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股權激勵對績效的影響范文1
研究國內上市公司實施股權激勵后公司績效的影響變化是有現實意義。股權激勵的相關政策頒布以后,國內市場環境包括制度環境、市場成熟度以及上市公司股權激勵手段等都較過去更成熟理性,這為研究上市公司高管股權激勵與上市公司業績的關系問題提供了現實的土壤。
一、研究綜述
關于股權激勵與公司績效之間是否存在關系的討論,在結果上主要集中在兩個方面:一是大部分西方學者認為管理層持股與公司績效之間是存在關系,這種關系包括正相關性和非線性相關性兩種結果。認為管理層持股與公司業績之間呈現正相關關系的有:Jensen and Murphy(1990)發現無論是以股票期權的形式出現,還是以內部股票所有權的形式出現,管理層持股對管理者均有明顯的激勵效果;MeierAn (1995)發現CEO持股比例與公司經營業績間存在顯著的正相關性。
Morck,Shleifer和Vishny以美國1980年的371個公司作為研究樣本,采用托賓Q值代表公司績效,發現:當管理層股權介于 0%～5%之間時,公司績效將隨管理層股權的增加而提高;當管理層股權介于 5%～25%之間,公司績效隨管理層股權的增加而下降;當管理層股權超過25%時,公司績效隨管理層股權的增加而再次提高。對于管理層股權與公司績效之間的非單調關系。Demsetz認為管理層持股與公司績效是不存在相關性,Demsetz和Lehn(1980)通過對美國511家公司的進一步研究,將不同持股比例與公司績效進行回歸,研究結果依然是管理層持股與公司績效不存在任何顯著的相關性。
國內有不少學者對管理層持股與業績的關系進行了實證檢驗,研究結果主要包括兩種觀點:一種是兩者間不存在顯著性關系:顧斌、周立燁(2007)發現,實施股權激勵的上市公司的凈資產收益率并沒有增加。劉國亮,王加勝(2000)將經理人員持股比例與公司ROA,ROE,EPS作相關性檢驗,檢驗結果證實公司的經營績效是與經理人員的持股比例呈正相關。周路(2006)發現高管人員持股與公司經營績效盡管呈正相關性,但相關性不顯著。雋娟(2007)以2005年我國深市上市公司為樣本,將管理層持股對公司績效(每股收益、凈資產收益率)的影響做了實證分析,結果發現:管理層持股水平與每股收益是呈正相關,且在每股收益為0.01的水平下最顯著,但管理層持股水平與凈資產收益率的相關性卻并不顯著。
二、研究假設與研究方法
當前我國上市公司的公司治理制度正逐步完善,監管制度也越來越明確,對公司高管的違規行為能起到約束監管作用。同時在績效評價指標與評價體制中,能體現對經理人的行為導向作用和約束作用。基于以上分析,我們提出研究假設:上市公司的股權激勵行為能很好的改善公司會計績效。
選擇了一些會計指標作為績效指標,以達到完備性和確切性的要求。
輔助指標及其計算方法是:
總資產報酬率=凈利潤/年初總資產
CFOA=經營活動產生的現金流/年初總資產
ROC=純利潤/年初總資產
ROE=凈利潤/年初凈資產
具體分析方法是:在不考慮其他因素的前提下,對公司實施股權激勵前一年、當年和后一年的績效進行比較,統計了上述績效指標及其變化幅度指標的中位數,并對其差異顯著性進行了檢驗。所采取的顯著性檢驗方法是兩配對樣本的Wilcoxon符號秩檢驗,本研究所選取的分析軟件是SPSS 17.0 實證結果與分析
通過表1,可以看出上市公司實施股權激勵后,所有的會計績效指標呈逐年上升趨勢,這一結論印證了前述“上市公司實施股權激勵行為能改善公司績效”的研究假設。這表明實施股權激勵的公司的高績效表現很有可能得益于公司業務的發展。
參考文獻
[1]lewellen(1971).a pure financial rationale for the conglomerate merger, journal of finance, 26,521～537
股權激勵對績效的影響范文2
關鍵詞：超產權論；股權激勵；公司績效
中圖分類號：F243.5 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）11-0020-07
一、研究的意義與基礎
（一）研究意義
本文旨在研究超產權論下公司治理對于公司績效的影響。公司治理是一套完善的激勵和監督機制。從激勵的角度來說，公司治理使得管理層與股東的利益相一致；從監督的角度來說，公司治理可以防止管理層損害股東利益。因此，有關公司治理的傳統研究也是從這兩個角度來進行的。管理層股權激勵、產權結構是從激勵機制的角度來考察的；董事會結構、股權集中度是從監督的角度來考察的。這些變量都在不同程度上描述并反映了公司的治理水平。然而，管理層股權激勵、產權結構、董事會結構、股權集中度這些與公司績效相關的變量不僅僅是原因，也是結果。換言之，公司治理與公司績效是內生性的關系，二者相互制約，相互影響。超產權論則從市場競爭的外生性角度考察這一問題。超產權論認為，只有在市場競爭較為激烈的情況下，公司治理才能對公司績效產生積極而正面的影響。
傳統的產權論與超產權論實際上是從兩個不同的角度來考察同一問題，即企業績效的決定因素。傳統的產權論立足于企業的內部機制，而超產權論則是從企業的外部環境出發。在轉軌經濟下，對于“企業績效決定因素”這一問題的研究尤為重要。首先，公司制度與市場經濟是共生發展的。從新制度經濟學的角度來看，公司制度表現為價格機制的替代，替代的標準取決于交易費用。公司績效從另一個角度來看即是節省的交易費用，而較低的交易費用可以在很大程度上促進經濟的發展。因此，市場經濟的發展不僅依賴于價格機制的形成，也取決于公司制度的發展。其次，轉軌經濟當中生產要素所有權與使用權的轉變較為常見。這種激勵機制的轉變能否奏效也是亟待解答的問題。最后，“轉軌”在企業的微觀層面表現為管理制度的融合與轉變。股權激勵等激勵與監督機制在企業層面發揮的作用也不容忽視。
本文將通過對我國上市公司內部機制（股權激勵、產權結構等）與外部環境（市場結構）的研究來回答這些問題。
（二）文獻綜述
1.國外研究現狀
對于股權激勵和公司績效之間的關系，學者們最初提出了兩種假說。Jensen和Meckling（1976）認為，隨著管理層持股比例的升高，管理層與股東之間的利益會趨向一致，從而降低成本，提高公司績效。這就是“利益一致性”假說（convergence of interests hypothesis）。與之相對應的，Fama和Jensen（1983）提出了“管理層防御”假說（managerial entrenchment hypothesis）。其觀點為，隨著持股比例的提高，管理層的控制權變大，使得兼并和收購難以進行，從而降低了公司績效?？紤]到兩種假說同時存在，Morck，Shleifer和Vishny（1988）對股權激勵與公司績效間的非線性關系進行了驗證。利用《財富》500強的橫截面數據，通過分段函數的方法回歸，得出的結論是，當董事會持股比例在0%～5%之間時，公司績效隨之上升；持股比例為5%～25%時，公司績效隨之下降，超過25%后繼續上升。這一結論驗證了兩種假說的存在。在其后的研究中，McConnell和Serveas（1990）利用二次模型也驗證了非線性關系的存在。在以上的研究中，學者們并沒有對股權激勵和公司績效間的內生性關系進行處理。在其后的研究中，通過對內生性關系的控制，學者們得出了不同的結論。Agrawal和Knoeber（1996）的研究發現，不考慮內生性、使用最小二乘法（OLS）進行回歸時，持股比例與公司績效是正相關的；但考慮內生性、使用兩階段最小二乘法（TSLS）時，二者之間的關系就不顯著了。Himmelberg等（1999）的研究指出，在考慮到公司間的異質性以及固定效應后，持股比例與公司績效的關系變得不顯著。
對于競爭環境和公司績效間的關系，Martin和Parker（1997）對英國企業私有化后的績效進行比較后發現：在壟斷市場上，企業私有化后的平均效益改善并不明顯；在相對競爭的市場上，企業私有化后的平均效益顯著提高。從這一點出發，學者們發現，企業內部治理機制的改變，如產權結構的變動，其根本原因在于競爭。
2.國內研究現狀
國內的學者從我國股權激勵的現狀出發進行分析。如周建波和孫菊生（2003）的研究發現，主要是國家股股東在推動對經營者進行股權激勵。實行股權激勵的公司，股權激勵前業績普遍較高，存在選擇性偏見。王華和黃之駿（2006）利用固定效應模型、廣義最小二乘法（GLS）和廣義兩階段最小二乘法（TSGLS），選取高科技上市公司為研究對象，驗證了股權激勵與公司績效之間的倒U型曲線關系。
基于我國產權改革的現狀，結合英國私有化的經驗，劉芍佳和李驥（1998）提出了超產權論。他們認為，要改善企業自身的治理機制，基本動力是引入競爭。對于企業的管理層而言，其收益不僅有剩余收益的索取權，也包含了控制權。完善的治理機制應該一方面能夠使管理層與股東的利益相一致，另一方面能夠懲罰與股東利益不一致的行為。對于前者而言，股權激勵就可以起到這樣的效果，而對于后者而言，競爭是低成本的監督機制。在競爭相對激烈的環境中，企業經營的風險加大，管理層更有可能失去控制權。而這也就體現出了引入競爭的必要性。
對于績效的考察，也可以從產業的角度來進行。劉小玄（2003）通過比較產業數據證明國有產權結構與具有壟斷特征的市場有較大相關性。這即是從中觀的角度證明了內部治理結構與外部競爭環境的相關性。而本文則將從公司的微觀層面來進行。
（三）論文結構
本文內容的主體為第二部分，即實證分析。其中涉及樣本的選擇與數據來源、研究假設、變量設計、回歸模型和回歸分析。基于研究假設，本文從公司的內部治理結構和外部競爭環境兩個角度對公司績效的影響因素進行考察。在第三部分中，總結研究結論并提出相關建議。
（四）不足與創新
由于本文的研究需要引入行業變量，而行業相關統計數據的資料來源主要是年鑒，在這樣的情況下，研究可能受到數據的影響。中國工業經濟統計年鑒中對于行業的劃分僅限于39個大類，沒有細分行業的數據，因此，在市場集中度的計算上可能存在偏誤。并且，本文樣本的選擇為我國的上市公司，但由于行業數據的使用，僅選擇了我國上市公司中的工業企業。對于這一樣本的選擇，可能存在著樣本選擇的偏誤。對于39大類行業劃分的另一個問題在于無法處理跨行業的公司，如江泉實業。根據江泉實業2010年的年報，其主營業務收入中來自電力行業的營業收入為197，749，940.25元，來自建筑陶瓷業的營業收入為165，725，698.07元。對于這樣的公司，很難將其劃入某一特定行業當中，因此，只能從樣本中剔除。
除行業變量的數據受限外，在影響公司績效的其他變量上也可能存在著數據方面的問題。在衡量管理層持股時，由于隱性持股的存在（如四川長虹），可能導致研究結論的偏差。并且，由于研發費用和廣告費用在我國的財務報表中被包含在管理費用或銷售費用當中，選用無形資產進行替代的方法也可能導致偏差。
除以上不足之外，本文也存在著可改進的地方。本文僅僅從一個側面對于超產權論進行驗證，即管理層的股權激勵是否依賴于外部的競爭環境。超產權論也可以從同一企業的角度出發，研究外部環境的變動相對于內部治理結構是否起到更為決定性的作用。這樣就可以得出更為全面而綜合的結論。
本文的創新之處在于將內外兩個視角觀察企業績效的研究融合起來。有關公司治理的研究在對待外部環境的影響時，主要選用行業的虛擬變量或是用環境易變性這樣的指標對其進行衡量。本文立足于我國轉型經濟的現狀，認為外部環境變量當中最為重要的是競爭。公司外部競爭環境與內部激勵機制之間的關系是本文研究的最為主要的問題。
二、實證分析
（一）樣本選擇與數據來源
本文的數據均來自于Wind數據庫、CSMAR數據庫以及中國工業經濟統計年鑒（2010年）。股權激勵對于公司績效的影響不僅表現在不同公司之間，還表現在同一公司隨時間的變化，因此，本文選取我國上市公司2007—2009年（共3年）的面板數據。由于需要計算各個行業的集中度，限于數據來源，本文中的樣本僅為上市公司中的工業企業。在所有的工業企業當中，依照以下幾個標準對數據進行整理：
1.由于公司業績受到異常變動，將ST公司從樣本中剔除。
2.由于制度差異的存在，剔除發行B股的企業，僅保留A股企業。
3.由于集團公司以及跨行業公司的存在，對于其所處行業難以界定，將其從樣本中剔除。
4.在比照中國工業經濟統計年鑒和證監會公布的行業分類時，對于行業分類存在矛盾的樣本予以剔除。
最后，共獲得32個行業3年2028個樣本。
（二）研究假設與回歸模型
Jensen和Meckling（1976）提出 “利益一致性”（convergence of interests）假說，認為隨著持股比例的提高，管理層與股東的利益趨于一致，從而起到降低成本、提高公司績效的作用。與“利益一致性”假說相對，Fama和Jensen（1983）提出了管理層防御效應（managerial entrenchment effect），其觀點為，較高的持股比例會鞏固管理層在公司當中的地位，對于公司的并購較難實行，從而違背了股東利益最大化的原則。
結合以上兩個研究，Morck，Shleifer和Vishny（1988）采用財富500強中的橫截面數據，利用分段回歸的方法，驗證了以上兩種效應的存在。其結論為：當董事會持股比例從0%上升至5%時，公司績效（Tobin’s Q）隨之上升；持股比例為5%至25%時，公司績效隨之下降；超過25%時，公司績效就會持續上升。其后，McConnell和Servaes（1990）也利用二次模型證明了以上兩種效應的存在。本文則在以上學者研究的基礎上提出假設。
假設1：管理層股權激勵與企業績效之間存在倒U型的曲線關系。
在以上的研究中，學者主要從企業內部激勵機制的角度來考察。對于外部環境的影響，學者們也進行了相關研究。如Demsetz和Lehn（1985）通過企業利潤率和股票收益率的波動性來反映環境易變性。其他學者也通過加入行業代碼的虛擬變量來反映行業特征。在外部環境的影響因素中，結合我國所處的經濟現狀而言，競爭可能是一個相對重要的變量。Martin和Parker（1997）在對英國的私有化改革研究后發現，在市場競爭較為激烈的情況下，企業私有化后的平均效益得到了顯著的提高；在市場相對壟斷的情況下，企業私有化后的績效改善并不明顯。國內的研究，如劉芍佳和李驥（1998）提出了超產權論，認為要使企業改善自身治理機制，基本動力是引入競爭。從實證的角度來說，假設需要能被驗證才有意義。因此，從超產權論這一基本假設下，推演出一個可以被驗證的假設，即管理層股權激勵的作用依賴于市場競爭程度。
基于以上觀點，本文在傳統企業績效與股權激勵的研究中加入市場競爭程度的變量。
假設2：股權激勵的效果依賴于市場競爭程度，市場集中度越低，股權激勵與公司績效間的正向關系越明顯。
（三）變量設計
本文研究不同市場結構下，管理層持股對公司績效的影響，因此，主要變量為公司績效、管理層持股以及市場結構。對于公司績效的衡量，選擇Tobin’s Q作為指標。Tobin’s Q的含義即為單位資產所能創造的價值，其中包含了管理層的能力及其努力程度。除此之外，Tobin’s Q也反映了企業的研發及營銷能力，因此，需要加入其他控制變量。本文采用郎咸平（2002）對于Tobin’s Q的計算方法，其中考慮到了中國上市公司中的非流通股。具體計算方法為：Tobin’s Q=（年末流通股市值+非流通股凈資產金額+負債合計）/年末總資產。①
對于管理層持股比例②（EOWN），其計算公式為：管理層持股比例=管理層持股數量/總股本。SQEOWN為EOWN的平方。
市場結構可以反映市場競爭的激烈程度，而市場集中度則直觀地表達了同一市場中企業間的壟斷與競爭程度。因此，選擇市場集中度（CR5）作為衡量指標，即市場中前五大企業所占有的市場份額（根據銷售額計算得出）。
對于控制變量的選擇，需要從企業的自身特征進行考慮。根據有效市場假說，市價無偏而及時地反映了企業的價值。財務報表中的資產在一定程度上反映了企業價值，但存在其局限性，企業在其制度上的價值并沒有得到完整的反映。企業的制度，具體而言，包含決策機制以及執行機制?？紤]到企業的決策機制，選擇董事會結構作為其衡量指標。具體而言，選擇獨立董事比例（INDEPD）作為控制變量，即獨立董事個數/董事會人數。而執行機制則包含激勵以及監督機制，除管理層持股比例以外，結合我國目前轉軌經濟的現狀，加入產權結構（STATE）以及股權集中度（H10）作為控制變量。根據Demsetz和Lehn（1985）的研究，股東對于管理層的監督取決于環境的易變性。也就是說，在環境的易變性增加的情況下，與業績掛鉤的薪酬能夠降低監督的交易費用。因此，產權結構和股權集中度應是與管理層持股比例相關的。除此之外，企業的資產特征也影響了監督的成本。固定資產比例較大的公司易于監督，而無形資產比例較大的公司則難于監督。（Himmelberg等，1999）因此，加入固定資產比例（FAA）和無形資產比率（IAA）作為控制變量。為了更好地衡量企業間的異質性，根據Agrawal和Knoeber（1996）的研究，選取企業規模（LNA）、資產負債率（DEBT）作為控制變量。具體變量設計見表1。
根據以上研究假設和變量設計，建立如下方程：
方程1：
方程2：
（四）回歸分析
1.描述統計分析
對方程中的主要變量和控制變量進行描述統計分析，結果見表2和表3。管理層持股比例（EOWN）的均值為3.519%，而中位數為0.002%，這說明數據是嚴重右偏的。樣本中的大多數公司對于管理層的股權激勵仍維持在較低的水平，并且，各個公司間的差異很大。王華和黃之駿（2006）所選取的樣本為2001—2004年的高科技企業，其中，持股的平均比例為0.027%，中位數為0.013%。雖然本文樣本中的平均值（3.519%）較高，但中位數（0.002%）卻相對較低，可見，只是部分企業提高了股權激勵的比例，多數企業仍沒有采用這一激勵制度。McConnell和Servaes（1990）的樣本選擇為1976年和1986年的美國上市公司，其平均持股比例分別為13.9%和11.84%。對比我國上市公司的數據可知，在運用股權激勵方面，我國仍處在相對低位的水平上。從表2的數據也可以看出，管理層持股比例在逐年下降。由于本文中所選樣本為2007年年底前上市的公司，管理層持股具有鎖定期，在鎖定期之后的拋售可能造成了管理層持股比例的降低。
比較我國上市公司中工業企業的Tobin’s Q，從2007到2009年，平均值均大于中位數。這說明Tobin’s Q的數據是右偏的，較多的企業集中在平均值以下。王華和黃之駿（2006）的研究所采用的數據為2001年至2004年上市公司中高科技企業，其總樣本Tobin’s Q的均值為1.42。高科技企業所具有的研發能力應該會帶來較高的企業績效，但其實際值卻低于2007—2009年我國上市公司中工業企業的均值。一個合理的解釋是，2001—2004年我國上市公司的市值存在被低估的情況。作為控制變量，獨立董事比例和股權集中度反映了股東對于管理者的監督程度。與王華和黃之駿（2006）的研究數據相比，二者都沒有表現出較大的差異。
產權結構（STATE）這個變量反映了公司的實際控制人。大約72%公司的實際控制人為政府或政府的資產管理部門。劉芍佳等（2003）研究發現，國有股與法人股的分類不能清楚地界定公司的產權。2001年，中國84%的上市公司最終仍由政府控制，而非政府控制的比例僅為16%。通過對比兩組數據可以發現，我國轉型經濟的特征決定了產權結構的不斷變化，產權的私有化仍在進行。
2.回歸結果分析
（1） 內部治理結構
表4的第一列只選用了2009年EOWN和SQEOWN兩個變量對Tobin’s Q進行回歸，回歸結果表現出了倒U型的關系（拐點在0.168%），但并不顯著?？梢詫⒁陨辖Y果與McConnell和Serveas（1990）的研究結果對比，McConnell和Serveas選用了的1976年和1986年在美國證券交易所和紐約證券交易所上市的公司，回歸結果均為倒U型的曲線，兩次回歸的調整后的 R平方分別為6%和2.7%，并且結果顯著。而本文第一列回歸結果調整后的R平方僅為0.3%。由此可以看出，相比之下，股權激勵在我國并不是主要的公司治理手段。
在第二列的回歸分析中，主要解釋變量包括了管理層持股比例（EOWN）、獨立董事比例（INDEPD）、股權集中度（H10）和產權結構（STATE），規模（LNA）、資產負債率（DEBT）、固定資產比率（FAA）和無形資產比率（IAA）作為控制變量。從回歸結果可以看出，二次項前的系數并不顯著，并且EOWN的系數顯著為負。也就是說，在其他變量一定的情況下，公司績效會伴隨著管理層的持股比例而下降。根據公司治理的相關理論，激勵機制加強，公司績效應有所改善。對于這種情況的一個合理解釋是沒有考慮到股權激勵和公司績效間的內生性關系。然而，McConnell和Serveas（1990）的研究在沒有控制內生性的情況下也得出了倒U型的曲線關系。在這種情況下，另一個可能的解釋是存在其他的激勵機制。這種激勵機制應具有兩種性質中的一種：（1）可以被量化，但在公開的管理層持股比例信息中不易被發現。（2）不可以被量化。
2011年7月5日，四川長虹的高管籌集自有資金6 800萬元成立虹揚投資，計劃在未來幾年內在二級市場購買四川長虹的股票。但實際上，高管的自有資金只有2 000萬元，4 800萬元來自于綿陽市地方政府的股權激勵。① 在這種情況下，實際的股權激勵數據可能并不準確。第二種情況即是這種激勵制度不可以被量化。管理層的權利包括收益權和控制權。管理層的在位收益可能不僅限于薪酬，也包括一些資源的使用權。綜合以上兩種情況的特征，可以推測在產權結構為國有的情況下，易于發生以上兩種情況。基于以上的判斷，選用產權變量（STATE）對管理層持股比例（EOWN）回歸，結果如下。
EOWN = -15.481*STATE + 15.734 R Square=0.236
（-15.246）① （19.169）
由回歸結果可得，產權結構與管理層持股比例顯著負相關，并且，其回歸方程的R平方為0.236。這也證明了上文中的兩種推測，在實際控制人為政府或政府的資產管理部門時，可能存在隱性持股的情況，并且，管理層的在位收益中薪酬只占有了較少的一部分。
在表4第二列的回歸當中，獨立董事比例（INDEPD）和股權集中度（H10）的系數都在5%的水平上顯著，分別為1.559和-0.57。王華和黃之駿（2006）的研究結果顯示，獨立董事比例對公司績效的影響顯著為負，無論是通過GLS還是2SGLS方法進行回歸。由于獨立董事并不參與公司的經營，因此，其對公司績效的改善主要體現在對于管理層的監督上。本文所得出的顯著的正相關關系可能說明：相比之下，公司治理環境較為惡劣的情況下，加強監督機制有助于改善公司績效。對于股權集中度的研究，Demsetz和Lehn（1985）得出的結論是股權集中度與會計利潤率之間沒有顯著關系。依據管理學的相關理論來判斷，不同的股權集中程度應適合處于不同階段的公司。在公司的早期發展中，較為集中的股權有利于提高決策的效率，從而有助于公司的快速成長；在公司發展的穩定期當中，較為分散的股權有利于降低決策的風險。Demsetz和Lehn（1985）選取的樣本當中公司規模的分布可能較為平均，但在本文所選取的樣本中，規模較大的公司占有了較大的比重。這也解釋了股權集中度（H10）的系數為負的原因。
在控制變量中，固定資產比率（FAA）和無形資產比率（IAA）前的回歸結果證實了Himmelberg等（1999）的研究。相比于固定資產，Tobin’s Q變量對于無形資產的敏感程度更大。由于無形資產不能在資產負債表中更好地反映，其價值更多地被反映在市價當中。因此，在其他條件一定的情況下，無形資產所占比例較高的公司，績效也越好。相比較于國外的研究，其選用的數據主要為廣告費用和研發費用占總資產的比例，但在我國的財務報表當中，由于這兩項費用被包含在管理費用或是銷售費用中，沒有單列，因此，以無形資產替代。
以上利用橫截面數據比較了不同公司間股權激勵對于公司績效的影響，然而，這種影響關系也可以從時間序列的角度來考察。當一家公司使用股權這種激勵手段時，其績效隨時間的變化也可以反映出這種影響關系。因此，表4的第3列和第4列即是在考慮時間的固定效應的情況下，利用面板數據進行回歸的結果。在表4的第3列回歸中，管理層持股比例（EOWN）和管理層持股比例的平方（SQEOWN）與公司績效間都在1%的水平上顯著，并且表現出了倒U型的曲線關系。倒U型曲線的拐點出現在47%的水平上，也就是說，當管理層持股比例小于47%時，公司績效隨持股比例提高而上升；當持股比例大于47.52%時，績效隨之下降。這驗證了“利益一致性”效應和“管理層防御”效應的存在。當然，在這個回歸當中，僅僅考慮到了股權激勵這一個變量，并不全面。在表4的第4列回歸當中，加入了公司內部治理結構的相關變量，管理層持股比例與公司績效間的關系就不顯著了。這說明，治理結構應是一套相關的體系，管理層持股比例只是治理結構優劣的一種表現形式。
（2）外部競爭環境
為了驗證假設2，在本文假設1（管理層持股比例與公司績效間的倒U型曲線關系）的基礎上，加入市場集中度（CR5）和市場集中度與管理層持股比例的交叉項（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）。
從表5的第1列回歸結果可以看出，管理層持股比例（EOWN）以及交叉項（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）的作用并不顯著，但市場集中度（CR5）對于公司績效有著顯著的正向關系。當市場集中度增加，也就是壟斷程度加大時，公司績效上升。但這并不足以驗證假設2。管理層持股比例和公司績效間也沒有表現出倒U型的關系，這一回歸結果也可以通過表4第4列的回歸反映出來。考慮到這樣的情況，不考慮管理層股權激勵與公司績效間的曲線關系，重新利用變量對公司績效回歸，結果如第三列所示。變量CR5和CR5*EOWN分別在5%和1%的水平上顯著，變量EOWN在10%的水平上顯著，且其系數為負。交叉項（CR5*EOWN）的系數為負，其含義為，當市場壟斷程度加大，即CR5增加時，管理層持股比例對于公司績效的負面影響更加明顯。這一結果從另一個側面反映出了周建波和孫菊生（2003）的研究，即在一定情況下，股權激勵成為了管理層為自己謀利的工具，并沒有起到激勵管理層從而提高公司績效的作用。
從以上兩個個回歸結果也可以看出，產權結構變量（STATE）均不顯著。這表明在考慮到企業內部治理機制和外部競爭環境下，產權結構對于公司績效的作用并不明顯。
三、結論與對策
本文主要圍繞著公司內部的治理機制和外部的競爭環境展開的。就內部的治理機制而言，驗證了管理層股權激勵對于公司績效的影響存在區間效應；就外部的競爭環境而言，驗證了管理層股權激勵的效果依賴于企業外部的競爭環境。
在驗證假設1時，可以發現管理層股權激勵的內生性，即股權激勵與公司績效存在互動的關系。除股權激勵之外，本文還考察了其他有關公司治理的變量，如董事會中的獨立董事比例、股權集中度和產權結構等。獨立董事比例與股權集中度與公司績效之間分別表現出了正向和負向的關系。這說明，在我國現有的公司治理體制下，較強的監督機制有助于降低人成本，從而提高公司績效。這也從一個側面說明了Demsetz和Lehn（1985）的觀點：在企業的外部環境易變性較大的情況下，監管能夠創造價值。
本文實證研究的第二部分對超產權論予以驗證，結論是管理層股權激勵的效果依賴于企業外部的競爭環境，但外部競爭環境并不能起到決定性作用。超產權論的立足點在于完善治理機制只是提高績效的一種手段，關鍵在于引入競爭機制。本文與超產權論有著看似矛盾的觀點。超產權論認為，對于同一企業而言，競爭可以作為一種激勵機制使得企業績效提高。本文得出的結論是，市場競爭加劇時，企業績效降低。這兩個看似矛盾的結論實際上并不矛盾。超產權論是從長期的視角來觀察，根據競爭機制的淘汰原則，存活下來的企業肯定具有較好的績效。而本文則是根據某一時點的數據來觀察。根據微觀經濟學的基本理論，壟斷能夠帶來超額利潤，即“租”，也就是較高的企業績效。
基于以上的研究結論，本文的政策建議集中于公司內部治理結構和外部競爭環境的改善。治理結構的選擇應是相互匹配的體系。股權激勵作為一種激勵制度并不是無條件地有效，當管理層持股比例上升到一定水平時，防御效應就會凸顯出來。并且，在相對競爭的環境中，股權激勵才能起到積極的作用。從另一角度來說，處于環境易變性較大的公司，股權激勵更能發揮正面的作用。除股權激勵之外，股權集中度和獨立董事比例也能對公司績效起到一定的影響作用，但考慮到二者的內生性，在操作上存在一定的阻礙。相比于企業內部的治理結構，外部的競爭環境對公司績效也起到了影響作用。但在綜合考慮內外部影響因素后，產權歸屬并不重要。因此，在國企轉制的過程中，產權的變革處于相對次要的低位，引入競爭機制和內部治理結構的變革更為重要。
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股權激勵對績效的影響范文3
本文對上市公司股權激勵與非效率投資問題的研究文獻進行綜述。隨著我國證券市場的發展與完善，企業的投資率逐年上漲，但是投資效率卻沒有相應上升。在我國上市公司中，非效率投資現象確實存在，且比較普遍，主要表現為投資不足與投資過度。管理層作為決策的直接發出者，可以說是企業過度投資的源頭，所以國內外專家學者致力于從股權激勵角度，探索股權激勵對非效率投資行為的影響機制，以期為非效率投資治理提供依據，有著十分重要的理論與實踐意義。
[關鍵詞]
管理層；股權激勵；非效率投資；抑制作用
一、引言
21 世紀以來，我國為了促進經濟發展實行積極的財政政策，使得企業投資規模迅速上升，但是較高的投資率卻不能帶來高的投資效率。如何對上市公司高層管理人員進行激勵，充分發揮他們的工作積極性，在現有的能力和條件下為社會做出更大的貢獻，這是一個理論界和實業界都普遍關注的課題。但是總的看來，大量學者對非效率投資的研究主要集中在公司治理、股利政策、資本結構、會計穩健性方面，股權激勵對非效率投資影響的研究比較少，所以探索股權激勵對非效率投資行為的影響機制，以期為非效率投資治理提供依據，有著十分重要的理論與實踐意義。
我國1999年開始推行股權激勵計劃，并且有相當數量的上市公司實施了股權激勵方案。股權激勵作為一種長期激勵機制顯著地影響高管人員的投資決策，股權激勵是否有抑制非效率投資的效果，不同的學者給出了不同的研究結果，目前主要有四種觀點。
（一）認為股權激勵會進一步擴大上市公司的非效率投資
羅富碧和杜家廷（2008）對我國上市公司高管人員股權激勵與投資決策之間交互作用及內生關系進行了實證檢驗，得出結論，認為實行股票增值權公司的投資量較其他激勵模式公司的投資量更大，我國上市公司高管人員股權激勵對投資有顯著的正影響，相應地也會增加企業的非效率投資規模。但是，僅憑非效率投資是企業總投資的一部分就順勢推出股權激勵也將擴大企業非效率投資的規模是不嚴謹的。股權激勵帶來的投資規模擴大也可能是有效投資單方面帶來的。
（二）認為股權激勵對非效率投資的影響不顯著
趙璇（2009）認為管理層持股對企業非效率投資行為有一定的治理效應，但模型回歸結果并不理想，這與我國上市公司管理層持股不普遍且持股比例低有關。
簡建輝和何平林（2011）研究表明公司過度投資水平和公司的經理人股權激勵情況沒有顯著關系，原因可能是我國上市公司股權激勵制度剛開始推出，實施股權激勵的公司和股權激勵力度都很有限，該制度體系有待建立健全。
（三）認為股權激勵能有效抑制上市公司的非效率投資
唐雪松（2007）通過研究得出獨立董事持股和經理層持股對企業過度投資行為的作用是不同的，經理層持股對上市公司過度投資行為具有較好的抑制作用，而獨立董事持股卻并未在制約過度投資行為中發揮預期的作用。
（四）股權激勵對上市公司非效率投資的抑制作用取決于公司的控股權性質
強國令（2012）從股權分置制度變遷的角度研究管理層股權激勵有效性及內在機理，強調以2005年股權分置改革為結構斷點進行Chow檢驗，發現股權激勵治理效應回歸方程在2003—2009年全樣本期間發生了顯著的結構性變化，股權分置改革改善了管理層股權激勵的治理效應，減少了過度投資。進一步研究表明，股權分置制度變遷對國有公司管理層股權激勵效應影響顯著，緩解了公司問題，但是對非國有公司沒有顯著影響。
二、總結
目前我國對于管理層激勵的研究多集中于管理層激勵與企業業績的關系，而選取投資行為這一新視角的研究還不是很多，且很多是從管理層的單一薪酬結構研究薪酬激勵對企業投資行為的影響，沒有將高管持股情況融合進去一起做全面的分析。另外?？毓蓹嘈再|是否會影響股權激勵抑制過度投資的作用，以及如何影響，上市公司的股權性質改革對股權激勵效應有沒有影響也有待進一步研究。
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股權激勵對績效的影響范文4
關鍵詞：醫藥上市公司；股權激勵；公司績效
中圖分類號：F2文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2013）07-0013-02
作為一種重要的激勵方式的股權激勵措施能否起到讓管理者勤勉盡責工作，從而提高企業績效，這需要我們用實際的上市公司經驗數據來進行分析。本文通過搜集《上市公司股權激勵管理辦法》公布之后實施股權激勵的醫藥上市公司的實證數據，分析其對于企業業績的提高有無影響，以及會產生多大的影響，對擬公布股權激勵計劃的醫藥上市公司有重要的指導意義。
Jensen和Meckling（1976）最早探討了管理層持股與公司績效的關系，認為增加管理層持股份額會使其與股東有更多的共同利益，降低成本，提升企業業績。諶新民、劉善敏（2003）通過研究發現，管理層持股比例與公司績效具有弱相關性，通過了5%的顯著性檢驗。陳勇、廖冠民和王霆（2005）以1999-2001年中實施過股權激勵的上市公司為對象，通過分析發現，股權激勵實施后，上市公司的績效總體上有所提升，但并不顯著。
1研究思路
本文首先通過配對樣本T檢驗來比較股權激勵計劃公布一年后實施激勵的樣本公司與未實施激勵公司的績效，如果通過了顯著性檢驗，證實股權激勵對于公司的財務業績確實有影響后，再運用回歸模型來確定股權激勵對于公司績效有多大影響。
2樣本公司股權激勵實施前后績效比較
本文選取2011年9月30日之前公布股權激勵計劃草案的醫藥上市公司為研究對象，對研究對象依據公司規模進行配對，配對樣本為沒有推出股權激勵預案的上市公司，采用1：1的比例選取。
國內外現有文獻使用的比較多的績效指標是以托賓Q值為代表的市場類指標，但由于我國資本市場、政策法規等因素的影響，我國上市公司的股票價值偏離其內在價值，市場類指標并不能真正反映公司的財務業績。因此筆者選擇每股收益（EPS）來衡量公司的財務業績。每股收益是衡量公司績效的一個非常重要的指標。每股收益能反映公司的盈利能力及股東的報酬，是盈利能力的核心指標之一。每股收益越高說明公司的贏利能力越強，股東的回報越大。
本文將樣本公司實施股權激勵后一年的EPS與配對公司的同期EPS做配對樣本T檢驗。通過SPSS進行配對樣本T檢驗，檢驗結果如表1。
通過SPSS配對樣本T檢驗，我們可以得到，樣本公司EPS均值為0.42，而配對公司EPS均值為0.29。由上表可知配對樣本T檢驗的sig值為0.071，通過了10%的顯著性檢驗，即說明樣本公司與配對公司的EPS在90%的概率下存在著顯著性差異，公布股權激勵計劃草案的公司的EPS要顯著高于沒有公布的公司，即實施股權激勵計劃對公司績效有影響。
3實證分析
由于配對樣本T檢驗已證實股權激勵的業績效應，下面本文將構建回歸模型檢驗股權激勵強度與激勵效果的相關關系。
3.1變量設計
被解釋變量：本文采用EPS作為上市公司績效的替代變量。
解釋變量：之前的研究大多數采用管理層持股比例作為解釋變量來衡量公司股權激勵的情況，但是這個變量設計存在著一定的問題，即沒有公布股權激勵計劃草案的公司也可能存在管理層持股的現象，基于此本文擬采取激勵股本占公布當時總股本的比例（MR）作為激勵強度的代表。
為了避免其他干擾因素造成的虛假相關，本文設置如下控制變量：
公司規模（Size），選用公司資產總額的對數值衡量公司規模：公司擁有規模經濟效益，規模大的公司有較大的成本優勢以及較高的抗風險能力。
資產負債率（DA），上市公司的資本報酬率超過負債利率時，負債會給股東帶來額外的收益，即財務杠桿水平越高，公司績效越好，股東的收益越高。
3.2變量的描述性統計
通過對變量進行描述性統計，我們發現樣本公司規模的平均值為21.1312，資產負債率的平均值為34.01%，MR的最大值為9.88%，證監會規定的“上市公司的股權激勵股份總數不得超過總股本的10%”。
3.3回歸分析
本文采用多元線性回歸來判定股權激勵對于公司績效有多大影響，設定本文用于研究上市公司股權激勵與公司經營業績的回歸模型為：
EPS=α+β1R+β2SIZE+β3DA+ε
應用SPSS進行回歸分析，得出表2。
由上表中MR與EPS的相關系數可知，公司績效與股權激勵呈正相關，且通過了顯著性檢驗，說明激勵確實對于公司的績效有影響。從上表還可以得出公司績效與資產負債率負相關，但是不顯著；與公司規模正相關，且顯著。
4研究結論
本文主要通過配對樣本T檢驗和多元回歸分析的實證方法，來研究醫藥上市公司股權激勵對公司績效的影響，得出公布股權激勵草案的醫藥上市公司與未公布該激勵草案的配對上市公司之間在績效指標上存在著顯著差異，公布的上市公司的績效顯著高于未公布的配對公司。多元回歸分析證實股權激勵計劃草案公布時激勵股本占總股本的比例與每股收益存在顯著正相關。
股權激勵有利于公司降低人力薪酬成本和激勵資金成本，還有利于公司的長遠、持續、快速發展。為使公司得到又快又好地發展，醫藥上市公司應該結合自身情況，合理施行股權激勵。股權激勵不用支付現金就能激勵員工積極工作，增強員工的股東意識，對于骨干員工能夠起到挽留作用。股權激勵有利于公司留住人才、約束管理人才、吸引聚集人才，人才對于屬于高新技術行業的醫藥上市公司尤為重要，醫藥上市公司應該適時推出股權激勵計劃，提升員工的積極性，留下人才并且使其能夠積極創新為公司創造更高的價值。
參考文獻
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股權激勵對績效的影響范文5
關鍵詞:股權激勵;公司績效
中圖分類號:F22
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)12-0175-02
1 引論
管理層股權激勵是指上市公司以發行的股票或其他股權性權益授予公司管理層,以產權為約束,借以促進其個人收益同公司長遠利益相結合,改善公司治理并推動公司長遠發展的利益驅動機制。股權激勵作為一種管理層激勵制度,在現代西方發達國家的公司治理實踐中得到了廣泛地應用并取得了巨大成功。中國上市公司從20世紀90年代開始試行管理層持股以期激勵公司管理人員,但是在2005年實施股權分置改革之前的實踐表明,股權激勵對我國上市公司績效的激勵作用并不明顯,并沒有達到預期的激勵效果。2006年1月,證監會了《上市公司股權激勵管理辦法》(試行),隨后國資委出臺《國有控股上市公司股權激勵試行辦法》,為上市公司實施股權激勵掃清了法律上的障礙。2008年3月17日,證監會連續出臺了《股權激勵有關事項備忘錄》第1號、2號文件,為股權激勵的實施設定了若干硬指標;到了6月底,國資委公布了《關于規范國有控股上市公司實施股權激勵有關問題的補充通知》,明確規定股權激勵收益將與業績指標增長掛鉤浮動,并設置了最高上限。我國上市公司的股權激勵監管體系正在不斷完善。
2 研究設計
2.1 數據來源及樣本
自證監會《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》以來,截至2008年4月30日,深圳中小板共有25家上市公司推出了股權激勵方案。剔除兩家缺少相關數據的上市公司,本文最終選擇了23家上市公司作為研究樣本,以其2008年度年報報告中批露的數據為樣本數據,各項指標來源于“巨靈金融平臺”數據庫。
2.2 研究假設
假設1:中小板上市公司股權激勵比例與公司績效存在非線性相關關系
由委托――理論可知,激勵機制即指委托人激勵人努力工作,但由于無法觀察和量化人的努力程度,委托人只能觀測到公司的產出結果(即公司績效),并據此判斷人的努力程度。很多學者在研究高管層持股比例與公司績效之間的相關關系時無法得到顯著的線性相關關系,并且有部分學者在研究中發現高管層持股比例與公司績效之間存在顯著的非線性相關關系。因此本文提出研究假設1。
假設2:中小板上市公司的規模對股權激勵與公司績效關系有顯著影響
部分學者的研究表明,公司規模能較好地解釋不同公司高管層持股權比例問題,事實上,公司規模對于道德風險而言有不確定的影響:一方面,大公司規模越大,其和監督成本就越大,因此需要一個較高水平的股權激勵計劃。此外,大公司為了能雇用更具管理才能的高管人員,同樣需要更高水平的股權激勵計劃來吸引和留住人才。另一方面,高管層和各等級的人監控可能給大公司帶來規模經濟效應,從而導致一個最優化的較低持股權合約。因此本文提出研究假設2
假設3:中小板上市公司的成長能力對股權激勵與公司績效關系有顯著影響
在有效率的資本市場上,公司成長性越強,投資者對其未來經營預期越好,從而公司的市場價值表現就越好;相反,公司風險越大,未來收益越不確定,投資者對其價值判斷也就越低,公司的市場價值表現也越差。因此本文提出研究假設3。
2.3 模型與變量
本文用凈資產收益率(ROE)作為衡量公司經營績效的變量,之所以選擇這個變量,是因為上市公司實行股權激勵時,對經營者的考核指標大多采用凈資產收益率(ROE)。用經營者持股數量與總股本的比例(MSR)作為衡量股權激勵的變量。以用公司賬面總資產的自然對數來衡量的公司規模(SIZE)和用公司每股收益增長率表示的公司成長能力(GROW)作為控制變量。在研究方法上采用多元非線性回歸方法,并結合前人的研究成果進行了改進,本文所采用的計量模型為:
ROE=a+b1MSR+b2MSR2+b3MSR3+c1SIZE+c2GROW+ε
式中,ROE為上市公司績效;a為常數項;b1,b2,b3,c1,c2為回歸系數;MSR為高管層持股比例(注:根據《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》規定小于或等于10%);為高管層持股比例的平方;為高管層持股比例的立方;為公司規模;為公司成長能力,為隨機誤差項。
3 回歸分析、顯著性檢驗
3.1 顯著性檢驗
在對數據進行非線性回歸分析之前,首先對衡量公司績效的ROE進行了t檢驗。從表1可以看出,自變量MSR的t值為-0.622,Sig.為0.541,ROE未通過t檢驗。說明回歸方程中唯一的自變量MSR沒有進入回歸方程。ROE的回歸結果表明高管層持股比例與公司績效之間不存在顯著的線性關系,二者之間極有可能存在顯著的非線性關系。
表1 系數矩陣
模型變量
非標準化的回歸系數標準化的回歸系數
B值標準誤差Beta值t值顯著性水平
1常數0.1700.0315.5600.000
MSR-0.3910.629-0.134-0.6220.54
3.2 非線性回歸分析
對的顯著性檢驗結果證明高管層持股比例與公司績效之間線性關系不顯著,極有可能存在顯著的非線性關系。因此,以ROE為因變量,MSR、GROW、SIZE為自變量進行非線性回歸分析。計算各解釋變量的相關系數,發現一些變量之間的相關系數較高,表明存在較嚴重的多重共線性,因此,本文采用向后逐步回歸的方法,來檢驗和解決多重共線性問題,最終得到了兩個回歸效果比較好的模型,模型2中的預測因子包含常數、MSR、GROW、MSR3和MSR2,模型3中的預測因子包含常數、GROW、MSR3和MSR2。
由表2可知,模型2的2=0.690,模型3的2=0.687,可決系數比較高,DW值為2.064,說明模型不存在自相關。由表3可知,模型2和3的F檢驗值分別為13.270和17.127,顯著性水平均為0.000,明顯顯著。
但從表4可知,當α=0.20時,tα2(n-k)=t0.10(23-6)=1.333,模型2中的變量MSR系數的t檢驗不顯著,但模型3的變量系數在α=0.20的水平下t檢驗顯著。因此,模型3的總體回歸效果比較好。根據表4,我們得到ROE曲線方程為:ROE=0.167-27.608MSR2+277.457MSR3+0.159GROW
表2 模型總的情況表
模型R值R方調整后的R方估計的標準誤DW值
20.864(b)0.7470.6900.04459592.064
30.854(c)0.7300.6870.04481692.064
b 預測因子為:(Constant),MSR,GROW,MSR3、MSR2
c 預測因子為:(Constant),GROW,MSR3、MSR2
表3 方差分析
模型方差平方和自由度均方F值顯著性水平
2Regression[注1]0.10640.02613.2700.000(b)
Residual[注2]0.036180.002
Total[注3]0.14122
3Regression0.10330.03417.1270.000(c)
Residual0.038190.002
Total0.14122
[注1]:模型能夠解釋的變異信息;[注2]:模型不能夠解釋的變異信息;[注3]:全部變異之和。
表4 非線性模型回歸分析結果
模型變量
非標準化的回歸系數標準化的回歸系數
B值標準誤差B值t值顯著性水平
2
常數0.1280.0403.2310.005
MSR2-108.61476.733-3.796-1.4150.174
MSR3779.243503.1352.5691.5490.139
GROW0.1650.0230.8697.1000.000
MSR3.6243.3241.2461.0900.290
3
常數0.1670.01610.1610.000
MSR2-27.60819.275-0.965-1.4320.168
MSR3277.457204.3240.9151.3580.190
GROW0.1590.0230.8377.0130.000
由此驗證假設,即高管層持股比例與公司績效存在顯著的非線性相關關系,可以發現,系數矩陣的正負統計與國外學者的研究結果是一致的。Morck、Shleife和Vishny(1988)認為如果MSR和MSR3的系數為正值,表明“利益趨同假說”在一定持股比例水平下起主導作用,既隨著持股比例的增加,高管層利益與股東利益越來越趨于一致,高管層會越來越關心公司價值最大化并且會努力工作從而使公司績效逐步提高。這表明在一定的區間內,適當提高高管層持股比例會提升上市公司績效。同時MSR2的系數為負值表明“掘壕自守假說”在某個持股比例之上起主導作用,即一方面增加高管層持股比例會導致高管層侵占外部股東的利益,增加公司的成本,從而表現為上市公司績效ROE值與高管層持股比例負相關,另一方面隨著持股比例的增加,高管層為回避更大風險也會采取較保守的經營戰略決策,從而引起公司的整體效益有所下滑。這說明,我國中小板上市公司中同樣存在“利益趨同假說”和“掘壕自守假說”現象。
不支持規模相關假設:規模變量SIZE未進入回歸方程,這說明在本文中SIZE對ROE不具有顯著性影響效應。這可能與本文選取的樣本全是中小板上市企業有關,公司的規模差異不是很明顯。
支持公司成長假設:從表5的檢驗結果中可以看到,公司成長能力(GROW)的t值等于7.013,Sig.=0.000,在α=0.05的水平下,通過顯著性檢驗,即對中小板上市公司來說,公司成長能力(GROW)對ROE的影響效應顯著,因此肯定假設3。這與中小板上市公司本來具有較大的成長空間和較好的發展前景有關。
4 基本結論
本文以中小板上市公司用于激勵的股本占股權激勵計劃簽署時總股本的比例為解釋變量,以公司規模和公司成長能力作為控制變量,以上市公司績效ROE作為被解釋變量進行顯著性檢驗、非線性回歸分析,得出以下結論:
4.1 中小板上市公司股權激勵與公司績效存在非線性關系
通過ROE指標的回歸結果顯示,高管層持股比例與公司績效之間不存在顯著的線性關系,存在顯著的非線性關系的可能性較大。用向后逐步回歸方法,在80%的置信度下得到了ROE的非線性回歸結果。由此驗證了假設1,即中小板上市公司高管層持股比例與公司績效存在較顯著的非線性相關關系。股權激勵的最終效用表現為“利益趨同”與“掘壕自守”這兩種效用疊加的結果,并且在股權激勵實施過程中,高管層持股比例與公司績效之間的關系表現為一種三次方函數關系。但本文擬合得到的回歸方程成立的置信度不是很高,其原因在于我國規范性的股權激勵案例是在2006年以后出現的,目前還無法對股權激勵前后公司績效進行大樣本統計回歸分析,在樣本數量更多的情況下,應該可以有更好的置信水平,并且可以進一步估算出高管層持股比例與公司績效的效應區間。
4.2 中小板上市公司的規模對股權激勵與公司績效關系影響不顯著
以上市公司績效ROE作為因變量進行回歸分析時,公司規模(SIZE)沒有通過α=0.20的顯著性檢驗。這說明,對中小板上市公司來說,公司資產規模的大小,與股權激勵對公司績效的影響作用關系不大。因此否定假設2。
4.3 中小板上市公司的成長能力對高管層持股與公司績效關系影響顯著
以上市公司績效ROE作為因變量進行回歸分析時,公司成長能力(GROW)的t值等于7.013,Sig.=0.000,在α=0.05的水平下,通過顯著性檢驗。由此可知,公司成長能力(GROW)對高管層持股與公司績效影響作用顯著。這說明,實施股權激勵的條件下,公司的成長能力越大,股權激勵對中小板上市公司的影響作用也越大。因此肯定假設3。
參考文獻
股權激勵對績效的影響范文6
關鍵詞：三維本質 股權激勵 財富效應
一、引言
股權激勵產生于20世紀50年代，且已被國外理論和實踐證實是一種行之有效的長期激勵機制。股權激勵的實施可使管理者個人利益與公司股東的長遠利益趨同，使管理者更加關注公司長遠發展，而非短期財務指標。財富效應是現代社會發展過程中的新理念，是指某種財富累積到一定規模后，對相關領域的傳導或控制效應，體現在企業生產經營活動的方方面面。股權激勵的作用最終要落實到企業財富的增長上。對于股權激勵的本質，學術界有不同的認識，其研究視角主要集中于委托關系、人力資本和產權等層面。從已有文獻看，大體上可歸納為以下觀點：股權激勵是一種內在激勵約束機制；股權激勵是一種延期薪酬支付方式；股權激勵是一種剩余索取權配置機制。為方便問題的研究，本文以績效的大小作為衡量企業財富的基本標準，從股權激勵的三維本質出發，利用實證方法驗證股權激勵對我國上市公司績效的作用，并依據研究結論提出相應建議。
二、文獻綜述
（一）股權激勵是一種內在激勵約束機制 激勵在委托理論中處于核心地位。實踐證明，激勵能降低人的道德風險、增加公司績效。最早從“激勵約束機制”視角研究股權激勵與公司績效關系的西方學者是詹森和麥克林（Jensen & Mocking，1976）。他們認為，股權激勵作為一種內在激勵約束機制，讓更多的管理者持股，會產生利益趨同效應，達到降低企業成本、實現企業價值提升的目標。哈比卜和克維斯特（Habib & Ljungvist，2005）研究了管理層激勵對公司效率和企業價值的影響，發現股權激勵對公司效益有顯著的促進效應。我國學者宋增基、蒲海泉（2003）的研究發現，管理者持股的激勵方式有助于公司績效的提高。
（二）股權激勵是一種延期薪酬支付方式 很多學者贊同股權激勵的實質是一種薪酬政策的觀點，并以此為基準，研究了股權激勵與公司績效的關系。最早的研究者是托辛斯和巴克爾（Taussings & Baker，1925），他們研究發現，企業高管報酬與企業業績之間存在微弱相關關系。墨菲（Murghy，1985）的實證研究表明，管理層平均報酬與公司績效之間存在著正相關性關系。莫克、施雷弗、維施尼（Morck，Shleifer & Vishny，1988）的研究發現，企業通過提高管理者持股水平，增加經理人員薪酬，可以推動企業價值的提升。楊和帕干（Young & Pagan，2003）在控制產業和企業規模等條件下，發現管理層的總報酬與企業效益正相關。葛文雷，荊虹瑋（2008）從股權激勵實施效果和公司薪酬激勵機制入手進行研究，得出了管理層股權激勵水平與公司業績在統計上具有顯著正相關關系的結論。
（三）股權激勵是一項剩余索取權配置機制 通常意義上講，股東擁有的所有權一般表現為收益權（索取權），管理者掌握著現代企業的實際控制權。為解決管理者與公司股東行為目標上的差異，可通過股權激勵方式，使管理者也能享有剩余索取權，實現股權結構的合理配置，公司績效的有力提升。最早研究股權結構的是貝利和米恩斯（Berle & Means，1932），他們認為股權分散意味著對管理層約束力的下降，管理層在經營中損害股東利益和公司價值的可能性會增大。拉波爾塔和舍勒菲等（La Porta & Shleifer，2008）驗證了股權集中度與公司績效的關系存在正相關關系。國內學者吳淑琨（2002）的研究表明，股權集中度、國家股、法人股、流通股比例均與公司業績呈非線性關系。蘇武康（2003）的實證研究表明，股權集中度與公司業績呈正相關關系。舒紅、何凡（2009）運用滯后模型對我國已實施股權激勵的上市公司進行全樣本動態研究后發現，實施股權激勵后的公司績效與內部人持股比例呈現顯著正相關關系。
綜上，國內外研究多從 “一維本質”或“二維本質”展開對股權激勵與公司績效關系的研究。本文試圖在借鑒相關研究成果的基礎上，從“三維本質”的視角對股權激勵的財富效應進行較為系統全面的理論和實證分析，以求獲取對我國上市公司股權激勵機制構建有實際意義的結論。
三、研究設計
（一）研究假設 鑒于企業的營利性特質，本文以公司績效這一具體概念表示財富效應。為更好地反映股權激勵的“三維本質”，本文選取高管持股比例、高管薪酬和股權集中度作為股權激勵的內在激勵本質、延期薪酬支付本質和剩余索取權配置本質的替代變量。詹森和麥克林（Jensen & Mocking，1976）提到問題是在經理人員只擁有較少公司股權的情況下產生的，并指出當管理層持股比例越高，則公司價值從理論上講也就越高。我國學者于東智、谷立日（2001）的研究結果也說明，高級管理層持股比例總體上與公司績效呈正相關關系。因此，本文提出假設：
假設1：高管持股比例與公司績效存在正相關關系
法瑪（Fama，1980）提出，通過報酬安排以及經理市場可以減緩問題，增加企業績效。米蘭和哈邁德（Mehran & Hamid，1995）的研究結果指出，企業業績與經理其他形式的報酬比例呈正相關關系。我國學者張俊瑞等（2003）的研究結果表明，高管的薪金報酬與公司經營績效呈現顯著的、穩定的正相關關系。因此，本文提出假設：
