主成分分析視角下公司股權激勵與績效關系研究

吳容容

(陽光學院 經濟系，福州350000)

現代企業制度中由于經營權和所有權的分離而引發的委托代理問題一直是公司治理的重點，而股權激勵作為有效的激勵機制，一直被視為解決委托代理問題的有效舉措。該措施是讓經營者持有公司的部分股權，讓所有者與經營者的利益趨于一致，讓經營者致力于為公司的發展而奮斗。從西方國家的發展實踐經驗來看，股權激勵在降低公司代理成本、完善治理結構、促進企業長期價值創造、吸引和留住人才、保護股東利益方面具有重要作用[1]。

隨著我國對股權激勵的不斷探索和中小企業的迅速崛起，大批中小企業紛紛加入股權激勵的大軍，由此引來理論界和實業界的廣泛關注和熱議。在我國當前的體制背景下，中小企業股權激勵能否促進公司業績的提升和價值的創造及哪些行業的股權激勵實施效果更優等，關于這些問題的研究和探討對于我國中小企業來講十分必要，且迫在眉睫，尤其是我國當前處于改革發展的重要階段，企業的發展速度和規模都急劇上升，其意義更加深廣。此外，股權激勵的實施效果在國內外學者的研究中還處于無定性結論階段。國內學者雖然研究領域逐漸擴大，但都以滬深主板為主，而對于中小板上市公司并未真正涉足。本文重點從實證研究入手，通過相關公式、模型驗證中小板上巿公司的績效屬性及效果。由于股權激勵距今為止已有10年之久，且實施股權激勵的企業也在呈上升趨勢，為此實施效果已初具模型[2]。本文的實證具體由以下部分組成：文獻回顧，模型設定和數據來源，實證檢驗和分析，以及優化建議策略和思考。

1 文獻回顧

西方國家在股權激勵領域的研究起步較早，而且也取得了令人矚目的成果。我國學者關于股權激勵機制的研究開始于上世紀90年代，在最初試點形成后，拉開了研究的序幕。然而，國內在研究樣本、時間段以及計量方法上與國外存在顯著差異，而且在對股權激勵的內涵和理解上也有區別，為此，所獲取的研究結論的可行性還沒有得到一致的定論。但是，業界一致認同的是公司績效與股權激勵息息相關，且存在三種相互關系，即正相關、負相關和不相關的關系。

1.1 二者之間的正相關性

Jensen是提出股權激勵概念的先驅，大約在上世紀90年代就和Meckling共同提出了利益趨同假說①利益趨同假說，即管理層擁有剩余索取權會使得股東與管理者的目標函數趨于一致。。管理層持股有助于降低代理成本，從而改善企業業績。

簡單來講，該理論就是讓管理層獲得公司的部分股份，進而獲取剩余索取權，其宗旨就是將經營者和公司股東的利益實現一致性，以確保經營者能夠盡心盡職地為激發自我潛能和約束力為企業創造財富。該模式不僅能夠有效減少委托人的代理成本，而且最為關鍵的是可以通過該種途徑實現提升公司整體價值和經濟效率的目標。此外，著名經濟學學者朗曼尼在上世紀時期曾對德國44家上市公司進行過調查。結果發現，在股權激勵方案中，CAR在媒體公告日占據著1%的比重，這足以見得股權激勵計劃在資本市場的地位和重要性[3]。

在國內，在股權激勵公司數量和方案不斷提升的背景下，學者們對于公司績效與股權激勵的關系更趨向于積極和肯定。劉國亮等通過ROE、ROA和EPS衡量的方式，證明了二者的正向促進關系[4]。金曉云以中小板上市公司為模板，不僅分析和討論中小板企業在股權激勵方面實施的必要性和可行性，同時用數據得出了實施股權激勵前后企業績效的對比，且效果十分顯著[5]。鞏娜的探究視域相對獨特，是以企業生命周期理論為原則，重點研究了企業成熟期開展股權激勵計劃對公司業績的積極促進作用[6]。

1.2 股權激勵的區間效應作用

國內外不同學者在時間段選取、樣本素材以及計算方法中都不盡相同，然而，在非線性關系方面的結論上卻趨于一致，只不過存在股權激勵強度數值的差異。

提到股權激勵不得不說壕溝效應[注]壕溝效應,即管理層持股比例提高時,管理層會通過剝削外部投資者來追求個人利益最大化,這就會降低公司的價值。這一假說。該理論是由Fama和Jensen共同提出的，其主要思路包括：(1)在公司控制權方面，它始終與管理層持股數量密切相關。簡單來說，持股數量越大，其對于公司行使權也隨之提升。(2)受股東利益的共同影響，中小股東所享有的合法權益極易出現被輕視或占有的可能。當然，這種短視的侵占行為將會造成企業經濟利益的損失，更不利于企業價值的最佳化獲取[7]。(3)一些學者以百家企業為樣本，還得出了股權激勵與企業效益的關系具有N型和倒U型關系的結論。

在二者非線性關系的研究中，國內經濟學家也不斷取得突破和創新。其中，徐大偉等在證明持股比例與公司業績的N型關系之外，進一步得出了拐點值數據[8]。吳淑琨也驗證出了二者之間的倒U型關系[9]。然而，我國經濟機制相對特殊，為此多數專家學者們趨向于認為股權激勵與企業價值的關系并不緊密，股權激勵的區間效應作用較弱。

1.3 股權激勵的激勵效果不明顯

除卻上述觀點以外，還有部分學者認為股權激勵與公司績效并不存在顯著關系。例如：Harold Demsetz等在長時間的跟蹤調查中發現，持股和公司績效之間的關系并無線性或非線性之分，即激勵機制只不過是一種變量，而且還是內生的，從總體和長遠角度來看都無法成為公司經濟效益的影響因素，相反，投資變量才是對公司產生影響的重要因素[10]。Himmelberg等在總結前人學說和理論的基礎上，對多達600家以上的公司進行了研究，通過實踐和數據表明，實股權激勵和業績關系同樣并不明顯，而決定公司效益的核心要素卻包括行業環境和公司特征[11]。

在我國，股權激勵機制的實施大約是從2006年陸續推行的。為此，研究時間和對象則以2006年為起點，而在此之前大多數的研究已經表明股權激勵對公司業績并不具備顯著的刺激和推動作用。不可否認的是，在2011年之前，高級管理者持股比重并不高，而且外界都將其視為企業內部的一種福利制度，因此，股權激勵機制無法真正發揮其提高經營效率的本質屬性，進而在促進公司業績方面的效能并不凸顯。

2 模型設定

2.1 數據來源和樣本選擇

本研究的數據主要來自CSMAR數據庫，同時結合深交所網站中小企業板塊，數據分析軟件為時下最為先進的SPSS19.0。具體的研究內容為2016年度中小板776家上市公司的數據，將194家不符合樣本要求的數據剔除，最終符合要求的樣本數量是582個。在樣本篩選期間，秉承了如下原則：首先，ST類公司不予考慮；其次，未實施或停止實施的公司要從中排除；最后，之前已經實施過股權激勵的公司也不能作為本研究的選擇對象。

2.2 變量選擇

在研究過程中依托了兩個假設：一是在中小板公司內部實施股權激勵對于公司的整體績效水平具有顯著性的影響；二是非高新技術行業公司的激勵效果滯后于高新技術行業公司。

2.2.1 被解釋變量

本研究將公司績效作為被解釋變量，其含義是指公司在經營期間所獲取的經濟效益總額。其中，企業經營效益水平可包含資產營運、發展能力、盈利、償債以及現金流水平等五個方面。此外，ROE、EPS、ROA、負債率、增長率、周轉率、流動比率都是主成分分析法所應用的重要指標，而且代表性極強，對于衡量公司績效值具有不可替代的作用和價值。

2.2.2 解釋變量

本研究通過設置多元回歸模型，提取股權激勵和績效的關系。為了取得最佳化結果，將二元變量應用到自變量當中。與此同時，通過使用橫向比較法，體現實行股權激勵后企業經營效益的差異變化情況。其中，中小板公司推行激勵方案與否的描述變量為incentive，并將其作為啞變量，股權激勵在實施狀態設置為1，相反則用0來體現。

2.2.3 控制變量

眾所周知，影響公司經營業績的因素有很多，而且十分復雜多變。本研究不能面面俱到，只能將決定性的因素作為控制變量，即股權結構、董事會特征以及行業分布等。鑒于此，控制變量組成如下：股權制衡度、獨立董事比例、公司規模、行業因素以及是否由同一人兼任董事長和總經理。

2.3 模型設定

本研究的模型包括多元線性回歸模型和因子得分模型。首先，根據公司績效因子得分模型對12個財務指標作降維處理。這12個財務指標包括： ROE、EPS、ROA、凈利潤增長率、資產負債率、營業收入增長率、總資產增長率、流動比率、存貨周轉率、經營性現金凈流量/凈利潤、總資產周轉率、應收賬款周轉率。其次，將處理后獲得的綜合指標作為衡量公司績效的重要依據。最后，構建多元回歸模型，進而得出公司績效與股權激勵的關系。

公司績效得分模型：

F=b1*F1+b2*F2+b3*F3+···bk*Fk(k=1,2,3···m)

(1)

其中：Fk表示具有k個相關主成分，bk表示每個主成分所代表的權重系數。借助主成分分析結果，為多元回歸模型的構建奠定基礎。

本文所應用的多元回歸模型公式為：

F=β0+β1*incentive+β2*size+β3*shareholder+β4*blockholder+β5*dual+β6*independent+β7*ind+ε

(2)

其中，incentive的含義為實施股權激勵與否，size為公司的規模， shareholder代表第一大股東持股的比重，blockholder為股權制衡度，independent為獨立董事比重，ind是行業的代表。變量匯總情況見表1。

表1 變量匯總情況

3 實證結果

3.1 主成分分析結果

主成分分析結果如表2所示。

表2 KMO檢驗和Bardett檢驗

由表2的檢驗值可以發現，KMO的值大于0.5，表明其作為因子分析十分適宜。此外,通過Bardett球形度檢驗也驗證出其建立因子分析的可行性。基于此，本研究將使用主成分分析法對上述12個財務指標進行相關因子分析，以獲取和掌握公司績效的各種影響要素。之后，發現前5個成分因子的累計方差和特征值完全符合作為公共因子的要求，因此將保留這5個因子，并剔除其余7個因子。主成分權重系數見表3。

表3 主成分權重系數

由表3可知，上述5個主成分所一一對應的具體權重系數分別為0.265、0.243、0.194、0.156、0.142。利用公司績效得分公式可計算出公司經營績效指標的數值：

F=0.265*F1+0.243*F2+0.194*F3+0.156*F4+0.142*F5

其中，F值能夠反映出中小板上市公司在股權激勵下的綜合績效指標。利用該公式就可以實時計算出綜合績效的具體數值，進而為后續的實證分析檢驗提供堅實的解釋變量支撐。

3.2 多元回歸分析結果

首先，對比是否實施股權激勵的統計效果(見表4)。

表4 描述性統計

由表4能夠作出如下總結：在沒有實施股權激勵的組別當中，被解釋變量的績效均值是-0.0289，而實施股權激勵后的數值則為0.102。為此，實施組比未實施組提升的幅度較大。按照行業因素來審視，實施組樣本數量也明顯比未實施組高很多。

在此基礎上，多元回歸估計結果見表5。

表5 多元回歸估計結果

注：**表示10%的顯著性水平，*表示5%的顯著性水平。

根據全樣本多元回歸的結果，可以得出以下結論：

第一，實施股權激勵系數支撐下，其顯著性水平為正，這也從中驗證了企業公司實施股權激勵的價值和意義，即能夠顯著提升公司的績效。當然，在10%的顯著性水平下，公司規模與企業績效的關系呈正相關，而在規模適中概率下，規模效應就會起到相應的作用，進而證明公司規模能夠起到促進績效水平提升的作用。

第二，本文所研究的股權集中度也滿足了10%的顯著性水平要求，這表明提升股權集中度之后，企業績效水平也會隨之提升，且二者具有顯著正相關的內在聯系，這恰恰驗證了企業股權越集中其經營動機就會更強的觀點。

第三，股權制衡度能夠有效促進公司績效。在強化公司股權制衡度的過程中，公司業績也得到了相應的改善。

第四，高新技術行業在10%的顯著性水平下，回歸系數能夠維持在0.0556，這也從側面反映出高技術行業中激勵效果和企業績效具有水漲船高的突出效應。

本研究旨在通過對高新技術行業和非高新技術行業的對比，得出兩組子樣本，并借助回歸的模式，為關系的確定奠定堅實的基礎。根據表5所反映的結果，可以分析出在高新技術與非高新技術行業的對比中，差距還是十分明顯的。一方面，在回歸系數為0.173的高新技術行業組中，能夠通過5%的水平檢驗；另一方面，在回歸系數為0.0882的非高新技術行業中，通過的則是10%的顯著性水平檢驗。不僅系數大小差異顯著，而且顯著性水平也一目了然。由此可以證實高新技術行業中實施股權激勵十分必要，而且其促進作用更為顯著。

4 政策性建議

從本研究中不難發現，中小板上市公司實施股權激勵政策和行為對于企業的績效激勵作用很大且十分明顯，高新技術行業的實施效果遠高于非高新技術行業。然而，在實證和統計中也存在以下問題，如股權激勵普及度有待加強、行業內部出現零激勵的情況也很多等，這說明企業內部控制和管理存在重大缺欠及漏洞，也因此對股權激勵實施效果產生了巨大的制約和限制。

4.1 強化股權激勵的推廣和宣傳

政府及相關部門要做好相關股權激勵的宣傳和保障工作。其中，證監會的工作職責應該適當拓展，即對股權激勵公司進行必要的監管和督促，力爭線上線下相互協調和統一，構建交流合作的新平臺，確保相互之間的優點能夠得到發揚，缺點能夠得到及時糾正。此外，鼓勵中小板公司樹立與時俱進和踏實穩健的工作理念，選取科學合理的計劃方案，力爭使其具有極強的可行性操作。此外，定期開展研討會和分享會，對企業管理者進行股權激勵教育和培訓，并在學習和交流中不斷探究股權激勵體系的細化和完善等事宜。

4.2 健全中小板公司內部管理機制

股權激勵要想真正發揮其優勢效應，必須要有內部治理機制的保障，其中，確保獨立董事制度十分必要。只有在約束機制和舉措上不斷優化，才會實現明確職責和獎罰機制的深入推進。還應該加大薪酬委員會的行為規范，努力爭創良好氛圍的內部環境，并對控股股東持股比例嚴格管理，進一步降低股東的持股比例，這樣有助于股權激勵空間的獲取。當然，為了減少和規避家族式高比例持股現象的爆發，董事會和監事會更要盡職盡責，充分履行其監管義務和職責。

4.3 構建職業經理人市場

由于我國大多數企業在職業經理人選拔機制方面存在弊端，從而競爭力嚴重不足。一些中小公司在優秀管理人才方面處于滯后或半停滯狀態，導致人才儲備和專業技術能力十分缺乏，這就需要股權激勵發揮其核心職能作用，構建一支高素質且具備綜合業務能力的專業經營團隊。同時，健全職業經理人市場，在選拔機制和退出制度方面持續創新，使得人才資源配置能夠高效、科學和持久，進而確保股權激勵機制的可持續健康發展。