全流通時代下股權激勵有效性分析——基于公司績效的視角

●武漢輕工大學經濟與管理學院 許汝俊

一、研究背景

股權激勵是一種與公司績效緊密相連的具有強激勵與長時效的激勵機制，它的最大好處是可以釋放利潤。作為一種新型的激勵方式，股權激勵已經成為上市公司完善公司治理、提升企業價值的重要工具。隨著2006年股權分置改革，我國上市公司陸續嘗試制定實施股權激勵制度，證監會及財政部等各部委及監管機構也相繼出臺了一系列法律法規引導上市公司實行股權激勵。至此，股權激勵在政策上走過了從試點到發展完善的過程，股權的流動性也在股權分置改革基本完成后得到了根本性的解決，為擬實施股權激勵的上市公司奠定了一定的制度基礎。

統計數據顯示，自2006年股權分置改革之后，一些上市公司嘗試性地開展股權激勵。2007年出現的公布數量下降主要存在兩個原因：一是證監會嚴抓股權激勵申請審批工作，導致審批程序復雜及審批期限延長；二是上市公司激勵對象預期收益少，相關法律法規的頒布使上市公司（尤其是國有控股上市公司）多數激勵對象認為股權激勵的收益空間很小。而從2009年至2011年，絕大部分公司的業績預增使股權激勵的實施更加有理可依，且2011年初次披露股權激勵方案的公司相比2010年增長72.73%，為歷史之最。隨著我國股權激勵外部環境的不斷完善，其對公司績效的提升也會越來越明顯。所以文章擬以我國2009-2011年滬深A股上市公司為基礎，實證分析股權激勵水平、公司內部因素與公司業績三者間的相關關系，探索股權分置改革后股權激勵有效性是否真正發揮，為實施股權激勵公司的進一步發展提供一定程度的參考。

圖1 2006-2011年首次披露股權激勵方案(不含修正案)公司量統計

二、文獻回顧與研究假設

有關實施股權激勵的上市公司經營業績的研究層出不窮，很多學者站在不同的角度，選取不同的樣本，運用不同的方法進行了分析，導致目前的相關研究結論并未達成一致。

（一）激勵股總數與公司價值。國內很多學者在進行股權激勵水平的研究時通常參考國外的實證研究對象，僅用管理層持股所占比例來衡量股權激勵效應。某種程度上來說這是不太合適的，因為在我國股權激勵模式的多樣化會使研究結果偏離實施實況，并不能真正反映我國股權激勵的實施效果。而要從整體上研究股權激勵制度對上市公司價值的影響，就必須以上市公司股權激勵草案中公布的激勵總權益所占比重來衡量激勵效果。公司的價值增長是每位員工共同努力的結果，激勵對象的擴大化、普遍化以及強化激勵權益總額一定程度上會激發員工的工作積極性，提高公司經營業績。鑒于此，我們提出假設一：

H1：股權激勵草案中激勵權益總額越大，越有益于公司價值的增長。

（二）高管人員激勵權益與公司績效。當然，研究股權激勵水平對公司績效的影響，必不可少地會考慮管理層當期所授予的激勵權益，國內外對管理層股權激勵的效果研究也不盡相同。

根據 Jensen and Meckling（1976）的委托代理理論，由于上市公司管理者與所有者之間存在信息不對稱，委托人會同代理人簽訂一種“績效契約”來對其進行約束。股東與管理層之間的這種契約關系可能會由于信息的不對稱而使激勵效應有所削弱，故研究高管人員激勵權益與公司績效意義重大。 Akimova 等（2004）及 Victoria Krivogorsky（2006）分別對歐洲國家上市公司高管人員激勵權益與公司價值進行研究，發現僅當激勵權益處在某一數值段時兩者關系呈現正相關。國內學者陳凱等（2008）、潘穎（2009）通過對國內民營上市公司及滬深上市公司分析，表明高管股權激勵與公司價值雖成正向關系，但顯著性并不高，且僅在一定范圍內呈現正向關系。至2009年隨著股權激勵等措施的逐漸普及運用和高管薪酬信息披露機制的日益完善，相信高管人員激勵權益與公司價值的正向關系會日趨顯著。我們可提出假設二：

H2：上市公司高管人員當期所授予的激勵權益越大，公司業績的提升越明顯。

（三）公司內部因素（包括特征因素、治理因素）與公司績效。股權激勵屬于公司治理的范疇，在分析股權激勵實施效果的同時有必要對影響公司業績的其他特征因素做一定程度的研究，為管理者提供一定程度的參考。國內外學者對公司特征因素的研究甚多，且結論基本達成一致。Erickson等人(2005)分析發現股權分離度越低、獨董比例的增加并未對公司業績提升帶來幫助。國內學者張小寧 (2002)、周建波等（2003）分析發現董事長持股比例、兩職合一均會對公司價值產生重大影響。經營者付出相同的努力和獲得相同的激勵比例，在不同財產規模的上市公司能夠收獲的股權激勵效益是不相等的。對此，我們提出假設三：

H3a：公司特征因素（公司規模、發展能力、資本結構等）會在一定程度上影響公司業績。

H3b:獨立董事比例與公司績效間不存在顯著關系。

H3c:兩職合一并不利于公司業績的提升。

三、研究設計

（一）研究對象的選擇。基于股權激勵的普遍性，結合《公司法》第217條第 1項規定，本文選擇上市公司股權激勵方案中公布的所有激勵授予對象作為研究對象，但其中在研究分析高管人員股權激勵時將公司高管定義為公司總經理、副總經理、財務總監等高層管理人員。

（二）樣本選擇及數據來源。為了研究股權激勵水平、公司特征因素與公司績效之間的關系，本文選取2009-2011年間處于股權激勵實施狀態下的滬深證券市場的上市公司作為主要研究樣本。為確保數據的準確性，對樣本進行了相關處理：（1）剔除了 B、H 股上市公司；（2）剔除了 ST、PT（海南海藥、海信科龍、二重集團）以及金融類上市公司，以減少極端值和特殊數據對總體的影響；（3）剔除了樣本期間除第一次實施以外的樣本值，以保證樣本期間數據的準確性；（4）剔除了數據缺失及不全的樣本。經過處理后最終得到樣本公司共計49家。本文所采用的公司樣本數據主要來源于國泰安數據庫（CMSAR）、巨潮資訊網及上市公司年報和公告。

（三）變量選擇

1.被解釋變量。公司業績：目前國內外對于公司績效的衡量指標主要分為市場指標和會計業績指標兩種。從某種程度上來說，財務績效指標能夠客觀反映來源于過去的經營成果，但是不能很好地反映將來的績效，再者因為會計業績受人為操縱的可能性較大，并不能準確反映公司價值。考慮到我國資本市場的逐步完善，所以托賓Q值是很好的選擇，雖然它表示資本的重置價值與市場價值的比值，但其絕對值的大小還是在很大程度上反映了公司經營績效的優劣。所以本文選取上市公司首次披露年與前一年的托賓Q差值來衡量激勵效應。

2.解釋變量。股權激勵水平：為了全面地從整體上衡量股權激勵程度，本文選取股權激勵權益總額占授予時公司總股本比例以及高管人員所持激勵股占當期授予激勵權益總額比例兩個指標綜合反映股權激勵水平。

3.控制變量。為了在激烈的市場競爭中取得成本優勢，公司規模的擴張將成為首選，其有益于提高公司的經營效率。公司內部的治理結構、資本結構等也會在一定程度上影響公司績效。考慮到這些特征因素的存在，本文選取以下控制變量：公司規模、獨立董事比例、董事會規模、資本結構、股權集中度、公司發展能力以及董事長與總經理兼任情況。各變量的具體定義如表1所示。

表1 變量選擇

（四）模型設計。鑒于對公司績效的影響是通過股權激勵從不同的方面來實現的，所以為了驗證假設1-3，本文擬建立多元回歸方程進行研究分析，并結合我國實際加入相關控制變量，準確反映股權激勵、公司特征因素與公司績效間的相關關系。回歸方程如下：

Q=α +β1MSR+β2MS+β3SIZE+β4BI+β5DIRSIZE+β6LE+β7FOC+β8GROWTH+β9PL+ε

其中Q為企業經營業績；MSR與MS分別表示激勵總權益占比和高管激勵權益占比，衡量股權激勵水平；SIZE、BI、DIRSIZE、FOC、GROWTH、PL分別表示公司規模、獨立董事規模、董事會規模、資本結構、股權集中度、公司發展能力以及董事長與總經理兼任情況；α為常數項，βi為各個變量系數，ε為隨機擾動項。

四、實證結果分析

（一）樣本描述性統計

表2 股權激勵實施前后Tobin-Q均值分析

表3 模型各變量描述統計

從表2我們可以分析發現，2009年和2010年實施前后托賓Q值均有上升，而2011年實施股權激勵的上市公司在實施前后的托賓Q值卻有所下降，其原因可能是2011年歐洲債務危機。2011年11月PMI值為49%，降幅為三年以來最大，這也是三年來首次回落到50%以下，而該指標的快速回落預示著整體經濟收縮跡象明顯，經濟必將受到影響。

從表3各變量的描述性結果分析發現，托賓Q差均值為負，只能說明在2009-2011年間上市公司實施股權激勵前后業績受到了2011年歐債危機的影響，導致累積業績效應為負，這也是正常的現象，并不影響后面針對其影響因素的研究。MSR、MS代表公司的股權激勵水平，其均值分別為3.56%和42.74%，最大值分別為9.94%和100%，說明選取的樣本公司股權激勵水平較合適。極大值與極小值間差異略大，說明樣本間股權激勵結構差異較大，還有待改進。股權集中度分布狀況較為分散，樣本差距較大，說明樣本公司間股權集中度存在明顯差異。表中資本結構LE反映企業經營風險的大小、舉債經營的能力，樣本公司間LE分布差異較大，可能會對結果產生一定影響。

（二）樣本的相關性分析

表4 模型各變量Pearson相關分析

從表4相關性分析中可以看出，激勵總權益占比和高管激勵權益占比與托賓Q值的相關系數分別為0.390和0.516，均為正數，且達到了0.01的顯著性水平，說明托賓Q值與股權激勵水平顯著正相關，即公司績效會隨著股權激勵水平的提升而增加，假設1和2得以初步驗證。股權激勵整體水平與公司規模和獨立董事規模在顯著性水平為0.05和0.01時負相關，可能由于公司規模較小，則越需要去授予激勵權益，使得公司各階層為公司的長期發展而努力。托賓Q值與兩職合一相關系數為-0.282，并顯著相關，說明兩職合一不利于公司價值提升，初步驗證了假設H3c。

（三）回歸結果分析

表5 回歸結果

從表5的回歸結果可以看出，容差大于0.1，且方差膨脹因子VIF小于10，說明自變量間不存在共線性問題。

回歸方程在0.01的水平下顯著，通過了方程顯著性檢驗。表5研究結果顯示：股權激勵水平高低對公司績效產生了顯著性影響，即當期授予的激勵總權益越大，公司價值越能得以實現，高管人員在當期授予激勵權益越高，工作的積極性也會有所提升，促進公司業績的上升，假設1與2得以進一步驗證。在公司內部因素中，僅有公司規模與公司績效的回歸結果通過了顯著性檢驗，即公司規模越大，其治理程度也會相對完善，股權激勵制度也得以有效發揮。獨立董事比例高低并未對公司績效產生顯著影響，究其原因有如下兩點：第一，我國獨立董事獨立性缺失可能導致經營與監管雙方合謀仍值得懷疑，某種程度上如果出現與經營者“合謀”行為會影響公司業績；第二,在不存在“合謀”情況下，獨立董事發揮作用需要一定條件，一方面是數量條件,從大多數上市公司的情況來看，獨立董事比例設置過低是限制發揮其職能的重要原因，另一方面是制度上的缺陷，甚至是“形式重于實質”，雖然獨立董事可以幫助董事會提高決策質量,樹立公司形象，但是倘若缺乏有關規章制度的支持，獨立董事在公司的約束性將會大打折扣。從表5中可以看到，董事長與總經理兼任為負值,在0.15的水平下顯著負相關,這與周建波等（2003）的研究相一致，說明兩職合一與公司績效成顯著負相關,這與總經理的自利性是相悖的，削弱了董事會的有效性和獨立性，繼而影響公司績效。

五、結論

自2006年股權分置改革以來，越來越多的上市公司開始公布股權激勵草案并付諸實施，2006年至2009年間我國股權激勵的政策也走過了試點——規范——推廣——完善的整個歷程。本文以2009-2011年間實施股權激勵的上市公司為基礎進行了實證研究，研究結果表明股權激勵整體水平越高，激勵對象（包括高管人員）的工作積極性會得到有力提升，對提高公司價值具有一定的幫助。公司內部因素與公司績效的研究表明公司規模越大，其治理越完善，公司績效越好。董事長與總經理兩職合一與公司業績的研究發現，兩職合一的上市公司削弱了董事會的有效性和獨立性，在此基礎上必然會影響公司績效。上市公司有理由相信在股權激勵政策制度上的障礙得以解決之際，高管薪酬信息披露機制會日益完善，通過股票期權等多種激勵模式對公司員工實行激勵并適當加大激勵強度，擴大企業規模，股權激勵正面效應會越來越明顯，公司業績也會得到進一步的提升。

1.Akimova，Schwodiauer，G.2004.Ownership structure，corporate governance and enterprise performance：empirical results for Ukraine [J].International advances in economic research， 1：28-42.

2.Victoria Krivogorsky.2006.Ownership，board structure and performance in continental Europe[J].The international journal of accounting，4（12）：176-197.

3.程隆云、岳春苗.2008.上市公司高管層股權激勵績效的實證分析[J].北京：經濟與管理研究,6。

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5.劉國亮、王加勝.2000.上市公司股權結構、激勵制度及績效的實證研究[J].北京：經濟理論與經濟管理，5。

6.潘穎.2009.股權激勵,股權結構與公司業績關系的實證研究——基于公司治理視角[J].山西省社會科學院：經濟問題，8。

7.周建波、孫菊生.2003.經營者股權激勵的治理效應研究——來自中國上市公司的經驗證據[J].北京：經濟研究，5。