高管股權激勵、企業財務績效與代理成本

馬健健 康進軍（副教授）（青島大學商學院 山東青島 266061）

一、引言

在兩權分離的現代企業當中，委托代理問題普遍存在，這是由于企業高管追求個人利益最大化而與企業價值最大化的經營目標逐漸偏離產生的，這勢必會導致股東利益受損，企業價值降低。企業股東為了降低基于委托代理沖突產生的代理成本，緩解與高管之間的矛盾，通常會建立股權激勵機制，即授予公司高管一定數量的股票或期權，這種方式使公司高管的薪酬圍繞著企業財務績效的變化而上下波動。這在一定程度上促使股東與高管的企業管理目標達成一致，進而使高管在進行經營決策時向股東權益最大化的目標靠近。然而，國內外學者針對股權激勵實施效果的研究并沒有達成一致結論。一方面，對上市公司高管實施股權激勵，會使高管站在股東的角度對公司進行管理，從而對企業經營績效的提升產生積極影響。王春雷和黃慶成認為高管股權激勵在不同類型的企業中會發揮不同的作用，但最終結果都會有助于企業財務績效的改善。另一方面，Fama和Jensen等認為當企業管理層擁有足夠的投票權和影響力時，公司股東便無法有效約束管理層的行為，此時，管理層可以按照為自己謀取利益最大化的意愿經營公司，這勢必會導致企業價值受損。

從2005年企業股權分置改革完成到2018年首次將股權激勵寫入《公司法》，十幾年來，股權激勵制度在我國受到高度關注并發展迅速，良好的環境與制度保障為我國上市公司實施高管股權激勵提供了強有力的支撐。但是與國外相比，我國對股權激勵制度的研究與應用都不夠成熟，就股權激勵的實施效果以及股權激勵對企業財務績效的作用機制問題，國內學者還未達成一致結論。高管股權激勵是否真的可以提高企業財務績效，代理成本在二者之間又發揮了怎樣的作用，對此展開研究有助于完善與發展我國的資本市場股權激勵機制。因此，本文將采用逐步回歸的方法分析我國2016—2020年A股上市公司的數據，考察高管股權激勵、企業財務績效和代理成本之間的關系，并依據我國企業股權性質的獨特性，研究高管股權激勵對企業財務績效的影響是否在國有企業與民營企業中有所不同。

二、理論分析與研究假設

（一）高管股權激勵與企業財務績效

在兩權分離的現代企業制度下，股東掌握企業所有權，追求企業的長期價值增值，而管理層只有經營權，則更關注短期的自身薪酬水平。高管股權激勵的作用之一就是將高管短期薪酬與企業長期價值增值聯系在一起，使股東和高管具有一致的利益追求。除此之外，高管股權激勵制度在雙因素理論與人力資本理論中也有所提及，激勵員工可以使其對工作充滿熱情，企業的經營績效也會因此提升。

股權激勵制度從1976年發展至今，利益趨同效應與管理壁壘效應都是國內外學者研究高管股權激勵與企業財務績效的理論基礎。Jensen和Meckling認為，上市公司可以通過向高管實施股權激勵來就股東利益和高管利益達成一致。Kato發現當公司通過了對高管的股票期權計劃時，公司在計劃通過前后會表現出異常的股票回報率，運營績效有所改善。倪艷和胡燕認為公司上市時間的長短對高管股權激勵和企業績效二者之間的關系具有調節作用。而支持管理壁壘效應的學者認為，管理層持股達到一定程度后會具有很強的防御性，從而導致企業價值受損。胡景濤等認為高管股權激勵的實施效果不盡如人意，公司高管與股東利益不一致時，公司高管是完全有能力做出不利于公司業績增長的決策的。此外，依據公司治理理論，產權性質作為企業制度的核心，不但決定了公司的治理結構，還會對企業財務績效產生一定的影響。周仁俊等依據國有控股公司不僅追求經濟利益目標，還追逐社會目標的特點，選取2005—2009年上市公司數據為樣本進行實證檢驗發現，國有控股公司實施高管股權激勵對改善企業經營業績沒有實質性影響。

可以看出，學者們從股票期權計劃實施前后對比、公司上市時間的長短以及公司股權性質的差異等多個角度研究了高管股權激勵對企業財務績效的影響，但其研究結論仍未達成一致。結合我國資本市場上股權激勵制度的發展不夠成熟的特點，本文認為我國上市公司的高管股權激勵強度與管理壁壘效應20%的設定條件還存在一定的差距，因此基于管理協同效應提出假設1：

H1：高管股權激勵與企業財務績效之間存在顯著的正相關關系，在民營企業比在國有企業中表現更加明顯。

（二）高管股權激勵與代理成本

現代企業一般實行委托代理制度，公司所有權由股東掌握，而日常經營決策權則委托給管理層。在這種情況下，股東與高管之間會產生嚴重的信息不對稱問題，因此作為理性經濟人的公司高管很有可能會在股東利益與自身利益之間選擇后者，由此給股東造成的損失即代理成本。而高管股權激勵制度的實施能在一定程度上使得股東與高管具有一致的利益追求，從而使企業損失減少，代理成本降低。

Tzioumis發現在實施了高管股權激勵的美國上市公司中，其代理成本大幅降低。另外，Benson等的研究結論也基本一致，他認為股東與高管之間沖突的減少主要是得益于高管股權激勵的實施。季懿寧認為高管股權激勵增強了薪酬契約的獎勵機制，該獎勵甚至會遠遠大于自利行為獲得的收益，因此公司高管不會通過機會主義來為自己謀取私利，代理成本也就隨之減少。與Tzioumis不同，萬里霜以我國上市公司3年的數據為樣本進行實證檢驗，認為給予高管一定數量的股票或期權，使高管不只擁有公司經營權還擁有部分股權，這對代理成本的增長具有抑制作用。

上述學者不論是以美國還是以我國上市公司為樣本進行的研究，其結論都基本一致。因此本文參考學者們的觀點和研究結論，提出假設2：

H2：高管股權激勵對代理成本的增長具有抑制作用。

（三）高管股權激勵、企業財務績效與代理成本

依據現代企業制度和代理理論，企業管理層全程參與企業管理，掌握所有信息，由此加劇了管理層逆向選擇的道德風險。上市公司的股東可以通過給予高管一定數量的股票或期權來有效降低道德風險產生的代理成本，這使高管從股東的立場參與公司經營，以便他們在工作中投入更多精力，為企業創造更大的價值。許多關于高管股權激勵的國外研究證實了這一觀點，例如Hanson和Song認為上市公司給予高管一定數量的股票或期權，可以使高管成為公司小股東的成員之一，此時公司高管具有雙重身份，他們所作出的經營決策的目的即最大限度地提高企業價值。

國內也有許多學者證實了這一觀點，李文昌和王春雷將高管薪酬三個組成部分的貨幣年薪、在職消費以及股權激勵分別與企業財務績效和代理成本進行回歸，研究發現，只有在高管股權激勵與企業財務績效之間，代理成本才發揮中介效應。呂長江等從高管股權激勵的實施原因入手分析，認為其中最重要的原因是高管股權激勵能緩解委托代理沖突，促進企業績效的提高。而張倩倩和李小健并沒有以全部上市公司為樣本，而是篩選出其中一個行業來進行實證研究，發現上市公司中一共有兩類代理成本，高管股權激勵只會抑制第二類代理成本的增長。辛佩珊以伊利股份為例研究發現，有效的股權激勵計劃可以高度綁定股東利益和管理者利益，從而提高公司業績；股權激勵使高管更著眼于公司的長遠發展，能夠避免管理者的短視行為。

基于上述分析，本文認為股權激勵將高管自身利益與公司績效掛鉤，可以在一定程度上降低代理成本，提高企業財務績效，由此提出本文假設3：

H3：高管股權激勵通過抑制代理成本的增長改善企業財務績效。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取的樣本是2016—2020年我國的A股上市公司，剔除ST與*ST上市公司以及金融保險類上市公司，總共選取了2 778家上市公司作為研究樣本，得到13 890個研究數據。此外，本文的數據均來源于CSMAR數據庫和巨潮資訊網，數據的處理軟件為Stata 15.0和Excel。

（二）變量定義

1.被解釋變量：學者們對于企業財務績效衡量指標的選取比較多樣化，綜合考慮我國資本市場的發展現狀以及我國上市公司的特點，本文認為總資產凈利率ROA作為被解釋變量相對比較合適。

2.解釋變量：本文的解釋變量是高管人員持股數量占公司總股本的比重。

3.中介變量：季懿寧等學者認為我國上市公司中與高管相關的薪酬福利都計入管理費用，因此本文用管理費用占營業收入的比重衡量AC。

4.控制變量：上述三個變量以外的其他因素也難免會對本文的研究產生影響，因此本文將企業規模、財務杠桿、股權集中度、董事會規模等因素設置為控制變量。具體各變量的定義見下頁表1。

表1 研究變量的定義及說明

（三）模型構建

中介效應的檢驗模型如以下所示：

中介效應的基本分析思路如下：首先，檢測模型（1）中α是否顯著，若不顯著，結束檢驗；顯著，進入下一步。其次，檢測模型（2）、（3）中 β、γ是否顯著，若不顯著，則進行Sobel檢驗；顯著，進入下一步。最后，如果模型（3）中γ不再顯著，表示模型中存在完全中介效應；顯著，則表示存在部分中介效應。具體步驟如圖1所示。

圖1 中介效應檢驗過程

四、實證分析

（一）描述性統計

本文運用STATA 15.0對研究變量進行了描述性統計，通過表2可以觀察到：首先，ROA的均值等于0.032，這意味著整體而言我國上市公司的經營績效比較樂觀，但是深入剖析可以發現其最大值與最小值相差10.609，公司發展兩極分化現象仍然是棘手的問題。其次，由MSR均值觀察可知，高管股權激勵制度的實施在我國上市公司中已經成為普遍現象，但其標準差偏大，表明在不同的上市公司中，高管股權激勵強度差異顯著。最后，AC均值以及標準差數值都相對較大，這表明上市公司中委托代理問題仍普遍存在。

表2 研究變量的描述性統計表

（二）相關性分析

表3是本文研究變量的相關性檢驗表，由此觀察到，MSR與ROA以及MSR與AC都呈正相關關系，表明高管股權激勵提高企業財務績效的同時也使代理成本增加，證明本文的假設1是正確的，但相關性分析結果與假設2不符，需進行回歸分析驗證。此外，AC與ROA之間系數為負，證明本文的假設3也是正確的。

表3 研究變量的相關性檢驗表

（三）回歸分析

依據逐步回歸分析的方法，本文對需要驗證的三個變量MSR、ROA和AC按照模型的順序依次進行了回歸檢驗。表4是高管股權激勵與企業財務績效的回歸結果表，在不區分國有與民營的全部上市公司中，MSR與ROA的系數α等于0.046，表明二者呈正相關關系；在國有企業中MSR與ROA的系數為負，但與之相反，在民營企業中二者系數為正。上述回歸結果表明，上市公司對高管實施股權激勵對企業財務績效具有明顯的改善作用， 但是其實施效果在民營企業與國有企業中相反。上述分析證實本文的假設1是正確的，同時標志著本文的研究可以進入中介效應檢驗的第二步。

表4 股權激勵與企業績效的回歸結果表

接下來，由表5的模型（2）觀察到，MSR與AC的系數β等于-0.033，二者顯著負相關。此結果表明高管股權激勵制度的實施確實可以在一定程度上使股東與高管具有一致的利益追求，從而使二者之間的代理成本降低。上述對模型（2）的分析證實本文的假設2也是正確的，可以進入中介效應檢驗的第三步。

表5 股權激勵、代理成本與企業績效的回歸結果表

中介效應檢驗的最后一步需要將中介變量加入解釋變量與被解釋變量的模型當中，表5的模型（3）描述了中介效應所產生的影響。加入中介變量AC之后，MSR與ROA的系數γ下降了0.004，但結果仍表明二者呈顯著正相關關系。再結合模型（1）、（2）的回歸結果可以看出，回歸系數α、β、γ分別為0.046、-0.033、-0.112，均在1%的水平上顯著，這不僅意味著本文所設計的模型通過了中介效應檢驗，還表明代理成本發揮的是部分中介作用。此外，本文還計算出了該模型中部分中介效應占總效應的比重為8.8%（-0.033*-0.112/0.042），這表明高管股權激勵對企業財務績效8.8%的影響是由股權激勵抑制代理成本的增長造成的，假設3的正確性得到驗證。

（四）穩健性檢驗

本文的穩健性檢驗是通過替換被解釋變量的方法進行的，這不僅使上述回歸結果更加具有說服力，其可靠性也得到進一步的提升。本文將被解釋變量ROA變換成ROE后，依然采用逐步回歸法運用2016—2020年上市公司數據對上述三個模型進行驗證。穩健性檢驗的結果表明，即使將被解釋變量ROA變換成ROE，模型的回歸結果依然顯著，本文的結論是穩健的。

五、結論與建議

本文采用逐步回歸的方法分析我國2016—2020年A股上市公司的數據，考察高管股權激勵、企業財務績效和代理成本之間的關系，并依據我國企業股權性質的獨特性，研究高管股權激勵對企業財務績效的影響是否在國有企業與民營企業中有所不同。最終研究發現，高管股權激勵的作用之一即可以使企業財務績效得到提升，這種提升效果在民營企業中表現更加顯著；對高管實施股權激勵還可以抑制代理成本的增長；代理成本在二者之間擔任中介角色。

經過上述分析，本文提出如下建議：一是我國監管部門對高管股權激勵制度的限制可以適當放寬，合理安排股票期權的限售期，分批次解禁，使短期激勵與長期激勵相結合；二是上市公司應該結合我國資本市場特點以及公司經營情況合理設計高管股權激勵制度，避免“管理層防御假說”中企業價值受損的情況出現。三是國有公司應該重點關注股東與高管之間代理成本高、代理效率低下的問題，使激勵方式更加多元化來提高企業績效。