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1、員工認股選擇權與公司績效臺灣上市電子公司的實證分析沈中華1張 元21臺灣大學財務金融系2淡江大學財務金融系摘 要公司實施誘因報酬制度例如員工分紅入股制度或是員工認股權制度是否真的提升企業經營績效，在既有理論與實證研究中一直沒有一致性的結論，本文應用Rubin (1973)以及Rosenbaum and Rubin (1983, 1985a,b)的配對方法(Matching Method)，根據企業特性變數是否相近為依據進行樣本配對，分析實施該制度之公司與其反事實樣本(特性變數與實施公司極為近似之未實施該制度公司)的績效差異，趨近其他條件不變的要求，降低文獻中的樣本選擇偏誤。根據台灣部分上市電子
2、公司2004年至2008年的資料，發現在樣本配對前，平均來說，實施員工認股權制度的公司績效並未顯著地相對較佳，以配對後的樣本進行分析亦未出現相反的證據，因此公司採取員工認股權制度並無法改善績效。關鍵詞：員工認股選擇權、選擇偏誤、配對方法JEL分類：C21、M521. 概論企業為留任績效良好的員工以降低人事流動率，可建立將公司業績和員工報酬動的誘因報酬制，而目前最常見的制度為發放員工現金或股票紅利以及員工認股選擇權等方式讓員工入股，讓員工成為公司股東，於公司獲利的同時分享利潤。不論是員工分紅入股制度(Employee Stock Bonus)或是員工認股選擇權制度(Employee Stock
3、Option)，皆是一種與公司業績報酬連動之誘因報酬制度。員工分紅入股制度指的是企業並不以現金方式發放紅利，而是以部分股權做為應發放之紅利，兼具分紅與入股，使員工不僅可分享企業盈餘，亦可以獲得股權，參與及承擔企業的經營。員工認股權制度指的是公司給予員工一項能夠以預定價格，在將來預定期間內買進公司預定數量股份之權利，若公司營運績效良好進而使得股價上漲，員工將可享受股價上漲的資本利得。這兩種制度的目的皆在設法使員工與股東以及公司之利益相結合，降低代理問題以及監督成本，達到提升公司經營績效之目標。 員工分紅入股制度與員工認股權制度仍存在著部分差異性，首先是前者純粹是獎勵員工過去之表現，後者則是鼓勵員
4、工未來的表現；第二、前者為短期的激勵，對員工過去一年表現之業績分紅；後者為長期激勵，以員工對公司之未來長期業績表現分紅；第三、前者乃為公司一次將股票全部分給員工，並不限制其轉讓，經常員工拿到股票後即賣出，再跳槽到其他公司，不僅造成股東權益稀釋、股價波動；後者讓公司保有鼓勵員工的彈性，可分幾年把股票分給員工。另外，員工分紅入股是無償配股，不得限制員工轉讓，對員工最有利，但較易成為短線操作的謀利工具。而員工認股權雖具有長期激勵效果，但若市場景氣狀況不佳，股價下滑，對員工的激勵效果亦會大幅降低，且此制度員工需繳納認購股款才能取得股票。實務上，愈來愈多的公司在他們的薪資系統中使用員工分紅入股制或是員工
5、認股權制度。特別是員工認股選擇權，根據Murphy (1999)與Kedia and Mozumdar (2002)，美國兩百大的企業的員工誘因薪酬計畫中所發放的股票從1989年的6.9%上升至1997年的13.2%，發放股票的市值亦大幅增加，而這現象亦同樣地出現在歐洲以及世界各地；例如在臺灣，根據李雅婷(2003)，以2000年6月23日的市價計算，員工平均分紅配股金額最多的前百大上市上櫃公司，共發出超過市值新台幣1000億元的員工分紅配股。其中台積電就發出17萬張股票，總市值達200億新台幣。這現象促使我們想探討員工分紅入股制度或是員工認股權制度真的有用嗎?學術理論上，關於企業實施員工分紅
6、入股制度或是員工認股權制度是否真的能達到激勵員工努力而增進公司績效，主要分為兩種看法，首先、持正面看法者，Weitzman and Kruse (1990)與Kim (1998)認為實施員工入股制度提升生產力主要是透過三種機制，提供誘因、誘因報酬資訊完整以及效率工資理論；Kruse (1993)提到雖然大型組織內個別績效不易衡量及監督的狀況有可能讓員工產生搭便車(Free Rider)的行為，從重複賽局的觀點來看，員工減少努力的行為很容易被發現，因此長期來說，員工分紅入股制度還是可以提高公司的生產力。Conte and Svejnar (1993)認為較具生產力的員工會較願意接受依績效給付的薪
7、酬制度，因此當公司的薪資結構中有部分為入股制度，會吸引高品質的勞動力進而對公司績效有正面助益。Bartkus (1997)亦認為員工入股計畫使員工有了參與公司經營的權利，將可改善勞資關係；Hall (2000)指出對於確保經營管理者會真的為企業、員工以及股東尋求長期最大利益，員工認股權憑證是最好的薪酬工具；Hall and Liebman (1998)提出員工績效配股或是員工認股權憑證就是透過公司的經營利潤來提供誘因，使員工的努力程度與報酬相連結而產生激勵作用。但是有部分學者對員工分紅入股制可以提高生產及企業績效持反對看法，他們認為員工分紅入股制是一種團體性的薪酬措施，雖然該制可能藉由強化員工
8、努及增加動人員的工作技能增加企業的績效，但當個人績效在團體中被衡時，團體中的個人怠惰則被察覺，容產生有團體成員搭的現象，將造成單一員工努工作的動機逐漸消失，喪失員工分紅入股制度的激勵效果。既有實證研究的結果符合前述正向看法者，例如Conte and Svejnar (1988)以美國製造業為例，分析管理參與、利潤分享、員工入股與工會對生產力的影響，他們發現利潤分享制有助於生產力的提升，尤其是在公司同時提供其他類型的員工參與制度時最為顯著；Yermack (1995)利用1984至1991年間之452家大型公司資料發現，有發放股票選擇權給執行總裁的公司有較高的股票報酬；Mehran (1995)
9、以1979至1980年之153家公司為樣本，發現Tobins Q 與資產報酬率分別與CEO 薪酬佔權益比率、CEO 擁有的選擇權比率和研發銷售比率呈現顯著正向的關係；Frye (1999)利用1992至1994年間之121家公司資料發現員工的薪酬制度中若有以股票為基礎的支付方式，則以Tobins Q來衡量的公司績效是相對較高的；Sul and Kim (2003)利用事件研究法發現買進後並持有(Buy and Hold)具有員工認股權憑證的股票將具有正的累積異常報酬；Yao (1997)以中國大陸169 家國營製造業於1983至1987年的資料為例，發現利潤分享(即國營企業所能保留之盈餘)與獎
10、金(員工可獲得的分紅)均有助於生產力的提高。 其他類似的研究請參考Doucouliagos (1995)、Jones and Kato (1995)、Conte (1992)、FitzRoy and Kraft (1992)與Jones and Svejnar (1985)。另一方面，支持前述負面看法的實證研究中，Blasi, Conte and Kruse (1996)發現員工分紅入股與公司生產力及獲利力無顯著的相關性；Yeo, Chen, Ho, and Lee (1999)以新加坡1986至1993年之61家企業為例，發現實施股票選擇權計畫之公司，在實施後三年之績效與產業績效水準並無顯著
11、差異。Paugh, Oswald and Jahera (2000)發現員工持股計劃在短期內對於增進資產報酬率、股東報酬率與淨邊際利潤有顯著影響，對長期績效則沒有顯著影響；Ittner, Lambert and Larcker (2003)的研究結果顯示美國高科技公司發員工認股權對次一的公司資產報酬及股票報酬沒有顯著的正向影響。上述文獻在分析公司採取員工分紅入股制度或員工認股權制度對公司經營績效之影響，大部分的做法是採取兩組樣本之績效比較的方式來進行，也就是分析有實施此制度之公司相對於未實施此制度之公司的績效差異來判斷是否前者相對優於後者。然而，在評估兩組樣本之績效差異時，除了是否實施員工分紅
12、入股制度或員工認股權制此一特性的不同之外，將容易受到兩組樣本其他特性變數的差異所干擾。也就是若兩類型公司在規模或產業特性等特性變數上存有相當大的不同時(例如實施該制度公司的平均規模較大)，則兩組樣本的績效差異將無法認定績效差異的原因是來自於實施該制度所導致的結果抑或是規模效果；同時，部分文獻中，在評估公司績效的迴歸式中設置虛擬變數(有實施該制度為1，未實施者為0)的方法，很容易因為該虛擬變數不具外生性(受到公司規模或前一年度的經營狀況)而使估計係數產生偏誤，此即所謂的樣本選擇偏誤(Sample Selection Bias)。我們希望兩類型企業除了在是否有實施員工分紅入股制度或員工認股權制度的
13、差異外，其他的特性變數應該要相等或接近，達到所謂其他條件皆相同(Other Things Being Equal)的狀況，方可降低避免樣本的選擇偏誤問題。 在生物與醫學研究中，例如試驗人體用藥的治療效果，通常是在兩群特性(如生病時間、生病程度與持續時間、身高、體重、性別、年齡、家庭所得與工作時間)相近的人中，一組給予用藥(試驗組)，另一組則無(對照組)，爾後再透過兩組樣本病情痊癒的相對差異是否顯著來認定該藥的治療是否有效。Heckman (1979)建議使用兩階段方法(Two-stage Method)降低選擇偏誤。以本文來說，第一步是利用Probit或Logit模型估計一機率函數，即公司是否
14、採取員工分紅入股制度或員工認股權制度的決定方程式，得到選擇偏誤調整項，即Inverse Mills Ratio，第二步則是將選擇偏誤調整項代入評估採取該制度對績效影響的迴歸式成為其中一個解釋變數，如此可降低選擇偏誤的問題。然而Hofler, Elston and Lee (2004)指出這個方法的困難性。其一是必須滿足認定的要求，即必須要找到至少一個變數包括在機率模型中但卻不包括在績效評估的迴歸式中；第二則是LaLondes (1986)的批評，即研究中所要評估的效果(在本文中為採取員工分紅入股制度或員工認股權制度對公司績效的影響)會因為模型設定的不同而有極大的差異。Rubin (1973)提
15、出配對方法(Matching Method)避免上述問題，其基本概是針對採取該制度的每個公司樣本，在未採取該制度的公司樣本中選擇特性變相近的樣本作為配對樣本。完成樣本配對後，組樣本在某些特性變上的差將減少或消失，組樣本的相對績效高低將可歸因於採取該制度的影響，降低特性變的差性在認定相對績效高低之原因時的干擾。然而，若特性變數相當多，Rubin (1973)的方法會使得符合多重特性變數需相等之標準的樣本數目大幅降低。 請參考Heckman, Ichimura and Todd (1997, 1998)、Heckman and Robb (1985, 1986)。Rosenbaum and Rub
16、in (1983、1985a,b)提出傾向分配對法(Propensity Score Matching Method；PSM)，其基本概是在配對過程中將多個特性變數對應到一個維度，即首先根據多個特性變估計一機函數，也就是公司實施員工分紅入股制度或員工認股權制度的機函，稱傾向分函(Propensity Score Function；PSF；成為試驗樣本的機函)，將個別樣本的特性變代入機函將可到該樣本的估計機成為試驗樣本的估計機，稱傾向分(Propensity Score；PS)。接著則是針對採取該制度的每一家公司樣本，在未採取該制度的公司樣本中尋找傾向分數相同的樣本為配對樣本。這方法將同時改善選
17、擇偏誤與樣本配對時過多維的問題。 Rubin and Thomas (1992)證明傾向分配對法可以有效解決選擇偏誤的問題。此方法在經濟域的應用上相當多，請參考Persson (2001)、Hutchison (2004)、Glick, Guo and Hutchison (2006)、Vega and Winkelried (2005)、Crowe (2006)、Ham, Li and Reagan (2004)以及Shen and Chang (2008)。 本文主要在於利用2004至2008年間台灣部分上市電子公司(股票代碼前兩碼為23、24者)的資料評估公司採取員工分紅入股制度或員工認
18、股權制度對公司經營績效之影響，應用Rubin (1973)以及Rosenbaum and Rubin (1983, 1985a,b)的配對方法以修正既有文獻中未處理的選擇偏誤問題。為麼我們不直接評估公司在此制度實施前與實施後的績效差異？原因之一是公司實施該制度之前與之後的總體經濟環境同樣存有差異而無法進行控制；第二個原因則是文獻中方案評估(Program Evaluation)或政策效果分析(Policy Impact Analysis)的做法皆是用與方案與未與方案的個體進評估，如Heckman et al. (1998)以及一些先前在附註中提到關於配對方法的眾多應用研究，我們的研究架構與這些
19、研究相同。本文共分六節，下一節為配對理論的介紹，第三節為實證模型，第四節為樣本資料介紹，第五節為實證分析結果，最後一節為結論。2. 配對理論與傾向分數配對法2.1 配對理論的原理本文的主要目的是應用配對方法篩選樣本並估計公司採取或實施(往後此兩動詞將交互使用)員工分紅入股制度或員工認股權制度對公司經營績效的影響。參考Dehejia and Wahba (2002)，定義與為i公司分別為採取該制度與未採取該制度時的績效。在這兩種狀態下的績效差異為：。給定公司採取該制度，相對於其未採取該制度時的績效差異為： 以下在不會產生困擾的情況下，將省略下標i。 (1)其中D為虛擬變數，若公司樣本為採取該制度
20、時等於1，否則為0。關於(1)式的估計事實上是不可行的，因為(1)式的第二項實際上無法被觀察到，也就是我們無法得到某公司實際上是採取該制度，而他在未採取該制度時的績效值。一般的方法是使用來替換；然而，只有當Rubin (1973)與Rosenbaum and Rubin (1983)的條件獨立假設(Conditional Independence Assumption；CIA)成立時，這個替換才是適當的： 其中表示獨立，為不受公司是否採取該制度所影響的特性變數向量。這個假設指的是給定某些特性變數，實驗樣本組(即實施該制度的公司)與控制樣本組(即未實施該制度的公司)可以視為由同一個母體所抽出，也
21、就是樣本被指定到實驗組或控制組的過程為隨機，兩組樣本在特性變數上並沒有明顯地差異性，因此兩組樣本在參與實驗後的差異性將足以被認定為實驗效果。因此，當這個條件成立時，成為的不偏估計式，因此，相反地若上述條件不成立時，將無法成為的良好替代估計式，兩者之間的差異即為選擇偏誤。根據Heckman, et al. (1998)，上述的條件獨立假設不成立的原因有二。其一為非比較性偏誤(Noncomparability Bias)，即實驗組與控制組的特性變數是無法相互比較的。第二則是分配偏誤(Distributional Bias)，即實驗組與控制組在特性變數上的分配不相同，使兩群樣本像是從不同的母體中所抽
22、出(或是樣本並非是隨機地被指定到實驗組或控制組)。本文的狀況與第二個原因相近。2.2 配對方法應用配對方法主要目的是透過將實施該制度的公司與特性變數相類似但未實施該制度的公司配對起來，兩者再進行績效比較。被選為配對樣本的未採取該制度之公司，可以被視為採取該制度之公司樣本的反事實(Counterfactual)樣本，即特性變數與實施公司極為相似的未實施公司。透過樣本配對，兩組樣本的特性變數將趨向一致，滿足條件獨立假設。2.2.1 傾向分數配對當特性變數增多時，為實施該制度之公司找到多個特性變數皆相近之未實施公司樣本將變得較難。避免這問題，Rosenbaum and Rubin (1983)提出傾
23、向分數配對法，將樣本配對時的多維度對應到一個維度。其做法是給定多個特性變數，透過機率函數(傾向分數函數)的估計而得到一機率(傾向分數)：上式表示在給定特性變數為下，公司採取該制度的機率。給定採取該制度與未採取該制度之公司有相同之採取該制度的機率(相同的傾向分數)，條件獨立假設將成立，兩公司樣本視為由同一個母體中所抽出，即 而(1)式變為上式表示透過選取相同傾向分數之未採取該制度公司作為採取該制度公司的反事實樣本，則可將兩樣本的績效差異歸因於採取該制度所導致的結果。根據Dehejia and Wahba (2002)，傾向分數配對的過程可分為兩步驟，第一步是透過簡約的Logit或Probit模型
24、估計以得到所有公司的傾向分數，採取該制度與未採取該制度的公司樣本分別以與來標示。第二步則是針對每個採取該制度的公司樣本，在未採取該制度的公司樣本中尋找傾向分數相同的樣本做為配對樣本。透過分析配對後的兩組樣本，將可得到(1)式的不偏估計。一般來說，事實上並不容易找到傾向分數完全相同的反事實樣本，因此通常將相同修正為相近。配對方法的應用研究中較常使用的第一個準則是Nearest-Neighbor Matching (往後簡稱Nearest)，針對每個實施該制度的公司，從未實施該制度的公司樣本中尋找傾向分數差距最小者為配對樣本，即其中為經由配對過程選擇與實施公司樣本之傾向分數最相近的未實施公司樣本集
25、合，在Nearest配對下，此集合只包含一個樣本。此方法採取抽出放回，同一控制樣本將可能會重複被選配到不同的試驗樣本。第二個準則為Caliper Matching (往後簡稱Caliper)，它要求實施公司與未實施公司樣本的傾向分數差距不能太大。換句話說，當某一未實施公司樣本的傾向分數與實施公司的差異小於時，即，將被選入的集合內。根據Shen and Chang (2008)，通常選取為所有樣本之傾向分數估計值標準差的1/4，而包含的樣本數則可能是1個以上。2.2.2 以特性變數做樣本配對除了利用傾向分數的相似性做樣本配對外，我們也可以直接利用特性變數做配對。考慮第三個準則，Mahalanob
26、is Metric Matching (往後簡稱Mahala)。首先定義實施公司樣本i與未實施公司樣本j之間的馬氏距離(Mahalanobis Distance)：其中與分別為實施公司樣本i與未實施公司樣本j的特性變數向量，而為特性變數個數；為特性變數之階的變異數共變異數矩陣。此方法的步驟為，首先計算所有實施公司樣本i與未實施公司樣本j的，接下來針對每個樣本i，從樣本j中挑選出最小的樣本作為配對樣本。第四個準則為Mahalanobis Metric Matching with Calipers(往後簡稱Mahala Caliper)。當樣本i與樣本j的小於時，即，則樣本j將被選為樣本i的配對樣
27、本。指定為所有樣本之傾向分數估計值標準差的1/4。2.3 驗證樣本配對的結果當樣本配對完成後，我們使用下列兩種方式驗證配對的結果是否令人滿意，主要在於分析樣本配對後，兩組樣本之間的特性變數差異是否仍然存在。第一種方式是透過平均數的t檢定，即，其中與分別為實施員工分紅入股制度或員工認股權制度之公司與未實施之公司的某個特性變數的平均數。若檢定結果無法拒絕兩組樣本間平均數的差異為零，則表示在樣本配對後，兩樣本組在該特性變數上的平均數是相近的，亦表示樣本配對有效降低了兩組樣本在該特性變數上的差異，至少就平均數來說是如此。 既有配對理論文獻中尚未討論特性變數在二階動差以上的配對要如何進行。第二種驗證的方
28、式是計算其中與分別表示在樣本配對前，實施公司與未實施公司之某個特性變數的平均數，與則分別代表在樣本配對後，實施公司與未實施公司之某個特性變數的平均數。這個公式計算出透過樣本配對，某個特性變數在兩組樣本之間差異性的變動百分比。當此百分比為正且愈大，表示兩組樣本之某個特性變數的差異性降低，即配對愈有效。3. 實證模型3.1 傾向分數函數根據所有的樣本，考慮影響公司實施員工分紅入股制度或是員工認股權制度的特性變數，以Probit模型估計傾向分數函數，即公司採用該制度的機率函數，上式中之為影響係數，如果是標準常態累積機率函數，則為Probit模型，而： 其中為研發費用率、為資產、為市價對帳面價值比、為
29、留任比率，而為利息支付率、為股利支付率而代表負債比率。以下說明考慮上述變數的原因。Core and Quay (2001)發現公司會發放員工認股選擇權來提供員工留任的誘因以增進公司的價值，同時他們也發現那些面對財務限制的公司也會發放較多的員工認股選擇權。Jensen and Meckling (1976)與Jensen and Murphy (1990)提到公司會提供選擇權給經理階層以提供讓他們與股東站在同一陣線的誘因。雖然說公司發放選擇權給一般較低階層的員工可能會有搭便車的問題(Alchian and Demsetz, 1972)，但仍然可以透過相互監督與同儕壓力來達到促進公司績效的效果(K
30、andel and Lazear, 1992)。因此，當公司愈透過提供誘因希望將員工與股東的利益結合在一起時，就愈會發放員工認股選擇權。這誘因在公司有較大的成長機會時將更為顯著。而根據過去的文獻如Yermack (1995)、Bizjak, Brikley and Coles (1993)，公司的成長機會可用研發費用率或股票市價對帳面價值比來作為代理變數。另外Oyer (2000)認為公司也會為了留任員工或降低人事流動率的目地發放員工選擇權。根據Core and Quay (2001)，當公司成長機會愈大時，留任員工穩定人事的好處將是愈多的。因此我們定義留任這個變數，指的是股票的市場價值減去其
31、帳面價值後再除以員工人數，用來衡量每位員工的成長機會。當公司面對財務限制時亦較有可能發放員工認股選擇權(Core and Quay, 2001; Yermack, 1995; Matsunaga, Shevlin and Shores, 2001)。畢竟發放選擇權給員工不用真正地使用到公司的現金流量，對於那些缺乏現金的公司是一個提供員工誘因薪資的替代品。公司面對財務限制的代理變數包括利息支付率、股利支付率以及負債比率。愈高的利息支付率及負債比率、愈低的股利支付率的公司，愈可能發放員工認股選擇權。最後我們考慮公司的規模，以資產作為代理變數。公司的規模愈大，愈有可能發放員工選擇權。原因是公司規模愈
32、大，代理問題就愈嚴重，愈需要透過選擇權來做為促進公司績效的誘因。3.2 實施員工選擇權制度對公司績效影響效果的估計本文以兩種方式評估企業實施員工認股選擇權制度對公司績效的影響效果。首先是基本統計量檢定(t檢定)，透過計算發放員工選擇權公司與未發放員工選擇權公司的平均財務績效差異，以跋靴法(Bootstrap Method)建立信賴區間以檢定差異的顯著性。如果績效差異顯著為正，表示平均來說，實施員工認股選擇權制度的公司其績效相對較佳，員工認股權制度對績效的影響是正向的；若績效差異顯著為負，表示平均來說，未發放員工選擇權公司的績效表現較差，員工認股權對公司績效的影響是負向的。第二種方式是以實施員工
33、認股權制度的公司與未實施員工認股權制度的公司為樣本，以最小平方法估計下式：其中PERFORMANCE為財務績效變數；為是否實施員工認股權制度的虛擬變數，有為1，無則為0；為發放的員工認股選擇權佔公司整體流通在外股數的比率；為研發費用率；為資產，用以控制規模效果；為公司設立至今之年數，用以控制學習效果；為是否發放員工現金紅利的虛擬變數，有為1，無則為0； 為每人員工現金紅利。企業實施員工認股權制度對公司績效的影響效果方向及大小顯示於估計係數，若顯著為正，表示實施員工認股權制度之公司的績效較佳，員工認股權制度對績效的影響是正向的；若顯著為負，表示實施員工認股權制度之公司的績效較差，員工認股權制度對
34、績效的影響是負向的。相關變數的定義請參考表1。4. 樣本資料介紹4.1 員工認股選擇權我們的公司樣本為包括2004至2008年間之上市公司且代碼前兩碼為23和24的157家電子公司，其中實施員工認股權(資料期間至少發放一次)的公司共76家，未實施者81家，資料來源為臺灣經濟新報資料庫。 由於資料可取得性的限制，本文探討的重點僅著重於員工認股選擇權，而忽略員工分紅入股。員工認股選擇權的定義，根據台灣經濟新報資料庫，為公司期末通在外酬性員工認股權計畫之認股選擇權。根據Kedia and Mozumdar (2002)，關於此我們另外採用其他兩個變數，第一是公司是否實施員工認股權的虛擬變數，第二則是
35、選擇權除以通在外股，這兩個變數將在分析公司實施員工認股權對財務績效影響時使用之。4.2 財務績效變數的衡量關於本文議題的既有實證研究中用以衡量公司績效的指標可分為兩類，第一是會計為基礎(Accounting-based)，例如資產報酬率或股東報酬率等，第二則是以市場為基礎(Market-based)，如股票報酬率或Tobins Q。會計指標只補捉到企業過去的歷史表現，而市場衡量指標雖是一種前瞻性的評估，但仍容易受到投資人主觀評價、情緒變動與市場整體的波動性所影響。本文衡量財務績效時所使用的指標共9個，分別為資產報酬、股東報酬、TCRI 信用評等、營收成長、營業益成長 、稅前淨成長、每人營收、每
36、人營業益以及股票報酬，前八者皆為會計指標，最後為市場指標，表1報告這些變數的詳細定義與計算。5. 實證結果5.1 樣本配對前的敘述統計在進行樣本資料的敘述統計時，資期間為2005至2007。所有資共471個公司(Firm-year)樣本點，發放認股選擇權的公司共228個樣本點，未發放者共243個樣本點。表2報告了所有樣本、發放認股選擇權的公司與未發放認股選擇權的公司的特性及績效變數的敘述統計量。由表2之上半部分發現，平均來說，部分特性變數在兩組公司樣本中呈現出有趣的差異性，舉例來說，發放認股選擇權的公司有較高的研發費用率(4.8039% v.s 2.9498%)、較大的資產規模(對數16.34
37、4 v.s 對數15.871)、較低的市價對帳面價值比(3.5199 v.s 4.2601)、較低的留任比率(10.432% v.s 33.349%)、較低的利息支付率(7.7246% v.s 14.454%)與股利支付率(2.7421% v.s 3.0763%)以及些微較高的負債比率(36.513% v.s 36.117%)。先前的文獻中曾經提及那些研發費用率或股票市價對帳面價值比較高、留任率較高以及愈高的利息支付率及負債比率、愈低的股利支付率的公司，愈可能以發放員工認股選擇權。以我們所搜集的資料來看，部分地與既有文獻之推論相符合。由表2之下半部分發現，平均來說，發放認股選擇權的公司有些微較
38、低的資產報酬率(8.9482% v.s 8.9502%)、較低的股東報酬率(2.0199% v.s 7.275%)、較佳的信用評等(4.9474分 v.s 5.2387分)、較高的營收成長率(9.1286% v.s 7.2258%)、較低的營業益成長、稅前淨成長、每人營收、每人營業益(以及股票報酬率。表3呈現的公司是否實施認股選擇權制度的虛擬變數與公司特性變數的相關係數矩陣。由第一欄之係數發現，虛擬變數與研發費用、資產呈中度正相關(相關係數分別為0.2256與0.1630)；虛擬變數與市價對帳面價值比、任比率、息支付、股支付的相關係數皆為負。表4呈現的公司是否實施認股選擇權制度的虛擬變數與公司
39、績效變數的相關係數矩陣。由第一欄之係數發現，與虛擬變數有較大負向相關係數的變數包括股東報酬(-0.0559)、TCRI信用評等(-0.0793)、營業益成長(-0.0535)、稅前淨成長(-0.0401)、每人營收(-0.1576)、每人營業益(-0.1038)與股票報酬(-0.0628)。此部分概略顯示出發放認股選擇權的公司績效是相對較低的，唯其仍有較高的信用評等與營收成長率。由配對前的敘述統計結果來看，就平均來說，採用員工認股權制度的公司績效並未具有相對優勢，相反地在許多績效變數上的表現是相對較差的。然而，一方面由於敘述統計的結果缺乏顯著性的探討，另一方面則是兩組樣本的特性變數存在相當程度
40、的差異，必須先將這差異排除或降低，才能認定績效差異是來自於實施認股選擇權制度的原因，至少不是特性變數差異所導致的結果。5.2 傾向分數函數的估計首先估計實施員工認股選擇權與未實施員工認股選擇權公司樣本的傾向分數。表5報告了以Probit模型進行估計傾向分數函數的實證結果。在此模型設定共有四種，不論那一種設定，被解釋變皆為是否實施員工認股權的虛擬變(實施者為1，否則為0)，而模型(一)的解釋變為當期的研發費用、資產、市價對帳面價值比、任、息支付、股支付與負債比共七個特性變。模型(二)的解釋變為當期的研發費用、資產與任共三個變數；此兩種模型所利用的資料期間為2005至2007年。模型(三)的解釋變
41、為前一期的研發費用、資產、市價對帳面價值比、任、息支付、股支付與負債比共七個特性變；模型(四)的解釋變為前一期的研發費用、資產、任與股支付共四個變數；此兩種模型所利用的資料期間為2004年至2007年。模型的估計以混合(Pooled)的方式。第一欄顯示在模型一之下，研發費用率的估計係數顯著為正(0.0999)、資產的估計係數亦顯著為正(0.2812)，留任比率的估計係數顯著為負(-0.0130)，而其餘的變數其估計係數皆不顯著，這表示實施員工認股選擇權的公司其資產規模較大、研發費用率較高、留任比率相對較低。我們根據這些顯著的變數重新再作估計(即模型二)發現，係數估計的方向與顯著性並未出現明顯的
42、變化。然而在利用模型一與模型二進行傾向分數函數的估計時，我們使用的變數皆同期變數，也就是利用當期的特性變數去估計一家公司當期為實施員工認股選擇權制度之企業的機率。然而是否有可能一家公司之所以實施該制度是與公司過去的財務特性有關？例如公司前一年財務緊縮(較低的利息支付率或股利支付率)，而為了留任員工而採取以發放選擇權的方式來作為誘因薪資的補償呢？如果是這樣，則我們應考慮將一家公司過去的特性變數成為傾向分數函數中的解釋變數，於是這構成了模型三與模型四。由模型三的估計結果發現，研發費用率的估計係數顯著為正(0.1007)、資產的估計係數亦顯著為正(0.2741)，留任比率的估計係數仍然顯著為負(-0
43、.0116)，股支付的估計係數顯著為負(-0.0447)，其餘的變數其估計係數則皆未達統計顯著，這表示實施員工認股選擇權的公司其資產規模較大、研發費用率較高、留任比率相對較低、股支付相對較低。這部分地符合先前既有文獻的推論，即公司前景較佳(研發費用率較高)者以及財務限制程度較大(股利支付率較低)者會傾向在其薪酬計劃中部分地採取員工認股選擇權制度。如同先前般，我們根據這些顯著的變數重新再作估計(即模型四)發現，係數估計的方向與顯著性並未出現明顯的變化。為了減少樣本配對時必須利用到特性變數所產生的複雜度，我們將根據模型四的估計結果用來計算每家公司的傾向分數並進行樣本配對。事實上使用其他三種模型的估
44、計結果來進行樣本配對將不會出現明顯的差異性。5.3 樣本配對估計出傾向分數函數後，可得到每家公司樣本的傾向分數，接著將利用前述四種配對演算進行樣本配對。表6報告了在樣本配對前與配對後，四個特性變數在兩組樣本之間的平均數差異檢定結果。我們發現，兩組樣本之特性變數的差異性在樣本配對前與配對後有明顯地改變。首先、在樣本配對前，就平均數而言，兩組樣本的四個特性變數中有三個(研發費用、資產、任比率)具有顯著的差差距分別為1.8541%、0.4740(對數)以及-22.917%。在Nearest配對演算下，平均而言，這三個特性變數的顯著差異性消失了；第二、有趣的是，在Caliper、Mahala與Maha
45、la Caliper配對演算下亦出現類似的結果，即就平均數而言，兩樣本組的四個特性變數已接近相等。先前提及若要將兩類型企業的績效高低歸因於實施認股選擇權制度這一因素，最好使得兩組樣本的特性變數儘量相近，因此在四種配對演算下，皆達到了這個要求了，將有效降低樣本選擇偏誤的問題。 表7報告了由樣本配對前至樣本配對後，實施員工認股選擇權與未實施員工認股選擇權企業之特性變數的平均數差異減少百分比。百分比愈大表示樣本配對愈能降低兩組樣本在特性變數上的差異性。我們發現，第一、Nearest配對是相對較有效的配對方法，因為其降低兩組樣本之間特性變數上的差異性的平均比率為76.2%；第二、Caliper、Mah
46、ala與Mahala-Caliper配對的有效性稍微低一點，四個特性變數差異減少百分比的平均數分別為72.4%、72.8%與73.1%；第三、在Mahala-Caliper配對下，配對後的實施員工認股選擇權企業組的樣本僅存63個，犧牲相當多的自由度，在Nearest、Caliper與Mahala配對下未實施員工認股選擇權企業組保有較多的樣本點，分別仍為227、223與227個。有時候萬一出現配對有效性較高但卻損失大量樣本的情況下，配對有效性和樣本自由度將會成為一種抵換(Trade-off)的關係(還好本文目前並未出現此種情況)。以下我們報告四種配對法下的兩組樣本之績效比較與迴歸分析結果。5.4
47、 員工認股選擇權與財務績效5.4.1 兩組樣本的平均數 t 檢定表8報告了實施員工認股選擇權與未實施員工認股選擇權企業之九個績效指標個別平均數差異的分析結果，根據的是配對前與配對後的樣本。在樣本配對前，即第二欄所示，平均來說，實施員工認股選擇權與未實施員工認股選擇權企業的大部分績效指標之差異皆為負，但是僅有信用評等、每人營收與每人營業益三個指標達到統計顯著(-0.2913、-12857與-429.95)，這表示實施員工認股選擇權的企業雖然有較佳的信評，但其每人營收與每人營業利益卻是明顯較差的。 觀察表8之第三欄至第六欄的平均績效比較結果發現，情況有了些微改變。首先、在Nearest配對下，當績
48、效變數為資產報酬率時，實施員工認股選擇權與未實施企業的平均差異顯著為正(2.3347)，表示前者的平均資產報酬率相對較高；原先在樣本配對前，實施員工認股選擇權企業顯著較佳的信用評等以及顯著較低的每人營業利益則不復存在；顯著較低的每人營收則仍然出現(-7791.5)；其他績效指標則並未出現兩組樣本之間顯著的差異性；第二、在Caliper配對下，實施員工認股選擇權的企業其有顯著較高的資產報酬率(2.3753)，其每人營收亦顯著地相對較低(-7853.9)，但其他的績效指標則與未實施員工認股選擇權的企業沒有顯著地高低之別，與Nearest配對下的結果相類似；第三、在Mahala與Mahala Caliper配對下，雖然大部分的證據顯示實施員工認股選擇權的企業其平均績效相對較低，但皆沒有統計上的顯著性。表9與表8類似，差異之處在於9個績效指標調整為下一年度的數值，也就是想分析實施或未實際員工認股權制度的企業其未來的績效表現差異。我們發現在樣本配對前，即第二欄所示，平均來說，實施員工認股選擇權與未實施員工認股選擇權企業的大部分績效指標之差異皆顯著為負，但是僅有信用評等(-0.3643)、每人營收(-15989)與股
