（一）投资效率变量的描述性统计
根据模型（1）的回归结果，对模型的残差进行了拟合，并对模型的残差（投资效率的代理变量）进行了初步描述性统计，结果如表5-7所示。
表5-7 模型（2）投资效率的描述性统计
Group N Mean SD Min Median Max Range T-stat
Ehat 0 6097 -0.0021 0.3928 -0.9561 -0.0845 2.2346 3.1907 -1.6800
1 390 0.0321 0.3206 -0.6068 -0.0256 1.9488 2.5556 Pr（T < t）
Total 6487 0.0000 0.3889 -0.9561 -0.0807 2.2346 3.1907 0.0465
Abehat 0 6097 0.2584 0.2959 0.0000 0.1827 2.2346 2.2346 2.4992
1 390 0.2202 0.2349 0.0009 0.1610 1.9488 1.9479 Pr（T < t）
Total 6487 0.2561 0.2927 0.0000 0.1811 2.2346 2.2346 0.9938
OverINV 0 2241 0.3487 0.4373 0.0000 0.1813 2.2346 2.2345 2.0583
1 176 0.2795 0.3134 0.0020 0.1683 1.9488 1.9468 Pr（T < t）
Total 2417 0.3437 0.4298 0.0000 0.1801 2.2346 2.2345 0.9802
UnderINV 0 3856 -0.2059 0.1408 -0.9561 -0.1829 0.0000 0.9561 -3.5104
1 214 -0.1714 0.1218 -0.6068 -0.1545 -0.0009 0.6059 Pr（T < t）
Total 4070 -0.2041 0.1400 -0.9561 -0.1816 0.0000 0.9561 0.0002
Note: Two-sample ttest with equal variances
表5-7是根据模型（1）采用普通最小二乘法回归后的残差的描述性统计结果，从表中可以看出：实施股权激励的公司的残差的均值略大于0，总体样本的残差略小于0；在对两模型的残差取绝对值以后，实施股权激励公司的残差的绝对值0.2202显著小于没有实施股权激励的公司的残差的绝对值0.2584，说明实施股权激励公司样本的投资效率比没有实施股权激励的公司样本有显著的提高，初步说明实施股权激励有助于提高企业的投资效率，企业的实际投资水平和拟合的最优投资水平更接近。根据模型（1）的残差结果，在对企业的投资效率分为过度投资和投资不足两组后，过度投资公司样本数为2417，投资不足的公司样本数为4070，投资不足的公司数量是过度投资的1.7倍，实施股权激励的公司中，过度投资和投资不足的分别有176和214家，投资不足的公司是过度投资的1.2倍，实施股权激励的公司中，投资不足公司的比例显著降低。模型（1）中过度投资组实施股权激励公司样本残差的均值为0.2795，显著小于不实施股权激励公司样本残差的均值0.3487。模型（1）投资不足组实施股权激励公司样本残差的均值-0.1714，显著大于没有实施股权激励公司样本残差的均值-0.2059。另外，在模型（1）中，残差的标准差、极大值、极小值、范围等指标，实施股权激励公司样本数据均明显小于不实施股权激励公司样本，实施股权激励公司样本数据更具有稳定性。总之，从样本数据来看，在过度投资组，实施股权激励公司样本过度投资程度显著降低了；在投资不足组，实施股权激励的公司样本投资水平有显著的提高，实施股权激励公司样本投资效率显著高于不实施股权激励的公司样本，投资支出水平更接近于拟合的最优投资水平。
和投资支出模型数据保持一致，股权激励数据全部取自国泰安研究服务中心CSMAR系列数据库与上市公司公告和年报，样本区间和投资支出模型一致，为2007~2010在上海和深圳上市的A股上市公司，筛选原则除了投资支出模型的四个原则外，又剔除了在样本期间高管薪酬数据、第一大股东持股比例等数据缺失及股权激励比例没有明确说明的公司，并对股权激励数据全部按上市公司的股权激励公告进行了核对，剩余全部5779家数据，其中374家公司实施股权激励，并对样本数据进行了Winsorize处理。数据处理和统计工作均也在Exell2003.和STATA11.统计分析软件中进行。
表5-8 投资效率模型主要解释变量的描述性统计
Variable Obs Mean SD Min Median Max Range
Option 374 4.3088 2.4333 0.0034 4.1800 8.0000 7.9966
Ggcg 5779 0.0228 0.0910 0.0000 0.0000 0.5585 0.5585
Ggcg2* 1885 0.0700 0.1486 0.0000 0.0003 0.5585 0.5585
Mfee 5779 0.0541 0.0359 0.0053 0.0468 0.2047 0.1994
Mpay 5779 0.0019 0.0021 0.0000 0.0012 0.0123 0.0123
Shrcr1 5779 36.7531 15.4240 8.8100 35.4100 74.9800 66.1700
Shrs 5779 19.6481 12.9086 1.4300 17.7800 53.3600 51.9300
注：1.本表数据是删除了股权激励比例没有明确说明，高管薪酬、股权集中度S指数等缺失数据后的数据。
2.Ggcg2数据是剔除高管人员不持有本公司股份数据后，仅包括高管持有本公司股份的公司样本。
投资效率模型中各样本的解释变量数据进行了Winsorize处理，从表5-8中可以看出反映股权激励的变量股权激励比例Option、反映企业高管人员在职消费的变量管理费用率Mfee和高管工资薪酬Mpay的分布都比较均匀，由于在样本中我国高管人员持股公司数量只有1885家，总体上看分布不很均匀，在剔除高管不持有本公司股份的样本，只考虑高管持股的公司样本后，高管持股比例Ggcg的标准差相对来说仍是比较大的，最高为0.55，均值只有0.07（总体均值只有0.0228），中位数仅0.0003，说明大部分公司高管是不持有或持有很少本公司的股份。进一步分析发现90.41%的公司高管不持有或持有本公司股份不足1%，说明我国上市公司高管持股分布范围有限且数量较小。股权集中度Shrcr1、反映股权制衡度的指标S指数Shrs的标准差相对较大，说明我上市公司股权分置改革对股权结构的优化起到了一定作用，但是仍存在一股独大的现象，股权集中度的均值和中位数均达35%以上，S指数（第二至第十大股东的持股比例）均值和中位数都在20%以下，远小于第一大股东的持股比例，从股权结构上来看，难以发挥应有的治理作用，对大股东的制衡作用有限。
（二）投资效率的回归结果
根据模型（1）回归结果，模型的残差的绝对值用模型（2）进行回归分析，在回归分析之前，首先对投资效率模型的相关变量进行相关性检验，结果如表5-9所示。
表5-9 投资效率模型主要变量相关系数表
Var. ABehat Option Ggcg Mfee Mpay Shrcr1 Shrs
ABehat 1.0000 -0.0275** 0.0851*** 0.1118*** 0.2474*** -0.0184 0.1208***
Option -0.0377*** 1.0000 0.1154*** 0.0504*** 0.0497*** -0.0695*** 0.0905***
Ggcg 0.3384*** 0.0267** 1.0000 0.1260*** 0.1836*** -0.1246*** 0.1561***
Mfee 0.2446*** 0.0658*** 0.1752*** 1.0000 0.4733*** -0.0635*** 0.1721***
Mpay 0.3585*** 0.0330** 0.2621*** 0.4962*** 1.0000 -0.2097*** 0.2937***
Shrcr1 0.0287** -0.0851*** -0.0492*** -0.0577*** -0.1536*** 1.0000 -0.3686***
Shrs 0.1862*** 0.0761*** 0.2667*** 0.1877*** 0.2934*** -0.3725*** 1.0000
Note: 1. Spearman above diag/Pearson below
2. *** p<0.01， ** p<0.05， * p<0.1
从表5-9可以看出，投资模型的残差的绝对值与股权激励显著负相关，即投资效率与股权激励显著正相关，实施股权激励公司能显著提高企业的投资效率，这与前面的分析相同，初步验证了本章开始提出的研究假设。高管持股Ggcg、管理人员的在职消费的代理变量管理费用率Mfee、高管人员的工资薪酬Mpay和投资支出模型残差的绝对值显著正相关，即和企业的投资效率负相关，描述性统计初步显示企业管理人员持股、在职消费和高管人员工资薪酬的增加并没有提高企业的投资效率。股权集中度Shrcr1和投资支出模型的残差的绝对值不相关或呈正相关，初步说明第一大股东的股权集中度的提高并没有提高企业的投资效率，在企业投资效率方面，股权集中度的提高并没有起到积极的治理作用。股权制衡度指标S指数Shrs1和投资支出模型的残差的绝对值显著正相关，初步说明除第一大股东以外的大股东在投资效率方面并没有起到治理作用，其他大股东并没有对第一大股东起到制衡和监督作用。但股权激励对投资效率的影响还需要进行多因素回归分析，回归检验结果如表5-10所示。
表5-9是根据投资支出模型（1）拟合的残差按投资效率模型（2）进行回归分析的结果，表5-10是仅对实施股权激励公司样本进行回归的结果，两表中列（1）（2）（3）（4）（5）分别对应是全样本数据、过度投资组、投资不足组、非政府控制组和政府控制组。从表5-10中可以看出股权激励从总体上显著地与残差的绝对值负相关，回归系数为-0.0164，股权激励显著地提高了企业的投资效率，显著性水平为0.01。在过度投资组、投资不足组和非政府控制组除回归系数不同外，都显著与残差绝对值负相关，与企业投资效率呈正向关系，而在政府控制组，尽管系数为负，但不显著，说明股权激励能够提高企业的投资效率，不仅可以抑制企业的过度投资，还可以缓解企业的投资不足。股权激励对投资效率作用还依赖企业的性质，在非政府控制的企业中显著，但是在政府控制企业中不显著，企业的性质影响股权激励对投资效率的治理效应，进一步验证了假设1。
表5-10 投资效率回归检验结果
Abehat2 （1） （2） （3） （4） （5）
Var. ABehat Overehat Underehat ABehat ABehat
Option -0.0164*** -0.0099** -0.0107*** -0.0219*** -0.0020
（-6.106） （-2.010） （-5.863） （-6.517） （-0.486）
Ggcg 0.7292*** 0.7870*** -0.0362 0.6528*** 2.1631***
（9.217） （8.233） （-1.031） （7.978） （3.371）
Mfee 0.8929*** 1.8944*** -0.3523*** 1.5217*** 0.4193**
（5.303） （5.817） （-4.045） （5.002） （2.390）
Mpay 33.7297*** 50.5973*** 13.4552*** 32.5763*** 28.2022***
（10.90） （9.154） （9.600） （7.699） （5.880）
Shrcr1 0.0021*** 0.0046*** -0.0004** 0.0039*** 0.0010***
（7.446） （7.473） （-2.190） （7.503） （3.223）
Shrs 0.0016*** 0.0038*** -0.0007*** 0.0020*** 0.0012***
（4.909） （5.376） （-3.376） （3.377） （3.216）
CON -0.0344*** -0.0371** -0.0286***
（-4.373） （-2.073） （-5.383）
Year Yes Yes Yes Yes Yes
Industry Yes Yes Yes Yes Yes
Constant 0.0085 -0.0449 0.1852*** -0.0088 0.0395
（0.208） （-0.427） （6.428） （-0.123） （1.157）
Obs. 5779 2177 3602 2442 3337
Adj-R2 0.230 0.343 0.115 0.283 0.097
F（P） 22.30
（0.0000） 28.08
（0.0000） 15.60
（0.0000） 18.02
（0.0000） 6.76
（0.0000）
Robust t-statistics in parentheses
*** p<0.01， ** p<0.05， * p<0.1
表5-11 投资效率回归结果（仅包括股权激励公司）
Abehat （1） （2） （3） （4） （5）
Var. ABehat Overehat Underehat ABehat ABehat
Option -0.0155** -0.0325*** -0.0068* -0.0192** -0.0262
（-2.452） （-2.817） （-1.680） （-2.296） （-1.352）
Ggcg 0.3025* 0.5481** 0.1546* 0.2747 1.0582
（1.862） （2.235） （1.878） （1.514） （1.138）
Mfee 0.3660 1.2323 -0.4457* -0.4594 2.0168*
（0.923） （1.096） （-1.749） （-0.982） （1.964）
Mpay 11.9905 21.1535 10.0642** 14.4146* 16.2033
（1.536） （1.010） （2.315） （1.843） （0.550）
Shrcr1 0.0005 0.0005 0.0005 0.0012 -0.0029
（0.466） （0.230） （0.761） （0.958） （-1.213）
Shrs 0.0013 0.0049 -0.0002 0.0020 -0.0040
（1.087） （1.578） （-0.187） （1.498） （-1.146）
CON 0.0081 -0.0173 0.0057
（0.228） （-0.232） （0.270）
Year Yes Yes Yes Yes Yes
Industry Yes Yes Yes Yes Yes
Constant 0.0051 -0.0592 0.2530*** 0.2985** 0.2876
（0.0795） （-0.431） （3.760） （2.413） （1.417）
Obs. 337 150 187 225 112
Adj-R2 0.115 0.209 0.153 0.165 0.049
F（P） 15.81（0.0000） 15.34（0.0000） 15.30（0.0000） 18.20（0.0000） 6.80（0.0000）
Robust t-statistics in parentheses
*** p<0.01， ** p<0.05， * p<0.1
不管是全样本投资效率回归结果表（5-10），还是仅包含实施股权激励公司的回归结果（表5-11），股权激励代理变量Option都显著地和投资支出模型的残差的绝对值ABehat负相关，说明实施股权激励不仅可能提高企业的投资效率，而且股权激励的比例也和投资效率显著相关，证明了实施股权激励的公司对于过度投资的企业能抑制过度投资，对投资不足的企业能缓解投资不足；对于非政府控制的企业股权激励作用显著，对于政府控制的企业尽管符号为负，但不显著，政府控制企业实施股权激励对投资效率提高的作用有待进一步检验。前面的理论分析指出，短期性的激励有助于抑制企业近期的投资不足，缓解企业的投资过度，提高企业当期和短期的投资效率，长期的激励措施，经理有增加投资提升企业未来价值的冲动，有助于缓解企业的投资不足。实证检验的结果和前面理论分析不尽一致，可能是由于我国股权激励的授予条件和行权条件等过低，股权激励的比重过低，股权激励的等待期和锁定期过短有关。上市公司可以通过激励条件和激励有效期的改善，来增加股权激励方案的激励效果。
表5-10中高管持股Ggcg、管理费用率Mfee、高管薪酬Mpay总体上与企业的投资残差的绝对值正相关，与企业投资效率负相关。在全样本组高管持股比例回归系数分别为0.7292，且在1%水平上显著；在过度投资组和全样本组相似，投资不足组作用相反（回归系数为负），说明在投资不足组高管持股与管理人员的在职消费能提高企业的投资效率，在过度投资组并没有对投资效率起到很好的治理作用。与前面理论分析一致，高管持股更倾向于通过提高企业投资支出水平来提升企业未来的价值，客观上造成高管持股能缓解企业的投资不足，提高企业的投资效率，但对于过度投资的企业来说，起不到缓解和抑制作用。高管持股比例在政府控制组的回归系数2.1631大于非政府控制组的0.6528，说明在政府控制组高管持股对企业投资支出的影响更大，过度投资行为更突出、更严重，最终控制人为政府人上市公司的投资效率低于非政府控制的公司。企业在职消费的衡量指标管理费用率和高管薪酬的回归系数，在全样本组和过度投资组显著为正，说明高管的工资薪酬和在职消费没有缓解企业的过度投资，相反会促进企业的支出，和我国企业高管人员的流动性较差，高管人员优厚的待遇会促使经理通过投资来提升企业未来长期的价值，进而为自己谋取更多的福利，在非政府控制的企业比政府控制的企业更明显。在投资不足组，高管在职消费的系数显著为负-0.3523，说明在职消费能够通过增加投资来缓解企业的投资不足。
表5-10中股权集中度指标大股东的持股比例Shrcr1与残差显著正相关，全样本数据的回归系数为0.0021，说明在我国上市公司中，大股东在投资效率方面并没有很好地发挥治理作用，在过度投资组系数更大为0.0046，说明在存在过度投资的公司中，股权集中度的提高不仅没有抑制企业的过度投资，反而加重了企业的过度投资水平，在投资效率方面治理效果更不理想。在投资不足组系数为-0.0004，且显著负相关，说明股权集中度能够缓解企业的投资不足，提高企业的投资效率，大股东起到了治理作用，除第一大股东外的其他十大股东持股比例S指数Shrs 显著负相关，系数为0.007，说明其他大股东的持股比例能缓解企业的投资不足，提高企业的投资效率。在列（4）（5）中可以看出非政府投资组的系数明显大于政府控制组，说明非政府控制的企业大股东的持股比例相对政府控制组的治理效应更差。由于除第一大股东以外和十大股东的持股比例相对较低，十大股东没有对第一大股东的行为起到制衡作用，甚至有可能和大股东一起共同为自身的利益行事。
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