張橫峰

（江西財經(jīng)大學會計學院 江西 南昌 330013）

一、引言

在世界范圍內(nèi)，除了英美等少數(shù)國家外，股權(quán)相對集中的公司模式更為普遍（La Porta等，1999；Clasessen等，2000）。由于我國尚處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，國有上市公司多為國有企業(yè)改制而來，在改制過程中通常采用國家絕對控股或者相對控股的股權(quán)模式，上市公司的股權(quán)高度集中。這就為控股股東及高管的利益輸送行為提供了機會（Johnson等，2000）。在20世紀50年代的美國，一些企業(yè)家想盡各種辦法將所有者和管理者的利益捆綁在一起，以達到提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的共同目標，這樣就漸漸產(chǎn)生了股權(quán)激勵的獎勵機制。由于我國的上市公司股權(quán)相對集中，“內(nèi)部人控制”比較嚴重，在監(jiān)管機制不完善、信息不對稱的情況下股權(quán)激勵也漸漸成為企業(yè)高管利益輸送的渠道之一。由此不難看出高管股權(quán)激勵在我國上市公司治理當中占了比較大的比重，并且存在利益輸送行為。當前，國內(nèi)眾多學者對高管利益輸送對上市公司績效的影響做了大量研究（李增泉、余謙和王曉坤，2005），但高管股權(quán)激勵的治理效應(yīng)卻未引起足夠的重視。本文基于此，研究高管股權(quán)激勵背后的理應(yīng)輸送問題，并結(jié)合我國國情提出政策建議，以期通過高管股權(quán)激勵的合理安排達到保護外部投資者利益的目的，促進資本市場的健康發(fā)展。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè) （1）高管股權(quán)激勵行為與人力資本理論。股權(quán)激勵既是對人力資本所有者的長期激勵，同時也是對人力資本所有者的約束機制。一方面人力資本所有者由于其對公司人力資本的投入而參與分享公司的剩余索取權(quán)；使他們感到與物質(zhì)資本所有者一樣享受投資者的權(quán)利，由此產(chǎn)生激勵；另一方面，由于股票期權(quán)的實現(xiàn)需要經(jīng)過一段時間，也就是說人力資本所有者不可能一下子就獲得期權(quán)收益，而是在很多年內(nèi)分期分批收益，他們的預(yù)期收益在一定的期間抵押給了企業(yè)，以這種方式降低了人力資本的道德風險。（2）高管股權(quán)激勵行為與委托——代理關(guān)系。在委托代理活動中，克服和防止代理人道德風險的關(guān)鍵在于處理信息不對稱問題。委托人必須給代理人適當激勵來減少他們之間的利益差距。委托人要通過與代理人分享剩余索取權(quán)而建立起長期激勵機制。而股權(quán)激勵制度的建立正是有這樣的效果，建立有效的激勵機制即剩余索取權(quán)與控制權(quán)配置的機制，使經(jīng)理層的長期利益與企業(yè)的效益和股東的利益一致起來。委托代理理論從原理上揭示了為什么代理人在代理過程中會出現(xiàn)道德風險，而股權(quán)激勵制度則是由此產(chǎn)生而來用于解決兩權(quán)分離矛盾的機制。股權(quán)激勵的目的是將經(jīng)營者與所有者的利益趨于一致，激勵經(jīng)營者通過增加公司的利益達到增加自身利益的目標，從而降低了代理成本。然而由于我國企業(yè)的監(jiān)督機制和內(nèi)部控制制度都還不夠健全，導(dǎo)致股權(quán)激勵制度的激勵效用發(fā)揮不良，甚至淪為了高管進行利益輸送的工具。因此，要推斷股權(quán)激勵是否淪為了高管的利益輸送的工具，就要分析股權(quán)激勵的激勵效用是否達到預(yù)期，即分析公司的經(jīng)驗業(yè)績與高管因股權(quán)激勵增加的持股比例存在怎樣的線性關(guān)系。本文提出假設(shè)1：

H1：實施股權(quán)激勵后公司經(jīng)營績效提高與經(jīng)營者因股權(quán)激勵而增加持股比例之間不存在顯著關(guān)系或存在顯著負相關(guān)關(guān)系。

上市公司對經(jīng)營者進行股權(quán)激勵，無需經(jīng)過中國證監(jiān)會的同意，激勵方案只需經(jīng)過股東大會同意即可。因為董事會中的部分董事是大股東的代表，他們不僅代表大股東參加股東大會的投票，而且所代表的大股東的股權(quán)比例通常都比較高，一般情況下，股權(quán)激勵方案經(jīng)董事會會議決議通過，股東大會決議也就可以通過。因此，關(guān)鍵問題是股權(quán)激勵方案能否經(jīng)董事會會議決議通過，這就要看董事會的具體構(gòu)成是怎樣的。這樣，如果股權(quán)激勵的授予對象包含了高管，那么，作為自利的理性“經(jīng)濟人”就會從為自己謀福利的角度，通過提高業(yè)績股票數(shù)量來進行利益輸送。本文提出假設(shè)2:

H2：如果股權(quán)激勵的授予對象包括高管，那么公司高管因股權(quán)激勵增加持股比例與公司獨立董事比例存在顯著負相關(guān)關(guān)系。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 2006年以后上市公司實施股權(quán)激勵的法律障礙得以消除。故本文將選用2006年以后的數(shù)據(jù)。在截止至2013年6月前，公布過股權(quán)激勵公告的797家A股上市公司中，本文擬選用已經(jīng)實施了股權(quán)激勵的公司為樣本，考慮到極端值對結(jié)果的不利影響，剔除ST、*ST等上市公司，剔除數(shù)據(jù)不全公司，剔除還未完成和已經(jīng)取消股權(quán)激勵的公司，經(jīng)過篩選后，以73家A股上市公司作為樣本，選取2008年至2012年的年末數(shù)據(jù)，獲得觀測樣本365個。數(shù)據(jù)來源于GTA國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫、巨潮資訊網(wǎng)、上交所網(wǎng)站、深交所網(wǎng)站以及樣本公司的相關(guān)年報，并采用SPSS17.0對數(shù)據(jù)進行處理。由于實施了股權(quán)激勵的A股上市公司實施股權(quán)激勵的年份各不相同，所以本文選取混合截面數(shù)據(jù)，選取完成股權(quán)激勵公司2008至2012年的數(shù)據(jù)。

（三）變量定義 （1）被解釋變量。本文利用間接法對高管的利益輸送行為進行實證研究，被解釋變量是與之相關(guān)并能間接反映利益輸送的指標。依據(jù)前文的兩個假設(shè)，本文選取反映公司業(yè)績的指標作為假設(shè)1的被解釋變量，選取高管因股權(quán)激勵增加的持股比例作為本文假設(shè)2的被解釋變量。反映公司業(yè)績的指標有很多，凈資產(chǎn)收益率可衡量公司對股東投入資本的利用效率。它彌補了每股稅后利潤指標的不足。例如：在公司對原有股東送紅股后，每股盈利將會下降，從而在投資者中造成錯覺，以為公司的獲利能力下降了，而事實上，公司的獲利能力并沒有發(fā)生變化，用凈資產(chǎn)收益率來分析公司獲利能力就比較適宜。凈資產(chǎn)收益率的綜合能力強，是反映資本能力的國際性通用指標。故本文將選取凈資產(chǎn)收益率作為分析假設(shè)1的被解釋變量。（2）解釋變量與控制變量。本文以非獨立董事人數(shù)比例Entren和高管因股權(quán)激勵增加的持股比例Nob作為假設(shè)1的解釋變量。以公司規(guī)模Size作為第一控制變量，以總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；以財務(wù)杠桿即資產(chǎn)負債率Dar作為第二控制變量，以負債與總資產(chǎn)之比來加以衡量。本文以獨立董事比例Inddirra作為假設(shè)2的解釋變量，即公司的獨立董事與董事會總?cè)藬?shù)的比例。以資產(chǎn)負債率Dar作為第一控制變量；以公司規(guī)模Size作為第二控制變量，以總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；以公司董事長與總經(jīng)理是否由一人擔任Samedvm作為其他控制變量。最后，本文設(shè)定5個年度虛擬變量Yi用以控制宏觀經(jīng)濟年度差異。參考證監(jiān)會數(shù)據(jù)設(shè)定行業(yè)虛擬變量綜上所述，將各變量的名稱、符號和定義如表（1）。

（四）模型設(shè)立 為了研究高管股權(quán)激勵背后的利益輸送行為，本文采用如下多元線性回歸模型來進行假設(shè)檢驗。

（1）檢驗公司業(yè)績與高管因股權(quán)激勵增加的持股比例關(guān)系，構(gòu)建模型一：

其中Roe是公司的凈資產(chǎn)收益率，表示公司業(yè)績，Nob表示高管因股權(quán)激勵而增加的持股比例，Entren代表非獨立董事人數(shù)的比例；Size，Dar為模型一的控制變量；ε1表示隨機誤差。具體說明請參見如下；α0、α1、α2、α3、α4是待估參數(shù)；ε1是隨機誤差。

（2）檢驗公司高管因股權(quán)激勵增加的持股比例與董事會構(gòu)成關(guān)系，構(gòu)建模型二：

其中Nob表示高管因股權(quán)激勵而增加的持股比例；Inddirra表示公司獨立董事與董事會總?cè)藬?shù)的比例；Samedvm，Size，Dar為模型二的控制變量；ε2表示隨機誤差。具體說明請參見如下；β0、β1、β2、β3、β4是待估參數(shù)；ε2是隨機誤差。

表1 變量的定義

表2 各年度上市公司凈資產(chǎn)收益率的描述性統(tǒng)計

三、實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計 （1）凈資產(chǎn)收益率的統(tǒng)計分析。本文利用SPSS17.0統(tǒng)計軟件對各年度上市公司業(yè)績進行統(tǒng)計分析，分析結(jié)果列示如表（2）。從表（2）中可以看出，上市公司的凈資產(chǎn)收益率最小0.026，最大為0.361，均值為0.122，反映的是我國上市公司的經(jīng)營業(yè)績。從各個年度看，2008到2012年我國上市公司的經(jīng)營業(yè)績均值分別為0.1204、0.1351、0.1333、0.1215、0.1112，2008年、2009年呈上升趨勢，以后就逐年的遞減，說明在實行股權(quán)激勵的初期，業(yè)績還是得到了一定的提升，但是后期業(yè)績卻在一直下降，說明股權(quán)激勵的效用在漸漸變小，即高管可能利用股權(quán)激勵進行利益輸送，損害公司的利益。另外，上表還可以看出，樣本的最大值在最近幾年內(nèi)大幅度的下降，這說明上市公司的股權(quán)激勵的效用沒有很好地發(fā)揮效用，利益輸送的可能性較大。至于是否真的存在利益輸送，還需后面回歸分析進一步的研究。（2）高管因股權(quán)激勵增加的持股比例的統(tǒng)計分析。從表（3）中可以看出，總體上，上市公司的高管因股權(quán)激勵增加的持股比例最小0，最大為0.28955，均值為0.02210，反映的是我國上市公司高管因股權(quán)激勵而增加的持股比例總體水平比較高，說明了股權(quán)激勵可能被高管用來增加自己的利益。從各年度看，2008到2012年我國上市公司的經(jīng)營業(yè)績均值分別為0.01462、0.00734、0.02128、0.02636、0.40885，2008年、2009年高管因股權(quán)激勵增加的持股比例量還較少，但從2010年開始，增加的持股比例卻呈現(xiàn)出較高的增長，說明在實行股權(quán)激勵的初期，股權(quán)激勵的效用發(fā)揮的較好，但是后期高管很有可能利用股權(quán)激勵進行自利行為，損害公司的利益。

表3 各年度高管因股權(quán)激勵增加的持股比例的描述性統(tǒng)計

（二）回歸分析 上市公司業(yè)績與高管因股權(quán)激勵增加的持股比例進行回歸分析結(jié)果見表（4）。結(jié)果顯示，整體檢驗?zāi)Ｐ偷腇統(tǒng)計量為16.763，在1%水平顯著。模型中自相關(guān)DW檢驗值為2.195，說明這個模型自相關(guān)不顯著或不存在?？梢钥闯鲈撃Ｐ偷幕驹O(shè)置較為合理，最后得到的估計結(jié)果具有較高的可信度。高管因股權(quán)激勵增加的持股比例對公司績效影響的方向相同，但并不顯著，這與本文的研究假設(shè)1是一致的，正好驗證了本文的研究假設(shè)1。高管因股權(quán)激勵增加的持股比例對公司績效影響程度為0.054；t檢驗值為1.126，且不顯著；非獨立董事的比例對公司績效影響程度為0.121；t檢驗值為1.410，且不顯著。通過研究分析，從模型可以看出，公司規(guī)模（size）與公司績效存在正向影響，且在1%水平上顯著；資產(chǎn)負債率（Dar）與公司績效存在正向影響，且不顯著。上市公司高管因股權(quán)激勵增加持股數(shù)與獨立董事比例關(guān)系回歸分析結(jié)果見表（5）。結(jié)果顯示，整體檢驗?zāi)Ｐ偷腇統(tǒng)計量為5.077，在1%水平顯著。模型中自相關(guān)DW檢驗值為1.835，說明這個模型自相關(guān)不顯著或不存在?？梢钥闯鲈撃Ｐ偷幕驹O(shè)置較為合理，最后得到的估計結(jié)果具有較高的可信度。獨立董事比例對高管因股權(quán)激勵增加的持股比例影響的方向相反，這與本文研究假設(shè)2是一致，并且高管因股權(quán)激勵增加的持股比例的相關(guān)變量均顯著，驗證了本文的研究假設(shè)2。獨立董事比例對高管因股權(quán)激勵增加的持股比例的影響程度為-0.092，t檢驗值為-0.820，在5%水平顯著。通過研究分析，從模型可以看出，公司規(guī)模對高管因股權(quán)激勵增加的持股比例量的影響程度為0.297；t檢驗值為2.960，在1%水平顯著；資產(chǎn)負債率與高管因股權(quán)激勵增加的持股比例量存在負向影響，且不顯著；公司董事長與總經(jīng)理是否由一人擔任與高管因股權(quán)激勵增加的持股比例量存在負向影響，且不顯著。從上述分析中可以看出，因股權(quán)激勵計劃的實施致使高管增加的持股比例對公司業(yè)績有一定的影響，但并不顯著相關(guān)，說明股權(quán)激勵沒有達到預(yù)期效用。同時獨立董事比例對高管因股權(quán)激勵增加的持股比例的影響方向相反，并且顯著相關(guān)，說明高管利用自己對公司的控制權(quán)，濫用股權(quán)激勵為自己增加財富，進行利益輸送行為。盡管股權(quán)激勵被視為激勵高管努力工作的長期激勵手段，但由于現(xiàn)代的企業(yè)還缺乏健全的內(nèi)部控制制度和完善的監(jiān)督管理制度，導(dǎo)致高管濫用了股權(quán)激勵，反而使得股權(quán)激勵成為了高管進行利益輸送的手段之一。提高獨立董事比例對改善股權(quán)激勵的效用，減少利益輸送行為具有重要意義。

四、結(jié)論

本文研究得出結(jié)論如下：高管實行的股權(quán)激勵制度在一定程度上影響公司績效，但效果并不顯著，說明其背后存在利益輸送行為；高管因股權(quán)激勵而獲得的持股數(shù)量與公司的獨立董事比例存在顯著的負相關(guān)，說明由于缺少監(jiān)督，高管利用自己的控制權(quán)，設(shè)計出利于自己而不是利于公司的股權(quán)激勵計劃，致使股權(quán)激勵成為了高管進行利益輸送的方式之一。提高獨立董事比例能夠有效地治理股權(quán)激勵存在的利益輸送問題。以上結(jié)論說明高管股權(quán)激勵在一定程度上成了高管進行利益輸送的有效工具，同時獨立董事在一定程度上具有抑制高管利益輸送行為的作用。因此，大力發(fā)展職業(yè)經(jīng)理人市場，加強對高管的監(jiān)管，增強獨立董事在公司的表決權(quán)，提高上市公司治理質(zhì)量是解決這些問題的有效途徑。

表4 高管因股權(quán)激勵增加的持股比例對公司績效影響的計量檢驗

表5 獨立董事比例對高管因股權(quán)激勵增加的持股比例影響的計量檢驗

［1］袁淳、劉思淼、高雨：《大股東控制與利益輸送方式選擇——關(guān)聯(lián)交易還是現(xiàn)金股利》，《經(jīng)濟管理》2010第5期。

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［3］李增泉：《激勵機制與企業(yè)績效—一項基于上市公司的實證研究》，《會計研究》2000年第1期。

［4］劉斌、劉星、李世新、何順文：《CEO薪酬與企業(yè)業(yè)績互動效應(yīng)的實證檢驗》，《會計研究》2003年第3期。

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［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)》，《經(jīng)濟研究》2003第5期。

［7］何賢杰、朱紅軍：《利益輸送、信息不對稱與定向增發(fā)折價》，《中國會計評論》2009年第3期。

［8］劉峰、賀建剛、魏明海：《控制權(quán)、業(yè)績與利益輸送——基于五糧液的案例研究》，《管理世界》2004第8期。