股權激勵與股利分配來自中國上市公司的經驗證據(jù)

1、股權鼓勵小組成員： 20210050 周春曉 20210077 張雨馨 20210078 周瑩瑩 20210085 唐文通 20210086 王致君 20210089 徐 輝 與股利分配來自中國上市公司的經驗證據(jù)目錄一.引言二.理論分析與研究假設三.模型建立與變量定義與樣本選擇四. 實證結果及其分析五.結論及研究展望引言 2005年12月31日證監(jiān)會公布了?上市公司股權鼓勵管理方法?，這是我國公司經理人股權鼓勵真正啟動的標志。之后又出臺了一系列進一步標準股權鼓勵的文件，這些文件標準的內容大多與限制經理人的操縱行為有關。 股利分配的決策權應該掌握在董事會和股東大會手中，但也會受到經理人的影響。同

2、時，理論上講，股權鼓勵應該是對經理人的鼓勵，但在兩職兼任情況下，我國上市公司中很多鼓勵對象都是董事會成員。因此，公司管理層包括經理和董事既是股權鼓勵對象又是股利分配決策的參與者。本文主要研究了股權鼓勵與股利政策的關系。 股權鼓勵收益應該是鼓勵對象行權后出售標的股票時的售價與行權價格之間的差額。理論分析與研究假設股票期權：是指一個公司授予其員工在一定的期限內如10年，按照固定的期權價格購置一定份額的公司股票的權利。究其本質，股票期權就是一種受益權。即享受期權項下的股票因價格上漲而帶來的利益的權利。 非股利保護型股票期權：指股票期權的行權價格在期權方案被授予時就確定了，之后不隨股利分配等除權除息事

3、件而調整，又稱固定方案期權。美國股利保護型股票期權：中國行權價格或股票期權數(shù)量可以按照股票期權方案規(guī)定的原那么和方式進行調整。 調整公式： 調整后的行權價格調整前的行權價格每股派發(fā)現(xiàn)額這樣期權的價值就不會因為分紅而發(fā)生貶值。股利保護型期權的研究芬蘭的研究結果：當期權為股利保護型時，股利分配與股票期權呈現(xiàn)出顯著的正相關關系。臺灣的研究結果：經理人股票期權與現(xiàn)金股利顯著正相關。中國是股利保護型期權，但同時中國資本市場是弱勢有效市場，經理人的努力不一定都能反映在股價的提升上，但眼前的利益卻非常明顯-派發(fā)股利降低行權，降低股價。假設1：股權鼓勵方案的實施對現(xiàn)金股利支付水平有正面影響。?管理方法?中規(guī)定

4、，上市公司在進行送紅股或公積金轉增后，需對行權價格和行權數(shù)量進行相應的調整。送轉股后對行權價格和行權數(shù)量的調整使得股票期權的價值保持不變。長期對股權鼓勵公司公告的跟蹤發(fā)現(xiàn)，該類公司的股票股利和公積金轉增的支付水平較高，頻率也較高。送轉股能夠大幅度的降低股票期權難道行權價，極大地滿足了經理人對眼前利益的追求。假設2a：股權鼓勵方案的實施對送轉股水平有正面影響。相對于現(xiàn)金股利，送轉股能夠帶來異常超額收益。價格幻覺假設當上市公司通過送轉股行為使得股票價格下降后，至少一局部新的投資者僅從公司的絕對股價來判斷股票的價值，認為低價股更廉價，喜歡購置低價股。研究結果說明： 送轉股后公司存在長期超額收益且收益

5、率為正。假設2b : 相比于現(xiàn)金股利，股權鼓勵方案的實施對送轉股水平有更大程度的正向影響三、模型建立、變量定義與樣本選擇 (一) 模型建立與變量定義1、國內很多學者對我國上市公司股利政策的影響因素進行了研究，得出了公司規(guī)模、盈利能力、負債水平、成長時機等對股利政策有影響的結論(熊德華等，2007; 黨紅，2021; 閻大穎，2004; 易顏新等，2021) 。2、根據(jù)對股權鼓勵影響因素的文獻的回憶，我們發(fā)現(xiàn)影響現(xiàn)金股利水平和送轉股水平的一些因素也同樣影響著股權鼓勵，比方上市公司的資產規(guī)模、所處的行業(yè)以及公司的盈利能力都可能反過來影響股權鼓勵( 呂長江，2021; 曹開悅，2007; 宋兆剛，2

6、006) 。3、股權鼓勵與股利政策的作用是交互的，股權鼓勵本身可能是內生的?，F(xiàn)有的研究多數(shù)沒有考慮股權鼓勵的內生性問題，存在很大的局限性，僅使用簡單的最小二乘法對參數(shù)進行估計不夠準確，因此，本文試圖構建聯(lián)立方程，運用兩階段最小二乘法，以解決股權鼓勵的內生性問題。4、參照已有文獻，影響股權鼓勵的因素主要有股權性質、行業(yè)、管理層現(xiàn)金薪酬、管理層平均年齡、上市時間等。5、建立兩組聯(lián)立方程:聯(lián)立方程( 1) :聯(lián)立方程(2) :降低異方差、多重共線性？ 二、樣本選擇1、本文的觀察樣本為2006 年1 月1 日至2021 年6 月30 日期間公告股權鼓勵方案的公司中選擇股票期權為鼓勵方式的214 家(

7、次) 公司，同時為觀察樣本組中的每家公司一一選取了對照樣本公司，組成對照樣本組( 以下稱為非股權鼓勵公司) 。2、按照研究慣例，行業(yè)和規(guī)模是選取對照樣本時需要控制的關鍵因素。3、選擇對照樣本時遵循的原那么 第一、與觀察樣本公司屬于同一行業(yè)( CSRC 兩位數(shù)行業(yè)代 碼相同) ; 第二、與觀察樣本公司規(guī)模相近( 與觀察樣本公司股權激 勵方案公告日前一年年報中的總資產相近) ; 第三、在實證分析區(qū)間內沒有公告股權鼓勵方案。4、本文將所有數(shù)據(jù)劃分實施前n 年、實施當年、實施后n 年( n = 1，2，3) 等七個不同的區(qū)間，實施當年為t 年，依次的七個區(qū)間為t 3 年、t 2 年、t 1 年、t年、

8、t + 1 年、t + 2 年、t + 3 年。5、數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、巨潮資訊網(wǎng); 使用的統(tǒng)計軟件為Microsoft Excel2007、SPSS13. 0、EVIEWS5. 0。四、實證結果及其分析一配對樣本T檢驗1、送轉股水平的配對樣本T檢驗 橫向分析不顯著都顯著哦！親！ () 縱向分析漲！跌！2、現(xiàn)金股利支付水平的配對樣本T檢驗橫向分析我們都顯著！(*) 就我 不顯著TT縱向分析根本不變！還是漲！綜合來看1、兩類公司的送轉股水平和現(xiàn)金股利水平均從t 1 年開始發(fā)生顯著差異，說明上市公司管理層在公告股權鼓勵方案的前一年便開始了時機主義行為，為獲取非努力性股權鼓勵收益提前做好準備。2

9、、因此，本文又選取兩類公司對其t 1 年到t + 3 年的股利分配數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計分析，結果說明股權鼓勵公司不僅股利分配水平高于非股權鼓勵公司，分配的頻率也更高。此處的分析內容文章并沒給出，有點略坑！-_-| 二回歸分析以上配對樣本T 檢驗的結果說明，上市公司管理層從公告股權鼓勵方案的前一年開始提高了股利分配水平，為了進一步探討管理層時機主義行為的動因，本文采用聯(lián)立方程模型進行檢驗。為防止多重共線性問題，我們首先對自變量進行了多重共線性檢驗( 篇幅有限，相關系數(shù)表略) ，結果說明所有變量的Pearson 相關系數(shù)均在0. 5 以下，說明各外生變量之間不存在多重共線性，可以進入回歸模型。另外

10、，本文也采用伍德里奇的Hausman 檢驗方法檢驗了內生性，結果說明股權鼓勵變量存在內生性，可以建立聯(lián)立方程。又是一系列“無圖有真相的 坑爹描述！回歸結果說明上市公司的現(xiàn)金流量越充足，越不傾向于進行送轉股。說明管理層并未因為派發(fā)了現(xiàn)金股利而降低送轉股水平。表明公司在送轉能力并不強的條件下仍然采取送轉股行為。說明上市公司的成長機會越多，管理層越傾向于將盈余保留在公司內部，不以現(xiàn)金的形式而選擇送轉股的形式給予股東回報。說明上市公司公告股權激勵計劃對送轉股水平有正向影響。（假設2a）表明上市公司公告股權激勵計劃對現(xiàn)金股利支付水平有正向的影響。（假設1）各變量系數(shù)的方向均與主流文獻的結果一致，表明現(xiàn)金

11、股利雖然受到股權激勵因素的影響，但總體來看還是符合公司特征的。綜合來看1、聯(lián)立方程模型檢驗結果不僅支持了本文的假設1 和假設2a，從聯(lián)立方程( 1) 和( 2) 回歸結果比較來看，也支持了假設2b。因為聯(lián)立方程( 1) 中股權鼓勵對送轉股的回歸系數(shù)及其顯著性都要高于聯(lián)立方程( 2) 中股權鼓勵對現(xiàn)金股利的回歸系數(shù)及其顯著性，即相比于現(xiàn)金股利，股權鼓勵方案的實施對送轉股水平有更大程度的正向影響。 2、方程( 1) 的回歸結果說明管理層在采用提高送轉股水平時，并不考慮公司是否具備送轉股能力，也并未因為提高了派現(xiàn)水平而降低送轉股水平。方程( 2) 的回歸結果說明管理層在采用提高現(xiàn)金股利支付水平來獲得

12、非努力性股權鼓勵收益同時也考慮到了其它影響現(xiàn)金股利付的因素。三穩(wěn)健性檢驗為了考察模型的穩(wěn)健性，采用擴大樣本量的方式對模型進行了進一步檢驗。具體方法為選取所有上市公司2021 年、2021 年、2021 年的數(shù)據(jù)為樣本，依舊將“公告股權鼓勵方案設定為1，否那么為0，分年度建立與前文相同的聯(lián)立方程組，回歸結果見下面兩圖表。聯(lián)立方程( 1) 穩(wěn)健性檢驗結果聯(lián)立方程( 2) 穩(wěn)健性檢驗結果穩(wěn)健性檢驗結論穩(wěn)健性檢驗結果說明，每年的兩組聯(lián)立方程模型均通過了顯著性檢驗，除了2021 年的SD 方程中的股權鼓勵變量回歸系數(shù)不顯著外，其他各方程中股權鼓勵變量的回歸系數(shù)均顯著為正。兩組模型中其他變量的方向也與前面

13、的結果根本一致，說明前面構建的聯(lián)立方程模型是穩(wěn)健的，依據(jù)實證結果得出的結論是可靠的。五、結論及研究展望1從公告股權鼓勵方案的前一年起，股權鼓勵公司的送轉股水平和現(xiàn)金股利支付水平開始明顯高于非股權鼓勵公司與非股權鼓勵公司逐年下降的送轉股水平相比，股權鼓勵公司的高送轉顯得尤為異常; 雖然非股權鼓勵公司的現(xiàn)金股利水平有小幅上升，但股權鼓勵公司保持著更高的派現(xiàn)水平，上升幅度也更為可觀。2上市公司股權鼓勵方案的實施對股利支付水平有正向影響，包括送轉股水平和現(xiàn)金股利水平基于送轉股和現(xiàn)金股利支付都具有降低行權價格這一特點，上市公司的管理層在成為真正意義上的股東之前，采取了高股利支付政策，目的是為了盡可能降低行權價格，為將來獲得非努力性股權鼓勵收益做準備。3盡管送轉股和現(xiàn)金股利都成為了上市公司管理層獲取非努力性股權鼓勵收益的工具，但從股利政策影響因素的回歸結果來看，上市公司的現(xiàn)金股利政策較為適合自身的特征，但在送轉能力缺乏高現(xiàn)金股利支付情況下依然采取“異常高送轉行為說明: 送轉股是管理