管理層股權(quán)激勵(lì)具有經(jīng)濟(jì)效果嗎？

尹云閣

摘要：本文基于中國A股上市公司2007年至2012年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)管理層股權(quán)激勵(lì)是否具有積極的經(jīng)濟(jì)效果。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，管理層股權(quán)激勵(lì)產(chǎn)生了良好的經(jīng)濟(jì)效果，管理層持股比例越高的公司經(jīng)營業(yè)績?cè)胶谩＿M(jìn)一步通過面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型控制內(nèi)生性問題后實(shí)證結(jié)果保持不變。強(qiáng)化管理層股權(quán)激勵(lì)方式對(duì)于提高公司經(jīng)營業(yè)績具有重要意義。

關(guān)鍵詞：管理層；股權(quán)激勵(lì)；經(jīng)營業(yè)績；面板數(shù)據(jù)

一、引言

自20世紀(jì)初期企業(yè)的管理者和所有者分離以來，如何有效激勵(lì)企業(yè)的管理層、降低委托代理問題一直是理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的主題。中國自20世紀(jì)70年代開始改革開放以來，逐步建立起具有現(xiàn)代公司體系的企業(yè)制度。隨著中國資本市場的逐步發(fā)展，上市公司逐步成長為中國市場經(jīng)濟(jì)中的重要力量。上市公司往往具有現(xiàn)代公司體系，其經(jīng)營者和管理者一般處于分離狀態(tài)。因此，如何激勵(lì)中國上市公司的管理者，提高上市公司的經(jīng)營效率具有重要意義。

激勵(lì)管理層的方式一般有兩種，薪酬激勵(lì)與股權(quán)激勵(lì)。薪酬激勵(lì)作為一種較為古老的激勵(lì)方式，其缺陷備受理論與實(shí)務(wù)工作者批判。而股權(quán)激勵(lì)作為一種新的激勵(lì)方式，能夠較好的解決委托代理問題，在歐美等成熟市場經(jīng)濟(jì)國家得到廣泛的應(yīng)用。中國上市公司自21世紀(jì)以來亦廣泛使用這一激勵(lì)方式。因此，股權(quán)激勵(lì)方式在中國資本市場上是否有效就成為本文的研究主題。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

目前國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于管理層股權(quán)激勵(lì)方式與公司業(yè)績關(guān)系的研究結(jié)論存在著巨大的爭議。整體而言主要可以劃分為四個(gè)方面：一是認(rèn)為管理層股權(quán)激勵(lì)具有明顯的效果，如Singh and Davidson III（2003）[1]、呂長江等（2009）[2]的研究；二是認(rèn)為管理層股權(quán)激勵(lì)的效果不明顯，如顧斌等（2007）[3]、陳勇等（2005）[4]；三是認(rèn)為管理層股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)業(yè)績的影響是非線性的，如譚慶美等（2011）[5]；此外還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)管理層持股比例對(duì)經(jīng)營業(yè)績具有負(fù)向影響，如Famnd Jensen（1983）[6]、俞鴻琳（2006）[7]。

綜合上述，國內(nèi)外學(xué)者有關(guān)管理層持股與公司業(yè)績的關(guān)系并沒有形成一致的結(jié)論。國外關(guān)于這方面的研究三種結(jié)論都存在，但是大部分國內(nèi)的研究都認(rèn)為管理層的持股并沒有有效促進(jìn)公司的業(yè)績?cè)鲩L，結(jié)果不顯著。這和委托代理理論是不一致的，因?yàn)槲写砝碚撜J(rèn)為管理層持股比例越高公司的業(yè)績?cè)胶茫⑶以谝欢ǔ潭壬夏軌蚪档痛沓杀荆瑢?duì)管理者起到激勵(lì)和監(jiān)督的作用。長期以來，完善上市公司高管的激勵(lì)機(jī)制是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)，激勵(lì)機(jī)制也一直被認(rèn)為是解決委托代理問題的有效方法。我國的上市公司目前正在借鑒國外公司的做法，給予公司高管一定數(shù)量的帶有限售期的股票。在這些股票解禁之前，管理層努力工作，改善經(jīng)營管理，來提升經(jīng)營業(yè)績，以期獲得因所持股票增值帶來的利益。從長期來看，由于物質(zhì)利益和精神利益的驅(qū)動(dòng)，公司高管會(huì)將自身的工作效率和公司的價(jià)值最大化的目標(biāo)緊緊地捆綁在一起，積極工作，努力改善業(yè)績，達(dá)到股東和管理層雙贏的目的。當(dāng)然，我們不否認(rèn)公司高管利用職務(wù)之便，過度在職消費(fèi)問題，但筆者認(rèn)為只要因高管股票激勵(lì)所創(chuàng)造的公司價(jià)值的增加值大于因在職消費(fèi)所產(chǎn)生的代理成本問題，股票激勵(lì)就是值得的。由此提出本文的假設(shè)。

假設(shè)：管理層股權(quán)激勵(lì)方式具有積極的經(jīng)濟(jì)效果，能夠提高公司的經(jīng)營業(yè)績。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2007年至2012年滬、深A(yù)股上市公司為樣本，剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)的上市公司202個(gè)，剔除被特別處理的ST、PT公司1592個(gè)，刪除研究中變量數(shù)據(jù)缺失的公司806個(gè)，最終樣本9883個(gè)，占初始樣本的79%，保證樣本較好的代表性，不存在樣本選擇性偏誤。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和色諾芬數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理及計(jì)算應(yīng)用stata軟件來完成。

（二）變量說明

1.因變量

本文的被解釋變量為公司業(yè)績，實(shí)證研究中，選擇哪一個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)能夠較準(zhǔn)確地衡量公司的業(yè)績，研究者之間是有分歧的。不過，學(xué)者常用衡量業(yè)績指標(biāo)資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、托賓Q值。Myeong-Hyeon（1988）在研究中使用了托賓Q值，國內(nèi)孫永祥等人在研究中也采用了這一指標(biāo)，它等于企業(yè)市場價(jià)值與企業(yè)資產(chǎn)重置成本的比值，該值能夠反映金融市場上企業(yè)長期績效的預(yù)期，它的準(zhǔn)確性依賴于資本市場的成熟性和資產(chǎn)重置成本的可獲得性。但本文認(rèn)為中國股市的有效性程度使得采用托賓Q值指標(biāo)的前提條件不完全具備，因此本文采用資產(chǎn)收益率。

2.解釋變量

管理層持股比例為公司年報(bào)公布的高級(jí)管理人員所持股份占總股本比例。Hudson、Jahera 與 Lloyd（1992）研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部股權(quán)比率與公司經(jīng)營績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系。管理層持股比例越高，管理者的利益與股東的利益越一致，從而對(duì)提高公司績效越有利。

3.控制變量

公司的經(jīng)營業(yè)績受多種因素的影響，本文根據(jù)已有學(xué)者的研究成果選擇公司規(guī)模、成長性、資產(chǎn)負(fù)債率、公司年齡、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)特征等因素，此外，由于本文樣本區(qū)間跨度為2007年至2012年，為控制外部經(jīng)濟(jì)變動(dòng)對(duì)企業(yè)造成的影響，本文亦考慮了年度啞變量。

（三）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)上文所提出的管理層股權(quán)激勵(lì)具有經(jīng)濟(jì)效果的理論假設(shè)，本文構(gòu)建了以下回歸模型：

ROA=β0+β1MASHARE+β2NATURE+β3SCALE+β4GROW+β5DEBT+β6LISYEAR+∑INDCD+∑YEAR+ε1

模型中MASHARE為測試變量管理層持股比例，其余各變量的詳細(xì)含義見上文所示。ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，代表無法觀測因素以及其余的隨機(jī)干擾。根據(jù)假設(shè)，管理層持股比與公司業(yè)績正相關(guān)。因此本文預(yù)測管理層持股比MASHARE的系數(shù)β為正。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

首先，代表公司業(yè)績的被解釋變量凈資產(chǎn)收益率均值和中位數(shù)約為0.04，表明其不存在嚴(yán)重的偏態(tài)，最小值為-0.070，最大值為0.160，標(biāo)準(zhǔn)差為0.05，表明樣本公司的經(jīng)營業(yè)績表現(xiàn)出較大的差異，具有良好的代表性。其次，管理層持股比的均值為0.08，而中位數(shù)均為0，均值與中位數(shù)存在較大差別，考慮到中國上市公司的管理層和董事激勵(lì)制度

并不普遍，這一現(xiàn)象在樣本前期更加明顯，從而導(dǎo)致樣本公

司中有大量公司持股比例為0，即在0處大量集聚，為克服這

一問題，本文在后續(xù)回歸分析中刪除了管理層持股比為0的公司，并對(duì)其取自然對(duì)數(shù)克服右偏態(tài)。

（三）管理層持股比例的多元線性回歸分析

為驗(yàn)證假設(shè)，本文將管理層持股比例變量MASHARE對(duì)公司業(yè)績變量ROA表進(jìn)行多元回歸分析，為克服截面數(shù)據(jù)異方差的影響，保證統(tǒng)計(jì)推斷的可靠性，在統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)采用懷特穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行調(diào)整，同時(shí)還對(duì)各模型進(jìn)行了多重共線性的方差膨脹因子檢驗(yàn)，以保證估計(jì)結(jié)果未受到共線性的嚴(yán)重困擾，主要回歸結(jié)果如表3所示。

首先觀測各模型多重共線性檢驗(yàn)的結(jié)果，以保證模型結(jié)果評(píng)價(jià)的意義。模型變量總體的方差膨脹因子在表3的下方最后行Mean VIF中顯示。從表中可以發(fā)現(xiàn)，各模型方差膨脹因子的均值最大為3.04，說明模型不存在嚴(yán)重的共線性問題。

結(jié)果1只控制了公司規(guī)模、成長性、資產(chǎn)負(fù)債率和公司年齡四個(gè)連續(xù)變量，回歸結(jié)果顯示管理層持股比對(duì)公司業(yè)績的回歸系數(shù)為0.0015，在1%的顯著性水平下顯著，初步證明了假設(shè)，表明管理層持股比例越高，公司的經(jīng)營業(yè)績?cè)胶谩＝Y(jié)果2在結(jié)果1的基礎(chǔ)之上增加了年度虛擬變量，將公司外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的時(shí)間差異予以控制，結(jié)果顯示管理層持股比例的回歸系數(shù)為0.002，依然在1%的顯著性水平下顯著，注意到添加時(shí)間效應(yīng)后模型調(diào)整后的可決系數(shù)有所增加，表明模型的解釋能力有所提高。結(jié)果3在結(jié)果2基礎(chǔ)上增加了公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量，結(jié)果顯示管理層持股比例MASHARE的回歸系數(shù)為0.00176，依然在1%的顯著性水平下顯著。結(jié)果4在結(jié)果3基礎(chǔ)上進(jìn)一步增加了行業(yè)虛擬變量，控制了本文所提及的所有控制變量，回歸系數(shù)的大小和顯著性水平未發(fā)生明顯改變，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)，表明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

總而言之，本文在此部分通過普通最小二乘法對(duì)管理層持股比與公司業(yè)績的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，并通過對(duì)產(chǎn)權(quán)、行業(yè)和年度虛擬變量的改變測試結(jié)論的穩(wěn)健性。回歸結(jié)果表明，管理層持股比例對(duì)公司業(yè)績的正向影響均在1%的顯著性水平下正相關(guān)，此項(xiàng)結(jié)論在改變控制變量的測試中基本保持不變。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

樣本期間為2007至2012年，兼有截面數(shù)據(jù)和時(shí)序模型的特征，屬于非平行的面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)模型充分利用了樣本的信息，能夠更好的控制每一家上市公司之間的異質(zhì)性信息，在一定程度上解決遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，其回歸結(jié)果相對(duì)于普通最小二乘法更加有效。采用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)上文所設(shè)定的模型重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果未發(fā)生重要變化，證明了上文結(jié)論的穩(wěn)健性（面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果從略）。

五、研究結(jié)論與建議

對(duì)管理層持股比例與公司的經(jīng)營業(yè)績進(jìn)行理論分析，并在此基礎(chǔ)上以中國上市公司2007年至2012年的面板數(shù)據(jù)為樣本，通過普通最小二乘法的混合回歸（Pooled OLS）和面板數(shù)據(jù)模型（panel date）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明：管理層持股比例與公司業(yè)績正相關(guān)。這一結(jié)果與理論分析相一致。在激烈的市場競爭中，高層管理者的管理才能是稀缺的，為了吸引和留住高管，激勵(lì)是有效的手段。在市場經(jīng)濟(jì)成熟的國家里，對(duì)管理層的激勵(lì)大多采用股票激勵(lì)和股票期權(quán)兩種形式，管理層持股對(duì)上市公司有積極的影響，高管持股大大降低了管理層的代理成本，進(jìn)而提高公司績效。

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