2009-09-08 11:53 來源：劉仲文 劉迪
【摘要】本文以國有企業中的央企為研究樣本，對國務院國資委發布的《中央企業負責人經營業績考核暫行辦法》中提到的考核指標以及其他可以反映企業業績的指標進行因子分析和主成分分析，得出一個綜合的考核企業經營業績的指標。然后，對這一綜合指標和企業高管層持股比例的關系進行相關性分析，試圖分析央企高管層股權激勵與企業業績之間的關系。
【關鍵詞】高管層；中央企業；股權激勵；企業業績
一、本文相關概念界定
�。ㄒ唬┲醒肫髽I的界定
中央企業簡稱“央企”，通常指由國務院國有資產監督管理委員會監督管理的企業，是由國家直接創辦、領導的企業。廣義的中央企業包括三類：一是由國務院國資委管理的企業；二是由銀監會、保監會、證監會管理的企業，屬于金融行業；三是由國務院其他部門或群眾團體管理的企業。狹義上講，中央企業是國資委監督管理的企業。本文所涉及的中央企業是狹義的中央企業，是國資委網站上公布名單的中央企業。
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本文研究的高管層包括年報摘要中披露的董事、監事與其他高級經理人員，具體包括董事長、副董事長、董事、監事、總經理、副總經理、總裁、副總裁、總會計師、總經濟師、總工程師、財務總監等。
�。ㄈ﹪蟾吖軐拥募s束機制
國有企業作為一種生產經營組織形式，同時具有營利法人和公益法人的特點。本文使用《中央企業負責人經營業績考核暫行辦法》中規定的央企負責人經營業績考核辦法作為國企高管層經營業績的約束機制。其中，考核公共績效的核心指標用經濟增加值，考核經營績效的財務績效指標是利潤總額和凈資產收益率。
�。ㄋ模﹪蟾吖軐蛹顧C制
國有企業高管層激勵機制的形式有很多種，包括：薪酬激勵、股權激勵、控制權激勵、行政晉升、聲譽激勵等。本文主要采用股權激勵機制進行實證分析。
二、樣本選擇、數據來源及統計方法的選擇
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在樣本的收集過程中，沒有發現被ST、PT的公司。因此，本文的樣本為2006年實行股權激勵的上市中央企業。
（二）數據來源
本文數據來自于巨靈數據庫和國泰君安數據庫。所選擇的企業業績評價指標部分來自于2006年國務院國有資產管理委員會發布的《中央企業負責人經營業績考核暫行辦法》。
�。ㄈ┙y計方法的選擇
本文利用SPSS作為分析軟件，首先對可以反映中央企業績效的相關財務指標進行主成分分析及因子分析，得出一個可以反映中央企業績效的綜合指標。再將這一綜合指標作為因變量，將高管層持股比例作為自變量，在控制某些可能影響公司績效的變量的情況下對因變量和自變量的相關性進行偏相關分析。如果偏相關分析的結果證明了兩者呈現顯著的相關關系，便對因變量和自變量進行回歸分析，得出兩者的相關系數。
三、實證分析
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國內外許多學者研究過股權激勵機制與公司業績之間的關系，但對于兩者之間關系的觀點并不統一，仍然存在爭議。一種觀點認為，二者之間存在正相關關系；另一種觀點認為，二者之間不存在正相關關系或正相關關系不顯著。持第一種觀點的代表人物有Hall、Jeffrey Liebman、Morck、Shleifer and Vishny、李增泉、周建波和孫菊生等；持第二種觀點的代表人物有Demsetz、Lehn Palia（2001）、袁國良和魏剛等。在二者存在正相關關系的觀點中，對二者的相關性又存在著兩種觀點：一種認為是線性相關；另一種則認為二者曲線相關。
在以上分析的基礎上，本文提出以下3個假設：
H1：在研究樣本中，高管層持股比例與企業業績呈顯著的線性正相關關系。
H2：隨著高管層持股比例的增加，其與企業業績的正相關性越顯著。
H3：樣本中高管層持股比例的平方與企業業績之間
呈二次曲線正相關關系。
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本文建立了檢驗企業業績綜合指標的模型，分別給予《中央企業負責人經營業績考核暫行辦法》中規定的考核企業經營業績的財務指標以及能夠反映企業經營業績的其他財務指標以不同權重，由此綜合出考核中央企業經營業績綜合指標的模型，即中央企業綜合業績評價模型1，具體如下：
設主因子F（綜合業績）表示為變量fj（各相關財務指標）的線性組合：
F=β1f1+β2f2+Λ+βjfj（j=1,2,Λ,m）（1）
其中，F表示以因子分析法計算的公司業績的綜合評價指標值；βj表示第j個因子方差貢獻率與累計方差貢獻率的比率；fj表示第j個因子。
對于檢驗公司業績與高管層持股比例之間的關系主要設計了以下回歸模型：鑒于公司業績不僅僅是取決于高管層持股比例，可能會受諸多復雜因素的影響，本文考慮了控制變量。模型2表示實施了股權激勵后的公司業績與高管層持股比例和相關控制變量之間的關系。本文的假設之一是兩者之間呈二次曲線關系，因此本文加入了高管層持股比例的二次方作為自變量，建立模型3。
Fi=αi+β1×ROMi+ContralVariablei+εi
�。╥=1，2，3...）（2）
Fi=αi+β1×ROMi+β2ROM2i+ContralVariablei+εi
（i=1，2，3...）（3）
其中，下標i為樣本公司，αi為每個樣本公司的固定效應，ROMi為檢驗變量，代表中央企業高管層的持股比例，ContralVariablei為控制變量，分別為公司規模（SIZE）、資產負債率（DEBT）和股東平均持股數（AS），εi為誤差項。
（三）對中央企業業績評價模型的因子分析和主成分分析
首先，對《中央企業負責人業績考核暫行辦法》中確定的5個考核指標以及反映企業業績的其他7個指標進行KMO and Bartlett's Test，分析這些變量間的信息重疊程度即相關度，檢驗結果確定他們是否適合因子分析法。若可以使用因子分析法，再對這些指標進行因子分析，分析哪些指標對綜合業績的影響較大。其次，利用主成分分析法賦予這些與綜合業績關系密切的因子不同的權重。最后，根據因子分析得出的指標和主成分分析得出的各指標的權重，計算評價企業業績的綜合因子得分函數。KMO and Bartlett's Test的結果如表1所示。
表1 KMO檢驗和 Bartlett 檢驗結果說明，巴特利特球度檢驗統計量的觀測值是513.392，相應的概率p接近0，顯著性水平α為0.05，由于概率p小于顯著性水平α，應拒絕零假設，認為系數矩陣與單位陣有顯著差異。同時，KMO統計量的值為0.698，接近于0.7，這說明各變量間信息重疊的程度較好，根據Kaiser給出的KMO度量標準可知原有變量適合進行因子分析。對各因子進行主成分分析，提取出最能解釋因變量的主因子。各因子解釋原有變量總方差的情況如表2所示。
表2第一組數據項（第2至第4列）描述了初始因子解的情況。第一個因子的特征根值為6.222，解釋原有12個變量總方差的51.848%，累積方差貢獻率為51.848%；第二個因子的特征根為2.345，解釋原有12個變量總方差的19.541%，累積方差貢獻率為71.390%。依次類推，在初始解中由于提取了12個因子，因此原有變量的總方差均被解釋。第二組數據項（第5至第7列）描述了因子解的情況�？梢钥闯�，由于提取的4個因子共解釋了原有變量總方差的89.241%，接近于90%�？傮w上，原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較為理想。
根據表3中所列的前4個主成分，再按照各因子對應的方差貢獻率為權數計算綜合因子得分函數如下：
F = 0.5809f1 + 0.2190f2 + 0.1125f3 + 0.0876f4
其中，f1代表利潤總額P，f2代表凈利潤NP，f3代表國有資產保值增值率ROA，f4代表企業的EVA值。即F=
0.5809×P+0.2190×NP+0.1125×ROA+0.0876×EVA
（四）高管層持股比例與企業業績的線性相關性分析
在控制了公司規模、資產負債率、股東戶均持股數這3個指標的情況下，以高管層持股比例作為自變量，企業業績作因變量進行偏相關分析，結果如表4所示。
在表4中，在資產負債率、公司規模、股東戶均持股數作為控制變量的條件下，公司綜合業績和高管層持股比例間的偏相關系數為-0.0295，呈極弱的負相關關系。這說明高管層持股比例對公司綜合業績的線性影響非常弱，高管層持股比例與公司業績呈極弱的負相關關系。由此可以得出假設1不成立。
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通過以上的分析可知，在存在控制變量的情況下，高管層持股比例與公司業績呈現極弱的負相關關系�？紤]到高管層持股比例比較分散，所以在研究高管層持股比例與企業綜合業績的相關性時，本文把高管層持股比例分為4個區間，分別研究在這4個區間內的相關關系。這4個區間分別為：0 < X≤0.001%，0.001% < X≤0.003%，0.003% < X≤0.01%，0.01% < X。這4個區間內對高管層持股比例與企業業績的相關性分析如表5—表8所示。
4個區間的偏相關系數分別是-0.1072、0.0758、0.1896、0.000，并不是依次遞增的。系數的絕對值都小于0.3，這表明，在前3個區間內，高管層持股比例與公司綜合業績之間存在微弱的相關關系，在第4個區間內兩者之間不存在相關關系或相關關系極小可以忽略不計。因此，可以得出假設2不成立。
�。└吖軐映止杀壤亩畏脚c企業業績的相關性分析
通過對公司規模、資產負債率、股東戶均持股數進行控制，把高管層持股比例平方之后與企業業績的相關性進行偏相關分析。分析結果如表9：
表9中，在資產負債率、公司規模、股東戶均持股數作為控制變量的條件下，公司綜合業績和高管層持股比例間的偏相關系數為-0.0545，系數的絕對值接近于0，即兩者之間存在微弱正相關關系。說明高管層持股比例的二次方對公司綜合業績沒有顯著影響。由此可知，假設3也不成立。
四、結論與政策性建議
根據上述分析，本文得出以下結論：
第一，中央企業中，高管層持股比例與企業業績的相關性很微弱，沒有呈現出高度的相關性。
第二，在按照高管層持股比例不同對其進行分區間討論時，發現中央企業中，并不是高管層持股比例越多公司績效就越好。
第三，對高管層持股比例的二次方與企業業績的相關性進行分析的結果顯示，高管層持股比例的二次方與企業業績不存在顯著相關關系，即高管層持股比例與公司綜合業績之間不存在二次的曲線正相關關系。
由于中央企業數量較少，其中實施股權激勵的企業數量更少，導致樣本量相對來說較少。在衡量企業經營業績的指標選擇時，對因子的選擇上存在一定的主觀性。另外，本文的數據選擇是根據公司年報中披露的公司董事會成員和高管層的相關信息進行收集的，存在上市公司披露不足所導致的誤差。因此，以上的結論尚存在一定的局限性。
就目前實際情況看，即使在已經試點了股權激勵的中央企業中，高管層持股比例相對于整個市值而言也是微不足道的。因此，股權激勵的全面應用還有很大空間。但要發揮股權激勵機制的正效應，避免股權激勵機制可能的消極影響，應該要注意把握以下幾點：
第一，完善資本市場和經理人市場，提高資本市場的有效性。經營者長期激勵制度特別是股權激勵制度的實施效果，在很大程度上取決于市場環境的完善程度。必須完善資本市場，通過加強監管、強化信息披露，使股票價格盡可能準確地反映企業的盈利能力和經理的經營管理水平，提高證券市場的有效性。
第二，規范企業治理結構。對中央企業來說，最核心的問題就是建立規范的董事會，完善公司法人治理結構，這是股權激勵有效實施的前提。目前，大部分中央企業法人治理結構還需進一步完善。在這種情況下，股權激勵必須與公司治理結構的完善進程相適應。
第三，激勵和約束應該配套。股權激勵是公司治理結構完善的重要方面，但不能片面強調激勵作用，在推出股權激勵的同時，也要有相應的懲治措施。
第四，從中央企業股權激勵試點中反映出的問題可以看出，目前尚存在股權激勵實施條件過寬、業績考核不嚴、預期收益失控等問題。因此，就我國當前的經濟環境及中央企業性質的特殊性而言，股權激勵機制在我國企業特別是中央企業中的應用需要慎重。特別是在當前金融危機沖擊的情況下，中央企業更應該慎重使用股權激勵機制。
【主要參考文獻】
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