上市公司高管股权激励与企业业绩的实证关系研究

摘 要：文章以沪深两市已完成股权分置改革并公告了股权激励实施方案的A股205家上市公司为样本，运用统计模型分析高管层持股与上市公司绩效的关系，并细分研究了股权激励相关因素对股权激励的效应影响。研究结果表明：我国上市公司高管股权激励目前在总体上效果不明显，股权激励与公司业绩之间不存在显著的正相关关系。股权激励存在一定程度的区间效应、板块效应和行业效应。

关键词：股权激励 企业业绩 相关性 高管持股

中图分类号：F27 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2013）01-071-04

一、概述

我国上市公司总数已经突破两千多家。但是客观上长期激励约束机制的缺乏所导致的经营者与所有者利益分歧依旧存在。股权激励制度的出现无疑是一次重要的变革与创新。这一机制有效地将所有者和经营者的价值目标紧密的联系在一起，成为一个利益共同体。既保证了管理者实现股东价值的目标，又降低了代理成本。

股权激励实施环境在2007年后有了较大改善，资本市场日益健全，上市公司股权激励手段日趋成熟，这都为进一步研究上市公司高管股权激励与业绩关系问题提供了现实的土壤。本课题运用实证分析，为企业在制定股权激励方案方面提供指导建议，使其得到更加合理设计，从而实现股东价值最大化的终极目标。

二、提出研究假设

近年来股权激励体制得到了越来越多的关注，这一问题已成为现代企业管理研究中一个重要的领域，其快速的发展也得益于相关理论的不断完善。其中最为重要的企业委托代理理论和人力资本理论奠定了股权激励的理论基础。在这以后，国内外学者围绕经营者股权激励与业绩的相关关系进行了一系列的理论和实证研究。

Mahan和Hamid利用1979-1980年随机得到的153家制造业公司样本得到的结论是：企业业绩与管理层持股比例成正相关关系，而股票期权在运用上有很大优势。Hall和Liebman发现：公司股东价值与管理人员持有的公司股票和股票期权之间的关系要比与他们获得的工资和奖金之间的相关性强得多。Connell和Serves曾采用二次方程法研究托宾Q值与公司内部人持股比例间关系，发现两者存在倒U性非线性关系。

综上所述，国外的研究在激励与绩效的弹性或敏感度是否够强上还存在较大争议，而近几年国内学者也逐渐关注与此相关课题的研究。顾斌、周立烨在《我国上市公司股权激励实施效果研究》一书中，选择2002年以前实施股权激励的上市公司为样本，使用扣除非经常性损益后的净资产收益率作为绩效衡量指标，纵向比较上市公司实施前后的业绩变化，研究得出激励效应不明显。刘国亮、王加胜对管理层持股比例、职工持股比例与总资产收益率（ROA）、净资产收益率（ROE）、每股收益（EPS）的关系进行研究后认为，经理人员持股比例与公司经营绩效正相关。提出以下相关假设：

假设1：上市公司业绩与股权激励存在显著正相关关系：股权激励的实施效果最终可以归结于是否有利于上市公司经营水平的提高。这应该说是一个敏感度的概念。企业业绩对股权激励水平的敏感度越高，表示股权激励的实施效果越好，表明激励水平同企业业绩具有相关性。本文的研究方向就是探究业绩与股权激励之间的相关性，基于我国资本市场的进一步完善，相关法律法规的健全，这一研究的意义和时效性都有所增强。因此在总结前人研究成果基础上，结合较新的数据，笔者试图从总体层面上验证两者之间的相关关系。因此本文提出的第一个假设为：上市公司业绩与股权激励之间呈明显的正相关关系。

假设2：上市公司业绩与股权激励比率存在区间效应：股权激励可以增加管理层持股水平，随着管理层激励比例的扩大，权益的分享可以大大减少逆向选择和道德风险产生的代理成本，实现个人与公司利益的绑定，有利于公司业绩的提高。从目前已实施股权激励的上市公司的股权激励方案来看，各上市公司用于激励的股权比例各异，有的企业相差非常悬殊。Ross研究了管理层股权、投资水平及公司绩效之间的相互关系发现了管理层持股比例与公司绩效之间的非单调关系，即管理层持股在0%～7%、7%～38%、38%～100%三个区间上，公司价值分别随高管激励比例的增加而增加、减少和增加。为进一步验证激励比例关系，提出假设：上市公司业绩与股权激励比率存在区间效应。

假设3：不同上市板块中实施股权激励的效果不同：股权激励制度必须要紧紧贴合公司的性质，针对企业所处不同上市板块的资本环境，市场认知度，监管法规因素特点培养企业独有的核心竞争力，提高企业的未来价值。以往的研究多集中在国企和民企的竞争对比，而很少涉及上市环境角度的论证。笔者认为从长远来看，更应当关注市场经济体制下的企业制度改革与经营创新，为促进资本市场的日益完善，关注不同资本市场板块的发展状况。为了探求股权激励对于不同性质的企业实体有无促进作用，故作出假设：不同的上市板块激励效果不同。

假设4：实施股权激励效果存在显著的行业差异：利润激励只有在市场竞争的前提下才能发挥刺激经营者增加努力与投入的作用。市场竞争越激烈，企业提高效率的努力程度就越高，而在完全没有竞争的市场中企业产品失去替代性。朱武祥与宋勇以家电行业20家上市公司为样本研究表明股权激励与企业业绩间无明显相关性。而陈晓和江东在股权激励对公司绩效正面影响的行业竞争因素研究中发现电子电器行业管理层持股对业绩有正面作用，而商业和公用事业两个行业影响则不显著。这些研究表明不同的行业有不同的发展周期、资本需求、业务特点和核心资源，在不同的行业中企业面临不同的竞争程度和市场水平，必将导致企业的经营成果受到行业特有因素的影响。既然行业因素对薪酬激励和经营业绩都有重大影响，那么只有在行业细分层次上充分结合超产权理论中竞争要素与股权激励的实施效果，才能探究其真实的驱动效应。

三、评价方法的选择

1.样本选取与数据来源。本文选择截止2010年12月31日的沪深两市A股公布股权激励方案（包括已实施和拟实施的公司）的上市公司作为实证研究的样本，共得到原始样本205家。数据来源主要有国泰安（GTA）数据库，公司财务数据来自巨潮资讯网和东方财富网站，个别缺失数据摘录自各公司相应年度报告。为便于后续数据分析，进行了严格数据筛选：（1）金融、保险类上市公司予以剔除；（2）出现部分财务数据缺失的样本予以剔除；（3）ST，PT公司样本剔除；（4）将激励比例不明确的公司样本予以排除；（5）在样本考察期间已停止实施股权激励方案的上市公司予以剔除。经过此轮筛选，最终样本均为已实施或已公布具体方案并有明确激励比例的上市公司，共计166家。

2.变量定义及解释。为全面量化反映企业的经营绩效变量，本文拟通过从企业多维度的财务背景中选取具有较强代表性的9个会计指标进行综合评价。为减少因主观赋权、模糊估计造成的误差，本文采用主成分分析法建立体系，运用这些指标计算综合业绩评价得分。

在进行多元回归分析的实证假设检验中，本文选取主成分分析法计算得出的综合评价得分作为因变量；在测度管理层股权激励水平时，本文严格参照各上市公司公布的激励方案，选取授予管理层的用于激励的股票数占公司总股本的比例作为自变量。又从宏观环境和内部环境两个角度选取多个控制变量进行研究。各变量详细说明见下表所示：

3.检验模型设计。本文在研究上市公司高管股权激励与公司业绩的关系时，以上市公司3年业绩得分平均值作为因变量，以用于激励的股权占总股本的比例为自变量拟合多元线性回归方程，通过回归分析验证总体的相关性。根据以上各变量选取情况，可以得到股权激励和公司业绩间的线性回归方程：

根据公式4-1，4-2，4-3，经过SPSS计算可以得出各样本企业2008，2009，2010年的提取单项因子得分和业绩评价总得分，最后求出三年业绩总得分的平均值作为后续回归分析的因变量。

2.假设检验的回归分析结果。

（1）企业业绩与股权激励总体关系假设检验。从表4-2可以发现F=20.475，伴随概率为0，F检验的通过说明符合方差的齐次性，T检验的前提条件具备。调整后的相关系数表明回归模型对因变量的解释贡献有37.1%，拟合优度较为理想。

另外，我们由表5到DW（Durbin—Watson）检验结果显示：DW=2.066，当DW统计值在2附近时残差项不存在序列一次相关性。对于多元线性回归一个值得关注的问题就是多重贡献的检验。为完成这项检验笔者选择了容忍度和方差膨胀因子（VIF）指标进行多重共线测试：从自变量和各个控制变量的容忍度和方差膨胀因子（VIF）可以看出，所有变量的容忍度和VIF的取值都非常接近1，这初步说明了选取的变量间不存在明显的多重共线，各个变量对回归结果都有一定的解释能力。与此同时，笔者通过相关系数矩阵进一步验证多重共线的判断。

从上表6可知，变量之间的相关系数都小于25%，同时协方差值都接近0，这更加证明了之前回归中不存在显著的共线的结论是合理的。就回归结果而言，股权激励持股比的回归系数是0.003，即股权激励比例每增加1个单位，企业业绩得分提高0.3个百分点，说明股权激励与公司业绩之间是存在正相关关系。T=0.887

（2）股权激励的区间效应假设检验。为了进行区间效应分析，本文将所有回归样本按照股权激励比例划分为三部分，分别为[0，1%]，[1.01%，5%]，[5.01%，10%]三个区间进行回归，代表较低、中等、较高三个激励水平层次，得到的统计结果整理如下：

由表7我们可以得出如下结论：当股权激励比例小于1%时，回归没有通过T检验，且回归系数为负说明此区间内股权激励与公司业绩负相关；当激励比例处于[1%，5%]之间时，回归系数大于0，Sig值小于0.05，具有统计上的显著性；当激励比例大于5%时，股权激励和公司业绩两者间也有显著的正相关关系。我们还发现，随着激励比例的增大，回归系数的增加表明了较高水平的股权激励对业绩的促进效果更好。但是高激励比例区间的修正相关系数较小，说明了持股比例对业绩得分的解释能力有所减弱，可能存在其他原因影响公司业绩的实际表现。假设2中的股权激励区间效应成立。

（3）不同上市板块的实施效果研究。笔者关注到近几年来在中小板和创业板市场中股权激励的火爆程度，想通过不同板块的样本公司激励效果的比较研究探求这一现象背后的实质作用，对不同市场属性的公司实施股权激励提供指导意见。统计结果汇总如下：

由表8知，创业板样本公司的统计结果中Sig值小于0.05，回归系数-0.059，说明股权激励与公司业绩之间存在显著的负相关关系，这与众多积极投身股权激励的创业板公司的实施初衷大相径庭，这种负面的业绩影响和所曝光的违规事件共同反映了创业板公司在推行进程中存在诸多不合规范的行为，股权激励制度尚未健全，需要严格监督，谨慎决策。中小板的回归系数虽高达0.518，但是未通过T检验，T值仅为0.011，股权激励与公司业绩间是不显著的正相关关系；主板公司多为较成熟，体质较健全的大型企业，在实施激励计划的过程中更加强调规范性和目的性，统计结果也体现大公司的优势，说明股权激励与公司业绩之间存在明显的正相关关系，但是较小的回归系数反映出较低的激励效率可能受到企业规模和股份结构的影响。较低的相关系数也反映出股权激励对主板公司业绩的提升解释能力并不充分。假设3成立，不同板块企业的股权激励效果不同。

（4）横向行业比较结果。描述性统计结果（表9所示）：不同行业的业绩得分和股权激励比例都存在较为明显的差异，信息技术行业平均业绩得分最高为0.163，同时有3.98%的较高平均激励比例；房地产业的业绩得分以-0.179位居最后，而平均激励比例2.67%也仅高于医药、生物制品的1.99%，可能是受宏观政策调控的影响较大。

将不同行业的激励比例与业绩得分进行回归分析，由上表汇总统计结果显示各行业的回归系数取值各有差异，表明不同行业的激励效果各不相同。其他制造业，石油、化工、塑胶，电子，机械、设备、仪表四个行业的回归系数没有通过显著性检验。而剩余的信息技术业，医药、生物制品，房地产业均通过了统计T检验，在95%的置信水平上具有显著性；三个行业的修正后的相关系数都超过了25%的经验水平，拟合优度可以接受，被解释变量可以被模型有效解释；DW检验结果都趋近于2，也说明残差序列无自相关现象，回归方程可以充分解释变量的变化规律。具体来看：房地产业的回归系数最大，达到0.13，说明股权激励对房地产企业的业绩状况有实质提升，这与其较低的业绩得分基数有关；信息技术业的回归系数为0.126，说明股权激励和业绩间显著正相关；医药、生物制品类公司的回归系数为负，代表了股权激励计划实施与业绩增长显著负相关，在一定程度上股权计划损害了公司财务和股东利益。

由上述论证可以得出：不同行业的股权激励效果不同，并不是所有企业都可以成功通过推行激励计划来改善企业业绩水平。有些行业收效明显，有些行业收效甚微，更有些行业反受其害。这种行业差异可能存在成长性较差，竞争能力偏弱，组织结构不合理，行业生命周期规律，资产运作管理不佳等一系列原因。与行业自身特性，市场认知，经营方式也不无关系。房地产企业的业绩进步主要得益于近年来后金融危机时代国家采取较为宽松的货币政策和楼市监管疏漏导致的不动产价值虚增。而信息技术行业的高度相关性是因为以高新技术为依托，成长速度快，扩张能力强，投资回报率高的朝阳企业带来了丰厚的超额利润，这一点可以从极高的平均市盈率和IPO频率看出。而医药行业的负面激励效应也客观反映了生物医药市场的泡沫和非理性繁荣造成了大量的管理漏洞和经营亏损，以及高管优厚报酬与公司业绩恶化的反差。

五、结论

我们以已完成股权改革并实施与拟实施股权激励的深沪两市A股上市公司作为样本，选取多个财务指标和不同类型的回归变量进行了一系列的实证相关性研究，最终得出以下结论：

1.我国上市公司股权激励与企业业绩间不存在统计意义上的显著性，整体上两者间存在不显著的正相关关系。

2.将管理层持股比例按区间划分后，管理层持股比例与公司绩效的线性关系存在一定的区间效应。随着激励比例的提高，业绩提升效果有所加强。

3.不同板块所代表的企业性质差异对股权激励效果有影响。创业板公司股权激励与业绩之间存在显著的负相关关系；中小板股权激励与公司业绩间是不显著的正相关关系；主板公司统计结果说明股权激励与公司业绩之间存在明显的正相关关系。

4.行业因素影响股权激励实施效果。综上所述，本文最终得出了我国上市公司股权激励与公司业绩之间呈现出不显著的正相关关系的研究结论，这与大多数国内学者认为股权激励在我国总体上尚缺乏实施效果的观点是一致的。

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（作者单位：西安交通大学管理学院 陕西西安 710049；毕马威（KPMG）华振会计师事务所上海分所 上海 200000；陕西省纺织科学研究所 陕西西安 710038）

（责编：吕尚）