股權(quán)激勵對公司投資決策的影響
——基于上證A股的實證研究

劉云志

南京信息工程大學

1 股權(quán)激勵對公司投資決策的影響機理

在眾學者的研究分析證明下，股權(quán)激勵的施行對公司成長與發(fā)展的必要性已經(jīng)十分顯著。從信息不對稱理論角度出發(fā)，股權(quán)激勵有助于企業(yè)所有者與管理者在信息不能同步的情況下更好地溝通、交流，做出適合于公司發(fā)展的決策行為；從委托代理理論角度出發(fā)，股權(quán)激勵有助于協(xié)調(diào)委托人與代理人之間的利益沖突，使代理人從自身利益出發(fā)的同時，考慮股東利益，進行經(jīng)濟活動；從人力資本角度出發(fā)，股權(quán)激勵充分肯定了管理者作為重要的生產(chǎn)要素，對公司發(fā)展的作用，促進管理者提升自身的能力水平與主觀能動性，發(fā)揮管理者在企業(yè)成長中的積極作用。

2 實證分析

2.1 變量的選取與模型設(shè)計

本文決定選取投資決策指數(shù)、股權(quán)激勵、現(xiàn)金比率、凈資產(chǎn)收益率、公司規(guī)模五個變量進行實證分析，各變量的具體定義如下表1。

2.2 模型設(shè)計

為了檢驗本文提出的假設(shè)，本文設(shè)計了以下回歸模型：

Inv=β0+β1mo+β2cash+β3growth+β4ln size+ε

模型中，被解釋變量為inv，指投資指數(shù)；解釋變量為mo，表示管理層持股比例；控制變量：cash表示現(xiàn)金比率，growth表示凈資產(chǎn)收益率，ln size表示公司規(guī)模。本文要著重考察的是股權(quán)激勵與投資決策指數(shù)之間是否顯著地正相關(guān)。如果股權(quán)激勵的回歸系數(shù)為正且顯著，則說明股權(quán)激勵對公司投資能力有促進作用。

2.3 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取了2012年-2016年上證A股上市公司作為研究的樣本來考察股權(quán)激勵與投資指數(shù)的關(guān)系。為了保證樣本數(shù)據(jù)的客觀性和可靠性，本文按照以下原則對樣本數(shù)據(jù)做了篩選：

1.基于金融保險類上市公司的資本結(jié)構(gòu)和財務(wù)指標的特殊性與其他行業(yè)的上市公司沒有可比性，剔除樣本區(qū)間內(nèi)的金融保險類上市公司。

2.剔除2012年-2016年中所有被ST，ST*和PT的上市公司。因為這類公司的財務(wù)數(shù)據(jù)和正常經(jīng)營的公司相比往往存在異常，影響實證分析的準確性。

3.剔除在樣本區(qū)間內(nèi)關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失和財務(wù)指標異常的上市公司，避免缺省數(shù)據(jù)對實證分析造成不利的影響。

4.剔除管理層持股比例過高的公司，因為這些公司不正常的比例應該是由管理層是公司創(chuàng)始人的原因造成，這樣會擾亂委托代理關(guān)系，打亂研究中，對股東和管理者的區(qū)分。

根據(jù)以上原則對樣本進行篩選和剔除之后，本文所選取的樣本是2012年0 1月 01日至2016年 12 月 31 日之間在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的剔除金融保險類、ST類公司之后的公司樣本共110個。本文使用的數(shù)據(jù)主要來源于巨潮資訊網(wǎng)、國泰安數(shù)據(jù)庫。本文使用的是state12.0統(tǒng)計軟件。

2.4 描述性統(tǒng)計

整個模型的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表中的數(shù)據(jù)可以看出，被解釋變量投資指數(shù)最大值為2.051219，最小值為-0.3273996，這說明所選取的進行股權(quán)激勵方式激勵的公司之間投資能力之間存在明顯差異。控制變量中，現(xiàn)金比率最大值為2.198363，最小值為0.080638，說明不同公司的現(xiàn)金流敏感性存在較大差異；凈資產(chǎn)收益率最大值為0.84002，最小值為0.015309，說明不同公司之間收益水平存在差異，各公司的成長性不同，有利于樣本的多樣性。股權(quán)激勵數(shù)據(jù)的最大值為0.2353737，最小值為0，均值為0.0257733，說明除少數(shù)公司管理層持股比較多，大部分公司管理層持股比例并不大，同時，所選數(shù)據(jù)并沒有完全排除未分配管理層持股的樣本。

2.5 回歸分析

2.5.1 相關(guān)性分析

從表3可以看出，各個非被解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)未大于0.8，說明模型不存在多重共線性問題。被解釋變量與解釋變量關(guān)系為正，與預期相符。同時，被解釋變量與解釋變量在5%的水平下顯著，即股權(quán)激勵與投資決策在5%的水平下顯著正相關(guān)。與本文預期相符。 現(xiàn)金比率與投資能力呈負相關(guān)，這與本文預期相符?，F(xiàn)金比率與股權(quán)激勵在5%的水平下顯著正相關(guān)，公司規(guī)模與與股權(quán)激勵在1%的水平下顯著負相關(guān)，這種控制變量與解釋變量的顯著相關(guān)水平是對結(jié)果有負面影響的，并不符合預期?，F(xiàn)金比率與公司規(guī)模顯著正相關(guān)，同樣，控制變量之間的顯著影響也是不利于結(jié)論的。

表1 變量名稱及說明

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 投資決策、股權(quán)激勵、現(xiàn)金比率、凈資產(chǎn)收益率和公司規(guī)模相關(guān)性分析

2.5.2 多元回歸結(jié)果分析

本文采用最小二乘法構(gòu)建模型進行分析，下表4是本文所構(gòu)建模型的回歸結(jié)果。回歸模型的F值為3.25，P值為0.0147，這說明模型總體在5%的水平上呈顯著正相關(guān)。這與本文所進行的假設(shè)一致。這說明股權(quán)激勵確實對公司的投資決策存在著顯著的積極影響，即公司增加管理層的持股比例有利于公司整體做出更好的投資決策，對公司的生存發(fā)展有很大幫助。

根據(jù)回歸結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

(1)股權(quán)激勵與投資決策在1%的水平下顯著正相關(guān)，更為充分地說明了本文所假設(shè)的股權(quán)激勵與投資決策存在著顯著的積極影響，與假設(shè)相一致。

(2)可以發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模(總資產(chǎn)取對數(shù))與公司投資能力在10%的水平下顯著正相關(guān)，而且P值相對來說非常接近5%的相關(guān)水平，說明公司規(guī)模越大，總資產(chǎn)越多，公司越會抓住機會進行投資活動。

(3)凈資產(chǎn)收益率與投資能力呈正相關(guān)，說明公司成長性會對投資決策產(chǎn)生積極影響。

(4)現(xiàn)金比率與公司投資決策呈負相關(guān)，這說明公司在現(xiàn)金敏感度高的情況下，在投資決策方面會做相應的減少，符合本文所做的現(xiàn)金敏感度對投資有負面影響的分析。(見表4)

表4 股權(quán)激勵與投資決策指數(shù)最小二乘法模型回歸結(jié)果

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

股權(quán)激勵與投資能力成極為顯著的正相關(guān)。這表明，在已經(jīng)實行股權(quán)激勵的公司中，股權(quán)激勵在投資決策方面能起到非常大的積極影響。股權(quán)激勵在委托代理問題中，有著相當積極的作用，是值得推行的一種解決委托代理關(guān)系之間信息不對稱的辦法。委托代理關(guān)系中存在的隱形矛盾可以通過股權(quán)激勵的形式緩和的觀點有其科學性存在。回歸本文正題，股權(quán)激勵可以達到激勵管理者，并促使其結(jié)合公司利益進行正確地決策，以至于在投資決策方面做出穩(wěn)健的，有利于公司發(fā)展的決定。

3.2 建議

從結(jié)論出發(fā)，我國公司擁有者或股東在現(xiàn)如今如果想提高公司的財務(wù)決策水平，實行股權(quán)激勵，給予管理層股權(quán)激勵不失為一個可以考慮的辦法。當然，中國的股權(quán)激勵起步就晚，股權(quán)激勵政策實行得也并不是很全面，很多公司還未實行股權(quán)激勵，也就存在著股東與管理者關(guān)系不協(xié)調(diào)的狀況。所以，學習國外的成熟體系是有必要的。在引進國外股權(quán)激勵政策的同時，結(jié)合公司本身和當下的政治經(jīng)濟環(huán)境，推出適合于自己的股權(quán)激勵政策是每個公司都應該考慮的。

宏觀方面，政府應該完善公司實行股權(quán)激勵的相關(guān)實行法律法規(guī)，同時完善我國的股票市場，使之與股權(quán)激勵施行的要求趨于一致。以此，為適合于做出股權(quán)激勵的公司提供合適的大環(huán)境，促進公司發(fā)展。

微觀方面，公司自身從委托代理關(guān)系出發(fā)，處理股東和管理者的利益矛盾問題上，需要進行股權(quán)激勵。所以公司需要汲取國外較為成熟的股權(quán)激勵政策，同時結(jié)合國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境與公司自身的狀況做出適合于自身的股權(quán)激勵計劃。