中小板上市公司股權激勵與公司績效關系實證研究

摘 要:以截至2008年4月30日，深市中小板221家上市公司中實施股權激勵方案的25家上市公司為樣本，對中小板上市公司股權激勵與公司績效關系進行實證研究，研究結果顯示:(1)中小板上市公司股權激勵與公司績效存在較顯著的非線性相關關系;(2)中小板上市公司的規模對股權激勵與公司績效關系影響不顯著;(3)公司的成長能力對高管層持股與公司績效關系影響顯著。研究結論有助于正確把握目前我國中小板上市公司高管股權激勵與公司績效的狀況，為中小板上市公司股權激勵和公司治理機制的完善提供實證依據。

關鍵詞:股權激勵;公司績效

中圖分類號:F22

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)12-0175-02

1 引論

管理層股權激勵是指上市公司以發行的股票或其他股權性權益授予公司管理層，以產權為約束，借以促進其個人收益同公司長遠利益相結合，改善公司治理并推動公司長遠發展的利益驅動機制。股權激勵作為一種管理層激勵制度，在現代西方發達國家的公司治理實踐中得到了廣泛地應用并取得了巨大成功。中國上市公司從20世紀90年代開始試行管理層持股以期激勵公司管理人員，但是在2005年實施股權分置改革之前的實踐表明，股權激勵對我國上市公司績效的激勵作用并不明顯，并沒有達到預期的激勵效果。2006年1月，證監會發布了《上市公司股權激勵管理辦法》(試行)，隨后國資委出臺《國有控股上市公司股權激勵試行辦法》，為上市公司實施股權激勵掃清了法律上的障礙。2008年3月17日，證監會連續出臺了《股權激勵有關事項備忘錄》第1號、2號文件，為股權激勵的實施設定了若干硬指標;到了6月底，國資委公布了《關于規范國有控股上市公司實施股權激勵有關問題的補充通知》，明確規定股權激勵收益將與業績指標增長掛鉤浮動，并設置了最高上限。我國上市公司的股權激勵監管體系正在不斷完善。

2 研究設計

2.1 數據來源及樣本

自證監會發布《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》以來，截至2008年4月30日，深圳中小板共有25家上市公司推出了股權激勵方案。剔除兩家缺少相關數據的上市公司，本文最終選擇了23家上市公司作為研究樣本，以其2008年度年報報告中批露的數據為樣本數據，各項指標來源于“巨靈金融平臺”數據庫。

2.2 研究假設

假設1:中小板上市公司股權激勵比例與公司績效存在非線性相關關系

由委托——代理理論可知，激勵機制即指委托人激勵代理人努力工作，但由于無法觀察和量化代理人的努力程度，委托人只能觀測到公司的產出結果(即公司績效)，并據此判斷代理人的努力程度。很多學者在研究高管層持股比例與公司績效之間的相關關系時無法得到顯著的線性相關關系，并且有部分學者在研究中發現高管層持股比例與公司績效之間存在顯著的非線性相關關系。因此本文提出研究假設1。

假設2:中小板上市公司的規模對股權激勵與公司績效關系有顯著影響

部分學者的研究表明，公司規模能較好地解釋不同公司高管層持股權比例問題，事實上，公司規模對于道德風險而言有不確定的影響:一方面，大公司規模越大，其代理和監督成本就越大，因此需要一個較高水平的股權激勵計劃。此外，大公司為了能雇用更具管理才能的高管人員，同樣需要更高水平的股權激勵計劃來吸引和留住人才。另一方面，高管層和各等級的代理人監控可能給大公司帶來規模經濟效應，從而導致一個最優化的較低持股權合約。因此本文提出研究假設2

假設3:中小板上市公司的成長能力對股權激勵與公司績效關系有顯著影響

在有效率的資本市場上，公司成長性越強，投資者對其未來經營預期越好，從而公司的市場價值表現就越好;相反，公司風險越大，未來收益越不確定，投資者對其價值判斷也就越低，公司的市場價值表現也越差。因此本文提出研究假設3。

2.3 模型與變量

本文用凈資產收益率(ROE)作為衡量公司經營績效的變量，之所以選擇這個變量，是因為上市公司實行股權激勵時，對經營者的考核指標大多采用凈資產收益率(ROE)。用經營者持股數量與總股本的比例(MSR)作為衡量股權激勵的變量。以用公司賬面總資產的自然對數來衡量的公司規模(SIZE)和用公司每股收益增長率表示的公司成長能力(GROW)作為控制變量。在研究方法上采用多元非線性回歸方法，并結合前人的研究成果進行了改進，本文所采用的計量模型為:

ROE=a+b1MSR+b2MSR2+b3MSR3+c1SIZE+c2GROW+ε

式中，ROE為上市公司績效;a為常數項;b1，b2，b3，c1，c2為回歸系數;MSR為高管層持股比例(注:根據《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》規定小于或等于10%);為高管層持股比例的平方;為高管層持股比例的立方;為公司規模;為公司成長能力，為隨機誤差項。

3 回歸分析、顯著性檢驗

3.1 顯著性檢驗

在對數據進行非線性回歸分析之前，首先對衡量公司績效的ROE進行了t檢驗。從表1可以看出，自變量MSR的t值為-0.622，Sig.為0.541，ROE未通過t檢驗。說明回歸方程中唯一的自變量MSR沒有進入回歸方程。ROE的回歸結果表明高管層持股比例與公司績效之間不存在顯著的線性關系，二者之間極有可能存在顯著的非線性關系。

表1 系數矩陣

模型變量

非標準化的回歸系數標準化的回歸系數

B值標準誤差Beta值t值顯著性水平

1常數0.1700.0315.5600.000

MSR-0.3910.629-0.134-0.6220.54

3.2 非線性回歸分析

對的顯著性檢驗結果證明高管層持股比例與公司績效之間線性關系不顯著，極有可能存在顯著的非線性關系。因此，以ROE為因變量，MSR、GROW、SIZE為自變量進行非線性回歸分析。計算各解釋變量的相關系數，發現一些變量之間的相關系數較高，表明存在較嚴重的多重共線性，因此，本文采用向后逐步回歸的方法，來檢驗和解決多重共線性問題，最終得到了兩個回歸效果比較好的模型，模型2中的預測因子包含常數、MSR、GROW、MSR3和MSR2，模型3中的預測因子包含常數、GROW、MSR3和MSR2。

由表2可知，模型2的2=0.690，模型3的2=0.687，可決系數比較高，DW值為2.064，說明模型不存在自相關。由表3可知，模型2和3的F檢驗值分別為13.270和17.127，顯著性水平均為0.000，明顯顯著。

但從表4可知，當α=0.20時，tα2(n-k)=t0.10(23-6)=1.333，模型2中的變量MSR系數的t檢驗不顯著，但模型3的變量系數在α=0.20的水平下t檢驗顯著。因此，模型3的總體回歸效果比較好。根據表4，我們得到ROE曲線方程為:ROE=0.167-27.608MSR2+277.457MSR3+0.159GROW

表2 模型總的情況表

模型R值R方調整后的R方估計的標準誤DW值

20.864(b)0.7470.6900.04459592.064

30.854(c)0.7300.6870.04481692.064

b 預測因子為:(Constant)，MSR，GROW，MSR3、MSR2

c 預測因子為:(Constant)，GROW，MSR3、MSR2

表3 方差分析

模型方差平方和自由度均方F值顯著性水平

2Regression[注1]0.10640.02613.2700.000(b)

Residual[注2]0.036180.002

Total[注3]0.14122

3Regression0.10330.03417.1270.000(c)

Residual0.038190.002

Total0.14122

[注1]:模型能夠解釋的變異信息;[注2]:模型不能夠解釋的變異信息;[注3]:全部變異之和。

表4 非線性模型回歸分析結果

模型變量

非標準化的回歸系數標準化的回歸系數

B值標準誤差B值t值顯著性水平

2

常數0.1280.0403.2310.005

MSR2-108.61476.733-3.796-1.4150.174

MSR3779.243503.1352.5691.5490.139

GROW0.1650.0230.8697.1000.000

MSR3.6243.3241.2461.0900.290

3

常數0.1670.01610.1610.000

MSR2-27.60819.275-0.965-1.4320.168

MSR3277.457204.3240.9151.3580.190

GROW0.1590.0230.8377.0130.000

由此驗證假設，即高管層持股比例與公司績效存在顯著的非線性相關關系，可以發現，系數矩陣的正負統計與國外學者的研究結果是一致的。Morck、Shleife和Vishny(1988)認為如果MSR和MSR3的系數為正值，表明“利益趨同假說”在一定持股比例水平下起主導作用，既隨著持股比例的增加，高管層利益與股東利益越來越趨于一致，高管層會越來越關心公司價值最大化并且會努力工作從而使公司績效逐步提高。這表明在一定的區間內，適當提高高管層持股比例會提升上市公司績效。同時MSR2的系數為負值表明“掘壕自守假說”在某個持股比例之上起主導作用，即一方面增加高管層持股比例會導致高管層侵占外部股東的利益，增加公司的代理成本，從而表現為上市公司績效ROE值與高管層持股比例負相關，另一方面隨著持股比例的增加，高管層為回避更大風險也會采取較保守的經營戰略決策，從而引起公司的整體效益有所下滑。這說明，我國中小板上市公司中同樣存在“利益趨同假說”和“掘壕自守假說”現象。

不支持規模相關假設:規模變量SIZE未進入回歸方程，這說明在本文中SIZE對ROE不具有顯著性影響效應。這可能與本文選取的樣本全是中小板上市企業有關，公司的規模差異不是很明顯。

支持公司成長假設:從表5的檢驗結果中可以看到，公司成長能力(GROW)的t值等于7.013，Sig.=0.000，在α=0.05的水平下，通過顯著性檢驗，即對中小板上市公司來說，公司成長能力(GROW)對ROE的影響效應顯著，因此肯定假設3。這與中小板上市公司本來具有較大的成長空間和較好的發展前景有關。

4 基本結論

本文以中小板上市公司用于激勵的股本占股權激勵計劃簽署時總股本的比例為解釋變量，以公司規模和公司成長能力作為控制變量，以上市公司績效ROE作為被解釋變量進行顯著性檢驗、非線性回歸分析，得出以下結論:

4.1 中小板上市公司股權激勵與公司績效存在非線性關系

通過ROE指標的回歸結果顯示，高管層持股比例與公司績效之間不存在顯著的線性關系，存在顯著的非線性關系的可能性較大。用向后逐步回歸方法，在80%的置信度下得到了ROE的非線性回歸結果。由此驗證了假設1，即中小板上市公司高管層持股比例與公司績效存在較顯著的非線性相關關系。股權激勵的最終效用表現為“利益趨同”與“掘壕自守”這兩種效用疊加的結果，并且在股權激勵實施過程中，高管層持股比例與公司績效之間的關系表現為一種三次方函數關系。但本文擬合得到的回歸方程成立的置信度不是很高，其原因在于我國規范性的股權激勵案例是在2006年以后出現的，目前還無法對股權激勵前后公司績效進行大樣本統計回歸分析，在樣本數量更多的情況下，應該可以有更好的置信水平，并且可以進一步估算出高管層持股比例與公司績效的效應區間。

4.2 中小板上市公司的規模對股權激勵與公司績效關系影響不顯著

以上市公司績效ROE作為因變量進行回歸分析時，公司規模(SIZE)沒有通過α=0.20的顯著性檢驗。這說明，對中小板上市公司來說，公司資產規模的大小，與股權激勵對公司績效的影響作用關系不大。因此否定假設2。

4.3 中小板上市公司的成長能力對高管層持股與公司績效關系影響顯著

以上市公司績效ROE作為因變量進行回歸分析時，公司成長能力(GROW)的t值等于7.013，Sig.=0.000，在α=0.05的水平下，通過顯著性檢驗。由此可知，公司成長能力(GROW)對高管層持股與公司績效影響作用顯著。這說明，實施股權激勵的條件下，公司的成長能力越大，股權激勵對中小板上市公司的影響作用也越大。因此肯定假設3。

參考文獻

[1]R.Morck，A.Shleifer，R.W.Vishny.Management Ownership and Market Valuation:An Empirical Analysis.Journal of Financial Economics，1988，(20):293-315.

[2]盧現祥，朱巧玲.新制度經濟學[M].北京:北京大學出版社，2007:245-257，280-293.