楊春麗 趙瑩
摘要:本文以創(chuàng)業(yè)板2009—2012年公布股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的上市公司為樣本,運(yùn)用多元線性回歸模型,重點(diǎn)從股權(quán)激勵(lì)的角度實(shí)證研究了行權(quán)條件和行權(quán)價(jià)格兩大激勵(lì)要素對(duì)公司績(jī)效的影響;進(jìn)一步地,通過(guò)配對(duì)樣本t檢驗(yàn)的方法,對(duì)上市公司行權(quán)期前后的績(jī)效差異進(jìn)行研究。研究結(jié)果表明:公司應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對(duì)行權(quán)條件和行權(quán)價(jià)格的設(shè)計(jì),從而真正發(fā)揮股權(quán)激勵(lì)的作用。
關(guān)鍵詞:上市公司;創(chuàng)業(yè)板;股票期權(quán);行權(quán)條件;行權(quán)價(jià)格;經(jīng)營(yíng)績(jī)效
中圖分類(lèi)號(hào):F8311文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1000176X(2016)04007006
一、引言與文獻(xiàn)綜述
我國(guó)于20世紀(jì)90年代引進(jìn)股票期權(quán)激勵(lì)制度,但是其激勵(lì)效果一直不明顯,這與我國(guó)相關(guān)法律缺失、市場(chǎng)機(jī)制不完善、公司治理水平低下等息息相關(guān)。2005年證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》以及2006年《經(jīng)濟(jì)法》和《中華人民共和國(guó)證券法》的進(jìn)一步完善為股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的實(shí)施掃除了法律障礙。2009年創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)成立,其民營(yíng)企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)成長(zhǎng)性高、全流通機(jī)制和嚴(yán)格的信息披露制度等特點(diǎn)也為股票期權(quán)的實(shí)施創(chuàng)造了條件。那么創(chuàng)業(yè)板上市公司的股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的激勵(lì)效果如何呢?作為股票期權(quán)激勵(lì)的兩個(gè)核心激勵(lì)要素行權(quán)條件和行權(quán)價(jià)格對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效又有什么影響呢?基于這些問(wèn)題,本文將展開(kāi)具體研究。
近年來(lái),國(guó)內(nèi)外學(xué)者相關(guān)的研究可以總結(jié)為以下兩個(gè)方面:
第一,股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的激勵(lì)作用研究。關(guān)于股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃是否有激勵(lì)作用的研究文獻(xiàn)較多。Habib和Ljungqvist[1]通過(guò)公司實(shí)際價(jià)值與理想價(jià)值的比較研究發(fā)現(xiàn),股票期權(quán)的激勵(lì)效果不明顯。Kedia和Rajgopal[2]研究了地域?qū)善逼跈?quán)授予的影響。Chourou等[3]研究了股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的影響因素。Hochberg等[4]對(duì)員工股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn),在員工較少以及成長(zhǎng)性高的企業(yè)中,股票期權(quán)激勵(lì)的效果更顯著。Irving等[5]研究了股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃與限制性股票激勵(lì)計(jì)劃對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效是否有顯著影響,研究發(fā)現(xiàn)股票期權(quán)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有正向激勵(lì)作用,而限制性股票缺乏正向激勵(lì)作用,被認(rèn)為是一項(xiàng)負(fù)債。Bechuk等[6]從期權(quán)福利的角度研究了股票期權(quán)授予時(shí)機(jī)與公司治理失敗之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)CEO擁有的期權(quán)越多、獨(dú)立董事越少、薪酬委員會(huì)無(wú)外部股東及CEO任期長(zhǎng)的企業(yè)越容易提供期權(quán)福利。
我國(guó)直到2006年后法律環(huán)境、制度背景以及公司治理才不斷完善,且與西方國(guó)家仍然存在較大差距,因而我國(guó)學(xué)者對(duì)于股票期權(quán)激勵(lì)的研究相對(duì)較晚,研究角度較為單一,多是進(jìn)行激勵(lì)強(qiáng)度與公司績(jī)效的回歸研究,研究結(jié)果較為接近,基本表明股票期權(quán)激勵(lì)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效沒(méi)有明顯的促進(jìn)作用。
第二,股票期權(quán)激勵(lì)要素的研究。一是關(guān)于行權(quán)條件的研究。Edmans和Gabaix[7]、吳育輝和吳世農(nóng)[8]從行權(quán)條件現(xiàn)狀出發(fā),指出現(xiàn)階段經(jīng)營(yíng)績(jī)效考核指標(biāo)多為單一會(huì)計(jì)指標(biāo)和絕對(duì)值指標(biāo),然而單一會(huì)計(jì)指標(biāo)容易被操縱,且絕對(duì)值指標(biāo)容易受市場(chǎng)影響,因而應(yīng)多采取相對(duì)值指標(biāo)進(jìn)行績(jī)效考核。二是關(guān)于行權(quán)價(jià)格的研究。羅黨論等[9]、肖淑芳和張超[10]多是從行權(quán)價(jià)格固定性的角度出發(fā),建議引進(jìn)可變的行權(quán)價(jià)格,使得行權(quán)價(jià)格能夠根據(jù)某一指標(biāo)的變化而進(jìn)行調(diào)整。
綜上所述,國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)股票期權(quán)激勵(lì)作用和激勵(lì)要素等方面展開(kāi)了較為豐富的研究,但是整體上缺乏從具體的績(jī)效考核激勵(lì)要素,即行權(quán)條件和行權(quán)價(jià)格的角度研究?jī)烧邔?duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有無(wú)顯著影響。同時(shí),鮮有學(xué)者關(guān)注我國(guó)創(chuàng)業(yè)板的股票期權(quán)激勵(lì)效果,本文將對(duì)此進(jìn)行研究。
二、研究假設(shè)與變量選取
1 研究假設(shè)
基于績(jī)效的股票期權(quán)激勵(lì)原理是:經(jīng)理人努力——經(jīng)營(yíng)績(jī)效提升——股價(jià)上升——經(jīng)理人行權(quán)獲利。在此種激勵(lì)計(jì)劃下,管理層的收益僅僅依靠行權(quán)日股票價(jià)格與行權(quán)價(jià)格(一般為授予日確定的股票價(jià)格)的差確定。
(1)行權(quán)條件與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系
行權(quán)條件是重要的績(jī)效考核指標(biāo),只有達(dá)到相應(yīng)的行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn),管理層才能行權(quán)。行權(quán)條件中績(jī)效考核標(biāo)準(zhǔn)越高,高管就會(huì)越努力工作以提高公司業(yè)績(jī)。因此,本文提出假設(shè)1:
假設(shè)1:行權(quán)條件與經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。
(2)行權(quán)價(jià)格與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系
行權(quán)價(jià)格是市場(chǎng)化的績(jī)效考核因素,行權(quán)日股價(jià)與行權(quán)價(jià)格的差額構(gòu)成管理層的收益。行權(quán)日股價(jià)與行權(quán)價(jià)格的差額構(gòu)成股價(jià)的溢價(jià),從而形成對(duì)經(jīng)理人的激勵(lì)。兩者的差額越大,經(jīng)理人行權(quán)從中獲利就越大。因此,本文提出假設(shè)2:
假設(shè)2:股價(jià)的溢價(jià)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。
(3)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職兼任
董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩權(quán)分離,可以在一定程度上提高董事會(huì)的獨(dú)立性。董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩權(quán)合一可能會(huì)削弱董事會(huì)的獨(dú)立性,導(dǎo)致董事會(huì)對(duì)經(jīng)理層的監(jiān)督效果減弱,從而使經(jīng)營(yíng)績(jī)效降低。因此,本文提出假設(shè)3:
假設(shè)3:董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩權(quán)合一情況下的經(jīng)營(yíng)績(jī)效低于兩權(quán)分離情況下的公司績(jī)效。
(4)獨(dú)立董事比例
獨(dú)立董事比例是外部獨(dú)立董事的人數(shù)占公司董事總?cè)藬?shù)的比例,反映公眾和第三方對(duì)公司決策的影響程度,獨(dú)立董事比例高,可以對(duì)公司經(jīng)理層進(jìn)行有效的制衡,對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)決策形成有效的監(jiān)督,在一定程度上減輕內(nèi)部人控制帶來(lái)的問(wèn)題,提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效。因此,本文提出假設(shè)4:
假設(shè)4:獨(dú)立董事比例與經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。
(5)資本結(jié)構(gòu)
債務(wù)融資相對(duì)于權(quán)益融資來(lái)說(shuō)具有稅收屏蔽作用,債務(wù)融資可能帶來(lái)短期內(nèi)企業(yè)營(yíng)運(yùn)資本成本的降低,從而有利于經(jīng)營(yíng)績(jī)效和價(jià)值的提高。但是,負(fù)債過(guò)高導(dǎo)致的財(cái)務(wù)困境和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn),可能會(huì)使市場(chǎng)對(duì)企業(yè)價(jià)值的評(píng)判大打折扣。創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)股權(quán)資本存在高招募現(xiàn)象,資金使用效率低,債務(wù)融資可能也存在同樣的問(wèn)題。本文提出假設(shè)5:
假設(shè)5:債務(wù)融資比例與經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。
(6)企業(yè)規(guī)模
一般來(lái)說(shuō),企業(yè)規(guī)模越大,控制的資源越多,越容易從外界取得資金,也越容易取得目標(biāo)消費(fèi)者的信任,從而擴(kuò)大市場(chǎng)份額。規(guī)模的擴(kuò)大有利于降低長(zhǎng)期平均成本,提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效,在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中獲得成本優(yōu)勢(shì),增強(qiáng)盈利能力。因此,本文提出假設(shè)6:
假設(shè)6:企業(yè)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。
2 變量選取
(1)因變量
本文擬從財(cái)務(wù)收益、發(fā)展能力兩方面分別選取具有代表性的財(cái)務(wù)指標(biāo),反映公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效。具體為:托賓Q、每股收益、加權(quán)平均ROE三個(gè)財(cái)務(wù)收益指標(biāo)和可持續(xù)增長(zhǎng)率、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率兩個(gè)發(fā)展能力指標(biāo)。
(2)自變量
企業(yè)行權(quán)的績(jī)效要求對(duì)經(jīng)理人有一定的導(dǎo)向作用。通過(guò)對(duì)樣本期的分析,細(xì)分為三個(gè)行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)。行權(quán)價(jià)格溢價(jià)水平越高,經(jīng)理人行權(quán)后獲得的差價(jià)越多,激勵(lì)效果越明顯。
(3)控制變量
主要從公司治理結(jié)構(gòu)、資本結(jié)構(gòu)和公司規(guī)模三個(gè)方面予以考慮。各變量的選取情況如表1所示。
表1變量選取詳表
變量具體指標(biāo)計(jì)算公式被解釋變量托賓Q公司總資產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值/公司總資產(chǎn)的重置成本每股收益凈利潤(rùn)/總股數(shù)加權(quán)平均ROEPE0+NP2+Ei×MiM0-Ej×MjM0可持續(xù)增長(zhǎng)率銷(xiāo)售凈利率×總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率×留存收益率×期初權(quán)益期末總資產(chǎn)乘數(shù)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(本年?duì)I業(yè)收入-上年?duì)I業(yè)收入)/上年?duì)I業(yè)收入解釋變量行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)1加權(quán)平均ROE標(biāo)準(zhǔn)行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)2凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率標(biāo)準(zhǔn)行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)3營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率標(biāo)準(zhǔn)行權(quán)價(jià)格溢價(jià)水平等待期最后一個(gè)月內(nèi)的最高股價(jià)/行權(quán)價(jià)格控制變量?jī)陕毤嫒?=是;1=不是獨(dú)立董事比例獨(dú)立董事人數(shù)/董事總?cè)藬?shù)資產(chǎn)負(fù)債率負(fù)債/總資產(chǎn)總資產(chǎn)對(duì)數(shù)ln(總資產(chǎn))
三、模型構(gòu)建與實(shí)證研究結(jié)果
1 模型構(gòu)建
本文針對(duì)五個(gè)被解釋變量構(gòu)建了五個(gè)多元回歸模型,每個(gè)回歸模型選取的解釋變量和控制變量是一樣的,運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)行經(jīng)營(yíng)績(jī)效與行權(quán)條件、行權(quán)價(jià)格之間的線性多元回歸,以反映股票期權(quán)行權(quán)條件、行權(quán)價(jià)格對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有無(wú)顯著的影響,以及哪些因素是重要影響因素。五個(gè)多元回歸模型如下:
托賓Q=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5HER+β6ID+β7DEB+β8SIZE(1)
每股收益=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5HER+β6ID+β7DEB+β8SIZE(2)
加權(quán)平均ROE=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5HER+β6ID+β7DEB+β8SIZE(3)
可持續(xù)增長(zhǎng)率=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5HER+β6ID+β7DEB+β8SIZE(4)
營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5HER+β6ID+β7DEB+β8SIZE(5)
其中,α為回歸方程截距項(xiàng);β為各自變量的回歸系數(shù);X為自變量;HER為董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職兼任;ID為獨(dú)立董事比例;DEB為資產(chǎn)負(fù)債率;SIZE為總資產(chǎn)對(duì)數(shù)。
2實(shí)證研究結(jié)果
由于創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)于2009年年底成立,多數(shù)公司于2010年后開(kāi)始實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃,本文選取2010—2012年公布實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司數(shù)據(jù),選取樣本公司66家。由于樣本公司實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的日期不一樣,且股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中一般都涉及三個(gè)或者三個(gè)以上的行權(quán)期安排,而每個(gè)行權(quán)期的行權(quán)條件各不相同,本文將每個(gè)行權(quán)期作為一個(gè)研究樣本,以行權(quán)期為依據(jù)對(duì)樣本公司數(shù)據(jù)分3組進(jìn)行研究,分別是第一組:基期2010年,等待期一年;第二組:基期2010年,等待期兩年;第三組:基期2011年,等待期一年。共得到樣本96家。根據(jù)模型進(jìn)行回歸,結(jié)果如表2所示。模型(1)—模型(5)的F統(tǒng)計(jì)量分別在1%、5%和10%的水平上顯著,說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度較好,有較好的解釋力。3實(shí)證結(jié)果分析
模型(1)中,行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)1與托賓Q值在10%的水平上顯著正相關(guān),回歸系數(shù)是0299,與假設(shè)一致。行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)1是行權(quán)條件中主要的行權(quán)績(jī)效要求,只有達(dá)到行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)1,經(jīng)理人才能行權(quán)。說(shuō)明行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)對(duì)經(jīng)理人有一定的績(jī)效導(dǎo)向作用,有助于經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。行權(quán)價(jià)格溢價(jià)水平與托賓Q值在10%的水平上顯著正相關(guān),回歸系數(shù)是0132,與假設(shè)一致。由于行權(quán)價(jià)格溢價(jià)水平是變動(dòng)股價(jià)與固定行權(quán)價(jià)格之比,因此,股價(jià)相對(duì)于行權(quán)價(jià)格的溢價(jià)水平越高,對(duì)經(jīng)理人的激勵(lì)作用越明顯,越有助于公司績(jī)效的提升。
模型(2)中,行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)1、行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)3分別與每股收益在10%和1%的水平上顯著正相關(guān),回歸系數(shù)分別是是0308、0181,與假設(shè)一致。只有達(dá)到行權(quán)條件要求才能行權(quán),行權(quán)條件有一定的績(jī)效導(dǎo)向作用??刂谱兞恐?,公司規(guī)模與每股收益顯著正相關(guān),與假設(shè)一致。說(shuō)明公司規(guī)模大小會(huì)顯著影響公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效,規(guī)模較大的公司一般具有較為完善的公司治理機(jī)制和管理運(yùn)行機(jī)制,掌握的資源豐富,業(yè)務(wù)能力強(qiáng)。資產(chǎn)負(fù)債率與每股收益顯著負(fù)相關(guān),與假設(shè)一致。表明公司財(cái)務(wù)杠桿越小,每股收益越高。說(shuō)明在股權(quán)資本高招募的情況下,資本使用效率低,債務(wù)融資擴(kuò)大了財(cái)務(wù)杠桿,可能使得這一狀況進(jìn)一步惡化。獨(dú)立董事比例與每股收益負(fù)相關(guān),與假設(shè)不一致??赡苁且?yàn)槲覈?guó)獨(dú)立董事比例普遍偏低,多數(shù)企業(yè)獨(dú)立董事比例只是達(dá)到國(guó)家規(guī)定的最低要求,獨(dú)立董事的獨(dú)立性及對(duì)公司管理層的監(jiān)督能力并不高,因此,與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的相關(guān)性較低。
模型(3)中,行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)1與加權(quán)平均ROE正相關(guān),相關(guān)系數(shù)是0313,在10%的水平上顯著,與假設(shè)一致。行權(quán)價(jià)格溢價(jià)水平與加權(quán)平均ROE正相關(guān),相關(guān)系數(shù)是0335,在10%的水平上顯著,與假設(shè)一致。
模型(4)中,行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)1與可持續(xù)發(fā)展能力正相關(guān),相關(guān)系數(shù)是0326,在10%的水平上顯著,與假設(shè)一致。行權(quán)價(jià)格溢價(jià)水平與可持續(xù)發(fā)展能力正相關(guān),相關(guān)系數(shù)是0192,在1%的水平上顯著,與假設(shè)一致。
模型(5)中,行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)3與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率正相關(guān),相關(guān)系數(shù)是0198,在1%的水平上顯著,與假設(shè)一致。公司規(guī)模與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率正相關(guān),相關(guān)系數(shù)是0186,在1%的水平上顯著,與假設(shè)一致。
由以上的回歸分析得出,股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的兩個(gè)激勵(lì)要素:行權(quán)條件及行權(quán)價(jià)格溢價(jià)水平對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效有顯著的影響。進(jìn)一步地,本文擬以股票期權(quán)激勵(lì)行權(quán)期為事件點(diǎn),分析前后績(jī)效有無(wú)顯著提升。
四、創(chuàng)業(yè)板上市公司實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)前后的績(jī)效比較
本文擬分別選取基期和對(duì)比期的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù),運(yùn)用SPSS軟件,采用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)的方法,以每個(gè)行權(quán)期為一個(gè)特定事件,檢驗(yàn)行權(quán)期前后的經(jīng)營(yíng)績(jī)效有無(wú)顯著差異,從而判斷股票期權(quán)的實(shí)施對(duì)績(jī)效提升有無(wú)明顯效果。創(chuàng)業(yè)板上市公司上市后都面臨經(jīng)營(yíng)績(jī)效下降現(xiàn)象,存在利潤(rùn)操縱的可能性。因此,將部分上市時(shí)間不超過(guò)一年且各項(xiàng)績(jī)效明顯下降的企業(yè)予以剔除,共剩余93個(gè)樣本。部分企業(yè)的基期財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失,無(wú)法進(jìn)行配對(duì)檢驗(yàn),予以剔除。各企業(yè)指標(biāo)缺失情況不同,因而進(jìn)行配對(duì)的樣本數(shù)不同,如表3所示。
1描述性統(tǒng)計(jì)
配對(duì)樣本統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表3所示,加權(quán)平均ROE、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率兩個(gè)指標(biāo)后期績(jī)效比前期績(jī)效有所提升,其他指標(biāo)沒(méi)有顯著上升。具體如下:加權(quán)平均ROE指標(biāo)的基期均值為9276,對(duì)比期均值為9970,對(duì)比期績(jī)效上升。營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率指標(biāo)基期均值為48097,對(duì)比期均值為49491,對(duì)比期公司績(jī)效比基期上升。指標(biāo)基期托賓Q的均值為1738,對(duì)比期的均值為1707;每股收益指標(biāo)基期均值為0651,對(duì)比期均值為0517;可持續(xù)發(fā)展能力指標(biāo)基期均值為17329,對(duì)比期均值為8723。以上三個(gè)指標(biāo)對(duì)比期績(jī)效均有略微下降。
由此可見(jiàn),創(chuàng)業(yè)板上市公司股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃促進(jìn)了加權(quán)平均ROE、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率等指標(biāo)的好轉(zhuǎn)。
2差異性檢驗(yàn)
本文采用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)的方法進(jìn)行顯著性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表4可以看出,加權(quán)平均ROE指標(biāo)的績(jī)效提升在1%的水平上顯著,營(yíng)業(yè)收入雖然有提升,但是不顯著。托賓Q值有略微下降,但是不顯著。每股收益、可持續(xù)增發(fā)展能力等兩個(gè)指標(biāo)下降,且在10%的水平上顯著。
表4配對(duì)樣本檢驗(yàn)結(jié)果
配 對(duì)成對(duì)差分均值標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)誤95%置信區(qū)間下限上限t值自由度顯著性1003103590038-00500107081479041820134030000310072019643078200003-069436540406-10520115-17088000924860617300179450441217047988200005-1394455445030-114018613-0277810782回歸分析的結(jié)果表明:股票期權(quán)激勵(lì)的行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)和行權(quán)價(jià)格溢價(jià)水平對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效都具有顯著影響,除了加權(quán)平均ROE指標(biāo)顯著增長(zhǎng)外,營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率指標(biāo)雖有增長(zhǎng),但是不顯著,其他指標(biāo)均顯著下降。這可能有兩個(gè)方面的原因:一是宏觀經(jīng)濟(jì)景氣程度的影響。根據(jù)2010—2012年企業(yè)景氣季度數(shù)據(jù),2010年平均景氣指數(shù)為136175,2011年平均景氣指數(shù)為132750,2012年平均景氣指數(shù)為125350,由此看出,三年間宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不好,一定程度上影響了股票期權(quán)激勵(lì)作用的發(fā)揮。二是創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)高風(fēng)險(xiǎn)的影響。創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)存在“高市盈率、高發(fā)行價(jià)、高招募資金”的現(xiàn)象,造成創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)“上市前財(cái)務(wù)指標(biāo)達(dá)到頂峰,上市后績(jī)效下滑”以及高管逃離等現(xiàn)象。
五、結(jié)論
總體來(lái)說(shuō),從回歸方程分析,模型有較好的解釋力,且行權(quán)條件標(biāo)準(zhǔn)和行權(quán)價(jià)格溢價(jià)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效指標(biāo)的影響顯著,說(shuō)明股票期權(quán)激勵(lì)的績(jī)效考核設(shè)計(jì)影響其激勵(lì)作用。但是,在宏觀經(jīng)濟(jì)不景氣、創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)不完善等現(xiàn)狀下,激勵(lì)作用有待進(jìn)一步發(fā)揮。
第一,行權(quán)條件設(shè)計(jì)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有顯著影響。行權(quán)條件設(shè)計(jì)多采取加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率與凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率指標(biāo)組合、凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率與營(yíng)業(yè)收入指標(biāo)組合。多元回歸結(jié)果表明,行權(quán)條件設(shè)計(jì)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有顯著影響。尤其是加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率指標(biāo),與公司績(jī)效指標(biāo)都顯著相關(guān)。一方面,該指標(biāo)作為綜合性指標(biāo),與各指標(biāo)聯(lián)系較大;另一方面,該指標(biāo)設(shè)計(jì)一般較為穩(wěn)定,受前期績(jī)效的影響較小,較為合理。相對(duì)而言,凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率不合理,該指標(biāo)設(shè)計(jì)時(shí)一般參考績(jī)效較好年份作為基期,以后每個(gè)行權(quán)期比基期有一定增長(zhǎng)率,較少參考橫向同業(yè)內(nèi)其他企業(yè)的績(jī)效狀況,這導(dǎo)致企業(yè)受宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響較為嚴(yán)重,尤其是宏觀經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí),易導(dǎo)致激勵(lì)計(jì)劃失去激勵(lì)作用。營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率只對(duì)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率有顯著影響,對(duì)其他指標(biāo)影響均不顯著。該指標(biāo)設(shè)計(jì)與凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率指標(biāo)設(shè)計(jì)相似,存在同樣的問(wèn)題,容易受到宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響。
第二,行權(quán)條件指標(biāo)選取缺乏系統(tǒng)性。通過(guò)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的縱向?qū)Ρ劝l(fā)現(xiàn),只有行權(quán)條件的兩個(gè)績(jī)效指標(biāo),即加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率指標(biāo)和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率指標(biāo)有增長(zhǎng),而其他指標(biāo)都存在不同程度的下降。這說(shuō)明,行權(quán)條件對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有明顯的導(dǎo)向作用,但是由于行權(quán)條件考核缺乏科學(xué)性、系統(tǒng)性,使得經(jīng)理人只關(guān)注這兩個(gè)指標(biāo),企業(yè)實(shí)際的經(jīng)營(yíng)狀況可能并沒(méi)有得到改善。
第三,行權(quán)價(jià)格溢價(jià)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有顯著影響?;诠善逼跈?quán)激勵(lì)原理,行權(quán)價(jià)格溢價(jià)構(gòu)成了經(jīng)理人的收益,對(duì)比期最后一個(gè)月內(nèi),股價(jià)的提升能夠形成有效的激勵(lì),促進(jìn)經(jīng)理人努力工作,提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效。
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