劉仲文　劉　迪

【摘要】 本文以國有企業(yè)中的央企為研究樣本，對國務(wù)院國資委發(fā)布的《中央企業(yè)負責人經(jīng)營業(yè)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(yè)業(yè)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(yè)經(jīng)營業(yè)績的指標。然后，對這一綜合指標和企業(yè)高管層持股比例的關(guān)系進行相關(guān)性分析，試圖分析央企高管層股權(quán)激勵與企業(yè)業(yè)績之間的關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】 高管層；中央企業(yè)；股權(quán)激勵；企業(yè)業(yè)績

一、本文相關(guān)概念界定

（一）中央企業(yè)的界定

中央企業(yè)簡稱“央企”，通常指由國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會監(jiān)督管理的企業(yè)，是由國家直接創(chuàng)辦、領(lǐng)導的企業(yè)。廣義的中央企業(yè)包括三類：一是由國務(wù)院國資委管理的企業(yè)；二是由銀監(jiān)會、保監(jiān)會、證監(jiān)會管理的企業(yè)，屬于金融行業(yè)；三是由國務(wù)院其他部門或群眾團體管理的企業(yè)。狹義上講，中央企業(yè)是國資委監(jiān)督管理的企業(yè)。本文所涉及的中央企業(yè)是狹義的中央企業(yè)，是國資委網(wǎng)站上公布名單的中央企業(yè)。

（二）高管層的界定

本文研究的高管層包括年報摘要中披露的董事、監(jiān)事與其他高級經(jīng)理人員，具體包括董事長、副董事長、董事、監(jiān)事、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、總裁、副總裁、總會計師、總經(jīng)濟師、總工程師、財務(wù)總監(jiān)等。

（三）國企高管層的約束機制

國有企業(yè)作為一種生產(chǎn)經(jīng)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(yè)負責人經(jīng)營業(yè)績考核暫行辦法》中規(guī)定的央企負責人經(jīng)營業(yè)績考核辦法作為國企高管層經(jīng)營業(yè)績的約束機制。其中，考核公共績效的核心指標用經(jīng)濟增加值，考核經(jīng)營績效的財務(wù)績效指標是利潤總額和凈資產(chǎn)收益率。

（四）國企高管層激勵機制

國有企業(yè)高管層激勵機制的形式有很多種，包括：薪酬激勵、股權(quán)激勵、控制權(quán)激勵、行政晉升、聲譽激勵等。本文主要采用股權(quán)激勵機制進行實證分析。

二、樣本選擇、數(shù)據(jù)來源及統(tǒng)計方法的選擇

（一）樣本選擇

在樣本的收集過程中，沒有發(fā)現(xiàn)被ST、PT的公司。因此，本文的樣本為2006年實行股權(quán)激勵的上市中央企業(yè)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自于巨靈數(shù)據(jù)庫和國泰君安數(shù)據(jù)庫。所選擇的企業(yè)業(yè)績評價指標部分來自于2006年國務(wù)院國有資產(chǎn)管理委員會發(fā)布的《中央企業(yè)負責人經(jīng)營業(yè)績考核暫行辦法》。

（三）統(tǒng)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(yè)績效的相關(guān)財務(wù)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(yè)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(guān)性進行偏相關(guān)分析。如果偏相關(guān)分析的結(jié)果證明了兩者呈現(xiàn)顯著的相關(guān)關(guān)系，便對因變量和自變量進行回歸分析，得出兩者的相關(guān)系數(shù)。

三、實證分析

（一）假設(shè)的提出

國內(nèi)外許多學者研究過股權(quán)激勵機制與公司業(yè)績之間的關(guān)系，但對于兩者之間關(guān)系的觀點并不統(tǒng)一，仍然存在爭議。一種觀點認為，二者之間存在正相關(guān)關(guān)系；另一種觀點認為，二者之間不存在正相關(guān)關(guān)系或正相關(guān)關(guān)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(guān)關(guān)系的觀點中，對二者的相關(guān)性又存在著兩種觀點：一種認為是線性相關(guān)；另一種則認為二者曲線相關(guān)。

在以上分析的基礎(chǔ)上，本文提出以下3個假設(shè)：

H1：在研究樣本中，高管層持股比例與企業(yè)業(yè)績呈顯著的線性正相關(guān)關(guān)系。

H2：隨著高管層持股比例的增加，其與企業(yè)業(yè)績的正相關(guān)性越顯著。

H3：樣本中高管層持股比例的平方與企業(yè)業(yè)績之間

呈二次曲線正相關(guān)關(guān)系。

（二）模型的建立

本文建立了檢驗企業(yè)業(yè)績綜合指標的模型，分別給予《中央企業(yè)負責人經(jīng)營業(yè)績考核暫行辦法》中規(guī)定的考核企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的財務(wù)指標以及能夠反映企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的其他財務(wù)指標以不同權(quán)重，由此綜合出考核中央企業(yè)經(jīng)營業(yè)績綜合指標的模型，即中央企業(yè)綜合業(yè)績評價模型1，具體如下：

設(shè)主因子F（綜合業(yè)績）表示為變量fj（各相關(guān)財務(wù)指標）的線性組合：

F=β1f1+β2f2+Λ+βjfj （j=1,2,Λ,m）（1）

其中，F(xiàn)表示以因子分析法計算的公司業(yè)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(yè)績與高管層持股比例之間的關(guān)系主要設(shè)計了以下回歸模型：鑒于公司業(yè)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(quán)激勵后的公司業(yè)績與高管層持股比例和相關(guān)控制變量之間的關(guān)系。本文的假設(shè)之一是兩者之間呈二次曲線關(guān)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

（i=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(yīng)，ROMi為檢驗變量，代表中央企業(yè)高管層的持股比例，ContralVariablei為控制變量，分別為公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負債率（DEBT）和股東平均持股數(shù)（AS），εi 為誤差項。

（三）對中央企業(yè)業(yè)績評價模型的因子分析和主成分分析

首先，對《中央企業(yè)負責人業(yè)績考核暫行辦法》中確定的5個考核指標以及反映企業(yè)業(yè)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(guān)度，檢驗結(jié)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(yè)績的影響較大。其次，利用主成分分析法賦予這些與綜合業(yè)績關(guān)系密切的因子不同的權(quán)重。最后，根據(jù)因子分析得出的指標和主成分分析得出的各指標的權(quán)重，計算評價企業(yè)業(yè)績的綜合因子得分函數(shù)。KMO and Bartlett's Test的結(jié)果如表1所示。

表1 KMO檢驗和 Bartlett 檢驗結(jié)果說明，巴特利特球度檢驗統(tǒng)計量的觀測值是513.392，相應(yīng)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(yīng)拒絕零假設(shè)，認為系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異。同時，KMO統(tǒng)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(jù)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)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。

再對提取出來的4個因子進行因子載荷分析，確定這4個因子的權(quán)重。因子載荷分析的結(jié)果如表3所示。

根據(jù)表3中所列的前4個主成分，再按照各因子對應(yīng)的方差貢獻率為權(quán)數(shù)計算綜合因子得分函數(shù)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(chǎn)保值增值率ROA，f4代表企業(yè)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(yè)業(yè)績的線性相關(guān)性分析

在控制了公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、股東戶均持股數(shù)這3個指標的情況下，以高管層持股比例作為自變量，企業(yè)業(yè)績作因變量進行偏相關(guān)分析，結(jié)果如表4所示。

在表4中，在資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、股東戶均持股數(shù)作為控制變量的條件下，公司綜合業(yè)績和高管層持股比例間的偏相關(guān)系數(shù)為-0.0295，呈極弱的負相關(guān)關(guān)系。這說明高管層持股比例對公司綜合業(yè)績的線性影響非常弱，高管層持股比例與公司業(yè)績呈極弱的負相關(guān)關(guān)系。由此可以得出假設(shè)1不成立。

（五）高管層持股比例分區(qū)間與企業(yè)業(yè)績的相關(guān)性

分析

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(yè)績呈現(xiàn)極弱的負相關(guān)關(guān)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(yè)綜合業(yè)績的相關(guān)性時，本文把高管層持股比例分為4個區(qū)間，分別研究在這4個區(qū)間內(nèi)的相關(guān)關(guān)系。這4個區(qū)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(qū)間內(nèi)對高管層持股比例與企業(yè)業(yè)績的相關(guān)性分析如表5—表8所示。

4個區(qū)間的偏相關(guān)系數(shù)分別是-0.1072、0.0758、0.1896、0.000，并不是依次遞增的。系數(shù)的絕對值都小于0.3，這表明，在前3個區(qū)間內(nèi)，高管層持股比例與公司綜合業(yè)績之間存在微弱的相關(guān)關(guān)系，在第4個區(qū)間內(nèi)兩者之間不存在相關(guān)關(guān)系或相關(guān)關(guān)系極小可以忽略不計。因此，可以得出假設(shè)2不成立。

（六）高管層持股比例的二次方與企業(yè)業(yè)績的相關(guān)性分析

通過對公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、股東戶均持股數(shù)進行控制，把高管層持股比例平方之后與企業(yè)業(yè)績的相關(guān)性進行偏相關(guān)分析。分析結(jié)果如表9：

表9中，在資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、股東戶均持股數(shù)作為控制變量的條件下，公司綜合業(yè)績和高管層持股比例間的偏相關(guān)系數(shù)為-0.0545，系數(shù)的絕對值接近于0，即兩者之間存在微弱正相關(guān)關(guān)系。說明高管層持股比例的二次方對公司綜合業(yè)績沒有顯著影響。由此可知，假設(shè)3也不成立。

四、結(jié)論與政策性建議

根據(jù)上述分析，本文得出以下結(jié)論：

第一，中央企業(yè)中，高管層持股比例與企業(yè)業(yè)績的相關(guān)性很微弱，沒有呈現(xiàn)出高度的相關(guān)性。

第二，在按照高管層持股比例不同對其進行分區(qū)間討論時，發(fā)現(xiàn)中央企業(yè)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(yè)業(yè)績的相關(guān)性進行分析的結(jié)果顯示，高管層持股比例的二次方與企業(yè)業(yè)績不存在顯著相關(guān)關(guān)系，即高管層持股比例與公司綜合業(yè)績之間不存在二次的曲線正相關(guān)關(guān)系。

由于中央企業(yè)數(shù)量較少，其中實施股權(quán)激勵的企業(yè)數(shù)量更少，導致樣本量相對來說較少。在衡量企業(yè)經(jīng)營業(yè)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(shù)據(jù)選擇是根據(jù)公司年報中披露的公司董事會成員和高管層的相關(guān)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(jié)論尚存在一定的局限性。

就目前實際情況看，即使在已經(jīng)試點了股權(quán)激勵的中央企業(yè)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(quán)激勵的全面應(yīng)用還有很大空間。但要發(fā)揮股權(quán)激勵機制的正效應(yīng)，避免股權(quán)激勵機制可能的消極影響，應(yīng)該要注意把握以下幾點：

第一，完善資本市場和經(jīng)理人市場，提高資本市場的有效性。經(jīng)營者長期激勵制度特別是股權(quán)激勵制度的實施效果，在很大程度上取決于市場環(huán)境的完善程度。必須完善資本市場，通過加強監(jiān)管、強化信息披露，使股票價格盡可能準確地反映企業(yè)的盈利能力和經(jīng)理的經(jīng)營管理水平，提高證券市場的有效性。

第二，規(guī)范企業(yè)治理結(jié)構(gòu)。對中央企業(yè)來說，最核心的問題就是建立規(guī)范的董事會，完善公司法人治理結(jié)構(gòu)，這是股權(quán)激勵有效實施的前提。目前，大部分中央企業(yè)法人治理結(jié)構(gòu)還需進一步完善。在這種情況下，股權(quán)激勵必須與公司治理結(jié)構(gòu)的完善進程相適應(yīng)。

第三，激勵和約束應(yīng)該配套。股權(quán)激勵是公司治理結(jié)構(gòu)完善的重要方面，但不能片面強調(diào)激勵作用，在推出股權(quán)激勵的同時，也要有相應(yīng)的懲治措施。

第四，從中央企業(yè)股權(quán)激勵試點中反映出的問題可以看出，目前尚存在股權(quán)激勵實施條件過寬、業(yè)績考核不嚴、預(yù)期收益失控等問題。因此，就我國當前的經(jīng)濟環(huán)境及中央企業(yè)性質(zhì)的特殊性而言，股權(quán)激勵機制在我國企業(yè)特別是中央企業(yè)中的應(yīng)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(yè)更應(yīng)該慎重使用股權(quán)激勵機制?！?/p>

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