基于公司治理強度的股權激勵與公司業績相關性研究*

武漢工程科技學院 李 菲

一、引言

2006年《上市公司股權激勵計劃管理辦法》頒布，隨著我國股權分置改革的深化，越來越多的公司開始實施股權激勵計劃。然而，股權激勵計劃實施多年來，上市公司經營業績下滑與公司業績提升的現象并存，公司實施股權激勵的實際效果如何需要人們做深入的探討。由于公司治理不完善，管理層利用利潤操縱、實際控制權制定具有濃厚“自我獎勵”色彩的股權激勵方案，使得股權激勵方案成為向公司高管傳輸巨額利益的工具。股權激勵失效現象的存在使得理論界與實務界關注股權激勵與公司業績的相關性，并且深入探討導致股權激勵失效的深層次原因。由于公司治理不完善，管理層通過利潤操縱、盈余管理牟取個人私利，導致我國股權激勵計劃失去效果，因此，要一直股權激勵誘發的管理層利潤操控行為依賴于公司治理水平的提高和外部監管機制的完善。我國股權激勵機制的實施時間較短，實施股權激勵的上司公司還不多，有關股權激勵、公司治理與公司績效問題的研究相對不足。公司治理水平是多方面因素綜合作用的結果，從現有研究看主要從董事會、股權結構、監事會、審計、機構投資者等方面考慮，并針對不同的一個或多個方面取得了具有參考價值的研究成果，綜合考慮這些因素形成一個綜合公司治理強度，并研究其對公司股權激勵提升公司業績效果的影響具有重要意義。本文充分考慮董事會、機構投資者、股權結構、外部審計等多因素形成的綜合公司治理強度的差異，將公司治理強度納入模型確保不同分組樣本處于同樣的回歸環境，充分考慮變量間可能存在的交互影響，研究不同公司治理強度下，股權激勵和公司業績關系是否有著顯著差異。

二、文獻綜述

（一）國外文獻Jensen和Meckling（1976）的利益趨同假說認為管理層持股能夠使公司管理層與股東利益趨于一致，從而促使管理層改善公司業績。La Porta，Lopez-de-Silan es，Shleifer（2000）以153家制造業上市公司為研究對象，研究公司薪酬結構、薪酬水平與公司績效的關系。公司績效以托賓Q值計量，研究發現其與管理層薪酬中的股權報酬比例顯著正相關。Weber（2006）以股票期權作為股權激勵的替代變量，發現股票期權價值與公司未來盈余之間存在顯著正相關關系。Kuang和Qin（2009）的研究表明股權激勵的實施使得公司業績的報酬敏感度提升，而且，股權激勵的實施具有信號傳遞功能，能夠形成良好的市場反應。Fama和Jensen（1983）則提出了壕溝效應假說，認為公司管理層持股越多，對公司的控制力越大，從而控制董事會而凌駕于公司權力制衡機制之上，進而侵害股東、投資者的利益，導致公司價值減少，損害公司的長期業績。此后，越來越多的學者開始接受股權激勵實施過程中“趨同效應”與“壕溝效應”并存，并努力需求最佳的股權激勵方案。Morcketal（1988）的研究認為管理層持股比例是影響股權激勵的重要因素，并且，管理層持股低于5%時，趨同效應發揮主導作用，管理層持股在5%與25%之間時壕溝效益發揮主導作用，管理層持股高于25%時趨同效應發揮主導作用。Bergstresser，Philippon（2006）選擇不同的樣本得出了類似的結論，不同的是不同學者得出的臨界持股比例有差異。也有不同的學者得出了不同的研究結論。Cornett，Marcus，Tehranian（2008）的研究發現管理層持股對公司業績并不顯著，Duellman，Ahmed，Abdel-Meguid（1999）的研究也得出了類似的結論，對此，學者的解釋是管理層持股是一個內生變量，通過如公司規模、投資機會、成長性等因素影響公司業績，即股權激勵本身并不對公司績效產生影響。

（二）國內文獻 我國股權激勵的相關研究表明，在2006年股權分置改革以前，實施股權激勵的公司數量少，且多以管理層持股為主要的股權激勵方式。魏剛（2000）研究了1998年的756家上市公司，發現實施管理層持股的上市公司與未實施管理層持股的樣本公司之間并沒有顯著的公司業績差異，管理層持股并沒有提升公司業績。陳勇等（2005）、俞鴻琳（2006）的研究均得出了類似的結論，即管理層持股與公司業績之間不存在顯著的正相關關系。顧斌和周立姝（2007）研究了2002年之前實施具有股權激勵性質的激勵方案的樣本公司，發現股權激勵的長期效果不顯著。隨著股權分置改革的深入以及越來越多的公司實施股權激勵，股權激勵的方式開始多樣化，股權激勵的行權條件、行權期限更加合理，與此同時，股權激勵的效果開始逐步顯現。高雷和宋順林（2007）發現管理層持股比例與公司績效正相關，程仲鳴和夏銀桂（2008）的研究認為股權激勵能夠有效提升公司價值。宋建和田悅（2012）研究了不同內部控制水平下的股權激勵與公司業績的關系，研究表明在公司內部控制水平較高時，股權激勵與公司業績的相關性越強，在公司內

部控制水平很低時，股權激勵與公司業績不相關。

三、理論分析與研究假設

委托代理理論認為委托人與代理人的目標不完全一致，股東追求的目標是企業價值最大化或者股東價值最大化，而代理人追求的是自身利益的最大化，信息不對稱的存在使得委托人無法確定代理人是否努力的工作，由此導致“道德風險”和“逆向選擇”問題。委托代理問題的實質是委托人因為信息不對稱和契約的不完備而承擔風險，通過激勵來形成委托-代理方之間的利益共享、風險分擔機制成為解決這一問題的一種有效途徑。股權激勵正是基于這一目的設置的一種長期激勵機制。股權激勵使管理層持有公司股票，使其具有經營者與所有者的雙重身份，實現代理人與委托人的利益趨同。同時，通過設置股票激勵的行權條件，規避管理為達到短期經營目標而采取的短期行為，促使管理層追求公司遠期經濟效益最大化。我國上市公司股權激勵的規范實施始于股權分置改革之后，并且設置了一定的業績條件，屬于業績型股權激勵，Karuna（2007）的研究表明業績型股票能夠更好的促使管理層努力提升公司業績，謝德仁和陳運森（2010）的研究也表明股權激勵方案能夠給投資者帶來正的財富效應。沈紅波等（2012）研究了制度環境在管理層股權激勵作用發揮中的作用，指出有效的制度法規為股權激勵提供了外部環境，而公司治理機制的完善則是其內部環境。我國上市公司股權激勵受到證監部門的嚴格管控，在企業內部也需要經過審核，需要董事會審議、獨立董事發表獨立意見，報送證監會審批，最后還需要股東大會表決，因此，股權激勵受到公司治理內外要素的影響，其對公司業績的影響也與公司治理的好壞密切關聯。由此提出本文的研究假設：

假設：股權激勵程度與公司業績存在正相關關系，且公司治理強度越高，股權激勵對公司業績的提升效果越顯著

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源 2006年以后我國上市公司開始普遍的采用股權激勵計劃，因此本文以2007-2013年實施股權激勵計劃的公司年度數據為樣本，剔除金融類上市公司樣本；剔除ST類公司；剔除財務數據缺失的樣本公司；剔除具有極端值的數據指標，最終得到302家公司598個年度樣本數據，按照四個主成分計算因子得分并進行排序，取前25%公司作為強公司治理公司，后25%作為弱公司治理公司，得到強、中、弱公司治理強度樣本公司數量分別為197、243、158。數據來自Wind資訊和CCER數據庫，有關高管持股及現金薪酬的信息通過公司年報獲取。采用SPSS15.0進行實證檢驗。

（二）變量定義

（1）因變量。本文選取凈資產收益率（ROE）作為衡量公司業績的指標，為了盡量減少上市公司可能存在的公司業績行為對公司凈資產收益率的影響，在計算凈資產收益率時按扣除非經常性損益后的凈利潤計算該指標。

（2）股權激勵。股權激勵的形式多樣，同時還附有多種行權條件，其中高管薪酬中隨公司股價變動的部分占高管薪酬的比重越高，表明股權激勵對高管薪酬的影響越大，股權激勵的程度越大。具體計量參照Weber 2006）的研究結論，其計量模型為：

其中，Pricei，t表示公司i在t年末的股票收盤價，Sharesi，t為公司i的高管持股數，Salaryi，t和Bonusi，t分別表示公司高管的年薪和分紅，構成公司高管薪酬的現金部分，公司高管包括經理、副經理、財務負責人、董事會秘書以及公司章程規定的其他人員。

（3）公司治理強度。影響公司治理強度的因素是多方面的，且不同影響因素之間存在著密切的聯系，從董事會、監事會、股權結構、審計監督四個方面，選取董事會規模、董事會與總經理兼任性、獨立董事比例、董事會年會議次數、第一大股東與第二至第五大股東持股和的比值、機構投資者持股比例、監事會規模、外部監事比例、審計費用占公司資產總值的比例、被出示非標準審計意見的次數、被監管部門通報或處罰的次數，共計11個指標。見表1。為了便于進行樣本的分組，采用主成分分析提取主成分，過程如下：（1）KMO檢驗和Bartlett球形檢驗。檢驗結果見表2。從表2的結果看，KMO檢驗值為0.7899，Bartlett球形檢驗的概率P值為0.0000，變量之間存在顯著的相關關系，適合采用主成分進行分析。（2）計算變量的方差貢獻率和累計方差貢獻率，結果見表3，表3顯示了主成分特征值、方差貢獻率以及正交旋轉后的方差貢獻率。根據特征值大于1的提前原則，選取5個主成分因子，對應78.6273%的累計方差貢獻率，再根據選擇后的因子載荷矩陣最終確定描述公司治理強度的四個維度分別為：董事會特征、監事會特征、股權制衡強度、審計監督。旋轉后的因子載荷矩陣見表4。

（4）控制變量。本文選則如下控制變量：企業性質、公司成長性、資產負債率和公司規模。國有企業與非國有企業在公司激勵、績效考核方面存在顯著差異，公司性質對股權激勵的效果有較強的影響。公司所處的生命周期不同也會顯著影響公司的績效，同樣的股權激勵策略在成長期企業和衰退期企業中的激勵效果會有很大差別。公司資產負債率、公司規模作為描述公司基本特征的變量會影響管理層的經營決策進而影響公司業績。研究變量定義見表5。

（三）模型構建

為檢驗假設1，構建模型1：

表1 公司治理強度指標

表2 KMO檢驗和Bartlett球形檢驗

表4 旋轉后的因子載荷矩陣

表5 變量定義

其中，Roe為調整后的凈資產收益率，衡量公司業績。Ratio代表公司股權激勵程度，LowM表示弱公司治理強度，ModerateM表示中等強度的公司治理。

五、實證分析

（一）描述性統計 表6的數據顯示調整后的凈資產收益率（ROE）的均值和中位數均大于0，表明樣本公司總體上處于盈利狀態，均值為7.981，中位數為7.245，樣本公司的凈資產收益率較為集中，最小值為-50.124%，最大值為68.472%，樣本公司的盈虧差距較大。股權激勵程度（Ratio）均值為0.416，股權激勵的強度一般。實施股權激勵的上市公司中以非國有企業居多，另外，598個樣本公司中，弱公司治理強度的公司為197個，中公司治理強度的公司為243個，高公司治理強度的公司為158個。

表6 描述性統計

（二）相關性分析 對自變量進行Pearson檢驗，檢驗結果如表7所示。相關性分析的結果表明除公司成長性與資產負債率在10%水平上相關外，本文的其他研究變量之間不存在顯著的相關性，即不存在多重共線的問題，同時，由于公司成長性與資產負債率之間的相關系數僅為0.0241，遠遠低于0.5，因此，不影響回歸統計的結果，研究變量適宜進行回歸分析。

表7 相關性分析

（三）回歸分析 對模型1進行多元回歸和Wald測試，結果如表8所示。通過觀察加入公司治理強度變量前后相關系數的變化判斷公司治理強度對股權激勵和公司業績關系的影響。未加入公司治理強度變量時，股權激勵和公司業績之間的相關性不顯著，加入公司治理強度變量后，Ratio的系數在1%的水平上顯著為正，表明高公司治理強度能顯著提升股權激勵與公司業績的關系，Ratio*Low M在10%水平上與ROE顯著相關，Ratio*Moderate M與ROE在5%水平上顯著相關，表明不同公司治理強度（高與低、高與中）對公司業績的影響有顯著差異。同時，伍德測試Ratio+Ratio*Low M=0和Ratio+Ratio*Moderate M=0的結果表明低、中公司治理強度下，股權激勵和公司業績呈正相關關系看，但顯著性檢驗未通過，表明隨著公司治理強度的下降，股權激勵與公司業績的相關性變弱，公司治理強度的激勵強化作用消失。Ratio+Ratio*Low M=Ratio+Ratio*Moderate M也未通過顯著性檢驗，表明弱公司治理強度、中等公司治理強度對股權激勵程度與公司業績關系的影響不具有顯著差異。其原因可能是在公司治理強度較弱的情況下，公司的內部監控力度不夠，導致管理層通過利潤操縱、盈余管理等手段來達到股權激勵條件，從而使得公司業績波動性更大，股權激勵的實施無法起到提升公司業績的效果。綜上所述，雖然Wald檢驗沒有在細節上支持本文的研究假設，但已有結果與本文研究假設基本一致，所以，本文的研究假設通過檢驗。

表8 公司治理強度對股權激勵和公司業績關系影響的多元回歸結果

六、結論與建議

本文的研究表明在不考慮公司治理強度的情況下，公司股權激勵與公司業績之間不存在顯著的相關性，這與Cornett，Marcus，Tehranian （2008），Duellman，Ahmed，Abdel-Meguid（1999）的研究結論相似。但在考慮公司治理強度之后，股權激勵與公司業績的相關性變得顯著，弱公司治理強度、中公司治理強度在提升股權激勵與公司業績相關程度方面沒有通過顯著性檢驗，強公司治理強度能夠提升股權激勵與公司業績之間的正相關性。基于本文研究結論，要提升公司股權激勵的實施效果，需要從兩方面入手：（1）完善公司股權激勵方案。股權激勵方案應有合理的行權業績評價體系，在設計行權業績指標時綜合考慮公司實際情況，結合財務指標、現金指標和市場指標，形成多樣化的指標組合，提高評價指標的寬度和靈活性。設計合理的股權激勵期限而不是統一設定為5年，設定合理的行權價格，強化對被激勵對象的約束，不僅設置行權價格下限，還要制定上浮范圍。加大股權激勵力度，提高授予股權激勵的比例，擴大股權激勵范圍，將激勵對象擴展到核心員工而不再僅僅是公司高管。（2）提升公司治理水平。完善公司董事會制度，適當擴充董事會規模，根據公司發展需要定期召開董事會會議，對于重要公司決策必須通過董事會會議決定，必然會相應增加公司董事會會議次數。要增加獨立董事的比例，更重要的是發揮獨立董事的監督、咨詢職能，逐步減少一人兼任董事長、總經理的情況。優化公司股權結構，從存量置換、吸收增量、擴股棄權三個方面入手，改變一股獨大，股權制衡不力的問題，利用交叉持股、產權股權轉讓、吸收機構投資者等方式優化公司股權結構。促進公司監事會職能的發揮，監事會作為股東大會的派出機構，必須發揮其監督公司董事、經理和其他高管的職能，提高監事會的獨立性，完善監事會的組織框架和運行機制，配置合適的監事，增加會議次數等，切實發揮監事會的作用。發揮公司內部審計的職能，及時發現公司內部控制缺陷，積極配合會計師事務所對公司的審計業務，確保公司財務體系的有序運行。

［1］傅頎、鄧川：《高管控制權、薪酬與公司業績》，《財經論叢》2013年第4期。

［2］肖淑芳、劉穎：《股票期權實施中經理人公司業績行為研究》，《會計研究》2013年第12期。

［3］李彬、張俊瑞、郭慧婷：《股權激勵與公司業績關系研究》，《管理評論》2009年第6期。

［4］宋文閣、榮華旭：《股權激勵、制度環境與公司業績》，《經濟經緯》2012年第3期。

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［6］Bergstresser D，Philippon T.CEO Incentives and Earnings Management,.Journal of Financial Economics，2006.

［7］Cornett M，Marcus A，Tehranian H. Corporate Governance and Pay-for-performance：the mpact of Earnings Management,Journal of Financial Economics，2008.

［8］Duellman S，Ahmed A S，Abdel-Meguid A M.An Empirical Analysis of the Effects of Corporate Governance Intensity on the Relation between Equity Incentives and Earnings Management,Accounting Public Policy，2013.

［9］Karuna C.Industry Product Market Competition and Managerial Incentives,Journal of Accounting and Economics，2007.