股權激勵、代理成本與公司績效關系研究

姚國烜，吳 瓊

（1.中南財經政法大學 會計學院，武漢 430073；2.華中師范大學 會計系，武漢 430072）

0 引言

所有權和經營權分離后，企業管理層可能利用其控制力影響自身薪酬的確定，從而損害投資者的利益。金融危機后暴露出來的金融保險業高管高薪問題就是一個突出表現。自2009年2月份開始，財政部便連續下發多份“限薪令”文件，以抑制金融保險業高管日益增長的高薪。但是作為理性經濟人，金融保險業的高管仍可能利用其對公司的控制權來獲得隱性薪酬。尤其是，金融保險業存在充沛的現金流，管理費用占營業成本的比重極大，這為其高管進行操縱獲取隱性薪酬提供更大空間。

金融保險業的限薪令實施效果后，金融保險業的高管是否通過增加代理成本彌補其收益？高管持股能否實現其制度設計的初衷，促使高管按照投資者的利益行使其職權，從而促進公司績效增長？這些問題的研究對我國金融保險業股權激勵和薪酬制度的制定有一定的借鑒意義。

1 研究假設

最優契約理論認為，股票期權通過將高管薪酬與公司股票價格直接聯系，使得管理層利益與投資者利益趨于一致，減少道德風險行為。利益趨同理論認為：只要管理層對其公司擁有剩余索取權，為了提高自己的薪酬，他們會更加用心地經營企業。因此這兩個理論都支持股權激勵能促進公司績效的提高這一觀點。

然而，一方面高管可以通過股權激勵獲取收益，另一方面高管也可能通過其控制權從企業獲取隱性薪酬或職務消費。作為理性經濟人，高管會在兩者間權衡。作為提供金融服務的金融保險業，管理費用占據了公司營業成本的很大比重，這使得高管對管理費用進行操縱而謀取個人利益的空間更大，可能損害公司績效。

基于上述分析，筆者提出本文的兩個假設：

假設1：金融保險業的股權激勵促進公司績效提升；

假設2：金融保險業的代理成本與公司績效呈負相關關系。

2 研究設計與樣本選擇

2.1 變量度量與設計

在相關研究中，通常使用管理費用率或者資產運營的效率指標來計算代理成本（Ang，Cole和Lin，2000）。公司績效通常用凈資產收益率、每股收益或托賓Q值來衡量。本文采用James等(2000)的方法，用營業成本管理費用率，即管理費用與營業成本的比值衡量代理成本，利用相對數消除企業規模的影響。本文采用凈資產收益率來衡量公司績效。高管指公司年報中認定的高級管理人員。考慮到股權激勵可能對本會計年度和以后年度的績效產生影響，本文建立一個新的變量模型。檢驗第T年高管持股比例與代理成本與公司績效的關系，采用了第T以及T+1年凈資產收益率的平均數作為公司績效。考慮到金融保險業上市公司的規模差異大，各個企業的管理費用的差異極大，我們引入公司規模和市場競爭這兩個控制變量，從而減弱這些因素對模型建立的影響。

表1 變量定義及解釋

2.2 樣本選擇與數據來源

本文選取了金融保險業上市公司的業務及管理費用作為研究樣本（2009～2011）。為力求數據的準確可靠，剔除了業務及管理費用和高管持股數據缺失的公司，最終得到3年共101個有效樣本。為控制極端值對回歸的影響，本文對連續變量1%以下和99%以上分位數進行了舍位處理。本文相關財務數據來自于國泰安（CSMAR），公司高管持股比例來自巨靈數據和巨潮資訊網，部分數據通過手工查閱獲取。

2.3 檢驗模型設計

基于前述分析，我們借鑒王研（2012）的研究方法對上述變量進行回歸分析，以可能影響公司績效的各個變量為解釋變量，以凈資產收益率平均數為被解釋變量，構建模型如下：

式中：P表示主成分分析法計算出的公司績效綜合得分平均值；roe表示平均凈資產收益率；t表示年份，這里從t=2009開始；β0表示常數項；ξ表示隨機誤差項；β1表示企業規模回歸系數；β2表示市場競爭水平系數；β3表示高管持股回歸系數；β4表示代理成本回歸系數。

3 實證結果

3.1 描述性分析

從凈資產收益率來看，金融保險業的均值高達13.96%且標準差很小，說明該行業公司的收益率普遍較高。代理成本af的描述結果表明金融保險業的管理費用投入比重很大，而且全距高達0.97（1.036593～0.0652588），說明不同公司的管理費用的投入差別較大。高管持股mh的均值為0.417457，表明不到一半的金融保險業上市公司存在高管持股。

表2 描述性統計結果

3.2 變量相關關系

本文對41家金融保險業三年數據樣本中解釋變量之間的Pearson系數進行檢驗，分析變量之間的相關性，結果如表3所示。

表3 變量相關性分析

其中高管持股與代理成本、企業規模和市場競爭之間不存在相關性，企業規模與市場競爭之間也沒有顯著相關。代理成本與企業規模和市場競爭的相關系數較大的為-0.443和-0.4252，為此本文計算方差膨脹因子（VIF），為1.518、1.257和1.241。由于方差膨脹因子在（0，10）的可容忍區間內，因此可以推定不存在多重共線性，解釋變量之間的相關程度對回歸模型的影響較小。

3.3 回歸模型的結果分析

本文運用Stata軟件分別對式（2）和式（3）做回歸分析，以判斷股權激勵和高管代理行為對公司績效的影響。多元回歸結果見表4：

表4 股權激勵、代理成本與公司績效的回歸分析

式（2）回歸結果顯示高管持股與公司績效的回歸系數為0.018，t值2.037。式（3）回歸結果顯示高管持股與公司績效的回歸系數為0.016，t值1.897。說明高管持股的公司與高管不持股的公司相比較，公司績效高出0.018或0.016。這個結果表明：高管持股對公司績效有提升作用，但影響較微弱。

式（3）回歸結果顯示代理成本與公司績效的回歸系數負值0.049，且t值-2.216，表明兩者呈顯著負相關。而另一方面高管也利用其控制權獲取隱性收益，增加代理成本，從而降低公司業績。

相關性分析表明高管持股與代理成本之間無顯著相關性（相關系數為-0.0201）。這說明通過股權激勵降低代理成本的期望在金融保險業落空了。從兩個公式的回歸結果比較看，式（2）高管持股的回歸系數（0.018）在加入代理成本后，在式（3）中略有降低（0.016），且t值也略有降低，從5%水平的顯著相關降為10%水平的顯著相關。兩個結果的差異值得進一步研究。

3.4 穩健性檢驗

為了測試實證檢驗結果的可靠性，本文將每股收益替換凈資產收益率來衡量企業的績效進行穩健性檢驗，以驗證公司績效計量方法的不同是否影響研究結論。通過檢驗，發現替換模型中被解釋變量不會使回歸結果發生明顯變化，說明本文的結論在一定程度上是可信的。

4 結論和建議

本文以2009～2011年我國金融保險業為樣本，研究其管理費用投入、高管持股與公司績效關系。研究發現：管理費用投入與公司績效呈顯著負相關；金融保險業高管持股與公司績效呈顯著正相關；管理費用投入與高管持股無顯著關系。基于上述結論，本文提出以下政策建議：

（1）對于金融保險業來說，股權激勵與代理成本間無顯著關系。說明采用股權激勵的手段并未降低代理成本。另一方面，股權激勵確實促進企業績效的微弱提升。因此股權激勵值得推廣，但如何設計股權激勵的具體內容，如何更大效用的發揮股權激勵的促進作用，才是股權激勵研究的重點。

（2）我國金融保險業應加大對管理費用的監控，例如，加強相關內部控制的監管，對公司治理層負責的內部審計加強監督，外部審計重點審查等。通過建立和完善這些制度措施降低高管的職務消費和過度消費，從而增加公司績效。

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[2]覃予.公平偏好、企業內部薪酬不公平與公司績效（博士論文）[D].廈門大學，2009.

[3]張兆國，何威風，閆炳乾.資本結構與代理成本——來自中國國有控股上市公司和民營上市公司的經驗證據[J].南開管理評論，2008，（11）.