上市公司高管股權激勵與企業業績的實證關系研究

摘 要：文章以滬深兩市已完成股權分置改革并公告了股權激勵實施方案的A股205家上市公司為樣本，運用統計模型分析高管層持股與上市公司績效的關系，并細分研究了股權激勵相關因素對股權激勵的效應影響。研究結果表明：我國上市公司高管股權激勵目前在總體上效果不明顯，股權激勵與公司業績之間不存在顯著的正相關關系。股權激勵存在一定程度的區間效應、板塊效應和行業效應。

關鍵詞：股權激勵 企業業績 相關性 高管持股

中圖分類號：F27 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2013）01-071-04

一、概述

我國上市公司總數已經突破兩千多家。但是客觀上長期激勵約束機制的缺乏所導致的經營者與所有者利益分歧依舊存在。股權激勵制度的出現無疑是一次重要的變革與創新。這一機制有效地將所有者和經營者的價值目標緊密的聯系在一起，成為一個利益共同體。既保證了管理者實現股東價值的目標，又降低了代理成本。

股權激勵實施環境在2007年后有了較大改善，資本市場日益健全，上市公司股權激勵手段日趨成熟，這都為進一步研究上市公司高管股權激勵與業績關系問題提供了現實的土壤。本課題運用實證分析，為企業在制定股權激勵方案方面提供指導建議，使其得到更加合理設計，從而實現股東價值最大化的終極目標。

二、提出研究假設

近年來股權激勵體制得到了越來越多的關注，這一問題已成為現代企業管理研究中一個重要的領域，其快速的發展也得益于相關理論的不斷完善。其中最為重要的企業委托代理理論和人力資本理論奠定了股權激勵的理論基礎。在這以后，國內外學者圍繞經營者股權激勵與業績的相關關系進行了一系列的理論和實證研究。

Mahan和Hamid利用1979-1980年隨機得到的153家制造業公司樣本得到的結論是：企業業績與管理層持股比例成正相關關系，而股票期權在運用上有很大優勢。Hall和Liebman發現：公司股東價值與管理人員持有的公司股票和股票期權之間的關系要比與他們獲得的工資和獎金之間的相關性強得多。Connell和Serves曾采用二次方程法研究托賓Q值與公司內部人持股比例間關系，發現兩者存在倒U性非線性關系。

綜上所述，國外的研究在激勵與績效的彈性或敏感度是否夠強上還存在較大爭議，而近幾年國內學者也逐漸關注與此相關課題的研究。顧斌、周立燁在《我國上市公司股權激勵實施效果研究》一書中，選擇2002年以前實施股權激勵的上市公司為樣本，使用扣除非經常性損益后的凈資產收益率作為績效衡量指標，縱向比較上市公司實施前后的業績變化，研究得出激勵效應不明顯。劉國亮、王加勝對管理層持股比例、職工持股比例與總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）、每股收益（EPS）的關系進行研究后認為，經理人員持股比例與公司經營績效正相關。提出以下相關假設：

假設1：上市公司業績與股權激勵存在顯著正相關關系：股權激勵的實施效果最終可以歸結于是否有利于上市公司經營水平的提高。這應該說是一個敏感度的概念。企業業績對股權激勵水平的敏感度越高，表示股權激勵的實施效果越好，表明激勵水平同企業業績具有相關性。本文的研究方向就是探究業績與股權激勵之間的相關性，基于我國資本市場的進一步完善，相關法律法規的健全，這一研究的意義和時效性都有所增強。因此在總結前人研究成果基礎上，結合較新的數據，筆者試圖從總體層面上驗證兩者之間的相關關系。因此本文提出的第一個假設為：上市公司業績與股權激勵之間呈明顯的正相關關系。

假設2：上市公司業績與股權激勵比率存在區間效應：股權激勵可以增加管理層持股水平，隨著管理層激勵比例的擴大，權益的分享可以大大減少逆向選擇和道德風險產生的代理成本，實現個人與公司利益的綁定，有利于公司業績的提高。從目前已實施股權激勵的上市公司的股權激勵方案來看，各上市公司用于激勵的股權比例各異，有的企業相差非常懸殊。Ross研究了管理層股權、投資水平及公司績效之間的相互關系發現了管理層持股比例與公司績效之間的非單調關系，即管理層持股在0%～7%、7%～38%、38%～100%三個區間上，公司價值分別隨高管激勵比例的增加而增加、減少和增加。為進一步驗證激勵比例關系，提出假設：上市公司業績與股權激勵比率存在區間效應。

假設3：不同上市板塊中實施股權激勵的效果不同：股權激勵制度必須要緊緊貼合公司的性質，針對企業所處不同上市板塊的資本環境，市場認知度，監管法規因素特點培養企業獨有的核心競爭力，提高企業的未來價值。以往的研究多集中在國企和民企的競爭對比，而很少涉及上市環境角度的論證。筆者認為從長遠來看，更應當關注市場經濟體制下的企業制度改革與經營創新，為促進資本市場的日益完善，關注不同資本市場板塊的發展狀況。為了探求股權激勵對于不同性質的企業實體有無促進作用，故作出假設：不同的上市板塊激勵效果不同。

假設4：實施股權激勵效果存在顯著的行業差異：利潤激勵只有在市場競爭的前提下才能發揮刺激經營者增加努力與投入的作用。市場競爭越激烈，企業提高效率的努力程度就越高，而在完全沒有競爭的市場中企業產品失去替代性。朱武祥與宋勇以家電行業20家上市公司為樣本研究表明股權激勵與企業業績間無明顯相關性。而陳曉和江東在股權激勵對公司績效正面影響的行業競爭因素研究中發現電子電器行業管理層持股對業績有正面作用，而商業和公用事業兩個行業影響則不顯著。這些研究表明不同的行業有不同的發展周期、資本需求、業務特點和核心資源，在不同的行業中企業面臨不同的競爭程度和市場水平，必將導致企業的經營成果受到行業特有因素的影響。既然行業因素對薪酬激勵和經營業績都有重大影響，那么只有在行業細分層次上充分結合超產權理論中競爭要素與股權激勵的實施效果，才能探究其真實的驅動效應。

三、評價方法的選擇

1.樣本選取與數據來源。本文選擇截止2010年12月31日的滬深兩市A股公布股權激勵方案（包括已實施和擬實施的公司）的上市公司作為實證研究的樣本，共得到原始樣本205家。數據來源主要有國泰安（GTA）數據庫，公司財務數據來自巨潮資訊網和東方財富網站，個別缺失數據摘錄自各公司相應年度報告。為便于后續數據分析，進行了嚴格數據篩選：（1）金融、保險類上市公司予以剔除；（2）出現部分財務數據缺失的樣本予以剔除；（3）ST，PT公司樣本剔除；（4）將激勵比例不明確的公司樣本予以排除；（5）在樣本考察期間已停止實施股權激勵方案的上市公司予以剔除。經過此輪篩選，最終樣本均為已實施或已公布具體方案并有明確激勵比例的上市公司，共計166家。

2.變量定義及解釋。為全面量化反映企業的經營績效變量，本文擬通過從企業多維度的財務背景中選取具有較強代表性的9個會計指標進行綜合評價。為減少因主觀賦權、模糊估計造成的誤差，本文采用主成分分析法建立體系，運用這些指標計算綜合業績評價得分。

在進行多元回歸分析的實證假設檢驗中，本文選取主成分分析法計算得出的綜合評價得分作為因變量；在測度管理層股權激勵水平時，本文嚴格參照各上市公司公布的激勵方案，選取授予管理層的用于激勵的股票數占公司總股本的比例作為自變量。又從宏觀環境和內部環境兩個角度選取多個控制變量進行研究。各變量詳細說明見下表所示：

3.檢驗模型設計。本文在研究上市公司高管股權激勵與公司業績的關系時，以上市公司3年業績得分平均值作為因變量，以用于激勵的股權占總股本的比例為自變量擬合多元線性回歸方程，通過回歸分析驗證總體的相關性。根據以上各變量選取情況，可以得到股權激勵和公司業績間的線性回歸方程：

根據公式4-1，4-2，4-3，經過SPSS計算可以得出各樣本企業2008，2009，2010年的提取單項因子得分和業績評價總得分，最后求出三年業績總得分的平均值作為后續回歸分析的因變量。

2.假設檢驗的回歸分析結果。

（1）企業業績與股權激勵總體關系假設檢驗。從表4-2可以發現F=20.475，伴隨概率為0，F檢驗的通過說明符合方差的齊次性，T檢驗的前提條件具備。調整后的相關系數表明回歸模型對因變量的解釋貢獻有37.1%，擬合優度較為理想。

另外，我們由表5到DW（Durbin—Watson）檢驗結果顯示：DW=2.066，當DW統計值在2附近時殘差項不存在序列一次相關性。對于多元線性回歸一個值得關注的問題就是多重貢獻的檢驗。為完成這項檢驗筆者選擇了容忍度和方差膨脹因子（VIF）指標進行多重共線測試：從自變量和各個控制變量的容忍度和方差膨脹因子（VIF）可以看出，所有變量的容忍度和VIF的取值都非常接近1，這初步說明了選取的變量間不存在明顯的多重共線，各個變量對回歸結果都有一定的解釋能力。與此同時，筆者通過相關系數矩陣進一步驗證多重共線的判斷。

從上表6可知，變量之間的相關系數都小于25%，同時協方差值都接近0，這更加證明了之前回歸中不存在顯著的共線的結論是合理的。就回歸結果而言，股權激勵持股比的回歸系數是0.003，即股權激勵比例每增加1個單位，企業業績得分提高0.3個百分點，說明股權激勵與公司業績之間是存在正相關關系。T=0.887

（2）股權激勵的區間效應假設檢驗。為了進行區間效應分析，本文將所有回歸樣本按照股權激勵比例劃分為三部分，分別為[0，1%]，[1.01%，5%]，[5.01%，10%]三個區間進行回歸，代表較低、中等、較高三個激勵水平層次，得到的統計結果整理如下：

由表7我們可以得出如下結論：當股權激勵比例小于1%時，回歸沒有通過T檢驗，且回歸系數為負說明此區間內股權激勵與公司業績負相關；當激勵比例處于[1%，5%]之間時，回歸系數大于0，Sig值小于0.05，具有統計上的顯著性；當激勵比例大于5%時，股權激勵和公司業績兩者間也有顯著的正相關關系。我們還發現，隨著激勵比例的增大，回歸系數的增加表明了較高水平的股權激勵對業績的促進效果更好。但是高激勵比例區間的修正相關系數較小，說明了持股比例對業績得分的解釋能力有所減弱，可能存在其他原因影響公司業績的實際表現。假設2中的股權激勵區間效應成立。

（3）不同上市板塊的實施效果研究。筆者關注到近幾年來在中小板和創業板市場中股權激勵的火爆程度，想通過不同板塊的樣本公司激勵效果的比較研究探求這一現象背后的實質作用，對不同市場屬性的公司實施股權激勵提供指導意見。統計結果匯總如下：

由表8知，創業板樣本公司的統計結果中Sig值小于0.05，回歸系數-0.059，說明股權激勵與公司業績之間存在顯著的負相關關系，這與眾多積極投身股權激勵的創業板公司的實施初衷大相徑庭，這種負面的業績影響和所曝光的違規事件共同反映了創業板公司在推行進程中存在諸多不合規范的行為，股權激勵制度尚未健全，需要嚴格監督，謹慎決策。中小板的回歸系數雖高達0.518，但是未通過T檢驗，T值僅為0.011，股權激勵與公司業績間是不顯著的正相關關系；主板公司多為較成熟，體質較健全的大型企業，在實施激勵計劃的過程中更加強調規范性和目的性，統計結果也體現大公司的優勢，說明股權激勵與公司業績之間存在明顯的正相關關系，但是較小的回歸系數反映出較低的激勵效率可能受到企業規模和股份結構的影響。較低的相關系數也反映出股權激勵對主板公司業績的提升解釋能力并不充分。假設3成立，不同板塊企業的股權激勵效果不同。

（4）橫向行業比較結果。描述性統計結果（表9所示）：不同行業的業績得分和股權激勵比例都存在較為明顯的差異，信息技術行業平均業績得分最高為0.163，同時有3.98%的較高平均激勵比例；房地產業的業績得分以-0.179位居最后，而平均激勵比例2.67%也僅高于醫藥、生物制品的1.99%，可能是受宏觀政策調控的影響較大。

將不同行業的激勵比例與業績得分進行回歸分析，由上表匯總統計結果顯示各行業的回歸系數取值各有差異，表明不同行業的激勵效果各不相同。其他制造業，石油、化工、塑膠，電子，機械、設備、儀表四個行業的回歸系數沒有通過顯著性檢驗。而剩余的信息技術業，醫藥、生物制品，房地產業均通過了統計T檢驗，在95%的置信水平上具有顯著性；三個行業的修正后的相關系數都超過了25%的經驗水平，擬合優度可以接受，被解釋變量可以被模型有效解釋；DW檢驗結果都趨近于2，也說明殘差序列無自相關現象，回歸方程可以充分解釋變量的變化規律。具體來看：房地產業的回歸系數最大，達到0.13，說明股權激勵對房地產企業的業績狀況有實質提升，這與其較低的業績得分基數有關；信息技術業的回歸系數為0.126，說明股權激勵和業績間顯著正相關；醫藥、生物制品類公司的回歸系數為負，代表了股權激勵計劃實施與業績增長顯著負相關，在一定程度上股權計劃損害了公司財務和股東利益。

由上述論證可以得出：不同行業的股權激勵效果不同，并不是所有企業都可以成功通過推行激勵計劃來改善企業業績水平。有些行業收效明顯，有些行業收效甚微，更有些行業反受其害。這種行業差異可能存在成長性較差，競爭能力偏弱，組織結構不合理，行業生命周期規律，資產運作管理不佳等一系列原因。與行業自身特性，市場認知，經營方式也不無關系。房地產企業的業績進步主要得益于近年來后金融危機時代國家采取較為寬松的貨幣政策和樓市監管疏漏導致的不動產價值虛增。而信息技術行業的高度相關性是因為以高新技術為依托，成長速度快，擴張能力強，投資回報率高的朝陽企業帶來了豐厚的超額利潤，這一點可以從極高的平均市盈率和IPO頻率看出。而醫藥行業的負面激勵效應也客觀反映了生物醫藥市場的泡沫和非理性繁榮造成了大量的管理漏洞和經營虧損，以及高管優厚報酬與公司業績惡化的反差。

五、結論

我們以已完成股權改革并實施與擬實施股權激勵的深滬兩市A股上市公司作為樣本，選取多個財務指標和不同類型的回歸變量進行了一系列的實證相關性研究，最終得出以下結論：

1.我國上市公司股權激勵與企業業績間不存在統計意義上的顯著性，整體上兩者間存在不顯著的正相關關系。

2.將管理層持股比例按區間劃分后，管理層持股比例與公司績效的線性關系存在一定的區間效應。隨著激勵比例的提高，業績提升效果有所加強。

3.不同板塊所代表的企業性質差異對股權激勵效果有影響。創業板公司股權激勵與業績之間存在顯著的負相關關系；中小板股權激勵與公司業績間是不顯著的正相關關系；主板公司統計結果說明股權激勵與公司業績之間存在明顯的正相關關系。

4.行業因素影響股權激勵實施效果。綜上所述，本文最終得出了我國上市公司股權激勵與公司業績之間呈現出不顯著的正相關關系的研究結論，這與大多數國內學者認為股權激勵在我國總體上尚缺乏實施效果的觀點是一致的。

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（作者單位：西安交通大學管理學院 陜西西安 710049；畢馬威（KPMG）華振會計師事務所上海分所 上海 200000；陜西省紡織科學研究所 陜西西安 710038）

（責編：呂尚）