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股權激勵的與股權設計范文1
關鍵詞：電力安全；施工；安全管理；應用；
中圖分類號：V351.31 文獻標識碼：A 文章編號：1674-3520（2014）-04-00233-01
前言：隨著電力企業的不斷發展，安全生產已經成為電力企業長足發展、基業長青的重要保障。我國的電力安全管理從最初的事后管理和缺陷管理逐步走向安全風險管理，發生了質的飛躍。安全生產管理將電力生產過程中的安全隱患及時的消除，起到了防患于未然的作用。文章中筆者從電力安全風險管理措施進行了簡要的介紹，對電力安全生產工作的順利展開具有重要的意義，確保電力安全生產的可靠性和經濟性以及社會性。
一、電力安全風險等級簡介
電力安全等級管理的事后管理、缺陷管理以及風險管理的理論基礎是事故理論、危險理論以及風險理論。在長期的工作和事故研究過程中發現電力安全事故發生的瞬間包括了人和物的不安全狀態。研究結果表明為了防止電力安全事故的發生應該從人和物兩個方面入手，可以從安全風險評估來進行電力風險等級的評價。
二、電力工程施工安全組織措施
（一）電力工程施工現場安全電力的組織措施。1、為了保證電力工程施工現場的安全管理，施工單位應做好組織措施。首先，應該建立一個組織結構，并且配備專職的安全工程師進行施工現場的安全管理，并且應明確職責范圍，有效保證安全管理質量。第二，建設單位應該建立一個專職的安全機構，來檢查和督促施工單位進行安全生產；第三，監理單位應該督促施工單位建立健全安全責任制度和群防群治制度，并且應該按時檢查專職安全人員的工作情況；第四，相關單位有權建議調離不稱職的安全觀管理人員，并幫助施工單位聘任合格的安全管理人員，進一步保證施工現場的安全。2、在進行施工現場的安全管理時首先應該設定合理的安全控制目標。然后從目標的確定到目標的開展以及目標的完成三個方面來進行。為了進一步加大施工現場的安全管理力度，應定期組織相關人員開展現場文明、安全例會，并且要做好會議記錄，并以書面形式上交給項目參與方，來加強現場管理的水平，提高施工現場的安全管理質量?？梢酝ㄟ^明確安全管理職責，加強安全管理手段以及制定施工安全應急預案等來進行安全管理。通過落實安全生產責任制，制定合理的獎懲制度，定期不定期的組織安全檢查，并對安全管理人員進行績效考核。除此之外，還應加大對施工現場安全管理的力度，嚴懲違章作業行為。再次，安全管理的原則應該是預防為主，因此應做好安全應急預案，來盡量減小發生安全事故時的損失。3、要保證施工現場安全監理工作的有效性，就應建立健全安全管理制度。通過安全管理制度來推動施工安全管理的順利開展，為項目的安全提供保障。為了確保電力工程施工現場的安全得到有效控制，要加強對工程安全管理的重視程度，并落實責任制度。這就要求全面落實責任制度，對施工工程中出現的質量問題層層的落實下去。只有建立嚴格的責任制度并將其落實，才能有效的控制電力工程施工現場的安全。
（二）施工現場安全管理的技術措施。技術措施是進行施工現場安全管理的一個重要手段。為了保證施工現場安全，監理單位應該全力配合承包單位根據具體的施工技術、施工工藝制定合理的安全技術措施，并嚴格審查施工方案以及施工組織設計的安全性和可行性。除此之外，為了更好的保證施工現場的安全，監理單位應協助承包單位嚴格按照安全技術規程和標準進行施工。
（三）安全風險等級評估管理系統設計的內容。第一，系統設計的內容之一就是生產環境的設計。在進行系統設計時需要對可能造成安全風險的環境進行評估，比如說不合理的電力設施的結構設計、不正確的電力控制機構的狀態等都可能造成電力生產人員的安全事故，并對電力生產環境的現場以及操作過程中的安全防范措施進行有效的評估。第二，需要對機具以及防護部分進行設計。這就要求安全風險等級評估管理系統對生產使用的機具以及防護措施的性能、保管、管理、配備以及使用等可能造成生產人員安全事故的方面進行有效的評估。第三，對電力施工生產現場進行管理，要求從生產人員的操作以及施工現場的安全管理措施、規章制度以及安全事故的應急措施等方面進行有效的評估?？梢詮囊韵滤膫€方面進行：（1）為了保證電力工程施工安全降低風險，應做好組織措施。首先，應該建立一個組織結構；第二，應該建立一個專職的安全機構，來降低電力工程施工安全風險；第三，施工單位建立健全安全責任制度和群防群治制度，并且應該按時檢查專職安全人員的工作情況。（2）電力施工工程安全風險管理時首先應該設定合理的安全控制目標。然后從目標的確定到目標的開展以及目標的完成三個方面來進行。為了進一步降低施工風險，應定期組織相關人員開展現場文明、安全例會，可以通過明確安全管理職責，加強安全管理手段以及制定施工安全應急預案等來進行安全管理。通過落實安全生產責任制，制定合理的獎懲制度，定期不定期的組織安全檢查，并對安全管理人員進行績效考核。（3）在進行電力工程施工現場安全管理工作，建立健全安全管理制度。通過安全管理制度來推動施工安全管理的順利開展，為項目的安全提供保障。為了確保電力工程施工現場的安全得到有效控制，領導要加強對工程安全管理的重視程度，并落實責任制度。
三、結束語：
文章中筆者結合多年的工作經驗對電力安全風險等級及電力施工安全管理進行了分析和探討，通過安全風險等級評估系統的建立對電力安全事故進行有效的控制，并進行事前的防范和事后控制。風險等級評估管理系統的應用可以實現電力安全的全面管理，提高安全風險管理的可靠性和安全性，并達到未雨綢繆的效果。
參考文獻：
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股權激勵的與股權設計范文2
關鍵詞：信息熵權；層次分析法（AHP）；水利基礎設施；PPP模式風險評估
中圖分類號：F303.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）15-0187-05
水利基礎設施一般投資規模大、建設周期長，政府無法提供充足的資金進行長期建設。同時，水利基礎設施具有公益性，產出難以量化，回報周期長，政府壟斷導致公共服務效率低和質量差。因此，對水利基礎設施的建設和運行來說，引入PPP模式是可行的，但同時也存在高風險，因此必須對其風險進行評估。
在PPP項目實施過程中，多風險評估所面臨的常常是一個由諸多因素組成的復雜系統，而且大多數因素都是存在不確定性的，使用單一的目標函數很難對其進行評價。將信息熵權與AHP法相結合，構建多風險評估的信息熵模糊AHP評估模型，為這類多因素風險評估問題提供了解決方案。
一、PPP模式的主要風險
在水利基礎設施項目上采用PPP模式，一般都會面臨生命周期長、實施過程復雜等問題，并且在整個項目的運營實施過程中還會遇到各類風險。結合實際情況，目前主要的項目風險有以下幾類：
（一）法律風險
法律風險是指在水利基礎設施建設運行過程中，因為無法實現目標或者違反法律要求，而造成一定損失的風險。規范的法律制度能夠有力保障水利基礎設施建設的正常開展，反之則會阻礙項目的正常開展，因此需要慎重看待。而由于 PPP模式在我國還未普遍運用，在項目的建設過程中，不可控的因素還比較多，相應的法律法規還不夠健全，因此法律風險成為影響和制約水利基礎設施建設的重要風險之一。
（二）自然風險
自然風險以其不可控性、周期性以及共沾性三個特征成為影響和制約水利基礎設施建設的風險之一。所謂自然風險，是指由于自然力的不規則變化產生并導致危害經濟活動、物質生產以及人類生命安全的風險，比如地震、水災、火災都屬于自然風險的類別。由于自然風險一旦發生，所涉及影響的對象往往最廣，其不可抗力的特征令自然風險無法控制、無法預見，更加無法防范[1]。
（三）社會風險
社會風險主要是由于利益失衡從而加劇社會風險的發生，它有可能導致社會沖突、破壞社會穩定，甚至成為一種社會危機。本文中，社會風險主要包括社會重大突發事件帶來的風險和公眾對項目反應所帶來的風險。公眾反應所帶來風險常常表現在項目損害了公眾的利益，尤其是水利基礎設施建設原本就具有準公共物品屬性，因此如果公眾的反應比較負面，那么必然會給項目的開展和建設帶來阻力，政府為了保障維護社會安定和保障公眾利益也會干預項目的建設。
（四）市場風險
市場風險主要表現在市場需求和市場收益不足。市場需求風險主要是由于宏觀大環境的變化引起了需求的變化，隨之給項目的收益帶來了一定的阻礙或者損失。而市場收益不足主要是指項目運營后沒有達到預期的目標，使私人機構獨自承擔了虧損。
（五）建設風險
任何項目都存在著建設風險，這類風險通常包括建設成本超出原定計劃和未能準時完工等等方面。建設成本超值風險往往是由于原材料的上漲、項目設計的中途變更以及未能預料到的環境變化而導致的成本超出預算；而延遲完工風險主要是指項目建設運營的時間超出規定期限，造成項目進程的滯后，其中影響完工時間的因素可能是項目運營方案不合理、原材料供應不及時等等。
（六）運營風險
PPP模式的優勢之處就是可以引入私人機構與政府合作一起開展項目，將私人機構的管理理念、經營模式等等引入到水利基礎設施建設中來。私人機構的加入既帶來益處，也無可避免地帶來一些弊端。在項目開展階段，私人機構的一舉一動都會影響 PPP項目每一環節，比如管理水平經驗不足、出現生產故障等等，都有可能降低服務水平或者影響產品質量，隨之帶來運營方面的風險。
二、基于熵權的AHP模糊評價模型
（一）信息熵權決策
1.信息熵概念。熵的概念在1948年被N.Wiener 和 C.E.Shannon引入信息論中，將其定義為：在k個等概率結局實驗條件下，H=-kPilog2Pi。式中，H為概率集P1，P2，…，Pn的熵，其值是以二進制來表明信息的不確定性的大小。
2.信息熵確定權重。熵技術應用于多風險評估分析中是一種比較有效的方法。系統可能處在n類不同的情況，Pi（i=1，2，…，n）為每種情況出現的概率，則該系統信息熵的計算公式如式（1）。
在多風險評估問題中，設決策方案集為A={ A1，A2，…，An}，決策矩陣為X={Xij} nxm，xij是Ai方案的第j個指標值。為了確認各指標的權重，可通過以下三個步驟：
第一，通過公式（2），得出第j個指標下第i個方案指標值的權重。
第二，通過公式 （3），得出第j個指標的信息熵。
第三，通過公式（4），得出第j個指標的權重。
從而得到權重向量T=（ω1，ω2，…，ωj） （5）
（二）多風險AHP評估模型[2～3]
T.L.Satty于1973年提出的一種層次決策分析方法，AHP層次分析法（The Analytical Hierarchy Process）法，這個方法以對一些復雜問題的本質、影響因素等深入的進行分析為基礎，利用較少的數據，并系統化、數學化、模型化其思維的過程，從而為多目標且復雜決策問題提供較為簡單的決策方法。
1.建立層次結構模型。首先是對問題的目標因素進行分類，其次是構造一個各目標因素相關聯的層次結構模型。圖 1顯示，第1層為目標層，第2層為判據層（衡量目標能否實現的標準層），第3層為方案層[4]。
2.構造判斷矩陣。遞階層次結構建成后，就可以明確上下層元素之間的隸屬關系。如果第二層中的元素對下一層的元素有支配關系，就能建立以Bi為判斷準則的元素C1，C2，C3…，Cn間的兩兩判斷矩陣，然后比較隸屬于同一指標的各指標之間的相對重要性，判斷矩陣記為Bi-C。
U=C11 … C1n …Cn1 … Cnn （6）
為對Bk的影響元素判斷矩陣。
矩陣Bi-C為互反矩陣，用元素cij表示方案i與方案j對比，在隸屬于判斷層Bk的諸指標中，對于方案j的相對重要性程度。cij（i，j=1，2，3…，n）有如下性質：cij>0；cij=1/ cji；cii=1。
判斷矩陣中的元素參照相關數據對同層次中某準則的重要性進行兩兩比較并賦值。有心理學方面的研究表明，人對信息等級辨別能力的極限為7+2，因此通過1―9 的數值來描述程度（如下頁表1 所示）。
3.層次排序計算方法。對于判斷矩陣B=[Cij]n×n與列向量W=（w1，w2，…，wn），如有某數列，當AW=λW成立，則λ為矩陣A的特征值，W為A的λ所對應的特征向量。
（1）計算判斷矩陣每一行的乘積Mi
（2）計算Mi的n次方根Wi
（3）將方根向量歸一化
（4）判斷矩陣最大特征值λmax
判斷矩陣為正互反矩陣，因此可以證明：n 階正互反矩陣存在正實數的單根最大特征值，λmax ≥n。判斷矩陣U 的最大特征值λmax的求法可用汪樹玉、劉國華等在《系統分析》中方法進行[5]。判斷矩陣中對應于λmax的規格化特征向量W的相應分量為其對應元素的單排序向量。
其中，（AW）i橄蛄AW的第i個元素。
4.一致性檢驗。計算一致性比率CR，當CR
（1）隨機一致性指標CI
（2）隨機一致性比率CR
判斷矩陣具有完全一致性則CI = 0；CI ≠0的情況下則降低要求，利用平均隨機一致性指標RI 來檢驗判斷矩陣能否打到滿意的一致性。Saaty 給出了1―9 階判斷矩陣的RI 值（如表2 所示）。
5.層次總評價指標[6]。通過對各備選方案關于評價指標的定量評價向量，得出定量評價矩陣W：
式中 V 為綜合評價指標向量，按其分量大小排序，從而確定相應方案綜合風險大小，Vmin所對應的方案即為綜合風險最小方案。
三、實例
蘇北某縣引入水源地項目，擬采用PPP模式進行運作，選取自然風險、市場風險、建設風險及社會風險作為主要評估指標，擬采用風C1、C2、C3三種實施方案進行項目風險綜合評估。
各種方案的技術經濟和環境指標（如表3所示）。
由式（2）和式（3）計算各個指標信息熵E=（0.776226，
0.789840，0.775037，0.746395），從而得4個指標權重T=（0.25，
0.26，0.25，0.24）。
根據層次結構模型圖，建立判斷矩陣，對各層指標進行了比較度的賦值，得到各層次相應判斷矩陣，保證其足夠滿意的一致性，用方根法計算排序權值。
（一）判斷矩陣
（二）相對重要度計算及一致性檢驗
對于B1-Ci判斷矩陣得排序向量：
具有滿意一致性。
同理，經檢驗所構造的4個判斷矩陣均具有滿意一致性，具體結果（見表4）。
（三）方案綜合評價指標
由上述計算得C方案層原素相對于B目標判斷層排序矩陣ω為：
層次總排序為V=Tω，結果見表5。
由表5可見，該PPP項目綜合風險從大到小排序依次為C1 >C3 >C2。項目的最大風險來自于市場風險，應該加強對工程社會關系維護、確保資金來源穩定的管理。
四、結論
第一，通過運用信息熵的效用值來得出目標因素的權重，使權重分配的問題得到解決，并對其的如何確定有了一定的理論依據。
第二，依據方案智能決策支持系統的優化模型，利用AHP法對多目標方案進行總體評定，來確定水利基礎設施PPP模式的風險大小。AHP法可以充分利用已有工程的經驗，彌補技術人員經驗不足之處，提高工作效率，降低建設成本。
第三，在具體實踐中，基于信息熵權的AHP多目標施工方案決策評估最重要一點在于方案判斷因素的選取。在對水利基礎設施PPP模式風險進行評估時，要把每個因素都考慮進去是很困難的，選取最關鍵的幾個因素進行判斷，最終得出結論。
參考文獻：
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股權激勵的與股權設計范文3
【關鍵詞】股權激勵；企業績效；企業特征因素
1前言
目前，股權激勵已廣泛應用于公司治理中，成為了現代企業所有者對經營者的一種激勵約束機制。股權激勵與企業績效的關系也成為當前企業管理研究的重要內容。國內外學者對股權激勵與企業績效的關系進行了大量的實證研究，但得出的結論卻不盡相同。
現有關于股權激勵與企業績效之間的相關性的研究存在三種觀點。第一種觀點認為，股權結構是企業內生的，股權激勵受到包括企業績效等各類企業內外部因素的影響，因此股權激勵與公司績效無關。第二種觀點認為，股權激勵與公司績效正相關，持這一觀點的學者對二者關系的因果推論存在爭議，有學者認為股權激勵降低了成本提高了績效，也有學者認為由于績效的提升，企業管理者能夠獲得更過股權作為獎勵，因而提高了股權激勵水平。第三種觀點認為，二者為非線性相關，支持這一觀點的研究多數發現了二者之間呈倒U型相關，但也有少數研究發現了三次相關或四次相關關系。
由此可見，股權激勵與企業績效的關系非常復雜，這可能是由于股權激勵受到很多因素影響的緣故。
2實證分析
本文擬采用回歸分析的方法，分別在不考慮股權激勵影響因素和考慮股權激勵影響因素的條件下，分析股權激勵與企業績效的關系，并通過對比兩次分析結果，得出最終結論。主要分為三步：1.在不考慮股權激勵影響因素的條件下，分析股權激勵與企業績效之間的關系；2.分析企業微觀特征因素對股權激勵的影響；3.在考慮股權激勵影響因素的條件下，分析股權激勵與企業績效之間的關系。經過上述研究以后，相信能夠得出股權激勵對企業績效的影響模式。
2.1股權激勵與企業績效的關系分析
2.1.1研究假設
根據前人研究結果，本文首先假設：1.股權激勵與企業績效呈倒U型相關。
2.1.2研究設計
（1）變量定義
①因變量
企業績效，以托賓Q值（TQ）進行衡量，它表示市場價值與資產重置成本的比值。本文參考前人的研究，將托賓Q值的計算公式定為：托賓Q值=（股票市價×流通股數+每股凈資產×非流通股數+負債總額）÷資產總額。
②自變量
股權激勵，以管理層持股比例（OWN）衡量，計算公式為：經營者持股比例=經營者持股數總和/企業總股本×100%。
股權激勵的平方，以管理層持股比例的平方（SQO）衡量，用于驗證是否存在區間效應。計算公式為：經營者持股比例的平方=（經營者持股數總和/企業總股本×100%）2。
（2）模型設計
根據變量定義，本文模型設計如下：
模型1：TQ=α0+α1OWN+α2 SQO+e，用于表示企業績效與股權激勵和股權激勵平方的關系。
（3）樣本選擇和數據來源
選取2011年上海證券交易所A股上市公司中實施股權激勵的上市公司424家。剔除了ST和*ST的企業和發行B股、H股、N股和S股的企業。
本文用到的上市公司交易數據來源于雅虎財經，財務數據、股權結構特征數據來自公司年報，使用SPSS 11.5進行有關統計檢驗。
2.1.3研究結果分析
（1）描述性統計分析
在持股比例方面，樣本平均持股比例為3.4327%，其中最大值為69.2892%，最小值為0.0009%，標準差為10.5467。在托賓Q值方面，樣本的平均值為1.6621，最大值為6.9384，最小值為0.7873，標準差為0.7884。
（2）回歸分析
采用SPSS 11.5軟件包根據模型1對樣本數據進行普通最小二乘法（OLS）分析發現：模型1的F值不顯著，R方為0.47%，表示自變量對因變量的解釋程度很小，模型1不能進行很好的預測。持股比例、持股比例的平方和托賓Q值之間不存在顯著關系，表明在不考慮企業微觀特征因素影響的條件下，股權激勵與企業績效之間的相關性很小。
2.2企業特征與股權激勵的關系分析
2.2.1 研究假設
根據以往研究，本文選取兩個企業微觀特征因素：企業成長性和股權性質，研究其與股權激勵之間的關系。
（1）企業成長性
根據理論，企業處于高速期時，其物質資源和人才資源迅速增加，因而需要投入更多的管理成本，因此需要更高水平的股權激勵以降低成本。與其他企業相比，我國上市公司中的高成長性的企業，如：高科技企業、信息技術企業、民營企業更多地采用股權激勵機制。
因此，本文假設：2.企業成長性與股權激勵正相關。
（2）股權性質
根據企業第一大股東的股權性質，本文將研究對象劃分為兩類：國有控股和非國有控股。劉國亮、王加勝（2000）發現，國家股比例越大，股權結構越集中，因而股權激勵效果越弱。學者認為，由于國有控股企業不是以經營利潤為目標，而是執行政府的政策為國家利益服務，所以，國家股東的目標和公司追求最多的利益目標不一樣，兩者存在矛盾。與此同時，因為國企和國家利益緊密相聯，在資金、政策等方面更容易獲得政府的支持，經營壓力較小，因而對股權激勵的需求程度不高。
因此，本文假設：3.是否國有控股與股權激勵負相關；
2.2.2 研究設計
（1）變量定義
①因變量
股權激勵，以管理層持股比例（OWN）衡量。
②自變量
企業成長性，以資產總額增長率（GRO）衡量，計算公式為：資產總額增長率=（期末資產總額期初資產總額）÷期初資產總額。
股權性質，以是否為國家控股（SH）反映股權性質，SH=1表示第一大股東為國家股或國有法人股；SH=0表示第一大股東不是國家股和國有法人股。
（2）模型設計
根據變量定義，本文模型設計如下：
模型2：OWN=β0+β1GRO+β2SH+e，用于研究企業微觀特征與股權激勵的關系。
2.2.3 結果分析
（1）相關分析
采用SPSS 11.5軟件包進行Pearson相關分析，結果發現：企業成長性與股權激勵在0.01的水平上顯著正相關，表明成長性越高的企業越傾向于采用股權激勵計劃，假設2到初步驗證；股權性質與股權激勵在0.01水平上顯著負相關，表明國有控股企業股權激勵程度低于非國有控股企業，假設3到初步驗證；另外，變量之間的判定系數均小于0.8，表明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。
（2）回歸分析
采用SPSS 11.5軟件包根據模型2對樣本數據進行普通最小二乘法（OLS）分析發現：模型2的F值在0.01的水平上顯著，R方為25.074%，DW統計量為1.9260，表明模型基本不存在序列相關；企業成長性與股權激勵在0.01的水平上顯著正相關，表明成長性較好的企業傾向于實施股權激勵，假設2得到驗證；股權性質與股權激勵在0.01水平上顯著負相關，與假設3相符。
2.3 股權激勵與企業績效的關系分析
通過對企業特征因素的分析，本文發現了企業特征因素與股權激勵之間存在相關關系，由于這些企業特征因素會影響股權激勵與企業業績的關系作用，因而需要在考慮這些因素影響的條件下，對股權激勵與企業績效之間的關系進行再一次的研究。
2.3.1 研究假設
本文假設：4.在考慮企業微觀特征因素影響的條件下，股權激勵與企業績效呈倒U型相關。
2.3.2 研究設計
（1）變量設計
①因變量
企業績效，以托賓Q值（TQ）進行衡量。
②自變量
股權激勵，以管理層持股比例（OWN）衡量。
股權激勵的平方，以管理層持股比例的平方（SQO）衡量。
③控制變量
企業成長性，以資產總額增長率（GRO）衡量。
股權性質，以是否為國家控股（SH）反映股權性質。
（2）模型設計
根據變量定義，本文模型設計如下：
模型3：TQ=γ0+γ1OWN+γ2SQO+γ3GRO+γ4H3+e，表示在考慮企業微觀特征因素影響的條件下，分析股權激勵與企業績效的關系。
2.3.3 研究結果分析
模型3的F值在0.01的水平上顯著，表明回歸方程的設計有效，R方為30.315%，DW統計量為1.927，基本沒有自相關。持股比例、持股比例的平方和托賓Q值之間不存在顯著關系，表明在考慮企業微觀特征因素影響的條件下，股權激勵與企業績效也沒有顯著的相關關系。
3結論
本文以我國上海證券交易所A股上市公司為研究對象，采用相關分析、回歸分析等方法，探討了股權激勵與企業績效的關系，發現如下的結論。
（1）企業特征因素與股權激勵。企業成長性與股權激勵之間具有顯著的正相關關系，推測是由于企業處于快速發展的階段時，資產快速增長，使得企業內部管理成本上升，而采用股權激勵機制，可以一定程度降低成本，因此二者表現出正相關關系；股權性質與股權激勵顯著相關，表明非國有控股企業更傾向于采用股權激勵機制。
（2）無論是否考慮企業特征因素，股權激勵與企業績效之間都沒有顯著的相關關系，表明股權激勵在我國企業內部并沒有發揮作用，原因可能是多方面的。從企業內部來看，我國上市公司股權激勵水平總體偏低，平均持股比例僅為3.433%；企業內部股權激勵機制也有待完善，于東智、谷立日（2001）提出企業應通過科學測算確定自己的最優持股數量，并建立持股權合約制度；企業績效指標不合理，只重量化指標和短期指標而忽視了企業的長期發展，對企業的評價不夠全面系統。從外部環境來看，我國還需進一步加強資本市場建設，完善市場評價、監督約束、信息披露等機制，為股權激勵提供必要的支持。
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股權激勵的與股權設計范文4
【關鍵詞】 高新技術上市公司； 股權激勵； 公司業績； 自主創新
隨著股權激勵相關規定的出臺，股權激勵在國內越來越受到重視。特別是高新技術企業，都把股權激勵視為調動企業技術和管理人員的積極性和創造性、推動企業自主創新能力建設、促進企業做大做強的重要杠桿。但是縱觀目前國內的文獻，雖然關于股權激勵和公司業績的研究文獻很多，但是涉及到高新技術企業的研究文獻少之又少。而且隨著我國對自主創新的越來越重視，高新技術企業的地位也越來越重要。那么，這些高新技術上市公司中，股權激勵實施的情況如何？實施股權激勵是否有助于提升公司業績？實施股權激勵的持股比例對公司業績又有什么樣的影響？基于以上問題，本文以高新技術上市公司2009年度報告為依據，通過考查其已的股權激勵計劃，對高新技術上市股權激勵與公司業績之間的關系進行實證研究。
一、文獻回顧
國內外關于股權激勵和公司業績的研究文獻都比較多，主要有兩種觀點。一種是認為股權激勵與公司業績呈正相關關系。如Jenson&Meckling（1976）根據利益一致假說，認為市場價值隨著管理人員持股而增加。Mork（1988）通過對董事會持股與Tobin’s Q關系的研究發現，當持股比例在0%~5%之間時，持股比例與Q值正相關；持股比例在5%~25%之間時，持股比例與Q值負相關；當持股比例超過25%時，持股比例與Q值又正相關。我國一些學者的研究也得到類似的結論。如葛文雷和荊虹瑋（2008）、潘穎（2009）等的研究表明公司業績與股權激勵比率明顯正相關。但也有一些學者的研究支持另一種觀點，即股權激勵與公司業績不相關。如魏剛（2000）、李增泉（2000）、顧斌和周立燁（2007）等的研究發現股權激勵對公司業績的激勵作用不明顯。
縱觀這些文獻可以發現，一是有些文獻混淆了管理層持股與股權激勵，將管理層持股等于股權激勵，但事實上，管理層持股不一定是因為實施了股權激勵計劃，而有可能是通過管理層收購、管理層購買等方式實現的。二是研究多采用2005年以前的數據為依據，而真正意義上的股權激勵是于我國上市公司2005年進行股權分置改革后實施的，關于股權激勵的相關法規也是于2006年后才相繼出臺。三是文獻基本上都是考查持股比例對公司業績的影響，研究持股比例與公司業績是否具有正相關關系，但筆者認為這并不全面。四是關于股權激勵與公司業績的研究，沒有針對高新技術企業的數據?；谝陨显?，筆者以已經被認定為“高新技術企業”的上市公司為研究對象，結合自2005年1月1日至2009年12月31日已經披露的股權激勵計劃，既考查實施股權激勵與否對公司業績是否有影響，也考查實施股權激勵的比例對公司業績是否有影響。
二、理論分析與研究假設
根據委托理論，由于所有權與控制權的分離，人會存在道德風險及偷懶行為和機會主義以及逆向選擇問題，從而導致委托人（股東）與人之間存在利益不一致。而通過對人即管理人員進行股權激勵，讓管理人員分享公司的剩余索取權，使其預期收益與公司業績緊密相連，從而有效地解決委托問題。因此提出假設1：公司業績與是否實施股權激勵正相關。
當管理人員持股比例越大時，擁有的剩余索取權份額就越大，根據利益一致假說，管理人員的利益與公司的利益就越趨于一致。從而管理人員更傾向于采取有利于公司業績的決策，從而達到個人財富的最大化。因此提出假設2：公司業績與管理人員持股比例正相關。
三、研究設計
（一）樣本選擇和數據來源
自《高新技術企業認定管理辦法》于2008年頒布后，2008年1月1日至2009年12月31日共427家上市公司獲得認定（僅考慮上市公司自身受到認定不考慮其下屬公司受到認定的情況）。通過考查這427家高新技術上市公司實施股權計劃的情況，其中有15家提出過股權激勵計劃但之后又停止實施，為了不影響數據的準確性也予以刪除，共得到412家上市公司的樣本。其中，提出了股權激勵計劃的共計43家，其中已實施的和股東大會通過的共27家（包括已實施的26家和股東大會通過的1家，后續為了簡便都稱為已實施的），董事會通過的16家。高新上市公司所有數據都來源于銳思數據庫（resset），股權激勵數據來源于wind數據庫。所有數據采用EXCEL和SPSS16.0進行處理而得。
（二）模型設計
建立如下回歸模型進行分析：
模型1：
模型1主要檢驗假設1；模型2通過考查已實施的股權計劃中持股比例對公司業績的影響，主要檢驗假設2。
（三）研究變量及其說明
研究變量及其說明如表1。其中，被解釋變量選用廣泛采用的平均凈資產收益率（ROE）作為公司業績的衡量標準。被解釋變量SI01表示是否實施股權激勵；被解釋變量MSR表示股權激勵的持股比例。需要說明的是，股權激勵計劃處于董事會表決通過狀態的，因其由董事會表決通過后很大程度上會實施，但在后續的股東大會和主管部門審核中可能會對其計劃如持股比例等進行修訂，因此在是否實施股權激勵變量的設置中將董事會通過狀態的設為1，但在考查持股比例對公司業績的影響時將其排除。
此外，模型中同時考慮將股權集中度（SH）、資產負債率（D/A）、資產規模（SIZE）和行業（INDUi）設置為控制變量。其中行業控制變量INDUi的設置中，由于涉及到制造業的上市公司比較多（共359家），因此將其按次類行業代碼進行設置，而房地產業、交通運輸業、傳播與文化、批發與零售、綜合類都分別只有1家或者2家，因此合并為其他類進行反映。其中INDU5代表信息技術業，INDU6代表建筑業，INDU7代表采掘業，INDU8代表社會服務業，INDU9代表其他類，INDU10至INDU19分別代表制造業中次級行業食品與飲料、紡織服裝與皮毛、木材與家具、造紙與印刷、石油化學塑膠塑料、電子、金屬與非金屬、機械設備與儀表、醫藥與生物制品和其他制造業。
四、實證檢驗
（一）描述性統計
1.高新技術上市公司股權激勵概況
從總體來看，412家上市公司中，了股權激勵計劃的共計43家，占整個高新上市公司的比例為10.44%，說明我國高新技術上市公司實施股權激勵的比例還比較低。從年份來看，除了2007年由于實行上市公司專項治理活動暫停審批外，已實施的2006年（8家）和2008年（7家）的家數持平，而2009年實施的有11家，與之前年份相比大幅增加。從而可以看出各上市公司對股權激勵計劃持歡迎態度，并且從董事會預案通過的情況分析也可以得到類似的結論。
2.凈資產收益率對比（表2）
通過比較已實施的（不包括僅董事會通過的）和所有高新技術上市公司的凈資產收益率可以發現，實施了股權激勵的高新技術上市公司凈資產收益率均值為13%，顯著高于全部高新技術上市公司的凈資產收益率水平10%。
3.高新技術上市公司已實施的股權激勵計劃情況
從持股比例來看，實施的27家高新技術上市公司中，持股比例最高的9.94%，持股比例最低的是0.81%，平均持股比例是4.94%。由于我國規定實施股權激勵的比例在0%至10%之間，與國外相比，我國的持股比例偏低。
從表3可以看出，實施了股權激勵的上市公司主要分布在信息技術業和制造業，而建筑業、采掘業、社會服務業、制造業中的食品與飲料、木材與家具、造紙與印刷等行業都沒有上市公司實施股權激勵?？梢妼嵤┝斯蓹嗉畹母咝录夹g上市公司體現了一定的行業特征。
（二）回歸結果分析
1.是否實施股權激勵與股權激勵持股比例的回歸結果
從表4模型1的回歸結果可以看出，是否實施股權激勵與凈資產收益率在10%上顯著，說明高新技術上市公司的公司業績與是否采取實施股權激勵這一措施顯著正相關，符合假設1。從行業來看，除了采掘業（INDU7）、木材與家具（INDU12）兩個行業與凈資產收益率不具備顯著相關性外，其他行業都與凈資產收益率顯著相關，且相關系數都為正值。此外，公司規模與公司業績也顯著正相關，資產負債率與公司業績顯著負相關，即公司規模越大越有助于提高公司業績，資產負債率越低越有助于提升業績。
從模型2的回歸結果可以看出，所有實施了股權激勵的上市公司凈資產收益率與持股比例正相關，但并不顯著，說明持股比例的提高雖對提高公司業績有一定的正向影響，但不顯著，可以考慮是否存在區間效應。在所有股權激勵實施的行業中，除紡織服裝與皮毛、金屬與非金屬兩個行業外，其他行業都與公司業績顯著正相關。此外，公司規模與公司業績也顯著正相關，但資產負債率的負相關關系并不顯著。
2.股權激勵持股比例的進一步分析
通過散點圖，可以發現持股比例在6%附近呈現明顯的區分。因此我們將模型2簡化成如下模型：ROE=α+β1MSR+ε，并將持股比例劃分為［0%，6%）和［6%，10%］兩個區間分別進行檢驗。
當管理人員持股比例在［0%，6%）之間時，樣本公司17家。
ROE=0.038+0.03MSR+ε
（0.502）（1.374）
Adj-R2 0.053，F值1.888
當管理人員持股比例在［6%，10%］之間時，樣本公司9家。
ROE=-0.12+0.03MSR+ε
（-1.43）（3.027）
Adj-R2 0.505，F值9.162
從上面的回歸結果可以看出，持股比例與公司業績呈現一定的區間效應，在［6%，10%］區間是顯著正相關，在［0%，6%）正相關但不顯著。出現結果的可能性是因為我國上市公司股權激勵的比例規定在（0%，10%］之間，超過6%屬于比較高的持股比例，因此體現出持股比例越高越有利于提升公司業績。
五、研究結論與啟示
從上文的分析可以看出，公司業績與是否實施股權激勵顯著正相關，但在進一步考查公司業績與股權激勵實施的持股比例關系上，發現其正相關關系并不顯著，只有在［6%，10%］區間公司業績與持股比例顯著正相關。這說明上市公司實施股權激勵對其業績有顯著影響，即上市公司實施了股權激勵有助于提升業績，股權激勵是一項有效提升業績的激勵機制。但是并不是實施股權激勵的持股比例越大，越有助于提升業績，只在一定的區間才體現這種關系。
然而，雖然高新技術上市公司實施股權激勵顯著提升其業績，且對股權激勵計劃也持歡迎態度，但是實施股權激勵的比例還比較小。因此，一方面要鼓勵高新技術上市公司結合自身情況積極引入股權激勵計劃，另一方面上市公司自身和管理部門也要采取相應措施，以便股權激勵計劃的有效實施：
（一）完善公司治理結構
若高新技術上市公司要實施股權激勵，首先要完善公司治理結構。公司治理結構完善，“三會”運作規范，才能有效在實施股權激勵的各環節發揮相應的作用，才能有效避免在實施股權激勵過程中可能存在的自定薪酬、激勵成本過高等問題。
（二）結合自身情況設計合理有效的股權激勵計劃
高新技術上市公司結合自身情況設計有效的股權激勵計劃時，一方面要考慮自身所處行業的競爭性、公司規模等情況，另一方面要考慮設計合理的股權激勵條款，如持股比例的多少、業績考核標準的設計等。
（三）管理部門加強監管和支持力度
股權激勵計劃有助于高新技術上市公司吸引和留住人才，激發技術和管理人員的積極性和創新，從而有助于提升其自主創新的能力和核心競爭力。特別是目前提倡自主創新的背景下，中關村和東湖高新示范區都先后開展了股權激勵試點。但是目前關于股權激勵的相關政策還不夠完善。因此，管理部門一方面要加強監管，另一方面要加大對高新技術上市公司以及試點企業的支持和指導力度，以便股權激勵既規范也有效地運作。
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股權激勵的與股權設計范文5
關鍵詞：股權激勵；公司業績；市場反應；PSM方法
一、 引言
隨著所有權和經營權的分離，管理層與股東利益不一致從而產生問題。激勵機制是降低管理層與股東之間成本的一種有效途徑，在國外得到了廣泛的應用（Tzioumis，2008）。我國從2006年起，頒布了《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》等，為上市公司股權激勵的順利實施提供了保障。從2006年至2012年12月底，共有307家公司推出股權激勵計劃草案，其中281家公司開始實施股權激勵，占上市公司總體的11.64%。
對股權激勵效果的衡量，最終要落實到公司業績增長上，之前的研究多集中于股權激勵計劃推出當期公司業績的改善（蘇冬蔚等，2010；盛明泉等，2011；周仁俊等，2012）。而我國股權激勵計劃實施周期一般為5年～10年，其對公司業績的改善應該是一個較長期的過程。從長期來看，與未實施股權激勵的公司相比較，實施股權激勵會如何影響公司業績？成為了本文的研究內容之一。而從短期來看，既然市場對于股權激勵計劃的提出表現出了非常積極的反應，那么什么因素會影響這一反應？目前的研究尚沒有得出一致的結論，這也成為了本文研究的內容。
本文的與以往研究的不同點在于，長短期結合分析股權激勵的實施效果。從長期來看，利用大樣本數據，以一個較大的時間跨度比較了股權激勵實施與否對公司業績的影響。并且運用傾向得分匹配法（PSM，Propensity Score Matching）對未實施和已經實施股權激勵的兩類公司進行配對分析。從短期來看，檢驗股權激勵力度對于市場反應的影響，也從一個側面說明什么樣的股權激勵計劃更受歡迎。
二、 文獻回顧及研究假設
對于實施股權激勵對公司業績的影響，一類研究從理論出發，認為股權激勵有助于緩解股東與管理層的問題，從而提高公司業績（Jensen & Meckling，1976）。DeFusco等（1990）研究結果表明，由于高管在激勵期間調節利潤，增加對高管的股權激勵后，會導致管理費用和銷售費用上升，而公司利潤和研發支出卻下降。我國從2006年開始實施規范的股權激勵，對于股權激勵對公司業績的關系的研究逐漸增加。黃桂田等（2008）對2007年提出股權激勵計劃的上市公司研究發現，股權激勵與否對托賓Q值存在顯著的正向影響。盛明泉等（2011）運用2006年～2008年數據表明，被激勵的高管占高管總數的比例與公司業績正相關。
國內學者更多地著眼于研究股權激勵計劃推出當年對公司業績的影響，而鮮有研究從長期效果檢驗股權激勵實施與否對公司業績的影響。我國股權激勵計劃實施周期一般為5年～10年，其對公司業績的改善應是一個較長期的過程。正是因為此，實施股權激勵的目的在于激勵管理層長期發揮自身人力資本的作用，克服可能出現的短視問題，本文提出：
假設1：從長期來看，實施股權激勵會提高公司的業績
市場對股權激勵計劃的短期反應如何，以往的研究基本達成了一致的結論。如Kato等（2005）對1997年～2001年間的562個期權薪酬計劃劃進行研究，發現實施股權激勵計劃的公司業績在正式通過股權激勵計劃之前比之后更低，其股票的超額收益率大約為2%。呂長江等（2009）對2005年～2008年間108家提出股權激勵計劃的上市公司進行研究，發現資本市場對股權激勵計劃存在顯著的積極反應，并且在短期內有一定的持續性。
對于什么因素會影響市場反應，學者給出了不同的解釋。謝德仁等（2010）采用118個股權激勵計劃草案進行研究發現，股權激勵對象、激勵力度等對累計超額回報沒有顯著影響。張治理等（2012）對股權激勵方案摘要的A股上市公司公告日前后的市場表現進行分析，以股票期權為標的物的上市公司在公告日前累計超額回報率顯著為負，而以限制性股票為標的物的上市公司在公告日前累計超額回報率則顯著為正。本文認為既然提出股權激勵計劃的目的在于激勵管理層努力工作，進而提升公司業績，那么對于管理層的激勵力度越大，在一定程度上越能起到激勵的效果，市場對于這一行為也應當表現出積極的反應，因此提出本文的第二個假設：
假設2：從短期來看，市場對公司股權激勵表現出積極的反應，激勵力度越大，反應越強烈
三、 研究設計
1. 樣本選擇及數據來源。本文以滬深A股上市公司為樣本，研究期間為2006年～2012年。這段時間內，先后有307家公司了股權激勵方案，其中281家公司開始實施股權激勵。受到《股權激勵有關事項備忘錄》1號、2號及3號后股權激勵暫緩批準的影響，2007年實施股權激勵的公司較少，此后實施股權激勵的公司數量大幅增加。從行業角度分析，信息技術業、生物制藥等成長性高的行業推出股權激勵計劃的公司占實施股權激勵公司總體的一半以上。
本文的數據主要來自CSMAR 數據庫，鑒于研究目的，我們對樣本進行了如下處理：（1）為避免部分存在極端值的樣本對統計結果的不良影響，對連續變量做了WINSOR（臨界值0.01）的縮尾處理；（2）剔除公告日停牌的公司；（3）剔除虛擬股票和股票增值期權的公司。經處理后，在長期效果檢驗中得到有效樣本13937個，在短期效果檢驗中得到有效樣本231個。
2. 變量定義及說明。
（1）被解釋變量。從長期來看，對于股權激勵效果的衡量，國內外學者通常選取市場指標或會計指標加以運用。參考國內學者的做法，本文選取會計收益指標ROE和ROA作為企業業績評價指標（盛明泉等，2011；周仁俊等，2012）；從短期來看，我們采用市場反應來檢驗股權激勵的效果。需要指出的是，本文所指的事件日是指董事會首次公告股權激勵計劃草案，然后統計其股價在事件日前后10日的反應，而股票的累計超額回報率（CAR）為窗口期間的AR累加所得。
（2）解釋變量。對于公司實施股權激勵與否，本文采用啞變量加以描述，即實施股權激勵取1，未實施取0。考慮到股權激勵對業績的影響是一個較長期的過程，我們對從宣布實施當年至報表披露的最近一年之間的公司年均取1，例如某公司2008年開始實施股權激勵，則其2006年～2012年的變量表示為（0，0，1，1，1，1，1）；若另一公司一直未實施股權激勵，則其變量表示為（0，0，0，0，0，0，0）。在激勵力度變量方面，使用激勵數量占公司股本總額的比例，衡量股權激勵的多少。
（3）控制變量。為控制其他因素對公司業績的影響，本文引入如下控制變量：股權集中度、成長性、兩職兼任、高管年薪、高管持股、財務杠桿、公司規模、高管年齡、薪酬-業績敏感性。其中，股權集中度采用公司第一大股東持股比例衡量，成長性則采用托賓Q值，高管年薪、高管持股、公司規模都取自然對數。相關變量說明見表1。
3. 描述性統計。在檢驗股權激勵的長期實施效果之前，首先對實施與未實施股權激勵的公司主要變量的描述性統計（表略）。可以發現，實施股權激勵公司的權益報酬率、總資產收益率無論平均值和中位數，都顯著高于未實施股權激勵的公司，表明實施股權激勵的公司業績普遍更好。當然，這是不是由于實施股權激勵帶來的，還需要更進一步的分析。股權集中的公司由于出現問題的幾率較小，會減弱實施股權激勵的動機，因此，實施股權激勵的公司其股權集中度小于未選擇股權激勵的公司。從總體來看，第一大股東持股比例達30%以上，說明我們國家上市公司中“一股獨大”的現象依然很普遍。對于兩職合一，在實施股權激勵的公司中更為普遍，這說明兩職合一的公司更有動機實施股權激勵。從高管薪酬來看，實施股權激勵的公司高管薪酬水平大于未實施股權激勵的公司，這從一個方面說明基于股票的薪酬對現金薪酬沒有替代作用。實施股權激勵的公司的高管持股數量無論均值還是中位數都大于未實施股權激勵的公司，可以看出與國外不同，高管持股沒有解決問題，而是增加了管理者的權力。此外，兩類公司的財務狀況和規模大致相當，可比性較強。
四、 實證分析
1. 模型設計。根據假設1、假設2采用統計分析軟件STATA 11對如下計量模型進行分析：
ROEi，t=+1OPTIONi，t+2CONCENi，t+3TOBINQi，t+4MANDIRi，t+5PAYi，t+6STOWNi，t+7LEVEi，t+8SIZEi，t+INDUSTRY+i，t（1）
ROAi，t=+1OPTIONi，t+2CONCENi，t+3TOBINQi，t+4MANDIRi，t+5PAYi，t+6STOWNi，t+7LEVEi，t+8SIZEi，t+INDUSTRY+i，t（2）
CARi，t=+1PROi，t+2TOBINQi，t+3AGEi，t+4SENi，t+5SIZEi，t+i，t（3）
其中，i表示樣本公司，t表示推出股權激勵計劃的當年，？著為誤差項。
模型1、模型2分別用ROE、ROA衡量公司業績，檢查實施股權激勵是否會提升公司業績。模型3考察股權激勵力度對市場反應的影響，其中β1越大，表明激勵力度越大，市場反應越積極。
2. 實證檢驗。
（1）長期效果。利用模型1、模型2，我們對假設1進行了檢驗，回歸結果如表2。
表2的回歸分析結果表明，實施股權激勵在凈資產收益率、總資產收益率的模型中顯著且系數為正數，說明相較于未實施股權激勵的公司，實施股權激勵有利于公司業績的提高，支持假設1，這也與盛明泉等（2011）的研究結論類似。
（2）配對分析。上述模型檢驗了股權激勵實施與否對公司業績的影響，發現實施股權激勵有助于提高公司業績?？紤]到檢驗中可能存在的內生性問題，即正是由于預計到本公司業績較好或者成長性較強，才會實施股權激勵，進而可能影響研究結論。借鑒Dehejia等（2002）的觀點，我們采用傾向指數匹配法（PSM，Propensity Score Matching）的配對方法，通過傾向得分（PS，Propensity Score）值選擇配對樣本，以彌補傳統方法的不足。選擇實施年份（Year）、規模（Size）、財務狀況（Leverage）、行業（Indu）作為計算傾向得分的公司特征變量進行配對，對比分析兩類公司的業績是否具有顯著的差異，這有助于克服以往文獻的研究配對中僅考慮行業或者規模，指標較單一的問題。
由表3通過計算實施股權激勵與配對公司906個公司年的業績指標發現，兩組樣本之間ROE和ROA均值差異顯著，并且實施股權激勵的公司業績優于未實施股權激勵的公司，采用PSM方法與上文的研究結論一致，則可以合理推斷，從長期來看，實施股權激勵有助于提高公司業績，支持假設1。
（3）短期效果。為了檢驗實施股權激勵的短期效果，我們計算了公司股票在股權激勵計劃草案公告前后十日的日超額回報率，發現草案公布的當天，股價有顯著的超額變化，并且從草案公布當天到之后的4天，公司的日超額回報率均在1%的水平上顯著為正，這說明投資者看好公司的股權激勵方案。[-2，+1]窗口AR的均值有較大增加，草案公布當天甚至達到1.73%。從短期來看，在我國的資本市場，投資者認為對高管的股權激勵計劃是利好消息，看好公司的前景，從而產生正向的市場反應。
在分析樣本公司股權激勵計劃首次公告日前后的日超額回報率的基礎上，我們對累計超額回報率（CAR）進行了分析。公告日前后10日CAR值持續為正，且呈遞增趨勢，在[-2，+1]的窗口有明顯向上的變化。在股權激勵計劃公告10個交易日以后產生了顯著的正向市場反應，CAR值達到了5%左右。
從短期來看，投資者看好股權激勵計劃，認為其能給股東帶來財富的增長，從而產生正向的市場反應。為了進一步研究什么因素會影響股權激勵的短期效果，我們利用模型3進行檢驗，結果如表4。
由表4可知，股權激勵力度與市場反應顯著為正，說明激勵計劃披露的激勵數量占公告日公司股本總額的比例越大，市場反應越積極。在控制變量中，公司成長性越強、規模越大市場反應越積極，薪酬-業績敏感性與市場反應負相關，這也與以往的研究結論類似（謝德仁等，2010）。高管年齡與市場反應負相關，說明被激勵高管越年輕，市場越看好這一計劃，這也符合股權激勵計劃的激勵本質。但這一趨勢還不顯著，說明現階段我國的股權激勵計劃還帶有福利效應（辛宇等，2012）。加之之前的分析，從短期來看，市場對公司推出股權激勵計劃表現出積極的反應，并且激勵力度越大，反應越強烈，從而支持了假設2。
五、 結論
本文以2006年～2012年我國真正意義上的股權激勵實施后的上市公司數據為樣本，研究結論表明，從長期來看，實施股權激勵有助于提高公司業績；而從短期來看，市場對公司股權激勵表現出積極的反應，并且，激勵力度越大，反應越積極。本文的發現意味著，盡管目前我國實施股權激勵公司的數量不多，但總體趨勢是有助于公司業績改善，為股東創造財富的，如果引導得當，對于促進我國資本市場的健康發展會起到積極作用。
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基金項目：教育部國家建設高水平大學公派研究生項目（項目號：201206310087）；教育部人文社會科學重點研究基地重大項目（項目號：11JJD790006）。
股權激勵的與股權設計范文6
論文關鍵詞：股權激勵方案，上市房地產企業，設計要素
公司的股權激勵，是指激勵的主體授予激勵對象以股份形式的現實權益或是潛在權益，目的在于激勵經營者或是員工的工作，實現企業的價值最大化和股東利益最大化。作為重要的激勵和約束工具，股權激勵是公司員工全面薪酬體系中的重要組成部分，良好的股權激勵機制有助于公司所有者與經營者形成利益共同體，目標趨于一致。
我國實施股權激勵的上市公司中，房地產企業所占的比例較大，從近幾年我國房地產行業的發展來看，房地產行業的市場風險較大、市場化程度高、人才競爭激烈，所以這些企業較多采用股權激勵方案。由于股權激勵機制一般都是要經過一年以上的封鎖期后激勵對象方可獲得股票，而且還必須在滿足考核條件的基礎上才能行權獲得收益，所以房地產上市公司采取股權激勵方式也是為了穩定經營團隊、留住和吸引優秀的職業經理人，保障公司的持續經營。
一、股權激勵方案的核心設計要素分析
股權激勵能否真正激勵經營者為提高企業的績效努力工作，實現其目標，關鍵在于股權激勵方案各個要素設計的合理性。
1．激勵對象
通常來說企業管理論文，股權激勵計劃的激勵對象是對企業未來發展有著重要作用的公司雇員，包括公司的高層經理人員和其他對公司發展有著直接影響的關鍵員工，如核心技術人員，營銷骨干。
2．激勵方式
國際上最常見的激勵方式為股票期權，股改后我國《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》規定，上市公司實行股權激勵的基本模式，應當“以限制性股票、股票期權及法律、行政法規允許的其他方式實行”。
3．行權價格
限制性股票的價格一般較低或者為零，行權價格的制定沒有特定的標準。上市公司可以根據股票期權激勵機制規定，股票期權持有者可以在規定的時期內以股票期權的行權價格購買或賣出本公司股票。在行權以前，股票期權持有人沒有任何的現金權益，行權過后，其個人收益為行權價與行權日市場價之間的差價。
4．行權的績效條件
通常使用的股票期權注重股價與會計收益的直接掛鉤。倘若激勵對象的收益完全由股價來決定，其操縱股價的動機就會增強。為減少股價提高帶來的收益的不合理性，應更多地使用會計指標衡量經營者的業績?，F在，上市公司設立的行權指標多以財務指標為主。上市公司也可采用更為嚴格的財務指標和非財務指標設定成適合于其本身的績效考核指標。
5．激勵期限
激勵期限是激勵計劃所涉及的有效時間長度，通常由公司在規則之內自主設置。一般來說，行權期越長，激勵強度越弱，但有利于激勵高級管理人員為企業的長遠發展考慮；行權期越短，激勵強度越大，容易引致激勵對象的短期行為。為了兼顧長短期激勵效果，公司通常選擇分批行權的安排，同時，可因受益人的具體身份及情況而有所不同。經理人員一般在受聘、升職和每年業績評定后授予股票期權論文開題報告范文。
6．授予數量及比例
在制定股權激勵計劃時，非常重要的問題之一是要考慮公司究竟應該向激勵對象提供多少數量的股票。股票授予數量直接關系到激勵對象的未來收益，直接體現股權激勵計劃的激勵效果，而且，過多或過少的數量均對企業不利。
二、我國房地產行業股權激勵實踐
1．數據來源與樣本選取
滬深兩市的數據全部來自巨潮咨詢網。由于上市公司行業分類不時會發生變動，本文參照了證監會2011年4月15日中國上市公司行業分類表，選擇的屬于房地產開發與經營行業的企業。
在證監會2011年4月15日的中國上市公司行業分類表中，屬于房地產開發與經營行業的企業一共有143家，其中在股權分置改革之后詳細披露股權激勵方案的房地產企業有17家。綜上企業管理論文，本文共研究17家房地產企業的17個股權激勵方案。這17家企業是：萬科A、榮盛發展、泛海建設、名流置業、福星股份、中糧地產、深長城、廣宇集團、陽光城、新湖中寶、華業地產、金地集團、蘇寧環球、南國置業、中國寶安、臥龍地產、萬業企業。
2．房地產企業股權激勵各要素設計情況
（1）激勵對象
表1 房地產企業激勵對象
激勵對象
數量
比例
董事、高級管理人員
監事
中層管理人員
業務骨干
17
5
6
15
100.00%
29.41%
35.29%
88.24%
合計
