委托代理視角下的管理層股權(quán)激勵(lì)實(shí)證研究

牛 雪,張玉明

(山東大學(xué)管理學(xué)院，濟(jì)南 250100)

0 引言

所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分立是建立現(xiàn)代企業(yè)管理制度的必然之選，這種模式的好處是能提升企業(yè)的運(yùn)營效率，規(guī)范企業(yè)經(jīng)營管理，做大做強(qiáng)企業(yè)等等。在此經(jīng)營型態(tài)下，企業(yè)的所有者（股東）為企業(yè)資金的主要提供者，往往并無足夠的專業(yè)能力或知識(shí)來進(jìn)行企業(yè)的營運(yùn)與管理，大多數(shù)股東因此便委托具備足夠?qū)I(yè)能力的人來經(jīng)營企業(yè)。股東們試圖研究一種激勵(lì)機(jī)制能實(shí)現(xiàn)參與性約束和激勵(lì)相容約束，使委托人與代理人的目標(biāo)函數(shù)一致，有效地避免委托代理問題或降低委托代理成本。眾所周知，2008年的全球金融危機(jī)給全球經(jīng)濟(jì)帶來的負(fù)面影響尚未完全消除，2011年又爆發(fā)了歐債危機(jī)，這給原本脆弱的經(jīng)濟(jì)環(huán)境又帶來一層陰霾。在這樣的背景之下，企業(yè)又將內(nèi)部管理問題放到了重要的位置去關(guān)注，公司治理問題又一次被推到風(fēng)口浪尖，成為理論界研究的焦點(diǎn)。那么該如何降低代理成本，最大化股東的利益，股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃就產(chǎn)生了。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 自變量

本文的自變量是高管持股比例，根據(jù)（Demsetz&Villalonga，2001）等學(xué)者的觀點(diǎn)，以董監(jiān)事及經(jīng)理人持股比例，探討所有權(quán)結(jié)構(gòu)對公司價(jià)值的影響。故本研究將管理層持股比例定義如下：管理層持股比例=每年年底董監(jiān)事持股率+經(jīng)理人持股率。根據(jù)證監(jiān)會(huì)的規(guī)定，要求上市公司在年報(bào)中披露控股股東及實(shí)際控制人情況。實(shí)際控制人應(yīng)當(dāng)披露至自然人國有資產(chǎn)管理部門或者其他最終控制人為止。

1.2 因變量

企業(yè)的績效評價(jià)主要從客觀和主觀兩個(gè)角度，主觀指標(biāo)主要指滿意度等。從過往的企業(yè)績效研究來看，多數(shù)學(xué)者衡量企業(yè)的經(jīng)營績效采用的是財(cái)務(wù)指標(biāo)評價(jià)，比如凈資產(chǎn)收益率ROE、總資產(chǎn)報(bào)酬率ROA、股票價(jià)格、銷售利潤率ROS、托賓Q值及企業(yè)成長率等指標(biāo)來測量企業(yè)績效，其中，ROA、ROS和ROE使用最多。本文中企業(yè)績效用主營業(yè)務(wù)利潤率、每股收益與凈資產(chǎn)收益率等指標(biāo)來刻畫，其中主營業(yè)務(wù)利潤率代表企業(yè)核心業(yè)務(wù)獲利能力，用單位業(yè)務(wù)收入對應(yīng)多少主營業(yè)務(wù)利潤來表示。凈資產(chǎn)收益率反映所有者投資的獲利能力，該比率代表投資者收益水平。計(jì)算公式為：主營業(yè)務(wù)利潤率=(主營業(yè)務(wù)利潤/主營業(yè)務(wù)收入)*100%；凈資產(chǎn)收益率=凈利潤*2/（本年期初凈資產(chǎn)+本年期末凈資產(chǎn)）

1.3 控制變量

本文研究的是股權(quán)激勵(lì)與經(jīng)營績效的關(guān)系，為了消除其它企業(yè)層面的因素對兩者之間的影響。集中研究自變量和因變量間因果關(guān)系，本文將企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率確定為控制變量。

①企業(yè)規(guī)模

依據(jù)規(guī)模效益理論，規(guī)模對企業(yè)績效有重要的影響，這是不爭的事實(shí)。直接體現(xiàn)在對企業(yè)經(jīng)濟(jì)總量的影響。另外，規(guī)模帶來的協(xié)同效應(yīng)也對企業(yè)效率的提升有著重要的作用。為了便于回歸分析本文確定企業(yè)規(guī)模為企業(yè)資產(chǎn)總值取對數(shù)。計(jì)算公式為：企業(yè)規(guī)模=LOG(企業(yè)資產(chǎn)總值)。

②資產(chǎn)負(fù)債率

資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)的經(jīng)營績效直接相關(guān)，負(fù)債率高企業(yè)將來償還的要多風(fēng)險(xiǎn)較大，導(dǎo)致再融資困難；資產(chǎn)負(fù)債率低，表明企業(yè)沒有充分進(jìn)行資本運(yùn)作，成長能力會(huì)受限。為了消除企業(yè)的資本運(yùn)作對經(jīng)營績效的影響，本文確定資產(chǎn)負(fù)債率為控制變量。計(jì)算公式為：企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率=(企業(yè)負(fù)債總額/企業(yè)資產(chǎn)總額)*100%。表1為本文實(shí)證研究過程中用到的變量及其測量方法的匯總。

表1 實(shí)證研究變量及其測量方法匯總

本文針對已披露的35家東北地區(qū)上市企業(yè)2011年年報(bào)信息進(jìn)行研究。之所以選擇東北地區(qū)的企業(yè)為研究對象，數(shù)據(jù)的可獲性是本文研究時(shí)必須考慮到的問題，企業(yè)所處的文化背景、經(jīng)營環(huán)境和區(qū)域政策相似，本文在做實(shí)證分析時(shí)不用考慮這些因素的影響。結(jié)合本文要研究的問題和上市企業(yè)的數(shù)量，本文把研究樣本的數(shù)量確定為35個(gè)。本研究提出下列假說：

假設(shè)：企業(yè)的管理層持股比例對企業(yè)績效有正向的影響關(guān)系。

基于以上假設(shè)給出如下多元線性回歸模型（μ為誤差項(xiàng)）：

績效變量=β1+β2*（自變量）+∑β3*（控制變量）+μ

2 上市企業(yè)管理層持股比例與企業(yè)績效實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)

對統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析，分析結(jié)果如表2所示。

(l)在反映企業(yè)經(jīng)營績效的指標(biāo)中，企業(yè)營業(yè)利潤率的平均值為1.15%，最大值為5.68%，最小值為0；每股收益平均值0.113467，最大值0.45，最小值為0.0038。凈資產(chǎn)收益率平均值為4.344；最大值為26.677，最小值為-15.33。企業(yè)規(guī)模的對數(shù)值平均值為6.2937，最大值為7.2455，最小值為5.5234，說明樣本企業(yè)的規(guī)模相當(dāng)，差距不大；資產(chǎn)負(fù)債率體現(xiàn)了不同企業(yè)的資本運(yùn)作能力，它的平均值為56.25%，最大值為75.35%，最小值為36.45%，表明不同企業(yè)在融資思路和融資能力上存在一定差別。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

為了確定變量之間是否具有相關(guān)關(guān)系，在這里采用散點(diǎn)圖確定其關(guān)系擬合的曲線類型。

圖1 散點(diǎn)圖

從圖1的數(shù)據(jù)分布情況可以看出，本文所研究的問題屬于線性回歸問題，因此本文采用多元線性回歸分析來進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

2.2 相關(guān)分析

相關(guān)分析的目的是初步檢查變量之間是否存在相互影響，它反映的是相互作用的可能性。通過相關(guān)分析，可以初步判斷模型設(shè)置或假設(shè)是否合理，也可以根據(jù)變量相關(guān)程度決定是否做共線性檢測。本文用spss15.0把所有變量做Pearson相關(guān)分析，見表3、表4和表5。分別以主營業(yè)務(wù)利潤率、每股收益和凈資產(chǎn)收益率為因變量對測量數(shù)據(jù)（A1、A2….A8）、（B1、B2….B8)、（C1、C2….C8）進(jìn)行相關(guān)性分析，分析結(jié)果如各表所示。變量之間的相關(guān)系數(shù)均為正值，不存在互斥現(xiàn)象。按照Williams的分類標(biāo)準(zhǔn)，相關(guān)系數(shù)大于0.7為高度相關(guān)，介于0.4-0.7為中等相關(guān)，小于0.4為低度相關(guān)。

從表3可以看出，主營業(yè)務(wù)利潤率的水平均與管理層持股比例、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率具有正向并且統(tǒng)計(jì)上顯著的相關(guān)系數(shù)，這一結(jié)果說明管理層持股的激勵(lì)作用明顯。從表4可以發(fā)現(xiàn)，每股收益的水平均與管理層持股比例、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率具有正向并且統(tǒng)計(jì)上顯著的相關(guān)系數(shù)，這一結(jié)果說明股權(quán)激勵(lì)有利于企業(yè)的績效，從表5可以看出凈資產(chǎn)收益率的水平均與管理層持股比例、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率具有正向并且統(tǒng)計(jì)上顯著的相關(guān)系數(shù)，這一結(jié)果說明股權(quán)激勵(lì)有利于企業(yè)的績效。

管理層持股比例、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率之間存在的正向而且統(tǒng)計(jì)上顯著的相關(guān)關(guān)系，這說明自變量和因變量他們可能共同作用于企業(yè)的績效。

其他變量之間的相關(guān)系數(shù)很低，說明它們之間存在著一定的關(guān)聯(lián)性，但是均屬于低度相關(guān)的范圍。

通過上述相關(guān)分析，本文認(rèn)為：

各變量之間不存在互斥現(xiàn)象和多重共線性問題。每股收益、主營業(yè)務(wù)利潤率和凈資產(chǎn)收益率與企業(yè)管理層持股比例相關(guān)性大于0.7，反映企業(yè)績效的指標(biāo)在很大程度上由每股收益、主營業(yè)務(wù)利潤率和凈資產(chǎn)收益率決定。兩個(gè)控制變量的系數(shù)在0.4和0.7之間，說明企業(yè)規(guī)模以及資本結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效具有一定程度的影響，但不是決定性的。

表3 樣本企業(yè)各測量變量間項(xiàng)相關(guān)系數(shù)

表4 樣本企業(yè)各測量變量間項(xiàng)相關(guān)系數(shù)

表5 樣本企業(yè)各測量變量間項(xiàng)相關(guān)系數(shù)

2.3 回歸分析

通過相關(guān)分析，我們可以了解管理層持股比例與企業(yè)績效的關(guān)系符合本文的研究，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件SPSS15.0采用最小二乘法對假設(shè)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，估計(jì)的結(jié)果見表6、表7和表8。從回歸分析的結(jié)果來看，模型中的估計(jì)值與假設(shè)預(yù)期的符號(hào)一致，變量X1、X2和X3的參數(shù)在5%的置信水平下都是顯著的，可以證實(shí)所提出假設(shè)，說明變量X1、X2和X3對因變量Y有很強(qiáng)的解釋能力。模型估計(jì)結(jié)果表明：管理層持股比例對企業(yè)每股收益、主營業(yè)務(wù)利潤率和凈資產(chǎn)收益率產(chǎn)生了顯著影響。平均而言，管理層持股比例得分每提高1%，每股收益相應(yīng)地提高1.65%，主營業(yè)務(wù)利潤率相應(yīng)地提高3.73%，凈資產(chǎn)收益率相應(yīng)地提高2.21%。

表6 回歸結(jié)果

據(jù)此可得到如下回歸方程：

表7 回歸結(jié)果

據(jù)此可得如下回歸方程：

表8 回歸結(jié)果

據(jù)此可得如下回歸方程：

3 結(jié)論

本文把所研究的樣本用三個(gè)模型來檢驗(yàn)，引入數(shù)據(jù)對其進(jìn)行多元回歸分析得出結(jié)論：管理層股權(quán)激勵(lì)對經(jīng)營績效的影響是正向的。

（1）從分析結(jié)果來看各模型的R-Square均在0.4～0.6之間，說明模型的整體解釋能力在40%～60%之間，這符合回歸分析的要求。回歸系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)。這表明，管理成持股情況與企業(yè)績效密切相關(guān)：即在其他條件不變的情況下，管理層持股比例越高則企業(yè)的績效趨向越好。

（2）總體來看，樣本上市企業(yè)的回歸模型具有較好的顯著性，F(xiàn)值分別達(dá)到了8.67、8.64和8.54（p＜0.05）。整體模型擬合度達(dá)到了顯著水平說明管理層持股比例與企業(yè)績效有較顯著的影響。從回歸分析結(jié)果來看，三個(gè)模型的DW值處于0～4之間，說明各模型不存在自相關(guān)問題?？梢缘贸銎髽I(yè)管理層持股比例與企業(yè)績效成正相關(guān)的關(guān)系。

（3）反映企業(yè)規(guī)模的控制變量總資產(chǎn)的自然對數(shù)與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，而反映財(cái)務(wù)杠桿的資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且總資產(chǎn)的自然對數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債率都通過了0.05的顯著性檢驗(yàn)，說明企業(yè)規(guī)模以及財(cái)務(wù)杠桿對企業(yè)績效具有顯著影響。

事實(shí)上大部分關(guān)于管理層持股比例與企業(yè)績效的實(shí)證研究中回歸方程的擬合優(yōu)度普遍不高，主要因?yàn)楣芾韺拥募?lì)只是影響企業(yè)績效的一部分原因，并不能代表對經(jīng)營績效的全部影響。本文是為了驗(yàn)證管理層持股對企業(yè)績效的影響，并不是要建立一個(gè)關(guān)于企業(yè)績效的標(biāo)準(zhǔn)計(jì)量模型，因此擬合優(yōu)度情況并不會(huì)影響本文對回歸結(jié)果的解釋。

股權(quán)激勵(lì)在我國現(xiàn)行環(huán)境下運(yùn)作還有一定實(shí)際困難，旨在通過管理層激勵(lì)的方式來提升企業(yè)績效的探討已經(jīng)有了很多。有幾個(gè)問題尚需解決，第一，股票來源問題。在國外實(shí)行股權(quán)激勵(lì)的公司必須儲(chǔ)備一定數(shù)量的股票，為股權(quán)持有者行權(quán)時(shí)所用。國外公司往往通過發(fā)行新股或回購部分股票來做到這點(diǎn)。目前我國對發(fā)行新股有嚴(yán)格限制，《公司法》中明確規(guī)定上市公司不能回收股票，除非注銷股份。按這樣的規(guī)定公司不能持有自身股票，因此現(xiàn)有的制度在很大程度上限制了股權(quán)激勵(lì)的空間。第二，利益對現(xiàn)機(jī)制。一方面，股權(quán)激勵(lì)必須設(shè)置流通障礙否則可能導(dǎo)致短期套現(xiàn)獲利的情況。另一方面，如果股權(quán)長期不能變現(xiàn)，股票增值的收益只能停留在賬面上，期激勵(lì)作用同樣會(huì)削減。而《公司法》規(guī)定，高級(jí)管理人員任職期間，不得轉(zhuǎn)讓其持有的股份，在如此嚴(yán)格的限制下，利益兌現(xiàn)必然破費(fèi)周折。第三，二級(jí)市場的不規(guī)范和非理性。在波動(dòng)劇烈和不成熟的市場下，企業(yè)管理者很難對自己的收益作出正確的預(yù)期，推行經(jīng)理人持股就可能不會(huì)發(fā)揮人們所期待的激勵(lì)效果。

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