關于上市公司股權激勵效應的實證研究

劉佑銘

(華南師范大學經濟與管理學院，廣東 廣州 510006)

一、引 言

股權激勵在西方國家是一種非常重要的管理層激勵方式，它最早起源于20世紀50年代的美國，隨后在歐美成熟的資本市場中得到了廣泛的應用。據統計，美國有超過90%的高科技公司以及70%的上市公司推行了股權激勵制度。美國的實踐經驗表明，股權激勵制度能夠推動公司管理者進行價值創造并促進經濟增長。股權激勵在西方各國的成功運用，證實了它是解決企業委托—代理問題的有效途徑，是緩解企業所有者和經營者之間利益沖突的重要手段。

對于我國上市公司實施股權激勵的必要性，國內理論界和實務界基本上是予以肯定的。然而，我國的經濟體制、法律規范和公司治理模式都不同于西方。對于股權激勵在我國特殊市場環境下實施的具體效果如何，股權激勵與公司業績之間是否存在相關性等問題，國內學術界還沒有一致的結論。國內關于股權激勵的實證研究大多集中在2005年以前，當時我國資本市場發展比較落后，股權激勵實施的環境并不完善，因此得出的結論并不能真實反映股權激勵的經濟效應。2005年的股權分置改革為股權激勵的發展和實施掃清了障礙，此后，上市公司開始正式拉開大范圍實施股權激勵的序幕。因此，本文以2005年以后的上市公司為研究對象，結合我國特殊的資本市場環境，對上市公司股權激勵與公司業績之間的關系進行實證研究，旨在考察股權激勵制度能否解決委托—代理問題并提升公司績效。

二、國內外相關研究

最早關于股權激勵與經營業績的理論是Berle和Means提出的，他們認為，股權的過度分散使得股東無法確保管理人員一定符合股東利益最大化的目標。當管理人員基本不持有或只持有少量股份時，可能會利用手中的權利來追求非貨幣性利益，損害股東利益。①參見A.Berie，G.Means.The Modern Corporation and Private Property.Maemillan，New York，1932:215－223.在此之后，許多西方學者開始研究股權激勵與公司業績之間的關系。Jensen和Meckling沿襲Berle和Means的分析思路，提出了“利益匯聚假說”，即如果管理人員持有股權份額增加，其偏離所有者利益最大化的傾向將會減輕，公司業績也將因此而得到提高。②參見M.C.Jensen，W.Meckling.Theory of the Firm:Managerial Behavior，Ageney Costs and Ownership Structure.Journal of Financial Economics，1976(3):305－360.這一結論在后續的研究中得到了很多實證支持。Jensen和Murphy在1990年對73家上市公司數據進行分析后發現，管理層無論是通過股票期權還是通過內部股票所有權的方式持有公司股票，都會對公司業績有明顯激勵效果。此外，Liebman考察了1980－1990年478家美國公司高管人員的薪酬和公司業績的關系，發現公司價值與高管薪酬呈現比較強的正相關關系，但是這種強關聯主要是由管理者所持股票價值變化引起的。①H.J.Brian，J.B.Liebman.Are CE0s Really Paid Like Bureaucrats.Quarerly Joumal of Economics，1998(3):653－691.

Fama和Jensen于1983年提出“管理者防御假說”，其主要觀點是，如果管理者在公司擁有較大的股權份額，他們就擁有更大的權利來控制企業的經營方向和鞏固自身地位，同時他們受到其他股東的約束力減弱，因此他們有更大的動力來追求自身利益而偏離公司價值最大化目標。②E.F.Fama，M.C.Jensen.Separation of Ownership and Control.Journal of Law and Economics，1983(26):301－326.Demsetz研究發現，當管理層掌握了公司的控制權后，他們將更多地進行自身利益最大化的經營活動，這時公司價值也就隨著股權激勵比例的增加而下降。③H.Demsetz.The Structure of Ownership and the Theory of the Firm.The Journal of Law and Economics，1983(26):375－390.

Morck，Shleifer和Vishiny認為，管理者持股和公司績效的相關性并不是始終一致的，在不同的持股比例區間，二者的相關系數存在顯著差異，這就是“區間效應理論”。④R.Morek，A.Shleifer，R.W.Vishny.Management Ownership and Market Valuation:Empirical Analysis.Journal of Financial Eeonomices，1998(20):293－315.McConnell和 Servaes選取了1976年紐約證交所和1986年美國證交所的上市公司為樣本，對管理者持股比例與公司價值的關系進行了實證研究，發現二者呈曲線關系。當管理者持股比例由0開始增加時，公司價值隨之增大，當持股比例超過40%后，公司價值隨持股比例增加而變小，二者總體上呈現倒U型的關系。⑤J.McConnell，H.Servaes.Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value.Journal of Financial Economics，1990(27):595－612.除此之外，Hermalln 和 Weisbach，Short和 Keasey，Cui和 Mark等人的研究均支持管理層持股與公司價值非線性相關的結論。

國內學者關于股權激勵的實證研究主要集中于考察管理者持股與公司績效的相關性。李增泉通過對1998年所有上市公司經營業績與管理者薪酬、持股的關系進行實證研究發現:較低的持股比例不會對經理人員產生激勵作用，但當經理人員的持股達到一定比例后，股票激勵的作用是顯著的。⑥李增泉:《激勵機制與企業績效——一項基于上市公司的實證研究》，載《會計研究》2000年第1期。周建波、孫菊生對公司治理、股權結構與公司業績提高的關系進行實證研究的結果表明:①對于成長性較高的公司，公司業績的提高與管理者獲得股權激勵而增加的持股數之間顯著正相關;②實行股權激勵的公司，在實施激勵前績效普遍較好，可能存在選擇性偏見。⑦周建波、孫菊生:《經營者股權激勵的治理效應研究》，載《經濟研究》2003年第5期。陳笑雪選取872家上市公司為研究對象的實證結果表明，雖然上市公司高管人員的平均持股水平很低，但對高管人員的行為仍有重要的激勵作用，公司業績和高管持股水平之間存在顯著的正相關關系。⑧陳笑雪:《管理層股權激勵對公司績效影響的實證研究》，載《經濟研究》2009年第2期。吳淑餛選取了1997－2000年的上市公司為樣本進行實證研究，得出管理層持股比例與公司業績之間呈倒“U”型的結論，即公司業績隨管理層持股比例的增加先上升后下降。⑨吳淑餛:《股權結構與公司績效的U型關系研究——1997－2000年上市公司的實證研究》，載《中國工業經濟》2002年第1期。徐大偉、蔡銳、徐鳴雷的研究表明，當管理層持股在0－7.5%的區間內，凈資產收益率與管理層持股比例正向相關，在7.5%－33.35%的區間內，二者轉為負相關，超過33.35%后，二者之間又呈現正相關。⑩徐大偉、蔡銳、徐鳴雷:《管理層持股比例與公司績效關系的實證研究——基于中國上市公司的MBO》，載《管理科學》2005年第4期。也有部分學者認為，管理者持股并沒有真正達到股權激勵的效果。顧斌、周立燁在剔除行業影響后對滬市2002年以前實行股權激勵的公司進行的實證研究表明，目前我國實施高管股權激勵的長期效應并不明顯。?顧斌、周立燁:《我國上市公司股權激勵實施效果的研究》，載《會計研究》2007年第2期。

總之，盡管國外學者在研究中對于股權激勵與公司績效之間的關系存在很多不同的觀點，但大多數學者的觀點還是肯定了股權激勵與公司績效之間存在正相關關系。國內學者在2005年股權分置改革以前的研究中大多認為二者之間沒有明顯的相關關系，但在2005年之后的研究中總體上認為，管理者持股和公司績效在一定范圍內呈正相關關系。以往學者大多選取了2005年股權分置改革以前的數據來進行研究，由于股權分置改革之前我國證券市場環境尚不完善，其研究結果可能存在很大的偏差。同時，大部分實證論文都直接選取高管層持股的上市公司作為樣本，但實行股權激勵的公司不等同于高管層持股的公司，因此，所得結論的有效性還有待考察。除此之外，以往的研究直接對自變量和因變量進行相關或回歸分析，并沒有對股權激勵是否能夠降低委托－代理成本和減少經營者攫取私利行為進行實證檢驗。因此，為克服上述不足，本文以2005年以后實施股權激勵的上市公司為研究對象，利用股權激勵方案中高管激勵股權的比例作為變量進行實證分析，在考察股權激勵是否能夠降低委托－代理成本的基礎上，研究股權激勵與公司績效的關系。

三、理論分析與研究假設

現代公司所有權與控制權的分離導致了委托－代理成本的產生。公司的控制權實際掌握在經理層手中，經理作為股東的代理人，與股東充滿著利益沖突。Harford研究發現，經營者的利益侵占行為主要包括超額在職消費、過度投資以及資金閑置這三種方式。①參見Harvord.Corporate Governance and Firm Cash Holdings in the US.Journal of Financial Economics，2008，(76):535－555.其中超額在職消費是指管理者建造豪華辦公室、購買高檔轎車或挪用資金為個人消費買單等不能給公司經營帶來好處的行為;過度投資是指管理者為了達到短期績效考核指標，盲目增加公司資產和在建工程等低效投資，損害公司長期利益;資金閑置是指管理者不努力工作，在沒有有效激勵的情況下沒有動力去充分利用公司閑置資金，使得公司損失較大的投資收益。股權激勵產生的根本原因在于解決股東和管理者之間的委托代理問題。股權激勵的實施通過讓經營者持有公司股份，將經營者的個人利益與企業的長遠發展捆綁在一起，減輕其侵占股東利益行為的傾向，有助于降低企業的委托－代理成本。

根據以上分析，本文提出:

假設一:實施股權激勵后，上市公司管理者會降低其侵占股東利益的行為，公司委托－代理成本會下降。

根據“利益匯聚假說”，當管理人員持股份額較低時，他們從事道德風險行為的動機比較強。隨著公司管理人員持股份額的增加，他們與股東的利益差異將會縮小，其偏離股東利益的行為傾向將因此而減輕，公司績效將得以提高。隨著股權激勵水平的升高，管理者持有公司股權的比例增加，管理者的個人利益與公司績效之間的聯系也更緊密。股權激勵比例越高，公司業績增長時，管理者從股票中獲得的收益也越多;公司績效下降時，管理者因股票蒙受的損失也越大。因此，管理者即使從自身角度出發，也將全力提高公司業績。

根據以上分析，本文提出:

假設二:股權激勵比例與公司績效正相關。

然而“管理者防御假說”認為，隨著股權激勵水平的升高，管理層擁有的股權份額超過一定標準后，其受到的外部監督和約束力度將變得比較小，他們將獲得更大的權利來控制企業的經營策略、經營方向和鞏固自身的管理者地位，從而漠視廣大股東的利益，導致企業業績下降。因此，本文提出:

假設三:股權激勵比例與公司業績呈負相關。

在股權激勵水平較低的情況下，市場約束將會促使管理者更加努力工作而接近公司價值目標，這時管理者目標與股東利益一致，股權激勵比例應與公司績效正相關。但當管理者持股比例達到一定水平時，管理者有更多的權利來進行在職消費等利益侵占行為，這時公司的外部股東很難控制這些高管者的“利益侵占”行為，持股比例的上升反而會導致公司績效的下降。因此，本文提出:

假設四:隨著股權激勵比例的變化，其與公司績效之間存在曲線關系。

四、實證研究設計

(一)樣本選擇及數據來源

本文選取2005年12月31日至2009年12月31日滬深兩市A股上市公司年報中公布實施股權激勵的公司為研究對象，共搜集到120家公布股權激勵方案的上市公司的資料。為了保證實證研究結果的科學性和有效性，本文對樣本按照以下原則進行了篩選:(1)樣本公司股權激勵方案的實施時間必須在2006年后(含2006年);(2)剔除金融保險類公司，因為金融保險類公司的自身經營特征與非金融類公司存在較大差異;(3)剔除ST，PT的上市公司;(4)剔除實施股權激勵兩年內進行資產重組、并購或管理層發生較大變化的上市公司。經過以上篩選，最終以93家實施股權激勵的上市公司作為研究樣本。本文數據來源于色諾芬和國泰君安數據庫，數據處理通過EXCEL和SPSS12.0來完成。

(二)研究變量設計

1.股權激勵比例(EIR)

由于高管持股來源比較廣泛，而且早期我國上市公司推行過內部職工持股(這實際只是一種福利措施，并不是真正意義上的股權激勵)，因此，用管理層持股數量或者比例來衡量上市公司股權激勵并不準確。本文選用上市公司公布的股權激勵方案中的激勵股票數量占激勵方案公告當年公司總股數的比例來描述股權激勵實施情況。一般來說，股權激勵的比例越大，激勵水平就越高。股權激勵比例(EIR)=股權激勵方案中用于激勵的股份數/公司總股數。

2.管理者利益侵占

本文用超額在職消費(Overco)、過度投資(Overin)以及資金閑置(Spareca)這三個變量來衡量管理者對公司股東的利益侵占行為。其中，超額在職消費(Overco)指超過公司正常增長與主營業務收入增長所需要的費用，用(管理費用+營業費用)×(費用增長率－營業收入增長率)來計算;過度投資(Overin)是指超過銷售成本增長率的那部分資本支出，用資本支出×(資本支出增長率－銷售成本增長率)來計算;資金閑置(Spareca)是指為了滿足支付的需要以及預防資金臨時周轉困難以外公司沒有必要保留的資金，用資產負債表中的貨幣資金與短期投資凈額來表示。上述三個指標都用年末總資產去除而標準化。

3.公司績效

本文分別用ROE和EPS來作為衡量公司績效的指標。ROE是指一定會計期內公司凈利潤與評價凈資產的比值。一般凈資產收益率越高的企業，資本的收益水平越高，運營狀況也越好。每股收益(EPS)，也稱每股盈余，它等于公司稅后凈利潤與普通股總股本的比值，也是反映公司資產獲利能力和股東收益大小的財務指標。

4.控制變量

本文主要分析股權激勵與公司業績的相關性，但是公司業績的影響因素很多，因此需引入以下控制變量:①公司規模(SIZE)。本文以上市公司的總資產表示公司規模，在模型計算中取對數進行標準化。②資產負債率(DAR)，等于公司總負債除以總資產，反映公司資本構成和綜合償債能力。③股權集中度(CEN)，由上市公司第一大股東持股比例來表示，反映股東對管理者的制衡作用。④總資產周轉率(TAT)，等于主營業務收入凈額除以平均資產總額，反映企業資產的運營效率。⑤凈利潤增長率(GRO)，等于本期凈利潤相對于上期凈利潤的增長幅度，反映企業的經營狀況和未來發展潛力。

(三)回歸模型

針對本文第二和第三個假設，建立模型1:

ROE(EPS)= β0+ β1EIR+ β2SIZE+ β3DAR+β4CEN+β6TAT+β6GROWTH+ε

針對本文第四個假設，建立模型2:

ROE(EPS)= β0+ β1EIR2+ β2EIR+ β3SIZE+β4DAR+β5CEN+β6TAT+β7GROWTH+ε

其中，β0為常數項，ε是誤差項，β1－β6分別是各變量的系數。

(四)實證結果與分析

1.T 檢驗

為了檢驗股權激勵是否能夠有效降低管理者和股東之間的委托－代理成本，本文對上市公司實施股權激勵前后的代理成本進行了均值T檢驗。檢驗結果如表1所示。

表1 股權激勵實施前后代理成本差異T檢驗

從超額費用Overco來看，除了2006年開始實施股權激勵方案的上市公司樣本均值在實施前后沒有顯著性差異外，其他年份的上市公司在實施股權激勵后超額費用均值均顯著下降。從過度投資Overin來看，除2009年以外，上市公司在實施股權激勵后過度投資均值顯著低于實施前過度投資均值。從閑置資金Spareca來看，所有年份開始實施股權激勵的上市公司在實施后閑置資金均值也顯著下降。綜合來看，除個別年份以外，上市公司在實施股權激勵后委托—代理問題得到明顯緩解，假設一總體上得到支持。然而股權激勵能否促使管理者努力工作從而提升公司績效，還有待進一步的實證檢驗。

2.公司績效T檢驗

為了考察樣本公司實施股權激勵的效果，本文同樣采用獨立樣本T檢驗法，驗證股權激勵實施前后兩年上市公司凈資產收益率平均值和每股收益平均值是否存在顯著性差異，由此判斷股權激勵實施是否會促進業績增長。

表2 股權激勵實施前后公司績效差異T檢驗

從表2可以看出，2007年和2008年開始實施股權激勵的上市公司在實施后凈資產收益率平均值有顯著提高，然而其他年份的上市公司在實施股權激勵后凈資產收益率平均值雖有所上升，但沒有通過顯著性檢驗。2006、2007以及2009年開始實施股權激勵的上市公司在實施后每股收益顯著上升，然而2008年的上市公司在實施后每股收益反而下降，但差異并不顯著。從ROE和EPS的獨立樣本檢驗結果來看，股權激勵實施過程中公司業績會有一定程度增長，但增長幅度不大。同時由于公司業績還會受到多種因素影響，因此股權激勵對公司績效的提升效應還需要進一步的實證檢驗。

3.相關分析

在進行回歸分析之前，有必要對自變量與因變量以及各自變量之間的關系進行初步探索，以便觀察哪些自變量對因變量的影響較大，自變量之間是否存在多重共線性問題，由此避免實證結果的偏差。根據統計學規定，相關系數r值介于－1與1之間。r值大于0，說明兩變量間正相關;r值小于0，說明兩變量間負相關。一般來說，如果相關系數r值超過0.8，變量間的高度相關就可能導致多重共線性問題。本文對選取的103家樣本公司，運用SPSS軟件對模型1和模型2的各變量進行Pearson相關分析，結果如表3所示。

表3 相關分析結果表

從表3第一列可以看出各變量與ROE的相關系數，其中，股權激勵比例EIR與凈資產收益率ROE的相關系數為0.210，通過了5%的顯著性水平檢驗，初步說明股權激勵比例與凈資產收益率顯著正相關。EIR2與ROE相關系數僅為0.112，且沒有通過顯著性檢驗。企業規模、總資產周轉率、成長性與ROE正相關，資產負債率、股權集中度與ROE負相關。同樣，從表中第二列可知各變量與EPS的相關系數，其中股權激勵比例、公司規模、資產負債率、總資產周轉率、凈利潤增長率都與EPS正相關，股權集中度與EPS負相關，EIR2與EPS相關系數為0.144，也沒有通過顯著性檢驗。從表中數據可以看出，各變量的相關系數都在0－0.8的范圍內，相關度最高的是EIR和TAT，相關系數的絕對值為0.658。由此可以判定各變量之間不存在多重共線性問題，回歸模型是有效的。

表4 回歸結果表

4.回歸分析

從表4模型1的回歸結果中可以看出，模型的可決系數R2等于0.380，擬合優度較好，F值統計量為5.848，通過了1%的顯著性水平檢驗，說明模型整體上比較顯著。EIR與ROE的標準回歸系數為0.010，T 值為 2.225，通過了 5% 的顯著性水平檢驗，說明股權激勵比例與凈資產收益率顯著正相關。EIR 與EPS的回歸系數為 0.048，T 值為 2.162，也通過了5%的顯著性水平檢驗，說明股權激勵比例與每股收益顯著正相關?？傮w上看，股權激勵比例越高，公司績效也隨之提高，但股權激勵比例與公司績效的相關系數較小，管理者通過股權激勵增加的持股比例提高帶來的激勵作用有限。模型一的回歸結果顯示，股權激勵比例與凈資產收益率、每股收益都呈顯著正相關，由此證明本文第二個假設:股權激勵比例與公司績效正相關，并拒絕本文第三個對立假設。

模型2在模型1的解釋變量中加入了EIR2，以此來驗證股權激勵比例與公司績效之間是否存在曲線關系。EIR2的回歸系數在因變量分別為ROE和EPS時均沒有通過顯著性水平檢驗，說明我國上市公司股權激勵比例與公司績效之間不存在曲線關系。同時，在加入EIR2后，模型的擬合優度和F和值均明顯下降，說明模型2是有偏的。由此拒絕本文第四個假設:隨著股權激勵比例的變化，其與公司績效之間存在曲線關系。

五、研究結論及建議

(一)研究結論

根據上述實證檢驗，可得出如下結論:(1)在實施股權激勵后，上市公司管理者超額消費、過度投資以及閑置資金等利益侵占行為有一定減少，公司委托—代理成本得以降低。(2)實施股權激勵方案后，上市公司績效平均值有一定上升。(3)隨著管理者通過股權激勵持股比例上升，上市公司績效也隨之提高，但提高幅度有限。(4)股權激勵比例與公司績效之間不存在曲線關系，說明“管理者防御”在我國上市公司中并不普遍。

(二)相關建議

為了增強我國股權激勵制度實施的效果，本文提出以下建議:(1)應增強資本市場有效性，放寬對機構投資者進入資本市場的管制，加大對證券市場秩序的監管力度。在放寬市場進入管制的同時，還要加大對內幕交易和其他資本市場違法行為的打擊力度。(2)建立科學的業績考核指標體系，完善對股權激勵實施情況的信息披露制度。這樣既能客觀公正反映高管努力程度，又能防止高管利用手中職權隱藏信息、披露虛假信息。(3)完善上市公司治理結構，建立合理的公司內部監督與約束制度，加強股東對經營者的監督，防止其攫取私利。