股权激励对送转股的影响——来自中国上市公司的实证研究

徐政华 孙雪平 郭鸿帅

（1.中国民用航空局审计中心 2.青岛大学）

2005年底证监会公布了《上市公司股权激励管理办法》（以下简称《管理办法》）后，公告股权激励草案的公司数量大幅度增加。《管理办法》对于那些以限制性股票、股票期权及其他方式进行股权激励的公司具有约束力。

由于我国股权激励制度起步较晚，学术界针对股权激励的研究大都集中在股权激励对公司绩效及管理层盈余管理的影响方面，关于股权激励对公司股利分配政策，尤其是送转股影响的研究较少。那么，实施股权激励制度与上市公司的送转股水平是否存在显著的相关关系？股权激励公司中影响送转股水平的因素有哪些？公司治理结构和公司特征是否影响上市公司的送转股水平？为了验证这些问题，本文利用2010～2013年公告股权激励草案的上市公司的有关数据实证研究了股权激励计划对送转股水平的影响，并从公司治理结构和公司特征两方面研究影响股权激励公司送转股水平的因素。

一、文献综述

我国学者关于股权激励和送转股方面的研究主要有肖淑芳（2009）从股权激励收益的角度，实证研究发现上市公司管理层为了自身利益会有目的地提高送转股比例，以降低股票期权的行权价格，获取更多的股权激励收益。股权激励收益是公司股价与股票期权行权价之间的差额，所以行权价的变动会影响管理者的股权激励收益。管理层通过股利分配方式的选择操纵行权价使自身获益，体现了其机会主义行为。韩慧博等（2012）的研究表明当股票市场处于非效率的情况下，高管出于自身利益的考虑会影响公司的股票价格。股权激励公司偏好于高比例的送股和转增，且管理层的股权激励程度与送转股比例显著正相关，并且相对于激励型公司而言，福利型公司有更高的送转股比例。彭必文（2014）对2006～2012年公布股权激励计划的上市公司进行实证研究，结果表明上市公司是否实施股权激励计划与其送转股水平显著正相关，这一结果说明高管在股权激励制度实施后的股利分配政策选择上存在明显的自利行为。

二、研究设计

由于市场的不完善、公司治理结构的不健全、管理层与股东之间的信息不对称使得股票价格的变化不完全取决于管理层的努力。管理层可能会通过利用信息不对称，利用自身权利采取机会主义行为获取更多的非努力型股权激励收益。股权激励使得管理层能够通过提高送转股水平为自身谋利益。因此，笔者提出H1：

表1 相关变量描述

H1：股权激励公司的送转股水平比未实施股权激励计划的上市公司的送转股水平更高。

股权激励实际上是管理层与股东之间为了维护自身利益的较量。当作为股权激励对象的公司高管同时也是董事会中的一员时，公司高管有更大的动机在制定股利政策时使自身利益最大化。另外，当上市公司的股权结构非常集中的情况下，股东更愿意监督管理者的行为。所以在股权相对集中的上市公司中，管理者的行为会受到股东的监督，管理者在选择股利分配方式时也会受到一定的约束。因此，提出H2：

表2 观察样本（股权激励公司）描述统计量

表3 对照样本（非股权激励公司）描述统计量

H2a：股权激励公司中董事长和总经理由一人担任时，该公司更加倾向于高送转。

H2b：股权激励公司中，股权集中度与送转股水平呈负相关关系。

股权激励公司送股和转增还会受股本规模的影响。当其他条件不变时，公司股本规模与送转股股数呈显著的负相关关系，即股本规模越小的上市公司送转股数越多。在我国特殊的制度环境下，公司上市后再融资受股本规模的约束，有些公司可能出于规模扩张的目的，通过增加送转股数扩大股本规模。因此，提出H3：

H3：在公布股权激励计划的上市公司中，股本规模较小的上市公司其送转股水平反而较高

（一）样本选择与数据来源

本文选取了2010年1月1日至2013年12月31日期间公布股权激励草案的上市公司，并对这些公司进一步筛选，选择其中以股票期权为标的的上市公司为观察样本。

（二）检验模型与变量定义

为检验前文提出的假设，笔者构建的Probit线性回归模型如下：

本模型中变量的定义如表1。

三、实证分析

（一）描述性统计分析

如表2和表3所示，股权激励公司在T年的送转股均值为3.43。非股权激励公司的均值为2.01，股权激励公司在公布股权激励当年的送转股水平明显高于非股权激励公司。管理层为了最大化自身利益更加倾向于实施高送转，致使股权激励公司有更高的送转股水平。股权激励公司第一大股东持股比例的极小值是5.77，极大值是71.45，非股权激励公司第一大股东持股比例的极小值和极大值分别是7.45和62.15，这一现象表明不同的上市公司其第一大股东持股比例存在较大差异。而股权激励公司与非股权激励公司的第一大股东持股比例的均值分别为36.49、36.38，二者几乎相等，说明是否实施股权激励计划与第一大股东持股比例没有显著相关关系。

表4相关性

（二）相关性分析

笔者对股权激励公司的有关变量进行显著性检验得出的Person系数及显著性水平如表4所示。股权激励公司T年的送转股水平与表示两职兼任的变量之间的相关系数为0.742，而且在1%的水平上显著，说明这两个变量之间存在显著正相关关系，也就是说两职兼任的股权激励公司有更高的送转股水平。股权激励公司T年的送转股水平与第一大股东持股比例具有显著的负相关关系，相关系数为-0.259，表明股权激励公司的股权越集中送转股水平越低。送转股水平与股本规模也具有显著相关关系，二者的相关系数为-0.375，该相关系数为负值，表明送转股水平与股本规模显著负相关，上市公司的股本规模越大送转股水平越低。

（三）多元线性回归分析

回归分析结果如表5、6、7所示。根据表5可以看出，经过调整的R方为0.618，非常接近于1，说明该线性回归模型能够很好的解释自变量与因变量之间的关系。表6中的Sig为0.000，说明所选择的样本是可靠的，而且该回归模型是合理的。根据表7可以看出，两职兼任、第一大股东持股比例、公司股本规模的回归系数分别是6.270、-0.049、-2.209，说明股权激励公司的送转股水平与两职兼任呈显著正相关关系，与第一大股东持股比例、公司股本规模显著负相关。

表5 模型汇总

表6 Anovab

表7 系数a

四、研究结论及建议

由于我国现代企业制度建立较晚，内部公司治理结构存在缺陷，两职兼任情况严重，由此产生了股权激励制度，但是在我国的公司治理环境中股权激励不仅不能解决代理问题反而由于管理层寻租使其本身成为了代理问题。因此，为了完善我国公司治理，解决股东与管理层的代理问题，本文结合实证分析结果给出相关政策建议如下：

（一）股权激励公司有更高的送转股水平，股权激励计划的实施使上市公司更加倾向于送股和转增。这一结论说明股权激励公司的管理层为了最大化自身利益会采取机会主义行为，而送转股是实施机会主义行为最理想的方式。管理层为了获取这种非努力型收益会利用自身权利制定有利于自身的股利分配政策，所以相对于非股权激励公司而言，股权激励公司更加偏好于送转股，其送转股比例更高。因此，外部监管机构应加强对公司送转股行为的监管，可以通过加强分红行为的信息披露来减弱权益分派中管理层机会主义行为的不良影响。

（二）在股权激励公司中，两职兼任的上市公司有更高的送转股水平，而且股权集中度越高的上市公司其送转股水平越低。正如管理者权利理论的假设，当管理层权利范围过大时，他们会采取机会主义行为，根据自身偏好利用自身权利干预股权激励制度的制定，以达到获取非努力型收益的目的。以此，公司内部监管层加强对管理层行为的监督，形成对其权力的制衡，使得股权激励由单纯的激励发展成为激励与约束相制衡的机制。

（三）在股权激励公司中，总股本越小的上市公司送转股数越大。根据价格幻觉假说，通过送转股股票价格降低，干扰了分析能力较差的投资者的判断能力，使其认为购买了便宜股，而上市公司在这个股票填权的过程中无形的提升了企业的市值，实现了规模扩张的目的。通过送转股可以迅速实现股本扩张的目的，以便于上市公司再融资，扩大公司规模。因此，公司内部应该设计科学的股权激励计划，从授予对象的选择、行权价格的确定和业绩条件的设定等方面制定合理的股权激励计划，实现权力与激励数量和年限之间的约束和制衡，使股权激励实现激励作用。

[1]肖淑芳,张超.上市公司股权激励、行权价操纵与送转股[J].管理科学,2009,06:84-94.

[2]韩慧博,吕长江,李然.非效率定价、管理层股权激励与公司股票股利[J].财经研究,2012,10:47-56+100.

[3]彭必文.股权激励、高管自利行为与股利分配[D].西南财经大学,2014.