張玉+汪學(xué)兵+王露+樊曉路+陳展琴

【摘要】2006年1月1日證監(jiān)會(huì)公布了《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》，我國(guó)真正意義上的股權(quán)激勵(lì)才開始。然而發(fā)展中的股權(quán)激勵(lì)是否能夠解決委托代理論文與信息不對(duì)稱理論，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)這一問題持有不同的觀點(diǎn)。本文對(duì)影響高管自利行為的影響因素做了研究，發(fā)現(xiàn)公司治理中經(jīng)理人是否持股、經(jīng)理人在職年限、兩職合一與高管自利行為顯著負(fù)相關(guān)，而股權(quán)集中度、獨(dú)立董事比例與高管自利行為并無顯著關(guān)系，至于公司規(guī)模、公司成長(zhǎng)性、公司所屬行業(yè)、公司財(cái)務(wù)杠桿同吳育輝、吳世農(nóng)（2010）研究的結(jié)果一致，與高管自利行為并無顯著關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】股權(quán) 高管 自利

一、理論基礎(chǔ)

（一）委托代理理論

委托代理理論認(rèn)為：委托代理理論的兩個(gè)主要問題是逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)。逆向選擇是指在買賣雙方信息非對(duì)稱的情況下，差的商品總是將好的商品驅(qū)逐出市場(chǎng)；或者說擁有信息優(yōu)勢(shì)的一方，在交易中總是趨向于做出盡可能地有利于自己而不利于別人的選擇。道德風(fēng)險(xiǎn)是指在雙方信息非對(duì)稱的情況下，人們享有自己行為的收益，而將成本轉(zhuǎn)嫁給別人，從而造成他人損失的可能性。道德風(fēng)險(xiǎn)的存在不僅使得處于信息劣勢(shì)的一方受到損失，而且會(huì)破壞原有的市場(chǎng)均衡，導(dǎo)致資源配置的低效率。產(chǎn)生這兩種問題的原因是經(jīng)營(yíng)者的目標(biāo)函數(shù)與股東的目標(biāo)函數(shù)的不一致。

（二）信息不對(duì)稱理論

信息不對(duì)稱理論是指在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，各類人員對(duì)有關(guān)信息的了解是有差異的。掌握信息比較充分的人員，往往處于比較有利的地位，而信息貧乏的人員，則處于比較不利的地位。由于信息的不對(duì)稱，導(dǎo)致機(jī)會(huì)主義行為，擁有信息優(yōu)勢(shì)的一方的出發(fā)點(diǎn)就是為了追求利益的最大化，是利己主義者，而且為了追求自身利益的最大化而不惜損害信息匱乏的一方的利益。

（三）人力資本理論

人力資本理論認(rèn)為一切資源中，人力資源是最主要的資源，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中，物質(zhì)資本的作用小于人力資本的作用。因?yàn)橥ㄘ浥蛎浀脑?，物質(zhì)資本所創(chuàng)造的價(jià)值與與國(guó)民收入不成正比，比人力資源增長(zhǎng)速度快，能夠與國(guó)民收入形成正比。提高人口質(zhì)量是人力資本的核心，其中教育投資對(duì)于人力投資非常重要。人力資本理論認(rèn)為應(yīng)當(dāng)將人力資本的再生視同為一種投資，而不應(yīng)該視為一種消費(fèi)那么簡(jiǎn)單，這是因?yàn)槿肆Y本的投資所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益遠(yuǎn)大于物質(zhì)投資的經(jīng)濟(jì)效益。

二、股權(quán)激勵(lì)草案中高管自利行為影響因素

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文將驗(yàn)證公司治理與高管自利行為的關(guān)系，而公司治理方面為五個(gè)解釋變量，公司規(guī)模、公司成長(zhǎng)性、公司財(cái)務(wù)杠桿、公司所屬行業(yè)作為控制變量，剔除不完整的數(shù)據(jù)后，樣本數(shù)量為248。通過數(shù)據(jù)分析可以看出，發(fā)布股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃草案的上市公司的獨(dú)立董事比例平均為37%，《公司法》要求的上市公司要求的獨(dú)立董事比例為1/3，因此樣本公司獨(dú)立董事的比例超過了《公司法》對(duì)上市公司要求的比例；我國(guó)上市公司股權(quán)比較集中，股權(quán)集中度平均為51.43%，在樣本上市公司中最大的股權(quán)集中度為90.15%；總經(jīng)理從開始任職到發(fā)布股權(quán)激勵(lì)草案的任職時(shí)間平均為2.07年，其中任職時(shí)間最大的為8.12年，任職時(shí)間很長(zhǎng)；在描述統(tǒng)計(jì)中樣本公司中具有60%的比例總經(jīng)理持有公司股份；同樣可以看出平均51%的比例中公司總經(jīng)理兼任公司董事長(zhǎng)。

（二）變量之間的相關(guān)分析

為了驗(yàn)證因變量與自變量、自變量與自變量的關(guān)系，本文用各變量的pearson相關(guān)系數(shù)來驗(yàn)證各個(gè)變量之間的關(guān)系，如下表所示：

由上表可知，本文模型中的主要變量經(jīng)過相關(guān)的檢驗(yàn)之后得出的系數(shù)都在0.5以下，由此表明本文所用的回歸模型中未出現(xiàn)變量之間存在多重共線性的問題。

（三）線性回歸分析

在進(jìn)行了高管自利行為與其影響因素的相關(guān)性分析后，本文進(jìn)一步通過線性回歸的方法對(duì)其影響因素進(jìn)行分析，得出本文的結(jié)論：我國(guó)上市公司總經(jīng)理與董事長(zhǎng)的兩職合一與高管在股權(quán)激勵(lì)草案中所表現(xiàn)的自利行為顯著負(fù)相關(guān)，其P值小于1%；總經(jīng)理任職時(shí)間與高管自利行為顯著負(fù)相關(guān)，其P值小于1%；總經(jīng)理是否持股與高管自利行為顯著負(fù)相關(guān)，其P值為2.2%小于5%；這三個(gè)自變量體現(xiàn)了總經(jīng)理的權(quán)力大小，充分說明高管在上市公司的權(quán)力越大，高管對(duì)股權(quán)激勵(lì)草案的影響力越大，所表現(xiàn)的高管自利行為越明顯。股權(quán)集中度與獨(dú)立董事比例并未像本文預(yù)計(jì)的那樣表現(xiàn)出相關(guān)性，這可能是股東的缺位造成與獨(dú)立董事的形式化造成的。另外公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率與成長(zhǎng)性與高管在股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃草案中所表現(xiàn)的自利行為并未表現(xiàn)出相關(guān)性。

三、結(jié)論

根據(jù)模型的回歸分析，在公司治理方面管理層權(quán)力與股權(quán)激勵(lì)草案中高管自利行為顯著負(fù)相關(guān)，也就是說總經(jīng)理在職年限、總經(jīng)理持股比例、總經(jīng)理兼任董事長(zhǎng)與股權(quán)激勵(lì)草案高管自利行為顯著負(fù)相關(guān)。總經(jīng)理持股比例越高，擁有的權(quán)力越大，對(duì)股權(quán)激勵(lì)草案設(shè)計(jì)的影響力越大，從而可以使用自身的影響力使股權(quán)激勵(lì)成為謀求自身利益的合法通道；同樣的，總經(jīng)理在職年限越長(zhǎng)、總經(jīng)理兼任董事長(zhǎng)時(shí)，具有的影響力越大，在股權(quán)激勵(lì)草案的設(shè)計(jì)中高管的自利行為越明顯。而獨(dú)立董事比例與股權(quán)集中度確與股權(quán)激勵(lì)中高管自利行為并無顯著關(guān)系。對(duì)于股權(quán)集中度，本文預(yù)期應(yīng)與高管自利行為顯著正相關(guān)，但是結(jié)果卻不理想，可能是我國(guó)上市公司一股獨(dú)大的特征造成的。

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