高新技術產業股權激勵公司治理效應研究

陳德萍，尹哲茗

（廣東外語外貿大學 財經學院，廣州 510006）

0 引言

目前，很多上市公司在推行股權激勵方案時由于行權門檻太低，導致股權激勵已經失去了原本的作用。造成這一現象主要是由于較低的行權條件門檻攤薄了每股收益，危害了中小股東的利益，同時，這也使得管理層可以很輕松的獲得激勵，失去股權激勵應有的激勵作用，讓股權激勵變了味，達不到原本的激勵效果。實際上，關于股權激勵是否有助于改善公司治理、降低代理成本并提高公司績效，學界大致形成了三種不同的觀點：一種觀點認為股權激勵能顯著改善公司治理，激勵幅度與公司業績存在正相關關系；另一種觀點則認為股權激勵幅度與公司業績存在負相關關系；還有一種觀點則認為二者關系具有一定的隨機性。那么在現實中股權激勵與盈余管理、公司績效到底存在什么樣的關系？能否起到了積極的公司治理效應？要想解決這些問題，就需要通過實證分析來進行驗證。

本文將從盈余管理和公司績效視角對股權激勵高新技術產業公司治理效應進行實證研究，深入分析股改后股權激勵與盈余管理的相關關系，以及股改后正式提出股權激勵上市公司的CEO行權概率、盈余管理和公司業績的相關關系。以期通過解決上述問題,完善我國高新技術產業股權激勵機制設計、改善公司治理結構。

1 理論分析與模型設計

1.1 高新技術產業股權激勵與公司治理

高新技術是高技術和新技術的統稱，我國的統計范圍包括航天航空器制造業、電子及通信設備制造業、電子計算機及辦公設備制造業、醫藥制造業和醫療設備及儀器儀表制造業等行業。如果對實行股權激勵的公司按照行業分布進行統計，根據萬德數據庫所劃分的8個行業，高新技術產業占總體股權激勵公司的18%，可見，研究高新技術產業股權激勵問題比較具有代表性。吳敬璉曾指出：“高新技術產業的最主要特點在于：在諸種生產要素中，人力資本對高新技術產業的發展起決定性的作用。”管理人才作為高新技術企業成敗的關鍵，實行股權激勵機制一方面有助于吸引這些方面優秀人才的加入，另一方面還有助于激發這些人才的潛力。“利益趨同假說”認為，股權激勵能夠強化管理層與股東之間的利益共享和風險共擔，因為管理層也擁有了剩余索取權，二者的目標和動力是相一致的，但是管理層最直接的目的還是將手中的股權價值最大化。同時，高新技術企業有著不同于一般企業的高投入性和高風險性等顯著特征，并且多由國家或國有法人控股，管理層僅需對控股股東負責，股改又為高管所持股份在二級市場上流通提供了條件，為了規避風險，管理層可能會主動減少不利于公司的盈余管理。但是在提出或實施股權激勵方案后，管理層為了快速達到行權條件，很可能會主動對公司利潤進行盈余操縱。在此基礎上提出以下假設：

假設a：高新技術產業在提出股權激勵方案之前，CEO股權和期權占總薪酬比例與盈余管理負相關。

假設b：高新技術產業在提出或通過股權激勵方案后，CEO股權和期權占總薪酬比率與盈余管理負相關關系變弱。

從委托代理理論上講，股權分置改革改變了所有權和控制權分離的現狀，使得管理層有條件將個人股份實現財富的最大化，許多研究還表明，盈余管理有助于管理層在二級市場上出售股份或執行股票期權，而這也是管理層謀求利益最直接的方式。另一方面，高新技術產業被激勵管理層為了達到行權條件，將加大盈余管理程度，而盈余管理所產生的管理者對公司利潤的過渡操縱，將不利于企業的長期發展，影響公司業績。在此基礎上，本文提出第三個假設：

假設c：提出或通過股權激勵方案后，盈余管理將加大高新技術企業管理層行權的概率，并且行權后公司績效下降。

1.2 模型設計

假設a和假設b表明高新技術產業公司CEO持有股權和期權能夠減小盈余管理程度，并且在提出或通過股權激勵方案后，CEO股權和期權占總薪酬比率對盈余管理的影響程度變弱。為了檢驗這兩個假設，本文設置如下面板數據計量模型：

其中，|DAi，t|為公司i在年度t可操縱應計利潤的絕對值；Strengthi，t為股權和期權報酬占CEO總薪酬的比率，用于衡量股權激勵程度；prosposali，t表示董事會是否正式提出股權激勵方案，若提出取1，否則取0；passi，t表示股權激勵方案是否經股東大會投票通過，通過取1，否則取0；Xi，t包括董事會規模、董事會獨立性、審計意見以及債權人和境外投資者監督等公司治理變量；Yi，t包括盈利能力、營運能力、成長性、經營風險、規模及上市年數等公司層面控制變量。

假設c表明在盈余管理將對高新技術產業公司業績帶來不利影響，設置以下概率模型和面板數據回歸模型，研究股權激勵條件下盈余管理程度對管理層行權概率的影響及行權后對公司業績的影響：

其中，Pi，t為公司i在t年度CEO行權的條件概率；ADJROAi，t+1為公司i在t+1年度經行業均值調整后的資產收益率；Exercisei，t為管理層行權狀況虛擬變量（CEO行權取值1，否則取0，非CEO行權則取值-1）。假設c要求模型（2）的系數估計值ω1＞0且模型（3）的系數估計值ξ1，ξ1＜ 0 。

1.3 變量和數據

1.3.1 股權激勵

根據Bergstresser&Philippon（2006），本文通過以下公式計算股權與期權占CEO薪酬比率：

其中，pricei，t為 t年末 i公司股票的收盤價，csharesi，t和 optionsi，t分別為 i公司CEO于 t年持有股票和期權的數量；cashpayi，t為CEO當年的現金報酬，包括年薪和各類津貼。

1.3.2 盈余管理程度

本文使用可操縱應計利潤絕對值|DAi，t|衡量盈余管理，DAi，t的計算根據橫截面 Jones（1991）模型，對年度 t公司的總應計利潤（TAi，t）進行回歸分析：

其中，TAi，t=NIi，t-CFOi，t，NIi，t為凈利潤，CFOi，t為經營活動產生的現金流量凈額；Ai，t-1為上一年度總資產；ΔREVi，t為銷售收入增加額；ΔRECi，t為應收款凈值增加額；PPEi，t為固定資產原值。 χi，t表示殘差。

將回歸方程（5）的系數估計值 k?1、k?2和 k?3帶入下式，即得到可操縱應計利潤：

1.3.3 公司治理因素

本文選取的公司治理因素包括：（1）董事會結構，董事會人數的自然對數（Lnboard）衡量董事會規模，總經理是否兼任董事長（CEOboard）衡量董事會獨立性；（2）審計質量，一是公司是否成立內部審計委員會（Auditcom），二是審計結果是否為標準的無保留意見Anditopion；（3）債權人治理，使用年資產負債率（即財務杠桿，Leverage）衡量債權人治理；（4）境外投資者持股，由公司是否發行B或H股決定（Bhlisting）。

1.3.4 公司層面變量

本文以資產收益率（ROA）作為衡量公司盈利能力的指標；以年末總資產的自然對數（Lnage）衡量公司規模；以公司股票是否被特別處理（ST）衡量財務狀況是否異常；是否增發新股（SEO）衡量公司融資情況；以總資產周轉率（TAT）作為營運能力指標；以歷史3年銷售收入的標準離差率（Risk）來度量公司經營風險；以凈利潤增長率（Growth1）和銷售收入增長率（Growth2）作為反映公司成長性的財務指標。

1.3.5 數據來源

本文使用股改后的數據，以2009～2012年間328家高新技術產業公司為樣本。所有原始數據來自《CSMAR中國上市公司財務報表數據庫》、《CSMAR中國上市公司財務報告審計意見數據庫》、《CSMAR中國上市公司增發配股研究數據庫》、《CSMAR中國上市公司股東研究數據庫》、《CSMAR中國上市公司治理結構研究數據庫》、《CSMAR中國股權分置改革研究數據庫》。

2 實證檢驗與分析

2.1 各變量描述性統計

表1給出了高新技術產業各變量的含義和基本統計量。可以看出，高新技術產業公司在統計年度內提出股權激勵方案的比例為0.171，通過股權激勵方案的比例為0.107，說明在高新技術產業內股權激勵方案還是比較普遍的。通過審計委員會的設立情況和審計質量也能看出，高新技術產業的審計質量也比較完善，設立審計委員會的比例和審計質量標準無保留的比例分別為90%和91.5%。從兩項成長性指標也可以看出高新技術產業公司的發展前景比較可觀。

2.2 多元線性回歸結果

表2為高新技術產業2009～2012年面板數據模型（1）的回歸估計結果，從結果可以看出，回歸模型（1）的判定系數為0.428，在1%水平上統計顯著，說明了模型（1）的擬合度可以接受。進一步對各個變量的系數進行分析，可以發現，擬合系數φ2、φ3、φ5均顯著為負，且φ2的絕對值要大于φ3和φ5，說明尚未提出股權激勵方案時，高新技術產業公司CEO股權和期權占總薪酬的比例與盈余管理呈顯著的負相關關系，但是提出或通過股權激勵方案后，CEO股權和期權占總薪酬的比例與盈余管理呈顯著的負相關關系，因此，本文無法拒絕假設a和假設b。觀察其他公司治理因素和公司層面因素，CEOboard的系數也顯著為正，說明總經理與董事長兩職兼任的情況將增加管理層盈余管理程度，Anditopion的系數則顯著為負，說明審計質量于盈余管理存在負相關關系。總體來說，對于高新技術產業而 言 ，Lnboard、Auditcom、Bhlisting、ROA、ST、Growth1、Growth2的系數估計值均不顯著，表明董事會規模、審計委員會情況、股票情況、資產收益、成長性對盈余管理的影響不大，主要受公司CEO兼職狀況、審計意見、財務負債、公司資產及周轉情況、風險水平等的影響。

表1 高新技術企業變量含義和基本統計量（2009～2012）

表2 高新技術產業模型（1）回歸估計結果

表3為高新技術產業CEO行權概率與盈余管理關系模型（2）的回歸估計結果，回歸模型（2）的判定系數為0.451，在10%水平上統計顯著，說明了模型（2）的擬合度可以接受。從結果可以看出盈余管理的系數估計值ω1顯著為正，說明可操作應計利潤的增加將加大CEO行權的概率，且CEO行權概率還與Lnboard、ROA、Lnsize呈負相關關系，與Risk呈正相關關系。

表3 高新技術產業模型（2）回歸估計結果

表3為盈余管理、CEO行權與公司業績的關系模型（3）的回歸估計結果，回歸模型（3）的判定系數為0.748，在1%水平上統計顯著，說明了模型（3）的擬合度可以接受。從結果可以看出，DA和Exercise的系數估計值ξ1和ξ2均顯著為負，說明本期可操作應計利潤與CEO行權均與下一期資產收益率呈顯著負相關關系，盈余管理和CEO行權將對公司業績帶來不利影響，因此，本文無法拒絕假設c。

表4 高新技術產業模型（3）回歸估計結果

3 穩健性分析

由于高新技術產業近年來發展較快，各年度公司財務狀況、規模、治理情況等會存在較大差別，這一點從前文中風險和成長性指標均較大也可以看出。本文為了更好的說明上述回歸結果趨勢的正確性，還分別選取2009～2012年間各年度的數據進行分析，表5給出了各年度模型（1）的回歸估計結果。從表5可以看出年度間的回歸結果存在微小差別，顯著性水平也略微不同，但是都無法拒絕高新技術產業在提出股權激勵方案之前，CEO股權和期權占總薪酬比率與盈余管理負相關，提出或通過股權激勵方案后，負相關關系變弱的假設，進一步說明了前述實證結果的合理性。同樣，通過進一步分析各年度間模型（2）和模型（3）的回歸估計結果，結果都無法拒絕假設c。

此外，股權激勵與盈余管理之間可能還存在一定的內生性，即高新技術產業公司盈余管理程度較高時更可能于股改后提出或實施CEO股權激勵計劃，產生與假設a相反的結論。為此，本文選取2004～2005年間128家高新技術產業提出股權激勵前后盈余管理進行比較，發現兩種情況下盈余管理統計水平沒有顯著性差別，說明了股權激勵對高新技術產業盈余管理顯著影響僅出現在股改之后。

表5 各年度模型（1）回歸估計結果

4 結論

本文為了研究高新技術產業股權激勵對公司治理效應的影響，以CEO股權和期權占總薪酬的比例和公司資產收益率作為衡量指標，選取盈余管理、CEO行權等因素作為中間關聯因素。通過對2009～2012年高新技術產業面板數據進行詳細的實證分析，發現盈余管理將對公司業績產生不利影響，且盈余管理還會加大CEO行權的概率，CEO行權也會對公司業績帶來不利影響。高新技術產業在提出股權激勵前，CEO股權和期權占總薪酬的比例與盈余管理負相關，提出或實施股權激勵后，負相關關系減弱，即高新技術產業股權激勵將對公司治理帶來負面影響。

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