高管股權(quán)激勵(lì)模式、持股比例與企業(yè)績(jī)效關(guān)系實(shí)證研究
——基于2014—2018年A股上市公司數(shù)據(jù)

楊 琪

(南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京 210037)

股權(quán)激勵(lì)制度起源于20世紀(jì)50年代，隨后在西方企業(yè)普遍應(yīng)用。國(guó)內(nèi)的股權(quán)激勵(lì)是直到20世紀(jì)90年代才逐漸被引入，目前仍處于發(fā)展完善階段。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外關(guān)于股權(quán)激勵(lì)與公司績(jī)效之間關(guān)系的研究不在少數(shù)，但這些研究在應(yīng)用于管理實(shí)踐后其效果并不理想。究其原因，主要是與股權(quán)激勵(lì)相關(guān)的績(jī)效考核機(jī)制存在問(wèn)題。比如行權(quán)門檻過(guò)高導(dǎo)致激勵(lì)動(dòng)力不足，還有部分企業(yè)把股權(quán)激勵(lì)當(dāng)作“金手指”，簡(jiǎn)單套用，也影響了股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施效果。另一方面原因是制度設(shè)計(jì)對(duì)高管股權(quán)激勵(lì)影響因素把握不夠全面，導(dǎo)致股權(quán)激勵(lì)方案存在重大設(shè)計(jì)缺陷。有鑒于此，對(duì)我國(guó)上市公司開(kāi)展股權(quán)激勵(lì)與公司績(jī)效之間關(guān)系的實(shí)證研究具有現(xiàn)實(shí)意義。而且既往股權(quán)激勵(lì)與公司績(jī)效關(guān)系研究多側(cè)重規(guī)范分析，本文則是通過(guò)公開(kāi)的上市公式報(bào)表數(shù)據(jù)研究高管股權(quán)激勵(lì)模式及持股比例與公司績(jī)效之間的確定性客觀關(guān)系，遵循了實(shí)證研究的基本邏輯和要求。

1 理論分析與研究假設(shè)

公司所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離，但所有者自身管理精力或能力有限，所以將公司日常經(jīng)營(yíng)事務(wù)委托給具有管理才能的職業(yè)經(jīng)理人，但兩者目標(biāo)并不完全一致。為解決二者間的委托-代理問(wèn)題，2006年我國(guó)上市公司開(kāi)始實(shí)施規(guī)范的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，股權(quán)激勵(lì)就是給代理人一些股東權(quán)益，此時(shí)代理人就會(huì)與公司形成一個(gè)利益共同體，以股東的身份參與企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策，使二者目標(biāo)一致，降低代理成本。夏永亮認(rèn)為實(shí)施股權(quán)激勵(lì)，不僅能為企業(yè)吸引人才，還能提升企業(yè)管理層的積極性，使他們努力達(dá)到業(yè)績(jī)目標(biāo)從而行權(quán)，因此實(shí)施股權(quán)激勵(lì)制度對(duì)于上市公司極為有利[1]。綜合上述觀點(diǎn)，提出假設(shè)：

H1：實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能顯著提升上市公司績(jī)效

當(dāng)高管持股比例較小時(shí)，企業(yè)績(jī)效好壞于高管收益影響有限，但隨著持股比例增加，高管通過(guò)在職消費(fèi)及盲目投資獲得的收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于企業(yè)績(jī)效提升增加的自身收益，此時(shí)其積極性就會(huì)大幅提升。魏文君認(rèn)為如果高管持股比例下降，公司績(jī)效與高管努力間的相關(guān)性就會(huì)下降，從而導(dǎo)致高管產(chǎn)生負(fù)面情緒，不利于企業(yè)績(jī)效提升[2]?；谝陨戏治?，提出假設(shè)：

H2：高管持股比例與上市公司績(jī)效正相關(guān)

高管股權(quán)激勵(lì)模式分為三種，分別為股票期權(quán)、限制性股票和股票增值權(quán)，但在我國(guó)資本市場(chǎng)中，廣泛使用的是前兩種。其中限制性股票是上市公司按照事先確定的條件授予激勵(lì)對(duì)象一定數(shù)量公司股票，當(dāng)激勵(lì)對(duì)象滿足一定條件時(shí)，可從出售股票并從中獲益。而股票期權(quán)指的是高管可以一個(gè)較低價(jià)格買入公司股票，如公司未來(lái)發(fā)展得好，可選擇行權(quán)來(lái)獲得收益，否則就不行權(quán)。相對(duì)于限制性股票方式，股票期權(quán)風(fēng)險(xiǎn)更小。李曜認(rèn)為相對(duì)于股票期權(quán)，限制性股票的價(jià)差和力度都更大，而且具有懲罰機(jī)制，高管承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)更大，因此相對(duì)于股票期權(quán)有更好的激勵(lì)效果[3]。據(jù)此提出假設(shè)：

H3：相較于股票期權(quán)，限制性股票能更大程度提升公司績(jī)效。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2014—2018年A股上市公司為研究樣本，為保證研究結(jié)果準(zhǔn)確性，確定以下樣本選取原則：① 剔除金融行業(yè)的數(shù)據(jù)，避免金融業(yè)的特殊性導(dǎo)致研究結(jié)果出現(xiàn)偏差；②剔除出現(xiàn)ST或*ST的企業(yè)；③剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本；④進(jìn)行部分極端值的剔除，方法是對(duì)多元回歸模型中的所有連續(xù)變量中處于0%～1%和99%～100%之間的樣本進(jìn)行winsorize處理。

2.2 變量說(shuō)明

2.2.1 因變量

用凈資產(chǎn)收益率(ROE)和總資產(chǎn)收益率(ROA)來(lái)代表因變量公司績(jī)效，ROE是用凈利潤(rùn)除以平均股東權(quán)益，ROA是用凈利潤(rùn)除以平均總資產(chǎn)。

2.2.2 自變量

自變量包括：股權(quán)激勵(lì)啞變量(IOP)，高管股權(quán)激勵(lì)模式(Type)及高管持股比例(MSR)。其中IOP為虛擬變量，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)設(shè)為1，相反則設(shè)為0；Type也為虛擬變量，采用股票期權(quán)設(shè)為1，采用限制性股票設(shè)為0；MSR則是用高管持股數(shù)量除以公司總股本。

2.2.3 控制變量

控制變量包括：企業(yè)規(guī)模(Size)，資產(chǎn)負(fù)債率(Lever)，股權(quán)集中度(OC)，企業(yè)性質(zhì)(State)，營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)，行業(yè)(Industry)及年度(Year)，其中前五種變量為常見(jiàn)控制變量。各控制變量的解釋如下：

①根據(jù)以往研究，本文選擇企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來(lái)代表企業(yè)規(guī)模，企業(yè)規(guī)模剛開(kāi)始較小，在治理方面會(huì)有一些欠缺，但隨著公司規(guī)模擴(kuò)大，治理效果提高，從而業(yè)績(jī)也會(huì)隨之提升。

②資產(chǎn)負(fù)債率是用企業(yè)負(fù)債總額除以資產(chǎn)總額，過(guò)高的資產(chǎn)負(fù)債率會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響；

③股權(quán)集中度指的是第一大股東持股比例，當(dāng)股權(quán)集中度較高時(shí)，公司決策權(quán)就會(huì)掌握在大股東手里。如果公司股東不是一股獨(dú)大，其他股東會(huì)對(duì)其產(chǎn)生制衡，從而對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生一定影響。

④企業(yè)性質(zhì)是一個(gè)虛擬變量，設(shè)國(guó)有企業(yè)為1，非國(guó)有企業(yè)設(shè)為0。對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，公司經(jīng)營(yíng)者大多都是創(chuàng)始人，所以公司業(yè)績(jī)都來(lái)源于管理者努力，因此相對(duì)于國(guó)有企業(yè)管理者積極性更高。

⑤營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率是用本年?duì)I業(yè)收入增加額除以上年?duì)I業(yè)收入總額。營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率是衡量企業(yè)未來(lái)發(fā)展情況及盈利情況的核心指標(biāo)，模型2用凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率來(lái)代表Growth。

⑥行業(yè)和年度均為啞變量。

模型構(gòu)建：既往研究多采用回歸分析方法構(gòu)建回歸模型，在前期研究總結(jié)基礎(chǔ)上，本文選擇凈資產(chǎn)收益率(ROE)來(lái)研究公司績(jī)效。此外還選擇了Size，Lever，OC，State，Growth，Industry和Year作為控制變量，據(jù)此構(gòu)建以下模型：

模型1：ROE=α+β1.IOP+∑controls+ε

模型2：ROE=α+β2.MSR+β3.TYPE+∑controls+ε

其中，模型1用于驗(yàn)證假設(shè)1，模型2驗(yàn)證假設(shè)2與假設(shè)三。α，β1，β2，β3均為常數(shù)，∑controls是對(duì)所有控制變量求和，ε為誤差項(xiàng)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 模型1

①描述性統(tǒng)計(jì)。描述性統(tǒng)計(jì)是對(duì)調(diào)查總體所有變量相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述。

表1 模型1描述性統(tǒng)計(jì)

表1是模型1各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，包括樣本量(N)，算數(shù)平均數(shù)(Mean)，標(biāo)準(zhǔn)差(sd)，最小值(min)及最大值(max)?？煽闯?，因變量ROE范圍在-0.700到0.313之間，說(shuō)明不同企業(yè)的績(jī)效存在顯著差異。因變量IOP的算數(shù)平均數(shù)為0.328，大約33%的上市公司實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)。Size的算數(shù)平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值和最大值分別為22.22，1.286，19.78和26.11，說(shuō)明企業(yè)之間規(guī)模相差較大。第一大股東持股比例方面，OC的最大值和最小值分別為74.86和8.480，標(biāo)準(zhǔn)差為14.66，選取的股東集中度離散程度較大。

②相關(guān)性檢驗(yàn)。相關(guān)性檢驗(yàn)是對(duì)變量之間是否相關(guān)及相關(guān)程度所進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，能初步說(shuō)明變量之間的關(guān)系。

由表2可知股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.090，說(shuō)明企業(yè)績(jī)效在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)后比實(shí)施前更好，假設(shè)1得到初步驗(yàn)證。股權(quán)集中度與公司績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.133，說(shuō)明第一大股東持股比例越高，公司績(jī)效越好。企業(yè)性質(zhì)與公司績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為-0.056，說(shuō)明非國(guó)有企業(yè)績(jī)效優(yōu)于國(guó)有企業(yè)。資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為-0.183，說(shuō)明過(guò)高的資產(chǎn)負(fù)債率會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響。營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率與企業(yè)績(jī)效之間的相關(guān)系數(shù)為0.036，說(shuō)明企業(yè)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率越高，企業(yè)績(jī)效越好。企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績(jī)效相關(guān)系數(shù)為0.081，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)績(jī)效越好。

表2 模型1相關(guān)性檢驗(yàn)

③回歸分析。為進(jìn)一步驗(yàn)證本文提出的假設(shè)，運(yùn)用回歸模型，將各變量之間的關(guān)系進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

根據(jù)表3回歸結(jié)果顯示，股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.016，p<0.01，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)有利于提升企業(yè)績(jī)效，假設(shè)1得到進(jìn)一步驗(yàn)證。股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.001，當(dāng)股權(quán)集中度非常低時(shí)，股東力量分散，所以企業(yè)運(yùn)營(yíng)是由經(jīng)理人掌控，對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響。企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為-0.015，表明國(guó)有企業(yè)績(jī)效顯著低于非國(guó)有企業(yè)。資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為-0.189，p<0.01，說(shuō)明企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越大，對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生抑制作用。營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.007，證明高營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率對(duì)企業(yè)績(jī)效有顯著促進(jìn)作用。企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.024，表明企業(yè)隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，企業(yè)績(jī)效也會(huì)隨之提升。為使結(jié)論更可靠，用ROA替代ROE對(duì)研究進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)與回歸分析得出的結(jié)論相同，說(shuō)明研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表3 模型1回歸分析

3.2 模型2

①描述性統(tǒng)計(jì)。表4是模型2各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表中可看出，因變量ROE的范圍在-0.196到0.301之間，表明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)的績(jī)效存在顯著差異。第一大股東持股比例方面，OC的最大值和最小值分別為70.16和7.440，標(biāo)準(zhǔn)差為14，表明樣本數(shù)據(jù)中的各上市公司股權(quán)集中度離散程度較大。Lever的最大值和最小值分別為0.834和0.068 0，最大值和最小值之間差別較大。

表4 模型2描述性統(tǒng)計(jì)

②相關(guān)性檢驗(yàn)。表5是對(duì)模型2各變量之間相關(guān)性進(jìn)行分析得到的結(jié)果。由表5可知高管持股比例與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.063，初步說(shuō)明高管持股比例越高，企業(yè)績(jī)效越好，假設(shè)2得到初步驗(yàn)證。股權(quán)激勵(lì)模式與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為 -0.031 0，初步說(shuō)明實(shí)施限制性股票政策的企業(yè)績(jī)效優(yōu)于實(shí)施股票期權(quán)的企業(yè)，假設(shè)三得到初步驗(yàn)證。股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.166，初步說(shuō)明第一大股東持股比例越高，對(duì)企業(yè)績(jī)效有促進(jìn)作用。凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.118，初步說(shuō)明凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率越高，企業(yè)績(jī)效越好。企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.093，初步說(shuō)明企業(yè)規(guī)模越大，對(duì)企業(yè)績(jī)效有促進(jìn)作用。

表5 模型2相關(guān)性檢驗(yàn)

③回歸分析。表6是對(duì)模型2各變量進(jìn)行回歸分析得到的結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，高管持股比例與企業(yè)績(jī)效回歸系數(shù)為0.031，p<0.01，說(shuō)明高管持股比例越高，越有利于提升企業(yè)績(jī)效，假設(shè)2得到進(jìn)一步驗(yàn)證。高管股權(quán)激勵(lì)模式與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為-0.009，說(shuō)明限制性股票相比于股票期權(quán)能更大程度地提升企業(yè)績(jī)效，假設(shè)三得到進(jìn)一步驗(yàn)證。股權(quán)集中度與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.001，當(dāng)大股東持股比例較高時(shí)，他們會(huì)積極參與企業(yè)運(yùn)營(yíng)，從而對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極影響。企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為-0.004，表明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司中，非國(guó)有企業(yè)績(jī)效比國(guó)有企業(yè)績(jī)效好。資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為-0.026，說(shuō)明較高資產(chǎn)負(fù)債率會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響。凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率與企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.003，表明隨著企業(yè)凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率提高，企業(yè)績(jī)效也會(huì)隨之提升。企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.009，p<0.01，表明企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大對(duì)企業(yè)績(jī)效有顯著促進(jìn)作用。另外用ROA替代ROE進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論與回歸分析得出的相同，說(shuō)明研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 模型2回歸分析

4 結(jié)論與建議

本文選取2014—2018年A股上市公司為研究樣本，首先研究股權(quán)激勵(lì)能否提升公司績(jī)效，進(jìn)而研究高管股權(quán)激勵(lì)模式、持股比例與公司績(jī)效之間的關(guān)系。實(shí)證研究表明：①上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能顯著提升公司績(jī)效。根據(jù)表2可以看出，股權(quán)激勵(lì)與公司績(jī)效之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，表3的回歸分析也使得假設(shè)1得到進(jìn)一步驗(yàn)證；②較高的高管持股比例對(duì)公司績(jī)效提升有促進(jìn)作用。根據(jù)表5可以看出：高管持股比例與企業(yè)績(jī)效之間的相關(guān)系數(shù)為0.063，且在5%的水平上呈顯著正相關(guān)，表6的回歸分析也得到了相同的結(jié)論。③相比于股票期權(quán)，限制性股票能更大程度地提升公司績(jī)效。根據(jù)表5和表6可以看出，高管股權(quán)激勵(lì)模式與企業(yè)績(jī)效之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，股票期權(quán)并不具有懲罰性，如果股價(jià)下跌或者高管未能完成股票期權(quán)計(jì)劃所設(shè)定的業(yè)績(jī)指標(biāo)，高管可以選擇不行權(quán)，這并不會(huì)造成他們直接的資金損失，而限制性股票則會(huì)在股價(jià)下跌時(shí)產(chǎn)生損失，因此限制性股票的風(fēng)險(xiǎn)更大，但是對(duì)高管的激勵(lì)效果也更好。據(jù)此提出以下政策建議：

首先，上市公司應(yīng)根據(jù)相關(guān)規(guī)定制定股權(quán)激勵(lì)方案。目前上市公司高管持股比例普遍較低，因此可在條件允許前提下適當(dāng)提高高管持股比例，但比例不宜過(guò)高[4]。上市公司需結(jié)合企業(yè)自身所處的行業(yè)及目前發(fā)展階段選擇合適的股權(quán)激勵(lì)模式。

其次，政府部門應(yīng)加大對(duì)企業(yè)股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的核查力度，以確保計(jì)劃能有效實(shí)施；及時(shí)推出完善的相關(guān)配套政策，使上市公司在開(kāi)展股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃時(shí)做到規(guī)范，優(yōu)化上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的環(huán)境[5]。另外還需進(jìn)一步強(qiáng)化對(duì)企業(yè)信息披露審查，防止企業(yè)披露虛假信息，嚴(yán)厲打擊非法操縱市場(chǎng)行為[6]。

另外監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步放寬對(duì)股權(quán)激勵(lì)限制，例如調(diào)整股權(quán)激勵(lì)機(jī)制中限售股的解禁期與解禁數(shù)量，協(xié)調(diào)長(zhǎng)短期激勵(lì)，防止高管出現(xiàn)短視行為[7]。制定出臺(tái)針對(duì)性指導(dǎo)文件鼓勵(lì)上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃。