管理層激勵與公司績效研究范文

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《農業技術經濟雜志》2014年第五期

一、農業上市公司管理層激勵與公司績效的實證分析

(一)假設提出如何提高企業績效，一直是理論界和實業界關注的焦點，而在探尋企業績效提高的道路中，管理者的行為引起了理論界與實業界的高度重視，因“兩權分離”制度的安排導致管理者與所有者出現利益的背離，從而引發“問題”，使得成本提高，降低了企業的績效。為了解決“問題”，人們積極尋找各種有效的激勵機制，以盡量使管理者利益與企業利益趨于一致，從而促使管理者自覺履行職責、降低成本，促進企業績效的提高。而目前最普遍運用的激勵機制是管理層薪酬激勵機制和股權激勵機制。在管理層薪酬激勵機制下，管理者收入由基本收入與風險收入組成，風險收入視管理者在當期為企業所做貢獻而定，這種激勵機制下通過將管理者報酬與企業的經營效益緊密掛鉤，從而形成一種內在驅動力，促使管理層自發地以提高企業績效為行為目標。股權激勵機制下由于管理者擁有一定份額的公司股權，從而使他們能夠以股東的身份參與企業決策、分享利潤、承擔風險。這種激勵機制將管理者的個人利益與企業的長遠利益緊密地聯系在一起，促使管理者關注企業未來的發展，避免短期行為的發生，從而形成長期的風險共擔、利益共享的格局，實現“雙贏”促進企業長期健康穩定的發展，因此，在現代企業中建立管理層激勵機制應該能夠在一定程度上促進公司績效的提高。1932年Berle等在其《現代公司和私有資產》著作中首次強調:沒有股權的公司經理無法使公司績效達到最優。其潛在意思是獲得公司股權的經理，因不易與分散的小股東之間存在潛在利益沖突，因此有可能努力增加公司業績。而后，眾多學者通過不同的角度，選擇不同的樣本，對管理層激勵與公司績效的內在關系進行了較深入的研究。W.Lewellen等(1970)認為，給予管理層成員足夠的激勵，而且應將其收入與業績掛鉤，能夠促使其很好地承擔公司發展重任。否則就不能指望他們會承擔制定適宜的公司政策的重任。Joscow等(1993)在研究高管持股與企業績效之間的關系時發現:經理報酬和企業業績之間存在顯著正相關性。MehranHamid(1995)在對隨機抽樣的153家制造業企業進行實證研究時得出“企業業績與經理持有股票期權的比例和經理其它形式報酬的比例均呈正相關關系”的結論。Hall等(1998)利用美國上百家公眾持股的最大商業公司近15年的數據進行深入實證研究時發現:樣本公司經營者報酬和其業績強相關，而這種強相關幾乎完全由于經營者所持股票和股票價值的變化引起。Chen等(1993)在對管理層激勵與公司業績關系進行實證分析時，發現:管理層激勵與公司業績之間雖然存在強相關關系，但有一定的區間效應，當持股比例在0～5%時，托賓Q值上升;處于5%～12%時，托賓Q值下降;當超過12%時，則隨著樣本年度不同而有所變化。Griffith(1999)在研究時也發現，CEO的投股比例與公司業績不是呈單調線性關系。我國學者對管理層激勵與公司績效之間的關系也進行了相關研究，并且主要以實證研究為主。在對管理層薪酬激勵與公司績效關系進行研究時，學者們基本得到一致的結論，即都認為管理層薪酬與公司績效存在正相關關系，如張暉明等(2002)、張俊瑞等(2003)、楊漢明(2004)、杜興強等(2007)、陳曉紅等(2007)、周仁俊等(2010)，這與國外學者的結論也基本一致。而在研究股權激勵機制與公司績效關系時，大多數學者卻發現:兩者之間不存在顯著的正相關關系，我國管理層股權激勵機制并不能很好地促進公司業績的提高。如魏剛(2000)、李增泉(2000)、徐二明等(2000)、楊瑞龍等(2002)、陳朝龍(2002)、張宗益等(2003)、勝等(2004)等，這與理論推導有一定的出入。在進行原因分析時，有學者認為，我國管理層激勵機制起不到預期的業績激勵效果，可能是因為研究當時我國資本市場總體還不完善，大部分企業實行的是貨幣激勵制度，而很少有企業采用股權激勵機制，因此出現管理層股權激勵與業績之間不存在相關關系的結論。經過多年的發展，我國資本市場已得到了很大程度的發展和完善，尤其是股權分置改革后，股權激勵情況已經發生了巨大的變化。在政策支持下，實施股權激勵的公司越來越多，經過不斷的磨合，基于減少成本的需要，獲得激勵的管理層應該與其它股東權益需求保持一致，合理的管理層激勵機制應該可以確保管理層以股東利益最大化為目標，更加努力地工作，確保公司績效提高。基于以上分析，本文做如下假設。H1:管理層薪酬和公司績效存在正相關性關系;H2:管理層的股權激勵政策和公司績效存在正相關性關系。

(二)樣本選取及數據來源由于傳統的農林牧漁類農業上市公司樣本太少，且如果僅針對傳統農業行業進行研究，對于整個農業行業的發展建議性作用不大。故本文參照中國農業大學提出的“大農業”概念來選擇樣本。依照大農業概念，農業上市公司應該包含屬于第一產業的狹義的農、林、牧、漁業，屬于第二產業的食品加工、飲料制造、木材加工業等，屬于第三產業的農產品流通、農村金融等農林牧漁服務性上市公司。由于屬于第三產業的農業上市公司目前數量極少，不具有行業代表性，故不做為實證樣本，同時遵循以下樣本選擇規則:第一，剔除了業績過差的ST和*ST公司;第二，剔除在2009—2011年曾經因信息披露等原因被中國證券監督管理委員會處罰過的上市公司;第三，在樣本中剔除指標出現異常值的上市公司，因為如果將這些異常的公司納入樣本，將極大地影響結論的可靠性和一致性。經刪選，2009年的樣本指標為51個、2010年的樣本指標為76個、2011年的樣本指標為86個，最終的樣本指標為213個，集中對213個樣本數據進行整理、分析。指標數據主要來自上海證券交易所(網址為)、深圳證券交易所(網址為)及色諾芬數據庫，分析過程利用SPSS17.0統計軟件。

(三)變量定義被解釋變量是體現公司績效的指標。目前在企業績效評價指標中最常用的有托賓Q值和每股收益及資產收益率指標，由于在我國資本市場，股票價格更多地受政策等外在因素的影響，股票價格并不一定能反映公司價值，因此在本研究中不予選擇。另外，由于總資產收益率體現的是公司全部資產的收益能力，更能反映公司管理層在運營公司資產方面的能力情況，因此在本研究中選擇每股收益和總資產收益率做為衡量公司績效的指標。解釋變量選用反映管理層薪酬激勵程度的管理層年度報酬收入占總資產的比例及反映股權激勵程度的管理層平均持股比例兩個指標。根據目前成熟的研究結論，股權結構在很大程度上影響著公司績效，因此本研究選取反映股權集中度的Z值，最終控制人類型兩個指標做為控制變量。另外考慮到公司規模、行業特征及資本構成結構對公司績效的影響，本研究在借鑒前人研究成果的基礎上選擇賬面總資產的自然對數、行業虛擬變量和資產負債率3個指標來做為控制變量。

(四)描述性統計1.管理層激勵指標表1分析了近3年農業上市公司管理層的年度報酬及股權激勵基本情況。從表中可以看出:近3年農業上市公司管理層的平均年度報酬占總資產的比例基本上變動不是太大，但極大值(0.00607)與極小值(0.00006)之間仍然存在很大的差異。可以看到，股權激勵情況變化較大，近3年農業上市公司管理層的持股比例在上升。2009年高管的平均持股比例約為2.65%，2010年高管的平均持股比例約為4.3%，2011年高管的平均持股比例約為5.26%，總體而言，農業上市公司高管的持股水平呈快速上升趨勢，且2011年的平均持股比例較2009年翻倍了，可見股權激勵越來越受到公司重視。2.獨立樣本T檢驗為初步檢驗實施股權激勵的公司與未實施股權激勵的公司績效之間是否有差異，本研究先將全部樣本公司分為實施激勵和未實施激勵兩組進行獨立樣本T檢驗，實施股權激勵的一組公司取值為1，另一組則取值為0，檢驗結果見下表3:由T檢驗結果可知:樣本公司中，實施股權激勵的為82個，而未實施股權激勵的為131個，真正采用股權激勵機制的公司仍占小數，只約占總樣本公司的38%。兩組公司的EPS和ROA均值相差較大。在EPS變量方差方程的Levene檢驗中Sig為0.132，均值的t檢驗中，Sig(雙側)為0.000，ROA變量方差方程的Levene檢驗中Sig為0.773，均值的t檢驗中，Sig(雙側)為0.000，由此可以初步認為被驗證的兩組樣本的EPS和ROA值在95%的置信區間內存在顯著性差異，為了更進一步的驗證管理層激勵與公司績效是否存在一定的相關性，需要做以下回歸檢驗。

(五)模型設計與回歸檢驗1.模型設計本文運用多元回歸分析的方法對提出的假設進行檢驗，并設立如下模型EPS=α1MPR+α2MSR+α3SIZE+α4Z+α5ALR+α6AC+α7IC+ε……(Model1)ROA=α1MPR+α2MSR+α3SIZE+α4Z+α5ALR+α6AC+α7IC+ε……(Model2)方程中αi為待估回歸系數，ε是隨機干擾項。2.Pearson相關性檢驗為了檢驗各變量兩兩之間是否存在較強的相關性，本研究利用SPSS17.0軟件做Pearson相關性檢驗。從表4可看出:除EPS和ROA外，各變量間相關系數較小，因此，可以認為設計的兩模型中各變量之間應不存在高度多重共線性，不會影響線性回歸分析的結果。3.回歸結果分析在用SPSS17.0對上述兩模型進行回歸檢驗后得到表5結果。由表5可以看出:(1)模型1調整后的R方=0.33，即所得回歸方程對被解釋變量(EPS)的解釋力為33%;F=15.915，Sig=0.000，方程通過了1%水平的顯著性檢驗，具有較強的擬合度。模型2調整后的R方=0.295，即所得回歸方程對被解釋變量(ROA)的解釋力為29.5%;F=13.697，Sig=0.000，方程通過了1%水平的顯著性檢驗，具有較強的擬合度。(2)通過對兩個模型的實證檢驗，發現管理層激勵機制與公司績效之間存在顯著的正相關關系，兩模型都在5%的水平上通過了檢驗，說明薪酬激勵機制與股權激勵機制在當前環境背景下能促進公司績效的提高，假設H1和H2得到了驗證。

二、結論及建議

通過以上研究，我們可以得出如下結論:結論一:管理層激勵機制對于提高公司績效有顯著的正激勵作用，該研究結論與前期學者結論基本一致，也驗證了本文假設H1。說明管理層薪酬激勵機制確實能為管理層戴上“金手銬”促使其努力工作，將公司利益與自身利益統一起來，通過各種手段以提高公司業績。然而由上述實證分析可以知道，目前我國農業上市公司管理層年度報酬激勵強度不夠，2009—2011年管理層年度報酬占總資產的比例分別僅占0.15177%、0.17851%、0.16453%，因此對于農業上市公司而言，制定一套科學的管理層年度報酬激勵機制，適當提高管理層年度報酬，對于進一步提高公司績效是完全有可能而且是有必要的。而從股權激勵機制的研究結果可以看出，管理層持股比例對公司績效存在明顯的正激勵作用，很好地驗證了假設H2。這與前述學者的研究結論存在較大的差異，我們認為最主要的原因在于前期學者選擇的研究樣本是股份改置前的，在當時的背景下，股權激勵機制的作用并不能得到很好的發揮。而股權分置改革后，特別是2005年9月，國資委頒布了《關于上市公司股權分置改革中國有股股權管理有關問題的通知》后，使得股權激勵有據可依，股權激勵機制得到了很大的促進，尤其是農業上市公司，很多都是從國有企業改制而成的，在實施股權改置后股權激勵機制才有了良好的生存土壤真正發揮其應有的作用。而從目前情況來看，盡管在實施股權分置改革以來我國農業上市公司管理層股權激勵已經取得了明顯的效果，實施股權激勵的公司越來越多，但仍只占少數，而且管理層持股比例也相應較低，因此可以進一步擴大實施管理層股權激勵機制，適當提高管理層持股比例，以進一步提高農業上市公司績效，更大程度地發揮農業上市公司在解決“三農”問題上的領頭羊作用。結論二、股權結構對農業上市公司的績效亦有較大的影響。從股權性質方面來看，無論是每股凈資產還是總資產收益率都與最終實際控制人類型呈顯著正相關關系，即當最終實際控制人性質為非國有時更能促進公司績效的提高。這一結果值得深思，這或許是因為受計劃經濟體制的影響，國有資產管理運營體制中政資不分、政企不分，人市場的缺乏使得管理層缺乏提高公司業績的動力(張淑敏等，2006)從而導致公司績效降低，因此適當降低國有控股權或許也是提高農業上市公司績效的明智之舉。同時從股權集中度方面的研究來看，股權集中度與公司績效呈負相關關系，盡管在本研究中，這種負相關關系并不顯著，但仍然能夠提醒我們:在農業上市公司中，國有控股性質已經使績效降低，如果股權集中于國有控股公司則績效將會近一步降低。結論三、資本結構及公司規模同樣是影響農業上市公司績效的重要因素。在本實證研究中，公司規模與公司績效呈顯著正相關關系，公司規模越大越能促進公司績效的提高。這與絕大多數學者的研究結論一致，而這一點對農業上市公司至關重要，因為從目前來看，規模或許是制約農業上市公司發展的一個至關重要的因素，目前我國農業上市公司規模普遍較小，這勢必制約著農業上市公司績效的提高，因此，鼓勵農業上市公司通過重組、并購等形式擴大資產無疑可以促進其業績的提高。同時，通過實證結果可以看到:資產負債率與公司績效呈顯著負相關關系，這與大多數學者的研究結論一致，也提醒農業上市公司管理層應該適當運用財務杠桿，避免不恰當的負債經營影響公司績效的提高。結論四、在本研究中，創造性地引入行業分類變量，將全部樣本公司按大農業概念分成“農業第一產業”和“農業第二產業”，以研究行業差異對公司績效的影響，結果發現:行業層次越高，公司績效越高，這與產業鏈延伸能提高產品價值的理論不謀而合，盡管在t檢驗時，結果不顯著，但仍然可以告訴我們，農業上市公司進行產業鏈延伸，盡量使農產品進入加工、制造環節，提高農產品附加值，或許會成為提高農業上市公司績效的良策。

作者：王紅劉純陽楊亦民單位：湖南農業大學