全流通時代下股權(quán)激勵有效性分析

許汝俊+龍子午+姚逍遙

【摘 要】 2005年4月以來的股權(quán)分置改革使我國上市公司的股權(quán)開始進入全流通時代，我國資本市場的所有基本功能得以正常發(fā)揮，上市公司對高管進行股權(quán)激勵成為現(xiàn)實可能，故對于股權(quán)激勵有效性的研究意義重大。文章選取2009—2011年間處于股權(quán)激勵實施狀態(tài)中的滬深A股上市公司為樣本，研究股權(quán)激勵水平與企業(yè)績效之間的相關(guān)關(guān)系，實證結(jié)果表明激勵股總數(shù)及高管所授予激勵股占當期總激勵權(quán)益有益于提高公司價值，緩解委托代理沖突，股權(quán)激勵公司規(guī)模的適度擴大、“兩職分離”也有益于公司績效的提升。

【關(guān)鍵詞】 全流通時代; 股權(quán)激勵制度; 有效性; 績效視角

中圖分類號：F272.923 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1004-5937（2014）35-0096-05

一、引言

統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國股權(quán)分置改革之后，一些上市公司嘗試性地開展股權(quán)激勵，2007年出現(xiàn)的公布數(shù)量下降主要存在兩個原因：一是證監(jiān)會嚴抓股權(quán)激勵申請審批工作導致審批程序復雜及審批期限延長;二是上市公司激勵對象預期收益少，相關(guān)法律法規(guī)的頒布使上市公司（尤其是國有控股上市公司）多數(shù)激勵對象認為股權(quán)激勵的收益空間很小。而2009年至2011年，絕大部分公司的業(yè)績預增使股權(quán)激勵的實施更加有理可依，且2011年初次披露股權(quán)激勵方案的公司相比2010年增長72.73%，為歷史之最。隨著我國股權(quán)激勵外部環(huán)境的不斷完善，其對公司績效的提升應會越來越明顯，所以本文擬以我國2009—2011年滬深A股上市公司為基礎，實證分析股權(quán)激勵水平、公司內(nèi)部因素與公司業(yè)績?nèi)唛g的相關(guān)關(guān)系，探索股權(quán)分置改革后股權(quán)激勵有效性是否真正發(fā)揮，為實施股權(quán)激勵公司的進一步發(fā)展提供一定程度參考。

二、文獻回顧與研究假設

有關(guān)實施股權(quán)激勵的上市公司經(jīng)營業(yè)績的研究層出不窮，很多學者站在不同的角度，選取不同的樣本，運用不同的方法進行了分析，導致目前的相關(guān)研究結(jié)論并未達成一致。

（一）激勵股總數(shù)與公司價值

國內(nèi)很多學者進行股權(quán)激勵水平的研究通常參考國外的實證研究對象，僅用管理層持股所占比例來衡量股權(quán)激勵效應，某種程度上來說是不太合適的，因為在我國股權(quán)激勵的模式多樣化會使研究結(jié)果偏離實施實況，并不能真正反映我國股權(quán)激勵的實施效果，而要從整體上研究股權(quán)激勵制度對上市公司價值的影響，就必須以上市公司股權(quán)激勵草案中公布的激勵總權(quán)益所占比重來衡量激勵效果。公司的價值增長是每位員工共同努力的結(jié)果，激勵對象的擴大化、普遍化以及強化激勵權(quán)益總額一定程度上會激發(fā)員工的工作積極性，提高公司經(jīng)營業(yè)績。鑒于此，我們提出假設1：

H1：股權(quán)激勵草案中激勵權(quán)益總額越大，越有益于公司價值的增長。

（二）高管人員激勵權(quán)益與公司績效

當然，研究股權(quán)激勵水平與公司績效的影響，必不可少地會考慮管理層當期所授予的激勵權(quán)益，國內(nèi)外對管理層股權(quán)激勵的效果研究也不盡相同。

根據(jù)Jensen and Meckling（1976）的委托代理理論，由于上市公司管理者與所有者之間存在信息不對稱，委托人會同代理人簽訂一種“績效契約”來對其進行約束。股東與管理層之間的這種契約關(guān)系可能會由于信息的不對稱而使激勵效應有所削弱，故研究高管人員激勵權(quán)益與公司績效意義重大。Akimova （2004） and Victoria Krivogorsky（2006）分別對歐洲國家上市公司高管人員激勵權(quán)益與公司價值進行研究發(fā)現(xiàn)，僅當激勵權(quán)益處在某一數(shù)值段時兩者關(guān)系呈現(xiàn)正相關(guān)。國內(nèi)學者陳凱等（2008）、潘穎（2009）通過對國內(nèi)民營上市公司及滬深上市公司分析表明，高管股權(quán)激勵與公司價值雖呈正向關(guān)系，但顯著性并不高，且僅在一定范圍內(nèi)呈現(xiàn)正向關(guān)系。至2009年隨著股權(quán)激勵等措施的逐漸普及運用和高管薪酬信息披露機制的日益完善，相信高管人員激勵權(quán)益與公司價值的正向關(guān)系會日趨顯著。我們可提出假設2：

H2：上市公司高管人員當期所授予的激勵權(quán)益越大，公司業(yè)績的提升越明顯。

（三）公司內(nèi)部因素（包括特征因素、治理因素）與公司績效

股權(quán)激勵屬于公司治理的范疇，在分析股權(quán)激勵實施效果的同時有必要對影響公司業(yè)績的其他特征因素做一定程度的研究，為管理者提供一定程度的參考。國內(nèi)外學者對公司特征因素的研究甚多，且結(jié)論基本達成一致，經(jīng)營者付出相同的努力和獲得相同的激勵比例，在不同財產(chǎn)規(guī)模的上市公司能夠收獲的股權(quán)激勵效益是不相等的。對此，我們提出假設3：

H3a：公司特征因素（公司規(guī)模、發(fā)展能力、資本結(jié)構(gòu)等）會一定程度上影響公司業(yè)績。

H3b：獨立董事比例與公司績效間不存在顯著關(guān)系。

H3c：兩職合一并不利于公司業(yè)績的提升。

三、研究設計

（一）研究對象的選擇

基于股權(quán)激勵的普遍性，結(jié)合《公司法》第217 條第1項規(guī)定，本文選擇上市公司股權(quán)激勵方案中公布的所有激勵授予對象作為研究對象，但其中在研究分析高管人員股權(quán)激勵時將公司高管定義為公司總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財務總監(jiān)等高層管理人員。

（二）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

為了研究股權(quán)激勵水平、公司特征因素與公司績效之間的關(guān)系，本文選取2009—2011年間處于股權(quán)激勵實施狀態(tài)的滬深證券市場的上市公司作為主要研究樣本，為確保數(shù)據(jù)的準確性，對樣本進行了相關(guān)處理：（1）剔除了B、H股上市公司;（2）剔除了ST、PT（海南海藥、海信科龍、二重集團）以及金融類上市公司，以減少極端值和特殊數(shù)據(jù)對總體的影響;（3）剔除了樣本期間除第一次實施以外的樣本值，以保證樣本期間數(shù)據(jù)的準確性;（4）剔除了數(shù)據(jù)缺失及不全的樣本。經(jīng)過處理后最終得到樣本公司共計49家。本文所采用的公司樣本數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）、巨潮資訊網(wǎng)及上市公司年報和公告。

（三）變量選擇

1.被解釋變量。公司業(yè)績：目前國內(nèi)外對于公司績效的衡量指標主要分為市場指標和會計業(yè)績指標兩種，某種程度上來說，財務績效指標能夠客觀反映來源于過去的經(jīng)營成果，但是不能很好地反映將來的績效，再者因為會計業(yè)績受人為操縱的可能性較大，并不能準確反映公司價值，考慮到我國資本市場的逐步完善，所以托賓Q值是很好的選擇，雖然它表示資本的重置價值與市場價值的比值，但其絕對值大小還是在很大程度上反映了公司經(jīng)營績效的優(yōu)劣。所以本文選取上市公司首次披露年與前一年的托賓Q差值來衡量激勵效應。

2.解釋變量。股權(quán)激勵水平：為了全面地從整體上衡量股權(quán)激勵程度，本文選取股權(quán)激勵權(quán)益總額占授予時公司總股本比例以及高管人員所持激勵股占當期授予激勵權(quán)益總額比例兩個指標綜合反映股權(quán)激勵水平。

3.控制變量。為了在激烈的市場競爭中取得成本優(yōu)勢，則公司規(guī)模的擴張將成為首選，其有益于提高公司的經(jīng)營效率，公司內(nèi)部的治理結(jié)構(gòu)、資本結(jié)構(gòu)等也會一定程度上影響到公司績效，考慮到這些特征因素的存在，本文選取以下控制變量：公司規(guī)模、獨立董事比例、董事會規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、公司發(fā)展能力以及董事長與總經(jīng)理兼任情況。各變量的具體定義如表1所示。

（四）模型設計

鑒于公司績效的影響是通過股權(quán)激勵從不同的方面來實現(xiàn)的，所以為了驗證本文的假設，擬建立多元回歸方程進行研究分析，并結(jié)合我國實際加入相關(guān)控制變量，準確反映股權(quán)激勵、公司特征因素與公司績效間的相關(guān)關(guān)系?；貧w方程如下：

Q=α+β1MSR+β2MS+β3SIZE+β4BI+β5DIRSIZE+β6LE+β7FOC+β8GROWTH+β9PL+ε

其中：Q為企業(yè)經(jīng)營業(yè)績;MSR與MS分別表示激勵總權(quán)益占比和高管激勵權(quán)益占比，衡量股權(quán)激勵水平;SIZE、BI、DIRSIZE、LE、FOC、GROWTH、PL分別表示公司規(guī)模、獨立董事規(guī)模、董事會規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、公司發(fā)展能力以及董事長與總經(jīng)理兼任情況;α為常數(shù)項;βi為各個變量系數(shù);ε為隨機擾動項。

四、實證結(jié)果分析

（一）樣本描述性統(tǒng)計

從表2可以發(fā)現(xiàn)，2009年和2010年實施前后托賓Q值均有上升，而2011年實施股權(quán)激勵的上市公司在實施前后的托賓Q值卻有所下降，其原因可能是2011年歐洲債務危機引起的，2011年11月PMI值為49%，降幅為三年以來最大，這也是三年來首次回落到50%以下，而該指標的快速回落預示著整體經(jīng)濟收縮跡象明顯，經(jīng)濟必將受到影響。

從表3各變量的描述性結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，托賓Q差均值為負，只能說明在2009—2011年間，上市公司實施股權(quán)激勵前后業(yè)績受到了2011年歐債危機影響，導致累積業(yè)績效應為負，這也是正常的現(xiàn)象，并不影響后面針對其影響因素的研究。MSR、MS代表公司的股權(quán)激勵水平，其均值分別為3.56%和42.74%，最大值分別為9.94%和100%，說明選取的樣本公司股權(quán)激勵水平較合適，極大與極小值間差異略大，說明樣本間股權(quán)激勵結(jié)構(gòu)差異較大，還有待改進。股權(quán)集中度分布狀況較為分散，樣本差距較大，說明樣本公司間股權(quán)集中度存在明顯差異。表中資本結(jié)構(gòu)LE反映企業(yè)經(jīng)營風險的大小，舉債經(jīng)營的能力，樣本公司間LE分布差異較大，可能會對結(jié)果產(chǎn)生一定影響。

（二）樣本的相關(guān)性分析

從表4相關(guān)性分析中可以看出，激勵總權(quán)益占比和高管激勵權(quán)益占比與托賓Q值的相關(guān)系數(shù)分別為0.390和0.516，均為正數(shù)，且達到了0.01的顯著性，說明托賓Q值與股權(quán)激勵水平顯著正相關(guān)，即公司績效會隨著股權(quán)激勵水平的提升而增加，假設1和2得以初步驗證。股權(quán)激勵整體水平與公司規(guī)模和獨立董事規(guī)模在顯著性水平為0.05和0.01上負相關(guān)，可能由于公司規(guī)模如果較小，則越需要去授予激勵權(quán)益，使得公司各階層為公司的長期發(fā)展而努力。托賓Q值與兩職合一相關(guān)系數(shù)為-0.282，并顯著相關(guān)，說明兩職合一不利于公司價值提升，初步驗證了假設H3c。

（三）回歸結(jié)果分析

從表5的回歸結(jié)果可以看出，容差大于0.1，且方差膨脹因子VIF小于10，說明自變量間不存在共線性問題。

回歸方程在0.01的水平下顯著，通過了方程顯著性檢驗。表5研究結(jié)果顯示：股權(quán)激勵水平對公司績效產(chǎn)生了顯著性影響，即當期授予的激勵總權(quán)益越大，公司價值越能得以實現(xiàn)，高管人員在當期授予激勵權(quán)益越高，工作的積極性也會有所提升，促進公司業(yè)績的上升，假設1和2得以進一步驗證;在公司內(nèi)部因素中，僅有公司規(guī)模與公司績效回歸結(jié)果通過了顯著性檢驗，即公司規(guī)模越大，其治理程度也會相對完善，股權(quán)激勵制度也得以有效發(fā)揮;獨立董事比例并未對公司績效產(chǎn)生顯著影響，究其原因有如下兩點：第一，我國獨立董事獨立性缺失可能導致經(jīng)營與監(jiān)管雙方合謀仍值得懷疑，某種程度上如果出現(xiàn)與經(jīng)營者“合謀”行為則影響公司業(yè)績;第二，在不存在“合謀”情況之下，獨立董事發(fā)揮作用需要一定條件，一方面是數(shù)量條件，從大多數(shù)上市公司的情況來看，獨立董事比例設置過低，是限制發(fā)揮其職能的重要原因，另一方面是制度上的缺陷，甚至是“形式重于實質(zhì)”，雖然獨立董事可以幫助董事會提高決策質(zhì)量，樹立公司形象，但是倘若缺乏有關(guān)規(guī)章制度的支持，獨立董事在公司的約束性將會大打折扣。從表5中可以看到，董事長與總經(jīng)理兼任為負值，在0.15水平下顯著負相關(guān)，這與周建波等（2003）的研究相一致，說明兩職合一與公司績效呈顯著負相關(guān)，這與總經(jīng)理的自利性是相悖的，削弱了董事會的有效性和獨立性，繼而影響公司績效。

五、結(jié)論

自我國股權(quán)分置改革以來，越來越多的上市公司開始公布股權(quán)激勵草案并付諸實施，2006年至2009年間我國股權(quán)激勵的政策也走過了試點→規(guī)范→推廣→完善的整個歷程。本文以2009—2011年間實施股權(quán)激勵的上市公司為基礎進行了實證研究，研究結(jié)果表明股權(quán)激勵整體水平越高，激勵對象（包括高管人員）的工作積極性會得到有力提升，對提高公司價值具有一定的幫助。公司內(nèi)部因素與公司績效的研究表明，公司規(guī)模越大，其治理越完善，公司績效越好。董事長和總經(jīng)理兩職合一與公司業(yè)績的研究中發(fā)現(xiàn)，兩職合一的上市公司削弱了董事會的有效性和獨立性，在此基礎上，必然會影響公司績效。上市公司有理由相信在股權(quán)激勵政策制度上的障礙得以解決之際，高管薪酬信息披露機制會日益完善，通過股票期權(quán)等多種激勵模式對公司員工實行激勵并適當加大激勵強度，擴大企業(yè)規(guī)模，股權(quán)激勵正面效應會越來越明顯，公司業(yè)績也會得到進一步的提升?！?/p>

【參考文獻】

[1] Akimova，Schwodiauer，G.Ownership Structure，Corporate Governanceand Enterprise Performance：Empirical Results for Ukraine[J].International Advances in Economic Research，2004（1）：28-42.

[2] Jensen M C，Meckling.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs，and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1976（3）：305-360.

[3] Victoria Krivogorsky.Ownership，Board Structure and Performance in Continental Europe[J].The International Journal of Accounting，2006，41（2）：176-197.

[4] 程隆云，岳春苗.上市公司高管層股權(quán)激勵績效的實證分析[J].經(jīng)濟與管理研究，2008（6）：17-22.

[5] 陳凱，王締.經(jīng)營者股權(quán)激勵、約束水平與公司業(yè)績[J].科技經(jīng)濟市場，2008（3）：65-66.

[6] 劉國亮，王加勝.上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、激勵制度及績效的實證研究[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2000（5）：45-49.

[7] 潘穎.股權(quán)激勵、股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績關(guān)系的實證研究——基于公司治理視角[J].經(jīng)濟問題，2009（8）：107-109.

[8] 周建波，孫菊生.經(jīng)營者股權(quán)激勵的治理效應研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2003（5）：74-82.

（三）變量選擇

1.被解釋變量。公司業(yè)績：目前國內(nèi)外對于公司績效的衡量指標主要分為市場指標和會計業(yè)績指標兩種，某種程度上來說，財務績效指標能夠客觀反映來源于過去的經(jīng)營成果，但是不能很好地反映將來的績效，再者因為會計業(yè)績受人為操縱的可能性較大，并不能準確反映公司價值，考慮到我國資本市場的逐步完善，所以托賓Q值是很好的選擇，雖然它表示資本的重置價值與市場價值的比值，但其絕對值大小還是在很大程度上反映了公司經(jīng)營績效的優(yōu)劣。所以本文選取上市公司首次披露年與前一年的托賓Q差值來衡量激勵效應。

2.解釋變量。股權(quán)激勵水平：為了全面地從整體上衡量股權(quán)激勵程度，本文選取股權(quán)激勵權(quán)益總額占授予時公司總股本比例以及高管人員所持激勵股占當期授予激勵權(quán)益總額比例兩個指標綜合反映股權(quán)激勵水平。

3.控制變量。為了在激烈的市場競爭中取得成本優(yōu)勢，則公司規(guī)模的擴張將成為首選，其有益于提高公司的經(jīng)營效率，公司內(nèi)部的治理結(jié)構(gòu)、資本結(jié)構(gòu)等也會一定程度上影響到公司績效，考慮到這些特征因素的存在，本文選取以下控制變量：公司規(guī)模、獨立董事比例、董事會規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、公司發(fā)展能力以及董事長與總經(jīng)理兼任情況。各變量的具體定義如表1所示。

（四）模型設計

鑒于公司績效的影響是通過股權(quán)激勵從不同的方面來實現(xiàn)的，所以為了驗證本文的假設，擬建立多元回歸方程進行研究分析，并結(jié)合我國實際加入相關(guān)控制變量，準確反映股權(quán)激勵、公司特征因素與公司績效間的相關(guān)關(guān)系?；貧w方程如下：

Q=α+β1MSR+β2MS+β3SIZE+β4BI+β5DIRSIZE+β6LE+β7FOC+β8GROWTH+β9PL+ε

其中：Q為企業(yè)經(jīng)營業(yè)績;MSR與MS分別表示激勵總權(quán)益占比和高管激勵權(quán)益占比，衡量股權(quán)激勵水平;SIZE、BI、DIRSIZE、LE、FOC、GROWTH、PL分別表示公司規(guī)模、獨立董事規(guī)模、董事會規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、公司發(fā)展能力以及董事長與總經(jīng)理兼任情況;α為常數(shù)項;βi為各個變量系數(shù);ε為隨機擾動項。

四、實證結(jié)果分析

（一）樣本描述性統(tǒng)計

從表2可以發(fā)現(xiàn)，2009年和2010年實施前后托賓Q值均有上升，而2011年實施股權(quán)激勵的上市公司在實施前后的托賓Q值卻有所下降，其原因可能是2011年歐洲債務危機引起的，2011年11月PMI值為49%，降幅為三年以來最大，這也是三年來首次回落到50%以下，而該指標的快速回落預示著整體經(jīng)濟收縮跡象明顯，經(jīng)濟必將受到影響。

從表3各變量的描述性結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，托賓Q差均值為負，只能說明在2009—2011年間，上市公司實施股權(quán)激勵前后業(yè)績受到了2011年歐債危機影響，導致累積業(yè)績效應為負，這也是正常的現(xiàn)象，并不影響后面針對其影響因素的研究。MSR、MS代表公司的股權(quán)激勵水平，其均值分別為3.56%和42.74%，最大值分別為9.94%和100%，說明選取的樣本公司股權(quán)激勵水平較合適，極大與極小值間差異略大，說明樣本間股權(quán)激勵結(jié)構(gòu)差異較大，還有待改進。股權(quán)集中度分布狀況較為分散，樣本差距較大，說明樣本公司間股權(quán)集中度存在明顯差異。表中資本結(jié)構(gòu)LE反映企業(yè)經(jīng)營風險的大小，舉債經(jīng)營的能力，樣本公司間LE分布差異較大，可能會對結(jié)果產(chǎn)生一定影響。

（二）樣本的相關(guān)性分析

從表4相關(guān)性分析中可以看出，激勵總權(quán)益占比和高管激勵權(quán)益占比與托賓Q值的相關(guān)系數(shù)分別為0.390和0.516，均為正數(shù)，且達到了0.01的顯著性，說明托賓Q值與股權(quán)激勵水平顯著正相關(guān)，即公司績效會隨著股權(quán)激勵水平的提升而增加，假設1和2得以初步驗證。股權(quán)激勵整體水平與公司規(guī)模和獨立董事規(guī)模在顯著性水平為0.05和0.01上負相關(guān)，可能由于公司規(guī)模如果較小，則越需要去授予激勵權(quán)益，使得公司各階層為公司的長期發(fā)展而努力。托賓Q值與兩職合一相關(guān)系數(shù)為-0.282，并顯著相關(guān)，說明兩職合一不利于公司價值提升，初步驗證了假設H3c。

（三）回歸結(jié)果分析

從表5的回歸結(jié)果可以看出，容差大于0.1，且方差膨脹因子VIF小于10，說明自變量間不存在共線性問題。

回歸方程在0.01的水平下顯著，通過了方程顯著性檢驗。表5研究結(jié)果顯示：股權(quán)激勵水平對公司績效產(chǎn)生了顯著性影響，即當期授予的激勵總權(quán)益越大，公司價值越能得以實現(xiàn)，高管人員在當期授予激勵權(quán)益越高，工作的積極性也會有所提升，促進公司業(yè)績的上升，假設1和2得以進一步驗證;在公司內(nèi)部因素中，僅有公司規(guī)模與公司績效回歸結(jié)果通過了顯著性檢驗，即公司規(guī)模越大，其治理程度也會相對完善，股權(quán)激勵制度也得以有效發(fā)揮;獨立董事比例并未對公司績效產(chǎn)生顯著影響，究其原因有如下兩點：第一，我國獨立董事獨立性缺失可能導致經(jīng)營與監(jiān)管雙方合謀仍值得懷疑，某種程度上如果出現(xiàn)與經(jīng)營者“合謀”行為則影響公司業(yè)績;第二，在不存在“合謀”情況之下，獨立董事發(fā)揮作用需要一定條件，一方面是數(shù)量條件，從大多數(shù)上市公司的情況來看，獨立董事比例設置過低，是限制發(fā)揮其職能的重要原因，另一方面是制度上的缺陷，甚至是“形式重于實質(zhì)”，雖然獨立董事可以幫助董事會提高決策質(zhì)量，樹立公司形象，但是倘若缺乏有關(guān)規(guī)章制度的支持，獨立董事在公司的約束性將會大打折扣。從表5中可以看到，董事長與總經(jīng)理兼任為負值，在0.15水平下顯著負相關(guān)，這與周建波等（2003）的研究相一致，說明兩職合一與公司績效呈顯著負相關(guān)，這與總經(jīng)理的自利性是相悖的，削弱了董事會的有效性和獨立性，繼而影響公司績效。

五、結(jié)論

自我國股權(quán)分置改革以來，越來越多的上市公司開始公布股權(quán)激勵草案并付諸實施，2006年至2009年間我國股權(quán)激勵的政策也走過了試點→規(guī)范→推廣→完善的整個歷程。本文以2009—2011年間實施股權(quán)激勵的上市公司為基礎進行了實證研究，研究結(jié)果表明股權(quán)激勵整體水平越高，激勵對象（包括高管人員）的工作積極性會得到有力提升，對提高公司價值具有一定的幫助。公司內(nèi)部因素與公司績效的研究表明，公司規(guī)模越大，其治理越完善，公司績效越好。董事長和總經(jīng)理兩職合一與公司業(yè)績的研究中發(fā)現(xiàn)，兩職合一的上市公司削弱了董事會的有效性和獨立性，在此基礎上，必然會影響公司績效。上市公司有理由相信在股權(quán)激勵政策制度上的障礙得以解決之際，高管薪酬信息披露機制會日益完善，通過股票期權(quán)等多種激勵模式對公司員工實行激勵并適當加大激勵強度，擴大企業(yè)規(guī)模，股權(quán)激勵正面效應會越來越明顯，公司業(yè)績也會得到進一步的提升?！?/p>

【參考文獻】

[1] Akimova，Schwodiauer，G.Ownership Structure，Corporate Governanceand Enterprise Performance：Empirical Results for Ukraine[J].International Advances in Economic Research，2004（1）：28-42.

[2] Jensen M C，Meckling.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs，and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1976（3）：305-360.

[3] Victoria Krivogorsky.Ownership，Board Structure and Performance in Continental Europe[J].The International Journal of Accounting，2006，41（2）：176-197.

[4] 程隆云，岳春苗.上市公司高管層股權(quán)激勵績效的實證分析[J].經(jīng)濟與管理研究，2008（6）：17-22.

[5] 陳凱，王締.經(jīng)營者股權(quán)激勵、約束水平與公司業(yè)績[J].科技經(jīng)濟市場，2008（3）：65-66.

[6] 劉國亮，王加勝.上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、激勵制度及績效的實證研究[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2000（5）：45-49.

[7] 潘穎.股權(quán)激勵、股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績關(guān)系的實證研究——基于公司治理視角[J].經(jīng)濟問題，2009（8）：107-109.

[8] 周建波，孫菊生.經(jīng)營者股權(quán)激勵的治理效應研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2003（5）：74-82.

（三）變量選擇

1.被解釋變量。公司業(yè)績：目前國內(nèi)外對于公司績效的衡量指標主要分為市場指標和會計業(yè)績指標兩種，某種程度上來說，財務績效指標能夠客觀反映來源于過去的經(jīng)營成果，但是不能很好地反映將來的績效，再者因為會計業(yè)績受人為操縱的可能性較大，并不能準確反映公司價值，考慮到我國資本市場的逐步完善，所以托賓Q值是很好的選擇，雖然它表示資本的重置價值與市場價值的比值，但其絕對值大小還是在很大程度上反映了公司經(jīng)營績效的優(yōu)劣。所以本文選取上市公司首次披露年與前一年的托賓Q差值來衡量激勵效應。

2.解釋變量。股權(quán)激勵水平：為了全面地從整體上衡量股權(quán)激勵程度，本文選取股權(quán)激勵權(quán)益總額占授予時公司總股本比例以及高管人員所持激勵股占當期授予激勵權(quán)益總額比例兩個指標綜合反映股權(quán)激勵水平。

3.控制變量。為了在激烈的市場競爭中取得成本優(yōu)勢，則公司規(guī)模的擴張將成為首選，其有益于提高公司的經(jīng)營效率，公司內(nèi)部的治理結(jié)構(gòu)、資本結(jié)構(gòu)等也會一定程度上影響到公司績效，考慮到這些特征因素的存在，本文選取以下控制變量：公司規(guī)模、獨立董事比例、董事會規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、公司發(fā)展能力以及董事長與總經(jīng)理兼任情況。各變量的具體定義如表1所示。

（四）模型設計

鑒于公司績效的影響是通過股權(quán)激勵從不同的方面來實現(xiàn)的，所以為了驗證本文的假設，擬建立多元回歸方程進行研究分析，并結(jié)合我國實際加入相關(guān)控制變量，準確反映股權(quán)激勵、公司特征因素與公司績效間的相關(guān)關(guān)系?；貧w方程如下：

Q=α+β1MSR+β2MS+β3SIZE+β4BI+β5DIRSIZE+β6LE+β7FOC+β8GROWTH+β9PL+ε

其中：Q為企業(yè)經(jīng)營業(yè)績;MSR與MS分別表示激勵總權(quán)益占比和高管激勵權(quán)益占比，衡量股權(quán)激勵水平;SIZE、BI、DIRSIZE、LE、FOC、GROWTH、PL分別表示公司規(guī)模、獨立董事規(guī)模、董事會規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)集中度、公司發(fā)展能力以及董事長與總經(jīng)理兼任情況;α為常數(shù)項;βi為各個變量系數(shù);ε為隨機擾動項。

四、實證結(jié)果分析

（一）樣本描述性統(tǒng)計

從表2可以發(fā)現(xiàn)，2009年和2010年實施前后托賓Q值均有上升，而2011年實施股權(quán)激勵的上市公司在實施前后的托賓Q值卻有所下降，其原因可能是2011年歐洲債務危機引起的，2011年11月PMI值為49%，降幅為三年以來最大，這也是三年來首次回落到50%以下，而該指標的快速回落預示著整體經(jīng)濟收縮跡象明顯，經(jīng)濟必將受到影響。

從表3各變量的描述性結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，托賓Q差均值為負，只能說明在2009—2011年間，上市公司實施股權(quán)激勵前后業(yè)績受到了2011年歐債危機影響，導致累積業(yè)績效應為負，這也是正常的現(xiàn)象，并不影響后面針對其影響因素的研究。MSR、MS代表公司的股權(quán)激勵水平，其均值分別為3.56%和42.74%，最大值分別為9.94%和100%，說明選取的樣本公司股權(quán)激勵水平較合適，極大與極小值間差異略大，說明樣本間股權(quán)激勵結(jié)構(gòu)差異較大，還有待改進。股權(quán)集中度分布狀況較為分散，樣本差距較大，說明樣本公司間股權(quán)集中度存在明顯差異。表中資本結(jié)構(gòu)LE反映企業(yè)經(jīng)營風險的大小，舉債經(jīng)營的能力，樣本公司間LE分布差異較大，可能會對結(jié)果產(chǎn)生一定影響。

（二）樣本的相關(guān)性分析

從表4相關(guān)性分析中可以看出，激勵總權(quán)益占比和高管激勵權(quán)益占比與托賓Q值的相關(guān)系數(shù)分別為0.390和0.516，均為正數(shù)，且達到了0.01的顯著性，說明托賓Q值與股權(quán)激勵水平顯著正相關(guān)，即公司績效會隨著股權(quán)激勵水平的提升而增加，假設1和2得以初步驗證。股權(quán)激勵整體水平與公司規(guī)模和獨立董事規(guī)模在顯著性水平為0.05和0.01上負相關(guān)，可能由于公司規(guī)模如果較小，則越需要去授予激勵權(quán)益，使得公司各階層為公司的長期發(fā)展而努力。托賓Q值與兩職合一相關(guān)系數(shù)為-0.282，并顯著相關(guān)，說明兩職合一不利于公司價值提升，初步驗證了假設H3c。

（三）回歸結(jié)果分析

從表5的回歸結(jié)果可以看出，容差大于0.1，且方差膨脹因子VIF小于10，說明自變量間不存在共線性問題。

回歸方程在0.01的水平下顯著，通過了方程顯著性檢驗。表5研究結(jié)果顯示：股權(quán)激勵水平對公司績效產(chǎn)生了顯著性影響，即當期授予的激勵總權(quán)益越大，公司價值越能得以實現(xiàn)，高管人員在當期授予激勵權(quán)益越高，工作的積極性也會有所提升，促進公司業(yè)績的上升，假設1和2得以進一步驗證;在公司內(nèi)部因素中，僅有公司規(guī)模與公司績效回歸結(jié)果通過了顯著性檢驗，即公司規(guī)模越大，其治理程度也會相對完善，股權(quán)激勵制度也得以有效發(fā)揮;獨立董事比例并未對公司績效產(chǎn)生顯著影響，究其原因有如下兩點：第一，我國獨立董事獨立性缺失可能導致經(jīng)營與監(jiān)管雙方合謀仍值得懷疑，某種程度上如果出現(xiàn)與經(jīng)營者“合謀”行為則影響公司業(yè)績;第二，在不存在“合謀”情況之下，獨立董事發(fā)揮作用需要一定條件，一方面是數(shù)量條件，從大多數(shù)上市公司的情況來看，獨立董事比例設置過低，是限制發(fā)揮其職能的重要原因，另一方面是制度上的缺陷，甚至是“形式重于實質(zhì)”，雖然獨立董事可以幫助董事會提高決策質(zhì)量，樹立公司形象，但是倘若缺乏有關(guān)規(guī)章制度的支持，獨立董事在公司的約束性將會大打折扣。從表5中可以看到，董事長與總經(jīng)理兼任為負值，在0.15水平下顯著負相關(guān)，這與周建波等（2003）的研究相一致，說明兩職合一與公司績效呈顯著負相關(guān)，這與總經(jīng)理的自利性是相悖的，削弱了董事會的有效性和獨立性，繼而影響公司績效。

五、結(jié)論

自我國股權(quán)分置改革以來，越來越多的上市公司開始公布股權(quán)激勵草案并付諸實施，2006年至2009年間我國股權(quán)激勵的政策也走過了試點→規(guī)范→推廣→完善的整個歷程。本文以2009—2011年間實施股權(quán)激勵的上市公司為基礎進行了實證研究，研究結(jié)果表明股權(quán)激勵整體水平越高，激勵對象（包括高管人員）的工作積極性會得到有力提升，對提高公司價值具有一定的幫助。公司內(nèi)部因素與公司績效的研究表明，公司規(guī)模越大，其治理越完善，公司績效越好。董事長和總經(jīng)理兩職合一與公司業(yè)績的研究中發(fā)現(xiàn)，兩職合一的上市公司削弱了董事會的有效性和獨立性，在此基礎上，必然會影響公司績效。上市公司有理由相信在股權(quán)激勵政策制度上的障礙得以解決之際，高管薪酬信息披露機制會日益完善，通過股票期權(quán)等多種激勵模式對公司員工實行激勵并適當加大激勵強度，擴大企業(yè)規(guī)模，股權(quán)激勵正面效應會越來越明顯，公司業(yè)績也會得到進一步的提升?！?/p>

【參考文獻】

[1] Akimova，Schwodiauer，G.Ownership Structure，Corporate Governanceand Enterprise Performance：Empirical Results for Ukraine[J].International Advances in Economic Research，2004（1）：28-42.

[2] Jensen M C，Meckling.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs，and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1976（3）：305-360.

[3] Victoria Krivogorsky.Ownership，Board Structure and Performance in Continental Europe[J].The International Journal of Accounting，2006，41（2）：176-197.

[4] 程隆云，岳春苗.上市公司高管層股權(quán)激勵績效的實證分析[J].經(jīng)濟與管理研究，2008（6）：17-22.

[5] 陳凱，王締.經(jīng)營者股權(quán)激勵、約束水平與公司業(yè)績[J].科技經(jīng)濟市場，2008（3）：65-66.

[6] 劉國亮，王加勝.上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、激勵制度及績效的實證研究[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2000（5）：45-49.

[7] 潘穎.股權(quán)激勵、股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績關(guān)系的實證研究——基于公司治理視角[J].經(jīng)濟問題，2009（8）：107-109.

[8] 周建波，孫菊生.經(jīng)營者股權(quán)激勵的治理效應研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2003（5）：74-82.