謝長(zhǎng)千

摘要：基于Richardson（2006）模型和隨機(jī)前沿分析方法（Stochastic Frontier Analysis，SFA），對(duì)2009～2015年滬深兩市A股7個(gè)完整年度內(nèi)均實(shí)施管理層持股激勵(lì)的485家非金融企業(yè)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，從而研究了管理層持股對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的投資效率的影響效果。研究發(fā)現(xiàn)，相比非國(guó)有企業(yè)在管理層持股激勵(lì)上的大膽嘗試，國(guó)有企業(yè)實(shí)施管理層持股激勵(lì)在數(shù)量上較以往有所提高但仍較為保守；整體上管理層持股與投資效率的關(guān)系表現(xiàn)為存在一個(gè)“激勵(lì)拐點(diǎn)”的倒U型曲線。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；管理層持股；投資效率；隨機(jī)前沿

一、引言

2016年7月13日證監(jiān)會(huì)公布《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》，再一次將股權(quán)激勵(lì)置于眾人矚目的位置。根據(jù)以往研究，吳敬璉（2002）指出股權(quán)激勵(lì)在提高美國(guó)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力過(guò)程中功不可沒(méi)。Jensen和Meckling（1976）認(rèn)為管理層持股能降低代理成本和提高企業(yè)投資效率。由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在治理機(jī)制設(shè)計(jì)和由此產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)結(jié)果方面存在諸多差異。結(jié)合混合所有制改革，本文認(rèn)為國(guó)有企業(yè)有可能對(duì)管理層持股激勵(lì)展開(kāi)新一輪的嘗試。

研究方法上，本文采用基于隨機(jī)前沿分析方法（Stochastic Frontier Analysis，SFA）的投資效率模型對(duì)樣本公司進(jìn)行定量測(cè)算，并結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，考察管理層持股對(duì)企業(yè)投資效率的影響。

二、投資效率測(cè)度模型

針對(duì)企業(yè)的投資效率研究，以往文獻(xiàn)主要從投資不足和投資過(guò)度的角度進(jìn)行分析，并形成了相關(guān)理論與研究方法。Fazzari，Hubbard和Petersen（1988）將企業(yè)投資行為與現(xiàn)金流敏感性聯(lián)系起來(lái)，發(fā)現(xiàn)自由現(xiàn)金流的系數(shù)越高，融資約束越強(qiáng)，投資對(duì)自由現(xiàn)金流的依賴程度就越高。支曉強(qiáng)和童盼（2007）在 FHP模型中加入企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率和托賓Q，發(fā)現(xiàn)隨著企業(yè)業(yè)績(jī)報(bào)酬敏感度的增加，投資現(xiàn)金流敏感度會(huì)先增加后降低。Vogt（1994）引入現(xiàn)金流與投資機(jī)會(huì)的交叉項(xiàng)，并通過(guò)觀察交叉項(xiàng)系數(shù)的正負(fù)來(lái)判斷是投資過(guò)度還是投資不足。Vogt模型在一定程度上克服了FHP模型的不足，但對(duì)投資非效率的定量測(cè)度存在局限。

Richardson（2006）構(gòu)建了一個(gè)新的模型來(lái)衡量企業(yè)投資效率，根據(jù)企業(yè)投資效率的影響因素估算出企業(yè)預(yù)期投資水平，若企業(yè)的實(shí)際投資水平與預(yù)期投資水平的偏差大于0則表明企業(yè)出現(xiàn)過(guò)度投資，反之則為現(xiàn)投資不足。Richardson模型對(duì)FHP模型和Vogt模型進(jìn)行了較大改進(jìn)，理論上能更準(zhǔn)確地度量企業(yè)投資效率。

三、研究設(shè)計(jì)

本文根據(jù)Richardson（2006），Wang（2003）建立基于SFA的投資效率模型進(jìn)行度量，進(jìn)而運(yùn)用Battese和Coelli（1995）提出的一階段最大似然估計(jì)法，結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)考察管理層持股對(duì)投資效率的影響，以檢驗(yàn)本文的兩個(gè)假設(shè)：

H1：在其他情況相同的條件下，管理層持股比例與投資效率之間存在倒U型曲線關(guān)系。

H2：在其他情況相同的條件下，非國(guó)有企業(yè)實(shí)施管理層持股對(duì)于提高企業(yè)投資效率的效果比國(guó)有企業(yè)更為顯著。

（一）基于SFA的投資效率模型

基于SFA的投資效率模型具有兩個(gè)顯著優(yōu)點(diǎn)：第一，可以將投資效率的度量以及影響因素相結(jié)合；第二，無(wú)須包括所有因素，該模型分析的是公司之間投資效率的相對(duì)差異。具體模型所下：

Ii，t=α0+Xi，tα+ni，t-ui，t（1）

mi，t=β0+βZi，t+εi，t（2）

其中，Ii，t代表企業(yè)實(shí)際投資支出，Xi，t代表由投資機(jī)會(huì)組成的解釋向量，α0、α分別表示常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)項(xiàng)，ni，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，ui，t為非效率投資部分。ni，t和ui，t之間相互獨(dú)立，并且獨(dú)立于Xi，t。ni，t服從均值和方差分別為0和s2n的正態(tài)分布N（0，s2n），ui，t服從均值和方差分別為mi，t和s2i，t的非負(fù)截?cái)嗾龖B(tài)分布NT（mi，t，s2i，t）。mi，t為企業(yè)非效率投資的影響因素Zi，t的函數(shù)，和分別表示常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)項(xiàng)。用IEIi，t表示企業(yè)的投資效率指數(shù)（Investment Efficiency Index，IEI）：

IEIi，t=exp（-ui，t）（3）

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2009～2015年我國(guó)滬深A(yù)股非金融類上市公司為研究樣本，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和上市公司年報(bào)。使用Stata12.0和Frontier4.1進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和計(jì)量分析。

本文按以下順序篩選樣本：

1.剔除被特別處理的公司（包括ST、*ST和S*S等）；2.剔除2009～2015年中任何一年管理層持股比例為零的公司；3.剔除數(shù)據(jù)缺失、相關(guān)資料無(wú)法獲得的公司。最后共得到由485家樣本公司組成3395個(gè)觀測(cè)值的面板數(shù)據(jù)。

（三）模型設(shè)計(jì)

以下兩個(gè)計(jì)量模型將在實(shí)證過(guò)程中得以運(yùn)用：

1. 度量模型

Ii，t=α0+α1Growthi，t-1+α2Levi，t-1+α3Cashi，t-1+α4Agei，t-1+α5Sizei，t-1+α6Reti，t-1+α7Ii，t-1+∑Industry+∑Year+ni，t+ui，t（4）

2. 激勵(lì)模型

mi，t=β0+β1Msharei，t+β2MshareSQi，t+β3Ownershipi，t+β4Msharei，t×Ownershipi，t+β5Boardi，t+β6LnCOMi，t+β7OCCPi，t+εi，t（5）

其中：資本投資I=（構(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金—處理固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金）/年初資產(chǎn)總額；Growth為銷售收入增長(zhǎng)率；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率；Cash為現(xiàn)金持有量；Age為上市年限；Size為公司規(guī)模，總資產(chǎn)取自然對(duì)數(shù)；Ret為股票年度收益率；Mshare為管理層持股比例；Board為董事會(huì)總?cè)藬?shù)取自然對(duì)數(shù)；LnCOM和OCCP分別為高管薪酬和關(guān)聯(lián)占款。

實(shí)證結(jié)果中，若β1顯著小于0且β2顯著大于0，則本文第一個(gè)假設(shè)H1得到證實(shí)。同時(shí)，如果β4顯著小于0，則說(shuō)明管理層持股比例對(duì)于非國(guó)有企業(yè)投資非效率程度的降低作用更為明顯，本文的第二個(gè)假設(shè)H2得到證實(shí)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

兩個(gè)模型主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

從度量模型可知：樣本公司的實(shí)際資本投資最高值比最低值高出約2倍，I為負(fù)值說(shuō)明企業(yè)當(dāng)年的投資規(guī)模處于縮小狀態(tài)。從激勵(lì)模型可知：樣本公司平均投資效率為76.06%；管理層持股比例數(shù)據(jù)顯示，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)對(duì)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的態(tài)度存在較大差異，其中非國(guó)有企業(yè)管理層持股比例平均為10.39%，而國(guó)有企業(yè)管理層持股比例均值僅為0.35%。此外，全樣本的管理層持股比例平均為4.70%，與發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)相比，我國(guó)上市公司的管理層持股比例普遍偏低且企業(yè)之間差別較大。

（二）回歸分析

運(yùn)用Battese和Coelli（1995）提出的一階段最大似然估計(jì)法對(duì)本文的兩個(gè)模型分別進(jìn)行全樣本回歸和按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸，結(jié)果如表2所示。

由表2可知，診斷部分中γ估計(jì)值在三個(gè)樣本中表現(xiàn)一致，均在0.7以上，并且都通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。其次，在度量模型中除Growth外，其余變量的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。Growth系數(shù)不顯著的原因可能是，本文基于銷售收入增長(zhǎng)率對(duì)于企業(yè)成長(zhǎng)性的度量的可靠性有所欠缺，對(duì)此本文將在后文進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

激勵(lì)模型的全樣本檢驗(yàn)結(jié)果中Mshare系數(shù)顯著為負(fù)，平方項(xiàng)MshareSQ系數(shù)顯著為正，說(shuō)明管理層持股比例與投資效率之間確實(shí)存在倒U型曲線關(guān)系，本文假設(shè)H1得到支持。交乘項(xiàng)Mshare*Ownership系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明管理持股激勵(lì)機(jī)制對(duì)于國(guó)有企業(yè)投資效率的提升效果不如非國(guó)有企業(yè)，本文假設(shè)H2得到支持。在按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組回歸的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的管理層持股比例Mshare系數(shù)β1和平方項(xiàng)MshareSQ系數(shù)β2均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)也與預(yù)期相符，即倒U型曲線關(guān)系在兩類企業(yè)中均存在。

在對(duì)激勵(lì)模型進(jìn)行全樣本檢驗(yàn)過(guò)程中，將基準(zhǔn)組定義為國(guó)有企業(yè)時(shí)，交叉項(xiàng)Mshare*Ownership系數(shù)顯著為負(fù)；將基準(zhǔn)組更換為非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行回歸時(shí)，所得交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正。因此，國(guó)有企業(yè)實(shí)施管理層持股對(duì)投資效率的改善效果不如非國(guó)有企業(yè)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)以提高研究結(jié)論的可信性：首先，對(duì)于企業(yè)成長(zhǎng)性的度量指標(biāo)，采用托賓Q值代替營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率，并進(jìn)行回歸，結(jié)果基本一致；此外，為了考察模型中變量之間是否存在多重共線性問(wèn)題，Hamilton（2008）指出，中心化可以減少模型中多項(xiàng)式或交乘項(xiàng)帶來(lái)的多重共線性，且模型的R2、預(yù)測(cè)等性質(zhì)不會(huì)改變。借鑒這一方法，本文對(duì)Mshare進(jìn)行了中心化處理，回歸得出的結(jié)果基本一致。

五、研究結(jié)論和啟示

本文在Richardson（2006）模型的基礎(chǔ)上運(yùn)用隨機(jī)前沿方法，按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分類考察管理層持股對(duì)企業(yè)投資效率的影響。實(shí)證結(jié)果表明：

1.管理層持股與企業(yè)投資效率的關(guān)系呈倒U型曲線，管理層持股的激勵(lì)效用在理論上存在一個(gè)“激勵(lì)拐點(diǎn)”；2.樣本公司的投資非效率程度約為23.94%，存在較大的效率損失；3.股權(quán)分置改革完成后，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在股權(quán)激勵(lì)方面的嘗試均有提升。但是，相比于非國(guó)有企業(yè)的大膽嘗試（管理層持股比例均值為10.39%），國(guó)有企業(yè)的管理層持股比例均值僅為0.35%。

依據(jù)上述結(jié)論，本文提出以下有關(guān)企業(yè)制度改革與股權(quán)激勵(lì)方面的建議：首先，中國(guó)企業(yè)應(yīng)該根據(jù)目前的市場(chǎng)發(fā)展水平，更審慎地實(shí)施股權(quán)激勵(lì)。國(guó)外的股權(quán)激勵(lì)實(shí)施時(shí)間早，其體系已經(jīng)非常成熟，激勵(lì)政策給公司治理帶來(lái)的效果也非常明顯。但是，中國(guó)企業(yè)在看到其成果的同時(shí)，仍需要考慮中國(guó)資本市場(chǎng)的現(xiàn)狀，比如政府監(jiān)管機(jī)制、資本市場(chǎng)融資功能、信息傳遞、高管任用機(jī)制等方面仍存在不成熟、不健全等問(wèn)題，這勢(shì)必會(huì)使股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司治理的改善效果打“折扣”。其次，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身特點(diǎn)，探求股權(quán)激勵(lì)實(shí)施途徑的多元化，如員工持股計(jì)劃、技術(shù)入股、專利入股等。

參考文獻(xiàn)：

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（作者單位：同濟(jì)大學(xué)）