股权激励、利益输送与公司绩效

股权激励、利益输送与公司绩效

一、高管股权激励在世界范围内，除了英美和其他少数国家（lampa等人，1999；closen等人，2000）。由于我国尚处于经济转型时期,国有上市公司多为国有企业改制而来,在改制过程中通常采用国家绝对控股或者相对控股的股权模式,上市公司的股权高度集中。这就为控股股东及高管的利益输送行为提供了机会(Johnson等,2000)。在20世纪50年代的美国,一些企业家想尽各种办法将所有者和管理者的利益捆绑在一起,以达到提升企业经营业绩的共同目标,这样就渐渐产生了股权激励的奖励机制。由于我国的上市公司股权相对集中,“内部人控制”比较严重,在监管机制不完善、信息不对称的情况下股权激励也渐渐成为企业高管利益输送的渠道之一。由此不难看出高管股权激励在我国上市公司治理当中占了比较大的比重,并且存在利益输送行为。当前,国内众多学者对高管利益输送对上市公司绩效的影响做了大量研究(李增泉、余谦和王晓坤,2005),但高管股权激励的治理效应却未引起足够的重视。本文基于此,研究高管股权激励背后的理应输送问题,并结合我国国情提出政策建议,以期通过高管股权激励的合理安排达到保护外部投资者利益的目的,促进资本市场的健康发展。二、数据来源与处理(一)研究假设(1)高管股权激励行为与人力资本理论。股权激励既是对人力资本所有者的长期激励,同时也是对人力资本所有者的约束机制。一方面人力资本所有者由于其对公司人力资本的投入而参与分享公司的剩余索取权;使他们感到与物质资本所有者一样享受投资者的权利,由此产生激励;另一方面,由于股票期权的实现需要经过一段时间,也就是说人力资本所有者不可能一下子就获得期权收益,而是在很多年内分期分批收益,他们的预期收益在一定的期间抵押给了企业,以这种方式降低了人力资本的道德风险。(2)高管股权激励行为与委托——代理关系。在委托代理活动中,克服和防止代理人道德风险的关键在于处理信息不对称问题。委托人必须给代理人适当激励来减少他们之间的利益差距。委托人要通过与代理人分享剩余索取权而建立起长期激励机制。而股权激励制度的建立正是有这样的效果,建立有效的激励机制即剩余索取权与控制权配置的机制,使经理层的长期利益与企业的效益和股东的利益一致起来。委托代理理论从原理上揭示了为什么代理人在代理过程中会出现道德风险,而股权激励制度则是由此产生而来用于解决两权分离矛盾的机制。股权激励的目的是将经营者与所有者的利益趋于一致,激励经营者通过增加公司的利益达到增加自身利益的目标,从而降低了代理成本。然而由于我国企业的监督机制和内部控制制度都还不够健全,导致股权激励制度的激励效用发挥不良,甚至沦为了高管进行利益输送的工具。因此,要推断股权激励是否沦为了高管的利益输送的工具,就要分析股权激励的激励效用是否达到预期,即分析公司的经验业绩与高管因股权激励增加的持股比例存在怎样的线性关系。本文提出假设1:H1:实施股权激励后公司经营绩效提高与经营者因股权激励而增加持股比例之间不存在显著关系或存在显著负相关关系。上市公司对经营者进行股权激励,无需经过中国证监会的同意,激励方案只需经过股东大会同意即可。因为董事会中的部分董事是大股东的代表,他们不仅代表大股东参加股东大会的投票,而且所代表的大股东的股权比例通常都比较高,一般情况下,股权激励方案经董事会会议决议通过,股东大会决议也就可以通过。因此,关键问题是股权激励方案能否经董事会会议决议通过,这就要看董事会的具体构成是怎样的。这样,如果股权激励的授予对象包含了高管,那么,作为自利的理性“经济人”就会从为自己谋福利的角度,通过提高业绩股票数量来进行利益输送。本文提出假设2:H2:如果股权激励的授予对象包括高管,那么公司高管因股权激励增加持股比例与公司独立董事比例存在显著负相关关系。(二)样本选择与数据来源2006年以后上市公司实施股权激励的法律障碍得以消除。故本文将选用2006年以后的数据。在截止至2013年6月前,公布过股权激励公告的797家A股上市公司中,本文拟选用已经实施了股权激励的公司为样本,考虑到极端值对结果的不利影响,剔除ST、*ST等上市公司,剔除数据不全公司,剔除还未完成和已经取消股权激励的公司,经过筛选后,以73家A股上市公司作为样本,选取2008年至2012年的年末数据,获得观测样本365个。数据来源于GTA国泰安CSMAR数据库、巨潮资讯网、上交所网站、深交所网站以及样本公司的相关年报,并采用SPSS17.0对数据进行处理。由于实施了股权激励的A股上市公司实施股权激励的年份各不相同,所以本文选取混合截面数据,选取完成股权激励公司2008至2012年的数据。(三)变量定义(1)被解释变量。本文利用间接法对高管的利益输送行为进行实证研究,被解释变量是与之相关并能间接反映利益输送的指标。依据前文的两个假设,本文选取反映公司业绩的指标作为假设1的被解释变量,选取高管因股权激励增加的持股比例作为本文假设2的被解释变量。反映公司业绩的指标有很多,净资产收益率可衡量公司对股东投入资本的利用效率。它弥补了每股税后利润指标的不足。例如:在公司对原有股东送红股后,每股盈利将会下降,从而在投资者中造成错觉,以为公司的获利能力下降了,而事实上,公司的获利能力并没有发生变化,用净资产收益率来分析公司获利能力就比较适宜。净资产收益率的综合能力强,是反映资本能力的国际性通用指标。故本文将选取净资产收益率作为分析假设1的被解释变量。(2)解释变量与控制变量。本文以非独立董事人数比例Entren和高管因股权激励增加的持股比例Nob作为假设1的解释变量。以公司规模Size作为第一控制变量,以总资产的自然对数衡量;以财务杠杆即资产负债率Dar作为第二控制变量,以负债与总资产之比来加以衡量。本文以独立董事比例Inddirra作为假设2的解释变量,即公司的独立董事与董事会总人数的比例。以资产负债率Dar作为第一控制变量;以公司规模Size作为第二控制变量,以总资产的自然对数衡量;以公司董事长与总经理是否由一人担任Samedvm作为其他控制变量。最后,本文设定5个年度虚拟变量Yi用以控制宏观经济年度差异。参考证监会数据设定行业虚拟变量综上所述,将各变量的名称、符号和定义如表(1)。(四)模型设立为了研究高管股权激励背后的利益输送行为,本文采用如下多元线性回归模型来进行假设检验。(1)检验公司业绩与高管因股权激励增加的持股比例关系,构建模型一:其中Roe是公司的净资产收益率,表示公司业绩,Nob表示高管因股权激励而增加的持股比例,Entren代表非独立董事人数的比例;Size,Dar为模型一的控制变量;ε1表示随机误差。具体说明请参见如下;α0、α1、α2、α3、α4是待估参数;ε1是随机误差。(2)检验公司高管因股权激励增加的持股比例与董事会构成关系,构建模型二:其中Nob表示高管因股权激励而增加的持股比例;Inddirra表示公司独立董事与董事会总人数的比例;Samedvm,Size,Dar为模型二的控制变量;ε2表示随机误差。具体说明请参见如下;β0、β1、β2、β3、β4是待估参数;ε2是随机误差。三、我国高管因股权激励,主要发展非独立董事比例对公司绩效的影响程度(一)描述性统计(1)净资产收益率的统计分析。本文利用SPSS17.0统计软件对各年度上市公司业绩进行统计分析,分析结果列示如表(2)。从表(2)中可以看出,上市公司的净资产收益率最小0.026,最大为0.361,均值为0.122,反映的是我国上市公司的经营业绩。从各个年度看,2008到2012年我国上市公司的经营业绩均值分别为0.1204、0.1351、0.1333、0.1215、0.1112,2008年、2009年呈上升趋势,以后就逐年的递减,说明在实行股权激励的初期,业绩还是得到了一定的提升,但是后期业绩却在一直下降,说明股权激励的效用在渐渐变小,即高管可能利用股权激励进行利益输送,损害公司的利益。另外,上表还可以看出,样本的最大值在最近几年内大幅度的下降,这说明上市公司的股权激励的效用没有很好地发挥效用,利益输送的可能性较大。至于是否真的存在利益输送,还需后面回归分析进一步的研究。(2)高管因股权激励增加的持股比例的统计分析。从表(3)中可以看出,总体上,上市公司的高管因股权激励增加的持股比例最小0,最大为0.28955,均值为0.02210,反映的是我国上市公司高管因股权激励而增加的持股比例总体水平比较高,说明了股权激励可能被高管用来增加自己的利益。从各年度看,2008到2012年我国上市公司的经营业绩均值分别为0.01462、0.00734、0.02128、0.02636、0.40885,2008年、2009年高管因股权激励增加的持股比例量还较少,但从2010年开始,增加的持股比例却呈现出较高的增长,说明在实行股权激励的初期,股权激励的效用发挥的较好,但是后期高管很有可能利用股权激励进行自利行为,损害公司的利益。(二)回归分析上市公司业绩与高管因股权激励增加的持股比例进行回归分析结果见表(4)。结果显示,整体检验模型的F统计量为16.763,在1%水平显著。模型中自相关DW检验值为2.195,说明这个模型自相关不显著或不存在。可以看出该模型的基本设置较为合理,最后得到的估计结果具有较高的可信度。高管因股权激励增加的持股比例对公司绩效影响的方向相同,但并不显著,这与本文的研究假设1是一致的,正好验证了本文的研究假设1。高管因股权激励增加的持股比例对公司绩效影响程度为0.054;t检验值为1.126,且不显著;非独立董事的比例对公司绩效影响程度为0.121;t检验值为1.410,且不显著。通过研究分析,从模型可以看出,公司规模(size)与公司绩效存在正向影响,且在1%水平上显著;资产负债率(Dar)与公司绩效存在正向影响,且不显著。上市公司高管因股权激励增加持股数与独立董事比例关系回归分析结果见表(5)。结果显示,整体检验模型的F统计量为5.077,在1%水平显著。模型中自相关DW检验值为1.835,说明这个模型自相关不显著或不存在。可以看出该模型的基本设置较为合理,最后得到的估计结果具有较高的可信度。独立董事比例对高管因股权激励增加的持股比例影响的方向相反,这与本文研究假设2是一致,并且高管因股权激励增加的持股比例的相关变量均显著,验证了本文的研究假设2。独立董事比例对高管因股权激励增加的持股比例的影响程度为-0.092,t检验值为-0.820,在5%水平显著。通过研究分析,从模型可以看出,公司规模对高管因股权激励增加的持股比例量的影响程度为0.297;t检验值为2.960,在1%水平显著;资产负债率与高管因股权激励增加的持股比例量存在负向影响,且不显著;公司董事长与总经理是否由一人担任与高管因股权激励增加的持股比例量存在负向影响,且不显著。从上述分析中可以看出,因股权激励计划的实施致使高管增加的持股比例对公司业绩有一定的影响,但并不显著相关,说明股权激励没有达到预期效用。同时独立董事比例对高管因股权激励增加的持股比例的影响方向相反,并且显著相关,说明高管利用自己对公司的控制权,滥用股权激励为自己增加财富,进行利益输送行为。尽管股权激励被视为激励高管努力工作的长期激励手段,但由于现代的企业还缺乏健全的内部控制制度和完善的监督管理制度,导致高管滥用了股权激励,反而使得股权激励成为了高管进行利益输送的手段之一。提高独立董事比例对改善股权激励的效用,减少利益输送行为具有重要意义。四、提高独立董事比例是进行股权激励的有效工具,并防止高管利益输送行为。在我国,我国本文研究得出结论如下:高管实行的股权激励制度在一定程度上影响公司绩效,但效果并不显著,说明其背后存在利