股权激励与股利分配来自中国上市公司的经验证据.教程分析.ppt

股权激励 引言 2005年12月31日证监会颁布了《上市公司股权激励管理办法》，这是我国公司经理人股权激励真正启动的标志。之后又出台了一系列进一步规范股权激励的文件，这些文件规范的内容大多与限制经理人的操纵行为有关。 股利分配的决策权应该掌握在董事会和股东大会手中，但也会受到经理人的影响。同时，理论上讲，股权激励应该是对经理人的激励，但在两职兼任情况下，我国上市公司中很多激励对象都是董事会成员。因此，公司管理层（包括经理和董事）既是股权激励对象又是股利分配决策的参与者。本文主要研究了股权激励与股利政策的关系。 股权激励收益应该是激励对象行权后出售标的股票时的售价与行权价格之间的差额。 3、股权激励与股利政策的作用是交互的，股权激励本身可能是内生的。现有的研究多数没有考虑股权激励的内生性问题，存在很大的局限性，仅使用简单的最小二乘法对参数进行估计不够准确，因此，本文试图构建联立方程，运用两阶段最小二乘法，以解决股权激励的内生性问题。 4、参照已有文献，影响股权激励的因素主要有股权性质、行业、管理层现金薪酬、管理层平均年龄、上市时间等。 5、建立两组联立方程: 联立方程( 1) : （二）、样本选择 1、本文的观察样本为2006 年1 月1 日至2011 年6 月30 日期间公告股权激励计划的公司中选择股票期权为激励方式的214 家( 次) 公司，同时为观察样本组中的每家公司一一选取了对照样本公司，组成对照样本组( 以下称为非股权激励公司) 。 2、按照研究惯例，行业和规模是选取对照样本时需要控制的关键因素。 3、选择对照样本时遵循的原则 第一、与观察样本公司属于同一行业( CSRC 两位数行业代 码相同) ; 第二、与观察样本公司规模相近( 与观察样本公司股权激 励计划公告日前一年年报中的总资产相近) ; 第三、在实证分析区间内没有公告股权激励方案。 4、本文将所有数据划分实施前n 年、实施当年、实施后n 年( n = 1，2，3) 等七个不同的区间，实施当年为t 年，依次的七个区间为t － 3 年、t － 2 年、t － 1 年、t年、t + 1 年、t + 2 年、t + 3 年。 5、数据来源于国泰安数据库、巨潮资讯网; 使用的统计软件为Microsoft Excel2007、SPSS13. 0、EVIEWS5. 0。 四、实证结果及其分析 （一）配对样本T检验 1、送转股水平的配对样本T检验 横向分析 2、现金股利支付水平的配对样本T检验 横向分析 综合来看 1、两类公司的送转股水平和现金股利水平均从t － 1 年开始发生显著差异，表明上市公司管理层在公告股权激励计划的前一年便开始了机会主义行为，为获取非努力性股权激励收益提前做好准备。 2、因此，本文又选取两类公司对其t － 1 年到t + 3 年的股利分配数据进行了描述性统计分析，结果表明股权激励公司不仅股利分配水平高于非股权激励公司，分配的频率也更高。 （二）回归分析 以上配对样本T 检验的结果表明，上市公司管理层从公告股权激励计划的前一年开始提高了股利分配水平，为了进一步探讨管理层机会主义行为的动因，本文采用联立方程模型进行检验。为避免多重共线性问题，我们首先对自变量进行了多重共线性检验( 篇幅有限，相关系数表略) ，结果表明所有变量的Pearson 相关系数均在0. 5 以下，表明各外生变量之间不存在多重共线性，可以进入回归模型。另外，本文也采用伍德里奇的Hausman 检验方法检验了内生性，结果表明股权激励变量存在内生性，可以建立联立方程。 回归结果 综合来看 1、联立方程模型检验结果不仅支持了本文的假设1 和假设2a，从联立方程( 1) 和( 2) 回归结果比较来看，也支持了假设2b。因为联立方程( 1) 中股权激励对送转股的回归系数及其显著性都要高于联立方程( 2) 中股权激励对现金股利的回归系数及其显著性，即相比于现金股利，股权激励计划的实施对送转股水平有更大程度的正向影响。 2、方程( 1) 的回归结果表明管理层在采用提高送转股水平时，并不考虑公司是否具备送转股能力，也并未因为提高了派现水平而降低送转股水平。 方程( 2) 的回归结果说明管理层在采用提高现金股利支付水平来获得非努力性股权激励收益同时也考虑到了其它影响现金股利付的因素。 （三）稳健性检验 为了考察模型的稳健性，采用扩大样本量的方式对模型进行了进一步检验。具体方法为选取所有上市公司2008 年、2009 年、2010 年的数据为样本，依旧将“公告股权激励计划”设定为1，否则为0，分年度建立与前文相同的联立方程组