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(yè)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(yè)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(xù)下發(fā)多份“限薪令”文件，以抑制金融保險業(yè)高管日益增長的高薪。但是作為理性經濟人，金融保險業(yè)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(yè)存在充沛的現金流，管理費用占營業(yè)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(yè)的限薪令實施效果后，金融保險業(yè)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(yè)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(yōu)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(yè)。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(yè)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(yè)，管理費用占據了公司營業(yè)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(yè)的股權激勵促進公司績效提升；

假設2：金融保險業(yè)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(yè)成本管理費用率，即管理費用與營業(yè)成本的比值衡量代理成本，利用相對數消除企業(yè)規(guī)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(yè)上市公司的規(guī)模差異大，各個企業(yè)的管理費用的差異極大，我們引入公司規(guī)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(yè)上市公司的業(yè)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(yè)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(xù)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(yè)規(guī)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(yè)的均值高達13.96%且標準差很小，說明該行業(yè)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(yè)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(yè)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(yè)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(yè)規(guī)模和市場競爭之間不存在相關性，企業(yè)規(guī)模與市場競爭之間也沒有顯著相關。代理成本與企業(yè)規(guī)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(qū)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(yè)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(yè)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(wěn)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(yè)的績效進行穩(wěn)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(fā)現替換模型中被解釋變量不會使回歸結果發(fā)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(yè)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(fā)現：管理費用投入與公司績效呈顯著負相關；金融保險業(yè)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(yè)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(yè)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(fā)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(yè)應加大對管理費用的監(jiān)控，例如，加強相關內部控制的監(jiān)管，對公司治理層負責的內部審計加強監(jiān)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。

[1]顧斌，周立燁.我國上市公司股權激勵實施效果研究[J].會計研究，2007，（2）.

[2]覃予.公平偏好、企業(yè)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）.