上市公司股權激勵與公司績效研究

董斌　陳婕

摘要：股權激勵制度可以有效解決現(xiàn)代公司制中委托代理問題，本文運用Rosenbaum邊界估計方法考察處理組平均處理效應的穩(wěn)健性檢驗，嘗試利用傾向得分匹配模型（PSM）來解決股權激勵內(nèi)生性問題。研究發(fā)現(xiàn)我國上市公司股權激勵的實施顯著提升了公司績效，但國有上市公司實施股權激勵對公司績效提升作用不顯著，成長性較高的上市公司實施股權激勵的效果優(yōu)于成長性較低的上市公司。

關鍵詞：股權激勵；公司績效；內(nèi)生性；傾向得分匹配

中圖分類號：F82/84文獻標識碼：A

現(xiàn)代公司的兩權分離引致了公司治理的代理成本問題，代理人為了追尋自身利益而產(chǎn)生道德風險和逆向選擇。為了盡量使經(jīng)理人目標與股東層目標保持一致，上市公司開始探索各種激勵方式。在研究股權激勵與公司績效關系時必須考慮股權激勵實施變量存在的內(nèi)生性問題，本文嘗試利用傾向得分匹配法（PSM）來解決股權激勵內(nèi)生性問題，并利用最新上市公司數(shù)據(jù)實證研究上市公司股權激勵計劃實施對公司績效的影響，期望能為股權激勵制度在我國的推廣提供理論支撐。

一、傾向得分匹配模型

（一）傾向得分匹配模型基本原理

PSM模型的基本原理是在處理組樣本非隨機選擇帶來估計結果偏誤的情況下，根據(jù)實施股權激勵公司的特征（處理組），找出與處理組公司特征盡可能類似的上市公司（控制組），通過比較這兩類上市公司經(jīng)營績效的差異，分離出單獨由實施股權激勵計劃所帶來的公司治理效果的改變情況。根據(jù)樣本中上市公司是否實施股權激勵計劃，Y1i表示已實施股權激勵計劃的上市公司經(jīng)營績效，Y0i表示沒有實施股權激勵計劃的上市公司經(jīng)營績效，定義Y1i-Y0i為處理效應，處理組的平均處理效應（ATT）、控制組的平均處理效應（ATC或ATU）以及平均處理效應（ATE）可以表示為：

ATT=E[（Y1i-Y0i）|Z，treat=1]

ATC=E[（Y1i-Y0i）|Z，treat=0]

ATE=ATT*[SX（]N1[]N1+N0[SX）]+ATU*[SX（]N0[]N1+N0[SX）]

其中treat=1表示處理組，即實施股權激勵計劃；treat=0表示控制組，即沒有實施股權激勵；Z表示所有可觀測的匹配變量，N1表示處理組的樣本數(shù)，N0表示控制組的樣本數(shù)。若以所有的可觀測特征Z為條件的均值同時在控制組中與處理組中都相等，那么實施股權激勵就是一種隨機行為，直接計算Y1i-Y0i就可以得到實施股權激勵單獨帶來的經(jīng)營績效的改變。

在具體進行傾向得分匹配模型的估計時，首先構建以是否實施股權激勵計劃二值變量作為因變量，以影響股權激勵實施的主要上市公司特征為自變量的Logit二值選擇方程，根據(jù)Logit模型計算PS值。其次，檢驗共同支撐假設，即控制組與處理組是否具有相近的傾向得分值，根據(jù)PS值進行匹配，匹配結束后需要進行平行假設檢驗，即控制組與處理組在各個維度上的差異是否過大，如果差異不大繼續(xù)進行下一步，否則重新回到初始步驟，進行Logit模型的重新設定。最后，比較控制組與處理組的經(jīng)營績效差異，并進行統(tǒng)計推斷。

（二）進行穩(wěn)健性檢驗

在利用PSM模型進行匹配前，處理組與控制組是存在顯著差異的，經(jīng)過可觀測因素匹配后，如果不存在影響股權激勵實施的不可觀測因素，那么匹配后的兩組公司就不存在差異。但是，現(xiàn)實中或多或少存在一些人們無法觀測的，或者無法度量的影響股權激勵的因素，導致匹配后的兩組公司仍然存在差異?；诓豢捎^測數(shù)據(jù)異質(zhì)性問題的存在，需要使用Rosenbaum邊界估計方法來檢驗估計結果的穩(wěn)健性。當存在影響股權激勵實施的不可觀測因素異質(zhì)性時，〗根據(jù)可觀測因素匹配后不同上市公司存在的差異，Rosenbaum邊界估計就是通過檢驗稍微改變這種差異的一個比例，是否會導致估計結果發(fā)生較大的改變，本文使用stata中rbounds命令進行處理組ATT的穩(wěn)健性檢驗。

二、數(shù)據(jù)及變量描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2006-2013年所有上市公司作為初選樣本，將2006年到2011年實施股權激勵的上市公司作為處理組樣本，并依據(jù)PSM模型中匹配維度的設定，選取一定上市公司作為控制組樣本，以期研究實施股權激勵的上市公司在2012年、2013年公司績效的提升情況。本文數(shù)據(jù)來源于色諾芬經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫（CCER）、國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）、銳思數(shù)據(jù)庫（RESSET），數(shù)據(jù)篩選的原則是：（1）刪去中途取消股權激勵方案的上市公司；（2）刪去金融類上市公司；（3）刪去重要變量存在缺失值的樣本；（4）刪去ST、PT類上市公司；（5）刪去發(fā)生兼并、收購行為的上市公司，因為這類公司會帶來估計結果偏誤，屬于異常值；（6）刪去資不抵債的上市公司；（7）刪去2011年以后上市的公司。最后得到1 371個實施股權激勵的樣本、10 952個未實施股權激勵的樣本，其中實施股權激勵的樣本占據(jù)1113%。

（二）上市公司基本特征描述性統(tǒng)計

表1列示了影響公司股權激勵實施的主要影響因素，分為處理組、控制組，樣本總體分別對樣本公司的個體特征進行描述，其中差異百分比（%）列示了處理組與控制組各因素的差異百分比。從表1可以看出處理組和控制組樣本特征存在一定差距，特別是銷售回報率（51429%）和公司控制權（-5829%）上。從銷售回報率看，處理組顯著高于控制組，表明實施股權激勵的公司盈利能力顯著高于沒有實施股權激勵的公司。從公司控制權看，在實施股權激勵的公司中只有239%屬于國有控股企業(yè)，而未實施股權激勵的上市公司高達573%。從產(chǎn)權比率看，兩組之間也存在差異，處理組只有1065，顯著小于控制組的1433，這表明實施股權激勵的公司通常是一些負債額度相對較低的公司。此外，在公司規(guī)模、公司股權集中度（H5指數(shù)）、高管薪酬、托賓Q值上，控制組與處理組也或多或少存在差異，這些可觀測因素的顯著差異從另外一個角度說明實施股權激勵的公司并不是隨機實驗選取的樣本公司。

（三）上市公司績效的描述性統(tǒng)計

從直接和間接層面最終選取了5項指標作為公司績效的綜合衡量，具體指標特征見表2。

1.直接指標?，F(xiàn)有研究主要以托賓Q值、總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率等作為績效衡量指標，國外的實證研究普遍采用托賓Q值。由于我國資本市場不夠完善，托賓Q值并不能真實反映我國上市公司的績效，大部分學者轉(zhuǎn)而采用總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率來衡量。還有一些公司使用每股凈收益EPS，但是EPS是絕對指標，使得不同性質(zhì)的上市公司不具備可比性。本文選擇了總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率，作為上市公司績效直接衡量指標。

2.間接指標。股權激勵提升公司績效主要通過激勵高管改善經(jīng)營管理，控制公司運營成本，增加投資渠道。在成本控制方面，公司管理層控制成本主要體現(xiàn)在管理費用上。為了使各類公司具備可比性，可采用管理費用占營業(yè)收入的相對比值作為衡量指標。對投資支出的衡量，本文借鑒支曉強（2007）的研究，用固定資產(chǎn)原價、工程物資以及在建工程三項之和的增加值表示實物資產(chǎn)投資水平，并采用實物資產(chǎn)投資占公司總資產(chǎn)中的相對比值表示投資支出率。

三、實證結果

（一）Logit估計結果

PSM模型進行配對的依據(jù)是除了股權激勵這個因素外，要求進行配對的兩家公司在各方面特征上盡量相近或相同。本文主要從公司財務、公司治理結構、以及高管薪酬方面選擇配對指標，通過多次Logit回歸確定一個最佳Logit模型，該模型的估計結果如表3所示。

從Logit回歸結果看，公司規(guī)模系數(shù)為正，在1%的水平上顯著，說明公司規(guī)模越大，實施股權激勵的動機越強。公司規(guī)模的擴大增加了監(jiān)管難度，實施股權激勵可以使經(jīng)理層目標與股東目標保持一致，從而降低代理成本（Jensen & Meckling，1976）。產(chǎn)權比率的系數(shù)為-0128，在1%的水平上顯著。產(chǎn)權比率代表上市公司風險，系數(shù)為負說明公司的經(jīng)營風險越大，實施股權激勵的可能性越低。銷售回報比的系數(shù)為正，表明上市公司盈利能力顯著地提高了實施股權激勵的可能性。新會計準則規(guī)定期權費用化，實施股票期權會增加公司的經(jīng)營成本。對于盈利能力差的企業(yè)而言，實施股票期權可能使其出現(xiàn)業(yè)績虧損，因而這類企業(yè)不愿意實施股權激勵的方式。托賓Q值是市價與資產(chǎn)重置成本的比值，其Logit回歸系數(shù)為0114，表明股票市場表現(xiàn)良好的上市公司傾向于實施股權激勵。高管年薪的系數(shù)為0376，在1%的水平上顯著，高管年薪較高的上市公司傾向于實施股權激勵。H5指數(shù)代表前5名股東持股比例平方和，其系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著。高管持股使得高管與股東利益一致，從而有效減弱了二者之間的代理問題，此時公司選擇股權激勵的動機就會減弱（Chourou，2008）。最終控制權類型的系數(shù)為-1541，在1%的水平上顯著，表明國有企業(yè)實施股權激勵的傾向明顯低于民營控股企業(yè)。

（二）共同支撐檢驗與平衡性檢驗

1.共同支撐檢驗。從匹配前的傾向得分密度函數(shù)圖可以看出處理組與控制組的PS值分布存在很大差異，處理組的傾向得分大多集中在02左右，而控制組的傾向得分大多集中在005左右，如果忽略這種差異的存在，很可能導致研究結論偏誤；同時，也可以看到處理組與控制組存在一定程度的重疊部分，這就具備了使用傾向得分模型的條件。經(jīng)過匹配，從匹配后的密度函數(shù)分布圖可以看出處理組與控制組已經(jīng)基本重疊，兩組PS值基本上都集中在02左右，這表明PSM模型滿足共同支撐假設。

2.平衡性檢驗。平衡性檢驗是指參與匹配的公司必須在各個維度上與處理組公司相似，這樣才能保證估計結果的可靠性。表4列示了平衡性假設的檢驗結果，處理組和控制組在匹配前的6項指標的差值在1%的水平上顯著。經(jīng)過最近鄰匹配，所有變量的標準誤差絕對值都在大幅減少，其中減少幅度最大的是產(chǎn)權比率，減少的幅度高達983%。在匹配完成后，處理組和控制組在6項匹配指標上都是高度不顯著的，其t檢驗的相伴概率均遠遠大于10%，這表明匹配后的兩組公司在各個維度上已經(jīng)基本相同。另外，從圖2可以直觀看出經(jīng)匹配后，處理組和控制組的各維度變量的絕對偏差基本落在0的這條垂線附件，這表明匹配后的兩個樣本在各個維度變量上已經(jīng)無明顯差別，通過了平衡性假設檢驗。

（三）匹配結果

表5是PSM模型的估計結果，從表中可以看出匹配前實施股權激勵的上市公司的凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率遠遠大于控制組；匹配后，兩者的差異均在縮小，其凈資產(chǎn)收益率平均處理效應ATT系數(shù)為00095 ，總資產(chǎn)收益率平均處理效應ATT差別系數(shù)為00039，兩者均在1%水平下顯著。ATT衡量了單獨由股權激勵帶來的公司績效提升水平，進一步對比可以發(fā)現(xiàn)匹配前代理成本、投資支出率、總資產(chǎn)增長率也都存在一定程度的高估。經(jīng)過匹配能夠發(fā)現(xiàn)股權激勵實施可在一定程度上控制公司代理成本（-00050）、增加投資支出率（00058），并提高公司的總資產(chǎn)增長率（00701），三者分別在10%、1%、1%水平下顯著。其中，ATU衡量了對于沒有實施股權激勵的上市公司來說，如果實施股權激勵可以使凈資產(chǎn)收益率提升的概率為00016、總資產(chǎn)收益率提升的概率為0、代理成本降低的概率為00095、投資支出率提升的概率為00045、總資產(chǎn)增長率提升的概率為00496，ATE衡量了實施股權激勵的上市公司比沒有實施股權激勵的上市公司增加凈資產(chǎn)收益率的概率為00025、增加總資產(chǎn)收益率的概率為00004、降低代理成本的概率為00091、增加投資支出率的概率為00046、增加總資產(chǎn)增長率的概率為00517。

（四）細化研究

1.控制權類型。對人力資本的薪酬激勵方案，尤其是近些年來逐步被廣泛采用的股權激勵的研究，有利于我國企業(yè)優(yōu)化人才資源利用，為近期提出的國有企業(yè)混合所有制的改革提供一個視角。從長期以來，國有企業(yè)人力資源要素來源高度行政化，造成要素資源不合理配置。2015年1月1日正式實施的《中央管理企業(yè)負責人薪酬制度改革方案》①，在高管薪酬結構中增加了“任期激勵”，形成了基本年薪、績效年薪和任期年薪三足鼎立的工資組成結構。張宗義和宋增基（2013）認為國有企業(yè)所有者缺位，使得國有上市公司實施股權激勵不能顯著提升公司績效。本文通過實證研究檢驗該結論（估計結果見表6），在三種匹配方法下發(fā)現(xiàn)國有控股公司實施股權激勵帶來的效果明顯弱于民營控股公司，具體表現(xiàn)在較低的凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率的ATT值，且除了核匹配下凈資產(chǎn)收益率在5%水平下顯著，其他都不顯著；在半徑匹配與核匹配方法下，雖然國有控股公司表現(xiàn)出較高的投資支出率ATT值，但是并不十分顯著；在總資產(chǎn)增長率方面，三種匹配方法下的國有控股公司的ATT均小于民營控股公司。因此，本文驗證了國有上市公司實施股權激勵不能顯著提升公司績效的結論。

2.公司成長性。公司成長性用凈資產(chǎn)收益率增長率來衡量，本文把高于上市公司平均凈資產(chǎn)收益率的增長率定義為高成長性，低于上市公司平均凈資產(chǎn)收益率的增長率定義為低成長性，并分別采用最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配方法，評估不同成長性上市公司實施股權激勵對公司績效的影響，評估結果如表7所示。

不管采用哪一種匹配方法，且不管是高成長性還是低成長性的上市公司，實施股權激勵都有助于提升公司績效。對于相同成長性的上市公司，使用不同匹配方法計算的平均處理效應ATT是有差別的，這主要是由于不同的匹配方法確定了不同的共同支撐域，從而導致匹配對存在差異。對于使用同一種方法估算的不同成長性公司的ATT也有差別，以最近鄰匹配為例，高成長性的上市公司凈資產(chǎn)收益率（0014）、總資產(chǎn)收益率（0008）顯著高于低成長性上市公司，在微觀機制的衡量指標中，高成長性上市公司更有效地控制了成本（0008>0003），但是并沒有表現(xiàn)出較高的投資率水平（0528<1785）。這可能是因為高成長性的上市公司本身具有較高的投資水平，實施股權激勵雖然不能明顯增加投資水平，但卻可以選擇投資更加優(yōu)質(zhì)的項目，因而高成長性的上市公司實施股權激勵提升公司績效的效果更明顯。

四、穩(wěn)健性檢驗

本文使用Rosenbaum邊界估計方法，檢驗當存在不可觀測因素異質(zhì)性影響股權激勵實施時，是否會使公司績效的估計結果發(fā)生顯著改變。當Gamma=1時，表示上市公司實施股權激勵的可能性是一致的。通過改變Gamma值，即在上市公司實施股權激勵的概率不同時，Rosenbaum邊界估計計算出公司績效變化的顯著性水平的上下限，Hodges-Lehmann點估計的上下限，以及置信區(qū)間的上下限，如果不可觀測因素異質(zhì)性引起估計結果的顯著改變，那么PSM模型就不適用于研究股權激勵的問題。

以最近鄰匹配為例，本文分別檢測了不同公司績效衡量指標的Rosenbaum邊界估計結果。從表8可以看出不可觀測因素異質(zhì)性引起股權激勵實施可能性，不管是較小變化（如變化11倍）還是較大變化（如變化2倍），對上市公司凈資產(chǎn)收益率影響的置信區(qū)間下限或者HL點估計下限都為正，且顯著性水平都小于1%，這表明異質(zhì)性不會影響股權激勵提升上市公司凈資產(chǎn)的收益率。通過進一步檢驗半徑匹配和核匹配下的Rosenbaum邊界估計情況，發(fā)現(xiàn)結論與最近鄰匹配一致。所以，不可觀測因素的存在不會影響估計結果顯著改變，也就是說基于可觀測因素的傾向得分匹配模型適用于股權激勵的研究，股權激勵實施能夠顯著提升上市公司績效。

五、結論

股權激勵計劃在我國尚且屬于一種新興的公司治理方法和激勵手段，研究股權激勵制度對完善我國公司治理制度，提高公司績效具有重大意義。本文的研究結論如下：（1）實施股權激勵能夠提升公司績效。（2）國有上市公司實施股權激勵不能顯著提升公司績效。（3）成長性較高的上市公司實施股權激勵的效果優(yōu)于成長性低的上市公司。

為了促進國有企業(yè)高管薪酬合理定價機制的形成，現(xiàn)提出如下建議：（1）國有企業(yè)任命高管去行政化，通過建立經(jīng)理人市場，利用市場機制聘任具備經(jīng)營管理才能、經(jīng)驗豐富、高素質(zhì)綜合性人才；（2）國有企業(yè)實施股權激勵強調(diào)的是高管與公司共擔風險、共享利益的原則，只有參與市場充分競爭的國企實施股權激勵才有成效，對于那些帶有壟斷性質(zhì)的國企（如行政壟斷、自然壟斷或者擁有特許經(jīng)營權）不適合實施股權激勵；（3）混合所有制改革中，若加強管理層股權激勵的實施將有利于進一步釋放管理動力，提升經(jīng)營效率，因而在國有企業(yè)改制時可以同步引入股權激勵的薪酬激勵制度；（4）設置股權激勵比例的上限，防止高管過度持股，造成國有控制力的流失。

注釋：

①http：//news.sohu.com/20150101/n407464471.shtml.

參考文獻：

[1]黃之駿，王華.經(jīng)營者股權激勵與企業(yè)價值——基于內(nèi)生性視角的理論分析與經(jīng)驗證據(jù)[J].中國會計評論， 2006， 4（1）： 29-58.

[2]李春玲，張好圓.民營企業(yè)管理層股權激勵與公司業(yè)績的效應研究[J].統(tǒng)計與決策， 2014（13）： 183-185.

[3]宋增基.公司治理與企業(yè)績效： 理論與實證研究[D].重慶：重慶大學，2003.

[4]楊英.我國上市公司管理層股權激勵與公司業(yè)績關系研究[J].中國證券期貨，2012（2）：63-64.

[5]張宗益，宋增基.上市公司經(jīng)理持股與公司績效實證研究[J].重慶大學學報： 社會科學版， 2002，8（6）： 1-3.

[6]支曉強，童盼.管理層業(yè)績報酬敏感度， 內(nèi)部現(xiàn)金流與企業(yè)投資行為——對自由現(xiàn)金流和信息不對稱理論的一個檢驗[J].會計研究， 2008（10）： 73-81.

[7]周建波，孫菊生. 經(jīng)營者股權激勵的治理效應研究[J].經(jīng)濟研究， 2003，5（82）： 3.

[8]Bebchuk L A， Fried J M. Executive Compensation as An Agency Problem[R].National Bureau of Economic Research， 2003.

[9]Chourou L， Abaoub E， Saadi S. The Economic Determinants of CEO Stock Option Compensation[J].Journal of Multinational Financial Management， 2008，18（1）： 61-77.

[10]Demsetz H， Lehn K. The Structure of Corporate Ownership： Causes and Consequences[J].The Journal of Political Economy，1985： 1155-1177.

[11]Fama， E.， Jensen， M. Separation of Ownership and Control [J].Journal of Law and Economics， 1983（26）：301-325.

[12]Hart O D. The Market Mechanism as An Incentive Scheme[J].The Bell Journal of Economics， 1983：366-382.

[13]Hermalin B E， Weisbach M S. The Determinants of Board Composition[J].The RAND Journal of Economics，1988： 589-606.

[14]Jensen M C， Meckling W H. Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Costs， and Ownership Structure[M].Springer Netherlands， 1979.

[15]Martin， Stepher & David Parker， The Impact of Privatization——Ownership and Corporate in the UK Rontledge，1997.

[16]Schultz T W. Investment in Human Capital[J].The American Economic Review， 1961： 1-17.

Abstract：The equity incentive system can solve the principal-agent problem of the modern corporate system.This paper uses Rosenbaum′s bounds estimates to test robustness of the average treatment effect for the treated， and attempts to use the propensity score matching （PSM） to resolve the endogeneity problem in the equity incentive. We find that the implementation of equity incentive in China significantly enhances the company performance， but in state-owned listed company the implementation of equity incentive cannot significantly enhance the company performance. What′s more， the effect of equity incentive implementation in higher growth listed companies is less than that in lower growth listed companies.

Key words：equity incentive； corporate performance； endogeneity； propensity score matching

（責任編輯：關立新）