一、問題的提出
股權(quán)激勵是通過一定形式給予經(jīng)營者部分公司股權(quán)的一種長期性激勵制度,使經(jīng)營者能夠以股東的身份參與企業(yè)決策、分享利潤和承擔風險。其主要作用在于促進股東和公司高管形成利益共同體,激勵高管最大限度地為股東和社會創(chuàng)造價值。正因為如此,股票期權(quán)從一產(chǎn)生就備受推崇。股權(quán)激勵制度于20世紀50年代起源于美國,七八十年代開始在西方盛行,90年代得到迅速發(fā)展。美國經(jīng)驗證明,20世紀80年代蓬勃發(fā)展起來的股權(quán)激勵制度在促進公司價值創(chuàng)造,推進經(jīng)濟增長等方面發(fā)揮了積極作用。股權(quán)激勵尤其是股票期權(quán)制度被認為是美國經(jīng)濟的推動器。至目前,美國半數(shù)以上的上市公司采用了股權(quán)激勵計劃,世界上許多國家的企業(yè)也都紛紛采用股票期權(quán)制度,在經(jīng)過了近六十年的市場考驗后,股權(quán)激勵在西方獲得了極大的成功。伴隨著國有企業(yè)改革的深化,我國自90年代初開始逐步引入股權(quán)激勵制度,雖然陸續(xù)開展了十多年時間,但是規(guī)范發(fā)展是在2006年1月1日中國證監(jiān)會頒布《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》(試行)后。從2006年1月1日到2007年年底,已有50多家企業(yè)實施股權(quán)激勵制度,在股權(quán)分置改革業(yè)已完成、股價在一定程度上反映出投資者預期及公司真實價值的市場環(huán)境下,發(fā)現(xiàn)公司股權(quán)激勵公告對公司股價的短期影響,并分析對股價產(chǎn)生影響的因素,為投資者的投資決策提供一定的參考,并反映出中國證券市場的效率問題。
二、文獻回顧
國內(nèi)外學者在公告和實施股權(quán)激勵對公司短期和長期股東財富的研究方面取得了豐富的成果,但這些成果尚未形成一個統(tǒng)一的結(jié)論。Brickley、Bhagat and Lease (1985)的研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵方案的披露會產(chǎn)生顯著為正的股價反應,促進企業(yè)價值增加。Morgan and Poulsen (2001)對S P 500公司1992-1995年的股權(quán)激勵公告對股價的影響進行了實證研究,發(fā)現(xiàn)在[-3, 3]的事件窗口中,累計超常收益率顯著為正,表明股權(quán)激勵信息的披露確實能夠促進股東財富的增加。但是,Martin、Thomas(2005)卻得出了相反的結(jié)論。他們分析了1998-1999年美國公司的股權(quán)激勵計劃,認為在[-3, 3]的窗口內(nèi),股權(quán)激勵方案的公告產(chǎn)生了負的超常收益率。
國內(nèi)對股權(quán)激勵的研究主要討論股權(quán)激勵對公司長期績效的影響。魏剛(2000)認為,高級管理人員的持股數(shù)量與上市公司的經(jīng)營績效負相關(guān)。高級管理人員的持股也沒有達到預期的激勵效果,它僅僅是一種福利制度安排。周建波、孫菊生(2003)研究了經(jīng)營者股權(quán)激勵與公司長期經(jīng)營業(yè)績提高的關(guān)系,得出了成長性好的公司經(jīng)營業(yè)績的提高與經(jīng)營者因股權(quán)激勵增加的持股數(shù)顯著正相關(guān)的結(jié)論。而王克敏、陳井勇(2004)選取1998年以前上市的公司為樣本,以2000年年報作為截面數(shù)據(jù)進行分析,發(fā)現(xiàn)公司績效隨管理層持股單調(diào)遞增。崔明會、張兵(2008)通過實證研究發(fā)現(xiàn),股權(quán)激勵活動會引起顯著的股東短期財富效應變化,并且發(fā)現(xiàn)成長性高的公司的股價上升幅度較成長性低的公司大。本文擬通過對上市公司股權(quán)激勵公告前后的股價進行考察,研究股權(quán)激勵信息的披露所引起的短期股價效應并對股價變化產(chǎn)生影響的因素進行分析。
三、研究設(shè)計
(一)樣本的選取和數(shù)據(jù)來源
本文的樣本數(shù)據(jù)來自于巨潮資訊網(wǎng)、上海證券交易所網(wǎng)站和深圳證券交易所網(wǎng)站所提供的在上海證券交易所和深圳證券交易所全部A股上市公司2006-2007年間的臨時公告,獲取的個股股價數(shù)據(jù)和年報數(shù)據(jù)則主要來自CCER數(shù)據(jù)庫,滬深300指數(shù)來自國信證券網(wǎng)上交易系統(tǒng)。在初步選定樣本的基礎(chǔ)上,為盡可能保證公告的信息含量,剔除若干事件的交叉影響,故遵循以下標準進一步篩選和處理:信息披露日的選取嚴格以上市公司首次公告日為準;實際公告日發(fā)生在周六和周日的,一律將公告日調(diào)整提前至該周周五;在公告股權(quán)激勵方案之時股權(quán)分置改革已經(jīng)完成;剔除發(fā)行B股、H股和N股的企業(yè),保留只發(fā)行A股的樣本;剔除數(shù)據(jù)不全的樣本。經(jīng)過篩選,共得到53個樣本,其中包括31家滬市上市公司和22家深市上市公司。
(二)短期股價效應分析
本文采用事件研究法對公告股權(quán)激勵方案的短期股價效應進行分析并運用累計超常收益率(Cumulative Abnormal Return,CAR)進行檢驗。國外學者運用事件研究法來分析股權(quán)激勵公告的市場反應時,通常估計窗口設(shè)定為100天至300天,事件窗口設(shè)定為2天至100天?？紤]到估計窗口太長可能會影響樣本的信息含量,故本文估計窗口設(shè)定為(-120,-21),選擇股權(quán)激勵方案披露前20天到披露后20天作為事件窗口,即(-20,20)。
在考察股權(quán)激勵信息披露的市場反應時,選擇市場模型進行計量。本文沿用Ball和Brown(1968)的市場模型計量CAR。具體步驟如下:
1.報酬率的計量
市場模型假定報酬率由以下公式產(chǎn)生:
Rit=αi βiRmt εit (1)
t∈(-120,-21),εit~(0,σ2),式中Rit表示第Ri公司在第t期的實際報酬率,即Rit=[Pit-Pi (t-1)]/Pi (t-1),Pit、Pi (t-1)表示股票在t、t-1日的收盤價。Rmt為第t期的市場報酬率,αi、βi為l股票的常數(shù),αi、βi的估計采用最小二乘法,εit為殘差項。其中,模型中的市場報酬率不易衡量,因此常以股價指數(shù)的報酬率代替,本文的Rmt選取滬深300指數(shù)的變動百分比來表示。
2.ARit的計量
(三)研究假設(shè)
為研究累計超常報酬率的影響,本文提出以下假設(shè):
根據(jù)Brickley、Bhagat and Lease(1985)、Morgan and Poulsen(2001)和Martin、Thomas(2005)等的研究,股權(quán)激勵方案是具有一定的信息含量的。因此提出假設(shè)1:股權(quán)激勵方案的公布會引起顯著的市場反應。
超常報酬率是與特定的事件相關(guān)的,公司實施股權(quán)方案促進股東和公司高管形成利益共同體,激勵高管最大限度地為股東和社會創(chuàng)造價值。如果公司資產(chǎn)營運狀況好、償債能力強、盈利水平高,將獲取更多的盈利。因此考慮了公司的財務狀況對事件窗內(nèi)累計超常報酬的影響,提出假設(shè)2:財務狀況好的公司在事件窗內(nèi)能獲得顯著為正的累計超常報酬。
具體包括:營運狀況好的公司在事件窗內(nèi)能獲得顯著為正的累計超常報酬;償債能力強的公司在事件窗內(nèi)能獲得顯著為正的累計超常報酬;盈利水平高的公司在事件窗內(nèi)能獲得顯著為正的累計超常報酬。
根據(jù)崔明會、張兵(2008)等的研究,成長性高的公司的股價上升幅度較成長性低的公司大。因此,提出假設(shè)3:成長性好的公司在事件窗內(nèi)能獲得顯著為正的累計超常報酬。
假設(shè)4:投資風險高的公司在事件窗內(nèi)能獲得顯著為負的累計超常報酬。
假設(shè)5:企業(yè)規(guī)模大的公司在事件窗內(nèi)能獲得顯著為正的累計超常報酬率。
(四)模型的設(shè)計
為研究影響事件期超常收益率大小的因素,本文列出變量,以下列回歸方程檢驗假設(shè)2至假設(shè)5。
CAR(T1,T2)=β0 β1TATi β2LEVERAGEi β3ROEi
β4GROWTHAi-β5RISKi β6LNSIZEi ei
其中:TAT為公司公告股權(quán)激勵計劃前一年的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率,代表公司的營運能力;LEVERAGE為公司公告前一年的資產(chǎn)負債率,代表公司的償債能力;ROE為公司公告前一年的凈資產(chǎn)收益率,代表公司的盈利水平;GROWTHA為公司公告前一年總資產(chǎn)相對于前兩年總資產(chǎn)的增長率,代表公司的成長性;RISK代表風險,用公司公告股權(quán)激勵計劃前一年的Beta系數(shù)表示;LNSIZE為公司總資產(chǎn)的對數(shù),表示公司規(guī)模。
四、實證結(jié)果及分析
(一)公告日的市場反應分析
根據(jù)前述的研究設(shè)計,運用EXCEL2003軟件,采用事件研究法計算平均超常報酬率和累計超常報酬率,見圖1。從圖1可以看出從公告前第20天到公告前第7天,平均超常收益率變動均不明顯,且累計超常報酬率均為負。隨著公告日的臨近,平均超常收益率有逐漸增加的趨勢,而累計超常收益率增長速度明顯加快,可見,市場存在信息提前泄露的情況,說明不同投資者對股權(quán)激勵信息的掌握程度嚴重不對稱,導致公告前,市場一部分投資者先對信息作出反應,具有內(nèi)部信息者能夠提前獲得超常收益率。從公告日當天往后,累計超常收益率仍有上漲的趨勢,直到公告后第4天CAR值為4.67%達到最大。公告后第4天之后的平均超常報酬率則大幅下跌,股價反向修正。這是由于AAR值多為負值的緣故(比較公告后第4天的前后8天,AAR值的平均值分別為0.37%和-0.3%),說明市場存在過度反應。
表1列出了股權(quán)激勵方案公布前后不同區(qū)間的CAR的t檢驗結(jié)果。從表1的實證數(shù)據(jù)可以看出,股權(quán)激勵方案公布后,上市公司在事件窗(-7,4)內(nèi)獲得了顯著為正的累計超常報酬(統(tǒng)計檢驗值為3.159,在1%的水平上顯著不為零),而在事件窗(0,5)內(nèi)也獲得了顯著為正的累計超常報酬率(統(tǒng)計檢驗值為2.091,在5%的水平上顯著不為零),同樣,上市公司在事件窗(-5,5)和(-1,5)內(nèi)都獲得了顯著為正的累計超常報酬率。區(qū)間值顯著不為零,說明股權(quán)激勵方案的公布引起了股票價格的變動,因此假設(shè)1成立,說明股權(quán)激勵方案的公布會引起顯著的市場反應。也就是說上市公司在股東大會公布股權(quán)激勵方案后,市場短期內(nèi)的反應是顯著的。這與Brickley、Bhagat and Lease (1985)等的研究結(jié)果一致。
(二)市場反應的橫截面回歸分析
采用SPSS16.0統(tǒng)計軟件,對上述平均累計超常報酬率顯著不為零區(qū)間的CAR的影響因素分別進行回歸分析,具體結(jié)果見表2。
從表2中可以看出,回歸分析表明不同區(qū)間各因素對CAR的影響程度不盡相同:在CAR(-5,5)和CAR(-1,5)的檢驗中,變量LNSIZE通過了5%水平上的顯著性檢驗,變量LNSIZE分別通過了5%和10%水平上的顯著性檢驗,這說明企業(yè)規(guī)模和總資產(chǎn)增長率能夠部分解釋事件窗(-5,5)、(-1,5)內(nèi)累計超常報酬率的形成原因。GROWTHA的系數(shù)為0.502和0.469,說明總資產(chǎn)增長率高(成長性好)的公司在事件窗內(nèi)能夠獲得顯著為正的累計超常報酬,假設(shè)3成立。LNSIZE的系數(shù)為-0.187和-0.191,說明規(guī)模大的公司在事件窗內(nèi)能夠獲得顯著為負的累計超常報酬率,這與假設(shè)5相反。這是因為:從企業(yè)的成長性來說,由于規(guī)模大的企業(yè)已經(jīng)達到一定的市場占有率、企業(yè)發(fā)展相對成熟,成長性比不上小規(guī)模企業(yè)。小規(guī)模企業(yè)靈活性強,具有更高的成長性。在考慮成長性的前提下,投資者往往更傾向于選擇成長性好的小規(guī)模公司,所以小規(guī)模企業(yè)通常能獲得更大的累計超額收益。而在對CAR(0,5)和CAR(-7,4)的檢驗中,變量GROWTHA和LNSIZE通過了10%水平上的顯著性檢驗。
五、結(jié)論
第一,本文采用事件研究法分析股權(quán)激勵預案公告的短期股價效應。研究表明,股權(quán)激勵方案的公告引起了顯著為正的市場反應。說明我國上市公司股權(quán)激勵預案公告事件前后存在較明顯的正面股價效應,而且存在事件提前泄露的情況,也從一個側(cè)面反映了我國證券市場尚未達到半強式有效,公司的信息披露仍存在問題。
第二,通過多元回歸分析發(fā)現(xiàn),成長性好、規(guī)模小的公司其股價效應最為明顯。
第三,回歸結(jié)果中調(diào)整后的R2均低于0.1,這可能與筆者使用的是橫截面數(shù)據(jù)有關(guān),但是也反映出某些影響樣本CAR的因素可能沒有被納入模型,此模型有待改進。
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