呂秋月

摘 要：股權(quán)激勵的有效性體現(xiàn)在公司業(yè)績上，因此選取2012—2014年間首次實施股權(quán)激勵的企業(yè)，研究股權(quán)激勵與公司業(yè)績的關(guān)系。實證分析表明，企業(yè)在實施股權(quán)激勵之后的業(yè)績顯著優(yōu)于實施前，上市公司的股權(quán)激勵水平與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵;高管持股比;公司業(yè)績;實證分析

中圖分類號：F272? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2019）12-0015-02

引言

我國的股權(quán)激勵起步較晚，2005年之后才進(jìn)入規(guī)范階段，并且由于我國的特殊國情和市場特征，其有效性一直有待研究。本文通過文獻(xiàn)梳理和實證分析，研究近幾年我國企業(yè)實施股權(quán)激勵的效果，對我國股權(quán)激勵體制的未來發(fā)展具有理論和實踐意義。

一、文獻(xiàn)綜述

國外多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，股權(quán)激勵對企業(yè)績效有積極影響。詹森和梅克林（1976）提出，管理層和股東的利益目標(biāo)受股權(quán)激勵的影響趨于一致，從而提高企業(yè)價值。但也有不少學(xué)者不同意此觀點，麥康奈爾和瑟韋斯（1990）通過對2 000多家公司的研究，認(rèn)為企業(yè)績效和管理層持股比例呈倒U型關(guān)系。還有少數(shù)學(xué)者，比如奧伊拉和謝弗（2012），發(fā)現(xiàn)實施股權(quán)激勵將增加公司成本，造成公司績效下降。

與國外相比，我國更多的研究表明，股權(quán)激勵與公司業(yè)績不相關(guān)或負(fù)相關(guān)。呂長江（2011）等學(xué)者認(rèn)為，股權(quán)激勵不能改善治理結(jié)構(gòu)。周嘉南（2014）等證實指出，非激勵動機(jī)下的股權(quán)激勵與公司業(yè)績顯著負(fù)相關(guān)。也有許多學(xué)者指出，股權(quán)激勵能夠提高公司業(yè)績。張敦力（2013）的實證研究表明，股權(quán)激勵有助于公司業(yè)績提升。另一方面，部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵與公司業(yè)績非線性相關(guān)。孫堂港（2009）認(rèn)為，高管持股比在4%～7%之間時，公司業(yè)績與激勵水平正相關(guān)，其他區(qū)間負(fù)相關(guān)。

由于國內(nèi)外差異，關(guān)于股權(quán)激勵的研究得出的結(jié)果大不相同，本文將繼續(xù)探尋近年來我國上市企業(yè)股權(quán)激勵對公司業(yè)績的影響。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

1.股權(quán)激勵實施前后公司業(yè)績。委托代理理論表明，股權(quán)激勵可以有效緩解委托代理矛盾，高管的利益追求與股東趨同，會更有動力提高公司業(yè)績。同時，人力資本理論表明，股權(quán)激勵使得人力資本參與利潤分配，管理層會更有動力創(chuàng)造企業(yè)價值。因此認(rèn)為，實施股權(quán)激勵之后的公司業(yè)績會比之前明顯提高，由此提出假設(shè)H1：

H1：上市公司實施股權(quán)激勵后的業(yè)績顯著優(yōu)于實施前。

2.整體公司的股權(quán)激勵水平與公司業(yè)績。在假設(shè)H1的基礎(chǔ)上，根據(jù)人力資本理論，管理層持股比越高，能夠參與分配的企業(yè)剩余比例越多，就會更投入工作，公司業(yè)績就會隨之越來越好。雖然“管理者防御效應(yīng)”認(rèn)為，管理層持股比例超出一定區(qū)間時，管理層的權(quán)力難以監(jiān)管，此時越高的管理層持股比反而可能導(dǎo)致越差的企業(yè)業(yè)績，但是考慮到我國目前的高管持股比例大多在50%以下，管理層權(quán)力未到“失控”狀態(tài)，所以不會出現(xiàn)此情形。因此，本文認(rèn)為，公司績效隨股權(quán)激勵水平的提升而上升，據(jù)此提出假設(shè)H2：

H2：整體上市公司的股權(quán)激勵水平與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

股權(quán)激勵的行權(quán)期大多為3—5年，需要考慮實施股權(quán)激勵后三年的情況，因此選取滬深兩市中股權(quán)激勵首次實施公告日在2012—2014年間的上市公司為樣本。從國泰安數(shù)據(jù)庫中搜集并篩選后，得到366家樣本企業(yè)。其中，2012年98家，2013年119家，2014年149家。

（三）變量說明

本文以企業(yè)業(yè)績衡量股權(quán)激勵的效果，克服單個指標(biāo)的片面性，選取12個財務(wù)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，得到一個綜合業(yè)績得分作為被解釋變量。這12個指標(biāo)分別是：凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)凈利率、銷售凈利率、流動比率、速動比率、產(chǎn)權(quán)比率、存貨周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、基本每股收益、營業(yè)總收入和總資產(chǎn)。首先，KMO與Bartlett檢驗顯示，KMO值=0.617>0.5，適合進(jìn)行因子分析。因子分析法提取的5個主成分累計的總方差超過了70%，可以很好地概括原12個指標(biāo)。以旋轉(zhuǎn)平方和載入的方差貢獻(xiàn)率作為5個主成分的權(quán)重，加權(quán)計算得出綜合業(yè)績得分，所有變量匯總（如表1所示）。

（四）模型構(gòu)建

針對假設(shè)H1設(shè)計檢驗方案：配對樣本T檢驗，即用實施股權(quán)激勵后一年的綜合業(yè)績得分減去實施前一年的綜合業(yè)績得分，并檢驗差值是否具有顯著性。

針對假設(shè)H2建立模型：公司績效與股權(quán)激勵水平之間呈線性相關(guān)關(guān)系。

三、實證分析

（一）股權(quán)激勵實施前后公司業(yè)績比較

為了驗證假設(shè)H1，對樣本企業(yè)實施股權(quán)激勵前一年和后一年綜合得分的差值進(jìn)行配對樣本T檢驗，結(jié)果（見表2）。

從表2可知，差值均值為正，且Sig.值=0.000<0.05，差異具有顯著性，所以上市公司實施股權(quán)激勵后的業(yè)績顯著優(yōu)于實施前，假設(shè)H1得到驗證。

（二）股權(quán)激勵水平和公司業(yè)績的關(guān)系

相關(guān)性檢驗表明，各變量之間不存在共線性問題，可進(jìn)行回歸分析。為了驗證假設(shè)H2，搜集企業(yè)在實施股權(quán)激勵當(dāng)年及后三年一共四年的數(shù)據(jù)，篩選后得到1 425個樣本進(jìn)行線性回歸，結(jié)果（見表3）。

從表3可知，解釋變量股權(quán)激勵水平的回歸系數(shù)為正，且Sig.值<0.05，說明股權(quán)激勵水平和公司業(yè)績顯著正相關(guān)，假設(shè)H2得到驗證。另外發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、公司風(fēng)險大小和所處發(fā)展階段的Sig.值均小于0.05，且公司規(guī)模和公司發(fā)展階段的回歸系數(shù)為正，資本結(jié)構(gòu)和公司風(fēng)險大小的回歸系數(shù)為負(fù)，所以公司規(guī)模、發(fā)展階段和公司業(yè)績顯著正相關(guān)，資本結(jié)構(gòu)、公司風(fēng)險和公司業(yè)績顯著負(fù)相關(guān)，股權(quán)集中度、高管報酬和公司業(yè)績不相關(guān)。

選擇經(jīng)濟(jì)增加值（EVA）作為被解釋變量，假設(shè)H1和假設(shè)H2均得到驗證，通過穩(wěn)健性檢驗。

結(jié)語

本文分析得出，2012—2014年間上市公司采取股權(quán)激勵后的業(yè)績顯著優(yōu)于未實施前。企業(yè)采用股權(quán)激勵當(dāng)年及后三年，股權(quán)激勵水平與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。因此，我國政府需要持續(xù)加強(qiáng)資本市場的法制建設(shè)和定價機(jī)制，營造優(yōu)良的經(jīng)濟(jì)環(huán)境。企業(yè)應(yīng)積極實施股權(quán)激勵，做好充分的市場調(diào)研和自身規(guī)劃，探索符合自身發(fā)展特色的激勵方案，并且保證方案實施的穩(wěn)定性。

參考文獻(xiàn)：

[1]? 張敦力，阮愛萍.股權(quán)激勵、約束機(jī)制與業(yè)績相關(guān)性——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計與經(jīng)濟(jì)研究，2013，（1）：3-12.

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