管理层持股激励公司绩效实证分析硕士论文

管理层持股激励公司绩效实证分析硕士论文（共5篇）

篇1：管理层持股激励公司绩效实证分析硕士论文

我国上市公司管理层持股与公司绩效关系的实证研究

会计学，2011，硕士

【摘要】 自从企业所有权和经营权分离以来,如何有效激励管理者努力地经营工作便成为理论界和实务界关注的热点问题。管理层持股是一种赋予管理者股权的激励机制,其产生于美国并被广泛应用并起到了明显的激励效果。由于我国的国情、制度、环境与西方国家有较大差异,管理层持股是否能发挥积极的作用,提高公司绩效也得到了国内很多学者的研究,但是结论并不一致。所以本文的研究目的就是深入探讨管理层持股与公司绩效的关系,为完善我国的公司治理机制提供一些参考的建议。两权分离、委托——代理理论、人力资本理论是了解管理层持股的理论基础,国内外研究的成果和结论的总结为进一步研究管理层持股与公司绩效关系指明了方向,根据已有文献的缺陷,能够改进研究的方法和思路。本文以上海证券交易所上市的A股公司为对象,以2007-2009三年间的数据为研究样本,以管理层持股比例作为自变量,以每股收益和总资产收益率分别为因变量,构建模型,用Eviews5.0统计软件作回归分析,根据已有文献结论作出检验性的实证分析。本文得出管理层持股与公司绩效呈现非线性关系,即二者之间存在区间效应,公司绩效随着管理层持股比例的增加呈现上升、下降、上升的变化趋势;接着本文...更多还原

【Abstract】 Since the separation of ownership and management rights,what the theory and practice circle have concerned is how to motivate the managers to work hard.Managerial ownership,which was produced and widely applied in the United States and has played a significant incentive effect is an incentive mechanism which the options are given to the managers.As the national conditions,systems,environments in China are different from Western countries’,whether the managerial ownership will play an active role...更多还原 【关键词】 管理层持股； 激励； 公司绩效； 实证分析； 【Key words】 Managerial Ownership； Incentive； Corporate Performance； Empirical Analysis； 摘要 4-5 Abstract 5-6 1.引言 9-15

1.1 研究背景 9-11

1.2 研究目的和意义 11-12

1.3 研究思路和方法 12-13

1.3.1 本文的基本思路 12

1.3.2 研究方法 12-13

1.4 研究内容和框架结构 13

1.5 论文的创新点 13-15

2.管理层持股与公司绩效的相关理论分析 15-24

2.1 管理层持股的理论基础 15-18

2.1.1 两权分离理论 15-16

2.1.2 委托——代理理论 16-17

2.1.3 人力资本理论 17-18

2.2 文献综述 18-24

2.2.1 国外研究现状 18-21

2.2.2 国内研究现状 21-23

2.2.3 研究文献评述 23-24 3.样本的选取和模型的设计 24-31

3.1 样本的选取 24

3.1.1 样本选择 24

3.1.2 数据来源 24

3.2 变量定义 24-28

3.2.1 管理层持股比例 24-25

3.2.2 公司绩效 25-26

3.2.3 公司规模 26

3.2.4 杠杆比率 26-27

3.2.5 第一大股东持股比例 27-28

3.3 研究假设 28-29

3.4 模型的构建 29-31

4.管理层持股与公司绩效关系的实证分析 31-45

4.1 相关变量的描述性统计 31-37

4.1.1 管理层持股比例的描述性统计分析 31

4.1.2 公司绩效和控制变量的描述性统计分析 31-33

4.1.3 分行业进行描述性统计 33-36

4.1.4 按第一大股东股权性质分类进行描述性统计分析 36-37

4.2 变量的相关性分析 37-38

4.3 样本的回归分析 38-45

4.3.1 公司绩效的回归分析 38-41

4.3.2 管理层持股的回归分析 41-42

4.3.3 对样本的进一步回归分析 42-45 5.结论和建议 45-52

5.1 研究结论 45-47

5.2 政策建议 47-52

5.2.1 加大管理层持股力度 47-48

5.2.2 对管理层激励与约束并重 48-49

5.2.3 建立规范的公司治理结构 49

5.2.4 引入市场竞争机制 49-50

5.2.5 建立完善有效的经理人市场 50

5.2.6 培育成熟规范的证券市场 50-52 6.本文研究的局限性及进一步研究方向 52-53 参考文献 53-57

篇2：管理层持股激励公司绩效实证分析硕士论文

（一）非上市实施股权激励个税分析

——自然人直接持股

非上市公司实施股权激励，激励对象可以通过以下4种情形（两增资两转让）成为公司的股东：

1.自然人直接增资持股：激励对象增资成为公司自然人股东；

2.自然人受让原股东的股权持股：原股东向激励对象转让其持有公司的股权； 3.持股平台增资持股：激励对象向持股平台增资，然后持股向主体公司增资； 4.受让持股平台股权持股：持股平台的大股东或实际控制人向激励对象转让持股平台的股权，激励对象通过持有持股平台公司的股权间接持股公司的股份。

那么针对自然人直接持股的情形，其个税如何呢？ 对于自然人直接增资持股，不存在个税问题。

对于自然人受让原股东的股权进行持股的个税，本质就是原股东将股权转让给自然人。其个税的主要依据是2014年67号公告《股权转让所得个人所得税管理办法（试行）》，个人所得税应纳税额=（股权转让收入—股权原值-合理费用）×20%。依据该公式，股权转让的个税有三个核心要素：股权转让收入、股权原值、合理费用。这三个要素决定了股权转让，具体应缴多少个税。

一、股权转让收入的确定

股权转让收入是指转让方因股权转让而获得的现金、实物、有价证券和其他形式的经济利益。

67号公告第14条规定了三种核定股权转让收入的方法，三种方法应当按顺序适用：

（一）净资产核定法。股权转让收入按照账面上的每股净资产或股权对应的净资产份额核定。

（二）类比法。参照相同或类似条件下同一企业同一股东或其他股东、同类行业企业股权转让收入核定；

（三）其他合理方法。

华扬资本在为全国各地的客户设计股权激励方案和方案落地实施中发现，关于股权转让的价格，企业在实际中方法不一，大体可分为四类方法：平价转让、账面价值转让、净资产价格转让、风投价格转让。

这几种价格若被主管税务局认为是明显偏低又无正当理由，会被重新核定股权转让收入。而针对自然人直接持股的股权转让价格是否偏低，税务局的评判标准一般会以最近一期的净资产价格为基础。若股权转让价格高于或等于公司账面每股净资产价格的，按股权转让价格计算股权转让收入；若股权转让价格低于公司账面每股净资产价格的，主管税务机关通常会采用核定方式，按照净资产核定法确定股权的公允价值，依据公司账面净资产价格确定计算股权转让收入。

即不管以何种方式定价转让，其股权转让价与账面的净资产价孰高，税局就会以此作为股权转让收入。这也符合华扬资本为非上市公司设计的股权激励方案的常规定价方法，按每股净资产价格向激励员工授予股权。

下面我们来看一个对比（单位：万元）：

除此之外，股权转让收入还应包括转让方取得与股权转让相关的各种款项，包括违约金、补偿金以及其他名目的款项、资产、权益等。比如转让方个人取得的，因受让方未按规定期限支付价款而取得的违约金收入，应并入股权转让所得缴纳个人所得税。

至于对赌协议，是否按照67号公告第九条“纳税人按照合同约定，在满足约定条件后取得的后续收入，应当作为股权转让收入”的规定，超过承诺额的收益是否属于后续收入，是否需要缴纳个税，在实操中有争议，可与当地的税务局沟通。

二、股权原值的确定 股权原值，是指自然人股东投资入股时向企业实际交付的出资金额，或购买该项股权时向该股权的原转让人实际支付的股权转让价金额。

股权原值的确定原则：不重复征税原则。

（一）前次交易价格核定后再次转让的股权原值确认

案例1：M公司为非上市公司。股东A持有M公司100%的股份，持股成本1000万元,2015年6月，公司进行股权激励，股东A将10%股权平价转让给员工B。税务机关按照净资产核定法，核定股权转让收入为400万元，股东A按照税务机关核定的收入代扣代缴了个人所得税60万元（相关税费略）。2015年10月，B再次转让股权，转让价格510万元，税务机关认为价格合理。

按照27号公告第16条和67号公告的规定，转让时其股权原值为400万元，而不是100万，因此股权转让所得为510万元减去400万元。这种处理方式，符合双向调整原则，避免了重复纳税。

（二）多次投资情况下股权原值的确认问题

67号公告第18条明确规定：“对个人多次取得同一被投资企业股权的，转让部分股权时，采用“加权平均法”确定其股权原值”。

案例2：A在2012年以100万元对M公司投资，占M公司10%的股份；2013年投资200万元现金取得M公司10%股份；2014年A又对M公司增资300万，取得了10%股份，至此A持有M公司共30%的股份。2015年A将持有的M公司10%股份进行了转让，转让价格为400万元。

分析：根据67号公告第18条规定，应按加权平均法确认A转让的M公司10%股权原值。股权原值=[（100+200+300）]÷30%×10%=200（万元）应纳税所得额=400-200=200（万元）个人所得税应纳税额=200×20%=40（万元）

三、合理费用的确认

67号公告第4条，合理费用是指股权转让时按照规定支付的有关税费。对于股权转让，营业税及附加（在营改增之后增值税及附加）目前暂免征收，但所订立的股权转让协议属产权转移书据，立据双方还应按协议价格（所载金额）的万分之五缴纳印花税。在转让过程中支付的税法应属合理费用，可以扣除。

那么企业为股权转让发生的评估费用，为股权转让成功所发生的发行费、顾问费、咨询费是否属于这里的合理费用，可以扣除？华扬资本认为，此处税法上未有明确列举，有筹划的空间。

四、股权转让的纳税时点和地点

纳税义务人：个人股权转让所得的个税，以股权转让方为纳税人，以受让方为扣缴义务人。

纳税时点：扣缴义务人应于股权转让相关协议签订后5个工作日内，将股权转让的有关情况报告主管税务机关。

纳税地点：个人股权转让所得个人所得税以被投资企业所在地地税机关为主管税务机关。

（一）若分期收取股权转让款，是否分期纳税？

案例3：2014年6月，公司进行股权激励，股东A将5%股权以100万价格授予员工B。双方约定：合同签字并支付首期股权支付款20万元后，合同生效。

2014年6月，员工B支付了20万元首期股权支付款，双方在工商局办理了股权变更登记手续。

B应该代扣代缴个人所得税100*20%=20（万元）；但是由于首期支付20万元，因此应该按比例扣缴4万元个人所得税。

（二）征税是否需要工商变更为前提？

案例4：M公司为非上市公司，2014年6月，公司进行股权激励，股东A授予员工B公司的10%股权。双方约定：合同签字即生效。2014年6月员工B全额支付了股权转让款；

2014年12月，B实际入主M音乐公司，并且记载于股东名册，开始行使股东权利，2015年6月双方在工商局办理股权变更登记手续。

1：纳税义务发生时间为2014年6月。

2：纳税义务发生时间为2014年12月，此时B实际入主M，并且记载于股东名册。3：纳税义务发生时间为2015年6月，即：工商局办理股权变更登记的时间。分析：上述三种处理中，依据67号公告，纳税时间为2014年6月，即：股权转让协议已签订生效的时间。只是，此时股权转让协议虽已经签订生效，但是由于股权并未交付，股权转让行为并未完成，此时若缴纳个人所得税，若合同未履行，还需税务机关退个人所得税。为了程序上更适合操作，华扬资本建议在签订转让协议时，需考虑此时间因素。

综上，对于自然人持股，直接增资是不涉及个税的。自然人受让原股东的股权，本质是股权转让，按20%的财产转让所得缴个税，应纳税额为股权转让收入与股权原值和合理费用的差额。股权转让价格最好以企业账面净资产价格为基准。

敬请期待下期，华扬资本股权激励税收专题系列

篇3：管理层持股激励公司绩效实证分析硕士论文

关键词：A股上市公司,管理层持股,公司绩效

1 引言

管理者持股作为一种激励手段可以降低委托代理成本,使管理者与所有者之间的利益趋同。Jensen和Meckling(1976)研究发现,管理者持股可以减少股东与管理者之间的利益冲突,使管理者与股东对风险的态度趋同,有利于促进公司的经营,增大管理者持股比例,可以有效降低道德风险的产生。Fama和Jensen(1983)认为,管理者持股具有防御效应,会降低公司价值。如果高管持股比例过高,公司将可能由不受监督、约束的管理者掌控,其价值就会降低。鉴于此,我们以2013—2015年的上市公司为样本,构建函数形态的回归模型,考察管理者持股对公司绩效的影响以及随着管理者持股比例的变化,其对公司绩效影响的非线性的区间特征。

2 研究假设

Jensen和Meckling认为由于管理者的天然倾向和偏好与委托人不同,他们不会总是以公司的利益最大化为前提来行动,他们会朝着有利于自身利益的方向来分配资源,这就使得管理者的行为与股东的利益最大化目标相悖。管理者持股就是使管理者自身利益与股东利益目标相一致,管理者作为公司的所有者,有利于降低委托代理成本,降低管理者对公司和股东利益的损害,自身利益最大化的实现就是公司收益最大化,因此管理者更趋向于提高公司绩效。根据以上分析,我们认为管理者持股影响公司绩效,因此,提出如下假设。

H1:管理者持股与公司绩效两者具有相关性。Jensen和Meckling(1976)研究发现,管理者持股可以减少股东与管理者之间的利益冲突,使管理者与股东对风险的态度趋同,有利于促进公司的经营,管理者持股对公司绩效具有激励效应。另一方面,Fama和Jensen(1983)认为,管理者持股具有防御效应。管理者持股比例过高,控制权增大,股东对管理者的约束力和监督力都被削弱,管理者可能更大可能利用职权为自己谋取利益,管理者持股比例越高,公司被收购的风险降低,市场对管理者的约束力度也会随之降低。因此,通过对管理者持股激励效应与防御效应的分析,我们提出如下假设:

H2:管理者持股与公司绩效之间是倒“N”形关系,两者之间存在区间效应。

3 研究设计

3.1 样本选取

本文以沪深证券交易所2011—2015年间所有的A股上市公司为样本,对数据进行如下处理:一是剔除研究期间被ST、*ST的公司样本;二是剔除2011年后新上市的公司样本;三是由于金融业特殊的会计核算方式,剔除金融业类公司样本;四是剔除管理层持股比例为零的公司样本;五是剔除同时发行A股、B股、H股或者其他境外流通股的上市公司样本;六是剔除数据不完整的公司样本,最后确定830家上市公司,4150个公司/年度观察值,本文数据均来自于国泰安数据库和色诺芬数据库。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量:公司绩效

本文选择财务指标总资产收益率(ROA)和每股收益(EPS)两个变量作为衡量公司绩效的标准。总资产收益率的高低反映了公司的竞争实力和发展能力;每股收益反映企业的经营成果,衡量股东的获利水平。

3.2.2 核心解释变量:管理者持股比例(MSH)

本文中的管理者持股并不只是针对董事和总经理的持股,还包括公司监事、财务负责人以及核心技术人员的持股,为了准确研究管理者持股与公司绩效的非线性关系,参考国外研究方法,采用了管理层持股比例的平方(MSH2)和管理层持股比例的立方(MSH3)作为解释变量,当管理层持股与公司绩效存在非线性关系时,管理层持股比例的平方与管理层持股比例的立方的系数会存在符号差异。

3.2.3 控制变量

第一,控股股东性质(STATE):根据上市公司实际控制人的性质是国家股还是非国家股确定STATE的值,当控股股东为国家时,STATE的值为1;否则STATE为0。第二,公司规模(SIZE):公司规模以公司总资产的自然对数计算。第三,公司成长性(GROW):本文选用公司的净利润增长率作为衡量公司成长性的标准。

3.3 回归模型设定

根据研究假设,我们构建了如下回顾模型进行检验:

其中,PER为公司绩效,α为截距,β1、β2、β3分别为自变量的系数,Control为包括控股股东性质、股权集中度、公司规模以及公司成长性在内的控制变量,μ为随机干扰项。

在模型(1)中,根据研究假设H1,我们预期β3为显著为正,且存在β22>3β1β3的关系。对回归方程进行求导可以得到:。当MSH∈(0,MSH1)时,PER随着MSH的增大而增大,当MSH,)时,PER随着MSH的增大而减小,当MSH(MSH2,1)时,PER随着MSH的增大而增大,验证研究假设H2,管理者持股比例与公司绩效之间存在“N”形曲线关系。

4 实证研究

4.1 描述性分析

本文通过对2011—2015年中国上市公司持股比例统计,运用Excel和SPSS软件对数据进行整理分析,如表1所示,中国上市公司中,管理者持股比例逐年增加,管理层持股比例在2015年均值已达到12.097%的比例,相比较过去管理层持股的2.87%,增长较快,但是国有控股企业的管理层持股比例较低,2015年仅为1.611%,中国上市公司管理层持股比例均值为10.04%,国有控股公司管理层持股比例均值仅为1.08%,民营企业管理层持股比例均值为10.92%,国有控股企业管理层持股比例明显低于民营企业管理层持股比例。

4.2 相关性分析

表2列示了对全体样本的Pearson相关性分析。其中ROA与MSH的相关性系数为0.083,EPS与MSH的相关性系数为0.076,双侧显著性水平P值均小于0.05,可以得出ROA和EPS与MSH在1%的水平上显著相关;ROA和EPS与MSH2的显著性水平P值均为0.000,在1%的水平上显著相关;ROA和EPS与MSH3在1%的水平上显著相关,Sig.的值均为0.000;另外,控制变量STATE、SIZE、GROW均在1%的水平上与因变量(ROA、EPS)显著相关,显著性水平P值均小于0.05,因此模型(1)中的控制变量是有效的,影响公司绩效。

注:**在0.01水平(双侧)上显著相关;*在0.05水平(双侧)上显著相关。

4.3 回归分析

表3是以EPS为因变量进行的回归分析,表4是以ROA为因变量进行的回归分析。

注:因变量:EPS。

第一,管理层持股比例的系数为0.003,t值为1.202,sig为0.000,说明在1%的水平上,管理层持股与每股收益显著正相关,但是两者的拟合度R方值0.008,两者的拟合度并不理想,管理层持股比例与EPS并不是线性相关关系。第二,表3中,管理层持股比例(MSH)系数为0.113,管理层持股比例平方(MSH2)的系数为-0.261,管理层持股比例立方(MSH3)系数为0.243,说明管理层持股比例与每股收益之间存在非线性关系,即存在区间效应,管理层持股比例与公司绩效呈三次方关系,拐点为0.1712和0.4537,管理层持股比例低于17.12%,管理层持股比例与每股收益存在正相关关系,管理层持股比例高于17.12%低于45.37%时,管理层持股比例与每股收益存在负相关关系,管理层持股比例高于45.37%时,管理层持股比例增加,公司每股收益增加,由此可以验证假设H2,管理层持股比例与公司绩效之间存在区间效应。

表4是对ROA与MSH、MSH2、MSH3之间关系的回归分析,与EPS相同,ROA与MSH存在显著相关关系,但并不是线性相关关系,两者之间存在区间效应,管理层持股比例与公司绩效呈三次方关系,拐点为0.1789和0.4672,即管理层持股比例低于17.89%,管理层持股比例与总资产收益率存在正相关关系,管理层持股比例高于17.89%低于46.72%时,管理层持股比例与总资产收益率存在负相关关系,管理层持股比例高于46.72%时,管理层持股比例增加,总资产收益率增加。

注:因变量:ROA。

5 结论

管理层持股目前作为长期激励管理层的手段被广泛应用,上市公司中管理层持股比例也在不断提高。通过对2011—2015年我国沪深上市公司的研究,考察了管理层持股比例与公司绩效之间的关系。一是管理层持股比例与公司绩效之间具有相关性;二是管理层持股比例与公司绩效之间存在区间效应,两者之间的关系呈现倒“N”形;三是国有持股比例明显低于民营企业持股比例。目前,国有控股公司的管理层持股比例较低,公司绩效为民营企业的50%左右,出现净利润负增长现象,在深化国有企业混合所有制改革、引入民营资本的同时,适当提高管理层的持股比例,使管理层自身利益与股东利益和公司利益保持一致,降低管理层的委托代理成本。

参考文献

[1]陈树文,刘念贫.上市高新技术企业高管人员持股与企业绩效关系实证分析[J].科学与科学技术管理,2006(2):20-25.

[2]杜兴强,漆传金.管理层持股与公司绩效的相关性:模型解释力、内生性与行业竞争度[J].当代管理评论,2008,1(2):52-74.

[3]高雷,宋顺林.高管人员持股与公司绩效——基于上市公司2000—2004年面板数据的经验证据[J].财经研究,2007(3):134-143.

[4]巩震,金永生,王俊鞾.中国上市公司管理层持股与公司绩效实证分析[J].北京邮电大学学报:社会科学版,2008(6).

[5]高明华.中国企业经营者行为内部制衡与经营绩效的相关性分析——以上市公司为例[J].南开管理评论,2001(5):6-13.

篇4：管理层持股激励公司绩效实证分析硕士论文

[关键词] 公司绩效 管理层持股 财务杠杆 创新能力 可持续发展

[中图分类号] G231 [文献标识码] A [文章编号] 1009-5853 （2013） 06-0041-07

[Abstract] Based on all of the listed company of the publishing industry in the communication and cultural industry as samples， with the analysis on the cross section and time series of the annual report data， this paper reveals managerial ownership and corporate performance characteristics of the publishing industry in China from the year 2008 to 2012. And the paper empirically tests the managerial ownership effect on corporate performance of the publishing industry. This paper also puts forward countermeasures and suggestions to improve corporate performance and corporate governance and provide the data reference and enlightenment for corporate governance and the management decision of China’s publishing industry.The empirical results show that：（1）managerial ownership of the listed company of the publishing industry can significantly positively improve corporate performance；（2）the overall performance of the publishing industry is not ideal and lacks the sustainable growth ability. The managerial ownership percentage is generally low and the managerial ownership doesn’t give full play to the incentive effect of managerial ownership；（3）Chinese publishing industry is characterized by low R&D innovation investment and low financial leverage and so on.

[Key words] Corporate performance Management shareholding Financial leverage Innovation ability Sustainable development

1 引 言

在股权分置改革全面完成后，上市公司真正全部进入资本市场，大小股东利益趋于一致，做大做强公司成为股东的共同目标。随着有关政策的陆续出台，采用股权激励政策的上市公司有望呈现加速增长的局面。十七届六中全会提出，要实现文化大发展大繁荣，在新的历史机遇下，出版作为文化产业的领头羊，担负着重要的文化使命和责任。国内学者就管理层持股与公司绩效之间的关系的研究主要以整个主板、中小板上市公司为研究对象，关于某个行业的研究成果也主要涉及房地产行业，而缺少针对出版行业的相关研究。出版行业上市公司数量不多，故可进行全样本研究，全样本实证研究结果更具有代表性和说服力。本文对我国出版业上市公司管理层持股与公司绩效的关系进行实证分析，考察我国出版业管理层持股和公司绩效表现特征，实证检验管理层持股对出版业上市公司绩效的影响，以期为我国出版业的公司治理和经营决策提供数据参考和启示。

2 理论分析和研究假设

由委托代理理论可知，在公司管理者不持股不享有股票收益权的情况下，其决策目标与股东会产生偏差，管理层可能会利用其控制权来谋取私利，或通过其他各种方式来使自身获益。为了解决这个问题，就必须在契约合同不完全的前提下，设计出与委托代理合同性质相匹配的产权关系合同，通过剩余索取权的分配和行使来约束管理层。与其他员工激励方式相比较，目前国内外普遍认为管理层持股是一种有效的激励工具，其促使管理层积极改善企业财务和经营状况，减少企业的过度投资和投资不足问题的发生，对公司的业绩能起到较好的促进作用[1]。国内外很多实证研究也表明管理层持股能明显改善公司治理绩效[2]。

nlc202309011652

随着我国股权分置改革的完成，资本市场日益规范，投资者的结构优化，上市公司治理结构得到进一步改善，相关法律法规进一步健全，管理层持股机制的实施得到进一步落实，持股比例也有所提高[3]。因此，管理层持股的实施对公司绩效的促进作用应该是越来越明显。当管理层持有较大公司股份时，管理层就成为重要股东，管理层出于增加和保护自身利益的目的，很可能会把公司的长远发展当成自身的奋斗目标。管理层持股机制可以解决管理层与股东之间的利益失衡，减少代理成本的发生，从而促进公司绩效的提高，即管理层持股比例上升，管理层就会更加勤勉努力，会考虑公司的长远发展，管理层持股会产生激励相容效应，两者呈现正相关关系。

基于委托代理理论和公司治理理论，结合国内外管理层持股和公司绩效的相关研究，本文提出研究假设：我国出版行业上市公司管理层持股与公司绩效之间具有显著性正相关关系。

3 研究设计

3.1 变量定义

（1）被解释变量：公司绩效指标

公司绩效指标中净资产收益率（ROE）被国内外学者进行绩效研究时运用最广泛。净资产收益率是公司净利润与平均股东权益余额的比例。净资产收益率越高，反映盈利能力越强。净资产收益率相对于EVA和市场价值而言是最可行的财务业绩计量指标，是最有代表性的经营业绩指标[4]。虽然上市公司可能存在部分管理层操纵收益从而提高净资产收益率的情况，但由于证监会已加强了监督管理上市公司的盈利情况，近年来这种情况的发生已大大减少，故本文也将使用净资产收益率来衡量上市公司的表现。

（2）解释变量：管理层持股指标

管理层持股比例，该比例用MSR表示，用来衡量管理层持股水平的高低，其数值为公司年报公布的管理层持股数量与股本总数的比例，管理层持股数量不仅包括高管持股数量，也包括董事会、监事会成员的持股数量。

（3）控制变量

除了股权结构外， 还有其他一些因素会影响到公司绩效，如行业因素、资本结构、公司规模、公司成长能力等等。为控制其他公司特征对公司绩效的影响，本文根据美国学者Short and Keasey（1999）的研究在模型中引入资产负债率、公司规模、研发广告费和净利润增长率四项指标作为控制变量[5]。需要说明的是，国外在此类研究中通常将研发和广告作为一项变量引入模型中，由于我国在会计处理上是将研发和广告的费用直接计入管理费用中[6]，故无法获得此项的具体数值，所以本文采取用无形资产来替代研发和广告费用的做法。

关于出版业管理层持股和公司绩效实证研究涉及的变量具体如下表。

表1 研究变量定义表

3.2 研究模型

根据以上变量定义和理论分析，本文构建如下的多元线性回归模型：

ROE= + MSR+ 1DAR+ 2SIZE+ 3RDTA+ 4GROWTH +

其中，ROE为公司绩效指标净资产收益率，MSR为管理层持股比例，DAR、SIZE、RDTA、GROWTH为控制变量， 为常数项截距， 为MSR的回归系数， 1、 2、 3、 4为控制变量的回归系数， 为随机误差项。本模型是通过考查系数 来检验管理层持股比例与公司绩效之间是否存在显著性正相关关系。

3.3 样本选择和数据来源

本文根据CSRC行业分类，选择了传播与文化产业中的出版业的所有上市公司2008—2012年的横截面数据与时间序列数据为研究样本。为了保证数据的有效性，在样本的选择上遵循以下原则：考虑到极端值对实证分析的不利影响，剔除了业绩过差的ST、*ST、S*ST公司的年报数据[7]。

全部数据来自于深圳证券交易所、上海证券交易所和全国中小企业股份转让系统公布的上市公司年报数据，相关数据的处理主要应用了Excel2003和SPSS19.0两个软件，其中描述性统计分析应用了Excel2003软件，相关性分析、线性回归分析应用了SPSS19.0软件。Excel在数据分析中最为基础，图形工具强大和完善，但不适宜多变量统计分析；SPSS（Statistical Package for the Social Science，社会科学统计软件包）是世界著名的统计分析软件之一，能够进行大多数统计分析，比如回归分析，多变量分析，而对于图形工具上不太全面，但二者常常兼用互补。

最后选取的出版行业上市公司样本和数据如表2至表7。

表2 研究样本量

注：2008年剔除S*ST 鑫安、ST 源发，共两家；2009年剔除S*ST 鑫安、*ST 白猫、ST 源发，共三家；2010年剔除*ST 传媒、S*ST 鑫安、*ST 白猫、*ST 源发，共四家；2011年剔除ST 传媒；2012年剔除ST 传媒。

表3 2008年出版行业上市公司各变量统计数据 单位：元

注：剔除S*ST 鑫安、ST 源发

表4 2009年出版行业上市公司各变量统计数据 单位：元

注：剔除S*ST 鑫安、*ST 白猫、ST 源发

表5 2010年出版行业上市公司各变量统计数据 单位：元

注：剔除*ST 传媒、S*ST 鑫安、*ST 白猫、*ST 源发

表6 2011年出版行业上市公司各变量统计数据 单位：元

注：剔除ST传媒

表7 2012年出版行业上市公司各变量统计数据 单位：元

注：剔除*ST传媒。

4 管理层持股与公司绩效关系的实证分析

4.1 描述性统计分析

通过对样本数据的筛选与整理，应用Excel2003进行相关处理后，我们可以得到2008—2012年的出版行业上市公司数据的描述性统计如下表和图。

nlc202309011653

表8 样本变量的描述性统计

为便于考察出版业上市公司近五年的绩效、管理层持股以及其他财务特征变化趋势，本文还对各变量均值按年度进行统计描述。详见表9，图1，图2，图3，图4。

表9 变量各年度均值

图1 净资产收益率均值趋势变化

从图1可以看出，我国出版行业上市公司整体绩效不太理想，收益率相对上市公司整体水平偏低。2008—2009年净资产收益率均值小于0，最大值和最小值也有较大差异，即个体差异较大，这反映出出版行业上市公司绩效水平不一。究其主要原因，可能是金融危机所带来的不利影响。2010—2012年净资产收益率比较稳定，均在10%左右，但这三年净资产收益率没有明显提高，说明出版业萎靡，缺乏活力。

图2 管理层持股比例均值趋势变化

从表9管理层持股均值和图2均值趋势图，可以看出我国出版行业管理层持股比例偏低。管理层持股比例的个体差异非常明显，2008—2011年最大的管理层持股比例均达到60%以上，2012年最大值为40.45%，而最小的持股比例为0，且持股比例为0的公司占多数，相对于国外文献披露的数据，我国管理层持股比例均值相对较低，其中2009年均值最大，2010年开始下降，这都反映出我国出版行业管理层持股比例偏低。

图3 资产负债率、研发费用比率均值趋势变化

图4 净利润增长率、公司规模均值趋势变化

（注：因为各变量所需纵轴刻度不同，同时也为了使各变量的均值趋势变化在图中能清楚显示，所以将2008—2012年各变量均值趋势变化分为两张图描绘。）

从图3和图4可以看出，资产负债率和净利润增长率个体差异较大，研发费用比率偏低，五年中公司规模稳定基本保持不变。分析表4中数据和图3、图4可以看出，四个控制变量中，资产负债率和净利润增长率个体差异相对比较大，可以看出我国出版行业上市公司的净利润稳定性较差，波动性大。而研发费用比率都偏低，有的公司甚至为0，没有研发投入。说明目前出版行业上市公司的研发投入普遍较低，对研发和无形资产的获得不太重视。公司规模比较适中，个体差异不太大，呈微弱上升趋势。

4.2 相关性分析

为了检验假设，本文首先对各变量之间进行皮尔森相关系数检验，使用2008—2012年数据，应用SPSS19.0进行相关性分析之后得到如下结果。

表10 变量之间的相关系数

注：*表示在0.05水平（双侧）上显著相关；**表示在0.01水平（双侧）上显著相关

从上表可知，出版行业上市公司管理层持股比例与公司净资产收益率之间相关系为0.161，但没有通过显著性检验，说明两者之间不存在显著性正相关关系。管理层持股比例与净利润增长率也没有显著关系。公司净资产收益率与资产负债率、研发费用比率负相关，与净利润增长率正相关，但与公司规模无显著关系。接下来通过回归分析进一步明确变量之间确切的相关程度。

4.3 回归分析

从上面的相关性分析得知，我国出版行业上市公司管理层持股与公司绩效之间呈正相关关系，但在统计学上不显著。回归分析目前被认为是检验变量之间关系的更科学方法，本小节通过多元线性回归分析来进一步检验出版业管理层持股和公司绩效的关系。线性回归分析结果如下：

表11 回归总体效果表模型汇总b

a.预测变量：常数项、管理层持股比例、资产负债率、公司规模、研发费用比率、净利润增长率

b.被解释变量：净资产收益率

表12 回归方程的方差分析表Anovab

a.预测变量：常数项、管理层持股比例、资产负债率、公司规模、研发费用比率、净利润增长率

b.被解释变量：净资产收益率

表13 回归系数与显著性检验表系数a

a.被解释变量：净资产收益率

对多元线性回归结果进行分析，从表11中可以看出复相关系数R=0.916，拟合优度R2=0.838，调整后的拟合优度为0.812，都较高，方程的拟合优度较好，说明变量之间是简单的线性关系；杜宾-瓦尔森统计量d=2.087，在显著性水平0.05上，原模型不存在一阶自相关。表12进行了F值检验，在显著性水平0.05上，净资产收益率通过了F值检验，说明净资产收益率与管理层持股比例、资产负债率、公司规模、研发费用比率、净利润增长率之间存在着一个整体性显著关系，总体回归方程是显著的。

从回归系数与显著性检验表13可以看出，各个自变量的共线性统计量，即方差膨胀因子VIF的值都小于10，说明所有自变量之间不存在多重共线性。解释变量管理层持股比例，资产负债率和公司规模在0.05的水平上显著，通过了t检验。管理层持股比例的非标准化回归系数是0.596，与公司绩效存在显著性正相关关系，这个结论与上面相关性分析结论有所不同，原因是加入了控制变量，使结论更有准确性。在检验一个变量对另一个变量的影响时，控制某些潜在变量，会使实证结果更加准确[8]。资产负债率的非标准化系数是-0.857，与公司绩效存在显著性负相关关系，公司规模的回归系数是0.095，与公司绩效存在显著性正相关关系，其他解释变量都没有通过0.05水平上的显著性t检验。研发费用比率的回归系数为负数，净利润增长率的回归系数为正数，但都不显著。

5 结论与建议

通过上面的实证分析可知，我国出版行业上市公司管理层持股比例与公司绩效之间线性相关系数为正数，从线性回归分析结果来看管理层持股比例与公司绩效之间是显著的正相关关系，即出版业管理层持股同样能积极促进企业绩效的提高，但是令人失望的是出版业的管理层持股水平明显偏低，这也许是出版业之所以整体绩效不理想的原因之一。我国出版行业上市公司整体绩效处于中等偏下的水平。2012年出版行业上市公司平均净资产收益率为9.81%，低于沪市954家上市公司2012年实现的净资产收益率13.53%。而且我国出版业上市公司之间的管理层持股比例相差较大，持股比例不太均匀。所有出版行业上市公司的研发费用比率较低，研发投入较小，没有重视研发的作用，净利润增长也很不稳定，变化幅度较大。

nlc202309011653

根据前面的实证分析，针对出版行业上市公司的绩效现状，本文提出以下建议与对策，来完善上市公司管理层持股，提高公司绩效。

5.1 完善管理层持股的法律法规

完善关于管理层持股方面的一系列法律规范，包括证券法、公司法等相关法规，创造良好的法律和政策环境，会积极影响公司激励机制的选择，也会提高激励机制的有效性[9]。2006年公布了一系列相关的法律法规，正是中国不断探寻最佳管理层股权激励法律政策的有力证明，可是之后并没有新的完善管理层持股规定的出台，所以我国应尽快完善相关的法律法规，健全股权激励机制，以便充分调动上市公司管理层的积极性。

5.2 建立规范的公司治理结构与职业经理人市场

目前大部分上市公司尚未真正建立符合市场经济体制条件的规范健全的公司治理结构，要建立多元的股权结构，充分发挥上市公司外部独立董事和监事会的监督作用，加强内部控制。职业经理人市场的实质是充分发挥企业家竞争优势，实现人才资源有效配置的机制。持股激励制度要发挥有效作用，不仅需要有高素质的企业家，还需要引入公平竞争选拔机制，建立公司与职业经理人双向选择的资源优化机制[10]。国内尚没有成熟的经理人市场，对职业经理人的重要作用还没有充分认识，也谈不上给予他们股权激励，即使有也是很少量的，所以要充分发挥政府对职业经理人市场的宏观管理职能，政府应该有计划地制定市场的各种配套的法律、法规，保障公平竞争，保护公司与职业经理人的合法权益。

5.3 要实现激励机制与约束机制同步发展

股权分置改革后，尽管管理层持股得到较大范围内的应用，股权激励得到更多公司的认可，但是没有合理的股权激励机制做后盾，股权激励效果依旧不太理想[11]。在某种意义上来说，上市对于部分公司而言，更多地是作为一个获得更多资金的渠道，公司的管理层持股机制也多为上市时根据工作岗位认购的股份，并未与公司绩效很好地挂钩，所以建立合理的股权激励约束机制已是当务之急。

5.4 除了管理层持股，鼓励实行其他股权激励措施

如引进股票期权机制、管理层收购等，这些措施都能更好地发挥证券市场的激励和约束作用。我国应从制度上改革管理层的激励机制，鼓励多种激励制度并存，改善公司治理，建立合理的股权结构[12]。同时，出版业要灵活调整计划和策略，使企业的经营管理更加灵活，提高经营效率，争取创造比较稳定上升的利润水平，使企业能够稳步持续成长。

5.5 培育良好的外部环境

管理层持股发挥作用离不开良好的外部环境，外部环境促进管理层持股发挥应有的作用。股权分置改革后，股票流通性增强，但是股票的一级市场与二级市场差价还很明显，而且我国的股票市场很不成熟，波动剧烈。如果没有良好的市场环境作后盾，股票价格就失去其参考价值，上市公司管理层对公司的价值就难以估计，公司的未来发展也难以掌控，管理层持股制度对管理层的激励效果就很难得到发挥。因此要想使管理层利益与公司利益真正实现统一，就要求股票的市场价格能够真实地反映公司的价值。因此，一个规范成熟的证券市场尤为关键。

5.6 适度举债，加大研发力度

从回归分析结果我们得知，公司的资产负债率与公司绩效显著负相关，这说明目前我国出版行业上市公司的负债比率不太合理，没有发挥负债的杠杆作用。公司资本结构理论表明，适度负债能提高公司绩效，因为负债能起到税收挡板和杠杆效应。公司应结合自身的发展规划和财务战略，通过财务分析预测，寻求一个合适的负债水平，进行有效地融资和投资。描述性统计反映出我国出版行业上市公司的研发投入力度不够，很多公司不愿太多投入于无形资产。我们应该把研发作为重中之重，加大技术创新，提升公司专业水平，建立核心竞争力，才能使公司具备可持续发展能力[12]。同时，还应该进行投融资创新，改善资金状况，如成立企业基金会，吸引风险投资。

注 释

[1]周翼翔.股权结构与公司绩效：基于动态内生性视角的经验证据[J].经济管理，2012（1）：71-82

[2]冯根福，蒋文定，黄建山.我国上市公司高管持股角色对公司绩效影响的实证分析[J].宏观经济研究，2012（4）：54-59

[3]余玉苗，李曦华.上市公司管理层股权激励研究的近期进展[J].财会通讯，2011（15）：86-89

[4]袁晓玲，李政大，白天元.EVA考核与国有资本调整的制度冲突[J].审计与经济研究，2013（1）：70-76

[5]陈笑雪.管理层股权激励对公司绩效影响的实证研究[J].经济管理，2009（2）：63-69

[6]唐溯.我国出版上市公司绩效综合评价[J].出版发行研究，2010（8）：5-10

[7]黄霄旭.出版上市公司“数字化”透视[J].出版广角，2012（5）：18-21

[8]杨英.我国上市公司管理层股权激励与公司业绩关系研究[J].中国证券期货，2012（2）：63-64

[9]赵国宇，唐红.内部人控制、审计监督与管理者利益侵占[J].审计与经济研究，2012（4）：47-54

[10]李曜.股票期权与限制性股票股权激励方式的比较研究[J].经济管理，2008（23）：11-18

[11]刘志杰，朱静雯.传播与文化产业上市公司高管薪酬与公司绩效相关性研究[J].出版科学，2011（5）：69-73

[12]都本正.创新财务模式 实现跨越式发展[J].财务与会计，2009（14）：33-34

（收稿日期：2013- 07-02）

篇5：管理层持股激励公司绩效实证分析硕士论文

2005年9月9日,国务院国有资产监督管理委员会公布了《关于上市公司股权分置改革中国有股股权管理有关问题的通知》,从政策上引导、控制上市公司非流通股向流通股的转变,拉开了我国上市公司股权分置改革的序幕。股权分置改革的实施,为我国上市公司高管持股创造了良好的条件。在此之前,由于非流通股的存在,无论是实施股权激励,还是高管自行从二级市场购买公司股票都受到阻碍。股权分置改革实施以后,非流通股转化为流通股,加之国家出台了一系列新的政策法规,如新《证券法》、新《公司法》等,我国的资本市场逐渐正规,上述问题得以逐步改善或解决。同年,中国证券监督管理委员会颁布了《上市公司股权激励管理办法(试行)》,使得我国上市公司的股权激励由初步探索慢慢走向成熟,而这其中国有上市公司的股权激励无疑是各界关注的焦点。因此,本文研究了最新的高管持股信息和托宾Q值,以考察政策的效果。

1 文献综述

1.1 国外研究情况

高管持股的作用原理就是股东授予公司高管人员股权,使他们拥有部分剩余索取权,激发他们以股东利益最大化为目标而努力工作。针对高管持股的实施效果,学者们提出了三种假说:

(1)利益趋同假说(Convergence of Interest Hypothesis)。该假说由Jensen和Meckling(1976)提出,他们认为当公司经理人拥有部分剩余索取权,并且随着经理人所有权的上升,公司偏离价值最大化的成本会随之下降。这不仅有助于降低代理成本,而且经理人也会更倾向于达到股东利益最大化的目标。Stulz(1988)通过建立模型发现,公司的经理人员获得公司股东授予的股份,能够减少公司股东和经理人之间的利益分歧。Kaolan(1989)、Francis和smith(1995)、Palia和Lichtenberg(1999)、Hanson和Song(2002)等学者也通过研究证实,经理人持股能够对公司绩效产生激励作用,从而提高公司价值。

(2)管理者防御假说(Management Entrenchment Hypothesis)。与利益趋同假说不同的是,Fama和Jensen(1983)提出的“管理者防御假说”并不赞同公司经理人持股会使经理人和股东的利益趋于一致的观点。该假说认为,一方面,公司股东和公司高管人员的利益并不完全一致,当二者存在严重的利益分歧时,公司高管人员持有过多的股份会给他们带来更多操控公司的权利,外界对高管人员的约束程度也会削弱。这样的情况下,经理人会为了自身利益最大化而去牺牲其他股东的利益,如Damsetz(1983)、Jensen和Fama(1983)认为,公司高管人员掌握公司的大量股权,他们就能够利用自己的有利权利如充足的投票权,维持自身被公司长期以高薪雇佣的状态。另一方面,高管人员拥有公司越多的股份,公司被外部市场并购的机会就越低,市场对高管人员的约束程度将削弱。因此,管理者防御假说认为:公司高管人员拥有大量控制权,公司价值反而会降低。Demsetz(1983)的研究也表示,当管理人员获得公司的大量控制权后,他们的经营活动常常偏离公司价值最大化的目标,股权激励的比例增加导致公司绩效反而下降。

(3)区间效应理论。与利益趋同假说和管理者防御假说中股权激励的单一效应不同,区间效应理论(Combined Theory)认为,公司高管人员持股比例与公司绩效存在显著的非单一关系,二者的关系在不同界限的高管人员持股比例下呈现出不同的结果。在某些特定的范围内,“利益趋同”效用大于“管理者防御”效用,公司经营状况由于高管持股比例的增加有所改善;在另外的范围内,“管理者防御”效用大于“利益趋同”效用,公司经营状况由于高管人员持股比例增加反而恶化。Morck et al.(1988)的经典研究证实了该假说。他们认为,当经理人开始拥有公司股份后,其利益目标与其他股东保持一致,此时公司绩效有所上升;但当经理人拥有的公司股份到达到一定的比例后,他们对公司的控制能力开始加强,也促使他们可能利用手中的控制力巩固自我的地位并由此引发公司绩效的下滑;当经理人股份达到足够高的份额时,他们能够对公司实施完全有效的控制,经理人的利益和股东的利益高度一致,公司绩效会有所增长,“管理者防御”行动有所减少。股权激励的区间效应正是由于利益趋同假说和管理者防御假说二者共同的作用发挥。Stulz(1988)通过研究也证明了公司管理层持股与公司绩效呈非线性关系。

1.2 国内研究情况

20世纪90年代初,股权激励机制开始逐步引入我国。虽然我国的研究起步较晚,但伴随着资本市场的完善和各项法规的建立健全,我国上市公司高管持股的推行也进入了蓬勃发展的时期。学者对于高管持股对公司绩效影响的研究得出了以下结论:

(1)在早期的相关研究中,我国大部分学者认为高管持股与公司绩效无任何相关关系或者相关性不显著。如袁国良等(1999)、魏刚(2000)、张宗益和宋增基(2002)、常健(2003)、向朝进和谢明(2003)、堪新民和刘善敏(2003)等。

(2)随着股改的完成和研究的深入,我国也有不少文献发现高管持股与公司绩效之间存在曲线关系。如李新春等(2008)运用中国民营控股上市公司数据,发现民营上市公司管理层持股比例与公司价值之间呈倒U型关系。

(3)除了以上研究结论外,还有部分研究结论是支持上市公司高管持股对公司绩效有正面影响效果的。例如:宋增基和蒲海泉(2003)以1997年12月31日前上市的沪市143家公司为样本,将这些样本1999年的截面数据作为研究对象,通过回归发现高管人员持股比例与公司绩效有着显著正相关关系。周建波和孙菊生(2003)、程仲鸣和夏银桂(2008)、唐清泉等(2009)也得出了类似的研究结论。

1.3 文献评述

通过对已有文献的梳理发现,国外的研究大多对高管持股的有效性持肯定的态度。这主要是因为国外的资本市场和经理人市场较为成熟,公司绩效能够在公司股价上得到充分体现。国外的相关研究对我国高管持股的研究具有理论和方法上的指导意义,也有助于完善我国的委托—代理机制,减少公司的代理成本,提升公司的市场竞争力。但是,股权激励的实施需要考虑各个国家和公司的具体制度、环境及行业因素的影响。因此,需要综合多方面的因素考虑国外高管持股对我国的影响。而就国内的已有研究来看,尽管越来越多的上市公司引入股权激励制度,但是与西方发达国家相比,我国上市公司的高管持股比例依然较低,公司治理结构不完善以及资本市场和经理人市场的发育程度不高,这些因素特征都将影响相关研究的有效性。另一方面,股权分置改革完成之后,特别是2006年《国有控股上市公司(境内)实施股权激励试行办法》颁布后,相关研究较少,特别是相关研究没有根据我国特有的股权结构现状深入分析国有控股的股权性质在高管持股对公司绩效影响中的作用。因此,本文正是基于以上国内外文献研究的基础上,研究了我国股权分置改革后国有上市公司高管持股比例与公司业绩的关系,从而探讨股权激励中高管持股的作用。

2 研究假设

上市公司的典型特征就是所有权和经营权两权分离。而两权分离必然带来了所有者与经营者之间委托代理问题。而解决委托代理问题的两个重要方式包括有效的内部治理机制和激励的外部竞争性市场约束机制。我国目前由于缺乏外部竞争性的市场机制,因此公司的治理结构主要由内部治理机制来改善。公司治理结构的改善主要依赖内部有效的激励合约机制,而一套降低高管人员道德风险和逆向选择的激励合约对现代公司的发展更为重要。其中,股权激励就是一个很好的长期激励方案。具体而言,高管人员接受股权激励合约后,他们任职前后的公司绩效变化就决定了他们未来大部分的报酬收益。假如,公司股票价格在委托人和代理人签订股权激励合约后上涨,股票期权给高管人员带来的收益也随之增多;如果公司股价反而降低,则无法给高管人员带来收益。这样,高管人员由于受到股权激励合约的诱导会努力提高公司资源利用率,深入分析公司经营过程中的收益与风险等问题,权衡各种投资方案等。即使,公司所处的行业遭受到巨大的风险,实施了股权激励的公司高管人员仍然会尽力为公司努力工作,最大程度地为公司降低风险,甚至在整个行业不景气的情况下为公司带来经济增长。因此,股权激励合约不仅能实现资本市场效率的提高,而且能带动公司绩效长期显著的提高。

但是,我国上市公司的股权结构有其特殊性,这对于高管持股的股权激励效应有一定的影响。由于我国很多上市公司的控股股东是国有股。而国有控股上市公司面临的一个最大的问题则是“所有者缺位”,真正控制者或掌握实际控制权者不是股东,而是公司的实际执行者或经营公司高管人员,国家作为国有控股上市公司的股东无法对公司的高管人员进行真正意义上的监督,因此股东与高管人员之间的代理问题更为严重。同时,在我国国有控股上市公司中,作为政府行政任命的总经理和董事长往往是同一人,导致股东大会职能弱化,从而形成了严重的“内部人控制”问题。由于“所有者缺位”与“内部人控制”问题的存在,使得上市公司的股权激励更容易成为上市公司内部人自己对自己的激励,这种情况下制订的股权激励计划,不能够真实表达股东的激励意愿,相反可能出现损害股东利益的情形。因此,在国有控股的上市公司推行股权激励的激励方式要谨慎,否则容易影响股权激励效应。

从总体来看,我国国有控股上市公司高管人员持股数量偏少、持股比例偏低,高管持股数量占总股本的比例显得微不足道。但是,该比例也呈现出逐年上升的趋势,这也能看出高管持股激励起到了一定效果,高管持股能在很大程度上激励管理人员努力工作,为企业谋利。可见,股权激励的效果与高管持股比例大小有一定关系,本文力图找出在各种不同的范围内高管持股比例对公司绩效的相关性以及相关性的大小。

基于以上理论分析,本文提出以下假设:高管持股对公司业绩呈正相关关系,但是不同持股比例的上市公司绩效存在明显差异。

3 实证检验与结果分析

3.1 样本选取及数据来源

为了研究上市公司高管持股与公司绩效的相关性,随机抽取了200家在上海证券交易所和深圳证券交易所的A股上市公司2008年12月31日的数据作为研究对象。本文中所涉及的我国上市公司财务数据、公司治理数据以及其他数据主要来源于中国证券监督管理委员会官方网站、深圳国泰安信息技术有限公司开发的CSMAR数据库。以这些公司高管持股比例不同进行分段并剔除了其中11家高管持股过低和过高的企业,所以样本数据总共为189个。本文将数据分为三部分:第一部分为高管持股比例在0.001%以下的企业,第二部分为高管持股比例在0.001%至0.01%之间的企业,第三部分为高管持股比例在0.01%以上的企业。

3.2 模型设计与检验结果

本文首先采用分段函数对所有样本进行回归分析,接着对各段数据分别进行回归分析,最后对各组分析结果进行分析比较以得出相关结论。

3.2.1 所有样本的回归分析及结果

本文将托宾Q值与高管持股比例的关系表示如下:

模型(1)的回归结果见表一。

3.2.2 分组样本的回归分析及结果

本文对分组样本构建模型如下:

其中各变量意义同上。

模型(2)的回归结果见表二。

3.3 结果分析

从表一的分析结果可看出,整体上而言GH与TQ呈正相关关系但并不显著。从GH的各阶段区别来看,当GH>0.01%时,GH与TQ的相关性与GH<0.001%时有显著不同。当GH<0.01%时,GH与QT显著正相关;而当GH>0.01%时,不能拒绝β0=0的假设,即GH与TQ不相关。这与西方代理理论的结论相悖。因为按假设当GH增加时,高管会从中获得更大的收益,因此股权激励应该发挥更大的积极作用,而结果却表明,当GH增大到一定程度时,股权激励并不发挥作用。经过分析发现,原因可能有以下几点:第一,这些公司所处行业收益平稳,要取得突破有很大难度,使得高管满足于现状,股权激励所带来的预期收益不够;第二,公司规模小,这也使得监督更加缺乏,公司高管拥有对公司很大的控制权,高管有多种手段从公司获得收益,使得其对股权激励不太关心。当然这只是初步分析,要想充分解释这种差距,还需作更深一步的研究。在GH<0.01%的范围内,当GH<0.001%时对TQ的影响程度明显大于GH在(0.001%,0.01%)范围内的影响。将三个部分的数据合起来看,可以发现,随着高管持股比例的增加,持股比例对TQ的影响在减弱,但总体上依然维持正相关的关系。另外,国有上市公司大多业绩较稳定,托宾Q值也相应稳定在1附近,不会有太大波动,而高管持股比例增大,会导致影响程度表面上的减少。本文的分析结果中也包含了这种因素。

4 研究结论

(1)对国有上市公司而言,高管持股政策在总体上是有积极作用的,促进了公司绩效的提高,但是高管持股比例与公司绩效的正相关关系在统计上不显著。

(2)高管持股比例较小时(本文中指持股比例小于0.001%),激励效果明显,能够显著提高公司绩效;当高管持股比例继续增大时,激励效果开始降低,但仍然有积极作用;当高管持股比例较大时(本文中指持股比例在0.01%—0.1%之间),股权激励与公司绩效间没有相关性。

(3)国有上市公司对高管的股权激励应保持在适当的范围,这样才能充分发挥股权激励的作用。国有上市公司对高管的激励应采取多样化的模式,盲目地使用股权激励增加高管持股比例可能达不到预期效果。

参考文献

[1]肖婧,王新红.我国上市公司高管持股现状分析[J].会计之友,2010(,02):84-86.

[2]姚伟峰,鲁桐,何枫.股权分置改革、管理层激励与企业效率:基于上市公司行业数据的经验分析[J].世界经济,2009(,12):77-86.

[3]高雷,宋顺林.高管人员持股与企业绩效——基于上市公司2000—2004年面板数据的经验证据[J].财经研究,2007(,03).

[4]陈彦晶,周磊.托宾Q理论的解读及应用[J].经济研究导刊,2006(,03):23-26.

[5]陈勇,廖冠民,王霆.我国上市公司股权激励效应的实证分析[J].管理世界,2005(,02).