一、問題的提出
股權激勵是通過一定形式給予經營者部分公司股權的一種長期性激勵制度,使經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,股票期權從一產生就備受推崇。股權激勵制度于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。美國經驗證明,20世紀80年代蓬勃發(fā)展起來的股權激勵制度在促進公司價值創(chuàng)造,推進經濟增長等方面發(fā)揮了積極作用。股權激勵尤其是股票期權制度被認為是美國經濟的推動器。至目前,美國半數以上的上市公司采用了股權激勵計劃,世界上許多國家的企業(yè)也都紛紛采用股票期權制度,在經過了近六十年的市場考驗后,股權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)實施股權激勵制度,在股權分置改革業(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)現公司股權激勵公告對公司股價的短期影響,并分析對股價產生影響的因素,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
國內外學者在公告和實施股權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)一的結論。Brickley、Bhagat and Lease (1985)的研究發(fā)現股權激勵方案的披露會產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年的股權激勵公告對股價的影響進行了實證研究,發(fā)現在[-3, 3]的事件窗口中,累計超常收益率顯著為正,表明股權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)卻得出了相反的結論。他們分析了1998-1999年美國公司的股權激勵計劃,認為在[-3, 3]的窗口內,股權激勵方案的公告產生了負的超常收益率。
國內對股權激勵的研究主要討論股權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量與上市公司的經營績效負相關。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)研究了經營者股權激勵與公司長期經營業(yè)績提高的關系,得出了成長性好的公司經營業(yè)績的提高與經營者因股權激勵增加的持股數顯著正相關的結論。而王克敏、陳井勇(2004)選取1998年以前上市的公司為樣本,以2000年年報作為截面數據進行分析,發(fā)現公司績效隨管理層持股單調遞增。崔明會、張兵(2008)通過實證研究發(fā)現,股權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激勵公告前后的股價進行考察,研究股權激勵信息的披露所引起的短期股價效應并對股價變化產生影響的因素進行分析。
三、研究設計
(一)樣本的選取和數據來源
本文的樣本數據來自于巨潮資訊網、上海證券交易所網站和深圳證券交易所網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,獲取的個股股價數據和年報數據則主要來自CCER數據庫,滬深300指數來自國信證券網上交易系統(tǒng)。在初步選定樣本的基礎上,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,一律將公告日調整提前至該周周五;在公告股權激勵方案之時股權分置改革已經完成;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;剔除數據不全的樣本。經過篩選,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激勵公告的市場反應時,通常估計窗口設定為100天至300天,事件窗口設定為2天至100天。考慮到估計窗口太長可能會影響樣本的信息含量,故本文估計窗口設定為(-120,-21),選擇股權激勵方案披露前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,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,因此常以股價指數的報酬率代替,本文的Rmt選取滬深300指數的變動百分比來表示。
2.ARit的計量
(三)研究假設
為研究累計超常報酬率的影響,本文提出以下假設:
根據Brickley、Bhagat and Lease(1985)、Morgan and Poulsen(2001)和Martin、Thomas(2005)等的研究,股權激勵方案是具有一定的信息含量的。因此提出假設1:股權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的,公司實施股權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累計超常報酬的影響,提出假設2:財務狀況好的公司在事件窗內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能獲得顯著為正的累計超常報酬。
根據崔明會、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3:成長性好的公司在事件窗內能獲得顯著為正的累計超常報酬。
假設4:投資風險高的公司在事件窗內能獲得顯著為負的累計超常報酬。
假設5:企業(yè)規(guī)模大的公司在事件窗內能獲得顯著為正的累計超常報酬率。
(四)模型的設計
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2至假設5。
CAR(T1,T2)=β0 β1TATi β2LEVERAGEi β3ROEi
β4GROWTHAi-β5RISKi β6LNSIZEi ei
其中:TAT為公司公告股權激勵計劃前一年的總資產周轉率,代表公司的營運能力;LEVERAGE為公司公告前一年的資產負債率,代表公司的償債能力;ROE為公司公告前一年的凈資產收益率,代表公司的盈利水平;GROWTHA為公司公告前一年總資產相對于前兩年總資產的增長率,代表公司的成長性;RISK代表風險,用公司公告股權激勵計劃前一年的Beta系數表示;LNSIZE為公司總資產的對數,表示公司規(guī)模。
四、實證結果及分析
(一)公告日的市場反應分析
根據前述的研究設計,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列出了股權激勵方案公布前后不同區(qū)間的CAR的t檢驗結果。從表1的實證數據可以看出,股權激勵方案公布后,上市公司在事件窗(-7,4)內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,說明股權激勵方案的公布引起了股票價格的變動,因此假設1成立,說明股權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激勵方案后,市場短期內的反應是顯著的。這與Brickley、Bhagat and Lease (1985)等的研究結果一致。
(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)模和總資產增長率能夠部分解釋事件窗(-5,5)、(-1,5)內累計超常報酬率的形成原因。GROWTHA的系數為0.502和0.469,說明總資產增長率高(成長性好)的公司在事件窗內能夠獲得顯著為正的累計超常報酬,假設3成立。LNSIZE的系數為-0.187和-0.191,說明規(guī)模大的公司在事件窗內能夠獲得顯著為負的累計超常報酬率,這與假設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、結論
第一,本文采用事件研究法分析股權激勵預案公告的短期股價效應。研究表明,股權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,成長性好、規(guī)模小的公司其股價效應最為明顯。
第三,回歸結果中調整后的R2均低于0.1,這可能與筆者使用的是橫截面數據有關,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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