張晨宇，韓永春，魏 冰

（1北京理工大學，北京 100081；2中國人民銀行西寧中心支行，西寧 810001；3北京工商大學，北京 100037）

0 引言

公司治理通過控制權(quán)配置與激勵安排這兩個重要工具，實現(xiàn)公司績效的增長。激勵安排的最高形式通常認為是股權(quán)激勵。而高管的管理權(quán)力，無疑又是控制權(quán)配置與股權(quán)激勵安排中十分重要的因素?？刂茩?quán)配置與股權(quán)激勵安排，又分別會作用于高管的行為。比如，并購是公司最為重要的一項資源配置戰(zhàn)略，實施這項戰(zhàn)略計劃的決策權(quán)一般掌控在公司高管手中，管理權(quán)力影響并購實施的目的，而并購的有效性和公司績效緊密相關(guān)，卻可能呈現(xiàn)出不同的結(jié)果。大量的實證文獻，將高管行為當作一個黑箱，然而撇開高管行為，直接去解釋高管權(quán)力、股權(quán)激勵和公司績效之間原本復雜的因果關(guān)系卻并不恰當。本文希望能夠借助結(jié)構(gòu)方程模型，并選擇并購這一重要的高管行為，提供高管權(quán)力、股權(quán)激勵和公司績效之間相互影響的路徑和經(jīng)驗證據(jù)，以豐富相關(guān)理論研究和實踐。

1 理論分析與研究假設(shè)

公司績效被認為是公司治理機制作用下最終的綜合性結(jié)果。從20世紀90年代起，圍繞公司治理與公司績效的關(guān)系，出現(xiàn)了大量的實證文獻。其基本結(jié)論是，在較好的公司治理下，公司將取得較好的績效?？刂茩?quán)配置與激勵安排，則是公司治理中的兩個重要工具。因此，大量的實證文獻也基本上是按照控制權(quán)配置與激勵安排這兩條路徑，展開其對公司績效影響的研究。

第一，股權(quán)激勵與公司績效。在最優(yōu)合約理論框架下，比較一致的研究假設(shè)是，股權(quán)激勵和公司績效應該具有正向關(guān)系。股權(quán)激勵能使高管與股東的目標函數(shù)一致性提高，從而降低代理成本，以股權(quán)激勵為基礎(chǔ)的激勵合約在一定程度上使股東和高管雙方的利益均衡點不斷向最優(yōu)點逼近，最終激勵高管努力工作、提高公司績效。

第二，管理權(quán)力、股權(quán)集中度與股權(quán)激勵。股權(quán)相對分散的公司，通常高管的管理權(quán)力也越大。股權(quán)分散程度也常被用來測度管理權(quán)力的大小。如果股權(quán)集中度低，意味著管理權(quán)力較大，股東既想“搭便車”，又擔心由于無法實現(xiàn)對高管的真正監(jiān)督，而傾向于給予高管更多的股權(quán)激勵，其激勵邏輯是使管理層報酬與股東財富更緊密地連接在一起。相反，如果股權(quán)集中度高，也意味著高管管理權(quán)力較小，那么大股東或控股股東，可能對于高管有著更強和更有效的監(jiān)督，所以也就沒必要給高管太多股票或期權(quán)。

第三，管理權(quán)力、并購與公司績效。管理權(quán)力大的高管，往往還傾向于獲得在職消費等隱性的薪酬激勵。這樣，一方面，在職消費的擴張，增加了企業(yè)的費用，減少了股東的回報；另一方面，這種隱形薪酬往往會與股權(quán)激勵沖突，使得股權(quán)激勵難以起到理論上預期的激勵作用，最終可能并不會帶來公司績效的顯著提升。控制權(quán)配置的雙重作用表明，一方面，可以給高管更多的自主性，使其發(fā)揮其企業(yè)家精神和企業(yè)家才能，這就是控制權(quán)激勵；另一方面，也給了高管獲取非正當控制權(quán)私人收益創(chuàng)造了機會。高管的管理權(quán)力大小（比如是否能夠繼續(xù)任職或長期任職）以及業(yè)績考核辦法，又通常和企業(yè)經(jīng)營規(guī)模、經(jīng)營范圍和經(jīng)營復雜程度有關(guān)。

基于上述分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：管理權(quán)力較大的公司，高管股權(quán)激勵程度高。

假設(shè)2：股權(quán)激勵強度越高的公司，公司績效越好。

假設(shè)3.1：管理權(quán)力較大的公司，公司績效越差。

假設(shè)3.2：管理權(quán)力較大的公司，高管會更傾向于通過較大規(guī)模的并購，達到提高自己薪酬的機會主義目的，但公司績效并不顯著改善。

2 計量方法選擇

結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Model,SEM）是一種基于統(tǒng)計分析技術(shù)的研究方法，用以處理復雜的多變量數(shù)據(jù)分析。SEM能夠有效地整合了統(tǒng)計分析中“因素分析”和“路徑分析”兩大主流技術(shù)，可以同時考慮多個因變量，并且從整體上評價模型和樣本數(shù)據(jù)的匹配程度，通過對模型參數(shù)的分析確定模型中各個變量之間的相互關(guān)系。

因此，本文選用SEM來處理管理權(quán)力、股權(quán)激勵和公司績效之間存在的三角關(guān)系。

SEM包括三個矩陣方程式：

式（1）和（2）是測量方程式，式（3）是結(jié)構(gòu)方程式。其中，x為外生觀測變量向量；ξ為外生潛變量向量；Λx為外生觀測變量與外生潛變量之間的關(guān)系，是外生觀測變量在外生潛變量上的因子載荷矩陣；δ為外生變量的誤差項向量；y為內(nèi)生觀測變量向量，η為內(nèi)生潛變量向量，Λy為內(nèi)生觀測變量與內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系，是內(nèi)生觀測變量在內(nèi)生潛變量上的因子載荷矩陣；ε為內(nèi)生變量的誤差項向量；B和Γ都是路徑系數(shù)，B表示內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系，Γ表示外生潛變量對于內(nèi)生潛變量的影響；?為結(jié)構(gòu)方程的誤差項。

3 樣本與SEM模型變量

本文選擇的樣本期間為2005～2012年。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，剔除了金融類公司、數(shù)據(jù)缺失的公司以及部分數(shù)據(jù)不全的非平衡樣本等，最終得到256個公司樣本，共計1792個有效觀測樣本。

SEM模型變量定義如下：（1）對于管理權(quán)力，選擇股權(quán)集中度和董事長、總經(jīng)理的盤踞能力來測度。其中，借鑒Finkelstein的權(quán)力模型以及權(quán)小鋒等的方法，董事長、總經(jīng)理在位的盤踞能力，從組織權(quán)力（總經(jīng)理是否兼任董事長，是取1，否則取0；總經(jīng)理是否是公司內(nèi)部董事，是取1，否則取0）、專家權(quán)力（是否具有高級職稱，是取1，否則取0；任職時間是否超過行業(yè)中位數(shù)，是取1，否則取0）、聲譽權(quán)力（是否具有碩士及以上學歷，是取1，否則取0；是否在本公司外兼職，是取1，否則取0）三個方面測度。（2）對于股權(quán)激勵，選擇公司授予高管的期權(quán)占授予時總股份的百分比。（3）對于公司績效，選擇每股收益、凈資產(chǎn)收益率來測度（同時考慮通過行業(yè)均值調(diào)整來剔除行業(yè)因素對公司績效的影響）。

表1 SEM模型變量定義

測量方程式和結(jié)構(gòu)方程式的各變量在本文中代表的涵義為：

模型的估計采用結(jié)構(gòu)方程模型的專業(yè)軟件Amos7.0版，輸入原始數(shù)據(jù)，分析樣本相關(guān)矩陣，選擇最大似然法（ML）進行估計參數(shù)迭代。

4 實證結(jié)果討論

4.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果分析

表2描述了上市公司管理權(quán)力和股權(quán)激勵特征?？梢园l(fā)現(xiàn)：（1）我國上市公司股權(quán)集中度普遍比較高，均值達到41.05%。其中，并購規(guī)模較大組的第一大股東持股比例的均值達到39.09%；并購規(guī)模較小組的第一大股東持股比例顯著更高，均值達到47.01%。（2）我國上市公司高管的盤踞能力較高，均值達到0.58%。其中，并購規(guī)模較大組的盤踞能力的均值達到0.62，并購規(guī)模較小組的盤踞能力低于國有企業(yè)，均值達到0.55。（3）我國上市公司股權(quán)激勵程度普遍較低，期權(quán)占授予時總股份的比例均值達到1.34%，期權(quán)價值占高管薪酬的比例均值達到13%。其中，并購規(guī)模較大組，期權(quán)占授予時總股份的比例的均值達到9.2%；相比較而言，并購規(guī)模較小組高管激勵強度要大一些，期權(quán)占授予時總股份的比例均值達到23.1%。

表2 管理權(quán)力和股權(quán)激勵特征

4.2 SEM模型結(jié)果分析

圖1、圖2和表3分別給出了該模型在并購規(guī)模較大組和并購規(guī)模較小組下的擬合結(jié)果，表3表明SEM的總體擬合程度達到或超過了擬合程度的經(jīng)驗要求，說明擬合程度比較好。表4這表明，在兩個樣本下，各外生顯變量和內(nèi)生顯變量（包括Man_Ent，F(xiàn)irst，Ration1，Ration2，EPS和ROE）都在1%的置信水平上顯著，這說明各顯變量能夠很好的解釋對應的隱變量。

圖1 并購規(guī)模較大組的變量結(jié)構(gòu)與參數(shù)估計結(jié)果

圖2 并購規(guī)模較小組的變量結(jié)構(gòu)與參數(shù)估計結(jié)果

表3 SEM模型主要擬合指數(shù)

實證結(jié)果表明：

（1）并購規(guī)模較大組，管理權(quán)力對股權(quán)激勵的標準化路徑系數(shù)為0.57；并購規(guī)模較小組，管理權(quán)力對股權(quán)激勵的標準化路徑系數(shù)為0.35。說明管理權(quán)力與股權(quán)激勵正相關(guān)，符合假設(shè)1。證明了管理權(quán)力較大的高管會更多的介入股權(quán)激勵方案的設(shè)計過程，從而為自己取得一份有利的股權(quán)激勵合約。

（2）并購規(guī)模較大組，股權(quán)激勵對公司績效的標準化路徑系數(shù)為-1.29，說明股權(quán)激勵與公司績效負相關(guān)，與假設(shè)2相反；并購規(guī)模較小組，股權(quán)激勵對公司績效的標準化路徑系數(shù)為1.25，說明股權(quán)激勵與公司績效正相關(guān)，與假設(shè)2相符。證明了股權(quán)激勵可能出現(xiàn)負效應。但是，股權(quán)激勵為何會出現(xiàn)負效應，就需要進一步深入地探究其原因。

（3）并購規(guī)模較大組，管理權(quán)力對公司業(yè)績的標準化路徑系數(shù)為-0.88，與假設(shè)3.1不相符；并購規(guī)模較小組，管理權(quán)力對股權(quán)激勵的標準化路徑系數(shù)為0.92，與假設(shè)3.1相符。結(jié)合對假設(shè)2的驗證，說明隨著管理權(quán)力的降低（包括高管盤踞能力降低，以及股權(quán)集中度的提高）股權(quán)激勵作用被弱化了。我們認為，這可能是管理權(quán)力與大股東控制權(quán)存在沖突造成的。對高管而言，如果基于公司績效的股權(quán)激勵越強，其越可能關(guān)心公司的績效和決策的正確性，越可能與大股東的控制權(quán)產(chǎn)生沖突，并更可能將自己的私人利益凌駕于公司利益至上。但是，這一沖突的激烈程度，又取決于高管可能采取的行動。正如我們發(fā)現(xiàn)的，并購規(guī)模較大組，這種沖突更激烈，直接導致管理權(quán)力與公司業(yè)績負相關(guān)。同時也說明，管理權(quán)力較大的公司，高管會更傾向于通過較大規(guī)模的并購，達到提高自己薪酬的機會主義目的，但公司績效并不顯著改善；并購規(guī)模較小組，這種沖突就不那么激烈，管理權(quán)力與公司業(yè)績?nèi)匀槐３终嚓P(guān)，股權(quán)激勵的正效應仍然表現(xiàn)出來。上述結(jié)論也說明了，并購行為是否有效，還取決于控制權(quán)配置與激勵安排的綜合效應。

表4 管理權(quán)力、股權(quán)激勵和公司績效三者關(guān)系的SEM分析因子負荷結(jié)果

5 總結(jié)

控制權(quán)配置與激勵安排是公司治理中的兩個基本機制。最優(yōu)治理設(shè)計要求在控制權(quán)與激勵之間進行權(quán)衡。本文實證部分對中國上市公司數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，在管理權(quán)力較大的上市公司，股權(quán)激勵的效應不能夠很好地顯現(xiàn)出來。這說明，股權(quán)激勵盡管在國際上是一種被普遍采用的激勵方式，但是它能否起到預期的激勵作用還取決于公司的治理結(jié)構(gòu)。實證結(jié)果可以為國有企業(yè)公司治理結(jié)構(gòu)改革提供如下思路：即股權(quán)激勵要發(fā)揮有效的作用，要求公司股權(quán)比較分散，在股權(quán)過于集中的上市公司中尚且不宜立刻引入股權(quán)激勵；股權(quán)激勵要發(fā)揮正效應，取決于股權(quán)結(jié)構(gòu)的改革的同步，比如引入戰(zhàn)略投資者并在保持控股權(quán)的同時降低控股股東股權(quán)比例；取決于大股東目標市場化與管理層市場化改革的同步。

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