宣瑩

摘要：股權(quán)激勵是否能如預(yù)期提升公司績效，一直是備受關(guān)注的課題。本文選取2008年至2012年的滬深A(yù)股的584家上市公司的年度指標為研究樣本，分別將公司價值、公司規(guī)模、公司成長性與高層股權(quán)激勵進行實證分析，客觀評價股權(quán)激勵對上市公司的影響效果，為指導(dǎo)公司完善內(nèi)部激勵機制提供了依據(jù)。

關(guān)鍵詞：高層股權(quán)激勵；公司價值；公司規(guī)模；公司成長性；面板數(shù)據(jù)

一、引言

股權(quán)激勵，是指企業(yè)經(jīng)營者通過持有企業(yè)的股權(quán)來分享企業(yè)剩余索取權(quán)的一種激勵制度。這種制度把經(jīng)營者的報酬和企業(yè)業(yè)績緊密相連，激勵經(jīng)營者向著股東財富最大化的目標努力，理論上能達到所有者和經(jīng)營者共享收益、共同發(fā)展的雙贏目的，也使企業(yè)得到更高效的運作和更長遠的發(fā)展。自從2006年《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》正式實施，我國上市公司啟動股權(quán)激勵已有8年，該制度在實踐中是否真正能發(fā)揮激勵效果、提高公司業(yè)績？本文運用面板數(shù)據(jù)的實證研究方法對該問題進行討論和分析。

二、文獻綜述

股權(quán)激勵理論一直備受國內(nèi)外學(xué)者和企業(yè)家的關(guān)注，各位學(xué)者從不同角度對其進行了相關(guān)的實證研究，但尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。早期影響較大的是詹森和墨菲（Jensen& Murphy，1990），他們用實證的方法檢驗了CEO報酬（包括工資、獎金、期權(quán)、股票增值和解聘造成的損失）與公司績效之間的關(guān)系，他們對1974年—1986年期間大型公眾持股公司的實證研究發(fā)現(xiàn)，從總體來看，經(jīng)營者報酬與企業(yè)業(yè)績之間是相對獨立的，股權(quán)激勵不能達到足夠的激勵效果，因為大多數(shù)高級經(jīng)營者只持有較少的企業(yè)股票，而經(jīng)營者股權(quán)報酬和企業(yè)業(yè)績之間的低相關(guān)性主要是受其他利益相關(guān)者的影響。布萊恩和利布曼（Brian & Liebman，2000）得出的結(jié)論卻與之相反，他們對美國20世紀80年代及90年代初經(jīng)營者的報酬形式與大型公司股價之間的相互關(guān)系進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵和股東利益密切相關(guān)，大大超過了傳統(tǒng)的工資、獎金等薪酬方式與股東權(quán)益之間的相關(guān)性。Hamid和 Mehram（1995），Giorgio和Annan（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)業(yè)績和經(jīng)營者的持股比例呈正相關(guān)。

在國內(nèi)，相關(guān)的實證研究論文也層出不窮，劉國梁、王加勝（2000）的實證分析得出：公司業(yè)績與股權(quán)結(jié)構(gòu)分散性、經(jīng)營者持股、職工持股呈正相關(guān)，公司業(yè)績與國家股的大小、經(jīng)營者薪金等呈負相關(guān)。魏剛和楊乃鴿（2000）的實證分析得出：高級管理人員報酬水平、持股數(shù)量與公司規(guī)模呈正相關(guān)，與經(jīng)營業(yè)績不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。李增泉（2000）以上市公司1998年的年報為樣本，研究了經(jīng)理人員的持股情況和年度報酬分別與公司績效有何關(guān)系，結(jié)論為：較低的持股比例不會對經(jīng)理人員產(chǎn)生激勵作用，但是當達到一定水平后，持股比例的高低對企業(yè)績效具有顯著性影響，當前我國部分公司的經(jīng)理人員持股比例都較低，不能發(fā)揮理想的效果。諶新民和劉善敏（2003）針對年薪和持股比例進行研究，發(fā)現(xiàn)兼職經(jīng)營者的年薪、持股比例與企業(yè)績效均不具有顯著相關(guān)性，而實行年薪制的經(jīng)營者呈顯著性弱相關(guān)性。于衛(wèi)國（2011）研究發(fā)現(xiàn)：股權(quán)激勵行為與激勵水平是兩個不同的問題，分別受到不同因素的影響，股權(quán)激勵行為與高管年度薪酬和公司規(guī)模顯著正相關(guān)，與股權(quán)集中度、股權(quán)制衡和經(jīng)營風(fēng)險顯著負相關(guān)，與其他因素不相關(guān)；股權(quán)激勵水平與經(jīng)營風(fēng)險和公司成長性顯著正相關(guān)，與股權(quán)集中度和公司規(guī)模顯著負相關(guān)，與其他因素不相關(guān)。在學(xué)習(xí)和參考了以上文獻之后，我采用了最近幾年更新的數(shù)據(jù)，而且選取更大的數(shù)據(jù)樣本，運用較先進的面板數(shù)據(jù)的實證分析法，對股權(quán)激勵效應(yīng)做了進一步的探究，得出的結(jié)論與上述前輩有所不同，希望能夠為該學(xué)科領(lǐng)域的研究提供新的視角。

三、樣本選取

本文選取2008年至2012年的滬深A(yù)股的上市公司的年度指標為研究樣本，數(shù)據(jù)樣本為面板數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫）。篩選剔除了存在異常值以及有數(shù)據(jù)缺失的公司數(shù)據(jù)，最終選擇584家公司數(shù)據(jù)作為分析樣本。

四、研究設(shè)計

（一）、公司價值與高層股權(quán)激勵實證分析

1.變量選擇

根據(jù)現(xiàn)代股權(quán)激勵理論，加強資本市場上企業(yè)主體內(nèi)部的激勵機制，可以改善企業(yè)內(nèi)部運行狀況，提高公司價值。因此，本次實證選擇如下變量：

被解釋變量用托賓Q值表示，以表示公司價值；解釋變量選擇高級管理層持股比例作為股權(quán)激勵的變量指標；考慮到公司價值除了受到股權(quán)激勵影響之外，還受到公司資產(chǎn)規(guī)模，公司治理結(jié)構(gòu)以及成長性等指標的影響，因此引入控制變量分別為資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、成長性、無形資產(chǎn)占比。變量的量化具體如表1所示。

2.描述性統(tǒng)計

從描述性統(tǒng)計表來看，托賓Q值的均值為21059，最大值為9637092，最小值為-7669285。高級管理層持股數(shù)占比的均值為00469，最大值為0747664，最小為0，這是由于有些企業(yè)在剛開始的兩年，未讓高級管理層持股。公司規(guī)模的均值為21655，最大值為2666028，最小值為1611671。債務(wù)資產(chǎn)率均值為05877，最大值為9695931，最小值為000708。成長性均值為-0006，最大值為2305376，最小值為-6139405。無形資產(chǎn)占比均值為00522，最大值為079336，最小值為0。

3.模型建立

面板數(shù)據(jù)建立計量經(jīng)濟模型時，對于一些忽略的解釋變量可以不需要其實際觀察值，而通過控制該變量對被解釋變量影響的方法獲得模型參數(shù)的無偏估計，因此本文選擇建立面板數(shù)據(jù)模型。

面板數(shù)據(jù)固定系數(shù)分析常用的模型有混合回歸模型，固定效應(yīng)模型，隨機效應(yīng)模型。而固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型又分為個體效應(yīng)以及時點效應(yīng)兩類。由于本次面板數(shù)據(jù)分析，選用的是584家不同上市公司的數(shù)據(jù)進行考察，重點考察的是基于不同公司的數(shù)據(jù)得出高級管理層持股比例對公司價值的影響關(guān)系，所以本次分析更傾向于選擇個體效應(yīng)，但是采用混合回歸模型，固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，還需要對實證的模型進行選擇，之后才能得出正確的結(jié)論。因此建立如下模型：

表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從表3，表4，表5看出，混合回歸的回歸結(jié)果中，R2較小，說明該模型的解釋變量解釋程度較低；個體隨機效應(yīng)回歸結(jié)果中，R2仍然很低，該模型的解釋變量解釋程度仍然很低，且高級管理層持股比例的t檢驗顯著性概率大于005，說明在5%水平接受原假設(shè)，檢驗不顯著；而個體固定效應(yīng)回歸結(jié)果中，R2較高，解釋變量的解釋程度較好，且解釋變量的t檢驗顯著性概率均小于005，檢驗均顯著。下面將對模型進行篩選。

首先對比混合回歸模型與個體固定效應(yīng)回歸模型，構(gòu)建F統(tǒng)計量：

原假設(shè)H0：λ1=λ2=λ3=……=λN-1=0

其中RRSS為混合回歸的殘差平方和，URSS為個體固定效應(yīng)回歸的殘差平方和，通過上述回歸，求得F=6107828，查表得F（583，1162）的5%水平臨界值約為111，F(xiàn)統(tǒng)計量大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，接受個體固定效應(yīng)回歸模型。

其次對個體固定效應(yīng)以及個體隨機效應(yīng)的模型進行選擇，采用Eviews60進行Hausman檢驗，得到如下檢驗結(jié)果：

Hausman檢驗的零假設(shè)H0：接受模型為個體隨機效應(yīng)模型。

從檢驗結(jié)果中看出，卡方檢驗的顯著性概率為00000，在5%水平拒絕原假設(shè)，回歸模型應(yīng)該選擇個體固定效應(yīng)回歸模型。

5.分析結(jié)論

從個體固定效應(yīng)回歸模型的結(jié)果來看，高級管理層持股比例的回歸系數(shù)為1.791，說明高級管理層持股比例與托賓Q值之間存在正相關(guān)，即實施高層股權(quán)激勵政策，能明顯提高公司價值。

（二）、公司規(guī)模與高層股權(quán)激勵實證分析

同樣根據(jù)上述變量建立面板數(shù)據(jù)模型，考察公司規(guī)模與高層股權(quán)激勵的關(guān)系，由于同樣公司規(guī)模還要受到公司價值，成長性，公司負債率等指標的影響，考慮將其列為控制變量，以減小未考慮到的解釋因素，并根據(jù)上述面板數(shù)據(jù)模型篩選方法，根據(jù)F檢驗與Huasman檢驗，最終確定選擇個體固定效應(yīng)：

同樣表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從回歸結(jié)果來看，高級管理層持股比例的系數(shù)為091486，t檢驗顯著性概率小于005，說明在5%水平能夠拒絕原假設(shè)，檢驗顯著。說明高層管理層持股比例與公司規(guī)模之間存在正相關(guān)，每增加1單位高層持股比例，增加091486單位公司規(guī)模。

（三）、公司成長性與高層股權(quán)激勵實證分析

考察公司成長性與高層股權(quán)激勵的關(guān)系，同樣考慮將公司價值，公司規(guī)模，負債率等作為控制變量加入進去建立面板數(shù)據(jù)模型，根據(jù)上述篩選方法，最終確立面板數(shù)據(jù)模型為個體固定效應(yīng)：

采用eivews6.0軟件對模型進行回歸，得到回歸結(jié)果如下：

同樣，表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從回歸結(jié)果來看，高級管理層持股比例的系數(shù)為004074，但t檢驗顯著性概率為08975，大于005，說明在5%水平接受原假設(shè)，檢驗不顯著。說明高層管理層持股比例與公司成長性之間相關(guān)性不明顯。

五、結(jié)論和建議

本文的實證分析可得出如下結(jié)論：高級管理層持股比例與托賓Q值和公司規(guī)模之間都存在正相關(guān)，但與公司成長性之間相關(guān)性不明顯。即實施股權(quán)激勵政策對公司績效的確具有一定影響效果，它能明顯提高公司的價值和規(guī)模，但是不一定能提高公司成長性。因此，我國上市公司應(yīng)加快完善股權(quán)激勵制度，對此有以下三個方面的建議：

第一，加快推進資本市場改革，提高資本市場有效性，使股價正確反映公司價值。資本市場的改革，特別是股票市場的完善，直接影響到經(jīng)營績效的評價，股權(quán)激勵制度的實施需要一個良好的外部環(huán)境，證券監(jiān)管部門要加強市場監(jiān)督，同時要倡導(dǎo)理性投資理念，使資本市場能夠穩(wěn)定、高效地發(fā)展，使公司股價能夠真實反映經(jīng)營者的經(jīng)營成果。

第二，健全和完善相關(guān)的法律制度及監(jiān)管體系。股權(quán)激勵制度的推行需要《證券法》、《公司法》、《稅法》等一系列法律共同構(gòu)成—個的完備法律體系。在放寬市場進入管制的同時，還要加大對內(nèi)幕交易和其他資本市場違法行為的打擊力度。

第三、企業(yè)要結(jié)合自身特點及行業(yè)特點來制定合適的股權(quán)激勵方案。處于不同發(fā)展階段的企業(yè)有不同的戰(zhàn)略目標，處于創(chuàng)業(yè)期的企業(yè)，擴大市場份額是頭等大事，處于成熟期的企業(yè)，獲得穩(wěn)定的市場份額和持續(xù)的現(xiàn)金流更為重要。無論處于哪個階段，股權(quán)激勵應(yīng)成為企業(yè)培養(yǎng)人才、儲備人才的重要保障與支撐，股權(quán)激勵制度的制定與實施應(yīng)以戰(zhàn)略為導(dǎo)向，并根據(jù)企業(yè)關(guān)鍵內(nèi)生性因素的不同，有針對性的選擇激勵對象，從而激發(fā)關(guān)鍵員工的責(zé)任心和工作積極性，形成員工和企業(yè)之間長期的利益共同體。（作者單位：四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院）

參考文獻

[1]丁越蘭，高鑫.A股上市公司股權(quán)激勵效果的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2012，（6）：164-166.

[2]齊曉寧，武妍昳.上市公司股權(quán)激勵與公司績效的實證研究[J].當代經(jīng)濟，2012，（7）：110-112.

[3]于衛(wèi)國.內(nèi)部治理、外部環(huán)境與股權(quán)激勵關(guān)系的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2011，（2）：151-153.

[4]曹鳳岐.上市公司高管人員股權(quán)激勵研究——十論社會主義條件下的股份制度[J].北京大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2005，42（6）：139-150.

表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從表3，表4，表5看出，混合回歸的回歸結(jié)果中，R2較小，說明該模型的解釋變量解釋程度較低；個體隨機效應(yīng)回歸結(jié)果中，R2仍然很低，該模型的解釋變量解釋程度仍然很低，且高級管理層持股比例的t檢驗顯著性概率大于005，說明在5%水平接受原假設(shè)，檢驗不顯著；而個體固定效應(yīng)回歸結(jié)果中，R2較高，解釋變量的解釋程度較好，且解釋變量的t檢驗顯著性概率均小于005，檢驗均顯著。下面將對模型進行篩選。

首先對比混合回歸模型與個體固定效應(yīng)回歸模型，構(gòu)建F統(tǒng)計量：

原假設(shè)H0：λ1=λ2=λ3=……=λN-1=0

其中RRSS為混合回歸的殘差平方和，URSS為個體固定效應(yīng)回歸的殘差平方和，通過上述回歸，求得F=6107828，查表得F（583，1162）的5%水平臨界值約為111，F(xiàn)統(tǒng)計量大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，接受個體固定效應(yīng)回歸模型。

其次對個體固定效應(yīng)以及個體隨機效應(yīng)的模型進行選擇，采用Eviews60進行Hausman檢驗，得到如下檢驗結(jié)果：

Hausman檢驗的零假設(shè)H0：接受模型為個體隨機效應(yīng)模型。

從檢驗結(jié)果中看出，卡方檢驗的顯著性概率為00000，在5%水平拒絕原假設(shè)，回歸模型應(yīng)該選擇個體固定效應(yīng)回歸模型。

5.分析結(jié)論

從個體固定效應(yīng)回歸模型的結(jié)果來看，高級管理層持股比例的回歸系數(shù)為1.791，說明高級管理層持股比例與托賓Q值之間存在正相關(guān)，即實施高層股權(quán)激勵政策，能明顯提高公司價值。

（二）、公司規(guī)模與高層股權(quán)激勵實證分析

同樣根據(jù)上述變量建立面板數(shù)據(jù)模型，考察公司規(guī)模與高層股權(quán)激勵的關(guān)系，由于同樣公司規(guī)模還要受到公司價值，成長性，公司負債率等指標的影響，考慮將其列為控制變量，以減小未考慮到的解釋因素，并根據(jù)上述面板數(shù)據(jù)模型篩選方法，根據(jù)F檢驗與Huasman檢驗，最終確定選擇個體固定效應(yīng)：

同樣表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從回歸結(jié)果來看，高級管理層持股比例的系數(shù)為091486，t檢驗顯著性概率小于005，說明在5%水平能夠拒絕原假設(shè)，檢驗顯著。說明高層管理層持股比例與公司規(guī)模之間存在正相關(guān)，每增加1單位高層持股比例，增加091486單位公司規(guī)模。

（三）、公司成長性與高層股權(quán)激勵實證分析

考察公司成長性與高層股權(quán)激勵的關(guān)系，同樣考慮將公司價值，公司規(guī)模，負債率等作為控制變量加入進去建立面板數(shù)據(jù)模型，根據(jù)上述篩選方法，最終確立面板數(shù)據(jù)模型為個體固定效應(yīng)：

采用eivews6.0軟件對模型進行回歸，得到回歸結(jié)果如下：

同樣，表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從回歸結(jié)果來看，高級管理層持股比例的系數(shù)為004074，但t檢驗顯著性概率為08975，大于005，說明在5%水平接受原假設(shè)，檢驗不顯著。說明高層管理層持股比例與公司成長性之間相關(guān)性不明顯。

五、結(jié)論和建議

本文的實證分析可得出如下結(jié)論：高級管理層持股比例與托賓Q值和公司規(guī)模之間都存在正相關(guān)，但與公司成長性之間相關(guān)性不明顯。即實施股權(quán)激勵政策對公司績效的確具有一定影響效果，它能明顯提高公司的價值和規(guī)模，但是不一定能提高公司成長性。因此，我國上市公司應(yīng)加快完善股權(quán)激勵制度，對此有以下三個方面的建議：

第一，加快推進資本市場改革，提高資本市場有效性，使股價正確反映公司價值。資本市場的改革，特別是股票市場的完善，直接影響到經(jīng)營績效的評價，股權(quán)激勵制度的實施需要一個良好的外部環(huán)境，證券監(jiān)管部門要加強市場監(jiān)督，同時要倡導(dǎo)理性投資理念，使資本市場能夠穩(wěn)定、高效地發(fā)展，使公司股價能夠真實反映經(jīng)營者的經(jīng)營成果。

第二，健全和完善相關(guān)的法律制度及監(jiān)管體系。股權(quán)激勵制度的推行需要《證券法》、《公司法》、《稅法》等一系列法律共同構(gòu)成—個的完備法律體系。在放寬市場進入管制的同時，還要加大對內(nèi)幕交易和其他資本市場違法行為的打擊力度。

第三、企業(yè)要結(jié)合自身特點及行業(yè)特點來制定合適的股權(quán)激勵方案。處于不同發(fā)展階段的企業(yè)有不同的戰(zhàn)略目標，處于創(chuàng)業(yè)期的企業(yè)，擴大市場份額是頭等大事，處于成熟期的企業(yè)，獲得穩(wěn)定的市場份額和持續(xù)的現(xiàn)金流更為重要。無論處于哪個階段，股權(quán)激勵應(yīng)成為企業(yè)培養(yǎng)人才、儲備人才的重要保障與支撐，股權(quán)激勵制度的制定與實施應(yīng)以戰(zhàn)略為導(dǎo)向，并根據(jù)企業(yè)關(guān)鍵內(nèi)生性因素的不同，有針對性的選擇激勵對象，從而激發(fā)關(guān)鍵員工的責(zé)任心和工作積極性，形成員工和企業(yè)之間長期的利益共同體。（作者單位：四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院）

參考文獻

[1]丁越蘭，高鑫.A股上市公司股權(quán)激勵效果的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2012，（6）：164-166.

[2]齊曉寧，武妍昳.上市公司股權(quán)激勵與公司績效的實證研究[J].當代經(jīng)濟，2012，（7）：110-112.

[3]于衛(wèi)國.內(nèi)部治理、外部環(huán)境與股權(quán)激勵關(guān)系的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2011，（2）：151-153.

[4]曹鳳岐.上市公司高管人員股權(quán)激勵研究——十論社會主義條件下的股份制度[J].北京大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2005，42（6）：139-150.

表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從表3，表4，表5看出，混合回歸的回歸結(jié)果中，R2較小，說明該模型的解釋變量解釋程度較低；個體隨機效應(yīng)回歸結(jié)果中，R2仍然很低，該模型的解釋變量解釋程度仍然很低，且高級管理層持股比例的t檢驗顯著性概率大于005，說明在5%水平接受原假設(shè)，檢驗不顯著；而個體固定效應(yīng)回歸結(jié)果中，R2較高，解釋變量的解釋程度較好，且解釋變量的t檢驗顯著性概率均小于005，檢驗均顯著。下面將對模型進行篩選。

首先對比混合回歸模型與個體固定效應(yīng)回歸模型，構(gòu)建F統(tǒng)計量：

原假設(shè)H0：λ1=λ2=λ3=……=λN-1=0

其中RRSS為混合回歸的殘差平方和，URSS為個體固定效應(yīng)回歸的殘差平方和，通過上述回歸，求得F=6107828，查表得F（583，1162）的5%水平臨界值約為111，F(xiàn)統(tǒng)計量大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，接受個體固定效應(yīng)回歸模型。

其次對個體固定效應(yīng)以及個體隨機效應(yīng)的模型進行選擇，采用Eviews60進行Hausman檢驗，得到如下檢驗結(jié)果：

Hausman檢驗的零假設(shè)H0：接受模型為個體隨機效應(yīng)模型。

從檢驗結(jié)果中看出，卡方檢驗的顯著性概率為00000，在5%水平拒絕原假設(shè)，回歸模型應(yīng)該選擇個體固定效應(yīng)回歸模型。

5.分析結(jié)論

從個體固定效應(yīng)回歸模型的結(jié)果來看，高級管理層持股比例的回歸系數(shù)為1.791，說明高級管理層持股比例與托賓Q值之間存在正相關(guān)，即實施高層股權(quán)激勵政策，能明顯提高公司價值。

（二）、公司規(guī)模與高層股權(quán)激勵實證分析

同樣根據(jù)上述變量建立面板數(shù)據(jù)模型，考察公司規(guī)模與高層股權(quán)激勵的關(guān)系，由于同樣公司規(guī)模還要受到公司價值，成長性，公司負債率等指標的影響，考慮將其列為控制變量，以減小未考慮到的解釋因素，并根據(jù)上述面板數(shù)據(jù)模型篩選方法，根據(jù)F檢驗與Huasman檢驗，最終確定選擇個體固定效應(yīng)：

同樣表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從回歸結(jié)果來看，高級管理層持股比例的系數(shù)為091486，t檢驗顯著性概率小于005，說明在5%水平能夠拒絕原假設(shè)，檢驗顯著。說明高層管理層持股比例與公司規(guī)模之間存在正相關(guān)，每增加1單位高層持股比例，增加091486單位公司規(guī)模。

（三）、公司成長性與高層股權(quán)激勵實證分析

考察公司成長性與高層股權(quán)激勵的關(guān)系，同樣考慮將公司價值，公司規(guī)模，負債率等作為控制變量加入進去建立面板數(shù)據(jù)模型，根據(jù)上述篩選方法，最終確立面板數(shù)據(jù)模型為個體固定效應(yīng)：

采用eivews6.0軟件對模型進行回歸，得到回歸結(jié)果如下：

同樣，表中的C表示共同截距項，其中個體截距項由于太多未列入表內(nèi)。從回歸結(jié)果來看，高級管理層持股比例的系數(shù)為004074，但t檢驗顯著性概率為08975，大于005，說明在5%水平接受原假設(shè)，檢驗不顯著。說明高層管理層持股比例與公司成長性之間相關(guān)性不明顯。

五、結(jié)論和建議

本文的實證分析可得出如下結(jié)論：高級管理層持股比例與托賓Q值和公司規(guī)模之間都存在正相關(guān)，但與公司成長性之間相關(guān)性不明顯。即實施股權(quán)激勵政策對公司績效的確具有一定影響效果，它能明顯提高公司的價值和規(guī)模，但是不一定能提高公司成長性。因此，我國上市公司應(yīng)加快完善股權(quán)激勵制度，對此有以下三個方面的建議：

第一，加快推進資本市場改革，提高資本市場有效性，使股價正確反映公司價值。資本市場的改革，特別是股票市場的完善，直接影響到經(jīng)營績效的評價，股權(quán)激勵制度的實施需要一個良好的外部環(huán)境，證券監(jiān)管部門要加強市場監(jiān)督，同時要倡導(dǎo)理性投資理念，使資本市場能夠穩(wěn)定、高效地發(fā)展，使公司股價能夠真實反映經(jīng)營者的經(jīng)營成果。

第二，健全和完善相關(guān)的法律制度及監(jiān)管體系。股權(quán)激勵制度的推行需要《證券法》、《公司法》、《稅法》等一系列法律共同構(gòu)成—個的完備法律體系。在放寬市場進入管制的同時，還要加大對內(nèi)幕交易和其他資本市場違法行為的打擊力度。

第三、企業(yè)要結(jié)合自身特點及行業(yè)特點來制定合適的股權(quán)激勵方案。處于不同發(fā)展階段的企業(yè)有不同的戰(zhàn)略目標，處于創(chuàng)業(yè)期的企業(yè)，擴大市場份額是頭等大事，處于成熟期的企業(yè)，獲得穩(wěn)定的市場份額和持續(xù)的現(xiàn)金流更為重要。無論處于哪個階段，股權(quán)激勵應(yīng)成為企業(yè)培養(yǎng)人才、儲備人才的重要保障與支撐，股權(quán)激勵制度的制定與實施應(yīng)以戰(zhàn)略為導(dǎo)向，并根據(jù)企業(yè)關(guān)鍵內(nèi)生性因素的不同，有針對性的選擇激勵對象，從而激發(fā)關(guān)鍵員工的責(zé)任心和工作積極性，形成員工和企業(yè)之間長期的利益共同體。（作者單位：四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院）

參考文獻

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