摘要：本文研究了我國上市公司股權激勵契約與公司經營績效的相關性。實證結果表明，我國上市公司股權激勵計劃受公司代理問題的影響，股權激勵比例與司業績之間總體上是正向關系，但相關性較弱；激勵有效期對公司經營業績有正向促進作用；激勵條件數量與公司經營績效負相關，沒有激勵效應。
關鍵詞：股票期權 激勵，效果，上市公司
按照證監會2005年末發布的《上市公司股權激勵管理辦法》，股權激勵是指上市公司以本公司股票為標的，對其董事、監事、高級管理人員及其他員工進行長期激勵和約束的一種制度安排。通過授予激勵對象股權，使其能夠以股東的身份參與企業決策﹑分享利潤﹑承擔風險，從而勤勉盡責地為公司的長期發展服務。股權激勵制度本質上是一種市場化程度較高的薪酬制度，作為解決代理問題的長期機制，其目的是使激勵對象與股東的利益相一致。現代企業理論和國外實踐證明，股權激勵對于改善公司治理結構，降低代理成本﹑提升管理效率，增強公司凝聚力和市場競爭力以及提高公司的績效等方面能夠起到非常積極的作用。我國在上世紀90年代開始有實施股權激勵的上市公司，但是當時股權激勵存在諸多障礙，如缺乏相應的規范、在股票來源方面存在“無股可期”等問題。從2005年5月開始，我國對上市公司實施了股權分置改革，股權分置改革的完成解決了制約中國資本市場發展的重大制度性缺陷，也為股權激勵的實施在制度層面和操作層面上掃清了障礙。2005年12月31日，證監會發布《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》，并于2006年1月1日起開始實行。隨著《國有控股上市公司（境內）實施股權激勵試行辦法》、《股權激勵有關事項備忘錄》等法規的頒布和修改，我國的股權激勵制度不斷健全和完善。自2006年以來，實施股票期權激勵計劃的上市公司已經有100多家。股權激勵的契約結構如何、實施效果怎么樣，實施過程中存在哪些問題，怎樣才能有效發揮股權激勵的作用？這些問題受到了理論界和實務界的廣泛關注，也需要我們進行深入研究。
一、股權激勵契約結構
股權激勵作為經理人薪酬合約的一個部分，至少應該包括激勵方式、授予(行權)價格、激勵對象，激勵比例、激勵有效期、激勵條件等要素。
1.激勵方式
股權激勵的具體方式多種多樣，如股票期權、虛擬股票、股票增值權、限制性股票、延期支付計劃以及業績股票等，這些不同的股權激勵方式各有利弊，都有企業采用。但按照我國證監會的規定，上市公司應以限制性股票、股票期權及法律、行政法規允許的其他方式實行股權激勵計劃，即主要是股票期權激勵和限制性股票激勵兩種方式進行股權激勵。
股票期權，也稱認股權證，是指公司授予激勵對象的一種權利，激勵對象可以在規定的時間內以事先確定的價格購買一定數量的本公司流通股票。股票期權實際上是一種看漲期權，其只是一種權利，而非義務，持有者在股票價格低于“行權價”時可以放棄這種權利，因而對股票期權持有者沒有風險。股票期權是最基本的股權激勵辦法，操作簡單，易于規范化。但如果資本市場弱有效性，會使股價和經營者業績關聯不大，股票期權的行權也有時間和數量限制，且需激勵對象自己為行權支出現金。
限制性股票是指事先授予激勵對象一定數量的公司股票，但對股票的來源、出售等有一些特殊限制，激勵對象只有在規定的服務期限以后并完成特定業績目標時，才可出售限制性股票并從中獲益，否則公司有權將免費贈與的限制性股票收回或以激勵對象購買時的價格回購限制性股票。激勵對象一般不需要付錢購買，但對出售這種股票的權利進行限制，可以激勵高級管理人員將更多的時間精力投入到長期戰略目標中。采用這種方式時，業績目標或股價目標的科學確定較困難，現金流壓力較大。
2.授予(行權)價格
行權價格是指發行人發行權證時所約定的，權證持有人向發行人購買或出售標的證券的價格。在股權激勵中，行權價格沒有嚴格界定的概念，以股票期權為例，行權價格是指公司向股權激勵對象授予期權時所確定的、激勵對象屆時購買公司股票的價格。為了使得股權激勵能夠有效，期權行權價格在理論上應盡可能與授予日的二級市場價格相接近。因此我國在2006年的《上市公司股權激勵管理辦法》(試行)規定，上市公司在授予激勵對象股票期權時，應當確定行權價格或行權價格的確定方法。行權價格不應低于股權激勵計劃草案摘要公布前一個交易日的公司標的股票收盤價以及股權激勵計劃草案摘要公布前30個交易日內的公司標的股票平均收盤價這兩個價格較高者。
3．激勵對象
我國股權激勵對象其范圍界定為董事會成員和擁有決策控制權的高級管理人員，具體說來包括非獨立董事、總經理、總裁、副總經理、副總裁、財務總監、總經濟師、總工程師和董事會秘書。需要說明的是，獨立董事、監事在本質上也是股東的代理人，那么獨立董事、監事和股東之間也是存在代理成本的，為了要減少他們之間的代理成本，同樣需要設計一定的機制進行監督和激勵。在西方國家，也有給予獨立董事一定的股權或者期權對其進行股權激勵，以激勵獨立董事保護所有者的權益。為確保上市公司獨立董事和監事的獨立性，充分發揮其監督作用，我國證監會明確規定，股權激勵計劃的激勵對象可以包括上市公司的董事、監事、高級管理人員、核心技術(業務)人員，以及公司認為應當激勵的其他員工，但不應當包括獨立董事和監事。因此，論文所界定的經營者中不包括獨立董事和監事。
4.激勵比例
激勵比例是股權激勵方案公告的對經營者激勵的股份數額占總股本的比重。如果對經營者激勵的股權數量少了，會產生激勵不足的問題，而激勵數量過多，又會有激勵過度的問題。所以對于激勵比例的確定，是一個需要結合企業價值、績效等綜合考慮的因素。按照規定，我國上市公司全部有效的股權激勵計劃所涉及的標的股票總數累計不得超過公司股本總額的10%。非經股東大會特別決議批準，任何一名激勵對象通過全部有效的股權激勵計劃獲授的本公司股票累計不得超過公司股本總額的1%。
5.激勵有效期
長期性是股權激勵有別于其他激勵方式的特征之一。薪資、福利、短期獎金、股權激勵等激勵方式，均具有較高的針對性。薪資保障員工基本生活，福利解決員工后顧之憂，短期獎金是對員工當前績效的直接回報，只有股權激勵能夠將員工利益與企業長遠利益結合在一起，起到長期激勵的作用。激勵期限是激勵計劃所涉及的有效時間長度，是其長期性的重要體現，可由公司在規則之內自主設置。較長的激勵期限會提高激勵對象的門檻，行權業績目標在短期內可能易于被操縱，但長期看，這些指標被操縱的跡象終會暴露，使其操縱行權指標的能力被顯著地削弱。而在較長期限內的分期行權方式使每期行權的數量大幅度降低，使高管通過操縱股價來集中獲得高額收益的機會與能力顯著減少。
6.激勵條件
股權激勵中，衡量激勵對象表現的考核指標，也稱股權激勵的激勵條件或是業績指標。股權激勵的實施很大程度上取決與考核指標的設定，考核指標一般可以分為兩個類:一是市場指標，包括公司的股價、股份年增長率等等。市場指標設定合理的前提條件應該是公司股價能夠反映業績;二是公司的財務指標，包括營業收入、利潤以及相關增長率、利潤率、凈資產收益率等等財務指標。績效條件越嚴格，則激勵對象的行權難度越大，股權激勵的激勵作用也就越強，反之，績效條件設置的越寬松，那么，股權激勵的激勵性逐漸變成福利性，背離了其初衷。證監會關于股權激勵方案中考核指標一直沒有設定明確的標準，而是要求上市公司根據自身的情況，設定適合于公司的績效考核指標，建議包括財務指標和非財務指標。在《備忘錄3號》里，證監會首次規定將上市公司的凈利潤及歸屬上市公司股東的扣除非經常性損益的凈利潤不得低于授予日前最近三個會計年度的平均水平且不得為負。
二、文獻回顧與假設的提出
我國證監會規定，對經營者股權激勵的比例不超過總股本的10%，對單個人授予的股權激勵額不超過總股本的1%，但是授予數量對于方案的激勵效果是雙向的。根據利益趨同效應與壕溝防守效應理論，一方面，授予數量大，可能是公司加強激勵力度的表現，所以高管更有動力提高公司業績；另一方面，擴大授予數量會讓高管獲得更多的福利，侵占企業的利益，無益于企業業績的提高。根據Morck、Shleifer和Vishny研究可以推斷，在我國股權激勵比例的允許范圍內，高管持股比例在0%—5%股權激勵會出現正效應，當其處于5%—10%范圍內時會出現負的激勵效應。本文對現有股權激勵方案的統計計算得出，我國上市公司股權激勵比例平均為1.18%，75%以上的公司激勵比例在0%—5%的區間范圍內，因此大多數公司的股權激勵應產生利益趨同效應，股權激勵比例與公司績效存在正相關性。
假設1：經營者股權激勵比例與公司經營績效(凈資產收益率,下同)存在顯著的正相關關系。
激勵有效期是激勵計劃的時間長度，有效期越長，激勵對象行權的門檻越高。因為行權業績目標短期內可能易操縱，但長期來看，這些指標總會反轉，不可能一直被操縱。此外，長激勵有效期使每期行權的數量大幅降低，這削弱了高管通過操縱股價來集中獲得高額收益的能力。反之，短的激勵有效期很可能使股權激勵成為高管的福利。目前，我國有超過75%的公司將激勵有效期設置在5年及以下，這說明公司設置的激勵有效期限的門檻相對較低，而另有近25%公司的激勵有效期為5年以下，其高管福利的動機更加明顯。可見, 激勵有效期與公司經營績效應存在正相關關系。
假設2：激勵有效期與公司經營績效存在正相關關系。
激勵條件由公司自己制定，嚴格的激勵條件必定更具有激勵作用,激勵條件越容易達到，則激勵對象的行權難度越小，股權激勵的激勵作用也越弱。而激勵條件的設置，可以增加激勵對象行權的難度，加強激勵效果，避免股權激勵成為高管的福利。但是，目前我國的不少股權激勵方案中的激勵條件的目標值都較低，選取的指標也很相似，主要是凈利潤、凈資產收益率等財務指標，這說明不少公司都沒有認真地設置激勵條件， 而是把激勵指標作為一種擺設。因此, 假設激勵指標的數量與公司經驗績效存在正相關關系似乎更加合理。
假設3:激勵條件的數量與公司經營績效正相關。
三、數據來源、變量與模型設計
我們選擇《上市公司股權激勵管理辦法》(試行)頒布后實施股權激勵的上市公司為樣本，數據來自國泰安CSMAR數據庫2.6版，一些數據是通過上市公司的定期報告自行計算分析求得，回歸分析都是在軟件SPSS13中完成。
本文要檢驗的模型如下：
ROE=α+βi MSR+β2 Size+β3DDBL+β4 DAR +β5 LnTA +β6TAT +β7 ENV + β8 DTL+μ （1）
ROE=α+βi Period+β2 Size+β3DDBL+β4 DAR +β5 LnTA +β6 TAT +β7 ENV + β8 DTL+μ （2）
ROE=α+βi Condition+β2 Size+β3DDBL+β4 DAR +β5 LnTA+β6 TAT+β7 ENV+β8 DTL+μ （3）
模型中的有關變量含義等如下表1所示：
表1 變量含義
變量
變量名稱
含義
因變量
ROE
剔除股份支付影響的凈資產收益率
經營績效
自變量
MSR
對經營者激勵的股本數占公司當時股本總數的比例
股權激勵契約結構變量
Period
行權限制期和行權有效期
Condition
股權激勵的授予、出售或行權環節設置的業績指標數量
控制變量
Size
董事會規模
董事會結構
DDBL
獨立董事占董事會人數的比例
DAR
資產負債率
資本結構
LnTA
總資產的自然對數
公司規模
TAT
總資產周轉率
營運能力
ENV
主營業務收入增長率
成長能力
DTL
總杠桿系數
風險水平
四、實證結果及分析
1.自變量間的相關性檢驗
在回歸分析中進行自變量間的相關性檢驗，主要是為了避免多重共線性問題的發生。對于線性回歸模型，一個基本假設之一就是個解釋變量是相互獨立的，如果某兩個或多個解釋變量之間出現了相關性，則稱為存在多重共線性。存在多重共線性可能會出現參數估計值的經濟意義明顯不合理的情況,變量的顯著性檢驗和模型的預測功能失去意義。SPSS給出了兩個檢驗多重共線性的變量，即容許度Tolerance和方差膨脹因子VIF值。容忍度和方差膨脹因子的界限可根據研究的具體情況來定，一般當Tolerance＜0.1和VIF≥10時，就說明自變量之間存在嚴重多重共線性。
表2 多重共線性檢驗表
Collinearity Statistics
t
Sig.
Tolerance
VIF
(Constant)
-2.407
0.016
MSR
0.383
0.702
0.899
1.113
Period
0.33
0.741
0.886
1.128
Condition
-1.197
0.232
0.897
1.114
Size
-2.582
0.010
0.924
1.082
DDBL
-0.798
0.425
0.953
1.049
DAR
-3.139
0.002
0.651
1.536
LnTA
4.754
0.000
0.599
1.67
TAT
6.681
0.000
0.948
1.055
ENV
1.547
0.122
0.975
1.025
DTL
-4.482
0.000
0.978
1.022
表中給出的各個變量的容許度均大于0.1，方差膨脹因子均小于10，說明自變量之間不存在著多重共線性。另外，通過各變量的相關系數也可以檢驗多重共線性，最常用的方法是Pearson相關系數法，檢驗結果如表3。
表3 Pearson相關系數表
MSR
Period
Condi
Size
DDBL
DAR
LnTA
TAT
ENV
DTL
MSR
1
Peri
-.128(**)
1
Cond
-.156(**)
.123(**)
1
Size
0.016
.120(**)
.208(**)
1
DDBL
-.103(**)
.188(**)
0.038
-0.059
1
DAR
-.099(**)
.093(**)
0.028
0.005
0.015
1
LnTA
-.197(**)
.228(**)
-0.034
.072(*)
.087(*)
.588(**)
1
TAT
0.066
.095(**)
0.057
-0.011
.083(*)
0.064
-0.016
1
ENV
0.031
-0.051
-0.046
-0.009
-0.018
.079(*)
.075(*)
-.100(**)
1
DTL
0.057
0.046
0.023
0.023
0.009
0.041
0.021
.122(**)
-0.015
1
注：*表示在0.05的顯著水平下顯著,**表示在0.01的顯著水平下顯著
由自變量的相關性分析結果可以得知:自變量之間沒有強相關關系，有幾個變量之間雖然存在顯著的相關關系，但是系數很小，相關系數最高的為公司規模與資產負債率，也僅有0.588，通常來說，當解釋變量之間的相關系數大于0.8時，就會出現多重共線形的問題。因此本文的設定是符合統計學要求的。根據表4.3的結果顯示，各變量之間的相關系數都不超過0.8，說明這些指標都是低度相關的，說明不存在多重共線性。
2．回歸分析
（1）回歸方程的擬合優度檢驗
回歸方程對樣本觀測值的擬合程度如何可通過樣本系數決定系數來反映，樣本決定系數R2越接近1，表明擬合得越好。在3個模型中，校正的R2都在10.4%左右，說明管理費用率有10.4%可以被解釋變量所解釋，由于影響公司經營業績的因素很多，除了股權激勵契約結構變量和考慮到的控制變量外，還包括企業性質、行業和地區特征等等，本文只是根據研究需要選取了幾個比較重要的指標，因此這個結果可以接受。
表4
Model
R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
1
.337a
.114
.104
.081841141
2
.336a
.113
.103
.081859974
3
.339a
.115
.105
.081769025
（2）回歸方程的顯著性檢驗
就檢驗結果而言，這個檢驗不僅是對R2的檢驗，也是對整個回歸模型的顯著性檢驗。當sig.值小于0.005時，得到的回歸直線在總體水平上是合理的，整個回歸結果具有統計學意義。
表5 方差分析表
Model
Sum of Squares
df
Mean Square
F
Sig.
1
Regression
.607
8
.076
11.324
.000a
Residual
4.735
707
.007
Total
5.342
715
2
Regression
.605
8
.076
11.279
.000a
Residual
4.738
707
.007
Total
5.342
715
3
Regression
.615
8
.077
11.500
.000a
Residual
4.727
707
.007
Total
5.342
715
注：Predictors: (Constant), MSR/Period/Condition, DTL, DDBL, ENV, Size, DAR, TAT, LnTA
Dependent Variable: ROE
本文三個模型的F值分別為11.324、11.279、11.5，sig.值均小于0.005，表明通過了方程的顯著性檢驗，即假設上市股權激勵的契約結構變量與公司經營業績變量之間存在著明顯的線性關系。
（3）回歸系數的顯著性檢驗
表6 回歸系數表
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
1
(Constant)
-.169
.060
-2.811
.006
MSR
.001
.001
.022
.597
.551
Size
-.001
.000
-.104
-2.919
.004
DDBL
-.048
.061
-.029
-.796
.426
DAR
-.070
.022
-.142
-3.248
.001
LnTA
.014
.003
.227
5.099
.000
TAT
.040
.006
.241
6.655
.000
ENV
.002
.001
.056
1.566
.118
DTL
-.001
.000
-.161
-4.497
.000
2
(Constant)
-.158
.058
-2.717
.004
Period
.096
.002
.804
.175
.002
Size
-.001
.000
-.104
-2.906
.004
DDBL
-.053
.061
-.031
-.868
.003
DAR
-.070
.022
-.142
-3.238
.001
LnTA
.014
.003
.221
4.916
.000
TAT
.040
.006
.242
6.694
.000
ENV
.002
.001
.058
1.608
.004
DTL
-.001
.000
-.160
-4.475
.000
3
(Constant)
-.145
.059
-2.465
.004
Condition
-.006
.004
.046
-1.267
.002
Size
-.001
.000
-.93
-2.547
.001
DDBL
-.048
.061
-.028
-.793
.000
DAR
-.069
.022
-.139
-3.172
.002
LnTA
.014
.003
.218
4.953
.000
TAT
.041
.006
.245
6.787
.000
ENV
.002
.001
.056
1.554
.011
DTL
-.001
.000
-.159
-4.465
.000
注：Dependent Variable: ROE
表6給出了三個模型的回歸系數估計及其顯著性t檢驗結果，可以判斷出回歸系數檢驗結果是否通過顯著性檢驗，其中：
模型1：回歸方程通過了顯著性檢驗，但回歸系數T檢驗結果沒有通過顯著性，相關系數為正，說明股權激勵比例與上市公司業績之間是為不顯著的正相關的關系。出現這種結果的原因可能是股權激勵比例較低時，MSR對ROE的解釋力不強。另外由于我國上市公司股權激勵的特殊性，國外對激勵比例的劃分標準不一定完全適用。
模型2：T檢驗結果全部通過顯著性。就回歸分析的結果來看，變量Period的系數為0.096，F檢驗和T檢驗均說明，所做理論假設:激勵期限與公司經營績效之間呈明顯的正相關關系，是成立的，股權激勵方案設置的期限越長，越具有激勵效果。
模型3：T值為-2.465，雖然通過顯著性水平5%的檢驗，但激勵條件數量與公司經營績效負相關，否定了假設3。出現負相關的原因可能是大多數公司的激勵條件數量為一或兩個，三個以上指標的公司不到30家，樣本數較少，所以可能出現與預期不一樣的結果。
五、研究結論與建議
（一）研究結論
首先，我國上市公司的股權激勵在總體上是有效的，上市公司高管股權激勵比例與司業績之間總體上是正相關關系。雖然這種相關性不是很顯著，但也可表明在我國證監會規定的激勵比例范圍內，上市公司給予經營者的股票期權越多，越能激勵經營者者努力工作，從而促進公司經營業績的上升。前面我們計算得出，我國上市公司股權激勵比例平均只有1.18%，離證監會規定的上限10%還有很遠，既然激勵比例會對公司業績產生激勵效應，上市公司在制定激勵水平時就應該加大力度，更好的激勵經營者為公司業績努力。
其次，激勵有效期對公司經營業績有正向促進作用，公司能自愿提高激勵有效期，則說明它們有明顯的激勵動機，相應的越有動力提高公司業績。證監會規定激勵期限的上限是10年，目前只有有限的幾家選擇10年為激勵期限，大多數公司在設計激勵方案時的思路是以不違規為基準，與規范要求的最低水平持平，激勵方案缺乏長期效應。應該更好的利用激勵有效期對公司業績的激勵作用，促進業績增長。
最后，激勵條件數量與公司經營績效負相關，沒有激勵效應，超出我們的預期，分析原因可能是設置多個激勵條件的樣本公司過少。而且現有的業績指標多為財務指標，很少有非財務指標，激勵條件越容易達到，則激勵對象的行權難度越小，股權激勵的激勵作用也越弱。
（二）發揮股權激勵作用的建議
1.制定符合公司實際的股權激勵方案
由于股權激勵的實施是受一系列內外在條件影響的，在條件或時機不適宜的情況下，股權激勵方案發揮不了其應有的作用。所以，上市公司應該在不違背國家關于股權激勵的相關法律法規規定的基礎上，結合自身發展的階段、未來發展的方向等實際條件，統籌兼顧管理層、股東、員工各方利益的前提下，制定高效精細的股權激勵實施方案。
2.確定適當的激勵比例
公司應根據實際情況確定授予數量，針對我國目前激勵比例不高的現狀，可以合理的提高股權激勵比例，但應做到分批授予。因為過低的授予數量其激勵作用較弱；而我過規定的10%上限相對于西方國家而言，不會激勵過度問題，對個人授予最多不超過1%的規定也有效的防止員工之間的財富差距加大，導致分配不均勻的結果。所以在證監會規定的合法范圍內，上市公司可以適當提高股權激勵的比例。
3.完善業績考核指標體系
完善合理的業績考核指標體系是股權激勵制度得以有效實施的保證。各公司由于所處的行業、發展狀況等的不同，必然要求其設計應該靈活，切不可死板硬套其他公司模式。在制定過程中可以嘗試多樣化的業績指標和指標組合，財務指標與非財務指標并用，最好選用行業指標均值作為標準，建立客觀綜合的指標體系。只有這樣，建立的業績考核指標體系才能綜合評價企業潛在的競爭優勢和未來的發展潛力。
