承担行为与福Earnings Prediction. Review of Quantitative Finance and Ac›利动机的监督，如通过"风险提示"及时披露股权激励高counting, 40 (4): 647 -674 管行为对债权人利益的可能影响;另一方面，同时加强对商Kabir, R., H. Li, and Y. V. Veld -Merkoulova. 业银行信贷风险的监管，防止商业银行为留住或争取优质客2013. Executive Compensation and the Cost of Debt. Joumal of 户，对股权激励企业提供过度短期贷款，加大信贷市场风险。Banking & Finance, 37 (8): 2893 -2907 Kuang, Y. F., and B. Qin. 2013. Credit Ratings and 主要参考文献CEO Risk -Taking Incentives. Contemporary Accounting Re›李春涛，宋敏.2010.中国制造业企业的创新活动:所search, 30 (4): 1524 -1559 有制和CEO激励的作用.经济研究，5: 55 -67 Leland, H. E., and D. H. Pyle. 1977. Informational 吕长江，严明珠，郑慧莲，许静静.2011.为什么上市Asymmetries , Financial Structure, and Financial Inte口nedia公司选择股权激励计划?会计研究，1: 68 -75 tion.四leJoumal of Finance, 32 (2): 371 -387 吕长江，张海平.2011.股权激励计划对公司投资行为Lewellen, K. 2006. Financing Decisions When Managers ，的影响.管理世界，11: 118 -126 Are Risk Averse. Joumal of Financial Economics, 82 (3): 吕长江，郑慧莲，严明珠，许静静2仰.上市公司股551 -589 权激励制度设计:是激励还是福利?管理世界，9: Mehran, H. 1992. Executive Incentive Plans, Corporate 133 -147 Control, and Capital Structure. Joumal of Financial and Quan›吴育辉，吴世农.2010.企业高管自利行为及其影响因titative Analysis, 27 (4): 539 -560 素研究一一基于我国上市公司股权激励草案的证据.管理世Myers, S. C. 1977. Determinants of Corporate Borrow›界，5: 141 -149 ing. Joumal of Financial Economics, 5 (2): 147 -175 姚立杰，罗玫，夏冬林.2010.公司治理与银行借款融Shaw, K. W. 2012. CEO Incentives and the Cost of 资.会计研究，8: 55 -61 Debt. Review of Quantitative Finance and Accounting, 38 余明桂，潘红波.2:∞8.政治关系、制度环境与民营企( 3): 323 -346 65
