周 靖

(華中科技大學經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074)

一、引 言

所有權與經(jīng)營權的分離是現(xiàn)代股份公司的重要特征，由于經(jīng)營者與所有者的目標效用函數(shù)不同，以及信息不對稱的存在，兩權分離必然產(chǎn)生委托代理問題［1］。如何恰當設計委托代理契約來約束公司管理層的經(jīng)營行為，使委托人和代理人的利益偏差最小化一直是公司治理理論和實務的熱點和難點。Jensen and Meckling［1］認為，代理問題產(chǎn)生于公司管理者不是公司剩余權益擁有者的事實，如果經(jīng)營者稱為公司剩余收益的擁有者，那么經(jīng)營者與所有者的目標效用函數(shù)趨同，則可較大程度的弱化代理問題。因此，傳統(tǒng)的最優(yōu)契約理論認為，通過設計合理的激勵機制，尤其是股權激勵機制是解決委托代理問題的有效手段，管理層股權激勵與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績正相關［2］［3］［4］［5］［6］。

不過，在管理層持股與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的研究中并不總是支持最優(yōu)契約理論。企業(yè)管理層持股也許會強化管理層“內(nèi)部人控制”的動機，也即管理層權利論［7］。當管理層持有較多公司股份時，其影響董事會的能力逐漸增強并有可能俘獲董事會，便由此獲得管理層權利租金。那么，這種情況下，管理層持股并不能有效地解決委托代理問題，管理層持股激勵不是提高企業(yè)經(jīng)營績效的有效手段，而成為代理問題的來源和管理層尋租的工具，這可能會引發(fā)過度支付問題［8］、盈余管理問題［9］和信息披露問題［10］。經(jīng)驗研究也表明，管理層持股與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績存在非線性的關系［11］［12］;彭程和范文垚［13］、“倒 U 型”關系［14］、甚至負相關關系［15］［16］。

事實上，管理層持股激勵效率存在較大分歧原因可能受到外部宏觀制度環(huán)境的系統(tǒng)性調(diào)節(jié)影響［17］。La Porta et al.［18］最早開始將宏觀制度環(huán)境與管理層持股效率的研究聯(lián)系在一起，通過對美國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，完善的制度環(huán)境能夠降低所有權與經(jīng)營權分離的代理成本，緩解企業(yè)利益相關者之間的利益沖突，優(yōu)化公司的治理效率。對于中小投資者而言，法律機制越健全的地區(qū)對中小投資者的保護力度越大，中小投資者越能通過用腳投票的方式發(fā)揮其對公司治理的作用?？梢?，宏觀制度環(huán)境的改善對管理層持股有效應的影響顯得尤為重要。不過，已有的文獻較少將管理層持股績效與宏觀制度環(huán)境的改善聯(lián)系起來。辛清泉和譚偉強［19］將國有企業(yè)市場化改革的制度背景與國有企業(yè)管理層薪酬契約設計結合在一起，他們研究發(fā)現(xiàn)，國企市場化改革對管理層薪酬契約設計的業(yè)績影響起到正向的調(diào)節(jié)作用，其中，市場業(yè)績比財務業(yè)績的作用更加突出。

在處于市場化轉軌過程中的中國，宏觀制度環(huán)境的波動會更大，其對管理層持股激勵效率的影響可能會更加突出。中國于2007年基本完成股權分置改革，中國的A股市場逐步邁入全流通時代。股權分置改革的制度背景為本文的管理層持股激勵效率的研究提供了一個天然的實驗。在中國股權分置改革之前，流通股股東與非流通股股東持股成本和流通權存在較大差異，客觀上造成了兩類股東的歧視待遇及不公正的對待。這種制度安排也使得非流通股東并不關心公司股價的漲跌，背離流通股股東的利益，股票的定價與公司的市場價值并無直接關聯(lián)，那么，經(jīng)營者持股的業(yè)績效應也就不明顯。股權分置改革是中國證券市場制度環(huán)境建設的一個重要里程碑，有助于完善證券市場制度和優(yōu)化上市公司治理結構，促進市場健康發(fā)展。在股權分置改革之后，完善的市場機制有助于抑制管理層的內(nèi)部控制動機，增加管理層尋租的經(jīng)營成本，有利于公司長期穩(wěn)定的發(fā)展［20］。

我們使用中國大陸A股1282家上市公司2002－2010年的平衡面板數(shù)據(jù)，從經(jīng)驗上考察了股權分置改革這一重要的制度環(huán)境的改善對管理層持股經(jīng)營業(yè)績的影響。我們的研究結果表明，在股權分置改革前，管理層是否持股以及持股比例對上市公司經(jīng)營業(yè)績的相關性較弱，無論使用總資產(chǎn)收益率指標、權益收益率指標還是銷售利潤率指標。不過，當把股權分置改革置于模型中，管理層持股對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績表現(xiàn)出顯著的正相關，且其對財務業(yè)績的敏感性也增強。制度環(huán)境是管理層持股對上市公司經(jīng)營業(yè)績影響的重要調(diào)節(jié)因素，其中對總資產(chǎn)收益率的調(diào)節(jié)效果最好，凈資產(chǎn)收益率次之，銷售利潤率最差。

總的來說，本文在以下兩個方面進行了創(chuàng)新:(1)在企業(yè)績效的衡量上，我們分別使用銷售凈利率、總資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益，較之前單一的績效衡量而言，我們更加全面衡量企業(yè)經(jīng)營績效;(2)在管理層持股與企業(yè)經(jīng)營績效的研究中加入制度環(huán)境的因素，使其相關性更加顯著。文章剩下部分的結構安排如下:第二部分為數(shù)據(jù)來源與研究設計;第三部分為實證結果與分析;最后一部分為研究結論與對策建議。

二、數(shù)據(jù)來源與研究設計

(一)樣本選取

本文研究股權分置改革這一重要制度環(huán)境對管理層持股績效的調(diào)節(jié)作用，因此，樣本數(shù)據(jù)集需要建立在以微觀的上市公司財務數(shù)據(jù)與地區(qū)宏觀環(huán)境的數(shù)據(jù)基礎上。我們選取2002年至2010年中國A股上市公司為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫、WIND數(shù)據(jù)庫和THFD數(shù)據(jù)庫。為提高估計結果的準確性，我們對樣本進行了如下的篩選:(1)刪除在統(tǒng)計邏輯上明顯錯誤的樣本，如企業(yè)總產(chǎn)值為負，從業(yè)人數(shù)為負，總資產(chǎn)小于所有者權益數(shù)值;(2)剔除金融行業(yè)的上市公司;(3)刪除截止2010年12月31日還未進行股改的樣本;(4)刪除統(tǒng)計信息不全的樣本，如缺少下文所描述的衡量值。(5)數(shù)據(jù)庫中存在部分無法使用上述4項篩選程序剔除的異常樣本，如銷售利潤率為－10000，而這些異常樣本對結果的合理性存在較大影響。由此，為克服離群值的影響，我們對樣本進行頭尾各1%的Winsorized縮尾處理。最后，我們得到的樣本包括1282家上市公司，有效樣本點為10766個。

(二)變量定義

1.調(diào)節(jié)變量:股權分置改革(POST)。在計量模型中，如果被解釋變量與解釋變量的關系是另一個變量的函數(shù)，則該變量就是模型估計中的調(diào)節(jié)變量。管理層持股與企業(yè)績效的關系應受到股權分置改革的影響，因此，本文以是否進入股權分置改革作為調(diào)節(jié)變量，在調(diào)節(jié)變量的處理上，有兩種處理方法，一是將其作為與解釋變量的交互項引入方程，通過系數(shù)判定調(diào)節(jié)的效果;二是將調(diào)節(jié)變量作為分組的依據(jù)，對兩組樣本分別進行估計，然后比較其估計系數(shù)判斷調(diào)節(jié)的效果。本文采用第二種處理方法，將是否股權分置改革作為樣本分組的依據(jù)。

2.解釋變量:管理層持股。我們使用兩個方面的指標來衡量管理層持股，一是管理層是否持股(DMAN)，用以反映管理層持股的上市公司經(jīng)營績效與管理層不持股上市公司經(jīng)營績效的區(qū)別，用虛擬變量來衡量，當上市公司管理層持股時，DMAN取值為1，否則取值為0;二是管理層的持股比例(PMAN)，用以衡量在管理層持股的上市公司中，管理層持股比例與上市公司經(jīng)營績效的關系，我們使用董事、監(jiān)事及高級管理人員持股總額占企業(yè)總股本的比重來衡量PMAN。

3.被解釋變量:經(jīng)營績效。為全面衡量公司的經(jīng)營績效，本文分別使用銷售凈利率(ROS)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)和總資產(chǎn)收益率(ROA)來衡量企業(yè)經(jīng)營績效。

4.控制變量。為提高模型估計結果的準確性，我們引入以下控制變量:(1)企業(yè)規(guī)模(SIZE)，使用資產(chǎn)總額的自然對數(shù)來衡量;(2)資產(chǎn)負債率(LEV)，為負債總額與資產(chǎn)總額的比重;(3)管理層薪酬總額(PAY)，為董事、監(jiān)事及高級管理人員薪酬總額的自然對數(shù);(4)成長性(GSALES)，使用銷售收入的同比增長率來衡量;(5)股權集中度(TOP1)，使用第一大股東持股比例來衡量;(6)行業(yè)平均Tobin's Q值(INDTOBIN)，為公司所處行業(yè)的平均Tobin's Q值;(7)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度(GDP)，公司所在地區(qū)年度工業(yè)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)。變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

(三)模型設定

本文研究股權分置改革對管理層持股激勵效果的影響，包括兩個方面的內(nèi)容，一是制度環(huán)境的改善對管理層是否持股對公司經(jīng)營業(yè)績的調(diào)節(jié)影響，二是制度環(huán)境改善對管理層持股比重對公司經(jīng)營業(yè)敏感程度的調(diào)節(jié)關系。因此，構建如下兩個計量模型:

其中，被解釋變量Performance指公司經(jīng)營業(yè)績，我們分別使用銷售凈利率(ROS)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)和總資產(chǎn)收益率(ROA);CONTROL為控制變量集合，包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、成長性(GSALES)、股權集中度(TOP1)、行業(yè)平均Tobin's Q值(INDTOBIN)以及公司所在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度(GDP)。下標i表示企業(yè)，t表示年份，ε為殘差項。參考bebchuk and fried［8］的研究，我們在管理層持股比例的經(jīng)營績效模型(2)中控制了管理層現(xiàn)金薪酬的影響。

三、實證研究結果

表2報告了模型1的估計結果。由表2所示，在股權分置改革前，管理層是否持股變量DMAN在ROS、ROA和ROE模型中的估計系數(shù)分別為－0.009、－0.006和－0.009，且只有ROA模型的顯著性水平達到5%，表明在股權分置改革前，管理層是否持股對上市公司的經(jīng)營業(yè)績不存在顯著的相關關系。事實上，在中國股權分置的時期，上市公司長期存在“同股不同權”現(xiàn)象，流通股與非流通股定價機制相去甚遠，流通股股東與非流通股股東目標函數(shù)也存在較大分歧，管理層持股激勵的業(yè)績效應也較大的削弱。不過，在股權分置改革后，管理層是否持股變量DMAN在ROS、ROA和ROE模型中的估計系數(shù)分別為0.006、0.004和0.011，且ROE模型的顯著性達到5%，ROA模型的顯著性為10%。這表明在股權分置改革后，管理層是否持股與上市公司經(jīng)營業(yè)績的正相關性增強，股權分置改革起到了正向調(diào)節(jié)的作用。另外，從difference系數(shù)檢驗可知，這種正向調(diào)節(jié)作用均通過1%的顯著性檢驗。這足以表明，宏觀制度環(huán)境的改善能夠形成有效的公司法人治理機制，降低所有權與經(jīng)營權分離產(chǎn)生的代理成本，也減少了委托代理的信息不對稱成本，對經(jīng)營者持股與企業(yè)業(yè)績之間產(chǎn)生正的調(diào)節(jié)效果。

表2 制度環(huán)境對管理層是否持股與企業(yè)業(yè)績的調(diào)節(jié)影響

為進一步研究制度環(huán)境改善對管理層持股效率影響的具體程度，我們使用方程(2)對模型進行估計，表3報告了模型2的估計結果。由表3所示，在股權分置改革前，管理層持股比例變量PMAN在ROS、ROA和ROE模型中的估計系數(shù)分別為0.064、0.046和0.065，雖表現(xiàn)出較強正相關性，但模型的顯著性水平都較低，ROS和ROE模型的系數(shù)都沒有通過10%的顯著性檢驗。不過，在股權分置改革后，管理層持股比例變量PMAN在ROS、ROA和ROE模型中的估計系數(shù)和顯著性均大幅增加，估計系數(shù)分別為0.140、0.071和0.142，且都在1%的顯著性水平下顯著，管理層持股比例變量PMAN系數(shù)的差異性檢驗分別為0.0253、0.0777和0.0755，且都通過1%的顯著性水平檢驗。這表明當管理層持股每增加1%的水平，股權分置改革對銷售凈利率、總資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率的調(diào)節(jié)效果就分別增加2.53%，7.77%和7.55%。股權分置對總資產(chǎn)收益率的調(diào)節(jié)效果最大，其次為凈資產(chǎn)收益率，最后為銷售凈利率。總的來說，模型(1)和(2)的估計結果均表明，股權分置改革是一個重要的制度變量，能有效的約束管理者的違約行為，對管理層的持股實行有效的激勵。

表3 制度環(huán)境對管理層持股比例與企業(yè)業(yè)績的調(diào)節(jié)大小

四、研究結論

管理層持股可以一定程度上矯正了所有權與經(jīng)營權分離后公司管理者與所有者目標函數(shù)偏離問題，促使股東與管理層的利益趨于一致，提升公司的市場價值。不過，股權激勵有效性與否還受到宏觀制度環(huán)境的調(diào)節(jié)影響，完善的制度環(huán)境可以對管理層持股企業(yè)的績效產(chǎn)生正向交互影響。本文使用中國上市公司的近10年的面板數(shù)據(jù)的研究結論證實了我們的推論。研究結果顯示，在股權分置改革前，管理層是否持股以及持股比例對上市公司經(jīng)營業(yè)績的相關性較弱，無論使用總資產(chǎn)收益率指標、權益收益率指標還是銷售利潤率指標，最優(yōu)契約理論結論并沒有得到驗證。不過，在制度環(huán)境改善之后，管理層持股對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績表現(xiàn)出顯著的正相關性，其中總資產(chǎn)收益率調(diào)節(jié)效果最大，凈資產(chǎn)收益率次之，銷售凈利率最小。

中國的股權分置改革雖已經(jīng)基本完成，但與股改密切相關的股票定價問題還遠未完成。其實，股票的自由流通和交易是管理層持股績效提升得以發(fā)揮的重要前提，股票價格能夠有效反映公司的價值和信息。在有效證券市場上，股票價格是約束股東行為的重要的外部治理機制。在全流通的市場環(huán)境下，企業(yè)價值將逐步和市值統(tǒng)一，管理層的代理行為將受到自我約束，其利益也將受股價波動的影響，與公司長遠利益趨于一致。因此，只有在股票定價功能完善的前提下，才能實行真正意義上的管理層持股激勵機制，這也是中國股權分置改革圓滿完成的特征。

需要指出的是，本文僅考慮了股權分置改革這一種制度環(huán)境對管理層持股與績效相關關系的影響，并未考慮其他制度因素，如市場環(huán)境、產(chǎn)業(yè)政策等相關制度的影響，這也是本文今后重點的研究方向。

［1］Michael C.Jensen and William H.Meckling.Theory of the Firm:Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure［J］.Journal of Financial Economics，1976，3(4):305－360.

［2］Jensen and murphy.Performance pay and top management incentives［J］.journal of political economy，1990，(98):225－263.

［3］Myeong－Hyeon Cho.Ownership Structure，Investment，and the Corporate Value:An Empirical Analysis［J］.Journal of Financial E-conomics，1998，47(1):103－121.

［4］Clifford W.Smith，Jr.and Ross L.Watts.The Investment Opportunity Set and Corporate Financing，Dividend，and Compensation Policies［J］.Journal of Financial Economics，1992，32(3):263－292.

［5］Edward P.Lazear.Balanced Skills and Entrepreneurship［J］.The American Economic Review，2004，94(2):208－211.

［6］Hamid Mehran.Executive Compensation Structure，Ownership，and Firm Performance［J］.Journal of Financial Economics，1995，38(2):163－184.

［7］Fried，walker.Managerial power and rent extraction in the design of executive compensation ［J］.unviersity of Chicago law review，2002，69:751－846.

［8］Bebchuk，fried and walker.Managerial power and rent extraction in the design of executive compensation ［J］.university of Chicago law review，2004(69):751－846.

［9］Aboody and kasznik.CEO stock option awards and timing of corporate voluntary disclosure ［J］.journal of accounting and economics，2000(29):73－100.

［10］Kedia and philippon.The economics of fraudulent accounting ［J］.nber working paper，11573.

［11］Randall Morck，Andrei Shleifer and Robert W.Vishny.Management Ownership and Market Valuation:An Empirical Analysis［J］.Journal of Financial Economics，1988，20:293－315.

［12］Harold Demsetz and Belen Villalonga.Ownership Structure and Corporate Performance［J］.Journal of Corporate Finance，2001，7(3):209－233.

［13］彭程，范文垚.管理層持股與公司績效:基于管理層收購的實證研究［J］，財經(jīng)論叢，2012，(7).

［14］John J.McConnell and Henri Servaes.Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value［J］.Journal of Financial Economics，1990，27(2):595－612.

［15］Kang，kumar and lee.agency and corporate investment［J］.journal of financial economics，2006，(32):200－208.

［16］burns and kedia.The impact of performancebased compensation on misreporting ［J］.journal of financial economics，2006，5:35－67.

［17］王燁.關于股權激勵效應的爭論及其檢驗 ［J］.經(jīng)濟學動態(tài)，2009，(8).

［18］Rafael La Porta，F(xiàn)lorencio Lopez－De－ Silanes，and Andrei Shleifer.Government Ownership of Banks［J］.The Journal of Finance，2002，57(1):265－301.

［19］辛清泉，譚偉強.市場化改革、企業(yè)業(yè)績與國有企業(yè)經(jīng)理薪酬［J］.經(jīng)濟研究，2009，(11).

［20］廖理，冠民，沈紅波.經(jīng)營風險、晉升激勵與公司績效［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2009，(08).