上市公司管理層股權激勵與公司業績相關性實證研究

摘要：上市公司管理層股權激勵與經營業績的相關性，是近幾年資本市場投資人和上市公司管理層共同關注的重大問題。本文依據我國滬深兩市上市公司2006年年報數據，選擇100家已實施管理層股權激勵的上市公司為樣本，對我國管理層股權激勵與公司業績相關性進行實證研究。研究發現：我國上市公司管理層股權激勵比例偏低，持股結構不合理；管理層持股比例對公司業績存在區間效應。本文最后對我國上市公司管理層實施股權激勵提出了政策建議。

關鍵詞：上市公司； 管理層持股； 公司業績； 區間效應

中圖分類號：F276.6文獻標志碼：Ａ

一、研究假設

股權激勵效用產生的體制基礎是現代企業制度中存在的代理成本以及由此而產生的管理低效問題，股權激勵在一定程度上可以降低代理成本，提升公司業績。但是，在實際情況中，股權激勵的正效應和負效應是同時存在的，經理人員持股產生的最終激勵效應取決于兩種效用疊加的結果。而兩種效應疊加的結果使得管理人員持股與企業實際經營狀況之間形成了一種較為復雜的雙重效應關系，只有在某些特定的區間，正效應可能大于負效應，管理層持股的增加才會有益于公司經營狀況的改善和業績的提升；而在另外的區間，正效應可能小于負效應，管理層持股的增加反而會導致公司經營狀況的惡化。基于此本文提出以下研究假設：

H1：管理層持股比例與上市公司業績存在非線性關系。

H2：管理層持股比例與上市公司業績存在區間效應。

二、研究設計

（一）股權激勵指標的選取與釋義

綜觀國內外學者近30年關于管理層股權激勵的實證研究，不難發現存在一個共同特點，即所選取的解釋變量幾乎都是管理層持股比例。學者們對該比例高度關注是因為該比例直接決定了人力資本和物質資本之間對剩余權的分配。物質資本期望自己能夠最大程度地獲取剩余價值，這就迫使其在讓渡部分剩余索取權以激勵管理人員創造更多剩余價值和盡可能提高自身的剩余索取份額之間徘徊，努力探求一個最佳的比例[1]。同樣，我們的研究也選擇管理層持股比例作為一個解釋變量，使用公司董事會成員、監事會成員和高級管理人員持有公司現股總數和公司總股本的比值作為管理層持股比例。如表1所示：

（二）公司業績指標的選取與釋義

業績指標選取的原則是體現上市公司的盈利能力。在證券市場上，上市公司的盈利狀況和盈利能力往往可以決定對該公司股票價格的定位。從投資者的角度來說，上市公司的盈利狀況和盈利能力還是決定投資人市場行為的重要依據。過去的研究對業績指標選取主要集中在下面四個指標：凈資產收益率（Rate of Return on Common Stockholders' Equity，簡寫為ROE）、每股收益（Earnings Per Share，簡寫為EPS）， Tobin Q、經濟增加值(Economic Value Added，簡寫為EVA)等。在當前我國證券市場體制還不完善的情況下，用Tobin Q值以及EVA衡量公司業績不太適宜。原因在于Tobin Q的計算模型中有企業的股票市值和債務市值，以及資本的重置成本，獲得這些數據的難度較大，同時資本市場的低效率使得以股價來計算股票市值存在嚴重的失真；經濟增加值（EVA）雖然能夠比較準確的反映公司在一定時期內為股東創造的價值，但我國的資本市場還不成熟，資本成本的計量與其實際值之間存在一定的偏差，因此EVA的適用性也較差。我們認為凈資產收益率（ROE）作為業績評價指標通用性強，適應范圍廣，不受行業的局限；每股收益（EPS）是反映公司業績的絕對指標，被看作是股價的決定性因素，廣受關注。所以，我們選取這兩個相對客觀的指標來衡量企業業績。如表2所示：

（三）控制變量的選取

控制變量的選擇對實證分析結果具有十分重要的意義，忽略必要的控制變量，將使檢驗結果產生重大偏差。所以，我們根據所選擇的經營業績變量的特性，對控制變量做出了如下選擇：

控制變量一：企業規模。企業規模對公司業績有明顯影響。規模較大的公司往往更容易獲得企業發展所需的資金，更能抵抗各類市場風險，也更容易取得客戶的信任，這些都對公司業績有正面的影響；當然規模比較大的公司也存在市場反應遲鈍，決策效率低下等對業績產生負面影響的因素[2]。因此，將規模因素納入整個研究是非常必要的。在具體操作上，我們使用公司總資產來表征其規模，取公司總資產的自然對數作為控制變量。

控制變量二：國有股比例。我國的上市公司大部分由國有企業改制而來。理論界的普遍看法是，國有產權主體的權能弱化，作為國有產權代表的國資委等部門自身又存在較嚴重的代理問題，因此，國家股比例越大，監控機制可能相對越不健全。另一方面，企業體制也是影響公司業績的重要因素，國有企業通常被認為對市場信號不敏感，難以接受新的知識與新的技術，激勵管理機制落后，這些都會對經營業績產生負面影響；但在另一方面，國有企業往往受到政府特殊政策的照顧，受國家宏觀調控的影響較小，容易獲得發展所需資金和資源，容易得到國際合作項目，這些又會對公司的經營業績產生正面影響[3]。因此，我們采用國有股比例作為另一個控制變量來反映企業的國有化程度，消除體制因素對上市公司業績造成的影響。控制變量說明如表3所示：

（四）實證模型

1. 管理層持股比例與公司業績線性關系回歸模型

為了驗證假設H1：管理層持股比例與公司業績之間存在非線性關系，我們設置了添加控制變量的多元線性回歸方程，檢驗其回歸結果是否顯著，從而判定假設H1是否成立。添加控制變量的多元線性回歸方程如下：

ROE=β₀+β₁DIR+β₂SI+β₃SO+ε

EPS=λ₀+λ₁DIR+λ₂SI+λ₃SO+ε

2. 管理層持股比例與公司業績區間效應回歸模型

在假設H1成立的情況之下，我們需要驗證假設H2：管理層持股比例與公司業績之間存在區間效應。我們選用Morck（1988）[4]、McConnel 和Servaes（1990）[5]和Kole（1995）[6]的實證回歸方程進行論證。回歸方程如下：

Performance=α+β₁DIR+β₂DIR²+β₃DIR³+γControl Variables+ε

方程左邊是業績指標，在Morck等人的實證中選取的是和資本市場效率息息相關的Tobin Q值，前文已闡明，這個指標在我國資本市場不完善的情況下不適宜選用，以前國內有學者對此做過實證分析，結果不理想，所以我們選擇每股收益和凈資產收益率進行替代。方程右邊添加了管理層持股比例的平方和立方兩項，控制變量仍然選用資產規模和國有股比例。

（五）樣本和數據

我們以2006年上海證券交易所和深圳證券交易所A股上市公司為選擇樣本，選取了2006年以前已經實行管理層股權激勵的100家上市公司作為樣本公司。上市公司數據、財務指標均來自于中國證券報網（中證網）數據庫，對于其中不完整的數據，我們根據年報對其進行了修正，并做了如下規范：

1. 為避免同一家公司既擁有A股、B股、H股，同時又在海外發行上市的問題，保證數據間具有可比性，樣本公司只考慮發行A股的企業。

2. 剔除因“其它狀況異常”① 而被ST處理的上市公司。我們之所以把“其它狀況異常”的ST公司剔除在樣本范圍之外，是因為這些公司可能存在股權結構不合理、公司治理機制不規范、缺乏對高管人員有效激勵等情況。

3. 剔除經營業績數據出現極端值的樣本公司。不同上市公司由于所處環境不同，有可能造成某些財務指標出現極端值，如每股凈資產為負值，凈資產收益率、凈利潤增長率低于-500%等。以上種種缺乏代表性的極端樣本數據，會在對上市公司進行經營業績綜合考查時造成評價結果的偏差，并影響檢驗分析的準確性和合理性。

4. 剔除實施管理層收購的樣本公司。上市公司年報披露的管理層持股公司中可能包括實施管理層收購的公司，管理層收購不屬于本文股權激勵的范疇。我們根據上市公司的年報附注和中證網個股信息對已經實施管理層收購的樣本公司進行了鑒別并排除。

我們的所有統計分析處理均采用基于WINDOWS視窗的SPSS（Statistical Product and Service Solution）標準13.0版本執行。

三、實證分析

（一）管理層股權激勵狀況考察

我們對選取的實證樣本的持股情況做了描述性統計，結果如表4：

從表4可以看出，我國上市公司管理層持股比例較低，均值只到達0.29％；管理層中持有公司股份的人數不多，平均每家只有5人，持股管理者占管理層人數的比例均值只有30.51％，也就是說有2/3以上高級管理人員不持有本公司股票。董事長和總經理是公司最核心的管理者，對他們進行有效的激勵對于公司的良好運營至關重要。但筆者統計發現，樣本中有達一半的上市公司董事長與總經理不持有本公司股票。由此可見在我國上市公司中持股權合約還未成為一項普遍使用的激勵機制。

（二）管理層持股比例與業績關系的回歸分析

在正式進行回歸分析之前，首先需要對進入方程的變量做簡單的描述性分析和相關分析（見表5），以明確樣本的基本情況。從分析結果看，經過篩選的100個樣本完全具備分析所需數據，作為我們的有效樣本。

通過對主要變量的相關分析可以發現，管理層持股比例與業績指標之間存在一定的相關性（相關系數分別為0.191和0.255），相關性統計結果中每股收益和凈資產收益率的顯著性概率P值分別為0.061和0.028，分別通過0.1和0.05的顯著性檢測。下面將管理層持股比例與每股收益和凈資產收益率作線性回歸分析和曲線回歸分析。

1. 管理層持股比例與每股收益、凈資產收益率的線性回歸分析

統計結果如表6：

對每股收益的回歸分析結果顯示，整個回歸模型的判定系數R²為0.188，消除了自變量個數影響經調整的R²_adj為0.163，也就是說回歸方程內的自變量解釋了16.3％的因變量變異，應該說效果不明顯，F值檢驗通過，非標準化回歸系數B=0.096，這個系數比較小，同時T值檢驗未能通過；對凈資產收益率的回歸結果顯示，管理層持股比例對凈資產收益率的回歸系數較高（B=0.229），T值通過0.05的顯著度檢驗。F值檢驗接近0.1的檢驗標準（Sig.=0.106）。

我們的研究對假設H1“管理層持股比例與公司業績之間存在非線性關系”的檢測結果是：對EPS回歸結果顯示線性關系不成立，因此接受這一假設，而對ROE的回歸結果顯示線性關系成立，從而拒絕這一假設。我們意在證實管理層持股與業績之間存在區間效應，鑒于此，我們做進一步的曲線回歸分析，觀測統計結果是否能夠證實我們觀點。由于凈資產收益率指標拒絕了假設H1，因此我們在下面的曲線回歸過程中舍棄這一指標，只選用每股收益指標進行統計分析。

2. 管理層持股比例與公司業績的曲線回歸分析

我們選用Morck 、McConnel 和Servaes、Kole的實證回歸方程進行論證，運用該模型的回歸結果如表7：

先前對EPS進行線性回歸結果沒有通過顯著性檢驗，此處對EPS的曲線回歸分析得出DIR、DIR²、DIR³的回歸系數在正常范圍，DIR的回歸系數通過0.05顯著水平檢驗，DIR²、DIR³的回歸系數通過0.1顯著性水平檢驗，F值通過0.01的顯著性檢驗，此結果表示我們的曲線回歸是有效的。因此，以EPS為業績指標，得到關于DIR的三次函數：

EPS=1.348DIR-4.916DIR²+3.733 DIR³+0.455SI-0.072SO-1.309

對該函數求駐點，得到駐點：0.169％和0.705％。當DIR在（0，0.169％）和0.705％以上的區間，對DIR求偏導數的值均大于零，在（0.169％，0.705％）區間，其值小于零，說明在（0，0.169％）和0.705％以上的區間上業績是增長的，在（0.169％，0.705％）區間上業績是減少的。如圖1示意，當管理層持股比例在0－0.169％之間，其與每股收益正相關，當管理層持股比例在0.169％－0.705％之間時，其與每股收益負相關，而當比例大于0.705％以后，又呈現正相關。因此，研究模型中的假設H2“管理層持股比例與公司業績存在區間效應”得到了驗證（僅對于EPS）。

四、研究結論和建議

通過研究，我們得到了如下結論：

1. 我國上市公司管理層股權激勵比例偏低，持股結構不合理。通過描述性統計發現，我國上市公司的股權激勵數量以及占總股本的比例普遍偏低，在我們的樣本中平均持股比例只達到0.29％，持股比例在千分之一以下的達70％，持股比例超過平均值的只占到很小一部分。在管理層中董事長和總經理零持股現象比較普遍，持股結構不夠合理。

2. 股權激勵與公司業績（EPS）存在區間效應。我們以不存在缺失值的100家上市公司為樣本，通過曲線回歸分析驗證：當管理層持股比例小于0.169％時，公司的經營業績隨著管理層持股比例的上升而提高；當管理層持股比例在0.169%到0.705％之間時，公司的經營業績隨著管理層持股比例的上升而下降；當管理層持股比例超過0.705％時，公司的經營業績又有上升的趨勢。

根據研究結果，我們對我國上市公司管理層實施股權激勵提出以下兩點建議：

1. 堅定實施股權激勵的政策方向

2005年底，證監會出臺了《上市公司股權激勵管理辦法》，表明了政府鼓勵上市公司實施股權激勵的態度。但在現實中，國有資產管理部門出于對國有資產流失的強烈關注，對國有或國有控股上市公司的股權激勵方案的審批持慎重態度。事實上，我們應該看到中國的經濟增長并不是基于對現有資本的重新分配，而是在于如何由小變大，由少變多，乃至無中生有，這才是人力資本創造價值的神秘力量所在。給予企業經營者合理的剩余索取權，是對價值創造的激勵，也是對人力資本本身價值的肯定。我們的研究證實管理層持股可以實實在在為企業業績帶來好處。所以，無須懷疑管理者持股的有效性，應該堅定這一政策方向。政府和管理部門應該更多地關注企業管理層“持有多少股份”、“如何持有”才能創造更多的價值。

2. 注重股權激勵實施力度

區間效應的論證結果反映了不同管理層持股比例的激勵效果存在差異性。但事實上目前我國實施管理層股權激勵方案的企業其整體持股數很少，比例偏低，還停留在一個低層次的持股水平上，現實狀況很難產生顯著的激勵效果。我們認為應當在《上市公司股權激勵管理辦法》的指導下，穩步推行規范的股權激勵方案，科學掌控管理層持股比例，持股過低的公司可以加大持股數量，實施多元化的股權激勵方式，持股比例已經較高的公司要結合具體情況，避開區間效應中的“負效用”，實現激勵效用最大化。

參考文獻:

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[2]袁國良，王懷芳，劉明.上市公司股權激勵的實證分析及其相關問題.劉樹成，沈沛主編，中國資本市場前沿理論研究文集[M].北京:社會科學文獻出版社，2000:37-42.

[3]黃國安.國有企業股權激勵機制研究[M].上海：上海財經大學出版社，2005.

[4]Morck R.， A. Shleifer， Vishny. Management ownership and market valuation: an empirical analysis[J]. Journal of Financial Economics， 1988， (20):293-315.

[5]McConnell. J. J.， Henn Servaes. Additional evidence on equity ownership corporate value [J]. Journal of Financial Economics，

1990， (27):595-612.

[6]Kole S. R. Measuring managerial equity ownership: a comparison of sources of ownership data [J].Journal of Corporate Finance，1995， (1):413- 435.

① “其它狀況異常”是指：由于自然災害、重大事故等原因導致上市公司主要經營設施遭到損失，公司生產經營活動基本終止，在三個月內未能恢復的；公司銀行賬號被凍結，影響正常生產經營活動的；公司涉及其負有賠償責任的訴訟或仲裁案件，已收到法院或仲裁機構的法律文件，且可能涉及賠償金額超過公司最近年度報告中列示的凈資產的。

②在數據收集過程中我們參考上市公司年報信息，考察了公司管理層總人數和管理層持股人數，指標“管理層持股人比例”為管理層持股人數與管理層總人數的比值，表示股權激勵在管理層中的覆蓋、普及程度。

（責任編輯顧 錦）