股權(quán)激勵行權(quán)結(jié)果實證研究*

□ 王嘉琪，馬 赫，申玉泓

(1.南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,江蘇 南京 210037； 2.上海理工大學(xué) 管理學(xué)院,上海 200093)

1 引言

股權(quán)激勵作為現(xiàn)代公司緩解委托代理問題的有效工具，其設(shè)計初衷在于使管理層與所有者的利益趨同[1-2]，以期提高公司業(yè)績水平、降低高管離職率。所以，以往對于股權(quán)激勵的研究大多圍繞其實施效應(yīng)展開，包括較早對股權(quán)激勵公司業(yè)績和價值效應(yīng)的研究[3]以及后來對股權(quán)激勵人才保留效應(yīng)的研究[4]。

行權(quán)是股權(quán)激勵計劃的最后也是最重要的一環(huán)，一般以公司業(yè)績是否達(dá)到業(yè)績條件為準(zhǔn)。然而在達(dá)到業(yè)績條件的上市公司中實際行權(quán)率并未達(dá)到百分之百，即部分被激勵的對象在達(dá)到業(yè)績條件后選擇放棄行權(quán)。

目前，國內(nèi)外對于股權(quán)激勵行權(quán)方面的研究主要集中在股權(quán)激勵誘發(fā)的盈余管理問題和擇機行為等方面。王燁等(2012)研究發(fā)現(xiàn)管理層操縱行權(quán)條件，從而削弱股權(quán)激勵的作用，成為變相的利益輸送渠道，降低股東財富[5]；馮媛媛(2014)、王傳彬(2015)等的研究也進(jìn)一步證明了管理層權(quán)力越大，行權(quán)價格越低[6-7]；醋衛(wèi)華等(2017)以2007-2015年實施股票期權(quán)激勵的上市公司為樣本，檢驗行權(quán)過程中管理層的擇機行為，研究表明，管理層確實存在擇機行權(quán)的行為，潛在個人所得稅稅負(fù)節(jié)約金額與擇機行權(quán)概率正相關(guān)[8]。國外研究方面，Balsam等(2003)研究1995-2001年股票期權(quán)授予前的盈余管理行為發(fā)現(xiàn)，管理層確實存在盈余操縱的行為[9]。Yermark(1997)對股權(quán)激勵行權(quán)中的擇機行為予以關(guān)注，研究發(fā)現(xiàn)管理層傾向于在授權(quán)日之后發(fā)布好消息，在授權(quán)日之前散布壞消息[10]。股權(quán)激勵中，管理層進(jìn)行盈余管理以及擇機行為大都體現(xiàn)在對于行權(quán)價格的操縱。EliBartov等(2004)通過對1992-2001年間1200家上市公司的研究，發(fā)現(xiàn)管理層在行權(quán)前后存在大量的盈余操縱行為，即，行權(quán)前操縱性利潤異常高，而行權(quán)后操縱性利潤會出現(xiàn)急劇下降[11]。

上述有關(guān)股權(quán)激勵行權(quán)方面的研究，大都引入管理層權(quán)力理論，以行權(quán)價格和行權(quán)條件為切入點，考察股權(quán)激勵中管理層的盈余管理和擇機行為。但幾乎沒有文獻(xiàn)從實際行權(quán)率出發(fā)，結(jié)合股權(quán)激勵自身特點，對股權(quán)激勵行權(quán)結(jié)果的影響因素進(jìn)行分析。

2 理論分析與假設(shè)提出

“經(jīng)濟人”假說在經(jīng)濟管理學(xué)方法論中具有重要價值。基于古希臘的“個人主義”以及18世紀(jì)盛行的“理性主義”，亞當(dāng)·斯密系統(tǒng)地闡述了“經(jīng)濟人”假說。首先，人是自私的，追求利益是人從事經(jīng)濟活動的起點，趨利避害、追名逐利是人的本能；其次，人是理性的，人總是試圖以最小的經(jīng)濟代價去獲得最大的收益；第三，人在經(jīng)濟活動中往往只顧自身利益。之后的新制度經(jīng)濟學(xué)說對于“經(jīng)濟人”假說做了進(jìn)一步的完善，也稱廣義的“經(jīng)濟人”。人并不是完全自私的，并不會僅為了利益不擇手段，人同時也具有非經(jīng)濟利益最大化的動機，也會有利他主義和集體主義行為偏好；另外，由于技術(shù)、時間等約束，不可能獲得全部的信息，人的理性是有限的。

股權(quán)激勵是企業(yè)留住人才的“金手銬”，實施股權(quán)激勵的方式主要有限制性股票和股票期權(quán)兩種。通常經(jīng)濟人利用自身的經(jīng)驗與知識儲備，通過比較優(yōu)勢，在市場投資中獲得利益最大化。通過查閱資料和相關(guān)規(guī)定，限制性股票的授予價格為股權(quán)激勵計劃草案公布前1個交易日的公司股票交易均價的50%和股權(quán)激勵計劃草案公布前20個交易日、60個交易日或者120個交易日的公司股票交易均價之一的50%的較低者。可以得知限制性股票的授予價格相對于股票期權(quán)低一些，也就意味著以相同的“行權(quán)價”出售，限制性股票擁有更大的利潤空間。由于股票期權(quán)激勵作用的長期性，市場股價的不確定性，故相較而言，限制性股票的風(fēng)險更低。與此同時，上市公司的數(shù)據(jù)也表明，管理層更傾向于制定限制性股票計劃對員工進(jìn)行激勵。股權(quán)激勵計劃的最終目的在于行權(quán)，只有行權(quán)，激勵對象才真正獲得了物質(zhì)上的激勵。由此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1 限制性股票方式下的實際行權(quán)率高于股票期權(quán)方式下的實際行權(quán)率。

管理層權(quán)力的研究起源于20世紀(jì)五六十年代，最初的研究主要反映經(jīng)理追求自身利益的行為。隨著現(xiàn)代企業(yè)理論的興起，管理層權(quán)力的含義和范圍進(jìn)一步拓展。Finkelstein(1992)將“power”定義為：個體行為者能夠?qū)崿F(xiàn)其意愿的能力。在實際運作過程中，運用CEO是否兼任董事長來度量結(jié)構(gòu)權(quán)力；用管理層持有公司股份的比例來衡量所有權(quán)權(quán)力；運用獨立董事占比等來衡量管理層對董事決策影響力[12]。Bebchuk等(2003)的隱藏行為理論認(rèn)為獨立董事的離職率較高在于獨立董事?lián)碛休^大的管理層權(quán)力，與高管人員之間存在著一定的合謀行為，會制定更加符合高管人員的薪酬方案[13]。根據(jù)管理層權(quán)力理論，可知管理層會傾向于制定更加符合高管行權(quán)的激勵計劃，所以理論上來說，實際行權(quán)率相對較高。

Furby在20世紀(jì)七十年代提出了占有心理學(xué)(psychology of possession)，認(rèn)為占有物、占有感和所有權(quán)感之間存在緊密的聯(lián)系[14]。Pierce等(1991)在前人研究的基礎(chǔ)上，提出占有心理學(xué)產(chǎn)生的三個途徑：控制目標(biāo)物、親密了解和個人投入[15]。個人對目標(biāo)物產(chǎn)生一種占有感，在這種占有感下，個人將其時間、精力、注意力等投入目標(biāo)物，使目標(biāo)物成為自己的一部分。毫無疑問，股權(quán)激勵可以成為激勵對象的控制目標(biāo)物，在等待行權(quán)期內(nèi)，激勵對象會產(chǎn)生親密了解和個人投入。行權(quán)更是占有心理的外化表現(xiàn)，行權(quán)同樣符合成就需求理論，即追求卓越，實現(xiàn)目標(biāo)，爭取成功的需要。根據(jù)占有心理學(xué)理論可知，在解除行權(quán)限制時，絕大多數(shù)激勵對象會選擇行權(quán)來滿足占有感和成就感。

有理由認(rèn)為，管理層權(quán)力越大，管理層會使股權(quán)激勵計劃契合自身利益。管理層權(quán)力越大，管理層對于股權(quán)激勵方式的選擇、行權(quán)條件、行權(quán)價格的制定越具有干擾性與話語權(quán)。管理層干擾股權(quán)激勵計劃的目的是為了行權(quán)，進(jìn)而增加自身利益。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2 管理層權(quán)力與實際行權(quán)率正相關(guān)，即管理層權(quán)力越大，實際行權(quán)率越高。

“原來上英語課孩子們都張不開口，主要是對自己的發(fā)音缺乏信心，學(xué)的都是‘啞巴英語’，越是不練越是張不開嘴，甚至影響到孩子們學(xué)習(xí)英語的興趣。”張玲說。

3 研究設(shè)計

3.1 主要變量說明

3.1.1 因變量

本文的研究問題為行權(quán)結(jié)果，故將實際行權(quán)率(Actual Exercise Rate,AER)設(shè)為因變量。

3.1.2 自變量

①股權(quán)激勵方式。為了檢驗假設(shè)1，需要研究股權(quán)激勵方式對實際行權(quán)率的影響，故設(shè)股權(quán)激勵方式(Incentive_type)為自變量，如公司實施的股權(quán)激勵方式為限制性股票，該變量取值為1，股票期權(quán)記為0。

②管理層權(quán)力。為了檢驗假設(shè)2，需要研究管理層權(quán)力對實際行權(quán)率的影響，故將管理層權(quán)力(Power)定義為自變量。根據(jù)管理層權(quán)力理論，用兩職合一(Dual)、第一大股東持股比(H1)、董事會規(guī)模(BS)、獨立董事占比(NED)四個變量共同度量，即power=Dual+H1+BS+NED。其中，兩職合一記為1，否則記為0；其余三個變量，樣本值大于等于樣本均值記為1，否則記為0。

3.1.3 控制變量

參考以往文獻(xiàn)[16-18]，選取資產(chǎn)總額(Asset)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、凈利潤增長率(Grow)、托賓Q值(Tobin)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State_owned)作為控制變量來衡量樣本公司的規(guī)模大小、盈利能力、發(fā)展能力、股東獲利能力以及是否為國有企業(yè)。

3.1.4 變量定義

以上所有的變量的定義如表1所示。變量說明中所列出的為各變量數(shù)據(jù)的取值方法。

表1 變量定義

3.2 模型構(gòu)建

為了檢驗假設(shè)，本文建立模型如下：

AER=α0+α1Incentive_type+α2Power+α3Asset+α4ROE+α5Grow+α6Tobin+α7State_owned+ε

3.3 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2016-2018年期間解鎖股權(quán)激勵行權(quán)限制的上市公司為樣本，通過CSMAR數(shù)據(jù)庫搜集2016-2018年完成股權(quán)激勵計劃的447個樣本，利用Excel篩選出已達(dá)到業(yè)績條件的326個樣本。首先剔除選擇股票增值權(quán)進(jìn)行激勵計劃的5個樣本，其次剔除數(shù)據(jù)缺失的12個樣本，最后樣本數(shù)共計309個。具體如表2所示。

表2 樣本選擇

本文因變量、自變量以及控制變量的數(shù)據(jù)來源均為CSMAR數(shù)據(jù)庫。

4 研究結(jié)果

4.1 描述性分析

選擇Excel作為統(tǒng)計分析軟件，對全樣本進(jìn)行描述性分析。

表3 描述性統(tǒng)計分析

如表3所示，實際行權(quán)率AER的最小值為0，最大值為1，均值為0.9556，說明絕大多數(shù)企業(yè)在解除行權(quán)條件限制后選擇行權(quán)，與此同時，確實存在部分企業(yè)在達(dá)到條件后放棄行權(quán)。股權(quán)激勵方式Incentive_ type均值為0.4498，出現(xiàn)這種情況是因為股權(quán)激勵計劃通常具有2-3個解鎖期；其次，雖然相較于股票期權(quán)，限制性股票是現(xiàn)代公司進(jìn)行股權(quán)激勵的首選方式，但是部分公司通常會采取兩種或三種不同的方式對激勵對象進(jìn)行激勵，因此，樣本均值會偏低。Power的均值為2.0626，說明樣本公司管理層權(quán)力總體均值的大小適中。

4.2 多元回歸分析

選擇Eviews8.0作為統(tǒng)計分析軟件，由于因變量取值范圍有限制，故采用TOBIT模型進(jìn)行回歸分析。

4.2.1 模型的整體回歸效果

表4 模型的整體回歸效果

如表4所示，全樣本回歸結(jié)果的最大似然估計值(Log likelihood)是-103.283，回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差(S.E.of regression)為0.167523，說明模型的解釋力度較好。

4.2.2 變量的回歸結(jié)果

表5 變量的回歸結(jié)果

如表5所示，自變量Incentive_type的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著(P值為0.0034)，說明股權(quán)激勵的方式會顯著地影響實際行權(quán)率；具體而言，相較于股票期權(quán)，限制性股票的激勵方式更利于激勵對象行權(quán)，上述結(jié)果支持了假設(shè)1。自變量Power的回歸系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著(P值為0.0302)，說明管理層權(quán)力與實際行權(quán)率正相關(guān)，由此支持了假設(shè)2。

控制變量中，ROE的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著(P值為0.0073)，說明公司的業(yè)績越好、盈利能力越強，實際行權(quán)率越高，出現(xiàn)這種情況是因為行權(quán)的必要前提是解除行權(quán)條件限制。業(yè)績越好的公司，一方面更容易達(dá)成行權(quán)條件；另一方面，業(yè)績越好的公司，行權(quán)給激勵對象帶來的收益更大，由此，實際行權(quán)率相對會更高。Grow的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著(P值為0.0015)，說明發(fā)展能力與實際行權(quán)率顯著負(fù)相關(guān)，即發(fā)展能力越強，實際行權(quán)率越低。一般而言，發(fā)展能力越強的公司尚處于市場開拓期，綜合實力相對較弱，行權(quán)給激勵對象帶來的收益也較少。與此同時，行權(quán)所需的交易成本、時間成本也削弱了行權(quán)所帶來的紅利。此外，Asset的系數(shù)為負(fù)，P值為0.4747，說明公司資產(chǎn)總額并不能影響實際行權(quán)率。Tobin的系數(shù)為正，P值為0.4132，即市場反應(yīng)對實際行權(quán)率的影響不大。變量State_ owned的回歸系數(shù)為負(fù)， P值為0.8521，說明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)并不是顯著影響實際行權(quán)率的主要因素，亦即，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與實際行權(quán)率之間并不存在顯著相關(guān)性。總的來說，控制變量中的盈利能力和公司成長性是影響股權(quán)激勵實際行權(quán)率的重要因素，而公司總資產(chǎn)、托賓Q值和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不是股權(quán)激勵實際行權(quán)率的主要影響因素。

5 研究結(jié)論與未來展望

本文基于上市公司的股權(quán)激勵計劃，研究股權(quán)激勵實際行權(quán)率的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：①股權(quán)激勵的方式能顯著的影響實際行權(quán)率，具體而言，較之股票期權(quán)，限制性股票實際行權(quán)率更高；②管理層權(quán)力與股權(quán)激勵實際行權(quán)率顯著正相關(guān)，即，管理層權(quán)力越大，實際行權(quán)率越高；③另外，公司業(yè)績和成長性也是影響股權(quán)激勵實際行權(quán)率的主要因素。

本文的研究僅從公司層面考慮股權(quán)激勵實際行權(quán)率的影響因素，并未從個人層面對激勵對象解鎖行權(quán)限制時放棄行權(quán)的原因作具體分析。未來的研究可以綜合研究是否可行權(quán)和實際行權(quán)兩個階段的影響因素，并將個人因素考慮進(jìn)去，進(jìn)行更加深入的研究。