高建立 劉澄 段永燦

[摘要] 股權(quán)激勵作為長期激勵機制的一種重要方式，被認為是解決委托代理問題的一種有效機制。本文選取股權(quán)分置改革實施以來，截至2009年底實施股權(quán)激勵的A股上市公司作為研究對象，對上市公司股權(quán)激勵效應(yīng)進行實證研究，結(jié)果表明，選擇實施股權(quán)激勵制度的上市公司財務(wù)基礎(chǔ)較好，在實施股權(quán)激勵制度之后，公司績效仍然顯著優(yōu)于未實施股權(quán)激勵的上市公司，但是這種優(yōu)勢主要來源于股權(quán)激勵的短期效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，本文又對影響股權(quán)激勵效應(yīng)的因素進行了實證檢驗。

[關(guān)鍵詞] 上市公司；股權(quán)激勵；經(jīng)營業(yè)績；因子分析

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 23. 011

[中圖分類號]F275；F276.6[文獻標識碼]A[文章編號]1673 - 0194（2012）23- 0017- 04

1引言

股權(quán)激勵制度作為長期激勵機制的一種重要方式，被認為是解決委托代理問題的一種有效機制。關(guān)于股權(quán)激勵與公司經(jīng)營業(yè)績的關(guān)系，國內(nèi)外很多學者有過相關(guān)的研究。Banker等研究表明，當實施的激勵計劃包含了非財務(wù)指標之后，非財務(wù)績效與財務(wù)績效都得到了顯著提升[1] 。Hanlon等研究表明基于B-S定價的股票期權(quán)與未來經(jīng)營收入相關(guān)[2] 。McAnally等檢驗了授予股票期權(quán)是否解釋了未實現(xiàn)的盈余目標，包括報告虧損、盈余降低和未實現(xiàn)的分析預測[3]。Armstrong等檢驗了CEO股權(quán)式持有和薪酬是否為操縱會計報表提供了動機[4]。國內(nèi)學者中，聶麗潔 等認為如何在股票期權(quán)計劃的實施中解決市場價格可能出現(xiàn)的失真，是股票期權(quán)能否有效實施的關(guān)鍵因素之一[5]。周建波 等考察了公司治理特征、經(jīng)營者股權(quán)激勵與公司經(jīng)營業(yè)績提高的關(guān)系[6]。顧斌指出目前我國上市公司高管人員股權(quán)激勵的長期效應(yīng)不明顯，股權(quán)激勵實施后業(yè)績的提升不顯著；不同的行業(yè)和不同的激勵模式具有不同的激勵效應(yīng)[7]。呂長江的研究結(jié)果表明，股票市場對股權(quán)激勵費用化的會計處理及公司業(yè)績的變化有負向反應(yīng)，而且反應(yīng)的程度與激勵費用對公司業(yè)績的影響成正比[8]。

現(xiàn)有的關(guān)于股權(quán)激勵和公司經(jīng)營績效評價的實證文獻中，企業(yè)績效的度量指標大多數(shù)都直接使用了表示企業(yè)市值、股價波動等的市場價值指標或每股收益、凈資產(chǎn)收益率等利潤指標；在績效形式的選擇上，大都采用了單一指標的形式。而選取單一的會計指標來衡量公司績效不夠全面，說服力不強，且某些指標很大程度上受外界環(huán)境的影響較大，不能客觀地反映公司的真實情況。本文運用因子分析法建立了企業(yè)經(jīng)營績效的綜合指標，使得績效指標更全面，更有說服力，并以此為基礎(chǔ)來研究股權(quán)激勵對業(yè)績的影響。

2研究設(shè)計

2.1 研究方法

本文擬采用綜合財務(wù)指標來衡量企業(yè)的經(jīng)營績效，即通過企業(yè)一定經(jīng)營期間的盈利能力、營運能力、償債能力、發(fā)展能力等定量指標，對企業(yè)財務(wù)狀況和經(jīng)營成果做出綜合評價。企業(yè)財務(wù)效益狀況評價選擇凈資產(chǎn)收益率、基本每股收益兩個指標；資產(chǎn)營運狀況選擇總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率兩個指標；償債能力狀況選擇現(xiàn)金流動負債比率、流動比率、速動比率3個指標；發(fā)展能力狀況選擇營業(yè)收入增長率、凈資產(chǎn)增長率兩個指標。

多個評價指標構(gòu)成的綜合評價指標體系能夠較為全面地反映上市公司的經(jīng)營績效。但是，各個指標分別反映企業(yè)的不同層面，且相互之間具有一定的相關(guān)性，所包含的信息發(fā)生重疊，難以簡單地進行累加，因此，為了較為客觀地反映企業(yè)的經(jīng)營績效，本文采用因子分析方法對上市公司的經(jīng)營績效進行綜合評價。同時為比較已實施股權(quán)激勵上市公司與同期的未實施股權(quán)激勵上市公司的經(jīng)營績效，采用的方法為Wilcoxon檢驗。

2.2 研究假設(shè)

股權(quán)激勵作為長期激勵機制的一種重要方式，將高級管理人員的報酬與企業(yè)長期經(jīng)營業(yè)績相聯(lián)系，促進了經(jīng)營者和股東利益的一致性，減少了管理人員的機會主義行為和股東對其進行監(jiān)督的成本，在提高公司價值、推進經(jīng)濟增長等方面應(yīng)該能夠發(fā)揮積極的作用。由此提出研究假設(shè)：實施股權(quán)激勵的上市公司績效顯著優(yōu)于未實施股權(quán)激勵的上市公司。

2.3 樣本選擇

本文選取股權(quán)分置改革以來已實施股權(quán)激勵制度的51家A 股上市公司作為樣本進行分析。為了更好地比較上市公司股權(quán)激勵的實施效果，同時也為了控制其他因素，為每一家實施股權(quán)激勵的上市公司尋找一個配對上市公司。挑選配對樣本時遵循以下原則：一是在同板塊同行業(yè)內(nèi)挑選，行業(yè)的劃定以證監(jiān)會行業(yè)劃分標準為準；二是選擇資產(chǎn)規(guī)模最為接近且未實施股權(quán)激勵的上市公司。數(shù)據(jù)來源于各年度上市公司年報及公告，以及CCER數(shù)據(jù)庫，本文使用的統(tǒng)計軟件為SPSS 16.0。

3實證檢驗

3.1 數(shù)據(jù)檢驗

用于因子分析的變量必須是相關(guān)的。檢驗變量之間是否足夠相關(guān)，可以使用KMO檢驗，以及Bartlett球度檢驗。通過檢驗，KMO統(tǒng)計量為0.639，接近0.7，因此適合作因子分析。Bartlett球度檢驗的P值接近0，表明變量之間具有較強的相關(guān)關(guān)系，同樣證明適合作因子分析。

3.2 因子提取

本文通過主成分分析的思想提取公因子。因子數(shù)量的確定可以根據(jù)因子方差貢獻率來選擇，一般情況下，累計貢獻率達到80%以上的前幾個因子可以作為最后的公因子。從特征根角度看，一般要求因子對應(yīng)的特征根要大于1。通過實證研究，前4個因子的累計方差貢獻率達到了84.206%，因子分析的效果較為理想，其他因子的特征根都遠小于1，所以選擇了前4個因子。

共同度量刻畫了因子全體對變量信息解釋的程度，是評價變量信息丟失程度的重要指標，也是衡量因子分析效果的重要指標。通過共同度量分析可知，大部分變量的共同度量都在70%以上，5個指標的共同度量甚至超過了90%，說明提取的因子能夠反映原始變量的大部分信息，因此，提取出的因子對原始變量的解釋能力較強，因子分析效果較好。

3.3 因子命名和解釋

采用Varimax法可以得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。載荷是變量與因子之間的線性相關(guān)系數(shù)，反映的是變量與因子之間的相關(guān)程度。因子旋轉(zhuǎn)的目的是使因子的含義更加清楚，以便于對因子進行命名和解釋。通過分析可知，第一個因子與流動比率、速動比率、現(xiàn)金流動負債比率的載荷系數(shù)較大，主要解釋了這3個變量，反映了企業(yè)的償債能力。第二個因子與流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率載荷系數(shù)較大，主要解釋了這兩個變量，反映了企業(yè)的營運能力。第三個因子與凈資產(chǎn)增長率、營業(yè)收入增長率載荷系數(shù)較大，主要解釋了這兩個變量，反映了企業(yè)的發(fā)展能力。第四個因子與基本每股收益、凈資產(chǎn)收益率載荷系數(shù)較大，主要解釋了這兩個變量，反映了企業(yè)的盈利能力。

3.4 總因子得分檢驗

利用SPSS按回歸法估計可以得到因子得分系數(shù)矩陣，因子得分就是每個因子在每個樣本上的具體取值。由此可以將因子表示為每個變量的線性組合，得到的因子得分函數(shù)為：

F1=0.002x1-0.058x2+0.006x3-0.008x4+0.335x5+0.348x6+0.344x7+0.011x8+0.043x9

F2=0.010x1-0.088x2-0.010x3+0.011x4-0.002x5+0.039x6+0.028x7+0.525x8+0.527x9

F3=0.109x1-0.203x2+0.593x3+0.563x4+0.007x5-0.008x6-0.001x7-0.001x8+0.004x9

F4=0.491x1+0.744x2-0.112x3-0.071x4-0.037x5-0.030x6-0.006x7-0.062x8-0.027x9

根據(jù)上述結(jié)果便可計算出每家上市公司對應(yīng)的4個因子的取值，也就是因子得分。然后用每個因子的方差貢獻率做權(quán)數(shù)，對每個因子得分進行加權(quán)，然后加總得到每家上市公司的總因子得分F，計算公式為：

F=■F1+■F2+■F3+■F4

首先，分別選取股權(quán)激勵實施前后兩組樣本的F值，對此進行Wilcoxon檢驗，檢驗結(jié)果見表1。

從表1中可以看出，已實施股權(quán)激勵上市公司實施前三年度的F均值為0.100 0，高于未實施的上市公司F均值-0.098 9，得出的P=0.001，說明兩個樣本存在顯著差異，即實施股權(quán)激勵制度的上市公司財務(wù)基礎(chǔ)較好。在此基礎(chǔ)上，對實施股權(quán)激勵后的F值進行Wilcoxon檢驗，從總體來看，已實施股權(quán)激勵的上市公司F均值為0.062 2，高于未實施股權(quán)激勵的上市公司F均值-0.063 1，得出的P=0.014，說明這種差異具有顯著性，即實施股權(quán)激勵的上市公司績效顯著優(yōu)于未實施的上市公司。

進而分年度進行檢驗，實施后的第一年，已實施股權(quán)激勵的上市公司F均值為0.214 7，高于未實施股權(quán)激勵的上市公司F均值-0.053 6，得出的P=0.012，說明這種差異具有顯著性，即在實施后的第一年，實施股權(quán)激勵的上市公司績效顯著優(yōu)于未實施股權(quán)激勵的上市公司。

實施后的第二年，已實施股權(quán)激勵的上市公司F均值為-0.034 9，低于未實施股權(quán)激勵的上市公司F均值-0.014 8，但得出的P=0.894，說明這種差異并不具有顯著性，即在實施后的第二年，已實施股權(quán)激勵上市公司與未實施股權(quán)激勵上市公司的經(jīng)營績效不存在顯著差異。

實施后的第三年，已實施股權(quán)激勵的上市公司F均值為-0.010 3，高于未實施股權(quán)激勵的上市公司F均值-0.155 8，但得出的P=0.108，說明這種差異不具有顯著性，即在實施后的第三年，已實施股權(quán)激勵上市公司與未實施股權(quán)激勵上市公司的經(jīng)營績效不存在顯著差異。

實施后的第四年，已實施股權(quán)激勵的上市公司F均值為-0.071 8，高于未實施股權(quán)激勵的上市公司F均值-0.098 2，但得出的P=0.650，說明這種差異不具有顯著性，即在實施后的第四年，兩組上市公司績效同樣不存在顯著差異。

從以上分析可以看出，選擇實施股權(quán)激勵制度的上市公司財務(wù)基礎(chǔ)較好，在實施股權(quán)激勵制度之后，從總體來看，公司績效仍然顯著優(yōu)于未實施股權(quán)激勵的上市公司。但是這種優(yōu)勢主要來源于短期效應(yīng)，即從短期看，公司績效得到顯著提高，股權(quán)激勵短期效應(yīng)明顯；但從長期看，公司績效沒有得到顯著提高，股權(quán)激勵長期效應(yīng)并不明顯。

3.5 分指標檢驗

在對公司總體績效進行檢驗之后，下面對各個指標分別進行檢驗。采用的方法仍然為Wilcoxon檢驗。檢驗結(jié)果表明，大部分指標的檢驗結(jié)果與總因子得分檢驗結(jié)果相符，即實施股權(quán)激勵的上市公司在實施前財務(wù)基礎(chǔ)較好，顯著優(yōu)于未實施股權(quán)激勵的上市公司。在實施后財務(wù)指標仍然顯著優(yōu)于未實施股權(quán)激勵的上市公司，但是短期效應(yīng)較為明顯，長期效應(yīng)并不明顯。

但是，基本每股收益、凈資產(chǎn)收益率這兩個指標卻與總因子得分檢驗不甚相符。無論是總體還是分年度，實施股權(quán)激勵上市公司的基本每股收益、凈資產(chǎn)收益率兩個指標在實施后的三個年度仍然顯著優(yōu)于未實施股權(quán)激勵的上市公司。

之所以出現(xiàn)這種情況，很可能是與股權(quán)激勵方案設(shè)置的考核標準有關(guān)。企業(yè)設(shè)置獲授與行權(quán)條件時，主要以每股收益、加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率、凈利潤增長率等盈利指標作為考核標準，因此當管理層面對股權(quán)激勵所能帶來的巨大利益時，存在為滿足授權(quán)和行權(quán)條件而對相關(guān)指標進行盈余管理的動機與可能性。

4結(jié)論

本文主要從我國上市公司股權(quán)激勵與公司績效的關(guān)系展開分析，通過統(tǒng)計分析和實證檢驗，得出結(jié)論如下：

（1）我國上市公司股權(quán)激勵實施各年度實施進展呈現(xiàn)出一定的分布特征，股權(quán)激勵的模式一般分為股票期權(quán)、限制性股票和股票增值權(quán)，現(xiàn)階段股票期權(quán)和限制性股票在我國股權(quán)激勵實施中占據(jù)主導地位。而實施股權(quán)激勵最多的是制造業(yè)，其次是信息技術(shù)業(yè)，而信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)實施股權(quán)激勵的比例最高；股權(quán)激勵制度對上市公司股票價格有正向的激勵作用。

（2）采用因子分析方法對實施股權(quán)激勵上市公司的經(jīng)營績效進行綜合評價。結(jié)果表明，選擇實施股權(quán)激勵制度的上市公司財務(wù)基礎(chǔ)較好，在實施股權(quán)激勵制度之后，公司績效仍然顯著優(yōu)于未實施股權(quán)激勵的上市公司。但是這種優(yōu)勢主要來源于短期效應(yīng)，即股權(quán)激勵短期效應(yīng)較明顯，但長期效應(yīng)并不明顯。

主要參考文獻

[1]Banker R D，Potter G，Srinivasan D.An Empirical Investigation of an Incentive Plan that Includes Nonfinancial Performance Measures[J].Accounting Review，2000，75（1）：65-92.

[2]Hanlon M，Rajgopal S，Shevlin T.Are Executive Stock Options Associated with Future Earnings？[J].Journal of Accounting & Economics，2003，36（1-3）：3-43.

[3]McAnally M L，Srivastava A，Weaver C D.Executive Stock Options， Missed Earnings Targets， and Earnings Management[J].Accounting Review，2008，83（1）：185-216.

[4]Armstrong C S，Jagolinzer A D，Larcker D F.Chief Executive Officer Equity Incentives and Accounting Irregularities[J].Journal of Accounting Research，2010，48（2）：225-271.

[5]聶麗潔，王俊梅，王玲.基于相對EVA的股票期權(quán)激勵模式研究[J].會計研究，2004（10）：79-83.

[6]周建波，孫菊生.經(jīng)營者股權(quán)激勵的治理效應(yīng)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）：35-41.

[7]顧斌，周立燁.我國上市公司股權(quán)激勵實施效果的研究[J].會計研究，2007（2）：79-84.

[8]呂長江，鞏娜.股權(quán)激勵會計處理及其經(jīng)濟后果分析——以伊利股份為例[J].會計研究，2009（5）：53-61.