管理層股權(quán)激勵具有經(jīng)濟(jì)效果嗎？

尹云閣

摘要：本文基于中國A股上市公司2007年至2012年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)管理層股權(quán)激勵是否具有積極的經(jīng)濟(jì)效果。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，管理層股權(quán)激勵產(chǎn)生了良好的經(jīng)濟(jì)效果，管理層持股比例越高的公司經(jīng)營業(yè)績越好。進(jìn)一步通過面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型控制內(nèi)生性問題后實(shí)證結(jié)果保持不變。強(qiáng)化管理層股權(quán)激勵方式對于提高公司經(jīng)營業(yè)績具有重要意義。

關(guān)鍵詞：管理層；股權(quán)激勵；經(jīng)營業(yè)績；面板數(shù)據(jù)

一、引言

自20世紀(jì)初期企業(yè)的管理者和所有者分離以來，如何有效激勵企業(yè)的管理層、降低委托代理問題一直是理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的主題。中國自20世紀(jì)70年代開始改革開放以來，逐步建立起具有現(xiàn)代公司體系的企業(yè)制度。隨著中國資本市場的逐步發(fā)展，上市公司逐步成長為中國市場經(jīng)濟(jì)中的重要力量。上市公司往往具有現(xiàn)代公司體系，其經(jīng)營者和管理者一般處于分離狀態(tài)。因此，如何激勵中國上市公司的管理者，提高上市公司的經(jīng)營效率具有重要意義。

激勵管理層的方式一般有兩種，薪酬激勵與股權(quán)激勵。薪酬激勵作為一種較為古老的激勵方式，其缺陷備受理論與實(shí)務(wù)工作者批判。而股權(quán)激勵作為一種新的激勵方式，能夠較好的解決委托代理問題，在歐美等成熟市場經(jīng)濟(jì)國家得到廣泛的應(yīng)用。中國上市公司自21世紀(jì)以來亦廣泛使用這一激勵方式。因此，股權(quán)激勵方式在中國資本市場上是否有效就成為本文的研究主題。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

目前國內(nèi)外學(xué)者對于管理層股權(quán)激勵方式與公司業(yè)績關(guān)系的研究結(jié)論存在著巨大的爭議。整體而言主要可以劃分為四個方面：一是認(rèn)為管理層股權(quán)激勵具有明顯的效果，如Singh and Davidson III（2003）[1]、呂長江等（2009）[2]的研究；二是認(rèn)為管理層股權(quán)激勵的效果不明顯，如顧斌等（2007）[3]、陳勇等（2005）[4]；三是認(rèn)為管理層股權(quán)激勵對企業(yè)業(yè)績的影響是非線性的，如譚慶美等（2011）[5]；此外還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)管理層持股比例對經(jīng)營業(yè)績具有負(fù)向影響，如Famnd Jensen（1983）[6]、俞鴻琳（2006）[7]。

綜合上述，國內(nèi)外學(xué)者有關(guān)管理層持股與公司業(yè)績的關(guān)系并沒有形成一致的結(jié)論。國外關(guān)于這方面的研究三種結(jié)論都存在，但是大部分國內(nèi)的研究都認(rèn)為管理層的持股并沒有有效促進(jìn)公司的業(yè)績增長，結(jié)果不顯著。這和委托代理理論是不一致的，因?yàn)槲写砝碚撜J(rèn)為管理層持股比例越高公司的業(yè)績越好，并且在一定程度上能夠降低代理成本，對管理者起到激勵和監(jiān)督的作用。長期以來，完善上市公司高管的激勵機(jī)制是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)，激勵機(jī)制也一直被認(rèn)為是解決委托代理問題的有效方法。我國的上市公司目前正在借鑒國外公司的做法，給予公司高管一定數(shù)量的帶有限售期的股票。在這些股票解禁之前，管理層努力工作，改善經(jīng)營管理，來提升經(jīng)營業(yè)績，以期獲得因所持股票增值帶來的利益。從長期來看，由于物質(zhì)利益和精神利益的驅(qū)動，公司高管會將自身的工作效率和公司的價值最大化的目標(biāo)緊緊地捆綁在一起，積極工作，努力改善業(yè)績，達(dá)到股東和管理層雙贏的目的。當(dāng)然，我們不否認(rèn)公司高管利用職務(wù)之便，過度在職消費(fèi)問題，但筆者認(rèn)為只要因高管股票激勵所創(chuàng)造的公司價值的增加值大于因在職消費(fèi)所產(chǎn)生的代理成本問題，股票激勵就是值得的。由此提出本文的假設(shè)。

假設(shè)：管理層股權(quán)激勵方式具有積極的經(jīng)濟(jì)效果，能夠提高公司的經(jīng)營業(yè)績。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2007年至2012年滬、深A(yù)股上市公司為樣本，剔除金融保險行業(yè)的上市公司202個，剔除被特別處理的ST、PT公司1592個，刪除研究中變量數(shù)據(jù)缺失的公司806個，最終樣本9883個，占初始樣本的79%，保證樣本較好的代表性，不存在樣本選擇性偏誤。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和色諾芬數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理及計(jì)算應(yīng)用stata軟件來完成。

（二）變量說明

1.因變量

本文的被解釋變量為公司業(yè)績，實(shí)證研究中，選擇哪一個財務(wù)指標(biāo)能夠較準(zhǔn)確地衡量公司的業(yè)績，研究者之間是有分歧的。不過，學(xué)者常用衡量業(yè)績指標(biāo)資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、托賓Q值。Myeong-Hyeon（1988）在研究中使用了托賓Q值，國內(nèi)孫永祥等人在研究中也采用了這一指標(biāo)，它等于企業(yè)市場價值與企業(yè)資產(chǎn)重置成本的比值，該值能夠反映金融市場上企業(yè)長期績效的預(yù)期，它的準(zhǔn)確性依賴于資本市場的成熟性和資產(chǎn)重置成本的可獲得性。但本文認(rèn)為中國股市的有效性程度使得采用托賓Q值指標(biāo)的前提條件不完全具備，因此本文采用資產(chǎn)收益率。

2.解釋變量

管理層持股比例為公司年報公布的高級管理人員所持股份占總股本比例。Hudson、Jahera 與 Lloyd（1992）研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部股權(quán)比率與公司經(jīng)營績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系。管理層持股比例越高，管理者的利益與股東的利益越一致，從而對提高公司績效越有利。

3.控制變量

公司的經(jīng)營業(yè)績受多種因素的影響，本文根據(jù)已有學(xué)者的研究成果選擇公司規(guī)模、成長性、資產(chǎn)負(fù)債率、公司年齡、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)特征等因素，此外，由于本文樣本區(qū)間跨度為2007年至2012年，為控制外部經(jīng)濟(jì)變動對企業(yè)造成的影響，本文亦考慮了年度啞變量。

（三）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)上文所提出的管理層股權(quán)激勵具有經(jīng)濟(jì)效果的理論假設(shè)，本文構(gòu)建了以下回歸模型：

ROA=β0+β1MASHARE+β2NATURE+β3SCALE+β4GROW+β5DEBT+β6LISYEAR+∑INDCD+∑YEAR+ε1

模型中MASHARE為測試變量管理層持股比例，其余各變量的詳細(xì)含義見上文所示。ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)，代表無法觀測因素以及其余的隨機(jī)干擾。根據(jù)假設(shè)，管理層持股比與公司業(yè)績正相關(guān)。因此本文預(yù)測管理層持股比MASHARE的系數(shù)β為正。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

首先，代表公司業(yè)績的被解釋變量凈資產(chǎn)收益率均值和中位數(shù)約為0.04，表明其不存在嚴(yán)重的偏態(tài)，最小值為-0.070，最大值為0.160，標(biāo)準(zhǔn)差為0.05，表明樣本公司的經(jīng)營業(yè)績表現(xiàn)出較大的差異，具有良好的代表性。其次，管理層持股比的均值為0.08，而中位數(shù)均為0，均值與中位數(shù)存在較大差別，考慮到中國上市公司的管理層和董事激勵制度

并不普遍，這一現(xiàn)象在樣本前期更加明顯，從而導(dǎo)致樣本公

司中有大量公司持股比例為0，即在0處大量集聚，為克服這

一問題，本文在后續(xù)回歸分析中刪除了管理層持股比為0的公司，并對其取自然對數(shù)克服右偏態(tài)。

（三）管理層持股比例的多元線性回歸分析

為驗(yàn)證假設(shè)，本文將管理層持股比例變量MASHARE對公司業(yè)績變量ROA表進(jìn)行多元回歸分析，為克服截面數(shù)據(jù)異方差的影響，保證統(tǒng)計(jì)推斷的可靠性，在統(tǒng)計(jì)推斷時采用懷特穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行調(diào)整，同時還對各模型進(jìn)行了多重共線性的方差膨脹因子檢驗(yàn)，以保證估計(jì)結(jié)果未受到共線性的嚴(yán)重困擾，主要回歸結(jié)果如表3所示。

首先觀測各模型多重共線性檢驗(yàn)的結(jié)果，以保證模型結(jié)果評價的意義。模型變量總體的方差膨脹因子在表3的下方最后行Mean VIF中顯示。從表中可以發(fā)現(xiàn)，各模型方差膨脹因子的均值最大為3.04，說明模型不存在嚴(yán)重的共線性問題。

結(jié)果1只控制了公司規(guī)模、成長性、資產(chǎn)負(fù)債率和公司年齡四個連續(xù)變量，回歸結(jié)果顯示管理層持股比對公司業(yè)績的回歸系數(shù)為0.0015，在1%的顯著性水平下顯著，初步證明了假設(shè)，表明管理層持股比例越高，公司的經(jīng)營業(yè)績越好。結(jié)果2在結(jié)果1的基礎(chǔ)之上增加了年度虛擬變量，將公司外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的時間差異予以控制，結(jié)果顯示管理層持股比例的回歸系數(shù)為0.002，依然在1%的顯著性水平下顯著，注意到添加時間效應(yīng)后模型調(diào)整后的可決系數(shù)有所增加，表明模型的解釋能力有所提高。結(jié)果3在結(jié)果2基礎(chǔ)上增加了公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量，結(jié)果顯示管理層持股比例MASHARE的回歸系數(shù)為0.00176，依然在1%的顯著性水平下顯著。結(jié)果4在結(jié)果3基礎(chǔ)上進(jìn)一步增加了行業(yè)虛擬變量，控制了本文所提及的所有控制變量，回歸系數(shù)的大小和顯著性水平未發(fā)生明顯改變，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)，表明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

總而言之，本文在此部分通過普通最小二乘法對管理層持股比與公司業(yè)績的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，并通過對產(chǎn)權(quán)、行業(yè)和年度虛擬變量的改變測試結(jié)論的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果表明，管理層持股比例對公司業(yè)績的正向影響均在1%的顯著性水平下正相關(guān)，此項(xiàng)結(jié)論在改變控制變量的測試中基本保持不變。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

樣本期間為2007至2012年，兼有截面數(shù)據(jù)和時序模型的特征，屬于非平行的面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)模型充分利用了樣本的信息，能夠更好的控制每一家上市公司之間的異質(zhì)性信息，在一定程度上解決遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，其回歸結(jié)果相對于普通最小二乘法更加有效。采用面板數(shù)據(jù)模型對上文所設(shè)定的模型重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果未發(fā)生重要變化，證明了上文結(jié)論的穩(wěn)健性（面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果從略）。

五、研究結(jié)論與建議

對管理層持股比例與公司的經(jīng)營業(yè)績進(jìn)行理論分析，并在此基礎(chǔ)上以中國上市公司2007年至2012年的面板數(shù)據(jù)為樣本，通過普通最小二乘法的混合回歸（Pooled OLS）和面板數(shù)據(jù)模型（panel date）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明：管理層持股比例與公司業(yè)績正相關(guān)。這一結(jié)果與理論分析相一致。在激烈的市場競爭中，高層管理者的管理才能是稀缺的，為了吸引和留住高管，激勵是有效的手段。在市場經(jīng)濟(jì)成熟的國家里，對管理層的激勵大多采用股票激勵和股票期權(quán)兩種形式，管理層持股對上市公司有積極的影響，高管持股大大降低了管理層的代理成本，進(jìn)而提高公司績效。

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