主成分分析视角下公司股权激励与绩效关系研究

吴容容

(阳光学院 经济系，福州350000)

现代企业制度中由于经营权和所有权的分离而引发的委托代理问题一直是公司治理的重点，而股权激励作为有效的激励机制，一直被视为解决委托代理问题的有效举措。该措施是让经营者持有公司的部分股权，让所有者与经营者的利益趋于一致，让经营者致力于为公司的发展而奋斗。从西方国家的发展实践经验来看，股权激励在降低公司代理成本、完善治理结构、促进企业长期价值创造、吸引和留住人才、保护股东利益方面具有重要作用[1]。

随着我国对股权激励的不断探索和中小企业的迅速崛起，大批中小企业纷纷加入股权激励的大军，由此引来理论界和实业界的广泛关注和热议。在我国当前的体制背景下，中小企业股权激励能否促进公司业绩的提升和价值的创造及哪些行业的股权激励实施效果更优等，关于这些问题的研究和探讨对于我国中小企业来讲十分必要，且迫在眉睫，尤其是我国当前处于改革发展的重要阶段，企业的发展速度和规模都急剧上升，其意义更加深广。此外，股权激励的实施效果在国内外学者的研究中还处于无定性结论阶段。国内学者虽然研究领域逐渐扩大，但都以沪深主板为主，而对于中小板上市公司并未真正涉足。本文重点从实证研究入手，通过相关公式、模型验证中小板上巿公司的绩效属性及效果。由于股权激励距今为止已有10年之久，且实施股权激励的企业也在呈上升趋势，为此实施效果已初具模型[2]。本文的实证具体由以下部分组成：文献回顾，模型设定和数据来源，实证检验和分析，以及优化建议策略和思考。

1 文献回顾

西方国家在股权激励领域的研究起步较早，而且也取得了令人瞩目的成果。我国学者关于股权激励机制的研究开始于上世纪90年代，在最初试点形成后，拉开了研究的序幕。然而，国内在研究样本、时间段以及计量方法上与国外存在显著差异，而且在对股权激励的内涵和理解上也有区别，为此，所获取的研究结论的可行性还没有得到一致的定论。但是，业界一致认同的是公司绩效与股权激励息息相关，且存在三种相互关系，即正相关、负相关和不相关的关系。

1.1 二者之间的正相关性

Jensen是提出股权激励概念的先驱，大约在上世纪90年代就和Meckling共同提出了利益趋同假说①利益趋同假说，即管理层拥有剩余索取权会使得股东与管理者的目标函数趋于一致。。管理层持股有助于降低代理成本，从而改善企业业绩。

简单来讲，该理论就是让管理层获得公司的部分股份，进而获取剩余索取权，其宗旨就是将经营者和公司股东的利益实现一致性，以确保经营者能够尽心尽职地为激发自我潜能和约束力为企业创造财富。该模式不仅能够有效减少委托人的代理成本，而且最为关键的是可以通过该种途径实现提升公司整体价值和经济效率的目标。此外，著名经济学学者朗曼尼在上世纪时期曾对德国44家上市公司进行过调查。结果发现，在股权激励方案中，CAR在媒体公告日占据着1%的比重，这足以见得股权激励计划在资本市场的地位和重要性[3]。

在国内，在股权激励公司数量和方案不断提升的背景下，学者们对于公司绩效与股权激励的关系更趋向于积极和肯定。刘国亮等通过ROE、ROA和EPS衡量的方式，证明了二者的正向促进关系[4]。金晓云以中小板上市公司为模板，不仅分析和讨论中小板企业在股权激励方面实施的必要性和可行性，同时用数据得出了实施股权激励前后企业绩效的对比，且效果十分显著[5]。巩娜的探究视域相对独特，是以企业生命周期理论为原则，重点研究了企业成熟期开展股权激励计划对公司业绩的积极促进作用[6]。

1.2 股权激励的区间效应作用

国内外不同学者在时间段选取、样本素材以及计算方法中都不尽相同，然而，在非线性关系方面的结论上却趋于一致，只不过存在股权激励强度数值的差异。

提到股权激励不得不说壕沟效应[注]壕沟效应,即管理层持股比例提高时,管理层会通过剥削外部投资者来追求个人利益最大化,这就会降低公司的价值。这一假说。该理论是由Fama和Jensen共同提出的，其主要思路包括：(1)在公司控制权方面，它始终与管理层持股数量密切相关。简单来说，持股数量越大，其对于公司行使权也随之提升。(2)受股东利益的共同影响，中小股东所享有的合法权益极易出现被轻视或占有的可能。当然，这种短视的侵占行为将会造成企业经济利益的损失，更不利于企业价值的最佳化获取[7]。(3)一些学者以百家企业为样本，还得出了股权激励与企业效益的关系具有N型和倒U型关系的结论。

在二者非线性关系的研究中，国内经济学家也不断取得突破和创新。其中，徐大伟等在证明持股比例与公司业绩的N型关系之外，进一步得出了拐点值数据[8]。吴淑琨也验证出了二者之间的倒U型关系[9]。然而，我国经济机制相对特殊，为此多数专家学者们趋向于认为股权激励与企业价值的关系并不紧密，股权激励的区间效应作用较弱。

1.3 股权激励的激励效果不明显

除却上述观点以外，还有部分学者认为股权激励与公司绩效并不存在显著关系。例如：Harold Demsetz等在长时间的跟踪调查中发现，持股和公司绩效之间的关系并无线性或非线性之分，即激励机制只不过是一种变量，而且还是内生的，从总体和长远角度来看都无法成为公司经济效益的影响因素，相反，投资变量才是对公司产生影响的重要因素[10]。Himmelberg等在总结前人学说和理论的基础上，对多达600家以上的公司进行了研究，通过实践和数据表明，实股权激励和业绩关系同样并不明显，而决定公司效益的核心要素却包括行业环境和公司特征[11]。

在我国，股权激励机制的实施大约是从2006年陆续推行的。为此，研究时间和对象则以2006年为起点，而在此之前大多数的研究已经表明股权激励对公司业绩并不具备显著的刺激和推动作用。不可否认的是，在2011年之前，高级管理者持股比重并不高，而且外界都将其视为企业内部的一种福利制度，因此，股权激励机制无法真正发挥其提高经营效率的本质属性，进而在促进公司业绩方面的效能并不凸显。

2 模型设定

2.1 数据来源和样本选择

本研究的数据主要来自CSMAR数据库，同时结合深交所网站中小企业板块，数据分析软件为时下最为先进的SPSS19.0。具体的研究内容为2016年度中小板776家上市公司的数据，将194家不符合样本要求的数据剔除，最终符合要求的样本数量是582个。在样本筛选期间，秉承了如下原则：首先，ST类公司不予考虑；其次，未实施或停止实施的公司要从中排除；最后，之前已经实施过股权激励的公司也不能作为本研究的选择对象。

2.2 变量选择

在研究过程中依托了两个假设：一是在中小板公司内部实施股权激励对于公司的整体绩效水平具有显著性的影响；二是非高新技术行业公司的激励效果滞后于高新技术行业公司。

2.2.1 被解释变量

本研究将公司绩效作为被解释变量，其含义是指公司在经营期间所获取的经济效益总额。其中，企业经营效益水平可包含资产营运、发展能力、盈利、偿债以及现金流水平等五个方面。此外，ROE、EPS、ROA、负债率、增长率、周转率、流动比率都是主成分分析法所应用的重要指标，而且代表性极强，对于衡量公司绩效值具有不可替代的作用和价值。

2.2.2 解释变量

本研究通过设置多元回归模型，提取股权激励和绩效的关系。为了取得最佳化结果，将二元变量应用到自变量当中。与此同时，通过使用横向比较法，体现实行股权激励后企业经营效益的差异变化情况。其中，中小板公司推行激励方案与否的描述变量为incentive，并将其作为哑变量，股权激励在实施状态设置为1，相反则用0来体现。

2.2.3 控制变量

众所周知，影响公司经营业绩的因素有很多，而且十分复杂多变。本研究不能面面俱到，只能将决定性的因素作为控制变量，即股权结构、董事会特征以及行业分布等。鉴于此，控制变量组成如下：股权制衡度、独立董事比例、公司规模、行业因素以及是否由同一人兼任董事长和总经理。

2.3 模型设定

本研究的模型包括多元线性回归模型和因子得分模型。首先，根据公司绩效因子得分模型对12个财务指标作降维处理。这12个财务指标包括： ROE、EPS、ROA、净利润增长率、资产负债率、营业收入增长率、总资产增长率、流动比率、存货周转率、经营性现金净流量/净利润、总资产周转率、应收账款周转率。其次，将处理后获得的综合指标作为衡量公司绩效的重要依据。最后，构建多元回归模型，进而得出公司绩效与股权激励的关系。

公司绩效得分模型：

F=b1*F1+b2*F2+b3*F3+···bk*Fk(k=1,2,3···m)

(1)

其中：Fk表示具有k个相关主成分，bk表示每个主成分所代表的权重系数。借助主成分分析结果，为多元回归模型的构建奠定基础。

本文所应用的多元回归模型公式为：

F=β0+β1*incentive+β2*size+β3*shareholder+β4*blockholder+β5*dual+β6*independent+β7*ind+ε

(2)

其中，incentive的含义为实施股权激励与否，size为公司的规模， shareholder代表第一大股东持股的比重，blockholder为股权制衡度，independent为独立董事比重，ind是行业的代表。变量汇总情况见表1。

表1 变量汇总情况

3 实证结果

3.1 主成分分析结果

主成分分析结果如表2所示。

表2 KMO检验和Bardett检验

由表2的检验值可以发现，KMO的值大于0.5，表明其作为因子分析十分适宜。此外,通过Bardett球形度检验也验证出其建立因子分析的可行性。基于此，本研究将使用主成分分析法对上述12个财务指标进行相关因子分析，以获取和掌握公司绩效的各种影响要素。之后，发现前5个成分因子的累计方差和特征值完全符合作为公共因子的要求，因此将保留这5个因子，并剔除其余7个因子。主成分权重系数见表3。

表3 主成分权重系数

由表3可知，上述5个主成分所一一对应的具体权重系数分别为0.265、0.243、0.194、0.156、0.142。利用公司绩效得分公式可计算出公司经营绩效指标的数值：

F=0.265*F1+0.243*F2+0.194*F3+0.156*F4+0.142*F5

其中，F值能够反映出中小板上市公司在股权激励下的综合绩效指标。利用该公式就可以实时计算出综合绩效的具体数值，进而为后续的实证分析检验提供坚实的解释变量支撑。

3.2 多元回归分析结果

首先，对比是否实施股权激励的统计效果(见表4)。

表4 描述性统计

由表4能够作出如下总结：在没有实施股权激励的组别当中，被解释变量的绩效均值是-0.0289，而实施股权激励后的数值则为0.102。为此，实施组比未实施组提升的幅度较大。按照行业因素来审视，实施组样本数量也明显比未实施组高很多。

在此基础上，多元回归估计结果见表5。

表5 多元回归估计结果

注：**表示10%的显著性水平，*表示5%的显著性水平。

根据全样本多元回归的结果，可以得出以下结论：

第一，实施股权激励系数支撑下，其显著性水平为正，这也从中验证了企业公司实施股权激励的价值和意义，即能够显著提升公司的绩效。当然，在10%的显著性水平下，公司规模与企业绩效的关系呈正相关，而在规模适中概率下，规模效应就会起到相应的作用，进而证明公司规模能够起到促进绩效水平提升的作用。

第二，本文所研究的股权集中度也满足了10%的显著性水平要求，这表明提升股权集中度之后，企业绩效水平也会随之提升，且二者具有显著正相关的内在联系，这恰恰验证了企业股权越集中其经营动机就会更强的观点。

第三，股权制衡度能够有效促进公司绩效。在强化公司股权制衡度的过程中，公司业绩也得到了相应的改善。

第四，高新技术行业在10%的显著性水平下，回归系数能够维持在0.0556，这也从侧面反映出高技术行业中激励效果和企业绩效具有水涨船高的突出效应。

本研究旨在通过对高新技术行业和非高新技术行业的对比，得出两组子样本，并借助回归的模式，为关系的确定奠定坚实的基础。根据表5所反映的结果，可以分析出在高新技术与非高新技术行业的对比中，差距还是十分明显的。一方面，在回归系数为0.173的高新技术行业组中，能够通过5%的水平检验；另一方面，在回归系数为0.0882的非高新技术行业中，通过的则是10%的显著性水平检验。不仅系数大小差异显著，而且显著性水平也一目了然。由此可以证实高新技术行业中实施股权激励十分必要，而且其促进作用更为显著。

4 政策性建议

从本研究中不难发现，中小板上市公司实施股权激励政策和行为对于企业的绩效激励作用很大且十分明显，高新技术行业的实施效果远高于非高新技术行业。然而，在实证和统计中也存在以下问题，如股权激励普及度有待加强、行业内部出现零激励的情况也很多等，这说明企业内部控制和管理存在重大缺欠及漏洞，也因此对股权激励实施效果产生了巨大的制约和限制。

4.1 强化股权激励的推广和宣传

政府及相关部门要做好相关股权激励的宣传和保障工作。其中，证监会的工作职责应该适当拓展，即对股权激励公司进行必要的监管和督促，力争线上线下相互协调和统一，构建交流合作的新平台，确保相互之间的优点能够得到发扬，缺点能够得到及时纠正。此外，鼓励中小板公司树立与时俱进和踏实稳健的工作理念，选取科学合理的计划方案，力争使其具有极强的可行性操作。此外，定期开展研讨会和分享会，对企业管理者进行股权激励教育和培训，并在学习和交流中不断探究股权激励体系的细化和完善等事宜。

4.2 健全中小板公司内部管理机制

股权激励要想真正发挥其优势效应，必须要有内部治理机制的保障，其中，确保独立董事制度十分必要。只有在约束机制和举措上不断优化，才会实现明确职责和奖罚机制的深入推进。还应该加大薪酬委员会的行为规范，努力争创良好氛围的内部环境，并对控股股东持股比例严格管理，进一步降低股东的持股比例，这样有助于股权激励空间的获取。当然，为了减少和规避家族式高比例持股现象的爆发，董事会和监事会更要尽职尽责，充分履行其监管义务和职责。

4.3 构建职业经理人市场

由于我国大多数企业在职业经理人选拔机制方面存在弊端，从而竞争力严重不足。一些中小公司在优秀管理人才方面处于滞后或半停滞状态，导致人才储备和专业技术能力十分缺乏，这就需要股权激励发挥其核心职能作用，构建一支高素质且具备综合业务能力的专业经营团队。同时，健全职业经理人市场，在选拔机制和退出制度方面持续创新，使得人才资源配置能够高效、科学和持久，进而确保股权激励机制的可持续健康发展。