企業高管股權激勵的有效性研究

呂秋月

摘 要：股權激勵的有效性體現在公司業績上，因此選取2012—2014年間首次實施股權激勵的企業，研究股權激勵與公司業績的關系。實證分析表明，企業在實施股權激勵之后的業績顯著優于實施前，上市公司的股權激勵水平與公司業績顯著正相關。

關鍵詞：股權激勵;高管持股比;公司業績;實證分析

中圖分類號：F272? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2019）12-0015-02

引言

我國的股權激勵起步較晚，2005年之后才進入規范階段，并且由于我國的特殊國情和市場特征，其有效性一直有待研究。本文通過文獻梳理和實證分析，研究近幾年我國企業實施股權激勵的效果，對我國股權激勵體制的未來發展具有理論和實踐意義。

一、文獻綜述

國外多數學者認為，股權激勵對企業績效有積極影響。詹森和梅克林（1976）提出，管理層和股東的利益目標受股權激勵的影響趨于一致，從而提高企業價值。但也有不少學者不同意此觀點，麥康奈爾和瑟韋斯（1990）通過對2 000多家公司的研究，認為企業績效和管理層持股比例呈倒U型關系。還有少數學者，比如奧伊拉和謝弗（2012），發現實施股權激勵將增加公司成本，造成公司績效下降。

與國外相比，我國更多的研究表明，股權激勵與公司業績不相關或負相關。呂長江（2011）等學者認為，股權激勵不能改善治理結構。周嘉南（2014）等證實指出，非激勵動機下的股權激勵與公司業績顯著負相關。也有許多學者指出，股權激勵能夠提高公司業績。張敦力（2013）的實證研究表明，股權激勵有助于公司業績提升。另一方面，部分學者發現股權激勵與公司業績非線性相關。孫堂港（2009）認為，高管持股比在4%～7%之間時，公司業績與激勵水平正相關，其他區間負相關。

由于國內外差異，關于股權激勵的研究得出的結果大不相同，本文將繼續探尋近年來我國上市企業股權激勵對公司業績的影響。

二、研究設計

（一）研究假設

1.股權激勵實施前后公司業績。委托代理理論表明，股權激勵可以有效緩解委托代理矛盾，高管的利益追求與股東趨同，會更有動力提高公司業績。同時，人力資本理論表明，股權激勵使得人力資本參與利潤分配，管理層會更有動力創造企業價值。因此認為，實施股權激勵之后的公司業績會比之前明顯提高，由此提出假設H1：

H1：上市公司實施股權激勵后的業績顯著優于實施前。

2.整體公司的股權激勵水平與公司業績。在假設H1的基礎上，根據人力資本理論，管理層持股比越高，能夠參與分配的企業剩余比例越多，就會更投入工作，公司業績就會隨之越來越好。雖然“管理者防御效應”認為，管理層持股比例超出一定區間時，管理層的權力難以監管，此時越高的管理層持股比反而可能導致越差的企業業績，但是考慮到我國目前的高管持股比例大多在50%以下，管理層權力未到“失控”狀態，所以不會出現此情形。因此，本文認為，公司績效隨股權激勵水平的提升而上升，據此提出假設H2：

H2：整體上市公司的股權激勵水平與公司業績顯著正相關。

（二）樣本選取與數據來源

股權激勵的行權期大多為3—5年，需要考慮實施股權激勵后三年的情況，因此選取滬深兩市中股權激勵首次實施公告日在2012—2014年間的上市公司為樣本。從國泰安數據庫中搜集并篩選后，得到366家樣本企業。其中，2012年98家，2013年119家，2014年149家。

（三）變量說明

本文以企業業績衡量股權激勵的效果，克服單個指標的片面性，選取12個財務指標進行主成分分析，得到一個綜合業績得分作為被解釋變量。這12個指標分別是：凈資產收益率、總資產凈利率、銷售凈利率、流動比率、速動比率、產權比率、存貨周轉率、應收賬款周轉率、總資產周轉率、基本每股收益、營業總收入和總資產。首先，KMO與Bartlett檢驗顯示，KMO值=0.617>0.5，適合進行因子分析。因子分析法提取的5個主成分累計的總方差超過了70%，可以很好地概括原12個指標。以旋轉平方和載入的方差貢獻率作為5個主成分的權重，加權計算得出綜合業績得分，所有變量匯總（如表1所示）。

（四）模型構建

針對假設H1設計檢驗方案：配對樣本T檢驗，即用實施股權激勵后一年的綜合業績得分減去實施前一年的綜合業績得分，并檢驗差值是否具有顯著性。

針對假設H2建立模型：公司績效與股權激勵水平之間呈線性相關關系。

三、實證分析

（一）股權激勵實施前后公司業績比較

為了驗證假設H1，對樣本企業實施股權激勵前一年和后一年綜合得分的差值進行配對樣本T檢驗，結果（見表2）。

從表2可知，差值均值為正，且Sig.值=0.000<0.05，差異具有顯著性，所以上市公司實施股權激勵后的業績顯著優于實施前，假設H1得到驗證。

（二）股權激勵水平和公司業績的關系

相關性檢驗表明，各變量之間不存在共線性問題，可進行回歸分析。為了驗證假設H2，搜集企業在實施股權激勵當年及后三年一共四年的數據，篩選后得到1 425個樣本進行線性回歸，結果（見表3）。

從表3可知，解釋變量股權激勵水平的回歸系數為正，且Sig.值<0.05，說明股權激勵水平和公司業績顯著正相關，假設H2得到驗證。另外發現，公司規模、資本結構、公司風險大小和所處發展階段的Sig.值均小于0.05，且公司規模和公司發展階段的回歸系數為正，資本結構和公司風險大小的回歸系數為負，所以公司規模、發展階段和公司業績顯著正相關，資本結構、公司風險和公司業績顯著負相關，股權集中度、高管報酬和公司業績不相關。

選擇經濟增加值（EVA）作為被解釋變量，假設H1和假設H2均得到驗證，通過穩健性檢驗。

結語

本文分析得出，2012—2014年間上市公司采取股權激勵后的業績顯著優于未實施前。企業采用股權激勵當年及后三年，股權激勵水平與公司業績顯著正相關。因此，我國政府需要持續加強資本市場的法制建設和定價機制，營造優良的經濟環境。企業應積極實施股權激勵，做好充分的市場調研和自身規劃，探索符合自身發展特色的激勵方案，并且保證方案實施的穩定性。

參考文獻：

[1]? 張敦力，阮愛萍.股權激勵、約束機制與業績相關性——來自中國上市公司的經驗證據[J].會計與經濟研究，2013，（1）：3-12.

[2]? 伍丹.基于EVA的采掘業高管薪酬激勵機制實證研究[J].經濟研究導刊，2017，（5）：36-37.

[3]? 萬華林.股權激勵與公司財務研究述評[J].會計研究，2018，（5）：52-58.