基于聯立方程的公司股權激勵與績效關系實證研究

周戰超

股權激勵是指公司股東授予公司的經理人員和雇員股份形式的利益，來激勵經理人員和雇員為實現股東或企業價值最大化的一種長期激勵方式，在多種激勵方式中股權激勵最符合企業追求長期發展的理念，被越來越多的運用。

Chung 和 Pruitt、Knoeber 和 Agarval（1996）分別開展研究，研究即發現對管理層進行股權激勵與公司的績效之間存在交互影響的關系。吳淑琨（2002） 在研究股權結構與公司績效的關系中，也研究發現實施股權激勵的管理層持股比例與公司業績呈倒“U”型的顯著相關關系。葛軍（2007）通過回歸分析與統計分析對樣本數據進行分析，研究發現合理的股權激勵能夠顯著的提高公司績效，但股權激勵與公司績效關系沒有呈線性關系，隨股權激勵比例變化，其對公司績效的影響程度隨之變化，在國有控股和非國有控股公司間股權激勵對公司績效的影響存在明顯的差異。王輝、韓亮亮（2006）、孫堂港（2009）、章雁 （2010）等通過回歸分析發現，不考慮所有影響因素對管理者股權激勵水平與上市公司績效之間相關性的影響時，管理者股權激勵比例與上市公司績效之間存在曲線關系，以及區間效應，但各學者研究的相關關系發生變化的分段區間有所不同。肖淑芳（2012）通過研究股權激勵、股權集中度與公司績效關系中發現，在考慮了內生性的情況下，公司績效對股權激勵有顯著的正向影響。

一、模型構建

聯立方程的一般形式為：

η=Βη+Γξ+ε （1）

其中η是內生變量，ξ是先決變量，ε是方程的隨機擾動項。

結構式聯立方程系統可以寫成：

BY+ΓZ=υ （2）

Y表示內生變量矩陣，Z是先決變量矩陣，Γ是先決變量的結構參數矩陣， B是內生變量的結構參數矩陣， υ表示結構性擾動項矩陣，其中，

二、模型應用

（一）變量定義

本研究的變量設定見表1。

表1 變量定義列表

變量名稱 代表指標 簡稱

內生變量 公司績效 通過主成分分析得到 Fp

股權結構 高管持股比例 一次方 MS

二次方 MS 2

三次方 MS 3

外生變量 控制變量 公司規模 總資產自然對數 LnA

資本結構 資產負債率 D/A

（二）樣本選取與數據選擇

本研究選取我國通訊行業、制造業中的食品飲料行業、服裝紡織三大行業的共70家滬深A股上市公司2010-2014年的全部相關面板數據，經過對數據缺失和錯誤情況的剔除，共得到350個有效樣本。

（三）聯立方程的建立

采用單位根檢驗中的ADF檢驗各個變量的ADF檢驗的統計量的值均小于判斷標準值，構建聯立方程模型，見式（3）、式（4）。

（3）

（4）

（四）實證結果

從描述性統計結果見表2。說明樣本公司的資本結構較為合理。從股權性質來看，非國有最終控股公司實施股權激勵占比例較大，公司的績效水平相對較高，說明股權性質對股權激勵的實施效果可能存在一定程度的影響。

表2 描述性統計結果

變量 極小值 極大值 均值 標準差

F_p -163.72 2498.44 49.15 236.99

MS .00 40.68 .73 3.95

LnA 13.76 27.69 21.34 2.36

D/A 3.54 1654.53 59.27 151.29

表3是利用三階段最小二乘法進行參數估計，對式（3）、式（4）的估計結果。

表3對聯立方程（3）（4）估計結果

方程 變量 系數 系數值 顯著性水平

方程（3）調整后的R方為0.8739 常數 α10 -3.398322 0.0071

Fp α11 0.015555 0.0000

LnA α12 0.164388 0.0047

D/A α13 -0.002466 0.0069

方程（4）調整后的R方為0.9600 常數 α20 119.3858 0.0088

MS α21 13.71448 0.3705

MS 2 α22 -2.624058 0.3680

MS 3 α23 0.093183 0.1383

D/A α24 0.171026 0.0000

LnA α25 -4.860833 0.0226

表3表明高管持股比例與公司績效指標是顯著相關的，但是當方程中引入的平方項、立方項同時出現在方程中時，顯著相關關系消失，說明引入多次項存在不合理之處，于是減少多次項再進行估計，見式（5）、式（6），估計結果見表6。

（5）

（6）

表6對聯立方程（5）（6）估計結果

方程 變量 系數 系數值 顯著性水平

方程（5）調整后的R方為0.8739 常數 α10 -3.398322 0.0071

Fp α11 0.015555 0.0000

LnA α12 0.164388 0.0047

D/A α13 -0.002466 0.0069

方程（6）調整后的R方為0.9595 常數 α20 98.06596 0.0238

MS α21 -8.099792 0.0625

MS 2 α22 1.699783 0.0000

D/A α23 0.175730 0.0000

LnA α24 -3.779078 0.0599

可見，式（5）中個解釋變量均在99%的水平上與被解釋變量顯著相關，方程（6）中的高管持股比例平方項和資產負債率在99%的水平上與公司績效顯著相關，高管持股比例與資產規模在90%的水平上與公司績效水平顯著相關。兩個方程的調整后的R方值也都非常高，說明方程的擬合度好。

從估計的結果來看，股權激勵與公司績效之間是相互影響的，從估計的方程（5）的系數值來看，股權激勵的實施水平與公司績效水平正向顯著相關，公司的績效水平的提高有利于推動股權激勵這一關注企業長期發展的激勵制度的實施。

從方程（6）的估計結果來看，高管持股比例的一次項系數為負值，二次項的系數為正值，三次項不應引入方程，說明公司績效與股權激勵的實施水平呈顯著的正“U”型關系。

從外生變量的角度來看，公司規模與股權激勵實施水平和公司績效都呈顯著的正相關的關系，也就是規模效應，公司規模越大越有利于公司績效水平的提高，更有利于股權激勵制度實施從而達到理想的效果。公司的資產負債率指標與公司績效和股權激勵實施水平都是負顯著相關，說明負債水平過高是不利于公司績效水平的提高的。

值得注意的是：在國有最終控股性質下，公司績效與股權激勵制度無顯著的相關關系，且方程的集合度也較差，而在非國有最終控股股權性質之下，方程的擬合度值R方值更高，達到0.9710，相關性系數正負號方向沒有發生改變，但數值增大，說明在非國有最終控股的性質下，股權激勵與公司績效之間的相關關系的得到了更能夠顯著的驗證。

根據估計的結果，將各個估計的系數值代入方程中，得到進一步的函數關系方程，如式（7）、式（8）。

（7）

（8）

本文對樣本按照行業因素進行分組，將解釋變量數據帶入方程中，得到被解釋變量的估計值，再將估計值與實際觀測值進行比較，結果見表（7）。

表7 穩定性檢驗結果

通訊行業 食品飲料行業 服裝紡織行業

估計值 實際觀測值 估計值 實際觀測值 估計值 實際觀測值

MS 0.7300 0.7286 1.3464 1.2212 0.4024 0.5069

Fp 48.3648 49.1451 51.8155 30.7726 23.5936 17.8507

結果表明，盡管不同行業估計值與實際觀測值之間的差異水平不同，但是差異值都比較小，驗證了估計結果的可靠性。

三、結語

本文引入股權激勵實施比例的多次項，通過聯立方程研究股權激勵比例程度對公司績效的影響，結果表明，股權激勵比例與公司績效之間呈顯著的正向線性相關關系，公司績效與股權激勵比例之間呈“U”型關系的結論。在國有最終控股性質下，公司績效與股權激勵制度無顯著的相關關系，在非國有最終控股性質下， 股權激勵與公司績效之間顯著相關。（作者單位為長春新星宇房地產開發有限責任公司）

基金項目：國家社科基金項目（16BTJ017）。