高管股權激勵背后的利益輸送研究*——基于A股的經驗證據

張橫峰

（江西財經大學會計學院 江西 南昌 330013）

一、引言

在世界范圍內，除了英美等少數國家外，股權相對集中的公司模式更為普遍（La Porta等，1999；Clasessen等，2000）。由于我國尚處于經濟轉型時期，國有上市公司多為國有企業改制而來，在改制過程中通常采用國家絕對控股或者相對控股的股權模式，上市公司的股權高度集中。這就為控股股東及高管的利益輸送行為提供了機會（Johnson等，2000）。在20世紀50年代的美國，一些企業家想盡各種辦法將所有者和管理者的利益捆綁在一起，以達到提升企業經營業績的共同目標，這樣就漸漸產生了股權激勵的獎勵機制。由于我國的上市公司股權相對集中，“內部人控制”比較嚴重，在監管機制不完善、信息不對稱的情況下股權激勵也漸漸成為企業高管利益輸送的渠道之一。由此不難看出高管股權激勵在我國上市公司治理當中占了比較大的比重，并且存在利益輸送行為。當前，國內眾多學者對高管利益輸送對上市公司績效的影響做了大量研究（李增泉、余謙和王曉坤，2005），但高管股權激勵的治理效應卻未引起足夠的重視。本文基于此，研究高管股權激勵背后的理應輸送問題，并結合我國國情提出政策建議，以期通過高管股權激勵的合理安排達到保護外部投資者利益的目的，促進資本市場的健康發展。

二、研究設計

（一）研究假設 （1）高管股權激勵行為與人力資本理論。股權激勵既是對人力資本所有者的長期激勵，同時也是對人力資本所有者的約束機制。一方面人力資本所有者由于其對公司人力資本的投入而參與分享公司的剩余索取權；使他們感到與物質資本所有者一樣享受投資者的權利，由此產生激勵；另一方面，由于股票期權的實現需要經過一段時間，也就是說人力資本所有者不可能一下子就獲得期權收益，而是在很多年內分期分批收益，他們的預期收益在一定的期間抵押給了企業，以這種方式降低了人力資本的道德風險。（2）高管股權激勵行為與委托——代理關系。在委托代理活動中，克服和防止代理人道德風險的關鍵在于處理信息不對稱問題。委托人必須給代理人適當激勵來減少他們之間的利益差距。委托人要通過與代理人分享剩余索取權而建立起長期激勵機制。而股權激勵制度的建立正是有這樣的效果，建立有效的激勵機制即剩余索取權與控制權配置的機制，使經理層的長期利益與企業的效益和股東的利益一致起來。委托代理理論從原理上揭示了為什么代理人在代理過程中會出現道德風險，而股權激勵制度則是由此產生而來用于解決兩權分離矛盾的機制。股權激勵的目的是將經營者與所有者的利益趨于一致，激勵經營者通過增加公司的利益達到增加自身利益的目標，從而降低了代理成本。然而由于我國企業的監督機制和內部控制制度都還不夠健全，導致股權激勵制度的激勵效用發揮不良，甚至淪為了高管進行利益輸送的工具。因此，要推斷股權激勵是否淪為了高管的利益輸送的工具，就要分析股權激勵的激勵效用是否達到預期，即分析公司的經驗業績與高管因股權激勵增加的持股比例存在怎樣的線性關系。本文提出假設1：

H1：實施股權激勵后公司經營績效提高與經營者因股權激勵而增加持股比例之間不存在顯著關系或存在顯著負相關關系。

上市公司對經營者進行股權激勵，無需經過中國證監會的同意，激勵方案只需經過股東大會同意即可。因為董事會中的部分董事是大股東的代表，他們不僅代表大股東參加股東大會的投票，而且所代表的大股東的股權比例通常都比較高，一般情況下，股權激勵方案經董事會會議決議通過，股東大會決議也就可以通過。因此，關鍵問題是股權激勵方案能否經董事會會議決議通過，這就要看董事會的具體構成是怎樣的。這樣，如果股權激勵的授予對象包含了高管，那么，作為自利的理性“經濟人”就會從為自己謀福利的角度，通過提高業績股票數量來進行利益輸送。本文提出假設2:

H2：如果股權激勵的授予對象包括高管，那么公司高管因股權激勵增加持股比例與公司獨立董事比例存在顯著負相關關系。

（二）樣本選擇與數據來源 2006年以后上市公司實施股權激勵的法律障礙得以消除。故本文將選用2006年以后的數據。在截止至2013年6月前，公布過股權激勵公告的797家A股上市公司中，本文擬選用已經實施了股權激勵的公司為樣本，考慮到極端值對結果的不利影響，剔除ST、*ST等上市公司，剔除數據不全公司，剔除還未完成和已經取消股權激勵的公司，經過篩選后，以73家A股上市公司作為樣本，選取2008年至2012年的年末數據，獲得觀測樣本365個。數據來源于GTA國泰安CSMAR數據庫、巨潮資訊網、上交所網站、深交所網站以及樣本公司的相關年報，并采用SPSS17.0對數據進行處理。由于實施了股權激勵的A股上市公司實施股權激勵的年份各不相同，所以本文選取混合截面數據，選取完成股權激勵公司2008至2012年的數據。

（三）變量定義 （1）被解釋變量。本文利用間接法對高管的利益輸送行為進行實證研究，被解釋變量是與之相關并能間接反映利益輸送的指標。依據前文的兩個假設，本文選取反映公司業績的指標作為假設1的被解釋變量，選取高管因股權激勵增加的持股比例作為本文假設2的被解釋變量。反映公司業績的指標有很多，凈資產收益率可衡量公司對股東投入資本的利用效率。它彌補了每股稅后利潤指標的不足。例如：在公司對原有股東送紅股后，每股盈利將會下降，從而在投資者中造成錯覺，以為公司的獲利能力下降了，而事實上，公司的獲利能力并沒有發生變化，用凈資產收益率來分析公司獲利能力就比較適宜。凈資產收益率的綜合能力強，是反映資本能力的國際性通用指標。故本文將選取凈資產收益率作為分析假設1的被解釋變量。（2）解釋變量與控制變量。本文以非獨立董事人數比例Entren和高管因股權激勵增加的持股比例Nob作為假設1的解釋變量。以公司規模Size作為第一控制變量，以總資產的自然對數衡量；以財務杠桿即資產負債率Dar作為第二控制變量，以負債與總資產之比來加以衡量。本文以獨立董事比例Inddirra作為假設2的解釋變量，即公司的獨立董事與董事會總人數的比例。以資產負債率Dar作為第一控制變量；以公司規模Size作為第二控制變量，以總資產的自然對數衡量；以公司董事長與總經理是否由一人擔任Samedvm作為其他控制變量。最后，本文設定5個年度虛擬變量Yi用以控制宏觀經濟年度差異。參考證監會數據設定行業虛擬變量綜上所述，將各變量的名稱、符號和定義如表（1）。

（四）模型設立 為了研究高管股權激勵背后的利益輸送行為，本文采用如下多元線性回歸模型來進行假設檢驗。

（1）檢驗公司業績與高管因股權激勵增加的持股比例關系，構建模型一：

其中Roe是公司的凈資產收益率，表示公司業績，Nob表示高管因股權激勵而增加的持股比例，Entren代表非獨立董事人數的比例；Size，Dar為模型一的控制變量；ε1表示隨機誤差。具體說明請參見如下；α0、α1、α2、α3、α4是待估參數；ε1是隨機誤差。

（2）檢驗公司高管因股權激勵增加的持股比例與董事會構成關系，構建模型二：

其中Nob表示高管因股權激勵而增加的持股比例；Inddirra表示公司獨立董事與董事會總人數的比例；Samedvm，Size，Dar為模型二的控制變量；ε2表示隨機誤差。具體說明請參見如下；β0、β1、β2、β3、β4是待估參數；ε2是隨機誤差。

表1 變量的定義

表2 各年度上市公司凈資產收益率的描述性統計

三、實證檢驗分析

（一）描述性統計 （1）凈資產收益率的統計分析。本文利用SPSS17.0統計軟件對各年度上市公司業績進行統計分析，分析結果列示如表（2）。從表（2）中可以看出，上市公司的凈資產收益率最小0.026，最大為0.361，均值為0.122，反映的是我國上市公司的經營業績。從各個年度看，2008到2012年我國上市公司的經營業績均值分別為0.1204、0.1351、0.1333、0.1215、0.1112，2008年、2009年呈上升趨勢，以后就逐年的遞減，說明在實行股權激勵的初期，業績還是得到了一定的提升，但是后期業績卻在一直下降，說明股權激勵的效用在漸漸變小，即高管可能利用股權激勵進行利益輸送，損害公司的利益。另外，上表還可以看出，樣本的最大值在最近幾年內大幅度的下降，這說明上市公司的股權激勵的效用沒有很好地發揮效用，利益輸送的可能性較大。至于是否真的存在利益輸送，還需后面回歸分析進一步的研究。（2）高管因股權激勵增加的持股比例的統計分析。從表（3）中可以看出，總體上，上市公司的高管因股權激勵增加的持股比例最小0，最大為0.28955，均值為0.02210，反映的是我國上市公司高管因股權激勵而增加的持股比例總體水平比較高，說明了股權激勵可能被高管用來增加自己的利益。從各年度看，2008到2012年我國上市公司的經營業績均值分別為0.01462、0.00734、0.02128、0.02636、0.40885，2008年、2009年高管因股權激勵增加的持股比例量還較少，但從2010年開始，增加的持股比例卻呈現出較高的增長，說明在實行股權激勵的初期，股權激勵的效用發揮的較好，但是后期高管很有可能利用股權激勵進行自利行為，損害公司的利益。

表3 各年度高管因股權激勵增加的持股比例的描述性統計

（二）回歸分析 上市公司業績與高管因股權激勵增加的持股比例進行回歸分析結果見表（4）。結果顯示，整體檢驗模型的F統計量為16.763，在1%水平顯著。模型中自相關DW檢驗值為2.195，說明這個模型自相關不顯著或不存在。可以看出該模型的基本設置較為合理，最后得到的估計結果具有較高的可信度。高管因股權激勵增加的持股比例對公司績效影響的方向相同，但并不顯著，這與本文的研究假設1是一致的，正好驗證了本文的研究假設1。高管因股權激勵增加的持股比例對公司績效影響程度為0.054；t檢驗值為1.126，且不顯著；非獨立董事的比例對公司績效影響程度為0.121；t檢驗值為1.410，且不顯著。通過研究分析，從模型可以看出，公司規模（size）與公司績效存在正向影響，且在1%水平上顯著；資產負債率（Dar）與公司績效存在正向影響，且不顯著。上市公司高管因股權激勵增加持股數與獨立董事比例關系回歸分析結果見表（5）。結果顯示，整體檢驗模型的F統計量為5.077，在1%水平顯著。模型中自相關DW檢驗值為1.835，說明這個模型自相關不顯著或不存在。可以看出該模型的基本設置較為合理，最后得到的估計結果具有較高的可信度。獨立董事比例對高管因股權激勵增加的持股比例影響的方向相反，這與本文研究假設2是一致，并且高管因股權激勵增加的持股比例的相關變量均顯著，驗證了本文的研究假設2。獨立董事比例對高管因股權激勵增加的持股比例的影響程度為-0.092，t檢驗值為-0.820，在5%水平顯著。通過研究分析，從模型可以看出，公司規模對高管因股權激勵增加的持股比例量的影響程度為0.297；t檢驗值為2.960，在1%水平顯著；資產負債率與高管因股權激勵增加的持股比例量存在負向影響，且不顯著；公司董事長與總經理是否由一人擔任與高管因股權激勵增加的持股比例量存在負向影響，且不顯著。從上述分析中可以看出，因股權激勵計劃的實施致使高管增加的持股比例對公司業績有一定的影響，但并不顯著相關，說明股權激勵沒有達到預期效用。同時獨立董事比例對高管因股權激勵增加的持股比例的影響方向相反，并且顯著相關，說明高管利用自己對公司的控制權，濫用股權激勵為自己增加財富，進行利益輸送行為。盡管股權激勵被視為激勵高管努力工作的長期激勵手段，但由于現代的企業還缺乏健全的內部控制制度和完善的監督管理制度，導致高管濫用了股權激勵，反而使得股權激勵成為了高管進行利益輸送的手段之一。提高獨立董事比例對改善股權激勵的效用，減少利益輸送行為具有重要意義。

四、結論

本文研究得出結論如下：高管實行的股權激勵制度在一定程度上影響公司績效，但效果并不顯著，說明其背后存在利益輸送行為；高管因股權激勵而獲得的持股數量與公司的獨立董事比例存在顯著的負相關，說明由于缺少監督，高管利用自己的控制權，設計出利于自己而不是利于公司的股權激勵計劃，致使股權激勵成為了高管進行利益輸送的方式之一。提高獨立董事比例能夠有效地治理股權激勵存在的利益輸送問題。以上結論說明高管股權激勵在一定程度上成了高管進行利益輸送的有效工具，同時獨立董事在一定程度上具有抑制高管利益輸送行為的作用。因此，大力發展職業經理人市場，加強對高管的監管，增強獨立董事在公司的表決權，提高上市公司治理質量是解決這些問題的有效途徑。

表4 高管因股權激勵增加的持股比例對公司績效影響的計量檢驗

表5 獨立董事比例對高管因股權激勵增加的持股比例影響的計量檢驗

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