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股权激励对绩效的影响范文1
研究国内上市公司实施股权激励后公司绩效的影响变化是有现实意义。股权激励的相关政策颁布以后,国内市场环境包括制度环境、市场成熟度以及上市公司股权激励手段等都较过去更成熟理性,这为研究上市公司高管股权激励与上市公司业绩的关系问题提供了现实的土壤。
一、研究综述
关于股权激励与公司绩效之间是否存在关系的讨论,在结果上主要集中在两个方面:一是大部分西方学者认为管理层持股与公司绩效之间是存在关系,这种关系包括正相关性和非线性相关性两种结果。认为管理层持股与公司业绩之间呈现正相关关系的有:Jensen and Murphy(1990)发现无论是以股票期权的形式出现,还是以内部股票所有权的形式出现,管理层持股对管理者均有明显的激励效果;MeierAn (1995)发现CEO持股比例与公司经营业绩间存在显著的正相关性。
Morck,Shleifer和Vishny以美国1980年的371个公司作为研究样本,采用托宾Q值代表公司绩效,发现:当管理层股权介于 0%～5%之间时,公司绩效将随管理层股权的增加而提高;当管理层股权介于 5%～25%之间,公司绩效随管理层股权的增加而下降;当管理层股权超过25%时,公司绩效随管理层股权的增加而再次提高。对于管理层股权与公司绩效之间的非单调关系。Demsetz认为管理层持股与公司绩效是不存在相关性,Demsetz和Lehn(1980)通过对美国511家公司的进一步研究,将不同持股比例与公司绩效进行回归,研究结果依然是管理层持股与公司绩效不存在任何显著的相关性。
国内有不少学者对管理层持股与业绩的关系进行了实证检验,研究结果主要包括两种观点:一种是两者间不存在显著性关系:顾斌、周立烨(2007)发现,实施股权激励的上市公司的净资产收益率并没有增加。刘国亮,王加胜(2000)将经理人员持股比例与公司ROA,ROE,EPS作相关性检验,检验结果证实公司的经营绩效是与经理人员的持股比例呈正相关。周路(2006)发现高管人员持股与公司经营绩效尽管呈正相关性,但相关性不显著。隽娟(2007)以2005年我国深市上市公司为样本,将管理层持股对公司绩效(每股收益、净资产收益率)的影响做了实证分析,结果发现:管理层持股水平与每股收益是呈正相关,且在每股收益为0.01的水平下最显著,但管理层持股水平与净资产收益率的相关性却并不显著。
二、研究假设与研究方法
当前我国上市公司的公司治理制度正逐步完善,监管制度也越来越明确,对公司高管的违规行为能起到约束监管作用。同时在绩效评价指标与评价体制中,能体现对经理人的行为导向作用和约束作用。基于以上分析,我们提出研究假设:上市公司的股权激励行为能很好的改善公司会计绩效。
选择了一些会计指标作为绩效指标,以达到完备性和确切性的要求。
辅助指标及其计算方法是:
总资产报酬率=净利润/年初总资产
CFOA=经营活动产生的现金流/年初总资产
ROC=纯利润/年初总资产
ROE=净利润/年初净资产
具体分析方法是:在不考虑其他因素的前提下,对公司实施股权激励前一年、当年和后一年的绩效进行比较,统计了上述绩效指标及其变化幅度指标的中位数,并对其差异显著性进行了检验。所采取的显著性检验方法是两配对样本的Wilcoxon符号秩检验,本研究所选取的分析软件是SPSS 17.0 实证结果与分析
通过表1,可以看出上市公司实施股权激励后,所有的会计绩效指标呈逐年上升趋势,这一结论印证了前述“上市公司实施股权激励行为能改善公司绩效”的研究假设。这表明实施股权激励的公司的高绩效表现很有可能得益于公司业务的发展。
参考文献
[1]lewellen(1971).a pure financial rationale for the conglomerate merger, journal of finance, 26,521～537
股权激励对绩效的影响范文2
关键词：超产权论；股权激励；公司绩效
中图分类号：F243.5 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）11-0020-07
一、研究的意义与基础
（一）研究意义
本文旨在研究超产权论下公司治理对于公司绩效的影响。公司治理是一套完善的激励和监督机制。从激励的角度来说，公司治理使得管理层与股东的利益相一致；从监督的角度来说，公司治理可以防止管理层损害股东利益。因此，有关公司治理的传统研究也是从这两个角度来进行的。管理层股权激励、产权结构是从激励机制的角度来考察的；董事会结构、股权集中度是从监督的角度来考察的。这些变量都在不同程度上描述并反映了公司的治理水平。然而，管理层股权激励、产权结构、董事会结构、股权集中度这些与公司绩效相关的变量不仅仅是原因，也是结果。换言之，公司治理与公司绩效是内生性的关系，二者相互制约，相互影响。超产权论则从市场竞争的外生性角度考察这一问题。超产权论认为，只有在市场竞争较为激烈的情况下，公司治理才能对公司绩效产生积极而正面的影响。
传统的产权论与超产权论实际上是从两个不同的角度来考察同一问题，即企业绩效的决定因素。传统的产权论立足于企业的内部机制，而超产权论则是从企业的外部环境出发。在转轨经济下，对于“企业绩效决定因素”这一问题的研究尤为重要。首先，公司制度与市场经济是共生发展的。从新制度经济学的角度来看，公司制度表现为价格机制的替代，替代的标准取决于交易费用。公司绩效从另一个角度来看即是节省的交易费用，而较低的交易费用可以在很大程度上促进经济的发展。因此，市场经济的发展不仅依赖于价格机制的形成，也取决于公司制度的发展。其次，转轨经济当中生产要素所有权与使用权的转变较为常见。这种激励机制的转变能否奏效也是亟待解答的问题。最后，“转轨”在企业的微观层面表现为管理制度的融合与转变。股权激励等激励与监督机制在企业层面发挥的作用也不容忽视。
本文将通过对我国上市公司内部机制（股权激励、产权结构等）与外部环境（市场结构）的研究来回答这些问题。
（二）文献综述
1.国外研究现状
对于股权激励和公司绩效之间的关系，学者们最初提出了两种假说。Jensen和Meckling（1976）认为，随着管理层持股比例的升高，管理层与股东之间的利益会趋向一致，从而降低成本，提高公司绩效。这就是“利益一致性”假说（convergence of interests hypothesis）。与之相对应的，Fama和Jensen（1983）提出了“管理层防御”假说（managerial entrenchment hypothesis）。其观点为，随着持股比例的提高，管理层的控制权变大，使得兼并和收购难以进行，从而降低了公司绩效。考虑到两种假说同时存在，Morck，Shleifer和Vishny（1988）对股权激励与公司绩效间的非线性关系进行了验证。利用《财富》500强的横截面数据，通过分段函数的方法回归，得出的结论是，当董事会持股比例在0%～5%之间时，公司绩效随之上升；持股比例为5%～25%时，公司绩效随之下降，超过25%后继续上升。这一结论验证了两种假说的存在。在其后的研究中，McConnell和Serveas（1990）利用二次模型也验证了非线性关系的存在。在以上的研究中，学者们并没有对股权激励和公司绩效间的内生性关系进行处理。在其后的研究中，通过对内生性关系的控制，学者们得出了不同的结论。Agrawal和Knoeber（1996）的研究发现，不考虑内生性、使用最小二乘法（OLS）进行回归时，持股比例与公司绩效是正相关的；但考虑内生性、使用两阶段最小二乘法（TSLS）时，二者之间的关系就不显著了。Himmelberg等（1999）的研究指出，在考虑到公司间的异质性以及固定效应后，持股比例与公司绩效的关系变得不显著。
对于竞争环境和公司绩效间的关系，Martin和Parker（1997）对英国企业私有化后的绩效进行比较后发现：在垄断市场上，企业私有化后的平均效益改善并不明显；在相对竞争的市场上，企业私有化后的平均效益显著提高。从这一点出发，学者们发现，企业内部治理机制的改变，如产权结构的变动，其根本原因在于竞争。
2.国内研究现状
国内的学者从我国股权激励的现状出发进行分析。如周建波和孙菊生（2003）的研究发现，主要是国家股股东在推动对经营者进行股权激励。实行股权激励的公司，股权激励前业绩普遍较高，存在选择性偏见。王华和黄之骏（2006）利用固定效应模型、广义最小二乘法（GLS）和广义两阶段最小二乘法（TSGLS），选取高科技上市公司为研究对象，验证了股权激励与公司绩效之间的倒U型曲线关系。
基于我国产权改革的现状，结合英国私有化的经验，刘芍佳和李骥（1998）提出了超产权论。他们认为，要改善企业自身的治理机制，基本动力是引入竞争。对于企业的管理层而言，其收益不仅有剩余收益的索取权，也包含了控制权。完善的治理机制应该一方面能够使管理层与股东的利益相一致，另一方面能够惩罚与股东利益不一致的行为。对于前者而言，股权激励就可以起到这样的效果，而对于后者而言，竞争是低成本的监督机制。在竞争相对激烈的环境中，企业经营的风险加大，管理层更有可能失去控制权。而这也就体现出了引入竞争的必要性。
对于绩效的考察，也可以从产业的角度来进行。刘小玄（2003）通过比较产业数据证明国有产权结构与具有垄断特征的市场有较大相关性。这即是从中观的角度证明了内部治理结构与外部竞争环境的相关性。而本文则将从公司的微观层面来进行。
（三）论文结构
本文内容的主体为第二部分，即实证分析。其中涉及样本的选择与数据来源、研究假设、变量设计、回归模型和回归分析。基于研究假设，本文从公司的内部治理结构和外部竞争环境两个角度对公司绩效的影响因素进行考察。在第三部分中，总结研究结论并提出相关建议。
（四）不足与创新
由于本文的研究需要引入行业变量，而行业相关统计数据的资料来源主要是年鉴，在这样的情况下，研究可能受到数据的影响。中国工业经济统计年鉴中对于行业的划分仅限于39个大类，没有细分行业的数据，因此，在市场集中度的计算上可能存在偏误。并且，本文样本的选择为我国的上市公司，但由于行业数据的使用，仅选择了我国上市公司中的工业企业。对于这一样本的选择，可能存在着样本选择的偏误。对于39大类行业划分的另一个问题在于无法处理跨行业的公司，如江泉实业。根据江泉实业2010年的年报，其主营业务收入中来自电力行业的营业收入为197，749，940.25元，来自建筑陶瓷业的营业收入为165，725，698.07元。对于这样的公司，很难将其划入某一特定行业当中，因此，只能从样本中剔除。
除行业变量的数据受限外，在影响公司绩效的其他变量上也可能存在着数据方面的问题。在衡量管理层持股时，由于隐性持股的存在（如四川长虹），可能导致研究结论的偏差。并且，由于研发费用和广告费用在我国的财务报表中被包含在管理费用或销售费用当中，选用无形资产进行替代的方法也可能导致偏差。
除以上不足之外，本文也存在着可改进的地方。本文仅仅从一个侧面对于超产权论进行验证，即管理层的股权激励是否依赖于外部的竞争环境。超产权论也可以从同一企业的角度出发，研究外部环境的变动相对于内部治理结构是否起到更为决定性的作用。这样就可以得出更为全面而综合的结论。
本文的创新之处在于将内外两个视角观察企业绩效的研究融合起来。有关公司治理的研究在对待外部环境的影响时，主要选用行业的虚拟变量或是用环境易变性这样的指标对其进行衡量。本文立足于我国转型经济的现状，认为外部环境变量当中最为重要的是竞争。公司外部竞争环境与内部激励机制之间的关系是本文研究的最为主要的问题。
二、实证分析
（一）样本选择与数据来源
本文的数据均来自于Wind数据库、CSMAR数据库以及中国工业经济统计年鉴（2010年）。股权激励对于公司绩效的影响不仅表现在不同公司之间，还表现在同一公司随时间的变化，因此，本文选取我国上市公司2007—2009年（共3年）的面板数据。由于需要计算各个行业的集中度，限于数据来源，本文中的样本仅为上市公司中的工业企业。在所有的工业企业当中，依照以下几个标准对数据进行整理：
1.由于公司业绩受到异常变动，将ST公司从样本中剔除。
2.由于制度差异的存在，剔除发行B股的企业，仅保留A股企业。
3.由于集团公司以及跨行业公司的存在，对于其所处行业难以界定，将其从样本中剔除。
4.在比照中国工业经济统计年鉴和证监会公布的行业分类时，对于行业分类存在矛盾的样本予以剔除。
最后，共获得32个行业3年2028个样本。
（二）研究假设与回归模型
Jensen和Meckling（1976）提出 “利益一致性”（convergence of interests）假说，认为随着持股比例的提高，管理层与股东的利益趋于一致，从而起到降低成本、提高公司绩效的作用。与“利益一致性”假说相对，Fama和Jensen（1983）提出了管理层防御效应（managerial entrenchment effect），其观点为，较高的持股比例会巩固管理层在公司当中的地位，对于公司的并购较难实行，从而违背了股东利益最大化的原则。
结合以上两个研究，Morck，Shleifer和Vishny（1988）采用财富500强中的横截面数据，利用分段回归的方法，验证了以上两种效应的存在。其结论为：当董事会持股比例从0%上升至5%时，公司绩效（Tobin’s Q）随之上升；持股比例为5%至25%时，公司绩效随之下降；超过25%时，公司绩效就会持续上升。其后，McConnell和Servaes（1990）也利用二次模型证明了以上两种效应的存在。本文则在以上学者研究的基础上提出假设。
假设1：管理层股权激励与企业绩效之间存在倒U型的曲线关系。
在以上的研究中，学者主要从企业内部激励机制的角度来考察。对于外部环境的影响，学者们也进行了相关研究。如Demsetz和Lehn（1985）通过企业利润率和股票收益率的波动性来反映环境易变性。其他学者也通过加入行业代码的虚拟变量来反映行业特征。在外部环境的影响因素中，结合我国所处的经济现状而言，竞争可能是一个相对重要的变量。Martin和Parker（1997）在对英国的私有化改革研究后发现，在市场竞争较为激烈的情况下，企业私有化后的平均效益得到了显著的提高；在市场相对垄断的情况下，企业私有化后的绩效改善并不明显。国内的研究，如刘芍佳和李骥（1998）提出了超产权论，认为要使企业改善自身治理机制，基本动力是引入竞争。从实证的角度来说，假设需要能被验证才有意义。因此，从超产权论这一基本假设下，推演出一个可以被验证的假设，即管理层股权激励的作用依赖于市场竞争程度。
基于以上观点，本文在传统企业绩效与股权激励的研究中加入市场竞争程度的变量。
假设2：股权激励的效果依赖于市场竞争程度，市场集中度越低，股权激励与公司绩效间的正向关系越明显。
（三）变量设计
本文研究不同市场结构下，管理层持股对公司绩效的影响，因此，主要变量为公司绩效、管理层持股以及市场结构。对于公司绩效的衡量，选择Tobin’s Q作为指标。Tobin’s Q的含义即为单位资产所能创造的价值，其中包含了管理层的能力及其努力程度。除此之外，Tobin’s Q也反映了企业的研发及营销能力，因此，需要加入其他控制变量。本文采用郎咸平（2002）对于Tobin’s Q的计算方法，其中考虑到了中国上市公司中的非流通股。具体计算方法为：Tobin’s Q=（年末流通股市值+非流通股净资产金额+负债合计）/年末总资产。①
对于管理层持股比例②（EOWN），其计算公式为：管理层持股比例=管理层持股数量/总股本。SQEOWN为EOWN的平方。
市场结构可以反映市场竞争的激烈程度，而市场集中度则直观地表达了同一市场中企业间的垄断与竞争程度。因此，选择市场集中度（CR5）作为衡量指标，即市场中前五大企业所占有的市场份额（根据销售额计算得出）。
对于控制变量的选择，需要从企业的自身特征进行考虑。根据有效市场假说，市价无偏而及时地反映了企业的价值。财务报表中的资产在一定程度上反映了企业价值，但存在其局限性，企业在其制度上的价值并没有得到完整的反映。企业的制度，具体而言，包含决策机制以及执行机制。考虑到企业的决策机制，选择董事会结构作为其衡量指标。具体而言，选择独立董事比例（INDEPD）作为控制变量，即独立董事个数/董事会人数。而执行机制则包含激励以及监督机制，除管理层持股比例以外，结合我国目前转轨经济的现状，加入产权结构（STATE）以及股权集中度（H10）作为控制变量。根据Demsetz和Lehn（1985）的研究，股东对于管理层的监督取决于环境的易变性。也就是说，在环境的易变性增加的情况下，与业绩挂钩的薪酬能够降低监督的交易费用。因此，产权结构和股权集中度应是与管理层持股比例相关的。除此之外，企业的资产特征也影响了监督的成本。固定资产比例较大的公司易于监督，而无形资产比例较大的公司则难于监督。（Himmelberg等，1999）因此，加入固定资产比例（FAA）和无形资产比率（IAA）作为控制变量。为了更好地衡量企业间的异质性，根据Agrawal和Knoeber（1996）的研究，选取企业规模（LNA）、资产负债率（DEBT）作为控制变量。具体变量设计见表1。
根据以上研究假设和变量设计，建立如下方程：
方程1：
方程2：
（四）回归分析
1.描述统计分析
对方程中的主要变量和控制变量进行描述统计分析，结果见表2和表3。管理层持股比例（EOWN）的均值为3.519%，而中位数为0.002%，这说明数据是严重右偏的。样本中的大多数公司对于管理层的股权激励仍维持在较低的水平，并且，各个公司间的差异很大。王华和黄之骏（2006）所选取的样本为2001—2004年的高科技企业，其中，持股的平均比例为0.027%，中位数为0.013%。虽然本文样本中的平均值（3.519%）较高，但中位数（0.002%）却相对较低，可见，只是部分企业提高了股权激励的比例，多数企业仍没有采用这一激励制度。McConnell和Servaes（1990）的样本选择为1976年和1986年的美国上市公司，其平均持股比例分别为13.9%和11.84%。对比我国上市公司的数据可知，在运用股权激励方面，我国仍处在相对低位的水平上。从表2的数据也可以看出，管理层持股比例在逐年下降。由于本文中所选样本为2007年年底前上市的公司，管理层持股具有锁定期，在锁定期之后的抛售可能造成了管理层持股比例的降低。
比较我国上市公司中工业企业的Tobin’s Q，从2007到2009年，平均值均大于中位数。这说明Tobin’s Q的数据是右偏的，较多的企业集中在平均值以下。王华和黄之骏（2006）的研究所采用的数据为2001年至2004年上市公司中高科技企业，其总样本Tobin’s Q的均值为1.42。高科技企业所具有的研发能力应该会带来较高的企业绩效，但其实际值却低于2007—2009年我国上市公司中工业企业的均值。一个合理的解释是，2001—2004年我国上市公司的市值存在被低估的情况。作为控制变量，独立董事比例和股权集中度反映了股东对于管理者的监督程度。与王华和黄之骏（2006）的研究数据相比，二者都没有表现出较大的差异。
产权结构（STATE）这个变量反映了公司的实际控制人。大约72%公司的实际控制人为政府或政府的资产管理部门。刘芍佳等（2003）研究发现，国有股与法人股的分类不能清楚地界定公司的产权。2001年，中国84%的上市公司最终仍由政府控制，而非政府控制的比例仅为16%。通过对比两组数据可以发现，我国转型经济的特征决定了产权结构的不断变化，产权的私有化仍在进行。
2.回归结果分析
（1） 内部治理结构
表4的第一列只选用了2009年EOWN和SQEOWN两个变量对Tobin’s Q进行回归，回归结果表现出了倒U型的关系（拐点在0.168%），但并不显著。可以将以上结果与McConnell和Serveas（1990）的研究结果对比，McConnell和Serveas选用了的1976年和1986年在美国证券交易所和纽约证券交易所上市的公司，回归结果均为倒U型的曲线，两次回归的调整后的 R平方分别为6%和2.7%，并且结果显著。而本文第一列回归结果调整后的R平方仅为0.3%。由此可以看出，相比之下，股权激励在我国并不是主要的公司治理手段。
在第二列的回归分析中，主要解释变量包括了管理层持股比例（EOWN）、独立董事比例（INDEPD）、股权集中度（H10）和产权结构（STATE），规模（LNA）、资产负债率（DEBT）、固定资产比率（FAA）和无形资产比率（IAA）作为控制变量。从回归结果可以看出，二次项前的系数并不显著，并且EOWN的系数显著为负。也就是说，在其他变量一定的情况下，公司绩效会伴随着管理层的持股比例而下降。根据公司治理的相关理论，激励机制加强，公司绩效应有所改善。对于这种情况的一个合理解释是没有考虑到股权激励和公司绩效间的内生性关系。然而，McConnell和Serveas（1990）的研究在没有控制内生性的情况下也得出了倒U型的曲线关系。在这种情况下，另一个可能的解释是存在其他的激励机制。这种激励机制应具有两种性质中的一种：（1）可以被量化，但在公开的管理层持股比例信息中不易被发现。（2）不可以被量化。
2011年7月5日，四川长虹的高管筹集自有资金6 800万元成立虹扬投资，计划在未来几年内在二级市场购买四川长虹的股票。但实际上，高管的自有资金只有2 000万元，4 800万元来自于绵阳市地方政府的股权激励。① 在这种情况下，实际的股权激励数据可能并不准确。第二种情况即是这种激励制度不可以被量化。管理层的权利包括收益权和控制权。管理层的在位收益可能不仅限于薪酬，也包括一些资源的使用权。综合以上两种情况的特征，可以推测在产权结构为国有的情况下，易于发生以上两种情况。基于以上的判断，选用产权变量（STATE）对管理层持股比例（EOWN）回归，结果如下。
EOWN = -15.481*STATE + 15.734 R Square=0.236
（-15.246）① （19.169）
由回归结果可得，产权结构与管理层持股比例显著负相关，并且，其回归方程的R平方为0.236。这也证明了上文中的两种推测，在实际控制人为政府或政府的资产管理部门时，可能存在隐性持股的情况，并且，管理层的在位收益中薪酬只占有了较少的一部分。
在表4第二列的回归当中，独立董事比例（INDEPD）和股权集中度（H10）的系数都在5%的水平上显著，分别为1.559和-0.57。王华和黄之骏（2006）的研究结果显示，独立董事比例对公司绩效的影响显著为负，无论是通过GLS还是2SGLS方法进行回归。由于独立董事并不参与公司的经营，因此，其对公司绩效的改善主要体现在对于管理层的监督上。本文所得出的显著的正相关关系可能说明：相比之下，公司治理环境较为恶劣的情况下，加强监督机制有助于改善公司绩效。对于股权集中度的研究，Demsetz和Lehn（1985）得出的结论是股权集中度与会计利润率之间没有显著关系。依据管理学的相关理论来判断，不同的股权集中程度应适合处于不同阶段的公司。在公司的早期发展中，较为集中的股权有利于提高决策的效率，从而有助于公司的快速成长；在公司发展的稳定期当中，较为分散的股权有利于降低决策的风险。Demsetz和Lehn（1985）选取的样本当中公司规模的分布可能较为平均，但在本文所选取的样本中，规模较大的公司占有了较大的比重。这也解释了股权集中度（H10）的系数为负的原因。
在控制变量中，固定资产比率（FAA）和无形资产比率（IAA）前的回归结果证实了Himmelberg等（1999）的研究。相比于固定资产，Tobin’s Q变量对于无形资产的敏感程度更大。由于无形资产不能在资产负债表中更好地反映，其价值更多地被反映在市价当中。因此，在其他条件一定的情况下，无形资产所占比例较高的公司，绩效也越好。相比较于国外的研究，其选用的数据主要为广告费用和研发费用占总资产的比例，但在我国的财务报表当中，由于这两项费用被包含在管理费用或是销售费用中，没有单列，因此，以无形资产替代。
以上利用横截面数据比较了不同公司间股权激励对于公司绩效的影响，然而，这种影响关系也可以从时间序列的角度来考察。当一家公司使用股权这种激励手段时，其绩效随时间的变化也可以反映出这种影响关系。因此，表4的第3列和第4列即是在考虑时间的固定效应的情况下，利用面板数据进行回归的结果。在表4的第3列回归中，管理层持股比例（EOWN）和管理层持股比例的平方（SQEOWN）与公司绩效间都在1%的水平上显著，并且表现出了倒U型的曲线关系。倒U型曲线的拐点出现在47%的水平上，也就是说，当管理层持股比例小于47%时，公司绩效随持股比例提高而上升；当持股比例大于47.52%时，绩效随之下降。这验证了“利益一致性”效应和“管理层防御”效应的存在。当然，在这个回归当中，仅仅考虑到了股权激励这一个变量，并不全面。在表4的第4列回归当中，加入了公司内部治理结构的相关变量，管理层持股比例与公司绩效间的关系就不显著了。这说明，治理结构应是一套相关的体系，管理层持股比例只是治理结构优劣的一种表现形式。
（2）外部竞争环境
为了验证假设2，在本文假设1（管理层持股比例与公司绩效间的倒U型曲线关系）的基础上，加入市场集中度（CR5）和市场集中度与管理层持股比例的交叉项（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）。
从表5的第1列回归结果可以看出，管理层持股比例（EOWN）以及交叉项（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）的作用并不显著，但市场集中度（CR5）对于公司绩效有着显著的正向关系。当市场集中度增加，也就是垄断程度加大时，公司绩效上升。但这并不足以验证假设2。管理层持股比例和公司绩效间也没有表现出倒U型的关系，这一回归结果也可以通过表4第4列的回归反映出来。考虑到这样的情况，不考虑管理层股权激励与公司绩效间的曲线关系，重新利用变量对公司绩效回归，结果如第三列所示。变量CR5和CR5*EOWN分别在5%和1%的水平上显著，变量EOWN在10%的水平上显著，且其系数为负。交叉项（CR5*EOWN）的系数为负，其含义为，当市场垄断程度加大，即CR5增加时，管理层持股比例对于公司绩效的负面影响更加明显。这一结果从另一个侧面反映出了周建波和孙菊生（2003）的研究，即在一定情况下，股权激励成为了管理层为自己谋利的工具，并没有起到激励管理层从而提高公司绩效的作用。
从以上两个个回归结果也可以看出，产权结构变量（STATE）均不显著。这表明在考虑到企业内部治理机制和外部竞争环境下，产权结构对于公司绩效的作用并不明显。
三、结论与对策
本文主要围绕着公司内部的治理机制和外部的竞争环境展开的。就内部的治理机制而言，验证了管理层股权激励对于公司绩效的影响存在区间效应；就外部的竞争环境而言，验证了管理层股权激励的效果依赖于企业外部的竞争环境。
在验证假设1时，可以发现管理层股权激励的内生性，即股权激励与公司绩效存在互动的关系。除股权激励之外，本文还考察了其他有关公司治理的变量，如董事会中的独立董事比例、股权集中度和产权结构等。独立董事比例与股权集中度与公司绩效之间分别表现出了正向和负向的关系。这说明，在我国现有的公司治理体制下，较强的监督机制有助于降低人成本，从而提高公司绩效。这也从一个侧面说明了Demsetz和Lehn（1985）的观点：在企业的外部环境易变性较大的情况下，监管能够创造价值。
本文实证研究的第二部分对超产权论予以验证，结论是管理层股权激励的效果依赖于企业外部的竞争环境，但外部竞争环境并不能起到决定性作用。超产权论的立足点在于完善治理机制只是提高绩效的一种手段，关键在于引入竞争机制。本文与超产权论有着看似矛盾的观点。超产权论认为，对于同一企业而言，竞争可以作为一种激励机制使得企业绩效提高。本文得出的结论是，市场竞争加剧时，企业绩效降低。这两个看似矛盾的结论实际上并不矛盾。超产权论是从长期的视角来观察，根据竞争机制的淘汰原则，存活下来的企业肯定具有较好的绩效。而本文则是根据某一时点的数据来观察。根据微观经济学的基本理论，垄断能够带来超额利润，即“租”，也就是较高的企业绩效。
基于以上的研究结论，本文的政策建议集中于公司内部治理结构和外部竞争环境的改善。治理结构的选择应是相互匹配的体系。股权激励作为一种激励制度并不是无条件地有效，当管理层持股比例上升到一定水平时，防御效应就会凸显出来。并且，在相对竞争的环境中，股权激励才能起到积极的作用。从另一角度来说，处于环境易变性较大的公司，股权激励更能发挥正面的作用。除股权激励之外，股权集中度和独立董事比例也能对公司绩效起到一定的影响作用，但考虑到二者的内生性，在操作上存在一定的阻碍。相比于企业内部的治理结构，外部的竞争环境对公司绩效也起到了影响作用。但在综合考虑内外部影响因素后，产权归属并不重要。因此，在国企转制的过程中，产权的变革处于相对次要的低位，引入竞争机制和内部治理结构的变革更为重要。
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股权激励对绩效的影响范文3
本文对上市公司股权激励与非效率投资问题的研究文献进行综述。随着我国证券市场的发展与完善，企业的投资率逐年上涨，但是投资效率却没有相应上升。在我国上市公司中，非效率投资现象确实存在，且比较普遍，主要表现为投资不足与投资过度。管理层作为决策的直接发出者，可以说是企业过度投资的源头，所以国内外专家学者致力于从股权激励角度，探索股权激励对非效率投资行为的影响机制，以期为非效率投资治理提供依据，有着十分重要的理论与实践意义。
[关键词]
管理层；股权激励；非效率投资；抑制作用
一、引言
21 世纪以来，我国为了促进经济发展实行积极的财政政策，使得企业投资规模迅速上升，但是较高的投资率却不能带来高的投资效率。如何对上市公司高层管理人员进行激励，充分发挥他们的工作积极性，在现有的能力和条件下为社会做出更大的贡献，这是一个理论界和实业界都普遍关注的课题。但是总的看来，大量学者对非效率投资的研究主要集中在公司治理、股利政策、资本结构、会计稳健性方面，股权激励对非效率投资影响的研究比较少，所以探索股权激励对非效率投资行为的影响机制，以期为非效率投资治理提供依据，有着十分重要的理论与实践意义。
我国1999年开始推行股权激励计划，并且有相当数量的上市公司实施了股权激励方案。股权激励作为一种长期激励机制显著地影响高管人员的投资决策，股权激励是否有抑制非效率投资的效果，不同的学者给出了不同的研究结果，目前主要有四种观点。
（一）认为股权激励会进一步扩大上市公司的非效率投资
罗富碧和杜家廷（2008）对我国上市公司高管人员股权激励与投资决策之间交互作用及内生关系进行了实证检验，得出结论，认为实行股票增值权公司的投资量较其他激励模式公司的投资量更大，我国上市公司高管人员股权激励对投资有显著的正影响，相应地也会增加企业的非效率投资规模。但是，仅凭非效率投资是企业总投资的一部分就顺势推出股权激励也将扩大企业非效率投资的规模是不严谨的。股权激励带来的投资规模扩大也可能是有效投资单方面带来的。
（二）认为股权激励对非效率投资的影响不显著
赵璇（2009）认为管理层持股对企业非效率投资行为有一定的治理效应，但模型回归结果并不理想，这与我国上市公司管理层持股不普遍且持股比例低有关。
简建辉和何平林（2011）研究表明公司过度投资水平和公司的经理人股权激励情况没有显著关系，原因可能是我国上市公司股权激励制度刚开始推出，实施股权激励的公司和股权激励力度都很有限，该制度体系有待建立健全。
（三）认为股权激励能有效抑制上市公司的非效率投资
唐雪松（2007）通过研究得出独立董事持股和经理层持股对企业过度投资行为的作用是不同的，经理层持股对上市公司过度投资行为具有较好的抑制作用，而独立董事持股却并未在制约过度投资行为中发挥预期的作用。
（四）股权激励对上市公司非效率投资的抑制作用取决于公司的控股权性质
强国令（2012）从股权分置制度变迁的角度研究管理层股权激励有效性及内在机理，强调以2005年股权分置改革为结构断点进行Chow检验，发现股权激励治理效应回归方程在2003—2009年全样本期间发生了显著的结构性变化，股权分置改革改善了管理层股权激励的治理效应，减少了过度投资。进一步研究表明，股权分置制度变迁对国有公司管理层股权激励效应影响显著，缓解了公司问题，但是对非国有公司没有显著影响。
二、总结
目前我国对于管理层激励的研究多集中于管理层激励与企业业绩的关系，而选取投资行为这一新视角的研究还不是很多，且很多是从管理层的单一薪酬结构研究薪酬激励对企业投资行为的影响，没有将高管持股情况融合进去一起做全面的分析。另外。控股权性质是否会影响股权激励抑制过度投资的作用，以及如何影响，上市公司的股权性质改革对股权激励效应有没有影响也有待进一步研究。
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股权激励对绩效的影响范文4
关键词：医药上市公司；股权激励；公司绩效
中图分类号：F2文献标识码：A文章编号：1672-3198（2013）07-0013-02
作为一种重要的激励方式的股权激励措施能否起到让管理者勤勉尽责工作，从而提高企业绩效，这需要我们用实际的上市公司经验数据来进行分析。本文通过搜集《上市公司股权激励管理办法》公布之后实施股权激励的医药上市公司的实证数据，分析其对于企业业绩的提高有无影响，以及会产生多大的影响，对拟公布股权激励计划的医药上市公司有重要的指导意义。
Jensen和Meckling（1976）最早探讨了管理层持股与公司绩效的关系，认为增加管理层持股份额会使其与股东有更多的共同利益，降低成本，提升企业业绩。谌新民、刘善敏（2003）通过研究发现，管理层持股比例与公司绩效具有弱相关性，通过了5%的显著性检验。陈勇、廖冠民和王霆（2005）以1999-2001年中实施过股权激励的上市公司为对象，通过分析发现，股权激励实施后，上市公司的绩效总体上有所提升，但并不显著。
1研究思路
本文首先通过配对样本T检验来比较股权激励计划公布一年后实施激励的样本公司与未实施激励公司的绩效，如果通过了显著性检验，证实股权激励对于公司的财务业绩确实有影响后，再运用回归模型来确定股权激励对于公司绩效有多大影响。
2样本公司股权激励实施前后绩效比较
本文选取2011年9月30日之前公布股权激励计划草案的医药上市公司为研究对象，对研究对象依据公司规模进行配对，配对样本为没有推出股权激励预案的上市公司，采用1：1的比例选取。
国内外现有文献使用的比较多的绩效指标是以托宾Q值为代表的市场类指标，但由于我国资本市场、政策法规等因素的影响，我国上市公司的股票价值偏离其内在价值，市场类指标并不能真正反映公司的财务业绩。因此笔者选择每股收益（EPS）来衡量公司的财务业绩。每股收益是衡量公司绩效的一个非常重要的指标。每股收益能反映公司的盈利能力及股东的报酬，是盈利能力的核心指标之一。每股收益越高说明公司的赢利能力越强，股东的回报越大。
本文将样本公司实施股权激励后一年的EPS与配对公司的同期EPS做配对样本T检验。通过SPSS进行配对样本T检验，检验结果如表1。
通过SPSS配对样本T检验，我们可以得到，样本公司EPS均值为0.42，而配对公司EPS均值为0.29。由上表可知配对样本T检验的sig值为0.071，通过了10%的显著性检验，即说明样本公司与配对公司的EPS在90%的概率下存在着显著性差异，公布股权激励计划草案的公司的EPS要显著高于没有公布的公司，即实施股权激励计划对公司绩效有影响。
3实证分析
由于配对样本T检验已证实股权激励的业绩效应，下面本文将构建回归模型检验股权激励强度与激励效果的相关关系。
3.1变量设计
被解释变量：本文采用EPS作为上市公司绩效的替代变量。
解释变量：之前的研究大多数采用管理层持股比例作为解释变量来衡量公司股权激励的情况，但是这个变量设计存在着一定的问题，即没有公布股权激励计划草案的公司也可能存在管理层持股的现象，基于此本文拟采取激励股本占公布当时总股本的比例（MR）作为激励强度的代表。
为了避免其他干扰因素造成的虚假相关，本文设置如下控制变量：
公司规模（Size），选用公司资产总额的对数值衡量公司规模：公司拥有规模经济效益，规模大的公司有较大的成本优势以及较高的抗风险能力。
资产负债率（DA），上市公司的资本报酬率超过负债利率时，负债会给股东带来额外的收益，即财务杠杆水平越高，公司绩效越好，股东的收益越高。
3.2变量的描述性统计
通过对变量进行描述性统计，我们发现样本公司规模的平均值为21.1312，资产负债率的平均值为34.01%，MR的最大值为9.88%，证监会规定的“上市公司的股权激励股份总数不得超过总股本的10%”。
3.3回归分析
本文采用多元线性回归来判定股权激励对于公司绩效有多大影响，设定本文用于研究上市公司股权激励与公司经营业绩的回归模型为：
EPS=α+β1R+β2SIZE+β3DA+ε
应用SPSS进行回归分析，得出表2。
由上表中MR与EPS的相关系数可知，公司绩效与股权激励呈正相关，且通过了显著性检验，说明激励确实对于公司的绩效有影响。从上表还可以得出公司绩效与资产负债率负相关，但是不显著；与公司规模正相关，且显著。
4研究结论
本文主要通过配对样本T检验和多元回归分析的实证方法，来研究医药上市公司股权激励对公司绩效的影响，得出公布股权激励草案的医药上市公司与未公布该激励草案的配对上市公司之间在绩效指标上存在着显著差异，公布的上市公司的绩效显著高于未公布的配对公司。多元回归分析证实股权激励计划草案公布时激励股本占总股本的比例与每股收益存在显著正相关。
股权激励有利于公司降低人力薪酬成本和激励资金成本，还有利于公司的长远、持续、快速发展。为使公司得到又快又好地发展，医药上市公司应该结合自身情况，合理施行股权激励。股权激励不用支付现金就能激励员工积极工作，增强员工的股东意识，对于骨干员工能够起到挽留作用。股权激励有利于公司留住人才、约束管理人才、吸引聚集人才，人才对于属于高新技术行业的医药上市公司尤为重要，医药上市公司应该适时推出股权激励计划，提升员工的积极性，留下人才并且使其能够积极创新为公司创造更高的价值。
参考文献
[1]Michael CJ，William HM.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1976，3（4）：305-360.
股权激励对绩效的影响范文5
关键词:股权激励;公司绩效
中图分类号:F22
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)12-0175-02
1 引论
管理层股权激励是指上市公司以发行的股票或其他股权性权益授予公司管理层,以产权为约束,借以促进其个人收益同公司长远利益相结合,改善公司治理并推动公司长远发展的利益驱动机制。股权激励作为一种管理层激励制度,在现代西方发达国家的公司治理实践中得到了广泛地应用并取得了巨大成功。中国上市公司从20世纪90年代开始试行管理层持股以期激励公司管理人员,但是在2005年实施股权分置改革之前的实践表明,股权激励对我国上市公司绩效的激励作用并不明显,并没有达到预期的激励效果。2006年1月,证监会了《上市公司股权激励管理办法》(试行),随后国资委出台《国有控股上市公司股权激励试行办法》,为上市公司实施股权激励扫清了法律上的障碍。2008年3月17日,证监会连续出台了《股权激励有关事项备忘录》第1号、2号文件,为股权激励的实施设定了若干硬指标;到了6月底,国资委公布了《关于规范国有控股上市公司实施股权激励有关问题的补充通知》,明确规定股权激励收益将与业绩指标增长挂钩浮动,并设置了最高上限。我国上市公司的股权激励监管体系正在不断完善。
2 研究设计
2.1 数据来源及样本
自证监会《上市公司股权激励管理办法(试行)》以来,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权激励方案。剔除两家缺少相关数据的上市公司,本文最终选择了23家上市公司作为研究样本,以其2008年度年报报告中批露的数据为样本数据,各项指标来源于“巨灵金融平台”数据库。
2.2 研究假设
假设1:中小板上市公司股权激励比例与公司绩效存在非线性相关关系
由委托――理论可知,激励机制即指委托人激励人努力工作,但由于无法观察和量化人的努力程度,委托人只能观测到公司的产出结果(即公司绩效),并据此判断人的努力程度。很多学者在研究高管层持股比例与公司绩效之间的相关关系时无法得到显著的线性相关关系,并且有部分学者在研究中发现高管层持股比例与公司绩效之间存在显著的非线性相关关系。因此本文提出研究假设1。
假设2:中小板上市公司的规模对股权激励与公司绩效关系有显著影响
部分学者的研究表明,公司规模能较好地解释不同公司高管层持股权比例问题,事实上,公司规模对于道德风险而言有不确定的影响:一方面,大公司规模越大,其和监督成本就越大,因此需要一个较高水平的股权激励计划。此外,大公司为了能雇用更具管理才能的高管人员,同样需要更高水平的股权激励计划来吸引和留住人才。另一方面,高管层和各等级的人监控可能给大公司带来规模经济效应,从而导致一个最优化的较低持股权合约。因此本文提出研究假设2
假设3:中小板上市公司的成长能力对股权激励与公司绩效关系有显著影响
在有效率的资本市场上,公司成长性越强,投资者对其未来经营预期越好,从而公司的市场价值表现就越好;相反,公司风险越大,未来收益越不确定,投资者对其价值判断也就越低,公司的市场价值表现也越差。因此本文提出研究假设3。
2.3 模型与变量
本文用净资产收益率(ROE)作为衡量公司经营绩效的变量,之所以选择这个变量,是因为上市公司实行股权激励时,对经营者的考核指标大多采用净资产收益率(ROE)。用经营者持股数量与总股本的比例(MSR)作为衡量股权激励的变量。以用公司账面总资产的自然对数来衡量的公司规模(SIZE)和用公司每股收益增长率表示的公司成长能力(GROW)作为控制变量。在研究方法上采用多元非线性回归方法,并结合前人的研究成果进行了改进,本文所采用的计量模型为:
ROE=a+b1MSR+b2MSR2+b3MSR3+c1SIZE+c2GROW+ε
式中,ROE为上市公司绩效;a为常数项;b1,b2,b3,c1,c2为回归系数;MSR为高管层持股比例(注:根据《上市公司股权激励管理办法(试行)》规定小于或等于10%);为高管层持股比例的平方;为高管层持股比例的立方;为公司规模;为公司成长能力,为随机误差项。
3 回归分析、显著性检验
3.1 显著性检验
在对数据进行非线性回归分析之前,首先对衡量公司绩效的ROE进行了t检验。从表1可以看出,自变量MSR的t值为-0.622,Sig.为0.541,ROE未通过t检验。说明回归方程中唯一的自变量MSR没有进入回归方程。ROE的回归结果表明高管层持股比例与公司绩效之间不存在显著的线性关系,二者之间极有可能存在显著的非线性关系。
表1 系数矩阵
模型变量
非标准化的回归系数标准化的回归系数
B值标准误差Beta值t值显著性水平
1常数0.1700.0315.5600.000
MSR-0.3910.629-0.134-0.6220.54
3.2 非线性回归分析
对的显著性检验结果证明高管层持股比例与公司绩效之间线性关系不显著,极有可能存在显著的非线性关系。因此,以ROE为因变量,MSR、GROW、SIZE为自变量进行非线性回归分析。计算各解释变量的相关系数,发现一些变量之间的相关系数较高,表明存在较严重的多重共线性,因此,本文采用向后逐步回归的方法,来检验和解决多重共线性问题,最终得到了两个回归效果比较好的模型,模型2中的预测因子包含常数、MSR、GROW、MSR3和MSR2,模型3中的预测因子包含常数、GROW、MSR3和MSR2。
由表2可知,模型2的2=0.690,模型3的2=0.687,可决系数比较高,DW值为2.064,说明模型不存在自相关。由表3可知,模型2和3的F检验值分别为13.270和17.127,显著性水平均为0.000,明显显著。
但从表4可知,当α=0.20时,tα2(n-k)=t0.10(23-6)=1.333,模型2中的变量MSR系数的t检验不显著,但模型3的变量系数在α=0.20的水平下t检验显著。因此,模型3的总体回归效果比较好。根据表4,我们得到ROE曲线方程为:ROE=0.167-27.608MSR2+277.457MSR3+0.159GROW
表2 模型总的情况表
模型R值R方调整后的R方估计的标准误DW值
20.864(b)0.7470.6900.04459592.064
30.854(c)0.7300.6870.04481692.064
b 预测因子为:(Constant),MSR,GROW,MSR3、MSR2
c 预测因子为:(Constant),GROW,MSR3、MSR2
表3 方差分析
模型方差平方和自由度均方F值显著性水平
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]:模型能够解释的变异信息;[注2]:模型不能够解释的变异信息;[注3]:全部变异之和。
表4 非线性模型回归分析结果
模型变量
非标准化的回归系数标准化的回归系数
B值标准误差B值t值显著性水平
2
常数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
常数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
由此验证假设,即高管层持股比例与公司绩效存在显著的非线性相关关系,可以发现,系数矩阵的正负统计与国外学者的研究结果是一致的。Morck、Shleife和Vishny(1988)认为如果MSR和MSR3的系数为正值,表明“利益趋同假说”在一定持股比例水平下起主导作用,既随着持股比例的增加,高管层利益与股东利益越来越趋于一致,高管层会越来越关心公司价值最大化并且会努力工作从而使公司绩效逐步提高。这表明在一定的区间内,适当提高高管层持股比例会提升上市公司绩效。同时MSR2的系数为负值表明“掘壕自守假说”在某个持股比例之上起主导作用,即一方面增加高管层持股比例会导致高管层侵占外部股东的利益,增加公司的成本,从而表现为上市公司绩效ROE值与高管层持股比例负相关,另一方面随着持股比例的增加,高管层为回避更大风险也会采取较保守的经营战略决策,从而引起公司的整体效益有所下滑。这说明,我国中小板上市公司中同样存在“利益趋同假说”和“掘壕自守假说”现象。
不支持规模相关假设:规模变量SIZE未进入回归方程,这说明在本文中SIZE对ROE不具有显著性影响效应。这可能与本文选取的样本全是中小板上市企业有关,公司的规模差异不是很明显。
支持公司成长假设:从表5的检验结果中可以看到,公司成长能力(GROW)的t值等于7.013,Sig.=0.000,在α=0.05的水平下,通过显著性检验,即对中小板上市公司来说,公司成长能力(GROW)对ROE的影响效应显著,因此肯定假设3。这与中小板上市公司本来具有较大的成长空间和较好的发展前景有关。
4 基本结论
本文以中小板上市公司用于激励的股本占股权激励计划签署时总股本的比例为解释变量,以公司规模和公司成长能力作为控制变量,以上市公司绩效ROE作为被解释变量进行显著性检验、非线性回归分析,得出以下结论:
4.1 中小板上市公司股权激励与公司绩效存在非线性关系
通过ROE指标的回归结果显示,高管层持股比例与公司绩效之间不存在显著的线性关系,存在显著的非线性关系的可能性较大。用向后逐步回归方法,在80%的置信度下得到了ROE的非线性回归结果。由此验证了假设1,即中小板上市公司高管层持股比例与公司绩效存在较显著的非线性相关关系。股权激励的最终效用表现为“利益趋同”与“掘壕自守”这两种效用叠加的结果,并且在股权激励实施过程中,高管层持股比例与公司绩效之间的关系表现为一种三次方函数关系。但本文拟合得到的回归方程成立的置信度不是很高,其原因在于我国规范性的股权激励案例是在2006年以后出现的,目前还无法对股权激励前后公司绩效进行大样本统计回归分析,在样本数量更多的情况下,应该可以有更好的置信水平,并且可以进一步估算出高管层持股比例与公司绩效的效应区间。
4.2 中小板上市公司的规模对股权激励与公司绩效关系影响不显著
以上市公司绩效ROE作为因变量进行回归分析时,公司规模(SIZE)没有通过α=0.20的显著性检验。这说明,对中小板上市公司来说,公司资产规模的大小,与股权激励对公司绩效的影响作用关系不大。因此否定假设2。
4.3 中小板上市公司的成长能力对高管层持股与公司绩效关系影响显著
以上市公司绩效ROE作为因变量进行回归分析时,公司成长能力(GROW)的t值等于7.013,Sig.=0.000,在α=0.05的水平下,通过显著性检验。由此可知,公司成长能力(GROW)对高管层持股与公司绩效影响作用显著。这说明,实施股权激励的条件下,公司的成长能力越大,股权激励对中小板上市公司的影响作用也越大。因此肯定假设3。
参考文献
股权激励对绩效的影响范文6
关键词：三维本质 股权激励 财富效应
一、引言
股权激励产生于20世纪50年代，且已被国外理论和实践证实是一种行之有效的长期激励机制。股权激励的实施可使管理者个人利益与公司股东的长远利益趋同，使管理者更加关注公司长远发展，而非短期财务指标。财富效应是现代社会发展过程中的新理念，是指某种财富累积到一定规模后，对相关领域的传导或控制效应，体现在企业生产经营活动的方方面面。股权激励的作用最终要落实到企业财富的增长上。对于股权激励的本质，学术界有不同的认识，其研究视角主要集中于委托关系、人力资本和产权等层面。从已有文献看，大体上可归纳为以下观点：股权激励是一种内在激励约束机制；股权激励是一种延期薪酬支付方式；股权激励是一种剩余索取权配置机制。为方便问题的研究，本文以绩效的大小作为衡量企业财富的基本标准，从股权激励的三维本质出发，利用实证方法验证股权激励对我国上市公司绩效的作用，并依据研究结论提出相应建议。
二、文献综述
（一）股权激励是一种内在激励约束机制 激励在委托理论中处于核心地位。实践证明，激励能降低人的道德风险、增加公司绩效。最早从“激励约束机制”视角研究股权激励与公司绩效关系的西方学者是詹森和麦克林（Jensen & Mocking，1976）。他们认为，股权激励作为一种内在激励约束机制，让更多的管理者持股，会产生利益趋同效应，达到降低企业成本、实现企业价值提升的目标。哈比卜和克维斯特（Habib & Ljungvist，2005）研究了管理层激励对公司效率和企业价值的影响，发现股权激励对公司效益有显著的促进效应。我国学者宋增基、蒲海泉（2003）的研究发现，管理者持股的激励方式有助于公司绩效的提高。
（二）股权激励是一种延期薪酬支付方式 很多学者赞同股权激励的实质是一种薪酬政策的观点，并以此为基准，研究了股权激励与公司绩效的关系。最早的研究者是托辛斯和巴克尔（Taussings & Baker，1925），他们研究发现，企业高管报酬与企业业绩之间存在微弱相关关系。墨菲（Murghy，1985）的实证研究表明，管理层平均报酬与公司绩效之间存在着正相关性关系。莫克、施雷弗、维施尼（Morck，Shleifer & Vishny，1988）的研究发现，企业通过提高管理者持股水平，增加经理人员薪酬，可以推动企业价值的提升。杨和帕干（Young & Pagan，2003）在控制产业和企业规模等条件下，发现管理层的总报酬与企业效益正相关。葛文雷，荆虹玮（2008）从股权激励实施效果和公司薪酬激励机制入手进行研究，得出了管理层股权激励水平与公司业绩在统计上具有显著正相关关系的结论。
（三）股权激励是一项剩余索取权配置机制 通常意义上讲，股东拥有的所有权一般表现为收益权（索取权），管理者掌握着现代企业的实际控制权。为解决管理者与公司股东行为目标上的差异，可通过股权激励方式，使管理者也能享有剩余索取权，实现股权结构的合理配置，公司绩效的有力提升。最早研究股权结构的是贝利和米恩斯（Berle & Means，1932），他们认为股权分散意味着对管理层约束力的下降，管理层在经营中损害股东利益和公司价值的可能性会增大。拉波尔塔和舍勒菲等（La Porta & Shleifer，2008）验证了股权集中度与公司绩效的关系存在正相关关系。国内学者吴淑琨（2002）的研究表明，股权集中度、国家股、法人股、流通股比例均与公司业绩呈非线性关系。苏武康（2003）的实证研究表明，股权集中度与公司业绩呈正相关关系。舒红、何凡（2009）运用滞后模型对我国已实施股权激励的上市公司进行全样本动态研究后发现，实施股权激励后的公司绩效与内部人持股比例呈现显著正相关关系。
综上，国内外研究多从 “一维本质”或“二维本质”展开对股权激励与公司绩效关系的研究。本文试图在借鉴相关研究成果的基础上，从“三维本质”的视角对股权激励的财富效应进行较为系统全面的理论和实证分析，以求获取对我国上市公司股权激励机制构建有实际意义的结论。
三、研究设计
（一）研究假设 鉴于企业的营利性特质，本文以公司绩效这一具体概念表示财富效应。为更好地反映股权激励的“三维本质”，本文选取高管持股比例、高管薪酬和股权集中度作为股权激励的内在激励本质、延期薪酬支付本质和剩余索取权配置本质的替代变量。詹森和麦克林（Jensen & Mocking，1976）提到问题是在经理人员只拥有较少公司股权的情况下产生的，并指出当管理层持股比例越高，则公司价值从理论上讲也就越高。我国学者于东智、谷立日（2001）的研究结果也说明，高级管理层持股比例总体上与公司绩效呈正相关关系。因此，本文提出假设：
假设1：高管持股比例与公司绩效存在正相关关系
法玛（Fama，1980）提出，通过报酬安排以及经理市场可以减缓问题，增加企业绩效。米兰和哈迈德（Mehran & Hamid，1995）的研究结果指出，企业业绩与经理其他形式的报酬比例呈正相关关系。我国学者张俊瑞等（2003）的研究结果表明，高管的薪金报酬与公司经营绩效呈现显著的、稳定的正相关关系。因此，本文提出假设：
