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股權激勵對公司績效的影響范文1
摘 要 隨著現代企業規模的壯大，以及管理制度的復雜化，所有權和經營權的分離成為很多企業的現狀。西方國家的經驗說明，股權激勵制度是一項能夠推動公司經濟增長，解決公司問題的有效途徑。本文通過結合中外學者的研究成果分析了股權激勵與上市公司績效之間的關系，進而對我們國家未來股權激勵制度的發展提出了相關建議。
關鍵詞 上市公司 股權激勵 績效 相關性
一、引言
股權激勵制度起源于二十世紀五十年代的美國，并且隨后在歐美各個國家得到了廣泛的運用，取得了顯著的成果。西方國家的經驗說明，股權激勵制度是一項能夠推動公司經濟增長，解決公司問題的有效途徑。所以，二十世紀九十年代后期，我們國家也開始逐漸引進這一制度來解決我國上市公司存在的問題。現如今，股權激勵制度也越來越受到關注，不僅僅是企業自身，政府部門也出臺了很多相關的規定來對股權激勵制度來進行探索。因為，股權激勵制度不僅是順應市場經濟發展的潮流，同時也是解決我國目前上市公司存在問題的關鍵所在。雖然我國目前實施的股權激勵制度與西方國家還存在著一定的差距，但是在政府的政策支持下，以及股權分置改革的良好背景下，我們國家實行股權激勵制度的上市公司會越來越多，同時股權激勵制度對上市公司的作用也會越來越大。
二、什么是股權激勵制度
股權激勵制度指的是，上市公司將本公司的股權形式給予董事、監事、管理人員等企業的經營者，通過股權將這些經營者的利益同公司的利益連接起來，讓他們與股東一起分擔利潤、面對風險，使經營者全心全意為公司的發展服務的一種激勵方式。
隨著現代企業規模的壯大，以及管理制度的復雜化，所有權和經營權的分離成為很多企業的現狀。公司的所有者為了能夠保護自身的利益，擴大自身的資產所有權，可能就沒有足夠的時間和精力去管理公司的經濟業務，那么這個時候公司的經營者也為了擴大自身的利益，可能會選擇損害所有者的利益。在這種背景下，為了調和企業所有者和經營者之間的利益平衡，避免企業個人利益和公司整體利益的沖突，讓企業的經營者和所有者能夠做到利益和風險同時公擔，進而達到兩者共贏的結果，股權激勵制度的實施十分必要。實行股權激勵制度，對經營者進行激勵，讓經營者的利益與公司的績效相關聯，給予他們相應的回報，這樣不僅可以穩定上市公司的發展，同時也能有效的提高企業的績效成果。
三、上市公司股權激勵制度對公司的績效影響
關于上市公司股權激勵制度對公司的績效影響，國內外很多學者都進行了研究，但由于不同的時間、地區，以及不同的行業所具有規模、環境、經營方式等存在差異，得出的結論不盡相同。通過綜合分析，股權激勵制度與公司效益之間的關系主要分為兩種：相關性和非相關性。
（一）股權激勵與公司績效之間存在相關性關系
1.線性相關性。這里的線性相關性主要指的就是，股權激勵與公司效益之間的正相關性，也就是上市公司的管理層的持股比例與公司的效益存在著正相關的關系。也就是說，管理者的持股比例越高，管理者的目標與所有者的目標就越趨于相同，二者之間的利益沖突隨之減少，這樣就會有效的減少管理者為了保護自身利益而去破壞所有者利益的行為，從而公司的成本也就相對減少，公司的績效隨之提高。
例如，國外研究者霍爾和利伯曼通過搜集美國上市公司300多家的數據作為樣本，運用lack.Scholes模型對經營者持股比例與股票價值之間的關系進行了研究，認為兩者之間存在著很大的正相關性。另外，我們國家的研究者許承明、濮衛東于2003年，通過研究從1998年一2001年的，上海和深圳證券交易所掛牌交易的2653家公司的數據，運用最小二乘法對這些上市公司三年來的所有的董事持股和所有的高級經理持股分別進行多元統計分析，認為公司的管理者持股比例與公司業績之間存在明顯的正相關性。
2.曲線相關性。曲線相關性指的是，股權激勵與公司績效之間的關系不是絕對的線性相關，而是曲線相關，也就是說在不同的持股比例范圍內，二者之間的關系存在著正相關性和負相關性的差異。
例如，國外學者埃爾馬蘭和魏斯巴赫，通過對美國133家上市公司的有關收益率等數據的研究，運用回歸分析法得出結論，認為上市公司高層管理人員的持股比例在百分之一，以及百分之五到百分之二十的時候，管理人員的持股率與公司的效益之間是正相關的關系；然而管理人員的持股比例在百分之一到百分之五，以及百分之五到百分之二十之間的時候，兩者的關系則是負相關的關系。對此，我們國家很多學者也得出了相類似的結論。比如，哈爾濱工業大學管理學院會計系教授，會計博士生導師韓東平教授，運用最小二乘法，對2002年12月 31日以前深圳證劵交易所的215家公司作為研究對象，研究認為，當公司管理者持股率在[0，0.275 8]、[0.880 9，1]這兩個范圍內的時候，管理人員的持股率與公司的效益之間是正相關的關系；管理人員持股率在[0.275 8，0.880 9]，二者是負相關的關系。
（二）股權激勵與公司績效之間存在非相關性關系
然而還有很多學者通過實證研究后認為，股權激勵與公司績效之間并不存在顯著的正相關性以及負相關性，他們認為上市公司沒有最佳的管理者持股比例，股權激勵不可能給公司帶來明顯的績效收益。
例如，1983年德姆塞茨和萊思運用回歸分析法對美國的511個大公司的有關收益數據進行研究，他們認為公司的績效與公司管理人員的持股比例沒有固定的關系，股權結構是一個內生的變量，公司是否能夠賺取巨大的利潤，這是由公司的股東以及管理人員的特點所決定的，每一個公司都有自己的特點，所以每一家公司的管理者股權比例也是不盡相同的，他們有著自己最合適的股權激勵制度，所以二者之間沒有相關性。此外，中國的一部分學者經過研究分析，也認為股權激勵對上市公司的績效的影響不顯著或沒有任何影響。比如，咸寧學院經濟與管理學院的劉合華和程忠明，他們通過采用回歸分析和對比分析的方法，檢驗了2000年到2005年4200個公司高層管理人員持股比例與公司績效之間的關系，認為，除了非國有控股股東的管理人員持股率在百分之五以下有正相關的關系，總體而言，高層管理人員持股率與公司之間的績效關系是不顯著的，我們國家大多數上市公司的股權激勵制度并沒有發揮其設想的作用。
總之，長期以來，雖然國內外很多學者都對股權激勵與公司績效之間的關系進行了研究論證，但是至今還沒有得出一個完全統一的結論。一方面是由于很多學者在研究的時候，沒有全面的考慮，只是采用了某些公司某一年的數據，這樣有可能因為某些數據的偏差而導致不能得出相對正確的結論。另一方面，大多數學者在分析的時候，有關盈利能力的指標只關注數量，而沒有全面的考慮盈利能力。同時，盈利能力又是公司績效中非常重要的部分，如果只考慮盈利能力指標的數量，卻不去考慮其質量，那么就會導致對盈利能力評價的片面性，也就無法客觀、全面的分析股權激勵與公司績效之間的關系。
四、相關建議
（一）完善相關法律法規
我們國家的股權激勵制度相比較西方國家還存在著很大的差距，起步較晚，所以很多企業的股權激勵制度的作用并沒有得到充分的發揮，再加上我們國家經濟發展的特殊性和面臨的諸多問題。所以為了能夠給股權激勵的實施創造一個健康的環境，必須完善與股權激勵相關的法律法規，這樣才能加快我們國家股權激勵制度的發展，進而促進國民經濟的進步。
（二）規范資本市場
目前我們國家的資本市場投機性比較強，股價的波動的幅度很大，然而資本市場的有效性是直接關系到上市公司經營者的業績的。所以，規范資本市場對于我們國家股權激勵制度的有效實施十分重要。只有積極的采取措施來規范資本市場，比如完善上市公司披露信息的真實性、可靠性，加強對證劵市場的監督等等，才能使股價真實的反映上市公司的業績，進而評價經營者的績效水平，充分發揮股權激勵的作用。
（三）加強公司內部治理
一個公司要想充分發揮股權激勵的作用，必須首先加強公司的內部治理，完善公司的內部結構。要積極引入外部董事，同時加強監事會的監管能力，使公司內部各司其職，相互監督，避免內部控制的現象。只有加強公司內部治理，完善內部監督機制，才能有效的杜絕個人控制的風險，才能為股權激勵提供給堅實的基礎。
（四）建立科學的績效考核指標
績效考核是股權激勵的重要內容，當前我國大多數公司的績效考評方式比較單一，這樣無法全面的考評管理者的業績貢獻。所以公司應該根據自身的發展情況與目標，采取多樣化的考核指標，這樣才能充分發揮發揮股權激勵的效果
（五）加強經理人市場建設
我國的公司經理人市場存在著一個很大的問題，就是國有企業的經理人不是通過市場產生的，而是政府任免的。一個有效的經理人應該是按照市場需求而產生的，并且優秀的經理人有利于公司業績的提高。所以要加強經理人市場的建設，提高經理人素質，優勝劣汰，這樣才能使經理人真正得到股權激勵的作用，才能促進我們國家股權激勵制度的發展。
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股權激勵對公司績效的影響范文2
內容摘要:文章通過對2005、2006年完成股權分置改革的888家上市公司六個績效指標年度數據的研究表明,上市公司完成股改后的短期內,治理績效指標顯著減小,股改對公司治理績效有短期負面影響,因此,不宜從短期視角評價股權分置改革的效果。
關鍵詞:股權分置改革 治理績效 短期 負面影響
我國進行股權分置改革的背景
20世紀90年代初中國股票市場設立時,為保持國有經濟的主體地位和防止國有資產流失,上市公司股份被人為分割成可流通的社會公眾股和不可流通的國有股、法人股兩大部分,造成同股不同權、同股不同價的股權分置局面?？傮w來看,股權分置在當時是歷史的現實選擇,為市場的建立提供了可能,是一個偉大的創舉,但隨著市場格局、內外部環境的變化,逐漸成為股票市場存在的最為嚴重的制度缺陷,造成股市功能的錯位,破壞了上市公司全體股東共同的利益基礎,扭曲了市場的定價機制,導致法人治理結構不完善,市場預期不穩,扭曲了股票市場存量資源的整合功能,使中國股票市場喪失持續發展的內在動力,嚴重束縛了市場的發展,成為制約中國股票市場進一步發展的根本性問題,亟待解決。
為解決這一根本性問題,政府開始探索改變這一不合理股權結構的方案,如1999年的國有股減持試點、2001年的減持國有股補充社?；鸬?但均由于定價不合理、操作不規范等原因,改革嘗試以失敗告終。2004年1月31日,國務院出臺《關于推進資本市場改革開放和穩定發展的若干意見》(“國九條”),明確提出“要積極穩妥解決股權分置問題”。
中國證監會于2005年4月了《關于上市公司股權分置改革試點有關問題的通知》,宣布啟動股權分置改革試點工作,股權分置這一長期困擾我國股市的問題正式進入解決階段。截至2008年底,除部分ST公司外,滬深兩市絕大部分上市公司均順利完成股改。股權分置改革作為我國股票市場一項重要的基礎性制度改革,為市場發展提供了良好的基礎條件,在為市場提供穩定預期的同時,也為完善市場的定價機制、規范資本運營機制和市場化并購提供了動力,為鞏固股東之間的利益基礎、規范上市公司治理等等提供了可能,是一大進步。
相關研究簡述
大量學者針對股改對上市公司治理的影響進行了理論分析和研究。從定量角度實證研究股改是否如同改革之初的預期,在改革完成后的短期內通過優化和改善上市公司治理結構而提高了治理績效,雖有一些研究,但未獲得比較一致和可靠的結論。相關研究總結如下:孫志梅、夏寧、任一鑫(2007)發現股權結構變化有利于公司并購,王勇智(2006)、胡珍全、唐軍(2007)、董柳汕、關明坤(2007)和任廣乾(2008)認為公司績效有所提高,李鋒(2008)發現財務績效和市場績效均有提高,但市場績效變化遲于財務績效變化,股改未改變控股股東對中小股東的“侵占效應”,而陳明賀(2007)則發現股改具有雙重效應。
這些學者的研究為本文的研究提供了可資借鑒的思路,不足之處則在于:因研究時順利完成股改的上市公司不多,導致實證研究中樣本容量較少;因可得性限制均選擇股改前一年與當年年度數據、或者股改前一年和后一年的中報數據為樣本,而股改的效果可能存在時滯效應。因此,上述研究不能提供充分證據證明股改是否通過優化、改善公司治理結構而提高公司治理績效。在不同的長短期內,股改對公司治理績效是否存在不同甚至相反的影響。
借鑒現有分析研究思路,本文在定性分析基礎上針對股改對公司治理績效的影響提出理論假設;以2005和2006年完成改革的上市公司為樣本,根據改革的前一年和后一年年度數據,實證檢驗理論假設是否成立,研究股改對公司治理績效的短期影響。
理論基礎與研究方法
(一)問題的提出
股改完成后,基于股東財富最大化目標的上市公司財務管理行為將發生深刻變化,控股股東會減少與中小股東的利益沖突,改進上市公司的治理結構,提高上市公司績效。喬志城、劉丹(2007)基于二階委托模型的研究認為,股改一定程度上緩解了股東之間、股東與經理人之間的矛盾,完善了公司治理結構;股改能夠避免激勵合約的不確定性,增強委托人之間、委托人與人之間的目標一致性,提升公司治理績效。股改影響上市公司治理績效的邏輯在于,非流通股股東通過股改獲得流通權,與流通股股東有了共同的利益基礎,股東間的監督制衡機制更加改善,有助于公司治理績效的提高。
但由于政策時滯效應的廣泛存在,從股改完成到公司治理績效明顯改善和提高可能存在一段滯后期。2005年9月中國證監會的《上市公司股權分置改革管理辦法》第三章第二十二條和第四章第二十七條第(一)款的規定,限制了原非流通股份在股改完成后一年內的流通,增加了時滯效應存在的可能性:原非流通股在股改完成后一年的鎖定期,使得上市公司股權結構在一年內不存在發生實質性變化的可能性,公司治理不會在股改完成后的一年內得到改善和優化,導致公司治理績效難以明顯提高。對原非流通股股東特別是大股東而言,如果減持上市公司股份甚至退出,則在比較加強公司治理的成本與由此帶來的增量收益后,可能選擇減少對公司治理的投入和關注;如果試圖在二級市場增加所持股份以獲得對公司更大的控制權,或單純試圖通過二級市場炒作公司股票獲利,則通過減少對公司治理的投入,引起股價下跌,都有利于購進股票。無論出于哪一種目的,公司治理績效變差均有利于原非流通股股東。
因此,如果由于歷史原因而形成的特殊股權結構,確實會對上市公司治理績效產生負面影響,且股改能夠優化上市公司治理結構,那么改革完成后:從長期趨勢來看,上市公司治理績效應明顯提高;但短期內由于改革效果存在時滯效應,公司治理績效難以得到實質性改善,且因為流通股股東與原非流通股股東之間的信息不對稱,公司治理績效存在惡化的可能。綜合上述,本文提出假設:
從長期來看,股改對上市公司治理績效有積極影響,但在改革完成后的短期內公司治理績效會惡化,股改對公司治理績效存在短期負面影響。
(二)公司治理績效衡量選擇指標
指標的選擇事關能否客觀科學地衡量公司績效,以及實證研究結論是否真實可靠,對上市公司治理績效的衡量,一般有三類方法:
第一,國外理論界對公司績效的衡量,普遍采用能反映因公司治理而增加價值的托賓Q值(Tobin's Q)。
第二,EVA指標,即公司稅后凈營業利潤扣除投入資本機會成本后的余額。EVA指標的優點在于:考慮股本資本的成本,能較好地衡量報告期內企業為股東創造或損失的價值; EVA最大化與股東投資價值最大化相一致,克服了傳統業績衡量指標的最大缺陷;通過調整部分會計報表科目的處理方法,可以減輕會計報表信息對企業真實情況的失真反映。
第三,一般來說,公司治理不但能改善公司績效,還能增加公司市場價值,增強股本擴張能力,提高成長能力,有效防范經營風險和提高財務安全性,因此,采用表征市場價值、盈利能力、成長性、股本擴張能力和未來財務安全性等方面的財務指標,衡量公司治理績效(南開大學公司治理研究中心公司治理評價課題組,2004)
本文借鑒第3類方法,結合數據可得性,從上市公司盈利能力、成長性、股本擴張能力和未來財務安全性等方面考慮,選擇每股收益、每股凈資產、凈資產收益率、主營業務收入增長率、主營業務利潤率和每股公積金等六個指標,表征上市公司治理績效。
(三)樣本數據的選擇
以“實施復牌日”為判斷標準,2005和2006年共有900家上市公司完成股改,剔除其中12家后(剔除原因和名單見表1)剩余888家公司作為樣本。指標數據為上市公司股改前、后年度數據,來源于CSMAR數據庫和中信證券網上交易至信版:2005年完成股改的公司,“改革前”指2004年,“改革后”指2006年;2006年完成股改的公司,“改革前”指2005年,“改革后”指2007年。
(四)檢驗思路
為驗證根據理論分析提出的假設是否成立,針對由每個治理績效指標改革前(X1)、后(X2)年度數據構成的配對樣本,本文提出兩個零假設:零假設1:治理績效指標改革前后無顯著差異,即X1=X2;零假設2:改革后一年治理績效指標不小于改革前一年,即X1≤X2。
配對樣本T檢驗(Paired Simple T test)是分析事件前后指標變化顯著性的常用方法,要求兩個樣本均來自正態總體;兩個相關樣本的威爾科克森符號秩檢驗(Wilcoxon signed ranks test)通過計算各觀察值的偏差、絕對偏差的秩以及正負符號秩的和,可以檢驗樣本數據是否與理論值存在顯著差異。
鑒于兩種方法的適用條件不同,考慮到本文實際針對每個治理績效指標,本文先采用非參數檢驗中的Kolmogorov-Smirnov Z檢驗方法,檢驗績效指標改革前后是否均服從正態分布:如果均服從正態分布,則對該指標進行配對樣本T檢驗;否則對該指標進行威爾科克森符號秩檢驗。因此,針對零假設1、2,分兩步對每個指標進行配對樣本T檢驗或威爾科克森符號秩檢驗:
第一步,檢驗零假設1:如果拒絕備擇假設而接受零假設,說明改革前后該績效指標沒有顯著差異,對該指標的檢驗結束;如果存在顯著差異,則進行(2)。
第二步,檢驗零假設2:如果拒絕備擇假設而接受零假設,表明股改即使在改革完成后的短期內也對公司治理績效存在積極影響;如果接受備擇假設而拒絕零假設,說明改革后該績效指標顯著減小,也就是說股改短期內對公司治理績效存在負面影響。
綜合六個指標的檢驗結果,可判斷股改短期內對公司治理績效存在負面影響這一理論假設是否成立。
實證研究
(一)樣本數據描述性統計
表2為樣本數據的描述性統計量,從表2可以看出,在績效指標均值的比較方面,除主營業務利潤率指標改革后為23.530,小于改革前的25.090外,每股收益、每股凈資產、凈資產收益率、主營業務收入增長率和每股公積金等五個指標改革后的均值分別為0.349、3.266、9.109、35.378和1.398,均大于改革前的0.209、3.009、5.627、24.728和1.318。因此,從代表一般水平的均值來看,除主營業務利潤率外,每股收益、每股凈資產、凈資產收益率、主營業務收入增長率和每股公積金等五個指標改革后均有所提高,但是這種提高是否具有統計顯著性,需要進一步檢驗。
代表績效指標各觀測值變異程度的變異系數方面,每股收益、凈資產收益率和主營業務利潤率指標改革后分別為1.386、2.445和0.812,小于改革前的1.864、6.660和1.126,這表明改革后這些績效指標在上市公司之間的差異變小;但每股凈資產、主營業務收入增長率和每股公積金改革后分別為0.605、7.377和1.055,大于改革前的0.464、2.580和0.701,表明改革后這些績效指標在上市公司之間的差異變大。因此,股改后上市公司之間績效指標的差異方面,沒有一致的規律。
(二)樣本數據正態性檢驗
表3為單個樣本Kolmogorov-Smirnov Z正態性檢驗,從表3的K-S正態性檢驗顯示,股改完成前后,六個績效指標所對應的顯著性水平均小于常用顯著性水平0.05,表明治理績效指標改革前后均不服從正態分布。
(三)威爾科克森符號秩檢驗
六個績效指標改革前后均不服從正態分布,因而本文對由同一指標改革前后年度數據構成的配對樣本進行兩個相關樣本的威爾科克森符號秩檢驗。當樣本容量n≥25、零假設1成立時,威爾科克森符號秩檢驗的T統計量接近正態分布,服從N(n(n+1)/4,n(n+1)(2n+1)/24),因此常用Z統計量進行檢驗,表4、5為威爾科克森符號秩檢驗結果。
~N(0,1)
對于零假設1,表5顯示,主營業務收入增長率和每股公積金兩個指標對應的雙尾顯著性水平分別為0.822和0.160,遠大于常用顯著性水平0.05,接受零假設1,拒絕其備擇假設,表明改革前后上市公司的主營業務收入增長率和每股公積金沒有顯著差異,不需要檢驗零假設2;每股收益、每股凈資產、凈資產收益率和主營業務利潤率等四個指標對應的雙尾顯著性水平分別為0.000、0.000、0.000和0.006,小于常用顯著性水平0.05,因而拒絕零假設1,接受備擇假設,表明改革前后指標存在顯著性差異,由此需要進一步檢驗零假設2。
針對零假設2,每股收益、每股凈資產、凈資產收益率和主營業務利潤率對應的Z值分別為-10.902、-5.703、-8.749和-2.753,均小于標準正態分布0.05顯著性水平左側檢驗的臨界值-Z0.05=-1.645,零假設2不成立,接受備擇假設,表明改革后指標數值與改革前相比顯著降低。
根據六個績效指標股改前后年度數據構成的配對樣本數據,針對零假設1和零假設2的威爾科克森符號秩檢驗結果歸納為表6。
根據表6的檢驗結論可以分析發現,股改的后一年與前一年相比,在代表公司治理績效的六個指標中,表征上市公司盈利能力的指標,即每股收益、凈資產收益率和主營業務利潤率均顯著降低;表征上市公司股本擴張能力的每股凈資產和每股公積金中,每股凈資產顯著降低,而每股公積金沒有顯著變化;表征上市公司成長性的主營業務收入增長率沒有顯著變化。
綜合上述本文進行的分析,雖然從長期來看,股改對上市公司治理具有積極影響,但改革完成后的短期(一年)內,與改革的前一年相比,表征公司治理績效的六個指標中,主營業務收入增長率和每股公積金沒有顯著變化,但每股收益、每股凈資產、凈資產收益率和主營業務利潤率等四個指標均顯著降低。因此,總體上說,股改短期內對公司治理績效存在負面影響,本文根據理論分析提出的假設成立。
結論
股權分置改革從長期趨勢看,是否通過優化公司治理結構提高了公司治理績效、股權分置改革對公司治理績效的積極影響是否存在時滯效應,對股票市場相關各方而言均具有重要的參考價值。大量理論研究表明,從長期來看,股權分置改革有助于上市公司治理結構的改進和完善,對治理績效存在積極影響;而在改革完成后的短期內股改對公司治理的影響,雖有研究但未得到比較一致的結論。本文在理論分析基礎上提出假設,即:從長期來看股改對上市公司治理績效有積極影響,但在改革完成后的短期內公司治理績效會惡化,股改對公司治理績效存在短期負面影響。
本文選擇六個績效指標,以2005和2006年完成股改的上市公司改革前、后年度數據構成配對樣本,在Kolmogorov-Smirnov Z正態性檢驗基礎上,采用威爾科克森符號秩檢驗的研究結果表明,主營業務收入增長率和每股公積金兩個指標改革前后沒有顯著變化,但每股收益、每股凈資產、凈資產收益率和主營業務利潤率等四個指標改革后均顯著降低。因此,短期內股改對公司治理績效存在負面影響。
這一研究結論表明,股權分置改革為中國上市公司治理機制的改善和進步創造了良好契機,使中國的證券投資環境在一定程度上得到改善。但作為一項基礎性制度變革,改革效應的持久性尚待考證,股改對公司治理、乃至對整個股票市場的積極影響,是一個逐漸體現、從短期負面影響到長期積極影響的過程,而過程的長短取決于相關配套措施是否及時出臺和完善。股權分置改革僅是解決中國股市固有問題的一項重要措施但不是全部,要恢復中國股市價格發現和資源配置的正常機能,還必須采取切實加強投資者的法律保護、打擊各種違規行為等多項措施,同時進一步完善相關立法。
因此,股改對公司治理的積極作用非一日之功,不宜在較短的視角內評價股改,股權分置雖然是股票市場諸多問題的原因,但并非唯一。
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股權激勵對公司績效的影響范文3
關鍵詞：股權激勵 財務績效 超額收益
一、引言
當前上市公司的股權越加分散，管理技術也越加復雜，全球各公司都相應實施了股權激勵方案以激勵公司的技術管理人員，而股權激勵的方式也越來越創新，主要形式為股票期權。自從 20 世紀 70 年代末，美國出現了股權激勵制度，這40年間股權激勵制度經歷了飛速的發展，如今超過九成在美國納斯達克上市的公司都已采用這種制度。我國最早采用股權激勵形式的是萬科企業股份有限公司，在 1993 年萬科試推出了股票期權制度。由于我國法律的限制，股權激勵在我國一直處在摸索階段，中國自 1999年提出股權激勵，至今已經經過了十五年。在這十五年中，各上市公司的股權激制度都十分落后。股權分置改革后，股權激勵越來越被廣泛地使用，股權激勵的制度也逐漸規范起來。
二、文獻綜述
（一）國外文獻 國外的學者對股權激勵和公司經營績效的研究主要分為兩種方法。第一種方法是對管理層的報酬和公司經營績效的相關性進行研究，薪酬有多種存在形式，可以是現金、股票、期權等等；第二種方法是對管理層持有公司股權的比重和公司經營績效的相關性進行研究。關于管理層股權激勵的效應，國外學者的觀點各有不同。在比較早的時期，David Yermack（1990） 就通過計量經濟的方法分析了管理人員的股權激勵。他們得出的結論是，每當股東獲得 1000 美元的價值，管理層就會獲得 3.25 美元的報酬，在這 3.25美元的報酬中，管理層的持股占了 2.5 美元，而現金和股票期權這些相關于業績的報酬占了 0.75 美元。Hamid Mehran （1995）將風險偏好引進了 Jensen 和 Murphy 的研究中，他們指出：管理層報酬和股東價值的相關性相當脆弱，因為經理人員承擔著巨大的財富風險。所以對股權激勵到底能不能產生理想的激勵效果還是不能確定的。有另一種研究學者指出，相對于其他的方式，股權激勵可以有效地對管理層進行激勵，而且這種激勵效果是長期的。他們指出，管理層持有公司股權數量的增加能夠有效地促進公司的經營績效，并且對這種相關性進行了證明Kevin J. Murphy（2002） 對美國 1980-1990 間 478 家公司的管理人員報酬和公司股票的市場價值，用布萊克斯科爾斯模型進行了分析，他們得出的結論是：相對于管理層的工資和獎金，CEO 的持股量和股東的價值具有強得多的相關性。一般來說，假設管理層的薪酬為 100 萬美元，如果公司的市值增加 10%，那么他們的工資、獎金就能增長 2.9 萬美元，即 2.9%的增幅；如果把 CEO 所持有的公司股權包括進內的話，則他們的所有報酬會增長 24 萬美元，高達 24%的增幅。從這個結論可以看出：CEO 持有企業的股權對報酬影響非常之大，而工資的變化影響相對而言小很多。這也說明了對管理層持有股權能夠起到非常有效的激勵作用。當 CEO 持有公司股權數量增加，公司的經營績效會有完全相背的兩種結果：第一種結果是 CEO 持有公司股票后，其自身的利益逐漸趨向于股東的利益，所以隨著 CEO 持股比例的增加，公司的經營績效會提高，但前提是持有股票的比例在一定的范圍內；第二種可能就是如果 CEO 持有公司股票的比例超過了一定的范圍，那么此時 CEO 通過其持有的大量股票就會擁有相當的投票權，所以可能會產生 CEO 、無視監管、消極工作的情況，經營業績就會惡化，此時 CEO 的持股比例就與公司的經營績效呈現負相關關系。公司的績效對 CEO 的報酬有影響，反過來說，CEO 的報酬同樣也會對公司的績效產生影響，他們是相互作用的。所以公司的經營績效與 CEO 持有股票的比例是相互決定的。
（二）國內文獻 如今，越來越多的國內學者開始了對股權激勵效應進行實證研究，但在他們的研究還是依賴國外對于股權激勵實證研究所獲得的成果，將他們應用到中國的上市公司。在中國關于股權激勵的效應也存在著許多觀點：（1）管理層股權激勵與公司經營績效不相關。魏剛（2000）曾經對這種相關性做過研究，他將公司的經營績效用資產收益率來表示，同時他從1998 年的年報中收集了 816 家上市公司的高管持有公司股權數量的數據，經過分析之后得出結論：兩者并不相關；高明華將公司經營績效用權益收益率和每股收益表示，并將其與管理層持有公司股權的比例做了偏相關分析，得出結論：基本不相關；林曉婉整體考察了 2000 年的上市公司，得出結論：管理層持有公司股票比例與股東收益率成反比。袁國良、王懷芳與劉明（2000）也曾指出：高級管理人員持有公司股權的比例與公司經營績效基本沒有相關性；劉長才對 2001年至 2003 年 1037 家上市公司進行了實證分析，得出結論：管理層持有公司股權的比例與公司經營績效相關關系不顯著。（2）管理層持有公司股權比例與公司經營績效是相關的。李增泉（2010）分析了 1998 年全部上市公司的經營績效、管理層的報酬以及管理層持有公司股權比例，發現他們之間的相關性并不顯著。但是通過對管理層持股的更深入分析，他發現當管理層的持股比例超過一定的范圍后，公司經營績效與管理層的持股比例逐漸變得相關。邱世遠、徐國棟（2012）指出，在中國以股權、期權為方式的股權激勵非常少見，所以要衡量管理層股權激勵的作用有一定的難度。所以他們選取持有公司股權數量非常多的管理層和幾乎沒有持有公司股權的管理層這兩個極端的群體為獨立樣本，對他們進行非參數檢驗。結果顯示：管理層持股比例大的公司的經營績效要優于管理層持股比例小的，而且他們存在顯著差異。
三、研究設計
（一）研究假設 從理論上來說，既然公司制定了股權激勵機制，那么它應該能對公司的管理層起到一定的激勵作用，使得管理層盡可能的做出最大化股東利益的決策，使得委托問題能夠得到一定程度的解決。這種作用的可以通過公司股票價格波動得以體現。因此假設：
假設1：市場對于公司公布的股權激勵預案有積極的反應，在股權激勵方案公布日之前或之后可以獲得超額收益
通過管理者持股會使管理者與股東可以擁有更多的共同利益。通過管理者擁有企業價值的剩余索取權，使得管理者與股東所追求的利益趨于一致。在早期的理論分析和實證研究中都支持了這一觀點，大多數研究都表明管理者持股比率與企業價值成正相關關系。所以，股權激勵制度可以作為一種內在長期激勵機制，可以有效的降低企業的成本，提高了公司績效。因此本文分別從橫向和縱向兩方面提出假設：
假設2：實施股權激勵的上市公司相比于同行業、同規模的公司有更高的財務績效
假設3：在實施股權激勵前后，上市公司的財務績效提高
（二）樣本選取和數據來源 選擇的樣本為2009年至2011上半年公布股權激勵方案而且正在實施的上市公司，公司信息從聚源數據、上海證券交易所網站、深圳證券交易所網站和各公司的年報中選取，股價信息從大智慧中提取，樣本數量為 75。具體情況見表（1）所示。
（三）模型構建和變量定義 本文分別從橫向和縱向兩個角度對公司的財務績效進行研究。對于橫向分析，采取獨立樣本均值檢驗的方法，將已經實施股權激勵的上市公司與同行業、相似規模、還未實施股權激勵的公司進行財務績效方面的橫向比較。此檢驗可以驗證假設 1。對于縱向分析，設置一個啞元變量，建立一個模型，將股權激勵前的財務數據、股權激勵之后的財務數據以及啞元變量進行回歸分析。此檢驗可以驗證假設 2和假設3 ?；貧w模型為：
F.Performance=？琢+？茁1pre.Performance+？茁2D+？著
其中F.Performance 代表事后的財務績效，pre.Performance 代表事前的財務績效，D 為設置的啞元變量，若 D=1，則代表公司實施了股權激勵，若 D=0，則代表公司沒有實施股權激勵。具體變量定義見表（2）。
四、實證檢驗分析
（一）描述性統計 可以算出第 i 家公司在第 i 天（i 的值從-30 到 30）的超額收益率 ARit。根據所得的數據，可以算出任意一天 t 當日所有公司超額收益率的均值，即AARt，AARt 的累計值 CAR。采用 SPSS17.0 對所得的數據做顯著性檢驗，得到結果見表（3）?？梢园l現，市場在公司公布激勵公告前 10 天至后 2 天反應非常積極，超額收益率大于 0，通過圖（1）和圖（2）可以進行直觀反映。可以看出，在公司公布其激勵計劃的前兩日，都存在非常明顯的超額收益率，AAR 分別達到了 0.83%和 0.74%。在公告日當天和公告日后一天，雖然有較高的超額收益率，但對其顯著性的檢驗無法通過。這個現象反應了市場對公司的激勵方案有著不同的反應。還發現一個奇怪的現象：在公司公布激勵計劃后的第 2 日，公司獲得了 1.27%的 AR，5%顯著。從第六天開始，AR 開始小于 0。這種異常現象和外國學者的研究結果頗為類似。之所以會出現這種現象，是因為在公司公布其激勵計劃前，消息已經被泄露了。得到信息的人提前獲得了收益，投資者對于此信息的反應非?？?，所以正的 AR 維持不了多久。因為獲得了信息之后，投資者會抓緊時間對公司進行投資，這種投資是連續的，所以僅僅用每日的 AR 來分析市場反應顯得片面，于是用累計超額收益率進行分析。在研究中發現，CAR 在公司公布激勵計劃的前 6 日一直在上升，并在公布后三天到達最高點。這也說明了存在投資者事前獲得了消息，并通過提前買入公司股票的方式獲取了超額的收益率。由于投資者對市場信息的反應是很快的，大量投資者對公司股票的購買推高了股價，使得后來的投資者無利可圖，紛紛退出。所以 CAR 在之后開始下降。通過上述的分析發現市場對于公司的股權激勵的反應是積極的，能在短期內為企業帶來經濟效益，但并不長久，因為當前我國證券市場并不完善，股權激勵也正處于摸索階段。
（二）T檢驗 本文通過獨立樣本的均值檢驗來對兩個樣本的均值是否有顯著性的差異來進行檢驗。但首先必須弄清楚兩個樣本的方差是不是一樣，之后才能分析兩個樣本財務指標的差異。對于方差的檢驗，用 F 檢驗確定是否相等。之后再用 t 檢驗來研究差異是否顯著。檢驗的結果如表（4）所示。從檢驗結果可以看出，兩個樣本的均值之間的差異在不斷地增大。在股權激勵前一年，采取了股權激勵的公司的均值要大于未采取股權激勵的公司，但差異并不顯著，沒有通過 t 檢驗。股權激勵的當年相比于上一年，財務指標的均值差普遍提高，其中 WROE 的差異尤為明顯，達到了 7.2643%，并且通過了 5%的 t 檢驗。WROE 和 ROE 的均值差異在公司采取股權激勵后的一年也十分顯著，達到了 6.76%和 7.863%，并且都通過了 5%的 t 檢驗。這說明在采取股權激勵之后的一年，上市公司的財務績效要明顯得高于同行業內沒有實施股權激勵的上市公司。還可以看出，采用了股權激勵的上市公司相比于同行業內沒有采取股權激勵的公司，財務績效的提升僅僅局限于 WROE 和 ROE 上，其他的財務指標，比如 ROA 和 EPS 等差別并不明顯，甚至某些財務指標還要低于未采用股權激勵的公司。出現這種現象的原因正是前文中所提到的業績考核指標設定的片面性。管理者太多地注重于考核指標的改善，而對于其他指標往往沒有給予足夠的重視。這也是當前股權激勵的局限所在。
（三）回歸分析 回歸分析結果如表（5）所示?？梢园l現，回歸系數β1 均大于 0。模型的假設條件得到了驗證。上市公司采取股權激勵后，各項財務指標均有了改善。其中 ROE 和 WROE均在 5%的水平顯著，EPS 和 ROA 也達到了 1%的水平顯著。對于β2 的值，都是大于 0 的，符合假設，但并沒有完全通過顯著性檢驗，但是 WROE 作為股權激勵方案的重要指標，在回歸中的β2 通過了 5%和 10%的顯著性水平，假設 2 和假設 3 基本得到驗證。綜上所述，在短期內，市場對于上市公司的股權激勵的反應是積極的。對于公司本身來說，實施股權激勵的確能夠在某種程度上提高公司的財務績效，但僅僅局限于某些特定指標，而這些特定指標恰恰是股權激勵的考核指標。
五、結論和建議
（一）結論 本文目前股權激勵所制定的經營目標還是以財務指標為主，比較片面。在對股權激勵方案的市場反應研究中，發現市場對于公司所公布的信息做出了非?？焖俚姆磻?，但這種反應具有短期性。具體體現在預案公告日之前的一兩日，平均超額收益率有著非常明顯的提高，而過了公開日之后，超額收益率迅速恢復正常，甚至為負。一般來說采用股權激勵的上市公司都具有比好良好的財務基礎，采用了股權激勵后，公司相比于同行其他沒有采用股權激勵的公司更加將其優勢體現無疑，具體體現為加權平均凈資產收益率的快速增長。采用股權激勵后的兩年內，上市公司的財務績效出現了增長，但其增長速度是呈遞減趨勢的，并且各項指標在增長速度上參差不齊，除了加權平均凈資產收益率，其他指標的上漲速度都是平平，這受考核指標的單一性影響。
（二）建議 本文主要以股權激勵為出發點來提出相關的政策建議：（1）合理制定股權激勵方案。首先，制定股權激勵計劃時應將長期的執行風險考慮在內。上市公司在制定股權激勵計劃時，應該充分地將市場、宏觀經濟以及證券市場可能發生的風險考慮在內，合理地進行安排，而不是機械地制定以年為單位的有效期。因為太短的有效期會給經理人員帶來一定的壓力，為了獲得股權，不惜一切代價在短期內為公司帶來大量收益以完成指標。其代價可能是處理財務報表造成假賬，以及過快地提取公司的現金，打亂公司正常的發展步驟，損害公司的長期利益。所以公司制定計劃時應該放長遠一些。還有一個問題就是計劃中每一期可以行權的股票數量安排。因為公司是在不斷發展的，所以說下一年的生產經營能力肯定要強于今年。如果每年都設置相同的行權數量，那么經營者的工作積極性肯定會不斷地降低，對于公司的發展是不利的。所以對于每期的行權數量要進行合理的分配。其次，制定業績考核體系時要科學。上市公司對業績考核指標的制定過于單一片面，對于凈資產收益率等財務指標過于依賴。如果單純地將考核指標定為某一個財務指數，經營者為了獲得巨大的股權激勵，會不惜一切代價去完成目標，包括犧牲企業的長期利益來換取短期利益，甚至可能對財務報表做手腳來達到目標，拿到了激勵之后大可以隨時辭職。這不論是對企業本身還是對企業的股東，抑或是對于中國資本市場以及其他投資者都是百害而無一利的。另外在企業發展的不同時期，對于業績考核指標的設定也要有難度的劃分，將難度定在一個合適的標準上，使得經營管理人員需要不斷地努力工作、積極創新才能達成，這樣才能不斷推動企業長期持續健康的發展。而不是在任何時期都制定一個很容易達到的目標，使股權激勵淪為一種單純的定期獎金發放，無法起到激勵作用。所以，除了對財務績效目標的制定，企業還可以引入市場競爭機制，對經營管理者的日常工作進行考察并給予相應的評定；此外公司的行業競爭力、發展前景等等都可以納入考核的范圍，以充分發揮激勵的作用。（2）有關部門對于股權激勵要及時地進行細化和規范。股權激勵在我國還是一個新興事物，所以有關的政策還不太成熟，細化程度也不足。政策的滯后的同時，股權激勵的推出腳步卻越來越快。所以對于各個上市公司來說，制定股權激勵時受到的約束自然很少，可以盡情地發揮、創新。但這種約束的缺乏卻給有關部門的監督和管理帶來的困難。往往上市公司剛剛制定好激勵制度，相應的政策就下來了并完全否決了公司的計劃。制度的制定都是有成本的，這無疑對公司來說是一種人力、財力的損失，同時對企業的創新精神也是一種打擊，不利于股權激勵的發展。所以及早制定相關政策規定可以推動股權激勵的發展，保護企業的利益。在對公司股權激勵政策進行細化時，可以從如下兩個角度出發：一是加快規范政策建立的速度。2007 年伊利集團的巨虧事件給我們敲響了警鐘，我國對于股權激勵的監管是有相當的漏洞的。有些不法投機分子會利用這個漏洞進行不法活動，造成公司財富的大量流失。所以有關部門對股權激勵重要條款的細化迫在眉睫。首先需要改善的就是激勵計劃中經營績效的考核指標，需要制定得更加全面，而不是當今的單一片面體系。不僅要包括凈資產收益率等財務指標，還要將市場指標包括入內，比如股票價格、企業文化、行業地位等從而激勵經營管理人員全方位地、長久地為公司創造價值、促進公司持續健康地發展。與此同時，對于單一指標的制定，應根據公司目前發展所處的階段、公司當前的發展戰略以及公司在行業中的地位等等多種因素來制定，需要適時地變化經營績效考核標準來激勵經營管理人員，保持他們的工作積極性。對于惡意行權的行為要堅決打擊。對于部分高管抵抗不了股權激勵巨大利益的誘惑，給予經營管理者一定的懲罰機制，使其不能隨心所欲地違背股東利益以謀取私。另外對于激勵計劃的會計處理應盡力做到統一規范，比如攤銷期權費用等等，這樣經營管理者操縱利潤的空間便大大降低，能夠很好的保護各方的利益。二是加快相關監管政策的出臺。目前中國股權激勵的一個主要的問題就是信息不透明。公司經營管理者擁有自己的“私密信息”，市場是無法觀察到的。這就給公司管理層很大的空間。在中國目前對于股權激勵，還沒有全國性的規范約束文件，所以在監督上存在很大的困難。中國應該借鑒美國的經驗，重視信息披露。由于股權激勵牽涉到的利益方非常多，再加上我國的特殊情況，對信息披露的加強任重道遠，需要多方的配合，但這是完善股權激勵市場的一個明確的方向。會計師事務所、律師事務所等金融業服務機構對于信息的透明化也起著非常重要的作用，要充分利用。另外證監會、國資委對于上市公司的股權激勵方案一定要嚴格地審批。最后對于違法行為一定要有一套嚴厲的懲罰制度。
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股權激勵對公司績效的影響范文4
（一）股權激勵研究現狀 企業控制權與所有權的分離是現代企業的重要特征之一。根據委托理論，擁有所有權的公司股東與擁有控制權的人具有不同的效用函數，股東與經理層之間的問題成為公司治理中的一個重要問題，而股權激勵作為一種解決企業委托關系的激勵機制被國內外公司所采用。1952年美國菲澤爾公司推出了世界第一份股票期權計劃，之后股權激勵得到了大規模的推廣。我國直到20世紀90年代末方有上海貝嶺、天津泰達等上市公司嘗試引入股權激勵。之后關于股權激勵的研究也越來越多，主要從兩個層面展開。一是從資本市場層面看，股權激勵能否推高公司的股價，進而增加股東的財富，這一問題得到了眾多研究成果的證實，如沈海平（2011），丁榮清（2012）等。二是從公司層面看，股權激勵能否提升公司績效，該問題卻存在如下不同結論：股權激勵與公司績效不顯著相關，如魏剛、楊乃鴿（2000），丁越蘭、高鑫（2011）等；兩者顯著相關，李振華（2012），趙玉珍等（2012）；股權激勵與公司業績之間不是線性相關，而是曲線關系。申明浩（2007）、張東坡（2012）等認為兩者存在倒U型關系；而王銳，龍子午（2011）等則認為呈正U形的區間效應。此外，劉中文等（2009）得出以下結論：高管層持股比例與公司績效存在非線性關系，類似倒波浪線。
上述關于股權激勵與公司績效關系的研究，是從不同角度進行的探討，但尚存在以下問題：第一，研究僅將股權激勵中的激勵股份比例作為變量進行研究，而在實踐中上市公司設計的股權激勵計劃并不只包括股權激勵股份比例，還有股權激勵的模式、有效期、行權價格等要素，這些都可能會影響到股權激勵的效果，現有的研究基本都未涉及。第二，以上的研究主要針對主板市場，針對創業板的股權激勵研究卻鮮有涉足。而作為聚焦新興產業、具有高成長、創新型特征的創業板上市公司，應有更強的動機通過股權激勵的方式來留住各種高端科技和創新型人才。鑒于此，本文擬以創業板上市公司為樣本研究股權激勵各個要素對公司績效的影響。
（二）股權激勵要素的內涵 股權激勵通過經營者獲得公司股權形式使其能以股東的身份參與企業決策、分享利潤、承擔風險，從而勤勉盡責地服務于公司的長期發展。股權激勵要素是構成股權激勵機制的核心內容，股權激勵要素設計的合理與否會直接影響股權激勵的效應，包含六大要素：（1）激勵模式。股權激勵的模式是指股權激勵的具體方法。創業板上市公司采用最多的是用股票期權模式，此外還有限制性股票和股票增值權。不同的激勵模式會產生不同的收益方式，從而可能會產生不同的激勵效應。（2）激勵額度。股權激勵的額度是公司授予激勵對象的總股份數與公司原股份的比例。如果股權激勵的額度過小，難以發揮激勵作用；一般認為激勵的額度越大，被激勵人員的收益會越多，激勵的效應也會越強烈，但過高的激勵額度又會增加企業的成本，因此激勵額度是管理層與股東博弈的結果。（3）激勵的對象。股權激勵的對象是指股權激勵計劃的授予對象。我國規定激勵對象包括上市公司董事、監事、高級管理人員、核心技術（業務）人員，以及公司認為應當激勵的其他員工，但不應當包括獨立董事。應該說，我國公司的股權激勵對象非常廣泛。從創業板上市公司的實踐看，可將激勵對象分為兩類：一類是高管，包括總、副經理、總工程師、財務總監、董事會秘書、董事等；另一類是中層與核心技術人員。這兩類人員在公司的作用是不同的，授予其不同的股權激勵比例，也可能會產生不同的股權激勵的效應。（4）激勵的有效期。股權激勵的有效期是指獲授人可以行使股權所賦予的權利的期間，超過這一期限就不再享有這種特權。設置有效期相當于從時間給獲授人一個硬約束，提高計劃的實施效率，降低實施成本，國際上一般在2至10年。（5）行權價格。是指公司與激勵對象約定的，用以購買公司股份的價格。股權激勵對象的收益主要表現為行權價格與股票市場價格之間的價差，因此行權價格也是影響股權激勵效應的一個關鍵因素。行權價格過高會使激勵對象難以通過改進企業業績獲得收益，會降低其通過努力工作來提高公司業績的內在動力；行權價格過低意味著激勵對象很容易獲得收益，對現有股東而言，則意味著過高的成本。（6）激勵的條件。是指激勵對象獲授股票時必須達到或滿足的條件，達不到條件就不能獲授股權。我國創業上市公司的股權激勵基本上都是凈利潤增長率或凈資產收益率作為參考指標。
二、研究設計
（一）樣本選擇及數據來源 根據Wind數據庫，截止2011年底創業板共有55家公司公告了股權激勵計劃，其中神州泰岳、金亞科技等8家公司相繼撤銷了股權激勵，本文以剩余的47家公司為樣本，分析股權激勵的要素與公司績效的關系。本文數據來源于Wind數據庫及深圳證券交易所，采用的分析軟件為Excel和Spss。
（二）變量定義 具體如下：
（1）解釋變量。本文將上述股權激勵要素作為解釋變量，研究各要素與公司績效的關系。各個解釋變量的含義及計算如表1所示：
表1中的解釋變量MODE、AMOUNT、DATE、PRICE、CONDI分別表示股權激勵模式、額度、有效期、行權價格和行權條件要素。變量CEOP是為了研究股權激勵的對象對公司績效的影響而設計的。如前所述，股權激勵的對象可以分為高管和中層與核心技術人員。因為兩者對公司的作用及影響有顯著區別，因此分配給這兩類對象股份的權重不同可能會產生不同的激勵效果。本文假設分配給高管的比重為CEOP，則授予中層與核心技術人員的比例為1-CEOP，由于兩者完全負相關，所以只需選一個變量進行入回歸方程，本文選擇高管的持股比例。
（2）被解釋變量。反映績效的指標有凈資產收益率、凈利潤及一些復合指標?？紤]到凈資產收益率和凈利潤等指標不僅包括企業日常經?；顒拥氖找媲闆r，還包括了非日常經營活動事項，容易受主觀因素的影響，所以本文將營業收入增長率（IGR）作為衡量公司業績的指標。因為營業收入是形成公司利潤的基礎，營業收入的增長是公司競爭能力提升的最直接的表現，尤其對上市不久的創業板而言，增加營業收入是公司發展壯大的必經之路。
（3）控制變量。從理論上說，營業收入的增長與總資產投入關系緊密。投入總資產越多的公司，應有越高的營業收入增長率。本文將總資產的對數（ASSET）作為控制變量。
（三）模型標建 根據上述變量，本文建立方程：
IGR=α0+α1MODE+α2AMOUNT+α3CEOP+α4DATE+α5PRICE+α6CONDI+α7ASSET+ε
三、實證結果與分析
（一）描述性分析 表2顯示了各變量的描述性統計量。激勵模式的平均值為0.79，說明創業板上市公司有近80%的公司都采用股票期權模式。股權激勵的額度最低值為1.22%，最高值為6.08%，平均值只有3.33%，與我國主板上市公司的股權激勵平均比例5%相比，激勵力度并不算很大。分配給高管的股份比例最小值為0，這表明有些創業板公司激勵的對象只有中層及技術核心人員，沒有高管。分配給高管股份比例的平均值只有20.53%，也就意味著激勵總股份的79.47%授予了中層及核心技術人員工，這充分表明了創業板公司對中層與核心技術人員的重視。股權激勵的有效期最短是3年，最長是7年，與國際上2至10年相比，有效期更為集中。股權激勵的行權價格標準差在所有的變量中是最大的，也就是行權價格的相差較大，這主要是由于公司推出激勵時的股票價格相差較大導致。激勵的條件平均值為0.77，即大多數的公司都是以凈利潤或凈資產收益作為條件。營業收入增長率最低的是-4.43%，最高值為151.22%，平均值為35.35%，表明創業板各公司上市后的業績相差較大，但總體來說營業收入增長較快。
（二）回歸分析 在回歸分析前，本文先對各變量的之間的相關關系進行了檢驗，發現各變量的相關系數均小于0.5（相關系數表略），且如表3所示，共線性統計量的容忍度最低值為0.7，且方差膨脹系數（VIF）均小于2，遠低于10的標準，這表明變量不存在共線問題，可以進行回歸分析?；貧w結果結果顯示，相關系數R為0.581，判定系數R2=0.337，說明方程的回歸效果一般。但方差分析表中，統計量F=2.837，相伴概率值為0.0173，說明解釋變量與被解釋變量MGR之間存在線性回歸關系。方程的各回歸系數可如表3所示。
表3的回歸結果顯示，股權激勵各要素中只有CEOP和DATE變量即分配給高管股份比重與股權激勵的有效期兩要素和公司績效具有顯著相關性，相伴概率均小于5%。但值得關注的是，CEOP與公司的績效是負相關，也就是說在激勵對象中分配給高管的股份比越低，公司的績效越好，進而可以推導出與公司績效為正相關的是分配給中層與核心工作人員的股份比例。這一實證結果充分表明了高端科技人才和創新型人才對創業板上市公司的影響，體現了創業板與主板市場上市公司的特征差異。這種關系也提示創業板公司在設計股權激勵對象時，不應像主板市場以高管為主，而應加大對中層和技術核心人員的激勵力度。DATE變量與公司績效呈正相關關系，這說明在3～7年的區間內，有效期越長的公司績效就會越好，這可能因為，有效期越長，留給激勵對象的空間就越大，從而股權激勵的效應也會越明顯。
股權激勵的其他要素與公司績效的關系均沒有呈現統計上的顯著性。值得一提的是股權激勵總額度變量的未標準化系數為
-3.292，說明其與公司業績呈負相關，這可能是由于樣本公司的總體激勵力度偏小，且各公司的股權激勵額度的差異不大所導致。此外，控制變量總資產的對數與公司績效的關系也沒有通過顯著性檢驗，與常理有所背離，但這也可能是創業板上市公司的另一特征體現，即其收入的增長及競爭力的提升不僅要靠資產投入，更多的來自于不斷創新、高科技的采用等新型的生產要素。
四、研究結論
本文探討了股權激勵要素與公司績效的關系。從研究結果來看，創業板上市公司的股權激勵總額與公司績效并不具有統計上的顯著性。與公司績效有顯著相關的是激勵對象中分配給高管的股份比例和股權激勵的有效期，前者與公司績效呈負相關，后者與公司績效呈正相關。股權激勵要素中的激勵模式、激勵條件、行權價格等與公司績效均沒有顯著關系。這表明創業板公司在設計股權激勵時應著重關注激勵的有效期和激勵對象的確定。當然本研究也存在一定的局限性，如選用的數據是創業板公司股權激勵當年的數據，缺少穩健性測試；樣本量不大，沒有對樣本公司進行行業分類，這可能在一定程度上會影響實證的結果。
參考文獻：
股權激勵對公司績效的影響范文5
【關鍵詞】 激勵強度； 激勵期限； 授予價格； 業績條件； 管理防御
【中圖分類號】 F275 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2017）08-0066-05
一、引言
兩權分離引發享有控制權的股東與握有經I權的經理產生提高股權收益與追逐自身獲利的利益沖突。在追求自身利益心理動機的驅動下，經理為了最大化自身收益及保證職位穩固產生了管理防御行為。經理管理防御普遍存在于上市公司中[1]，且會引發過度投資[2]、以股權稀釋為代價融得資金[3]、減少股利發放[4]、選擇低現金股利[5]等不良經營行為，長期存在必然危害企業健康穩定發展。Berle et al.[6]最早發現，經理持股能使其利益與股東利益趨于一致，從而達到經理與股東共享利潤、共擔風險的目的。隨后，國內外學者從緩解經理管理防御的角度對股權激勵運行原理及激勵效用展開探討。研究存在著兩種觀點：一種觀點認為對經理實施股權激勵能夠緩解其管理防御行為。如張維迎[7]認為股權激勵可以很好地緩解由于股東與經理間信息不對稱而引發的經理對股東利益的侵占行為；Bettis C et al.[8]認為實施股權激勵對經理行為具有顯著影響；呂長江等[9]認為股權激勵能夠緩解經理與股東的利益沖突；張雙才等[10]發現股權激勵計劃的實施能夠正向影響現金股利支付水平。另一種觀點認為股權激勵無法發揮其應有的作用，甚至會成為經理的福利。魏剛[11]的研究表明經理層持股與公司績效不相關，且高管人員持股比例越高，與上市公司的經營業績相關性越弱；程隆云等[12]發現我國上市公司股權激勵總體上無法發揮有效性；許汝俊[13]的研究也未能發現股權激勵對上市公司業績的積極作用。
目前對于股權激勵與經理管理防御的關系研究之所以會出現分歧，原因在于未能對股權激勵契約設計本身進行深入研究?，F有文獻大多從外部市場環境和企業內部結構對股權激勵有效性進行分析，如繆富民[14]認為股權激勵有效性難以發揮的原因在于證券市場的弱有效性；呂長江等[15]提出我國上市公司中存在的福利型股權激勵計劃是其無法發揮激勵作用的根本原因；辛宇等[16]發現股權激勵兼具激勵、福利和獎勵三種性質是影響國有企業股權激勵有效性的原因；王新等[17]認為國有企業股權激勵失效的原因在于股價信息含量的噪音。但本文認為股權激勵契約設計是根本，如果契約設計本身缺乏合理性，即使有完善的外部市場環境和企業內部治理結構，股權激勵也無法發揮有效的激勵作用。更加細致地對股權激勵契約設計中各個要素進行研究，能夠優化股權激勵契約設計，緩解經理管理防御行為。
基于此，本文以我國滬深A股上市公司為研究對象，從股權激勵契約設計出發，分析股權激勵各契約要素對經理管理防御程度的影響。
二、理論分析與研究假設
股權激勵通過賦予被激勵對象部分公司股權的形式，使其能夠以股東的身份參與公司運營決策，分享公司利潤，并且承擔相應的風險，促使其與股東的利益趨于一致從而減少侵占股東利益的行為。因此，給予經理股權激勵，能夠利用經理追逐自身股權收益的自利性動機提高股東收益，有效緩解經理管理防御對股東利益的侵害。股權激勵契約設計的內容是影響其有效性的關鍵，因而有必要逐一分析股權激勵各契約要素與經理管理防御的關系。股權激勵契約設計包括激勵強度、激勵期限、授予價格、業績條件和激勵對象。本文主要探討對經理實施股權激勵產生的效果，將激勵對象限定在經理層，進而分析激勵強度、激勵期限、授予價格和業績條件對經理管理防御的影響，不再分析激勵對象與管理防御的關系。
基于股權激勵運行原理可知，對經理實施股權激勵本質是將與股東利益一致的股權收益加入經理薪酬，促使經理做出有利于股權價值增值的行為選擇，從而避免經理管理防御行為對股東利益及企業價值的不利影響。然而，目前上市公司通常對經理實行“工資+績效現金獎勵+股權收益”的薪酬結構，股權收益并非經理獲得薪酬收入的唯一途徑，經理行為選擇會顯著受到薪酬結構中最大組成份額的影響?？梢?，股權收益占經理薪酬總收益的比重很大程度上會影響股權激勵對經理行為選擇的引導，而激勵強度即股權激勵授予經理的股票份額占公司股票總額的比例則直接影響著經理股權收益。因此，股權激勵強度越大，在單位股權收益一定的情況下經理股權收益越多，股權激勵對經理與股東利益一致的引導作用越強，從而能夠更好地緩解經理管理防御程度。由此提出假設1。
假設1：激勵強度與經理管理防御程度負相關。
激勵期限即股權激勵計劃的時間安排，以股票期權為例，激勵期限包括待權期（是指股票授予日至可行權日之間的期限）和行權期（是指可行權日至股票賣出之日的期限）。《上市公司股權激勵管理辦法》規定股票期權的待權期不得少于1年①，并沒有明確限定行權期限，因此，激勵期限對行權期的影響更為明顯。設定較長的激勵期限會延長股權激勵的行權期，要獲得股權收益就需要經理在較長時期內維持股票價格高于預先確定的購買價格，實際上加強了股權的長期激勵效用，消減了經理只顧自身眼前利益、放棄企業長遠發展的短期行為。雖然現有法律法規沒有規定股票期權的最低激勵期限，但一般可達5年，即股票期權的行權期維持4年之久，在如此長的時間段內維持股價高于預先確定的購買價格，要求經理必須做出長遠規劃，避免任何不利行為或負面事件造成的股價波動，經理自然會約束自身防御行為的不利影響，以保證獲得高額股權收益。由此提出假設2。
假設2：激勵期限與經理管理防御程度負相關。
授予價格即股權激勵機制中預先確定的購買價格，授予價格與即時股價之差決定了經理的股權收益，可見經理股權收益受到授予價格與即時股價的共同影響，也就是說要獲得心理預期的股權收益，經理有提高即時股價或降低授予價格兩種選擇。當股權激勵機制預先確定了授予價格，那么要達到經理心理預期的股權收益，即時股價成為唯一的可調控變量，制定的授予價格越高，則需要經理投入更大的努力以提高即時股價獲得期望的股權收益。此時，經理的行為以提高即時股價、增加單位股權收益為目的，較高的授予價格需要較高的即時股價以保證股權收益，即能更好地激勵經理創造與股東一致的利益。由此提出假設3。
假設3：授予價格與經理管理防御程度負相關。
業績條件是在股權激勵契約中約定的、經理在獲得股票時應達到的業績水平。業績條件的高低決定著經理獲得股票的難易程度，實際上是經理拿到股票之前股嗉だ作用的集中顯現。如果業績條件過低，經理較容易獲得股權，導致股權的前期激勵作用大幅降低，該股權激勵設計則表現出較強的福利性，無法促使股權激勵在前期驅使經理為獲得與股東利益相同的股權收益而付出大量努力，即沒有做到從股權激勵初期就很好地利用該激勵原理“利益一致”的特點，以激勵約束經理自利性的防御行為。由此提出假設4。
假設4：業績條件與經理管理防御程度負相關。
三、研究設計
（一）研究樣本與數據來源
考慮股權激勵實施效果具有長期性，分別選取股權激勵宣告實施前后三年為時間窗口進行研究。為獲得相對完整的數據，本文選擇2006年1月1日（《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》正式實施日）至2012年12月31日宣告實施股權激勵的上市公司作為初始樣本。根據本文數據統計顯示，實施股權激勵計劃的上市公司中采用股票期權與限制性股票方式的公司占樣本公司的98.21%，因此僅考慮股票期權與限制性股票。剔除數據不具有可比性的金融類上市公司，以及ST、*ST數據缺失的公司，最終得到219個觀測值。數據來自于銳思數據庫以及巨潮資訊網等。數據處理和分析使用SPSS 19.0。
（二）變量選擇
1.因變量。本文從經理對公司的貢獻度與利益侵占度兩個方面衡量經理管理防御程度。
管理防御行為包括短視、投資不足、偷懶、低努力水平和各種非生產性消費行為等，這些可以歸結為消極的管理行為，即經理有能力做出合理判斷、選擇最優決策，但因激勵不到位而傾向于“不作為”，不愿付出時間和努力提高企業價值。這些消極的管理行為導致經理對公司的貢獻度降低，其表現為經理做出錯誤的投資決策造成資金浪費、經理努力程度不夠導致公司的低收入，以及購買不能產生收益的資產等，從而降低資產的使用效率。資產周轉率代表公司的資產運作效率，能夠反映經理對公司資產的使用效率，因此借鑒James et al.[18]的理論，用資產周轉率來衡量經理的貢獻度，用STA表示。
同時，經理產生的各種非生產性消費，實際上是對公司利益的主動侵占，表現為經理的自利行為，如進行高額的在職消費以及利用剩余控制權來尋求自身福利。高水平的SG & A（銷售、管理及行政管理費用）可以作為管理者支付與在職消費的近似替代[19]，而費用比率包括企業經營費用、管理費用以及由企業統一負擔的公司經費等，這些都與經理的在職消費等密切相關，這在很大程度上可以反映經理的任意花費，所以用費用比率來衡量經理的利益侵占度，用ETS表示。
2.自變量。根據前文的研究假設，本文從股權激勵強度、激勵期限、授予價格與業績條件四個方面考察股權激勵契約設計，分別用IS、IT、EP、PC表示。
3.控制變量。本文選擇如下變量作為控制變量：公司規模、第一大股東持股比例、兩職合一、國有控股、資產負債率以及前十大股東中機構投資者持股比例，分別用SIZE、TOP1、CEO、SC、LEV以及ISH表示。
具體變量的定義見表1。
（三）研究模型
模型1分別用來驗證激勵強度（IS）、激勵期限（IT）、授予價格（EP）和業績條件（PC）與經理管理防御程度（MEI）的關系，以此驗證假設1至假設4；模型2是四個自變量同時進入回歸，再次驗證其與經理管理防御的關系?？刂谱兞縎IZE、TOP1、CEO、SC、LEV和ISH分別代表公司規模、第一大股東持股比例、兩職合一、國有控股、資產負債率與機構投資者持股比例。MEI表示經理管理防御水平，包括資產周轉率（STA）與費用比率（ETS）兩個方面。α0是截距項，α1―α10是回歸系數，ε為隨機誤差項。
四、實證分析
（一）描述性統計
由表2可知，股權激勵實施以后的三年中，資產周轉率分別為80.69%、86.16%、89.69%，三年的資產周轉率不斷上升，說明股權激勵的實施對經理有激勵作用，對公司的貢獻度逐年上升。費用比率分別為18.45%、18.15%、18.20%，三年的費用比率總體呈下降趨勢，說明經理的在職消費減少，對公司的利益侵占度有所下降。
由表3可知，對于經理層的股權激勵強度最大值為5.818%，最小值僅為0.02%，均值為1.08%，說明50%以上的企業對于經理層的股權激勵強度都低于1%，股權激勵強度偏低。激勵期限最大值為10年，最小值為2年，均值為5.08，說明我國企業股權激勵期限跨度較大，但是大部分集中在5年左右。授予價格的均值僅為0.09，說明大部分企業對于經理的授予價格設立在《上市公司股權激勵管理辦法》規定的最低要求，授予價格偏低。業績條件的均值為0.46，說明有一半的企業業績條件要求較為嚴格，整體授予價格水平居于中等。
（二）回歸分析
表4是股權激勵契約設計要素與經理管理防御程度的回歸結果。從整體來看，五個回歸的F值均在1%水平上顯著，說明模型通過檢驗，對經理管理防御程度具有解釋力。由調整的R2可以看出，模型2的擬合度最高，其次是模型1中PC、IS與IT，模型1中EP的擬合度最低。
模型1中IS是股權激勵強度與經理對公司的貢獻度、利益侵占度的回歸結果。由回歸結果可以看出，股權激勵強度與經理貢獻度在1%水平上顯著正相關，與經理利益侵占度在1%水平上顯著負相關，說明提高股權激勵強度可以提升經理對公司的貢獻度，降低經理對公司的利益侵占度。在單位股權收益一定的情況下，股權激勵強度越大，經理股權收益越多，股權激勵對經理與股東利益一致的引導作用越強，因此提高股權激勵強度可以降低經理管理防御程度，假設1得到驗證。
模型1中IT是股權激勵期限與經理對公司的貢獻度、利益侵占度的回歸結果。由回歸結果可以看出，激勵期限與經理貢獻度在5%水平上顯著正相關，與經理利益侵占度在5%水平上顯著負相關，說明延長激勵期限可以提升經理對公司的貢獻度，降低經理的利益侵占度。股權激勵期限越長，經理為了維持股價高于預先確定的購買價格從而獲得股權收益，必須做出長遠規劃，避免任何不利行為造成的股價波動，降低經理管理防御程度，假設2得到驗證。
模型1中EP是授予價格與經理對公司的貢獻度、利益侵占度的回歸結果。由回歸結果可以看出，授予價格與經理貢獻度、利益侵占度的相關性均不顯著，其原因在于授予價格與即時股價的差值較大，經理無需投入很高的努力水平來提高即時股價即可獲得期望的股權收益，導致股權激勵無法起到良好的激勵作用，從而降低經理管理防御水平。同時，通過收集的現有數據發現，大部分企業對于授予價格的設計都處于偏低的水平，在本文統計的企業中，僅有9.13%的企業其授予價格高于《上市公司股權激勵管理辦法》規定的最低要求，其余企業的股權激勵授予價格均處在規定的最低線，說明授予價格的偏低是導致股權激勵有效性并未完全發揮的原因之一，因此上市公司應該更好地完善股權激勵契約設計，提高股權激勵授予價格，從而更好地發揮股權激勵效用，降低經理管理防御水平。假設3未通過驗證。
模型1中PC是業績條件與經理對公司的貢獻度、利益侵占度的回歸結果。由回歸結果可以看出，業績條件與經理貢獻度在1%水平上顯著正相關，與經理利益侵占度在1%水平上顯著負相關，說明提高行權的業績條件可以提高經理對公司的貢獻度，降低經理對公司的利益侵占度。業績條件較高，經理為獲得與股東利益相同的股權收益而付出大量努力，降低自利性的管理防御行為，假設4得到驗證。
模型2是股權激勵契約要素整體與經理對公司的貢獻度、利益侵占度的回歸結果?？梢钥闯龉蓹嗉顝姸取⒓钇谙藓蜆I績條件均與經理對公司的貢獻度顯著正相關，與經理利益侵占度顯著負相關，即激勵強度、激勵期限和業績條件均與經理管理防御程度負相關，并且模型2的擬合度明顯優于模型1中各個回歸的擬合度，假設1、假設2和假設4再次得到驗證；授予價格同樣與經理對公司的貢獻度、利益侵占度相關性不顯著，假設3未通過驗證。
五、研究結論與建議
股權激勵契約要素是股權激勵契約設計的關鍵，依據實際情況優化各契約要素才能從根本上提高股權激勵的有效性，因此本文從股權激勵契約設計出發，探討各個契約要素對經理管理防御的影響。研究結果表明：
1.股權激勵強度、激勵期限、業績條件與經理管理防御顯著負相關。由描述性統計可以看出，我國目前股權激勵強度整體偏低，激勵期限多為五年，并且嚴格的業績條件僅占實施股權激勵企業總數的一半。因此，為了能夠保障股權激勵更加有效地實施，降低經理管理防御程度從而提升企業價值，建議上市公司在前期設計股權激勵契約要素時加強股權激勵強度、適當延長激勵期限、提高業績條件，從而緩解經理管理防御行為，保障股東利益。
2.授予價格對于經理管理防御的緩解作用不明顯。理論上授予價格與經理關系防御程度呈負相關關系，但回歸分析不支持這一觀點。通過分析發現，目前我國實施股權激勵的企業，其授予價格大多設定在《上市公司股權激勵管理辦法》規定的最低要求，很少有企業主動提高授予價格以緩解經理管理防御行為，授予價格的偏低是導致股權激勵有效性難以發揮的原因。授予價格的提高能夠充分調動經理人積極性，因此，股權激勵契約設計時應該在合理的范圍內適當提高授予價格，以提升股權激勵有效性，從而緩解經理管理防御行為。
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股權激勵對公司績效的影響范文6
【關鍵詞】管理層；股權激勵；公司業績
隨著公司控制權與所有權的分離，管理層與股東之間的問題成為公司治理中的一個重要問題，而激勵是解決問題的基本途徑和方式。股權激勵作為一種激勵機制，最早起源于20世紀50年代的美國，隨后在歐美等資本市場相對成熟的國家得到了廣泛的應用。但是與它在西方國家的發展過程相比，股權激勵真正開始在我國實施的時間不長，相對比較滯后。1993年，深圳萬科集團最先開始嘗試推行股票期權制度，成為中國第一家嘗試股權激勵的企業。但直至2005年12月31日，證監會頒布《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》，股權激勵才得以在我國上市公司中正式實施。而之后一系列政策法規的陸續實施，說明我國股權激勵的配套制度正日趨完善，我國資本市場正逐漸走向規范和成熟。
一、股權激勵的概念
股權激勵是指激勵主體以股票或股票期權等形式賦予激勵對象一定的現實經濟利益或潛在經濟權利，以激勵他們努力工作，幫助實現企業價值和股東財富最大程度地增值。
股權激勵是一種非常靈活的激勵方式，只要在實施細節上稍加調整就可以變化出很多模式，我國企業實施管理層股權激勵采用的典型模式有股票期權和限制性股票，除此之外還有股票增值權、業績股票、虛擬股票、延期支付、管理層收購等其他方式。
二、理論基礎
現代公司制中的職業經理人和股東之間是一種典型的委托關系。關于管理層股權激勵的委托理論可分為兩派：一是最佳契約論，二是管理層權力論。
（一）最佳契約論
最佳契約論是股權激勵理論的傳統觀點，它認為股權是解決問題的手段。經理人可能出現因追求自身利益而與所有者利益相沖突的“敗德行為”。因而，股東關心的是如何根據所能觀測到的變量來懲罰經理人，以激勵其采取有利于股東的行為。激勵問題的核心就是在“委托人—人”框架下尋求最優化的激勵方案，或設計最優的激勵機制。
（二）管理層權力論
管理層權力泛指管理層對公司治理體系（包括決策權、監督權以及執行權）的影響能力，這種權力會對管理層薪酬契約造成影響，使其偏離最優狀態。該理論認為，管理層權力越大，管理層薪酬會越高，薪酬與業績的關聯程度也越小。
三、管理層股權激勵對公司業績的影響
與國外的研究進度相比，國內的研究起步較晚。但是隨著股權激勵在我國企業的快速發展，國內學者關于股權激勵的實證研究逐漸增多，研究結論主要分為以下幾類：
（一）股權激勵與公司業績不存在顯著的相關關系
李增泉（2000）對1998年799家上市公司進行研究，發現由于高管持股比例偏低，導致股權激勵不能發揮應有的激勵作用，并且區域因素和競爭因素會顯著影響持股比例與企業績效之間的相關性。魏剛（2000）對1998年791家上市公司進行研究，發現高管持股比例普遍較低，以致高管持股變為一種福利制度安排，并且高管持股數量與公司經營績效之間也不存在顯著的相關關系?？靶旅窈蛣⑸泼簦?003）對2001年1036家上市公司進行研究，發現經營者的持股比例與經營績效有顯著性弱相關關系，兩職兼任的經營者持股比例與其績效均不具有顯著相關性。顧斌和周立燁（2007）對在2002至2005年滬市56家在2002年前試行股權激勵的上市公司進行研究，發現股權激勵對公司業績的激勵作用不明顯，股權激勵實施后業績的提升不顯著，并且不同行業具有不同的激勵效應，交通運輸行業的上市公司股權激勵效果最好。
（二）股權激勵與公司業績呈正相關關系
周建波和孫菊生（2003）對1999至2001年間34家試行股權激勵的上市公司進行研究，結果發現：實施股權激勵計劃的上市公司，其業績在實施股權激勵計劃之前普遍比較高，表明我國試行股權激勵的上市公司樣本中存在一定的選擇性偏見；成長性較好的上市公司，其業績與高管因股權激勵而增加的持股數之間呈顯著的正相關關系；強制高管持股、使用年薪購買公司流通股以及混合模式的激勵效果較好；內部公司治理機制不良的公司，其高管可以利用股權激勵計劃最大化自身利益。黃桂田和張悅（2008）使用非參數Matching方法對2007年38家提出股權激勵計劃的上市公司進行研究，發現股權激勵對Tobin’sQ值存在顯著的正向影響。周仁俊等（2010）從國有與非國有控股上市公司產權基礎不同的視角，對2005至2009年A股上市公司進行研究，發現非國有控股上市公司的管理層持股比例高于國有控股上市公司；管理層持股比例與企業經營業績呈正相關關系，其相關程度在非國有控股上市公司表現更為顯著。從而證實了國有與非國有控股上市公司管理層持股比例對企業經營業績影響的方向相同但程度存在差異。
（三）股權激勵與公司業績呈負相關關系
俞鴻琳（2006）對2001至2003年間933家上市公司進行研究，發現國有上市公司的管理者持股水平和Tobin’sQ值之間呈顯著的負相關關系，而全部上市公司和非國有上市公司則不存在顯著的相關關系，認為由于政府對國有上市公司的控制、股權結構高度集中以及董事會機制不完善，導致國有上市公司的股權激勵機制未能發揮其應有的治理效應。姚偉峰等（2009）對2002至2007年間108家上市公司進行研究，發現管理層持股比例與企業效率在股改之前不存在顯著的相關關系，而在股改之后兩者卻呈顯著的負相關關系。
（四）股權激勵與公司業績呈非線性關系
王華和黃之駿（2006）對2001至2004年143家高科技上市公司進行研究，發現在考慮經營者股權的內生性影響下，經營者股權激勵和企業價值之間依然存在顯著的區間效應。也就是說，無論以獨立董事比例還是非執行董事比例表示董事會的影響，經營者股權激勵與企業價值間都存在顯著的倒U型曲線關系，該結果表明經營者股權激勵和企業價值之間存在穩定的關系。呂長江等（2009）對2005至2008年間108家提出股權激勵計劃的上市公司進行研究，發現上市公司的股權激勵計劃存在激勵型和福利型兩種，且上市公司能夠通過設置合理的授予價格、激勵條件和激勵有效期，提高股權激勵計劃的積極治理效應。
基于以上綜述可以看出，國內學者關于股權激勵與公司業績關系的研究并沒有形成一致的結論。造成研究結論不同的因素可能包括以下幾種：
1.業績指標選取的差異。大部分學者選取了單個或某兩個業績指標，也有少量研究選取了償債能力、營運能力、發展能力等方面的指標進行因子分析計算出企業的綜合績效得分作為因變量。但不論是單一指標還是主成分分析法，都存在很多種選擇，如凈資產收益率、總資產收益率、每股收益、托賓Q值等。
2.研究方法的差異。大部分研究采取了相關性分析或回歸分析，并有多數學者考慮到企業規模、行業因素等對回歸結果的影響，而引入了控制變量，但控制變量選擇的不同會造成不同的回歸結果，甚至可能導致偽回歸的出現。
3.樣本選擇的差異。不同學者實證研究的樣本各不相同，一方面是樣本選擇范圍的差異，有的研究選取了某個行業做樣本，有的選取了某類性質的企業做樣本，還有的選取了某個證券交易所的上市公司做樣本；另一方面是樣本選擇時間段的差異，我國證券市場發展較快，市場環境和政策環境變化較大，同一家公司在不同時期因為受到不同政策的影響，實施股權激勵的效果也會產生差異。尤其是早期的實證研究，由于我國股票市場很不規范，財務報表數據的真實性偏低，其結果可能存在較大的偏差。
除此之外，大部分實證論文都直接選取了管理層持股的上市公司作為樣本，由于中國的特殊國情，實行股權激勵的公司不能用管理層持股的公司來替代。這是因為管理層持有本公司股票的來源非常廣泛，并不一定是實施股權激勵的結果。因此，利用管理層持股的公司來分析股權激勵的實施效果，得到的結論可能有失偏頗。
參考文獻：
[1]顧斌，周立燁.我國上市公司股權激勵實施效果的研究[J].會計研究，2007，3.
[2]黃桂田，張悅.企業改革30年：管理層激勵效應—基于上市公司的樣本分析[J].金融研究，2008，12.
[3]王華，黃之駿.經營者股權激勵、董事會組成與公司價值：基于內生性視角的經驗分析[J].管理世界，2006，9.
