論文摘要：國內(nèi)外學(xué)者對股票期權(quán)激勵的有效性的研究并沒有達(dá)成共識，國外的研究由于其內(nèi)外部環(huán)境等與我國不同，其實(shí)證結(jié)果對我國的借鑒意義有限，國內(nèi)定性的研究較多，定量研究較少，對于股票期權(quán)自實(shí)施以來，是否有助于提升我國企業(yè)業(yè)績的問題沒有給出答案。基于此，本文以2006—2011年我國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)為樣本，建立面板數(shù)據(jù)模型，對這一問題進(jìn)行實(shí)證研究。

　　一、引言

　　股票期權(quán)起源于美國，它是一種旨在解決企業(yè)“委托—代理” 問題、使經(jīng)理人報(bào)酬和風(fēng)險(xiǎn)相匹配的長期激勵計(jì)劃。股票期權(quán)與獎金相比，其長期激勵效果更好，同績效股相比，其激勵作用更大(蒂羅拉，2005)。因此，股票期權(quán)在西方國家比較流行。我國從20世紀(jì)90年代開始實(shí)施股權(quán)激勵，由于相關(guān)法律法規(guī)的不完善，我國企業(yè)無法實(shí)施標(biāo)準(zhǔn)的股票期權(quán)計(jì)劃，一些企業(yè)如上海儀電、上海貝嶺采用了變通的模式進(jìn)行了嘗試。《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》、《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則第11號——股份支付》、《國有控股上市公司(境內(nèi))實(shí)施股權(quán)激勵試行辦法》等辦法的正式頒布，為股票期權(quán)在我國的實(shí)施提供了制度保障。從2006年開始，我國上市公司正式實(shí)施真正意義上的股票期權(quán)激勵，到目前為止，在A股市場上已有100多家上市公司實(shí)施了股票期權(quán)制度。股票期權(quán)正式實(shí)施以來，在我國上市公司的激勵作用如何?是否提高了公司業(yè)績?已有研究并沒有對這一問題從實(shí)證角度進(jìn)行回答，本文擬對這一問題進(jìn)行深入研究。

　　對股票期權(quán)與公司業(yè)績之間關(guān)系問題的研究，國外主要集中在上世紀(jì)90年代至本世紀(jì)初，近年來更多關(guān)注的是關(guān)于股票期權(quán)重新定價(jià)的問題，國內(nèi)對此問題的研究則集中在近幾年。詹森和墨菲(Jensen和Murphy，1990)研究發(fā)現(xiàn)：比起其他薪酬支付形式，股票期權(quán)確實(shí)能夠起到激勵作用，但是激勵作用不是很大。亨默爾(Hemmer，1993)研究了股票期權(quán)的激勵效果，指出在信息不對稱情形下，股票期權(quán)能提高公司的業(yè)績。雅爾瑪(Yermack，1995)利用1984—1991年美國792家公司的數(shù)據(jù)，對股票期權(quán)的激勵性進(jìn)行分析，其結(jié)果否認(rèn)了股票期權(quán)激勵的有效性。拉克爾(Larcker.D，2003)指出，盡管許多論文顯示股票期權(quán)與公司經(jīng)營業(yè)績有正相關(guān)的關(guān)系，但是如果使用其他的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，其結(jié)果可能會有不同。從國內(nèi)來看，羅君名(2008)對我國股票期權(quán)實(shí)施效果不好的原因及對策進(jìn)行了探討。周蘭、彭昕(2008)運(yùn)用2004—2007年間實(shí)施股票期權(quán)的公司數(shù)據(jù)，以ROE為績效指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)ROE沒有通過顯著性檢驗(yàn)，得出股票期權(quán)的激勵效果不明顯的結(jié)論。郭虹霞(2009)指出，我國針對股票期權(quán)，盡管出臺了相應(yīng)的法規(guī)，但是并未真正建立起完善的法律規(guī)范體系，從而對股票期權(quán)的有效性提出了質(zhì)疑。易艷春(2010)運(yùn)用2006年實(shí)施股票期權(quán)的33家上市公司的業(yè)績數(shù)據(jù)，按行業(yè)和控股股東性質(zhì)進(jìn)行分類對實(shí)施前后進(jìn)行了對比，得出上市公司股票期權(quán)激勵效應(yīng)明顯的結(jié)論。

　　二、股票期權(quán)影響公司業(yè)績的理論分析與研究假設(shè)

　　根據(jù)舒爾茨和貝克(Schultz和Gary S.Becker，1960)的人力資本理論，人力資本即是通過教育、培訓(xùn)、保健、勞動力遷移、就業(yè)信息等獲得的凝結(jié)在勞動者身上的技能、學(xué)識、健康狀況和水平的總和。而經(jīng)理人可以利用自己的人力資本為企業(yè)生產(chǎn)價(jià)值。經(jīng)理人員在一個企業(yè)的生產(chǎn)運(yùn)營中起到非常重要的作用。可以說無論一家企業(yè)的資本多么雄厚，如果沒有經(jīng)理人的管理經(jīng)營，這家企業(yè)就很可能面臨倒閉破產(chǎn)的境況。企業(yè)目標(biāo)能否實(shí)現(xiàn)，取決于經(jīng)理人管理的好壞，也取決于如何管理好經(jīng)理人。現(xiàn)代管理學(xué)之父德魯克(Peter F.Drucker)認(rèn)為：“經(jīng)理人是企業(yè)中最昂貴的資源，而且也是折舊最快、最需要經(jīng)常補(bǔ)充的一種資源。”因此，有必要建立一種激勵機(jī)制，將經(jīng)理人激勵與公司利益掛鉤，不僅可以使經(jīng)理人員獲取相應(yīng)的報(bào)酬，同時也促進(jìn)公司績效的提升。而股票期權(quán)就是一種將經(jīng)理人的利益和公司的長期發(fā)展緊密聯(lián)系起來的激勵制度。股票期權(quán)激勵制度的機(jī)理就是將股票期權(quán)授予經(jīng)理人，來鼓勵經(jīng)營者努力工作，最終提升公司業(yè)績，提高公司股價(jià)，經(jīng)理人也可以從中獲取相應(yīng)利益。在這個過程中，經(jīng)理人的“人力資本”充分發(fā)揮了作用，經(jīng)理人能實(shí)現(xiàn)自己的價(jià)值、獲得報(bào)酬，公司業(yè)績也能得到相應(yīng)的提升，進(jìn)而，股票期權(quán)激勵制度在人力資本的催化下發(fā)揮功效。連建輝和黃文峰(2002)從人力資本的角度出發(fā)，指出股票期權(quán)可發(fā)揮充分的激勵功能。人力資本所有者擁有產(chǎn)權(quán)基本成為共識(李俊杰，2003)，在人力資本這一理論的指導(dǎo)下，西方發(fā)達(dá)國家實(shí)行了股票期權(quán)激勵機(jī)制，并取得了較好的效果(寧向東，2005)。

　　伯利和米恩斯(Berle和Means，1930)提出的委托代理理論中，企業(yè)經(jīng)理人員是企業(yè)股東的代理人，受股東的委托來管理公司。在經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)分離的公司中，由于所有者和經(jīng)營者各自的目標(biāo)差異和兩者之間嚴(yán)重的信息不對稱，兩者之間的契約并不完備，從而使得經(jīng)理人員的積極進(jìn)取精神成為決定企業(yè)經(jīng)營成敗最為關(guān)鍵和重要的因素。在固定薪酬制度下，經(jīng)理人的積極進(jìn)取精神不會自發(fā)形成，相反會由于信息不對稱而產(chǎn)生道德風(fēng)險(xiǎn)——經(jīng)營者的短期化行為。經(jīng)營者就會傾向于放棄那些短期內(nèi)可能給公司財(cái)務(wù)帶來不利影響，卻有利于公司長期發(fā)展的計(jì)劃，這種選擇不利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，也損害了股東的利益。而股票期權(quán)作為一種激勵契約，可以有效地解決這個問題。通過將經(jīng)營者的薪酬與公司長遠(yuǎn)利益捆綁在一起，從而解決了長期以來形成的“代理問題”(陳學(xué)寧，2005)，最終實(shí)現(xiàn)股東和經(jīng)營者“雙贏”的目標(biāo)。股票期權(quán)的實(shí)施可減緩代理成本(豪根、塞內(nèi)，1981)，從而可以不耗費(fèi)企業(yè)現(xiàn)金，將經(jīng)理收入和股東利益掛鉤，無疑是激勵經(jīng)理與股東利益相一致的有效工具(朗，1992)。

　　基于上述討論，本文提出研究假設(shè)：股票期權(quán)ESO的實(shí)施能提高企業(yè)的績效。

　　三、研究設(shè)計(jì)

　　(一)模型與變量

　　股票期權(quán)激勵制度的實(shí)施，使得經(jīng)營者努力工作，最終實(shí)現(xiàn)股東財(cái)富最大化，即公司的業(yè)績提高。由于目前我國的資本市場還不屬于強(qiáng)有效市場，托賓Q并不能準(zhǔn)確地反映出公司績效，所以本文采用加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)收益率來表示公司績效。通過對績效指標(biāo)與影響因素之間進(jìn)行回歸分析，主要是通過觀察虛擬變量回歸系數(shù)的大小及其顯著性，來分析股票期權(quán)的激勵作用是否有效。因此，本文設(shè)定如下面板數(shù)據(jù)模型：

　　[ROAit=C1+β1ESOit+γ1Lnincomeit+γ2Debt-ratioit+]

　　[γ3Ind-ratioit+εit] (1)

　　[ROEit=C2+β2ESOit+α1Lnincomeit+α2Debt-ratioit+]

　　[α3Ind-ratioit+εit](2)

　　其中，變量的下標(biāo)i代表公司、t代表年份。兩個模型中，虛擬變量在本文中采取滯后一期、二期、三期的形式，原因在于：(1)股票期權(quán)的實(shí)施對公司績效的影響可能具有一定的滯后性，效果不會立即顯現(xiàn)。(2)虛擬變量ESO的滯后可以很好地分析隨著時間的推移股票期權(quán)對公司績效的激勵效應(yīng)。(3)ESO的滯后可以更好地控制其與公司業(yè)績之間可能存在的內(nèi)生性。此外，由于影響公司業(yè)績的因素有很多，除了實(shí)施股票期權(quán)激勵制度外，相關(guān)研究表明公司的規(guī)模、公司的償債能力以及公司治理結(jié)構(gòu)等都可能影響公司績效。因此，為避免這些因素對股票期權(quán)的實(shí)施與公司業(yè)績關(guān)系的影響，本文選取了以下控制變量：以營業(yè)收入的自然對數(shù)表示公司規(guī)模，以資產(chǎn)負(fù)債率表示公司償債能力，以獨(dú)立董事的比例表示公司治理結(jié)構(gòu)，以便準(zhǔn)確研究股票期權(quán)的實(shí)施與公司業(yè)績之間的關(guān)系。表1介紹了模型中各變量以及變量的定義。

　　(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

　　本文的數(shù)據(jù)全部來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，其中一些缺失的數(shù)據(jù)是通過查閱公司年報(bào)取得的。樣本選取2006—2011年在兩大證券交易所上市的公司。以2006年為起點(diǎn)，是因?yàn)槲覈墓善逼跈?quán)激勵制度是在此時才正式啟動，國家也制定相應(yīng)的法律法規(guī)來完善股票期權(quán)的實(shí)施。為了排除行業(yè)因素的干擾，確保分析結(jié)果更準(zhǔn)確，本文只選擇了制造行業(yè)公司，其中剔除ST類、B股、H股和退市的公司，總共有512家制造業(yè)企業(yè)。在2006年至2011年期間，512家樣本公司中共有29家公司實(shí)施了股票期權(quán)，483家沒有實(shí)施股票期權(quán)。

　　(三)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

　　表2報(bào)告了相應(yīng)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從中可以看出，公司績效指標(biāo)總資產(chǎn)收益率的平均值為4.724%，高于中位數(shù)3.721%，最高達(dá)47.702%;績效指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率的平均值為8.775%，中位數(shù)為7.62%，最大為115.14%。控制變量中，資產(chǎn)負(fù)債率均值為48.583%，最大值達(dá)到139.855%，最小值僅為0.708%，說明每個公司的負(fù)債情況各不相同;衡量企業(yè)規(guī)模的營業(yè)收入自然對數(shù)變量的均值為21.372，中位數(shù)為21.238，最大值為26.794，最小值為16.703，說明這些企業(yè)的規(guī)模比較相近;獨(dú)立董事比例平均值為35.763%，略高于中位數(shù)33.333%，最大值為60%，最小值為9.091%。虛擬變量ESO的均值從滯后三期到滯后一期在逐漸變大。

　　表2：各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

　　[變量\&均值\&中位數(shù)\&最大值\&最小值\&觀測值\&ROA\&4.724295\&3.720850\&47.70170\&-48.7895\&3072\&ROE\&8.774882\&7.620000\&115.1400\&-317.681\&3072\&Debt-ratio\&48.58338\&49.74510\&139.8553\&0.708000\&3072\&Lnincome\&21.37229\&21.23772\&26.79422\&16.70254\&3072\&Ind-ratio\&35.76306\&33.33333\&60.00000\&9.090909\&3072\&ESOt-1\&0.027344\&0\&1\&0\&2560\&ESOt-2\&0.021973\&0\&1\&0\&2048\&ESOt-3\&0.018229\&0\&1\&0\&1536\&]

　　四、實(shí)證研究結(jié)果及其分析

　　(一)相關(guān)性檢驗(yàn)

　　從相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，ROA與ESO的滯后一期到滯后三期都表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且相關(guān)系數(shù)在滯后一期為0.13815，而在滯后三期為0.160832，其相關(guān)系數(shù)由滯后一期到滯后三期相應(yīng)變大。ROE與ESO的滯后一期到滯后三期也表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，ROE與ESO滯后一期的相關(guān)系數(shù)為0.085925，ROE與ESO 滯后二期的相關(guān)系數(shù)為0.078676，ROE與ESO滯后三期的相關(guān)系數(shù)為0.077207，相關(guān)系數(shù)由滯后一期到滯后三期相應(yīng)變小，但變化不是很大。表3和表4給出了相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果。

　　表3：ROA與ESO的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

　　[指標(biāo)\&ESO(-1)\&ESO(-2)\&ESO(-3)\&相關(guān)系數(shù)\&0.138150***\&0.147884***\&0.160832***\&T值\&7.054812\&6.763555\&6.382296\&]

　　注：***表示在1%的置信水平下顯著。

　　表4：ROE與ESO的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

　　[指標(biāo)\&ESO(-1)\&ESO(-2)\&ESO(-3)\&相關(guān)系數(shù)\&0.085925***\&0.078676***\&0.077207***\&T值\&4.361922\&3.569778\&3.032974\&]

　　注：***表示在1%的置信水平下顯著。

　　(二)實(shí)證結(jié)果分析

　　本文通過eviews6.0操作，通過普通最小二乘法對面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析，表5和表6給出了績效指標(biāo)ROA和ROE 的回歸分析結(jié)果。

　　1. 公司績效與股票期權(quán)虛擬變量的分析。對于績效指標(biāo)ROA與ESO的結(jié)果顯示，在滯后一期到滯后三期，其ESO的回歸系數(shù)逐漸增加，并且都是在1%的水平上顯著正相關(guān)。對于績效指標(biāo)ROE與ESO的回歸結(jié)果，也從滯后一期到滯后三期，其顯著性雖然是由1%水平變?yōu)?%水平，但是其回歸系數(shù)也是逐漸變大，而且是顯著正相關(guān)。從上面來看，股票期權(quán)確實(shí)發(fā)揮了它的激勵效果，有利于企業(yè)績效的提高，同時也發(fā)揮了長期效應(yīng)，進(jìn)而支持了本文提出的觀點(diǎn)，證明了股票期權(quán)的實(shí)施促進(jìn)了公司業(yè)績的提高。

　　2. 控制變量的回歸系數(shù)分析。從表5和表6上看，從滯后一期到滯后三期，績效指標(biāo)上有一個顯著的規(guī)模效應(yīng)，營業(yè)收入的對數(shù)在這兩個報(bào)酬績效指標(biāo)的回歸分析上是顯著正相關(guān)的;資產(chǎn)負(fù)債比率對公司績效是顯著負(fù)相關(guān)的，根據(jù)權(quán)衡理論，負(fù)債雖然為公司帶來了避稅效應(yīng)，但同時也帶來了成本的增加，說明負(fù)債比率過高，負(fù)債增加帶來的負(fù)效應(yīng)超過正效應(yīng)。此外，從滯后一期到滯后三期，其回歸系數(shù)變化不大，說明長期來看，資產(chǎn)負(fù)債率對公司的業(yè)績影響變化不是很大;獨(dú)立董事的比例表現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)，但是從滯后一期到滯后三期的回歸結(jié)果來看，隨著時間的推移，這個負(fù)效應(yīng)作用也在變?nèi)酰f明獨(dú)立董事的增加并沒有提高企業(yè)的業(yè)績，原因可能是獨(dú)立董事的過度監(jiān)督，導(dǎo)致了一些重大投資項(xiàng)目不能實(shí)施或與經(jīng)營者的關(guān)系僵化等，故反而降低了企業(yè)業(yè)績。

　　3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步明確股票期權(quán)對公司業(yè)績的有效性，本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，對替代變量進(jìn)行了回歸分析。使用資產(chǎn)的自然對數(shù)取代營業(yè)收入的對數(shù)來表示公司規(guī)模，將其帶入進(jìn)行回歸分析，其結(jié)果見表7和表8。

　　從兩個表中可以看出，ESO與公司績效之間的關(guān)系還是顯著正相關(guān)的，其回歸系數(shù)從滯后一期至滯后三期逐漸變大，進(jìn)一步說明了股票期權(quán)的激勵作用確實(shí)發(fā)揮了長期效應(yīng)，從而也進(jìn)一步支持了文中提出的觀點(diǎn)，證明股票期權(quán)的實(shí)施有利于公司績效的提高。表7和表8中的控制變量回歸結(jié)果與表5和表6中的結(jié)果一致，這里不再贅述。

　　五、結(jié)論

　　本文使用2006—2011年間的股票期權(quán)樣本來檢驗(yàn)ESO效應(yīng)對企業(yè)績效的影響。通過對績效指標(biāo)ROA、ROE的回歸分析，本文得出ESO對企業(yè)績效有顯著的正效應(yīng)。說明通過將經(jīng)理人的個人經(jīng)濟(jì)利益與企業(yè)的長期發(fā)展聯(lián)系起來，可以使經(jīng)理人努力工作，更好地管理公司，不僅公司實(shí)現(xiàn)了更好的發(fā)展，同時高級管理者還可以獲取豐厚的報(bào)酬。這為上市公司企業(yè)經(jīng)營提供了啟示，公司應(yīng)該充分利用股票期權(quán)激勵制度，來激勵經(jīng)理人，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)理人和公司利益的雙贏。

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