前言：中文期刊网精心挑选了股权激励对公司业绩的影响范文供你参考和学习，希望我们的参考范文能激发你的文章创作灵感，欢迎阅读。
股权激励对公司业绩的影响范文1
一、问题背景
从2006年起，实施股权激励的上市公司的数目逐年增长，大有蓬勃发展之势。然而，究竟多少公司在承诺期内达到了股权激励计划中的业绩考核指标，股权激励对公司业绩又是否确有显著的利好影响，本文将以上海和深圳证券交易所的上市公司为研究样本，对我国上市公司股权激励水平与公司业绩的关系进行实证研究，并提出对股权激励机制及激励条件的有关建议。
二、文献综述
国内外学者的观点可分为以下两类。
（一）经营者股权激励与企业绩效无关
Demsetz和Lehn在1985年的研究中指出，利用1980年美国511家公司的会计利润率对各种股权集中度进行回归，发现股权集中度和会计利润率之间不存在显著的相关关系。Himmelberg、Hubbard和Palia在1999年的研究中也指出管理层持股与公司业绩之间不存在显著的关系。李增泉（2000）发现，经理人员持股比例与企业净资产收益率之间无显著相关关系，我国大部分上市公司经理人员的持股比例都比较低，难以发挥应有的激励作用。
（二）经营者股权激励与企业绩效有关
Jensen和Meckling 在1976年就指出，应采用高管持股作为一种内在激励机制来创造性的解决问题，统一高管层和股东的利益目标函数，以此来有效地降低成本，提高公司绩效。濮卫东、徐承明（2003）发现，董事长和总经理持股与企业价值（托宾Q值和净资产收益率）呈正相关关系。
三、达标情况概述
以御银股份（002177）2010年12月1日的股权激励计划方案为例，计划要求从2011年到2015年，每年净利润相对2010年净利润增长率分别为80%，160%，240%，320%，400%。净资产收益率分别将不低于12%，15%，16%，16%，16%。该次股权激励的激励条件超过了此前市场上最为乐观的预期。这些严格的行权条件意味着高管们想要行权就必须花心思做好业绩。然而这些股票却少有能达到激励计划中的承诺指标。
与此相对应的，一些上市公司的行权条件则是相对宽松。青岛海尔（600690）2012年退出第三期股权激励计划。承诺期为2年，业绩考核条件为以2011年经审计的净利润为固定基数，第一期行权条件为2012年度净利润增长率达到或超过12%，第二期为2013年度净利润增长率达到或超过28.80%。该行权条件与青岛海尔公司往年始终超过25%的增长率相比，显然要求并不算很高。而最终，青岛海尔公司2012年和2013年度的净利润也达到了股权激励计划中的考核标准。
过于苛刻的激励条件也有可能让经营者觉得目标过于遥远从而挫消经营者的积极性。行权条件要求低的公司，虽然更能迎合高管人员的心情，但同时也有给管理层人员拍马屁、送红包之嫌。这对公司业绩的长期发展并非有利。因此，股权激励方案中激励条件的设定也是股权激励机制中重要的一部分。激励条件与公司业绩间的具体量化关系将在文章的下一部分中进一步研究分析。
四、实证分析
（一）基本假设
一是假设股权激励对企业业绩有正向的影响作用，且股权激励对象的持股比例越高，企业业绩越好。一般来说，公司业绩好，管理层对公司发展前景看好，就会有更高的持股比例。
二是假设激励条件对公司业绩的影响是二次的。即激励条件要求较低时，公司业绩会随着考核标准的提高而提升，但要求高到一定程度后，公司业绩反而会随着考核标准的提高而变差。
（二）数据选取和变量选择
1、数据选取
大多数上市公司的股权激励计划的承诺期均为3-5年。2010年的股权激励计划中的行权条件要求也基本都规定了2011、2012、2013年三年的业绩考核标准。而这三年的实际数据均能获得。此外，由于超过95%的公司都以利润增长率作为考核标准之一，因此我们将激励条件中的年利润增长率作为反映激励条件要求程度的变量，所以需要剔除个别不以利润增长率为考核指标的公司。最终我们得到92个样本数据。数据直接来源于Wind数据库，部分年利润增长率数据通过Excel计算而来。
2、因变量选取
虽然托宾Q值经常被国外的相关研究作为衡量企业业绩的指标，他们认为托宾Q值能反映企业治理的“附加价值”，并有大量的相关文献对其价值相关性进行了试证分析。但是，在我国资本市场机制不尽完善的背景下，沿用托宾Q比率衡量企业业绩存在着缺陷，比如企业资产的重置价值等相关计算数据难以取得，大量不能交易的国有股和法人股的估值困难导致权益市场总值难以计算等。
在上文中已提到，大多数上市公司都以利润增长率作为业绩考核指标，且激励条件也通过利润增长率描述，因此我们将因变量选定为公司的利润增长率（PG）。
3、自变量选取
较多国内外学者做相关研究时均采用高层管理人员持股比例（MH）这一指标来反映股权激励水平，本文也拟采用这个指标作为研究中的自变量。此外，以行权条件中的利润增长率（IPG）来反映激励条件要求水平。
4、控制变量选取
本文选择公司规模（SIZE）、流通股比例（LR）和财务杠杆（DAR）做为回归模型中的控制变量。其中，以公司账面总资产的自然对数来衡量公司规模（SIZE），以公司负债总额与账面总资产之比来计算财务杠杆（DAR）。
股权激励对公司业绩的影响范文2
关键词：上市公司;股权激励;公司业绩
1.引言
近年来我国民营企业发展迅速，已经成为我国市场中的一支重要力量。民营企业因其面临的竞争激烈，同时高新技术产业主要分布民营企业，对人才需求强烈，因而对股权激励的需求更为迫切。本文对于在民营企业实施高管股权激励后的业绩表现进行研究，对于本身缺乏有效激励机制的民营企业而言，这一研究的结果对其今后的激励政策的制定具有重大的理论价值和现实参考意义。
2.研究设计
2.1 研究假设
相对于其他的激励手段，股权激励的激励效果较为理想。Murphy（1985）、Joscow、Coughlan和Schmidt（1985）、 Rose和Shepard（1993）等的实证研究均得出高层管理人的薪酬激励与公司业绩表现呈显著正相关的关系。国内的研究结果得出股权激励比例与企业业绩呈正相关关系的研究占了大多数同时，近年来我国的资本市场和股权激励的相关政策法规等均不断完善，也为股权激励作用的发挥提供了有利的环境。基于此，本出如下假设：H1：我国民营企业股权激励水平与公司业绩存在正相关关系。
当股权分散时，股东对管理层的监管缺乏效率。而管理层持股可以使管理层的利益与公司的利益趋同，从而达到约束激励的目的。公司的股权集中度较低的时候，股东会赋予管理层更多的剩余，以股权激励代替股东的监督作用。本文第二个假设：H2：我国民营企业股权集中度与公司业绩表现呈负相关关系。
问题一直是现代企业管理中的重要问题，独立董事制度的出现可以较好的解决这一问题。上市公司经营者股权激励和独立董事制度都有降低成本的作用，对提高上市公司经营者经营业绩有着正向影响，在此提出第三个假设：H3：我国民营企业独立董事比例与公司业绩表现正相关。
2.2 样本和数据的选择
综合以上假设，本文选择2007年――2011年我国上海证券交易所和深圳证券交易所的进行股权激励的民营上市公司进行研究。并剔除相关异常值，最终选取2007-2011年共188家民营企业的数据作为样本。
2.3 变量定义及模型
本文的研究目的是探究我国民营企业的高管股权激励计划对公司业绩表现的影响，因此因变量应当选取反映公司业绩的变量。
反映公司业绩的指标有每股收益（EPS）、净资产收益率（ROE）、总资产收益率（ROA）、主营业务资产收益率以及Tobin Q值等。本文采用净资产收益率（用Y表示）作为公司业绩的衡量指标。
本文探讨股权激励与公司业绩的关系，自变量中应包含能反映企业股权激励水平的变量和公司业绩的影响变量。
根据上述定义，本研究的因变量是净资产收益率（ROE），自变量为股权激励水平（MRS）、独立董事比例（RID）第一大股东持股比例（Larghold）、资产负债率（DA）、总资产对数（LnA）、主营业收入增长率（MOIGROW），据此设计回归模型如下：
Y=β0+∑n-6iβiXi
3.实证结果与分析
3.1 变量描述性统计分析
对2007-2011年公司样本变量进行均值、标准差、最大值和最小值的描述性统计分析，结果如表3.1所示：
五年内样本均值表明股权激励水平的均值大约是30.36%，股权激励水平依然偏低。独立董事比例（RID）数据表明第一大股东持股的平均水平超过了总股本的 30%，我国上市公司的股权集中度较高。资产负债率表明多数样本民营上市公司的资本结构较稳健。同时样本公司的盈利能力分布比较均匀，基本可以排除极端值的影响，并且整体水平尚可，保证了研究结果的准确性。
3.2 回归分析
回归结果如下：
从表3.2回归结果中可以看出，本文模型的调整R2为0.415，估计的标准误差为0.162。这两个数据表明模型的回归质量较高，并且模型的自变量在解释因变量时的精度较高，模型质量好。此外，模型回归的F值为23.102，Sig.为0.000，其在1%的水平上显著异于0，说明模型总体是显著的，保证了本文研究结果的可靠性。
如表3.3所示，股权激励水平对数（LnMSR）与公司业绩表现（ROE）的相关系数为-0.038，检验结果在10%的水平上显著。这一结果否定了假设1，与运用公司治理理论的预测结果相反，这一结果表明对我国民营上市公司的高层经理人的股权激励并不能通过对企业业绩表现的改善并提高股价达到预期的激励目标。
独立董事比例（RID）与民营上市公司的业绩表现的相关系数为-0.039，同样呈现负相关关系，但是检验结果并不显著。这一结果否定了假设3中关于独立董事比例与公司业绩呈现正相关关系的假设，说明独立董事在提升公司业绩方面没有起到应有的作用。
第一大股东持股比例（Larghold）与业绩表现的关系为负相关，相关系数为-0.216，检验结果在1%的水平上显著。这一结果验证了假设2。
关于控制变量的假设结果中，企业的总资产对数与业绩呈现显著的正相关关系，相关系数为0.164，表明企业的规模越大，其股权激励的效果越明显。主营业务增长率与业绩表现呈现较明显的正相关关系，结果在10%的水平上显著，说明成长性好、发展前景好的企业其股权激励的效果更好。企业的资产负债率与业绩表现呈现不显著的负相关关系，企业的资产负债率越高，其财务风险越大，股权激励的效果越差。
4.结论
通过回归检验分析，结合研究假设，本文得出以下几个结论：
（1）我国民营企业股权激励水平与公司业绩存在负相关关系
这一结果暗示了我国股权激励机制的不成熟，尽管本研究在设计模型的时候加入诸如公司规模、公司的成长性等控制变量，但是对于公司的资本结构、宏观经济情况等因素对公司业绩表现的影响尚未纳入考虑，这也将影响分析的准确度。高层管理人的股票持有水平的提升会降低公司股票在市场上的流动性，同时也使得投资者的分散化投资机会降低，降低市场的流动性和减少分散化投资机会都会使得投资者在股票市场上投资的风险加大，因此投资者投资所要求的风险溢酬也会增加，这样也会增加公司融资的资本成本，提高融资成本影响公司的业绩表现，降低绩效，从这样的角度来看，对高层管理人实行股权激励会降低公司的业绩表现。
（2）我国民营企业的股权集中程度与公司的业绩表现呈负相关关系
中国上市公司大股东控制权与管理层股权激励之间存在显著的冲突。在这种股权集中度过高的结构下，民营企业的第一大股东对公司的控制权过于强大，这会导致高层管理人努力所创造的价值很难得到有效的保障，这样一来股票期权的激励作用就被削弱了。
（3）我国民营企业独立董事比例与公司的业绩表现负相关
结合之前学者对于独立董事比例与公司业绩表现的研究，我们可以发现，多数的研究结果支持独立外部董事只在一定的比例范围有助于改善上市公司的经营业，部分学者认为在16.67%附近达到最优，而本研究选取的数据中，独立董事比例的均值达到63.07%，最小值也达到了40%，远远超过了16.67%这一最优范围，因此对公司业绩出现了不显著的负影响作用。
（4）企业规模越大，股权激励效果越明显
因为公司规模越大，公司垄断力越强，收益就越有保障。成长性好的公司股权激励效果更为明显。当公司具有良好的成长性时，公司的股东从其得到的股权激励中获利的可能性越大，这样会增加股票期权的激励作用。民营企业的资产负债比与股权激励效果呈负相关关系。因为资产负债率越高，公司承担的财务风险越大，这不利于作为长期激励手段的股权激励的作用的发挥。
参考文献：
[1] David Abood，Nicole Bastian Johnson，Ron Kasznik.Employee stock options and future firm performance：Evidence from option reprising[J].Journal of Accounting and Economics，2010，（50）：74-92.
[2] David Yermack.Do corporations award CEO stock options effectively？[J].Journal of Financial Economics 1995，（39）：237-269.
股权激励对公司业绩的影响范文3
关键词：股权激励；绩效；管理层
中图分类号：C93文献标识码：A
委托理论、人力资本理论从理论上解析了股权激励对公司业绩的正向影响，同时从理论上证实了股权激励实施的必要性。西方国家也自19世纪六十年代开始了股权激励实践探索，期间国外学者们对股权激励的实证研究主要集中在股权激励的激励效果方面，出现两种截然不同的观点。从国外的实证研究文献来看，由于数据的可得性等原因，国内外的大部分实证研究大多数采用管理层持股对公司业绩的回归进行相关性论证。一部分学者认为，管理层持股比例与企业业绩具有单调的线性相关关系；另一部分则主张，二者非单调线性相关。此外，也有一些观点认为二者之间缺乏显著的相关性。
虽然采用的数据样本不尽相同，国外的实证研究较多证明两者存在一定的相关性。Benston（1985）的研究肯定了管理层持股的重要意义，他的研究结果表明，股东财富的变化与管理层持股价值的变动之间存在显著的正相关关系。Stulz（1988）的研究表明，管理人员拥有适度的持股权可以缓和管理人员与股东之间的利益冲突。Jain和Kini（1994）运用美国IP0公司的数据得出了上市公司业绩与管理层持股比例正相关的结论。Smith指出，绩效改进是由于持股权增进了管理人员创造财富的动机，进而提高了运营效率。Mehran（1995）对美国工业企业1979年与1980年的数据进行研究后发现，CEO持股比例与企业经营业绩间存在显著的正相关性。Jensen（1986），Hanson和Song（2000）则指出管理层持股有助于减少自由现金流量及成本，增加公司价值。Kaplan（1989）和Smith（1990）指出，伴随管理层杠杆收购的成功，公司的绩效也大幅提升。
而另外一些学者则认为管理层持股和公司业绩之间的关系并非简单线性，而是存在拐折点。Morck，Shieifer和Vishny（1988）根据管理层持股的利益一致假说和战壕挖掘假说提出管理层持股可能区间有效，利用1980年的横截面数据并设计模型实证检验得出；持股比例在0～5%范围内，托宾Q值与董事的持股比例正相关；持股比例在5%～25%范围内，托宾Q值与董事的持股比例负相关；超过25%，二者又正相关，但托宾Q值与持股比例的关联程度在这一区间有所减弱。Cho（1988）利用《幸福杂志》500家制造业公司的数据，采用普通最小二乘法，得出了股权结构影响公司投资，进而影响公司价值的经验性结论。他认为，在公司股权结构的不同区间上，即内部股东拥有的股权在0～7%、7%～38%，38%～100%三个区间上，公司价值分别随内部股东所持股份比例的增加而相应地增加、减少和增加。Mcconne（l990）选取了1976年的1，173家和1986年的1，093家公司作为研究对象，他们发现托宾Q值与公司内部人持有的普通股比例之间存在非线性关系，呈倒U型。托宾Q值随着管理层持股比例的增加而增加，当持股比例达到40%～50%后，托宾Q值随着该变量增加而减少。Mcconne认为，正相关关系在小公司中维持较高的比例，在大公司较低。Hemalin和Weishach（1991）的研究表明，当内部股东持股比例分别在0～1%，1%～5%，5%～20%和20%以上四个区间时，公司业绩分别呈上升、下降、上升、再下降的变化趋势。Bamhar和Rosenstein（1998）建立了董事会构成、管理层持股与企业业绩的联立方程，并运用敏感性分析考察了联立方程估计的显著性，发现了一些支持Morck，Shieifer和Vishny（1988）及麦克奈尔和Mcconne（l990）的实证结果。Ofek和Yermack（2000）通过实证研究发现。管理层持股在两种相互对立的力量（董事会增强管理层激励的目标和管理层分散投资组合以降低风险的愿望）的影响下动态变化。在管理层持股较低时，股权激励成功地提高了管理层的激励水平。但持股水平较高的管理者通过出售以前的持股来分散风险，从而打消了股权激励的影响。而Keasy（1999）则认为，管理层持股比例的三次方模型更加能够反映上述的两种影响。他用美国上市公司的数据得出管理层持股比例在较低水平（0%～16%）和较高水平（42%～100%）时，公司业绩随着管理层持股比例的增加而增加，但当这一比例处于中间水平时，两者反向相关。Kenn曲等人（2004）运用泰国上市公司的数据得出了同样的结论。
另外，也有学者认为，管理层股权激励和公司业绩之间并非简单的决定与被决定关系。Kole（1996）的研究表明，业绩不是由管理层持股的水平决定的；相反，业绩是管理层持股的决定因素。在检验这种关系时，一般使用单一方程，用前一年的业绩与本年的管理层持股水平作回归。还有的学者认为，管理层持股与业绩是相互决定的。他们采用联立方程模型来考察二者间的相关性，如Chung和Pruitt（1996）采用这种实证方法的出发点就在于通过联立方程来准确地揭示二者之间的关系。在联立方程中，管理层持股与业绩分别作为自变量和因变量出现，排除了前述假设中的单一决定关系。
此外，也有一些学者得出了截然相反的结论。Demsetz和Lehn（1985）以1981年511家公司为样本，采用会计收益率指标对公司内部人持股比例变量进行回归，结果发现二者之间并不存在显著的相关关系。Demsetz和Lehn选取的影响因素包括：公司规模、控制潜力（对公司管理人员进行监督可能获得的财富收益）、行业管制程度、愉快潜力，并相应确定表示变量，随后运用最小二乘法的方法进行回归分析，回归结果表明：公司规模、收益率波动性、行业管制、是否处于媒体和体育行业等变量对所有权结构具有显著的影响作用。Loderer和Martin（1997）的实证结果说明管理层持有较大股份并没有改善企业的业绩。Himmelberg，Hubbard和Pajia（1999）发现，如果引入可观察的企业特征和企业固定影响，那么就无法得出管理层持股影响企业业绩的结论。
纵观西方学者的研究，以赞同管理层持股影响企业业绩的居多，但就管理层持股如何影响业绩却又有诸多不同意见。
国内学者关于高级管理层持股与公司绩效关系的研究主要集中在二者是否相关的问题上，结论也同样有所差异，与西方学者的研究以赞同管理层持股影响企业业绩的居多的结论不同，支持二者不相关的结果较多。
1、管理层持股与公司绩效不存在显著性关系。袁国良、王怀芳、刘明（2000）以公司管理层（指董事、监事、经理人员）的持股比例为解释变量，净资产收益率ROE为被解释变量研究得出，目前上市公司的经营业绩与公司管理层的持股比例之间基本不相关，而且即使非国家控股上市公司，高层管理人员持股多少和企业经营业绩之间的相关性也非常低。魏刚（2000）以ROE作为被解释变量选取高层经理人员持股数量占公司总股本的比例为解释变量，发现实证检验不支持公司经营绩效与高级管理人员的持股比例显著正相关的假设，他认为高层管理人员持股没有达到预期的激励效果，仅是一种福利制度安排；高层经理人员持股与公司经营业绩之间也不存在“区间效应”。童晶骏（2003）选取1998～2001年实施股权激励的公司为样本，采用简单的线性回归分析，指出实施股权激励对我国上市公司提高业绩有一定的效果，但不太明显。俞鸿琳（2006）采用FE模型对于全部上市公司和非国有上市公司，管理者持股水平和公司价值二者之间的关系检验发现：管理者持股水平和公司价值正相关，但并不显著；而对于国有上市公司，管理者持股水平和公司价值负相关，并在0.10的水平下显著。范婧婧（2006）选取2003、2004年度195家上市公司为样本分析净资产收益率与高管人员持股比例的相关性，统计检验分析表明高管人员持股比例与公司业绩之间不存在正相关关系。潘淑清（2007）通过比较不同激励模式的激励效果，证明了以下在保证经营者目标和股东利益一致的基础上，我国目前高新技术企业的三种主要报酬形式均不能激励经营者为企业的长远利益和发展而努力。陈登峰（2007）运用指数股票期权来过滤异常收益强化股票期权收益和公司业绩关联度分析表明，我国股票市场的定价机制效率偏低，公司业绩和股价的相关性不高，股权激励效果不显著。申明浩、苏晓华（2007）对2003～2004上市公司的实证研究发现高管持股份额与企业激励效果（管理层努力水平）呈非线性关系。袁燕（2007）、刘永春（2007）、牛国勇（2008）的实证研究也都证实管理层持股与公司绩效不存在显著性关系。
2、管理层持股与公司绩效存在显著性关系。刘国亮、王加胜（2000）在此问题上所作的实证检验却与Jensen和Murph的结论一致，即管理层持股比例（指前五位管理者持有的公司股份占公司总股本的比例）与企业经营绩效正相关。李增泉（2000）通过实证检验发现，较低的持股比例不会对管理人（指董事长和总经理）产生激励作用，当管理人员的持股达到一定比例后，持股比例的高低对企业绩效具有显著的影响。另外，周建波、孙菊生（2003）的研究表明成长性较高的公司，相应地公司经营业绩的提高与经营者因股权激励增加的持股数显著正相关。邱世远、徐国栋（2003）选取每股收益率为业绩指标，以高级管理人员持股比例衡量高管持股，选取1999～2001年的上市公司业务数据为样本，回归分析表明我国上市公司存在显著的股权激励作用。秦殿军（2004）通过对上市公司业绩统计比较分析发现已实施股权激励的公司的经营业绩明显好于没有实施股权激励的公司。李飞、王旭（2007）通过资料统计，截止到2006年11月底，已有38家上市公司陆续提出股权激励方案，相关的统计则显示，38家提出股权激励方案的公司，2006年以来的平均涨幅已达到85%以上，涨幅明显超过大盘。米海霞（2008）选取2006年43家披露股权激励方案的上市公司和相应的配对公司为样本，运用比较分析法检验了股权激励方案披露后公司的业绩变化。研究发现，上市公司披露股权激励计划后的业绩明显好于其披露前的业绩，且总体上来说好于未披露股权激励计划公司的业绩。葛杰（2008）则选取沪深两市国有上市公司年报的截面数据，采用线性回归对2006年度我国国有上市公司高管持股与公司绩效的关系进行实证研究。研究表明，公司绩效综合指标除与高管持股比率关系显著外，还与公司规模及第一大股东持股比例呈显著的正相关关系。颜士超（2008）采用净资产收益率来衡量公司的经营业绩，用公司股票价格每变化1%时对员工所持股票总价值的变化来度量公司的股权激励水平。根据统计和检验结果，上市公司实施股权激励可以提高公司的经营业绩。
纵观以上国内关于高级管理层持股与公司绩效关系的研究实证结果发现，总体上以支持二者不相关的结果较多，但2006年以来则出现大量支持高级管理层持股与公司绩效高度正相关及低度正相关的研究文献。这一现象与我国股权改革的完成、证券法规的出台等股权激励外部条件的逐步完善的事实也是相符的。目前，国外的研究基本上一致认为股权结构是内生的，但国内现有大部分研究都将股权结构视为外生变量，即股权结构本身也受到企业绩效水平的影响，如果我国的股权结构也毫不例外和业绩内生于一个系统中，那么不考虑内生性的研究结果可能会导致有偏误和不一致的结论。净资产收益率（ROE）是反映资本收益能力的国际性通用指标和杜邦系统中的核心指标，优点是综合能力强，但缺点是易被人为操纵，特别是上市公司考虑到配股及增发等对ROE的要求，可能会通过会计方法的改变来操纵可操纵的会计项目，因此其有效性值得怀疑；而托宾Q值作为业绩衡量指标时，我国股市浓厚的投机色彩，以及上市公司二元股权结构的存在，学者们大都忽视了国内非流通股的定价问题，把非流通股当作和流通股拥有相同的市场价格，显然高估了国内上市公司的托宾Q值，使得托宾Q值市场绩效指标的有效性大打折扣。
（作者单位：安徽工业大学）
参考文献：
[1]顾斌，周立烨.我国上市公司股权激励实施效果的研究，《会计研究》，2007.2.
[2]袁凤林.对经营者股权激励的经济效果和财务效应的辩证分析，《生产力研究》，2005.5.
[3]谢作渺，薛冬雪，董菁.股权激励理论研究综述，《工业技术经济》，2007.3.
[4]张彩玉.关于股权激励效应的思考，《企业活力》，2005.4.
[5]童晶骏.关于我国上市公司股权激励效应的实证分析，《理论探索》，2003年.5.
股权激励对公司业绩的影响范文4
【关键词】高新技术；股权激励；业绩；相关性
一、理论分析
随着我国对自主创新的越来越重视，高新技术企业的地位也越来越重要。那么，这些高新技术上市公司中，实施股权激励有与公司业绩有何关系?首先要讨论的问题是股权激励的概念是什么。在公司中经理人和股东的关系实际上是企业经营者是企业股东的人和受托者，股东委托经理人经营管理资产。但事实上，在委托关系中，由于信息不对称，使企业存在着所有权与经营权彼此分离这一特征，股东和经理人之间的契约并不完全，需要依赖经理人的“道德自律”。股东和经理人追求的目标是不一致的，股东希望其持有的股权价值最大化，经理人则希望自身效用最大化，需要通过激励和约束机制来引导和限制经理人行为。
二、研究假设
根据委托理论，由于所有权与控制权的分离，委托人（股东）会通过对人即管理人员进行股权激励，让管理人员分享公司的剩余索取权使其预期收益与公司业绩紧密相连，从而有效地解决委托问题。因此提出假设：公司业绩与是否实施股权激励正相关。
三、研究设计
于2008年1月1日颁布截止到2010年12月31日共2451家高新技术企业上市公司获得认定。161家公司实施了股权激励其中72家中止了股权激励，为了不影响数据的准确性予以删除，另有78家实施了股权激励其中包括77家已实施和1家股东大会通过。
模型建立与变量定义：ROE=α+β1+β2SH+β3D/A+β4size+ΣβtINDUt
表1 变量定义
类型 名称 代码 计算公式
因变量 净资产收益率 ROE 净利润/[（期初所有者权益+期末所有者权益）/2]
自变量 高管持股比例 MSR 高管持股比例/总股本高管持股比例/总股本
控制变量 公司规模对数 SIZE LN（总股本）
股权集中度 SH 前十大股东持股比例
杠杆系数 DL 资产总额/负债总额
行业 iNDUI 按次类行业代码进行设置
四、实证分析与检验
描述统计分析：
在进行回归分析之前，对数据作基本的描述性统计分析。实施了股权激励的上市公司主要分布在信息技术业和制造业，而建筑业、采掘业、社会服务业、制造业中的食品与饮料、木材与家具、造纸与印刷等行业都出现高管0持股的现象。可见股权激励的行业间差别很大，会影响回归分析结果，绝大部分数据无法对因变量产生影响所以取消行业这一变量。
得出新的回归模型：ROE=α+β1+β2SH+β3D/A+β4size
数据分析软件：采用EXCEL和STATA统计软件。
表2 多元线性模型回归结果
会计年度 2009年 2010年
系数 T统计量 系数 t统计量
(CONSTANT)
ROE 19.89743 0.59 21.54402 0.84
SIZE 1.659103 1.65 0.6168937 0.85
SH 0.1960816 3.37 0.1727239 3.90
杠杆系数 0.0002612 0.72 0.0074546 1.14
R2（Adj-R2） 0.0324(0.0257) 0.281(0.0225)
F(p) 4.67(0.0008) 4.84(0.0007)
五、研究结论与启示
1.公司业绩与是否实施股权激励显著正相关，但在考查公司业绩与股权激励实施的持股比例关系上，发现其正相关关系为不显著正相关，可见股权激励是一项有效提升业绩的激励机制。但是并不是实施股权激励的持股比例越大，越有助于提升业绩，只在一定的区间才体现这种关系。
2.企业业绩与公司规模大小不显著正相关。说明对于企业来说不是的规模越大业绩就越好。假如企业的资金单纯的用在扩大企业的规模，反而会浪费了大部分的资金投入对业绩并没有实质性的提高。
3.企业业绩与股权集中度显著正相关。股权集中度是用来衡量公司股权分布状态和公司稳定性的重要指标。一般来说股权集中度高的企业经营更为稳定，由于集中度可以有利于企业远期战略的执行，因此可以使治理层和管理层较为容易达成统一意见。
六、总结
总体来说高管薪酬与企业业绩的正相关关系说明激励机制可以良好的调动经营者的积极性，当企业高管拥有企业剩余索取权时，企业利益就与高管人员利益息息相关，促进管理者提高业绩。同时股权激励计划还有助于高新技术上市公司吸引和留住人才，激发技术和管理人员的积极性和创新，从而有助于提升其自主创新能力，而这一能力恰恰是高新技术企业的核心竞争力，所以股权激励机制是提高新技术企业业绩的有效机制。
参考文献
[1]刘华,郑军.高新技术上市公司股权激励与公司业绩——基于自主创新的视角[J].会计之友,2010(12).
[2]娄皎虹,章一清,朱惠芹.高新技术企业股权激励效果影响因素分析[J].财会月刊,2011(23).
股权激励对公司业绩的影响范文5
关键词：高级管理层 股权激励 利益输送 经营绩效
一、引言
在世界范围内，除了英美等少数国家外，股权相对集中的公司模式更为普遍（La Porta等，1999；Clasessen等，2000）。由于我国尚处于经济转型时期，国有上市公司多为国有企业改制而来，在改制过程中通常采用国家绝对控股或者相对控股的股权模式，上市公司的股权高度集中。这就为控股股东及高管的利益输送行为提供了机会（Johnson等，2000）。在20世纪50年代的美国，一些企业家想尽各种办法将所有者和管理者的利益捆绑在一起，以达到提升企业经营业绩的共同目标，这样就渐渐产生了股权激励的奖励机制。由于我国的上市公司股权相对集中，“内部人控制”比较严重，在监管机制不完善、信息不对称的情况下股权激励也渐渐成为企业高管利益输送的渠道之一。由此不难看出高管股权激励在我国上市公司治理当中占了比较大的比重，并且存在利益输送行为。当前，国内众多学者对高管利益输送对上市公司绩效的影响做了大量研究（李增泉、余谦和王晓坤，2005），但高管股权激励的治理效应却未引起足够的重视。本文基于此，研究高管股权激励背后的理应输送问题，并结合我国国情提出政策建议，以期通过高管股权激励的合理安排达到保护外部投资者利益的目的，促进资本市场的健康发展。
二、研究设计
（一）研究假设 （1）高管股权激励行为与人力资本理论。股权激励既是对人力资本所有者的长期激励，同时也是对人力资本所有者的约束机制。一方面人力资本所有者由于其对公司人力资本的投入而参与分享公司的剩余索取权；使他们感到与物质资本所有者一样享受投资者的权利，由此产生激励；另一方面，由于股票期权的实现需要经过一段时间，也就是说人力资本所有者不可能一下子就获得期权收益，而是在很多年内分期分批收益，他们的预期收益在一定的期间抵押给了企业，以这种方式降低了人力资本的道德风险。（2） 高管股权激励行为与委托――关系。在委托活动中，克服和防止人道德风险的关键在于处理信息不对称问题。委托人必须给人适当激励来减少他们之间的利益差距。委托人要通过与人分享剩余索取权而建立起长期激励机制。而股权激励制度的建立正是有这样的效果，建立有效的激励机制即剩余索取权与控制权配置的机制，使经理层的长期利益与企业的效益和股东的利益一致起来。委托理论从原理上揭示了为什么人在过程中会出现道德风险，而股权激励制度则是由此产生而来用于解决两权分离矛盾的机制。股权激励的目的是将经营者与所有者的利益趋于一致，激励经营者通过增加公司的利益达到增加自身利益的目标，从而降低了成本。然而由于我国企业的监督机制和内部控制制度都还不够健全，导致股权激励制度的激励效用发挥不良，甚至沦为了高管进行利益输送的工具。因此，要推断股权激励是否沦为了高管的利益输送的工具，就要分析股权激励的激励效用是否达到预期，即分析公司的经验业绩与高管因股权激励增加的持股比例存在怎样的线性关系。本文提出假设1：
H1：实施股权激励后公司经营绩效提高与经营者因股权激励而增加持股比例之间不存在显著关系或存在显著负相关关系。
上市公司对经营者进行股权激励，无需经过中国证监会的同意，激励方案只需经过股东大会同意即可。因为董事会中的部分董事是大股东的代表，他们不仅代表大股东参加股东大会的投票，而且所代表的大股东的股权比例通常都比较高，一般情况下，股权激励方案经董事会会议决议通过，股东大会决议也就可以通过。因此，关键问题是股权激励方案能否经董事会会议决议通过，这就要看董事会的具体构成是怎样的。这样，如果股权激励的授予对象包含了高管，那么，作为自利的理性“经济人”就会从为自己谋福利的角度，通过提高业绩股票数量来进行利益输送。本文提出假设2：
H2：如果股权激励的授予对象包括高管，那么公司高管因股权激励增加持股比例与公司独立董事比例存在显著负相关关系。
（二）样本选择与数据来源 2006 年以后上市公司实施股权激励的法律障碍得以消除。故本文将选用2006年以后的数据。在截止至2013年6月前，公布过股权激励公告的797家A 股上市公司中，本文拟选用已经实施了股权激励的公司为样本，考虑到极端值对结果的不利影响，剔除ST、*ST等上市公司，剔除数据不全公司，剔除还未完成和已经取消股权激励的公司，经过筛选后，以73 家A 股上市公司作为样本，选取2008 年至2012 年的年末数据，获得观测样本365个。数据来源于GTA 国泰安CSMAR 数据库、巨潮资讯网、上交所网站、深交所网站以及样本公司的相关年报，并采用SPSS17.0 对数据进行处理。由于实施了股权激励的A 股上市公司实施股权激励的年份各不相同，所以本文选取混合截面数据，选取完成股权激励公司2008 至2012 年的数据。
（三）变量定义 （1）被解释变量。本文利用间接法对高管的利益输送行为进行实证研究，被解释变量是与之相关并能间接反映利益输送的指标。依据前文的两个假设，本文选取反映公司业绩的指标作为假设1的被解释变量，选取高管因股权激励增加的持股比例作为本文假设2的被解释变量。反映公司业绩的指标有很多，净资产收益率可衡量公司对股东投入资本的利用效率。它弥补了每股税后利润指标的不足。例如：在公司对原有股东送红股后，每股盈利将会下降，从而在投资者中造成错觉，以为公司的获利能力下降了，而事实上，公司的获利能力并没有发生变化，用净资产收益率来分析公司获利能力就比较适宜。净资产收益率的综合能力强，是反映资本能力的国际性通用指标。故本文将选取净资产收益率作为分析假设1的被解释变量。（2）解释变量与控制变量。本文以非独立董事人数比例Entren和高管因股权激励增加的持股比例Nob作为假设1的解释变量。以公司规模Size作为第一控制变量，以总资产的自然对数衡量；以财务杠杆即资产负债率Dar作为第二控制变量，以负债与总资产之比来加以衡量。本文以独立董事比例Inddirra 作为假设2的解释变量，即公司的独立董事与董事会总人数的比例。以资产负债率Dar作为第一控制变量；以公司规模Size作为第二控制变量，以总资产的自然对数衡量；以公司董事长与总经理是否由一人担任Samedvm作为其他控制变量。最后，本文设定5个年度虚拟变量Yi用以控制宏观经济年度差异。参考证监会数据设定行业虚拟变量综上所述，将各变量的名称、符号和定义如表（1）。
（四）模型设立 为了研究高管股权激励背后的利益输送行为，本文采用如下多元线性回归模型来进行假设检验。
（1）检验公司业绩与高管因股权激励增加的持股比例关系， 构建模型一：
Roe=？琢0+？琢1×Nob+？琢2×Entren+？琢3×Size+？琢4×Dar+■？茁i+4×Yi+■？茁8+jIndj+？着
其中Roe 是公司的净资产收益率，表示公司业绩，Nob表示高管因股权激励而增加的持股比例，Entren代表非独立董事人数的比例； Size， Dar为模型一的控制变量；ε1 表示随机误差。具体说明请参见如下；α0、α1、α2、α3 、α4是待估参数；ε1 是随机误差。
（2）检验公司高管因股权激励增加的持股比例与董事会构成关系，构建模型二：
Nob=？茁0+？茁1*Inddirra+？茁2*Samedvm+？茁3*Size+？茁4*Dar+■？茁i+5×Yi+■？茁9+jIndj+？着
其中Nob表示高管因股权激励而增加的持股比例；Inddirra表示公司独立董事与董事会总人数的比例；Samedvm，Size，Dar为模型二的控制变量；ε2表示随机误差。具体说明请参见如下；β0、β1、β2、β3、β4是待估参数；ε2是随机误差。
三、实证检验分析
（一）描述性统计 （1）净资产收益率的统计分析。本文利用SPSS17.0统计软件对各年度上市公司业绩进行统计分析，分析结果列示如表（2）。从表（2）中可以看出，上市公司的净资产收益率最小0.026，最大为0.361，均值为0.122，反映的是我国上市公司的经营业绩。从各个年度看，2008到2012年我国上市公司的经营业绩均值分别为0.1204、0.1351、0.1333、0.1215、0.1112，2008年、2009年呈上升趋势，以后就逐年的递减，说明在实行股权激励的初期，业绩还是得到了一定的提升，但是后期业绩却在一直下降，说明股权激励的效用在渐渐变小，即高管可能利用股权激励进行利益输送，损害公司的利益。另外，上表还可以看出，样本的最大值在最近几年内大幅度的下降，这说明上市公司的股权激励的效用没有很好地发挥效用，利益输送的可能性较大。至于是否真的存在利益输送，还需后面回归分析进一步的研究。（2）高管因股权激励增加的持股比例的统计分析。从表（3）中可以看出，总体上，上市公司的高管因股权激励增加的持股比例最小0，最大为0.28955，均值为0.02210，反映的是我国上市公司高管因股权激励而增加的持股比例总体水平比较高，说明了股权激励可能被高管用来增加自己的利益。从各年度看，2008到2012年我国上市公司的经营业绩均值分别为0.01462、0.00734、0.02128、0.02636、0.40885，2008年、2009年高管因股权激励增加的持股比例量还较少，但从2010年开始，增加的持股比例却呈现出较高的增长，说明在实行股权激励的初期，股权激励的效用发挥的较好，但是后期高管很有可能利用股权激励进行自利行为，损害公司的利益。
（二）回归分析 上市公司业绩与高管因股权激励增加的持股比例进行回归分析结果见表（4）。结果显示，整体检验模型的F 统计量为16.763，在1%水平显著。模型中自相关DW检验值为2.195，说明这个模型自相关不显著或不存在。可以看出该模型的基本设置较为合理，最后得到的估计结果具有较高的可信度。高管因股权激励增加的持股比例对公司绩效影响的方向相同，但并不显著，这与本文的研究假设1是一致的，正好验证了本文的研究假设1。高管因股权激励增加的持股比例对公司绩效影响程度为0.054；t检验值为1.126，且不显著；非独立董事的比例对公司绩效影响程度为0.121；t 检验值为1.410，且不显著。通过研究分析，从模型可以看出，公司规模（size）与公司绩效存在正向影响，且在1%水平上显著；资产负债率（Dar）与公司绩效存在正向影响，且不显著。上市公司高管因股权激励增加持股数与独立董事比例关系回归分析结果见表（5）。结果显示，整体检验模型的F统计量为5.077，在1%水平显著。模型中自相关DW检验值为1.835，说明这个模型自相关不显著或不存在。可以看出该模型的基本设置较为合理，最后得到的估计结果具有较高的可信度。独立董事比例对高管因股权激励增加的持股比例影响的方向相反，这与本文研究假设2是一致，并且高管因股权激励增加的持股比例的相关变量均显著，验证了本文的研究假设2。独立董事比例对高管因股权激励增加的持股比例的影响程度为-0.092，t检验值为-0.820，在5%水平显著。通过研究分析，从模型可以看出，公司规模对高管因股权激励增加的持股比例量的影响程度为0.297；t 检验值为2.960，在1%水平显著；资产负债率与高管因股权激励增加的持股比例量存在负向影响，且不显著；公司董事长与总经理是否由一人担任与高管因股权激励增加的持股比例量存在负向影响，且不显著。从上述分析中可以看出，因股权激励计划的实施致使高管增加的持股比例对公司业绩有一定的影响，但并不显著相关，说明股权激励没有达到预期效用。同时独立董事比例对高管因股权激励增加的持股比例的影响方向相反，并且显著相关，说明高管利用自己对公司的控制权，滥用股权激励为自己增加财富，进行利益输送行为。尽管股权激励被视为激励高管努力工作的长期激励手段，但由于现代的企业还缺乏健全的内部控制制度和完善的监督管理制度，导致高管滥用了股权激励，反而使得股权激励成为了高管进行利益输送的手段之一。提高独立董事比例对改善股权激励的效用，减少利益输送行为具有重要意义。
四、结论
本文研究得出结论如下：高管实行的股权激励制度在一定程度上影响公司绩效，但效果并不显著，说明其背后存在利益输送行为；高管因股权激励而获得的持股数量与公司的独立董事比例存在显著的负相关，说明由于缺少监督，高管利用自己的控制权，设计出利于自己而不是利于公司的股权激励计划，致使股权激励成为了高管进行利益输送的方式之一。提高独立董事比例能够有效地治理股权激励存在的利益输送问题。以上结论说明高管股权激励在一定程度上成了高管进行利益输送的有效工具，同时独立董事在一定程度上具有抑制高管利益输送行为的作用。因此，大力发展职业经理人市场，加强对高管的监管，增强独立董事在公司的表决权，提高上市公司治理质量是解决这些问题的有效途径。
*本文系江西省高校人文社科项目“基于金融发展视角的民营企业融资约束问题研究”（项目编号：GL1237）；江西省社会科学“十二五”规划青年基金项目（项目编号：13GL39）；江西省教育科学“十二五”规划基金一般课题项目（项目编号：13YB071）的阶段性成果
参考文献：
[1]袁淳、刘思淼、高雨：《大股东控制与利益输送方式选择――关联交易还是现金股利》，《经济管理》2010第5期。
[2]魏刚：《高管激励与上市公司经营绩效》，《经济研究》2000第3期。
[3]李增泉：《激励机制与企业绩效―一项基于上市公司的实证研究》，《会计研究》2000年第1期。
[4]刘斌、刘星、李世新、何顺文：《CEO薪酬与企业业绩互动效应的实证检验》，《会计研究》2003年第3期。
[5]王克敏，王志超：《高管控制权、报酬与盈余管理――基于中国上市公司的实证研究》，《会计研究》2007第7期。
[6]周建波、孙菊生：《经营者股权激励的治理效应研究――来自中国上市公司的经验证据》，《经济研究》2003第5期。
股权激励对公司业绩的影响范文6
[关键词]报酬有效性；长期报酬；短期报酬；股权激励
[中图分类号]F276.6；F832.5［文献标识码］ A
[文章编号] 1673－0461（2008）02－0059－07
基金项目：本研究得到国家自然科学基金项目(70772084)和中山大学“985工程”产业与区域发展创新基地的资助。
一、引 言
如何激励高管人员一直是国内外，特别是我国让人困惑不解的重要难题。比如，我国近年来对高管报酬激励制度进行了一系列的改革，但在激励的程度、方法、方式和结构方面仍然是问题重重，问题严重；“过度在职消费”；“59岁现象”、高管腐败犯罪等现象不断出现。同样，中国证监会和国资委相继出台了针对上市公司高管人员的股权激励管理办法，这是对高管激励报酬制度的一次深刻变革，股权分置改革的完成又为这个制度提供了一定的市场条件，那么，在我国文化和存在国有股的产权下，这个制度是否会有效呢？要考虑哪些因素，这个制度才会有效呢？否则，监管部门的这些规定要么可能造成股权激励力度不足的问题，要么可能助长内部人“权力寻租”的跟风行为,甚至导致股权激励机制的扭曲与滥用[1]。
中国上市公司许多经理人虽然没有剩余索取权，但拥有剩余控制权，特别是我国长期以来企业的剩余索取权严重不匹配，导致内部人控制问题非常严重。比如，过度在职消费、信息披露不规范、短期行为、过度投资、工资等收入增长过快、转移国有资产、不分红或少分红等 [1]。这些问题严重地影响了公司的价值，也说明在我国实施股权激励是非常必要的。
同时，对于公司股东来说，报酬只是一种手段，业绩才是最终的目的。但在所有权与控制权分离下，股东与管理者之间始终存在利益冲突，导致了委托问题和高管人员激励约束问题的产生 [2]。解决这个问题的有效措施是激励管理者自觉选择有利于股东的行动[3]。但在现实经济中，管理者的许多行动需要团队合作才能够完成，因此，最优的激励合同必须针对人团队进行设计，充分考虑高管成员之间的互相影响，比如，应考虑报酬的倾斜度，以避免部分高管“搭便车”，将偷闲的成本转嫁给他人。国内外的研究成果表明必须把报酬激励做成一个包，比如，必须综合考虑和设计薪酬激励、股权激励、激励倾斜度、报酬激励结构等对经理行为的影响，这样才能实现报酬激励制度的有效性。
二、报酬的有效性
什么是报酬的有效性呢？尽管各种研究文献都频繁地使用报酬的有效性，但很少给出明确的定义。按照Holmstrom的观点，最优激励契约就是使人最大程度地满足委托人效用，同时也能给予人预定水平的期望效用[5]。这意味着如果一项报酬制度能以较低的成本使得经理人自愿采用最大的努力水平为股东取得最大的利益和回报，同时经理人也获得了自身的期望效用，这样的激励制度就达到了有效性。
这说明要设计一个有效的报酬激励制度是非常复杂的，除了合理制定报酬激励的大小外，还必须考虑这些报酬激励能给股东带来的回报、报酬在不同经理人之间如何分配、是否实行股权激励等长期激励方式以及各种激励方式占报酬总额的比例等因素。比如，即使是某种激励制度对高管个人是有效的，但高管作为一个团队也未必有效，因为这时可能存在“搭便车”或“偷懒”的问题，同样会导致该制度的失效[4]。
各种研究结果也表明激励有效性所面临的复杂问题。比如，有研究表明，管理层激励与公司业绩和股票市场业绩有显著有正相关关系 [5][6]，但过渡的报酬与会计业绩负相关[7]；管理层报酬激励与公司投资政策、债务政策以及公司风险之间存在很强的因果关系 [8][9]。但同时，也有学者的研究没有找到这样的相关关系，比如，有证据表明CEO报酬与公司业绩之间不存在相关关系[10]。我国学者的研究与此相似，显示出报酬激励的复杂性 [11][12][13]。
对股权激励的研究结果就更为复杂了。比如，股权激励受多种因素的影响，经理持股越多，被解雇的可能性越低[14][15]；只有股权和期权达到平衡时，才有较好的经营业绩，反之，业绩较差；高管人员最优报酬激励的结构是现金，再加上一定数量的期权[16]。但Yermack和Bryan等又发现股票期权存在激励效应的证据不足[17][18]；Palia(2001)的结果表明管理者持股和公司价值有正相关关系,但并不显著[19]；Morck et al.的研究发现，当管理者持股量在[0，5%]和[25，100%]区间时，其激励是有效的，增加了公司价值；而当管理者的持股量处于[5，25%]区间时，管理者可以随意的追求个人私利从而降低公司价值，其激励是负效应的[20]。这些结果说明股权激励既有利益驱同的正作用，同时也有内部操纵，追求个人私利的负作用。
我国研究也有类似的结果，比如，有研究发现，尽管管理者持股水平和公司价值正相关,但并不明显，甚至对国有上市公司,这种关系呈显著负相关[21]；最近的研究表明高管人员持股与企业绩效呈显著正相关关系[22]。吴淑琨的研究还表明，持股比例与公司绩效呈显著倒U型相关关系，既有“利益协同”效应，也有“利益侵占”效应，是一把“双刃剑”[23]。
这些不一致的研究结果说明，高管报酬激励是否有效取决于该激励实施的不同情况和实施背景，比如，有的激励制度在国外是有效的，但用在我国就不一定有效，或者说至少需要对这样的制度进行某种改进，才能发挥相应的作用。相比国外，我国的情况更为复杂，更需要在设计高管报酬制度时考虑我国的市场、治理状况、区域经济差异等不同情况，否则，简单照搬或设计报酬制度，难以起到应有的预期效果。
三、研究假设
（一）薪酬激励
现代企业的重要特征是两权分离，同时还面临着商业环境不确定和信息不对称两大难题，因而激励制度是否有效，能否减少委托产生的“逆向选择”和“道德风险”，增加股东财富，这是我国企业完善报酬激励制度的核心问题。股东作为委托人，要想实现期望效用函数最大，既需要合同来强制人选择委托人希望的行动，同时也需要在合同中设计满足人参与约束与激励相容约束的激励条款，以实现经理报酬与承担业绩风险的一致性。国内外的许多学者[24][25][26]的研究也表明经理报酬与企业业绩存在正相关关系。由此可假设：
假设1：高管人员薪酬激励与公司业绩显著正相关。
（二）股权激励
股权激励让高管人员享有一定的剩余索取权，因而其持股水平的大小会影响他们与公司利益的一致性程度。比如，当高管人员持股比例增加时，他们采取背离公司价值最大化的行为的成本也会提高，促使他们会在行使在职消费和最大化公司价值之间取得一个均衡。许多学者的研究也表明管理层持股与公司绩效呈倒U型关系[22][25]，说明存在这样一个均衡点。比如，若管理层持股水平很低，促使股东特别是大股东的监督来实现公司价值的增值，体现的是监督效应；反之，若持股水平很高，使管理层有动机追求个人私利，这时体现的是利益侵占效应。由于我国目前上市公司高管人员持股比例很低[27]，根据管理层持股比例与公司绩效呈倒U型的关系，可以假设我国高管人员持股水平与公司业绩正相关。此外，高管作为一个团队，可以认为持股的高管人数越多，高管人员的整体利益与股东利益越趋于一致，越有利于公司绩效的提高。由此可提出如下假设：
假设2a：高管人员持股比例与公司业绩正相关。
假设2b：高管人员持股人数比例与公司业绩正相关。
（三）激励倾斜度
高管不是单一的，而是多个高管组成的“团队”。Alchian and Demsetz指出，所谓“团队”是指一组人，他们各自独立地选择努力水平，但各自对产出的边际贡献都依赖于其它人的努力，不可独立观测[28]。这将导致“搭便车”及“偷懒”问题的出现，从而减少团队的产出。高管人员本身是一个人团队，也存在“搭便车”或“偷懒”的问题。要解决团队生产中的“偷懒”问题，Holmstrom认为，应打破预算平衡来使激励机制发挥作用[5]。
这说明要解决“偷懒”问题，应在高管团队成员之间侧重对核心高管人员的激励，比如，采用锦标制度，将报酬向主要高管人员倾斜，以更好地激励发挥核心作用的高管。这样，有助于在高管团队内部建立起竞争机制，更好地体现出报酬激励与责权利的对应关系，以驱动公司绩效的提高。本文以主要高管薪酬占总薪酬的比例来表示激励制度对主要高管人员的倾斜程度――激励倾斜度。由此提出：
假设3：激励倾斜度与公司业绩正相关。
（四）长短期激励结构
在我国目前经济和社会背景下，理论和实务界都对高管人员的短期激励和长期股权激励有很多的争论，未有确定的结论。比如，许多上市公司尚未实行长期股权激励、绩效却非常好，而有的公司实行了高管持股，但并未出现好的业绩。与西方国家的CEO们相比，我国上市公司高管人员自身的财富和财力还处于积累阶段，短期报酬对他们而言不仅非常重要，而且风险很小，有更大的吸引力；此外，我国高管人员还面临任职升迁等政治因素的风险，权力、报酬和任职风险呈现复杂的关系，因而股权激励和职务利益相比是否能实现高管的预期效用还具有很大的不确定性。因此，在我国目前的制度背景下，可以假设短期报酬更能起到对高管的激励作用，即：
假设4：在短期报酬和长期报酬结构中，短期报酬起到的激励作用更大。
四、描述性统计与模型设计
（一）样本选择与描述性统计
本文以沪、深两市的上市公司作为研究分析对象，其中资产负债率、总资产、行业变量来源于深圳国泰君安公司开发的CSMAR数据库，其余数据均手工收自上海和深圳证券交易所网站公布的上市公司年报。为了保证数据的有效性，考虑到不同的监管要求，只选取在境内仅发行A股的上市公司；考虑到股权激励需要观察较长时间，选取在2002年以前上市，且在后续年度有完整齐全财务报表披露的公司；为研究正常经营公司的报酬激励问题，剔除了ST和PT公司以及被会计师事务所出具了保留意见、拒绝表示意见或否定意见和出现过董事长更换（常伴随业绩非正常、大幅度的变动）的上市公司；由于金融业的会计制度和监管环境的特殊性，剔除了该行业的公司。根据这些原则，总选取了152家样本公司，456个样本数据，描述性统计如表1和表2。
从表1和表2可以看出，我国高管薪酬总额平均值为1,324,258元，高管人均薪酬均值为96,031元，前三名董事薪酬总额均值为451,422元，前三名高管薪酬总额均值为501,437元，人均独董津贴均值为35,154元。从高管人员长期报酬的绝对数来看，董事长持股市值平均值为219,414元，总经理持股市值平均值为131,952元，高管持股市值总额平均值为1,120,873元。样本公司高管人员长期及短期报酬之和平均值为2,445,130元。我国高管人员的持股比例仍然偏低，仅有四分之一的高管人员持有股份；高管人员激励倾斜度很小，前三名高管薪酬总额占的比例仅为38%。
从薪酬绝对数也可看出，高管人均薪酬为96,031元，金额最高的前三名高管人均薪酬平均值为167,146元，等于人均薪酬的1.74倍。高管人员的报酬结构不尽合理，其中短期报酬与总报酬之比平均值为73%，长期报酬与总报酬之比平均值为27%，长期与短期报酬之比平均值为0.97。这说明样本公司高管人员仍以短期报酬为主。根据Murphy（2002）的统计，美国标准普尔公司经理人总报酬中，股票期权所占的比例已由1992年的27%上升到2000年的51%[26]。
（二）变量选取与模型设计
由于净资产回报率（ROE）容易纵，相比之下，总资产净利率（ROA）既能体现企业财富最大化的目标，也能相对的减少人为操纵的可能性，更能反映企业的真实绩效水平。因此，本文采用ROA作为因变量，并用连续三年的数据进行研究，以增强研究结果的可靠性。由于资本结构、经济规模效应、行业环境、地区差异和企业成长能力对公司业绩有重要的影响，将其作为控制变量。其他变量的定义如表3所示。
为避免多重共线性，特别是一些同质变量，本文将这些变量放入不同的模型中进行检验。为检验假设1到假设4，分别构建如下线性回归检验模型：
五、实证结果与分析
（一）薪酬激励对公司业绩的影响
由方程（1）得到的检验结果如表4 所示。根据表4的结果可知，全部高管人员、人均高管人员、董事会成员、管理层人员的薪酬均与公司业绩正相关，且在1%的显著性水平检验。这说明目前的薪酬对高管人员整体、人均高管人员、董事会成员、管理层人员均产生了激励效应，假设1成立。由于对独立董事的激励既缺乏内在动力，又缺乏外在动力，导致未观察到独立董事激励的显著性证据。原因是独立董事有自己的主业，他们更关注的是任职风险，缺乏产生内在激励的动力；另一方面，独立董事需要独立性，他们主要领取的是固定津贴，这又导致缺乏产生激励的外在动力。
注：①表中括号里表示的是t统计量，*、**、***分别代表的显著性水平为10%、5%、1%。②由于控制变量不是本文主要讨论的对象，因此省略了年度和行业控制变量的回归结果, 以下各表相同。
（二）股权激励对公司业绩的影响
由方程（2）得到的检验结果如表5 所示。从表5可知，不论是高管人员总体、人均高管、董事长或总经理，其持股比例都与公司业绩没有显著相关性，不存在“利益趋同效应”。同样，高管人员持股人数比例与公司业绩也不相关。这些结果说明假设2a和2b都不成立。
出现这种状况的原因很多。比如，我国高管人员持股量及持股比例很低，未能起到“金手铐”的作用；许多高管人员持股属于内部职工股的一部分，仅仅作为一种福利形式而已，并不是真正意义上的激励；激励高管的对象范围过于宽泛，导致不是最优股权激励合约；国有股所有者缺位，约束机制弱化等都会弱化股权激励的有效性。这也说明我国股权激励的有效性需要前提，取决于公司治理、经理人市场、行业管制和经营者自身拥有的财富与财力等多种因素共同作用的结果。
注：表中括号里表示的是t统计量，*、**、***分别代表的显著性水平为10%、5%、1%。
（三）激励倾斜度对公司业绩的影响
由方程（3）和（4）得到的检验结果如表6 所示。从表6可知，高管激励倾斜度与公司业绩没有显著相关性，假设3不成立。造成这种结果的原因很多，比如，国有股权的性质，平均主义的影响太过深远，导致对主要高管人员的倾斜程度太小、激励不足，反倒给其他高管人员提供了“搭便车”的激励，从而影响了业绩的提高。尽管我国企业家的年薪与普通员工的收入差距已经拉大，但高管人员之间，害怕引起内部矛盾，担心影响班子团结，不敢拉大报酬的差距，甚至将党政工团全部包括进去，使长期激励方案成为高管的一项福利制度安排。这与被动的报酬管制（如规定高管年薪不超过职工平均工资的若干倍）不同，这种高管人员团队内部的“利益平衡”，是一种高管人员主动采取的“报酬管制”。显然，无论是被动的报酬管制，还是主动的报酬管制，其结果均会影响报酬激励的有效性，导致没有观察到显著的正相关性。
另外，上市公司高管在职消费现象普遍，主要高管可以间接通过在职消费提高个人收入，且他们可支配权力相对其他高管而言较大，而公司披露的报表信息并未涵盖其所有薪酬，这也可能导致高管激励倾斜度与公司业绩没有显著相关性。
注：表中括号里表示的是t统计量，*、**、***分别代表的显著性水平为10%、5%、1%。
（四）长短期激励结构对公司业绩的影响
从表6的模型1看，短期报酬比重（短期报酬与总报酬之比）与公司业绩显著正相关；而对长期激励而言，无论是长期报酬比重（长期报酬与总报酬之比：模型2），还是相对报酬（长期报酬与短期报酬之比：模型3）都与公司业绩显著负相关。这些结果说明在我国目前的上市公司中，短期报酬激励是有效的。原因可能是在我国目前的制度背景下，管理层更重视短期激励效应，迫使经营者必须完成规定的业绩任务，这使得短期报酬产生了激励效应。
但对长期报酬，模型2和模型3均未产生正向的激励效应，这反映了在我国国情下，股权报酬激励的极端复杂性。比如，国有股比重较高；高管任期相对较短；面对职务升迁的政治风险；职务消费、职业声誉等非货币因素所产生的隐性激励等，使短期报酬容易兑现，而长期报酬有很大的不确定性。陈冬华等（2005）的研究表明，国有企业高管人员的货币报酬总额仅占在职消费的10%左右，在职消费中存在很大的空间来帮助高管人员间接地提高收入[29]。这说明我国高管短期报酬激励不只是货币性的，还包括强有力的职务升迁等隐性激励。
此外，各模型中控制变量的结果说明：我国上市公司的负债越高，业绩越差；而成长能力越强，资产规模越大，绩效越好；区域商务环境相对较好的东部，企业绩效较好。
六、结论与启示
（一）结 论
本文以沪、深两市的部分上市公司作为研究样本，研究了我国高管人员报酬激励的有效性。为使研究结论更好地为改进和设计我国高管报酬激励制度有效性提供支持，本文从多个角度，包括薪酬激励、股权激励、激励倾斜度、长短期激励结构和短期激励程度来研究报酬激励的有效性。为提高研究结论的可靠性，模型中还控制了企业资产结构、成长能力、规模、区域、行业及年度的影响。本文得到的主要研究结论如下：
结论1：上市公司高管人员总体、人均高管人员、董事会成员、管理层人员的薪酬都对公司的业绩产生了显著的作用，具有激励效应，但独立董事报酬对公司业绩没有产生显著的影响。这个结果与我国地方政府和国资部门在高管报酬制度的改革与探索中，非常强调报酬与所取得的业绩（通常是年度业绩）的关系密切相关。
结论2：不论是高管人员总体、人均高管、董事长或总经理，其持股比例都与公司业绩没有显著的相关性；高管人员持股人数比例与公司业绩也不相关，这些结果说明我国目前的股权激励还不存在“利益趋同效应”。这个事实说明在设计高管人员的激励报酬时，简单地考虑某一因素，比如单纯地提高持股人数比例无助于公司绩效的提高，必须根据公司的实际情况和特定问题来设计相应的制度，才能取得预期激励的结果。
结论3：由于上市公司高管人员内部的“大锅饭”仍未打破，对主要高管人员的倾斜度太小，相对报酬较小，高管人员之间的责权利不相称，对主要高管人员未能提供足够的激励，反倒给其他高管人员提供了“搭便车”的激励，不利于公司业绩的提高。
结论4：由于我国高管人员任期较短，约束或惩罚机制缺失，加上隐性激励等，使得我国目前的长期股权激励还缺乏必要的前提，导致在目前的报酬激励制度中，其短期报酬激励是有效的，而长期报酬的激励效果不明显，未取得预期的效果。
（二）启 示
根据这些研究结论，可得到如下启示：
（1）在我国倡导长期股权激励的同时，依然要重视或不能忽略短期报酬激励。结论1和结论4都表明，我国的短期激励非常有效，这与我国国有股的经营管理者既受政府报酬管制，也受职务升迁等政治影响密切相关。尽管我国资本市场不断发展和完善，但代表国有股和民营股经营的管理者有着本质的区别。前者代表的终极所有者始终是全体人民，这决定了经营管理者在市场环境中作为理性的“经济人”，无论采用什么样的激励制度，在严重的信息不对称下都可能失效，因而对国有股控股的公司，选拔的高管必须将事业心和为全社会服务的精神作为基本前提，除对他们给予物资激励报酬外，也要将职务升迁等政治激励作为重要的手段。
（2）尽管证监会和国资委相继出台了相关的股权激励管理办法，实行股权激励是大势所趋，但上市公司不应盲从，应谨慎从事。根据结论2和4，上市公司在借鉴西方国家的成熟经验的同时，必须结合我国和上市公司自身的治理、监督和约束等状况，综合考虑薪酬激励、股权激励、激励倾斜度、长短期激励结构等因素，经过系统的分析论证后来设计股权激励制度，以真正形成一个激励与约束相容，风险与收益对称，激励、监督和约束相制衡的机制，让高管人员既要为自身的出色业绩而获取高额年薪和股权，更要为自身的决策失误或不良行为而付出应付的代价，否则，股权激励制度就可能]变为又一场“权力寻租”行为。
（3）打破高管人员内部“大锅饭”，建立高管内部的锦标竞争机制。根据结论3，激励倾斜度太低会造成高管人员内部“搭便车”，难以鉴定经营不良或失败的责任，导致大家都不承担明确责任的状况，这就需要打破有形的和无形的薪酬管制，通过比如锦标制度等在高管人员之间营造一种竞争机制，使高管有正常的渠道，而不是通过在职消费或腐败的渠道来实现自身的价值，以实现整个高管团队绩效的提高。
（4）将高管人员的现行任期制度改为弹性任期制度。依据结论4，我国上市公司在激励制度方面追求短期效应，而忽视长期效应，这与我国高管人员任期相对较短密切相关。我国企业高管的任期往往出现两种极端。一种是公司章程规定董事长和总经理最多只能任两届，考核指标侧重于短期经济指标，导致高管急功近利，行为短视，甚至在任期未满就被更换。另一种是有的公司高管任期固定不变，即使公司发生重大决策失误，高管仍然留任至任期结束，无需对决策失误负责。这就需要将固定任期制转为执行弹性任期制，允许连任多届，这样可以促使高管有机会抱着打造“百年老店”的心态去经营和管理企业。
[参考文献]
[1]黄人杰,郝旭光. 上市公司股权激励制度的几个问题[J]. 财经科学,2006, (5):131-134.
[2]费方域．控制内部人控制：国有企业改革中的治理机制．天津．南开大学出版社, 2003, 234-248.
[3]徐向艺,王俊,巩震. 高管人员报酬激励与公司治理绩效研究[J].中国工业经济, 2007,(2):94-100.
[4]黄人杰,郝旭光. 上市公司股权激励制度的几个问题[J]. 财经科学,2006,(5):28-34.
[5]Holmstrom B. Moral Hazard and Observability[J]．Bell Journal of Economics，1979, (10): 74-91.
[6]Holmstrom B. Moral Hazard in Teams[J]. Bell Journal of Economics.1982, (13):324-340.
[7]Mehran H. Executive compensation structure, ownership, and firm performance. Journal of Financial Economics, 1995,(38):163-184.
[8]Takao Kato, Woochan Kim and Ju Ho Lee. Executive compensation,firm performance, and Chaebols in Korea: Evidence from new panel data[J]. Pacific-Basin Finance Journal, 2007, 15( 1): 36-55.
[9]Sudipta Basu, Lee-Seok Hwang, et al. Corporate governance, top executive compensation and firm performance in Japan[J]. Pacific-Basin Finance Journal, 2007,15( 1):56-79.
[10]Coles J.L., Daniels N.D. and Naveen L. Managerial incentives and risk taking[J], Journal of Financial Economics, 2006, (79): 431-468.
[11]Hernan Ortiz-Molina. Executive compensation and capital structure [J]. Journal of Accounting and Economics,2007,(43): 69-93.
[12]Coughlan A. T., Schmidt R. M. Executive Compensation, Managerial Turnover, and Firm Performance[J].Journal of Accounting and Economics,1985,(7): 43-66.
[13]林浚清，黄祖辉，孙永祥. 高管团队内薪酬差距、公司绩效和治理结构[J],经济研究，2003.(4):31-40.
[14]张俊瑞,赵进文,张建.高级管理层激励与上市公司经营绩效相关性的实证分析[J].会计研究, 2003,(9):29-34.
[15]张鸣,徐震. 业绩指标、公司特征与高管人员报酬[J]. 经济管理，2006, (2):63-69
[16]Iqbal Z. and French D.W.. Executive share ownership, trading behavior, and corporate control. Journal of Economics and Business,2007, 59(4): 298-312.
[17]Steven Balsam and Setiyono Miharjo，The effect of equity compensation on voluntary executive turnover [J].Journal of Accounting and Economics，2007,(43)：95-119
[18]Tom Nohel and Steven Todd，Compensation for managers with career concerns: the role of stock options in optimal contracts[J]. Journal of Corporate Finance，2005,(11)：229-251.
[19] Yermack D. Do Corporation Award CEO Stock Option Effectively [J]. Journal of Financial Economics，1995,(39)：237-269.
[20]Bryan S.，Hwang L.,and Lilien S．CEO Stock-based Compensation: An Empirical Analysis of Incentive-Intensity Relative Mix，and Economics Determinants[J]．The Journal of Business，2000,73(4):663-693.
[21]Darius Palia. The Endogeneity of Managerial Compensation in Firm Valuation [J].The Review of Financial Studies, 2001,14 (3):735-764.
[22]Morck.R and Andrei Shleifer et al．Management Ownership and Market Valuation：An Empirical Analysis[J]．Journal of Financial Economics，1988，(20):293-316.
[23]俞鸿琳. 国有上市公司管理者股权激励效应的实证检验[J]. 经济科学,2006,(1):108-116.
[24]高 雷,宋顺林. 高管人员持股与企业绩效[J]. 财经研究, 2007,(3):134-143.
[25]吴淑琨．股权结构与公司绩效的U型关系研究[J]. 中国工业经济，2002，(1):80-87.
[26]Murphy K.J. Explaining Executive Compensation：Managerial Power vs. the Perceived Cost of Stock Options[J]．University of Chicago Law Review，2002，69(3):847-869.
[27]魏 刚. 高级管理层激励与上市公司经营绩效[J]. 经济研究，2000,（3）：32-39.
[28]Alchian A. and Demsetz H．Production，Information Costs and Economics Organization [J]．American Economics Review，1972，(62):777-795.
[29]陈冬华，陈信元，万华林．国有企业中的报酬管制与在职消费[J]．经济研究，2005，2：92-101.
An Empirical Study on the Effectiveness of Incentive Systems for Chinese Top Managers――Based on Shanghai and Shenzhen Stock Exchange Listed Companies
Tang Qingquan，Zhu Ruihua，
Zhen Liming
（School of Business, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China）
