股權(quán)激勵與公司績效的實證分析

葉鵬 劉祿賓

摘要：本文選取2007-2014年實施股權(quán)激勵的80家滬市A股上市公司為研究樣本，并引入因子分析法得出公司績效綜合指標(biāo)，引入虛擬變量表征股權(quán)激勵水平，在[Hausman]檢驗和協(xié)變分析檢驗基礎(chǔ)上，建立變截距隨機效應(yīng)模型。研究得出，股權(quán)激勵與公司績效呈現(xiàn)弱正相關(guān)性，且激勵效果表現(xiàn)出滯后性。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵 公司績效 面板數(shù)據(jù)

一、變量指標(biāo)構(gòu)建

（一）公司績效指標(biāo)構(gòu)建

本文綜合考慮公司財務(wù)的盈利能力指標(biāo)包括X1（基本每股收益）、X2（凈資產(chǎn)收益率）、X3（每股凈資產(chǎn)）、X4（銷售毛利率）、X5（每股未分配利潤）、X6（每股經(jīng)營現(xiàn)金流）；償債能力指標(biāo)X7（資產(chǎn)負(fù)債率）；成長能力指標(biāo)X8（營業(yè)收入增長率）、X9（凈利潤增長率）；營運能力指標(biāo)X10（存貨周轉(zhuǎn)率），引入因子分析法，通過提取主成分，構(gòu)建公司績效綜合指標(biāo)V。具體計算公式為：

[f1=a（1，1）?z1+a（1，2）?z2+…+a（1，10）?z10]

[?]

[fn=a（n，1）?z1+a（n，2）*z2+…+a（n，10）?z10]

上式中，[fi（i=1，2，…，n）]為某一年根據(jù)特征根大于1提取的主成分因子個數(shù)，[a（i，j）]為標(biāo)準(zhǔn)化特征向量，[zi（i=1，2，…，10）]為標(biāo)準(zhǔn)化財務(wù)數(shù)據(jù)。

然后將各個主成分的方差貢獻率作為權(quán)數(shù)把[i]個主成分因子線性加權(quán)求和得到綜合績效指標(biāo)值。

[v=ω1?f1+…+ωn?fn]

式中，[ωi=γii=1nγi（i=1，2，…，n）]，[γi]為第[i]個主成分方差貢獻率，[fi]為第[i]個主成分。

（二）股權(quán)激勵指標(biāo)構(gòu)建

本文引入虛擬變量表示股權(quán)激勵水平，如果第[i]個公司第[t]年實施股權(quán)激勵，則股權(quán)激勵水平取1，否則取0

二、模型構(gòu)建

（一）面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定形式檢驗

在建立面板模型時，需要考慮模型截距項是固定效應(yīng)亦或是隨機效應(yīng)，由于同一時間點下不同截面樣本公司所屬行業(yè)各異，樣本公司自身經(jīng)營情況差異較大，猜想需要建立隨機效應(yīng)模型。本文通過[Hausman]檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)應(yīng)建立隨機效應(yīng)模型。分析結(jié)果得出：在10%的顯著性水平下，接受原假設(shè)，即認(rèn)為固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型不存在系統(tǒng)性差異，應(yīng)建立隨機效應(yīng)模型。

（二）面板數(shù)據(jù)變截距隨機效應(yīng)模型建立

結(jié)合Huasman檢驗，本文設(shè)定的變截距隨機效應(yīng)模型如下：

[PERit=αit+βiSTIit+γilnASSit]

上述方程中，PER為綜合績效指標(biāo)，STI為股權(quán)激勵水平， lnASS為激勵時公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)，[（i=1，2，…，n）]表示第i個股權(quán)激勵公司，t表示時間跨度。

三、實證分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

本文選取的80家上市公司2007-2014年財務(wù)指標(biāo)描述性統(tǒng)計如下表：

（二）相關(guān)分析

對選取的公司績效變量與股權(quán)激勵水平變量以及公司總資產(chǎn)自然對數(shù)進行相關(guān)性分析，分析結(jié)果見表4。從分析結(jié)果可以看出：一是公司績效（PER）與股權(quán)激勵水平（STI）呈現(xiàn)正相關(guān)，但相關(guān)系數(shù)比較低，且只在10%顯著性水平上顯著；二是股權(quán)激勵（STI）與公司總資產(chǎn)對數(shù)（lnASS）呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，也說明經(jīng)營狀況差的公司越傾向于實行股權(quán)激勵；三是各個變量的相關(guān)系數(shù)都在0.1以下，說明各個變量之間相關(guān)性比較低，不存在多重共線性的問題。

（三）模型分析

由分析結(jié)果表4可知：一是股權(quán)激勵對公司績效影響具有長期效應(yīng)，本文在實際分析中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)股權(quán)激勵滯后3年時，回歸方程最為顯著，說明我國上市公司股權(quán)激勵具有一定的滯后性；二是變量c、lnASS在10%顯著性水平下顯著，而變量STI（-3）是不顯著的；三是上市公司股權(quán)激勵對于公司績效確實有促進作用，但這種作用并不顯著。

四、結(jié)束語

實證分析發(fā)現(xiàn)：2007-2014年公司實施股權(quán)激勵對于公司績效的提升有一定的促進作用，但影響并不顯著，激勵效果明顯反映出來一般為3年。分析可能的原因有：一是股權(quán)激勵制度在我國起步較晚，發(fā)展還不夠完善，基本處在探索階段。二是早期我國主要是對國有控股公司實施股權(quán)激勵，然而公司高管利用實際控制權(quán)操縱股價，制造虛假業(yè)績，利用信息優(yōu)勢在其在位期間提升公司業(yè)績以獲得自身利益。三是我國資本市場發(fā)展還不完善，相關(guān)的配套法律法規(guī)不夠健全，沒有一個完善的經(jīng)理人市場和經(jīng)理人管理機制。公司在選擇經(jīng)理人時，容易陷入逆向選擇。

參考文獻：

[1]張俊瑞，趙進文，張建.高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效相關(guān)性的實證分析[J].會計研究2003（09）

[2]黃潔，蔡根女.股權(quán)激勵效果和影響因素經(jīng)驗分析[J].華東經(jīng)濟管理，2009，23（3）：111-116

[3]吳淑琨.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的U型關(guān)系研究--1997-2000年上市公司的實證研究[J].中國工業(yè)研究，2000（1）：80-87