股權激勵對中國上市公司企業價值影響的實證研究

陶 緣

（江蘇食品藥品職業技術學院，江蘇 淮安 223001）

1 概念界定

本研究對股權激勵的定義做出如下詮釋：股權激勵是指公司將本公司發行的股票或其他股權性權益授予公司高管等人員，以產權為約束，促使激勵對象從企業所有者的角度出發，發揮其積極性和創造性，勤勉盡責工作，以實現企業價值、股東財富和個人利益的最大化，進而改善公司內部治理結構、推動公司長遠健康發展的一種制度安排。

具體來說企業所有者（股東），通過與被激勵對象（經營者）簽署股權激勵契約的方式，將企業的所有權中的部分或全部權利讓度給激勵對象，以激勵公司的經營者更加努力的為公司利益最大化服務。

股權激勵的實現以股權激勵契約為紐帶，通過資本市場、人力資源市場和產品市場的資源交換、以及價格信號的傳導，實現三個市場的有機結合，有效緩解公司所有者與公司管理層之間的委托-代理問題，在實現公司物質資本與人力資本的優化配置的同時，最終實現企業價值的增值。

衡量企業價值的指標很多，托賓Q值能夠充分反映企業在資本市場中的價值狀況，此外，還能克服財務指標容易被高管操縱的弊端，在衡量企業價值方面具備較高的獨立性和客觀性，因此本文采用托賓Q值作為企業價值的衡量指標。

2 理論基礎與文獻綜述

股權激勵的理論基礎涉及管理激勵理論、人力資源理論、委托-代理理論以及現代公司治理結構理論。股權激勵理論在20年代末期得到發展和應用。國外學者對于股權激勵如何實施及怎樣提升公司績效等方面做了多方面實證研究，使得股權激勵在這一階段逐漸成熟。盡管他們做了大量的實證檢驗和分析，但對股權激勵和公司績效之間的關系上，學術界終究沒有一致定論。他們的主要觀點有四種：正相關、負相關、不相關和非線性相關。

已有研究成果表明，影響盈利能力的因素主要有資本結構、行業特征、營運資本效率、股權結構、公司成長機會、公司規模和薪酬激勵制度。其中，薪酬激勵制度主要包括工資、獎金和長期激勵性報酬，而長期激勵性報酬主要就是股權激勵。股權激勵制度作為薪酬激勵制度的一種方式，理論上它影響著企業的盈利能力，即通過經營者的補償收入與企業的盈利能力相掛鉤，使目標函數在所有者和經營者之間達成一致，二者“同享利益，共擔風險”，使企業能夠得到長遠的發展。因此，有理由相信股權激勵是企業長期盈利能力的一個重要影響因素，應當被考慮在內。

國外學者從過度投資產生的原因以及影響等方面進行相對較早的研究，同時試圖找到能提高上市公司投資效率的對策，從股權激勵等多方面因素考慮對過度投資的影響，最終達到減少企業管理層產生過度投資的現象，進而提高投資效率，促進企業的健康發展。國外對于股權激勵和過度投資的研究起步較早，在理論和實證上都探尋激勵措施對過度投資的抑制作用，但對于過度投資的研究主要集中于一些制約效果上，這些制約因素例如董事會特征、股權集中度等都對過度投資有一定的制約作用。國內對于過度投資的研究大部分是在國外己有的實證與理論基礎上，結合我國公司的具體情況因地制宜，也探索其產生的原因和制約因素，為我國企業杜絕過度投資的發生打下了堅實基礎。但國內對于股權激勵這個可能會制約過度投資的因素卻少有人研究。

曲亮和任國良（2010）為了驗證高管持股比例與企業價值之間的關系，選取了我國上市公司1998-2008年10年間的面板數據進行實證分析，最終發現高管持股比例與企業價值之間呈現顯著的線性正相關關系。王懷明和李超群（2015）采用實證研究方法驗證了高管持股比例與企業績效之間呈現顯著的正相關作用。在此基礎之上，加入產品競爭程度之后，發現，在高度競爭的產品市場環境下企業高管持股比例對企業業績具有積極作用，在低度競爭的產品市場環境下企業高管持股比例對企業績效具有消極作用。趙華偉（2016）將時間窗口擴大為8年，在選取企業績效的衡量指標時，同時選用了會計指標和市場指標。其中，會計指標同時選用了凈資產收益率和總資產收益率，市場指標選用了托賓Q值，結果發現股權激勵確實能促進企業價值的提高，在此基礎上，他又進一步研究了股票期權、限制性股票和股票增值權三種不同的激勵模式的激勵效果，最后發現股票期權的激勵效應是最顯著的，另外兩種模式的激勵效應不明顯。屈恩義和朱方明（2017）以2006-2011年實施股權激勵的上市公司為處理組樣本，并選取同期間的未實施股權激勵的上市公司作為控制組，將2006-2015年設置為業績考察期，運用傾向得分匹配法評估股權激勵與企業經營績效的關系，結果顯示，實施股權激勵的企業業績明顯高于未實施股權激勵的企業。以上是近些年國內學者針對股權激勵對企業價值影響的各種研究，這些研究為本文的展開提供了有益的參考。

3 中國企業股權激勵的制度背景與發展現狀

研究中國企業的股權激勵行為，無法脫離我國的政治、經濟、甚至文化歷史環境來進行。因此，股權激勵制度的順利推進，以及規范實施，不僅需要公司內部的規范治理作為基礎，更需要外部相應的配套政治、經濟以及文化的制度環境的協同調整。內部治理結構的調整，屬于經濟領域的微觀改革，相對容易實現；而外部的配套環境調整，則涉及政治、經濟及文化各個領域的協同配合，需要融入到中國整體改革的大局中，需要通過“頂層設計”及“底層沖動”的恰當配合與協調，才有可能逐步推進。

從我國的實際情況看，近些年來國有企業改革及中國證監會不斷完善上市公司內部治理的嘗試，其政策制定的基本邏輯起點和衡量企業制度效率的基本標準都是“所有者利益最大化”或“股東財富最大化”，這樣的改革思路顯然符合“單邊治理理論”下的“股東至上”的邏輯及模式。

我國現行的公司治理實踐，既借鑒西方公司的發展歷史，又根據中國的具體實際進行充分的改良，形成了具有我國特色的內部“嵌入式”治理結構：既有“一元制”治理結構下的“獨立董事制度”，同時又有“二元制”治理結構下的“監事會制度”（王傳彬，2013）。相應由此延伸引發了股權激勵的對象層面也出現了“獨立董事”和“監事”是否應納入激勵對象范圍的討論，雖然中國證監會的相應制度，從保持監督者獨立性的角度將上述兩者通過行政法規的方式強制排除在了激勵對象之外，但關于上述問題的爭論和研究卻一直沒有停止。

我國的資本市場投資者結構，仍然以中小散戶為主，以價值投資理念為指導的大型機構投資者尚未成為我國資本市場的主要構成部分，從而導致資本市場有效信息的制造、傳導甚至理解存在嚴重障礙。從市場特征上，“資金市”、“政策市”、“消息市”特征明顯，市場上的價格信號大多反映的不是企業價值和盈利能力的變化，而是股票商品相對于資金追逐時的稀缺程度，以及國家政策、市場傳聞的影響，缺乏建立在深度研發基礎上的，對公司真實價值的發現和對投資機會的發掘，投機性交易盛行。加之，我國資本市場的法制建設尚不完善，中介機構聯合作假，內幕交易等丑聞頻發，在這種情況下，市場股價的波動，不可能向企業的經理人傳遞真實而有意義的資源配置信號，同樣，也無法客觀地對公司的盈利能力和經理人的努力程度做出評價。這導致股權激勵的傳導機制，在這樣的資本市場上，如何實現明確的對應傳導，從而使得激勵制度的實踐產生效果需要進一步探討。

2006年是我國上市公司實施股權激勵的實質性元年。2006年1月1日中國證監會頒布的《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》正式實施；同年2月，中捷股份成為首家真正意義上實施股權激勵的上市公司。到目前為止，股權激勵已經實施了13年有余，股權激勵越來越受到重視。從發展歷程上看，中國企業股權激勵經歷了三個階段：規范階段、推廣階段和創新階段。

4 股權激勵對企業價值影響的實證分析

本研究選取了2016—2020年5年的上市公司相關數據作為研究樣本。同時，本文對五年的樣本進行剔除和篩選，從而確保實證回歸分析時樣本具有可靠性，代表性，遵循的原則如下：

1.將2016—2020年一些數據不完整的樣本剔除，例如缺乏股權激勵、現金持有量等數據缺失的企業。

2.把五年樣本數據中一些異常值加以剔除。

3.因為金融保險業采用的會計準則和一般企業不同，且其財務特征與其他行業上市公司對比有著較大的差異，所以這里將其剔除。

經過上述規則剔除數據后，共收集到135家上市公司總共1120個樣本數據。

表1 變量定義

本研究提出以下模型進行回歸分析：

在全樣本中，本文選取的數據為平衡面板數據，通過建立面板模型，用于驗證股權激勵與企業價值的關系是否呈正相關關系，如果α1為正且通過顯著性檢驗，說明股權激勵與企業價值呈現顯著的正相關關系。

由于面板數據模型包括隨機效應模型和固定效應模型，且二者在應用上存在較大的差異，因此首先進行了Hausman檢驗，以確定選擇回歸模型方式。檢驗結果見表2。

表2 Hausman檢驗

其中，Hausman檢驗的假設為：

H0：個體效應與回歸變量無關（個體隨機效應回歸模型）

H1：個體效應與回歸變量相關（個體固定效應回歸模型）

由上表所示，Hausman檢驗結果的P值為0.000，表明應拒絕原假設“個體效應與回歸變量無關”，因此本文選用固定效應模型。

在對模型采用固定效應模型進行回歸檢驗，得出如下結果，見表3。

表3是模型的回歸結果，發現模型回歸的F值為51.01，說明回歸模型的總體結果是比較顯著的；Adj.R2為0.2502，表明回歸模型的擬合優度為0.2502，模型可以解釋被解釋變量變異的0.2502，說明具有一定的解釋力。

表3 股權激勵與企業價值關系的回歸結果

（1）從回歸結果中可以看出，股權激勵強度（Incent）與企業價值（Q）之間的相關系數為3.5925，且通過了10%水平的顯著性檢驗，說明股權激勵強度與企業價值之間存在顯著的正相關關系，當股權激勵比例每增加1個單位，企業價值就提高3.5925個單位。

（2）企業規模（Lnsize）與企業價值（Q）之間的相關系數為-0.4258，且顯著性水平為1%，說明企業規模與企業價值負相關，這是因為衡量二者指標的計算公式存在交叉的數值，衡量企業價值的托賓Q值等于企業總資產的市值與企業總資產的比值，衡量企業規模的指標是企業總資產的對數值，導致二者存在著負向關系。

（3）資產負債率（Debt）與企業價值（Q）之間的相關系數為-2.4375，顯著性水平為1%，說明資產負債率越高，企業價值越低，當資產負債率越高，企業面臨的財務風險越高，導致公司的再籌資能力下降，從而導致企業在遇到好的投資項目、經營項目時因缺乏資金而導致機會流失，最終影響企業價值。

（4）總資產周轉率（Tat）與企業價值（Q）之間的相關系數為0.0643，說明二者之間呈現出正相關關系，但不具有顯著性，造成該現象的原因可能是企業本身擁有了大量的閑置資產，這時資產周轉率的提高很有可能來源于閑置資產的處置而不是銷售收入的增長，這說明企業的在固定資產以及其他資產的投入上浪費了大量資金，以致在適宜的投資項目上缺乏足夠的資金，資產周轉的加快并未顯著提高企業價值。

（5）獨董比例（Idr）與企業價值（Q）之間的相關系數為1.8931，且顯著性水平為5%，說明二者之間存在顯著的正相關關系。獨立董事的職責是監督高管，使其按照委托人的利益行事，當獨立董事在整個董事會中所占比例越高，說明公司董事會的獨立性更高，更能發揮董事會對高管的監督和約束作用，降低高管采取機會主義行為的可能性，督促其提高企業資源配置的效率促使企業價值提高。

（6）股權集中度（Own）與企業價值（Q）之間的相關系數為1.2701，且顯著性水平為1%，說明股權集中有利于企業價值提升，一定程度的股權集中有利于股東監督企業高管的經營行為，并阻止一些有損企業價值的決策，從而提高企業價值。

通過實證分析發現股權激勵這種長期激勵方式的引入，可以將代理人的利益與企業利益相掛鉤，使他們以股東身份參與企業決策的制定，同享利益，共擔風險，從而盡職盡責地為公司未來的長遠發展效力，進而提升公司的長期盈利能力。股權激勵能使高管和股東的利益盡可能的保持一致形成利益共同體，來減少管理層人員因為自身利益不顧企業長期穩定發展的長遠利益而做出的過度投資等錯誤決策。股權激勵具有比較好的彈性，能很好地反應資本市場上特定行業的收益水平，并能夠隨著實施日后行業發展的增長而增加。股權激勵增加了激勵對象的離職成本，限制性股票需激勵對象預先出資購買企業股票并等待未來解鎖，因此股權激勵有利于吸引激勵對象留在企業，減少了激勵對象更換的頻率，有利于穩定核心團隊，穩定的團隊有助于企業發展并堅定投資者信心，符合企業的長遠發展，有利于上市公司企業價值的實現。