股權激勵的相關文獻精選(九篇)

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第1篇：股權激勵的相關文獻范文

[關鍵詞]高管；股權；激勵

一、國外研究現狀

國外對于股權激勵的研究大體分為以下幾方面。

(一)研究股權激勵與企業業績的關系

國外學者對股權激勵與經營業績的關系的研究較多，結論也存在很大分歧，大體可以分為三個方面的結論：無關論、正相關論和雙重效用論。

早期的學者認為，股東利益和管理人員薪酬激勵之間的聯系非常微弱，以股票為基礎的薪酬能否起到一定的激勵效果還值得懷疑。Jensen，Murphy(1990)進行了對經營者股權激勵的研究，發現股東利益和管理人員薪酬激勵之間只有一種非常微弱的聯系。Lorderer，Martin(1997)對867家公司進行實證分析指出經管人員持有較多股份并沒有改善企業的業績。

一部分學者的研究認為，經營者股權激勵和其他的薪酬方式相比，是一種有效的激勵方式，并且論證了管理層持股與公司業績之間的正相關性，認為提高管理層的持股比例能夠對公司業績起到較好的促進作用。Berger(1997)等發現，經理持有期權數額較多的企業業績更好，股票持有數額同企業業績之間存在正相關關系。McConnell，Servaes(1990)發現，只要經理持股比例低于50％，經理持股比例和企業業績間就存在正相關關系。

還有一部分學者的研究認為，隨著高管人員的持股比例的提高，會對公司業績產生兩種完全相反的效應：利益趨同效應和壕溝防守效應。前者是指隨著高管持股比例的提高，高管追求的效用會與股東趨向一致，可以降低成本，提高企業價值；后者指隨著高管持股比例的提高，高管對企業的控制力不斷增強，原先來自外部的其他約束對他的作用越來越弱，進而高管可以在更大范圍內追求個人利益，提高成本，降低企業價值。Mork，Shleifer，Vishny(1988)的研究發現：當持股比例介于0％和5％之間時，兩者管理層持股比例和公司業績正相關；介于5％和25％之間負相關；超過25％時又正相關。

(二)股權激勵與經營者投資的關系

管理層的回避風險策略意味著回避風險時就回避了收益，對這方面的研究，Hangen，Servaes認為，經營者若擁有股票期權，他們更愿意接受較高的投資風險。Agrawal，Mandel，hisheleifer等人的也研究證明了經營者報酬中期權比例較大時，他們的投資決策往往顯得更為積極進取。

(三)股權激勵與效率的關系

對于股權激勵與管理者效率之間的關系如何，國外的研究如Harrey，Janmes，Holmstrom，Milgrem(1994)的研究指出，在現實經濟中，激勵合同才是最優的。但同時，一些學者如Lambert，Larker，Verrechia通過研究指出，讓經營者承擔風險的報酬(如股票期權)成本較不讓經營者承擔風險的報酬成本要高。

二、國內研究現狀

國內關于股權激勵的研究情況要比國外復雜得多，因為我國目前上市公司還未形成健全的公司治理結構，尚未建立完善的股權激勵制度。學者們也從眾多方面對股權激勵問題進行了研究，大多以規范研究為主，但也有少數學者對我國上市公司已經發生的股權激勵案例進行實證檢驗。

學者們大致從以下幾方面對股權激勵展開研究。

(一)股權激勵定量研究

吳凱，曾偉嬌，黃研(2004)在《測量股權激勵效率的方法及應用》中引入夏普測度發現：授予經理的股票凍結期越長，股權激勵效率越低；公司股票波動越大，經理要求的補償溢價越高，股權激勵效率越低。楊順用，薛興國(2006)建立了一個股權激勵計劃的持股計算模型，建議按照員工所負責任、個人能力、貢獻大小，采取“打分制”量化確定激勵計劃的持股量。不過國內現有的實證模型過于簡單，研究結果可能會有偏差。

(二)關于股權激勵模式的細化分析

于璐，曾軍(2003)對經理層持股和優先購股權這兩種股權激勵模式進行分析和比較，認為應根據公司的不同性質，對經營者實行不同的股權激勵模式。對大量非上市公司可以以經理層持股激勵為主，對于上市公司可以以優先購股權激勵為主。張彩玉(2004)從成本角度逐一分析了延期兌現年薪、虛擬股票和期股的激勵成本。

(三)股權激勵在我國的運用應關注的問題。

陳燕(2004)介紹了股權激勵自愛我國的三種運用方式。孫靜芹(2006)認為我國上市公司應當建立一套包括實施股東分類表決機制、健全獨立董事聘任制度和薪酬制度在內的相對獨立的監管體系。

(四)股權分置改革與股權激勵的關系研究

鄧清，何亮(2005)探討了股改與股權激勵之間的聯系與影響，并對股權激勵的發展提出建議。邱金輝，張恒(2006)認為在股改之后，完善獨立董事制度有了新的機遇，并提出完善獨立董事激勵機制的途徑。

(五)對我國已實行的股權激勵的效果分析

周閩軍，李玉寶(2005)認為股權激勵在我國企業中沒有完全發揮七對經營者激勵作用，并在分析有效性的基礎上提出相關政策建議。

第2篇：股權激勵的相關文獻范文

關鍵詞：創業板；財務特征；成本；股權激勵水平

一、研究背景

我國于20世紀90年代后期開始中引入股權激勵制度，但是由于我國資本市場的有效性問題，股權激勵的發展受到很大阻礙。2005年股權分置改革以后，我國的資本市場發展迅速，股票價格能真正反映企業價值。相關法律法規的健全，也為股權激勵制度的實施提供了良好的環境。

2009年10月30日，我國的創業板開市交易，創業板上市公司主要是一些從事高新技術的中小民營企業。其特征是具有高成長性與高競爭性。對于創業板上市公司，股權激勵的地位也舉足輕重。在現有的相關調查中發現，相比主板、中小板的公司，創業板的公司更傾向于進行股權激勵，股權激勵水平也相對比較高。因此，本文以財務特征、成本差異為出發點，從財務視角方面提出假設提出相關假設，分析兩者對股權激勵水平的影響，為我國股權激勵機制的完善提供一些指導建議。

二、文獻綜述

1、關于股權激勵水平影響因素的文獻回顧

（1）公司風險

宋兆剛（2006）研究發現公司風險越大，股權激勵水平越低。袁燕（2008）研究結果發現公司的風險越大，股權激勵水而越低。

（2）公司規模

房利（2010）也發現規模對股權激勵并沒有顯著影響。張艷林（2011）研究結果表明公司的規模與股權激勵水平不存在顯著關系。

（3）自由現金流

何煒，王孟怡（2011）研究結果顯示公司規模、自由現金流會對股權激勵水平產生顯著負相關影響。王蘇婷（2012）研究表明公司自有現金流越大，股權激勵水平越低。

（4）成長性

馮濤、楊瑾、劉洲勤（2010）的研究也表明了兩者的正相關關系。然而李月梅、劉濤（2010）研究結果卻提出成長性并不會對公司的股權激勵水平產生影響。王蘇婷（2012）研究發現公司成長性與股權激勵水平之間的關系不顯著。

（5）盈利能力

國外學者對盈利能力對股權激勵水平的影響研究結論比較相似。結果都顯示：盈利能力越好的公司越有可能進行股權激勵，并且激勵的比例也比較高。Demsetz和Lehn（2005）研究結果表明凈資產收益率對股權激勵水平的影響并不顯著。曹開悅（2007）經過實證研究發現公司盈利能力會對股權激勵水平產生顯著正相關的影響。許瓊楓、楊雋萍（2012）凈資產收益率越高，股權激勵水平越大。王蘇婷（2012）研究發現公司盈利能力對股權激勵水平產生正向影響。

（6）管理層的任職期限

Attaway（2000）對美國計算機和電子行業的研究發現經理的任期和年齡對股權激勵水平產生正相關的影響。但是宋兆剛（2006）認為管理層的任職期限不影響股權激勵水平。

（7）股權集中度

曹開悅（2007）研究發現股權越集中，激勵水而會降低。許瓊楓、楊雋萍（2012）研究結果表明兩者的負相關關系。

2、關于股權激勵與成本的文獻回顧

Depken等（2006）的研究結果顯示，限制性股票及股票期權能夠顯著地減少股權成本。Tzioumis （2008） 研究發現公司進行股權激勵的目的是為了降低股東與管理層之間的成本。陳冬華等的研究表明，在職消費的存在，提升了國有企業的成本，在國有企業中，股權激勵情況會更多。周中勝等結果表明，股權激勵的實施能夠降低自由現金流量所引致的成本。

三、股權激勵水平的實證分析

1、研究假設

H1：在其他條件不變的情況下，公司成長性對股權激勵水平產生正相關的影響。

H2：在其他條件不變的情況下，現金流動性對股權激勵水平產生負相關的影響。

H3：在其他條件不變的情況下，資產流動性對股權激勵水平產生負相關的影響。

H4：在其他條件不變的情況下，市場競爭力對股權激勵水平產生負相關的影響。

H5：在其他條件不變的情況下，盈利能力對股權激勵水平產生正相關的影響。

H6：在其他條件不變的情況下，成本對股權激勵水平產生正相關的影響，但是在創業板公司中，該影響并不顯著。

2、樣本的選取與數據來源

由于創業板上市公司于2009年10月才開始，所以本文選取樣本的時間段是從2010年初到2013年6月底，在這三年期間提出明確的股權激勵計劃并且付諸實施的創業板上市公司，剔除雖然開始激勵草案但是實施過程中終止實施的公司、被特別處理類上市公司、數據不全的公司，這樣得到的有效樣本是99家，其中2010年的11家，2011年的21家，2012年的29家，2013年上半年38家。由于公司的財務特征、成本等影響因素是在股權激勵預案通過前就對樣本公司產生影響，所以本文選擇的影響因素數據是公布預案前一年的財務數據。本部分所用到的財務數據和指標均來自于深圳交易所和上海交易所中上市公司的年度報表、國泰安數據庫。數據處理使用MicrosoftExcel2007及SPSS17.0統計軟件完成。

3、變量的定義與計量

現將各變量的名稱及計算方法進行統計歸納，具體內容如表3-1所示：

4、模型的建立

本文采用的模型是回歸模型，建立如下的多元回歸方程，檢驗對股權激勵水平產生影響的因素，具體模型如下：

（1）不考慮成本時：

模型一：只考慮財務特征對股權激勵水平影響的模型：

PRT=a0+a1GRO+a2CASH+a3LOA+a4MCC+a5ROE+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

（2）當股權成本為EXP時：

模型二：只考慮股權成本對股權激勵水平的影響

PRT=a0+a6EXP+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

模型三：公司的財務狀況以及成本對股權激勵水平的綜合影響：

PRT=a0+a1GRO+a2CASH+a3LOA+a4MCC+a5ROE+a6EXP+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

（3）當股權成本為TRUN時：

模型四：只考慮股權成本對股權激勵水平的影響

PRT=a0+a6TRUN+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

模型五：公司的財務狀況以及成本對股權激勵水平的綜合影響：

PRT=a0+a1GRO+a2CASH+a3LOA+a4MCC+a5ROE+a6TRUN+a7SIZE+a8CS+a9H5+a10IDR+a11DTL+ε

其中，a0為常數項，a1、a2、a3、a4、a5、a6、a7、a8、a9、a10、a11分別為公司的成長性、現金的流動性、資產的流動性、市場競爭力、凈資產收益率、股權成本、公司規模、資本結構、股權集中度、獨立董事比例、風險水平的相關系數，ε為誤差項。

5、實證分析

（1）描述性統計

首先對各變量進行描述性統計，如表3-2所示。

從上表可知，公司股權激勵水平（PRT）的最大值為9.47%，最小值為0.15%，均值為3.09%，說明我國創業板上市公司股權激勵水平較平均；公司的成長性指標總資產增長率（GRO）最小值是-0.05，最大值達到5.66，其標準差也較大，說明數據較離散，不同的企業有較大的差異；各公司流動資產比率相差不大。市場競爭力MCC的最小值為-0.16，最大值為0.51，相差不是很大。管理費用率EXP的最小值為0.03，最大值為0.49，差異也不大。而總資產周轉率TRUN的最小值為0.14，最大值為1.67，均值為0.58，數據相對離散。各公司的資產負債率（CS）差異很大，有些公司的資產負債率已高于較適宜的50%的比例；公司的規模（SIZE）由于是取得總資產的自然對數，數據相對較集中，分布在18.92到21.91之間，不同公司規模的差異性較小；公司的獨立董事比例（IDR）最小為33%，最大達到了60%，獨立董事的比例差異較大，有些公司比較重視獨立董事的作用，公司治理結構較完善，而有些公司的獨立董事形同虛設。股權集中度指標（H5）在各公司之間的差異不是很大，均值是16.9%，存在“一股獨大”的可能性較小。DTL風險水平的最小值為-0.22，最大值為37.74，相差比較大。

（2）相關性檢驗

如表3-3、3-4所示，反映的是被解釋變量與解釋變量經過皮爾遜相關性檢驗后的結果。

表為PRT與各解釋變量的相關分析表格，分析結果顯示：PRT與各解釋變量間都沒有明顯的相關關系，并且資產流動性ROA對PRT產生正相關的影響，總資產周轉率對PRT也產生正相關的影響，與前面預測的方向并不一致，這可能是由于相關性分析并沒有考慮其他變量的影響，并且創業板數據太少等原因造成的。接下來采用多元線性回歸分析進行更為穩健的檢驗。

（3）回歸分析

表3-5 創業板數據回歸分析結果

（注：*、**、***分別表示雙尾顯著性水平為10%、5%、1%。）

上表是對創業板股權激勵水平模型進行回歸分析，分析對股權激勵水平產生影響的因素，選定的系數顯著性檢驗水平為5%，對上述五個模型進行多元線性回歸分析。

如3-5所示，該表列示的是回歸模型各變量的系數，研究結果顯示：

在模型一，沒有考慮成本的情況下，GRO的回歸系數為0.246，T值為1.678，在10%的水平上顯著，即公司成長性GRO對股權激勵水平產生正相關的影響，公司成長性越高，PRT值也越高。在模型三中，考慮成本為EXP時，GRO對PRT同樣產生正相關的影響，模型五種，考慮成本為TRUN時，GRO的回歸系數為0.259，GRO對PRT同樣產生了顯著的正相關。即在創業板數據中，GRO對股權激勵水平PRT產生正相關的影響，與假設1一致。在模型一中，MCC的回歸系數為-4.388。T值為-1.964，在5%的水平上顯著。在模型三以及模型五中，考慮了股權成本的情況下，不管使用EXP還是TRUN，結果都顯示MCC對PRT產生顯著的負相關的影響，進一步證實了假設4成立。對于股權成本，當股權成本為EXP時，模型二的EXP系數為3.977，T值為1.543，對股權激勵水平產生正相關的影響，但是并不顯著，符合假設6。在模型三中，得到同樣的結果。而當股權成本用TRUN表示時，模型四得出TRUN的系數為0.138，而模型五種TRUN的系數為-1.027，差異較大。可能是由于總資產周轉率的數據相差太大，并且在模型四中沒有控制財務狀況的影響造成的，模型五的結果符合假設6，即總資產周轉率越低，公司成本越大，股權激勵水平越高。對于控制變量中的股權集中度，回歸結果顯示H5對PRT產生負相關的影響。在創業板數據中，對于解釋變量中的CASH、LOA、ROE并沒有通過顯著性的檢驗。

對樣本各變量進行共線性診斷，所有的解釋變量以及控制變量的容忍度都大于0.1且方差膨脹因子（VIF）都小于10，表明各變量之間不存在復共線關系。

（4）創業板上市公司實證研究結論

通過本文的研究結果可以看出，在創業板上市公司中，公司財務狀況指標中的GRO、MCC對PRT產生顯著影響，股權成本無論是EXP或TRUN時，對股權激勵水平并沒有產生顯著的影響，符合假設6。

具體的回歸結果分析如下：

第一，創業板上市公司中，企業的成長性對股權激勵水平產生顯著正相關影響，模型一到五都通過了這一檢驗。這符合我們前面的假設，創業板上市公司，通常盈利性的指標波動比較大，股價變動也比較大，股權激勵能夠更好地激勵經營者，因此這些公司通常會使用股權激勵，激勵水平也相應高一些。創業板的高成長性對股權激勵水平有正相關的影響。

第二，創業板上市公司中，市場競爭力MCC對股權激勵水平產生顯著的負相關影響，并且通過了5%的顯著性檢驗。這符合假設4。即公司的市場競爭力越強，公司的股權激勵水平越小。

第三，創業板上市公司財務狀況中的現金流動性、資產流動性、凈資產收益率沒能通過顯著性檢驗，可能是選用的指標對于創業板上市公司并不是很有針對性，以及樣本量的原因導致回歸結果與假設不一致的情況出現。

第四，創業板上市公司中，當用管理費用率表示股權成本時，其對股權激勵水平產生正相關的影響，符合假設六，但是并不顯著，可能是由于數據較少造成的。而當用總資產周轉率表示股權成本時，模型五考慮了公司財務狀況的情況下的結果符合假設，即總資產周轉率對股權激勵水平產生負相關的影響。

第五，創業板上市公司中，股權集中度對股權激勵水平產生負相關的影響，在上面的回歸分析模型都顯示這一結果。股權集中度越集中的公司，那么管理者與公司股權的利益比較趨于一致，成本相對較低，因此對于股權激勵這種方式，選擇的可能性會較低，股權激勵水平也可能較低。

第六，創業板上市公司的規模與股權激勵水平不存在顯著關系。一般來說，公司的規模越大，發展潛力越好，需要對高管進行更對的股權激勵，但是結合現實情況的考慮，經過數據調查，在我國滬、深兩市A股中，實施股權激勵計劃的公司主要是集中于中小企業版及創業板，而主板市場上實施股權激勵的企業非常少，所以規模對股權激勵水平并沒有顯著的相關關系符合我們理論研究與實際情況。

第七，獨立董事比例也未能通過檢驗，一般來說，獨立董事的比例越高，獨立董事發揮的作用越好，那么對于管理者能夠發揮較好的監督作用，相對減輕成本，那么這類的公司實施股權激勵的可能性會較小，股權激勵水平也可能較低。但是現實中的實證研究發現獨立董事對股權激勵水平并沒有顯著的相關關系，這可能是我國獨立董事制度尚不健全，形同虛設有關。所以獨立董事比例與股權激勵水平沒有顯著的相關關系的結論。

四、對策建議

1、結合成長性制定股權激勵計劃

股權激勵方案的制定必須符合公司的實際情況及其特征。創業板上市公司有其高成長性、高競爭性的特點。在制定股權激勵方案時，應充分考慮其成長性的特征。一般來說，公司盈利能力對股權激勵水平產生正相關的影響，這在主板、中小板的實證研究中得以證實。對于創業板公司，成長性對股權激勵水平產生顯著的正相關，因此在制定股權激勵計劃時，應該首先對公司的成長性問題進行分析，提出適合公司的股權激勵計劃。

2、保持合理的股權集中度

如果公司的股權集中度過高，那么公司的實際控制權由少數人掌握，其他人沒有權利參與到公司的經營中，這會在一定程度上降低管理者的積極性，股權激勵作用的發揮受影響。因此從另一個角度考慮，公司保持合理的股權集中度，這樣才能使股權激勵水平保持在一定的額度，保證股權激勵的有效實施。

3、適當考慮公司的成本問題

對于創業板上市公司，主要為中小民營企業，其成本相比國有企業較小，但是實際情況顯示，創業板公司反而更愿意實施股權激勵計劃。這與創業板的自身特征是密切相關的，創業板的高成長性、高競爭性特征意味著它發展的壓力，創業板公司的發展需要高新技術人才，因此股權激勵計劃變得十分重要。雖然成本對股權激勵水平并沒有顯著的關系，但是創業板的股權激勵計劃的制定也有很大一部分是為了降低成本，因此在制定股權激勵計劃時，也應該適當考慮公司的成本問題。

4、健全股權激勵績效的考核指標

從相關文獻閱讀，可以了解到對于績效方面，我國的學者主要采用凈資產收益率或凈利潤成長率等作為考核指標，也有少數采用因子分析法，綜合企業的發展能力、獲利能力等方面得出一個綜合的考核指標。這種方式評價績效還是具有許多的片面性。對于創業板上市公司，應該結合自身的財務特征，將公司成長性納入指標范圍，充分結合其特征，建立符合自身的財務績效指標，考核股權激勵情況。

參考文獻

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第3篇：股權激勵的相關文獻范文

【關鍵詞】 上市公司 股權激勵 公司績效

一、研究背景

股權激勵是二十世紀中葉出現的一種激勵制度，通過一定形式給予經營者部分公司股權，并有效解決委托問題的一種長期性激勵制度，使經營者能夠以股東的身份參與企業決策、分享利潤和承擔風險。良好的股權激勵機制能夠起到實現人力資本價值、降低委托成本等作用，有利于上市公司治理結構的不斷完善。歸根結底，即能充分調動經營者的積極性，將股東利益、公司利益和經營者個人利益結合在一起，從而減少管理者的短期行為，提高管理效率，最終有利于上市公司經營業績的提高。

自2005年我國《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》出臺以來，僅2011年度，主板上市公司有52家推出了股權激勵方案，截至2011年2月28日，滬深兩市已有249家上市公司推出了股權激勵方案，占上市公司總數的10%，在這些方案中，獲批并進入實施階段的公司只有95家。縱觀國內外學者的相關研究文獻，對于股權激勵的效果，仍存在爭議。有些學者指出，股權激勵與公司業績正相關。有些學者認為，股權激勵與公司業績存在負相關或者相關性微弱。本文將對股權激勵和公司業績進行更深入的研究。

二、樣本的選擇與數據來源

本文主要研究上市公司股權激勵與公司業績之間的關系，選擇2010年滬深兩市實施股權激勵的上市公司，剔除ST公司以及缺少相關數據的公司，最終選取54家上市公司作為研究樣本，以2010年年報報告中披露的數據作為樣本數據，各指標來源于銳思數據庫及巨潮咨詢網，并運用SPSS17.0完成數據的分析。

三、研究設計

1、研究假設的提出

假設1：上市公司股權激勵對象持股比例與公司業績呈正相關關系。根據利益聚集假說，公司業績會隨著經營者所持股份的增加而上升，即提高管理者的持股比例，可以使經營者有足夠的動力來提高企業的盈利水平，提升企業的經營業績。

假設2：上市公司股權激勵對象持股比例與公司業績呈負相關關系。當管理者持股比例增加時，會使管理者有更多的權利控制企業，外界對管理層的約束力下降，管理者會更多地以犧牲其他股東的利益為代價，通過追求自利目標而不是公司價值目標來實現自身福利最大化。

假設3：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。

假設4：上市公司的規模與公司業績有顯著關系。公司規模越大，高層管理者控制的資源越多，涉及的經營管理問題也就越復雜，因而對經理能力的要求越高，管理者的報酬及激勵程度就會相應增加，管理者有充足的動力來提升公司的盈利水平，因此公司規模越大，公司業績相應增加。

2、變量的選取

（1）公司業績變量的選取。本文選取凈資產收益率（ROE）作為評價公司業績的變量。該指標反映股東權益的收益水平， 指標值越高， 說明投資帶來的收益越高。凈資產收益率可衡量公司對股東投入資本的利用效率， 它彌補了每股稅后利潤指標的不足。同時，上市公司在實施股權激勵時，對經營者的考核指標大多采用凈資產收益率（ROE）。

（2）股權激勵變量的選取。根據統計，在全部公布股權激勵計劃的上市公司中，其中對管理層的激勵有77% 是采用股票期權的方式。因此，本文采用上市公司股權激勵方案中授予的股權占公司總股本的比例（MR）來衡量股權激勵的實施水平。

（3）控制變量的選取。公司規模的大小會影響到公司的運營以及行業地位等，以用公司賬面總資產的自然對數來衡量公司規模（SIZE）；反映公司成長的控制變量用公司每股收益增長率（GROW）表示。表1詳細描述了各變量的性質、名稱、符號和定義等內容。

四、上市公司股權激勵與公司業績的回歸分析

1、描述性分析

通過對樣本數據進行整理，利用SPSS17.0軟件對被解釋變量、解釋變量和控制變量進行描述性分析。表2描述了變量的最大值、最小值、平均值和標準差。

由上表可以看出，目前上市公司股權激勵的激勵股本占總股本最大值為0.0968，已接近總股本的一成，說明股權激勵在上市公司中的激勵程度較高。

2、單變量相關性分析

單變量相關性分析是對模型中的被解釋變量、解釋變量和控制變量進行兩兩分析，一方面對研究假設進行檢驗，即被解釋變量和解釋變量之間是否存在相關關系，另一方面檢驗被解釋變量與控制變量之間是否存在高度的自相關。檢驗結果如表3所示。

由上表可以看出，被解釋變量公司業績和股權激勵水平及公司規模均有顯著的正相關關系，通過了5%的顯著性檢驗，說明股權激勵的加強和公司規模的擴大均會提升公司業績水平。同時，公司業績和公司成長性之間也存在正相關關系，但是相關系數僅為0.015，相關性較為微弱，并只是通過了10%的顯著性檢驗。兩個控制變量公司成長與公司規模之間，并不存在顯著的正相關關系。股權激勵程度與公司規模的相關系數為負，二者存在負的相關關系，說明公司規模的擴大，管理成本相應增加，股權激勵水而降低。

3、多變量相關性分析

建立線性回歸模型ROE=?琢?茁1MR+?茁2SIZE+?茁3GROW+?著。利用SPSS17.0進行線性回歸分析，得出結果如表4所示。

由上表可知，線性回歸模型中的股權激勵股本比例和公司規模的t值分別為2.256和4.782，相應的顯著性水平分別為0.048和0.021，均通過了5%的顯著性水平檢驗，并且回歸系數均為正值，表明股權激勵與公司績效存在正相關關系，公司規模與公司業績存在顯著的相關關系。因此接受本文的研究假設1和假設4，并否定假設2。同時，回歸模型中公司成長的t值為1.451，相應的顯著性水平為0.151，未通過顯著性檢驗，說明公司成長對公司業績的影響甚微，因此拒絕假設3。

4、結論

通過以上分析，將凈資產收益率（ROE）作為被解釋變量，以股權激勵對象的股本占公司總股本的比例（MR）作為解釋變量，公司規模（SIZE）和公司成長性（GROW）作為控制變量，進行回歸分析后，得出以下結論。

（1）股權激勵股本比例與公司規模和公司業績存在正相關關系。通過單變量相關性分析，可知公司業績與股權激勵股本比例、公司業績與公司規模之間均存在正的相關性關系。再通過對線性回歸模型的多變量回歸分析得出股權激勵股本比例和公司規模的t值分別為2.256和4.782，相應的顯著性水平分別為0.048和0.021，均通過了5%的顯著性水平檢驗，再次驗證股權激勵與公司績效存在正相關關系，公司規模與公司業績存在顯著的相關關系，說明股權激勵股本所占總股本的比例越大，公司業績越高；公司規模越大，公司的業績提升越快。

（2）公司成長與公司業績之間不存在相關性關系。單變量相關性分析表明，公司業績與公司成長之間的相關性微弱，相關系數為0.015，且顯著性水平未通過5%的顯著性水平檢驗。再進一步進行多變量回歸分析后，回歸模型中公司成長的t值為1.451，相應的顯著性水平為0.151，未通過顯著性檢驗，說明公司成長對公司業績的影響甚微。

五、完善我國上市公司股權激勵制度的建議

1、加快資本市場建設，使股價正確反映公司價值

股權激勵的產生是以股票市場為前提條件的，資本市場的有效性直接影響到管理者經營業績的評價。股權激勵制度因其股票來源、行權價格等原因與資本市場有密切的聯系，因而資本市場的有效性對股權激勵制度的實施效果產生了巨大影響。證券監督部門要為股權激勵制度的實施創造良好的外部環境，加強市場監督，減少操縱市場的行為，使公司的股票價格能夠真實地反映其經營信息和經營者的經營成果。同時，要倡導理性投資的理念，使資本市場向穩定、高效的方向發展，使公司的股票價格能夠真實地反映其經營信息和經營者的經營成果。

2、完善經理人市場及法人治理結構

股權激勵的有效性在很大程度上取決于經理人市場的健全，只有在合適的條件下，股權激勵才能發揮其引導經理人長期行為的積極作用。我國的職業經理人市場剛剛形成，還不成熟，不能形成對在職經理的有效外部約束。所以必須加大培育力度，扶植職業經理人市場快速發展，保證經理人員在競爭性的人才市場選拔中產生，保證經理人員具備管理好上市公司的基本素質與能力。股權激勵方案的目的在于減少成本，讓管理層和股東目標一致，促進股東價值最大化。為保證股權激勵的有效實行，需改變我國部分上市公司內部人控制的現象，減少“兩權合一”現象，優化股權結構，完善董事會和監事會制度。

3、企業應設計適合其自身發展階段的股權激勵方案

股權激勵方案應適合企業及行業特點，對于不同行業和不同規模的企業來說，股權激勵方案應有較大的差別。在具體的股權激勵方案的設計中，應針對不同企業的實際情況，通過各個設計因素的調節來組合不同效果的方案，企業處于不同的階段，管理者的目標要求就不同。對于處于成熟期的企業，獲得比較穩定的市場份額和持續的現金流是頭等大事。而對于創業期的企業，擴大市場份額更為重要。因此，企業要針對自身不同的發展階段，制訂合理的股權激勵方案，才能充分發揮股權激勵的作用，以實現公司的戰略目標。

4、制定合理的業績考核制度

上市公司股權激勵的實行，關鍵在于制定一套完整合理的業績考核制度。要結合上市公司各行業的成長特點及所處的不同階段進行評定，評價指標的選取不僅要考慮財務指標，更要注重非財務指標的合理運用。同時可以結合EVA（經濟增加值）等財務指標，從而增加考核體系的科學性和合理性。

【參考文獻】

[1] 李增泉：激勵機制與企業績效[J].會計研究，2000（1）.

[2] 徐文新：我國上市公司股權激勵方式的分類比較研究[J].華東經濟理,2003（12）.

第4篇：股權激勵的相關文獻范文

關鍵詞：股權激勵；業績；創業板

中圖分類號：F83

文獻標識碼：A

doi：10.19311/ki.1672-3198.2016.16.047

1 概述

1.1 定義

股權激勵，是指公司的員工通過努力工作達到預期的業績條件和條款，從而獲得公司股權的一種長期激勵方式，使得員工也可以同股東一樣參與企業剩余價值的分配，避免員工發生短期行為，進一步促進公司的長遠發展。經查閱相關文獻，在我國實施該計劃的上市公司中，激勵對象大多數為公司董事及高級管理人員等，從而在降低成本、優化治理結構及提升管理效率等方面起到了積極作用。

公司業績，是指在經營管理過程中的經營效益。公司的業績主要通過盈利能力、營運能力、償債能力和發展能力等方面表現出來的。對公司業績評價的方法有多種，本文在實證分析部分采用傳統的會計業績指標，并選取凈資產收益率（ROE）來衡量樣本公司業績。

1.2 股權激勵的類型

隨著我國資本市場的逐步完善，上市公司股權激勵計劃呈現出多元化的發展態勢，主要體現在激勵模式的多元化。目前，我國上市公司股權激勵的類型主要有八種，包括股票期權、限制性股票、業績股票、股票增值權、虛擬股票、員工持股、延期支付以及管理層收購等。以上激勵模式，均受到證券市場的影響，具體表現在激勵對象的收益與公司股票價格緊密相關。

1.3 股權激勵與公司業績

現代企業制度背景下公司的所有權和經營權相分離，產生了委托問題。Jensen和Meckling（1976）提出了委托理論，該理論認為，企業所有者追求的是股東價值最大化，而經營者更看重個人利益，兩權分離的這種結構將導致雙方利益發生沖突，由此產生更加嚴重的矛盾，最后使得雙方利益均受損。股權激勵計劃在一定程度上可以使得雙方利益趨同，實現個人利益和公司利益最大化，進而促進公司業績的提升。

2 股權激勵的作用

2.1 股權激勵對員工兼具激勵與約束作用

一方面，公司實施股權激勵計劃，目的在于激勵員工努力工作，為公司創造更好的效益，同時員工又可以享受股價上升帶來的收益，因此，員工個人利益與公司利益趨于一致，促進企業價值提升。另一方面，員工的工作業績不佳影響公司利益，導致公司股價下降，那么員工也將承擔由此帶來的收益損失，并且如果員工未達到激勵條款，員工將大大地損失個人利益。

2.2 有效地解決委托問題

現代企業制度中出現“兩權分離”，由此產生了委托問題。股權激勵這種激勵方式在一定程度上使得經營者的利益和所有者的利益相一致，雙方為獲得更好的收益，同時又受到一定地約束作用，因此會降低對彼此的利益損失，解決二者間的問題，并進一步改善公司業績，提升公司的整體價值。

2.3 有助于改善我國的傳統薪酬結構

我國傳統的薪酬結構主要包括工資、獎金和福利等，反映的是員工過去一段時間的工作對公司的貢獻多少，并沒有考慮到員工未來的工作表現，因此缺乏長期性激勵力度，而股權激勵在一定程度上彌補了該不足，有助于改善我國的薪酬結構。

3 股權激勵與公司業績的關系

3.1 研究假設

基于以上理論部分所述，本文提出假設：H1：股權激勵與公司業績間的關系顯著，且呈現非線性相關。H2：股權激勵與公司業績間的關系不顯著。

3.2 樣本選取及數據來源

據WIND資訊統計，截止到2015年12月31日，以首次實施公告日為時間劃分標準，我國上市公司共有671家實施了股權激勵計劃，其中創業板上市公司有210家，占到31.30%。這說明了創業板上市公司實施股權激勵計劃的比例較高，作為樣本的選取范圍比較合理，避免了代表性不足等問題，同時具有重要的研究意義。

本文數據來源WIND數據庫，以創業板上市公司為范圍，以首次實施公告日為時間標準，選取了2013-2015年實施股權激勵計劃的上市公司，為保證數據的有效性和研究結論精準度，對樣本選取進行了以下處理：剔除掉ST公司、金融公司、當年度上市的公司及數據不全的公司；當年度公司的兩個及以上激勵方案視為不同樣本；一個激勵方案涉及兩種及以上激勵方式的視為同一樣本。最終得到163個樣本。其中，2013-2015年各樣本量分別為52個、55個、56個；采用限制性股票、股票期權及其他激勵方式的樣本量分別有86個、51個、26個；激勵有效期集中在3-6年，其樣本量分別為4個、108個、44個、7個。本文的數據處理采用EXCEL，實證分析采用SPSS19.0軟件。

3.3 構建模型

綜合上文，本文將凈資產收益率作為被解釋變量，用ROE表示，ROE=凈利潤/平均凈資產；將股權激勵強度作為解釋變量，用GQJL表示，GQJL=股權激勵份額/當時總股本。本文參考葛軍（2007）de計量模型，利用三次函數的形式進行實證分析。因此構建回歸模型如下：

由表1可知，Sig值低于0.05，說明方程2在統計意義上是有效的，即股權激勵與公司業績的關系是顯著的，且呈現出非線性相關，證明假設H1正確，同時否定H2。

由表2可知，待估參數α=0.143，β1=-1.576，β2=1.379，β3=74.832。因此可得到方程1為：ROE=0143-1.576GQJL+1.379GQJL2+74.832GQJL3+ε。由此表明，公司業績與股權激勵強度本身呈負向關系；公司業績隨著股權激勵強度的平方、三次方的增加而提高，并且隨股權激勵強度的三次方的增長幅度更大。

4 結論

本文通過理論和實證的綜合分析，得出的主要研究結果包括：第一，隨著我國資本市場的完善，更多的上市公司開始實施股權激勵計劃，其中創業板上市公司實施該計劃的普遍程度較高，逐年遞增趨勢。第二，隨著股權激勵相關制度政策的不斷完善，股權激勵模式也呈現出多元化的發展，創業板上市公司以限制性股票激勵方式為主。第三，大多數的創業板上市公司股權激勵有限期設定是4年，在一定程度上可以起到長期激勵作用。第四，股權激勵和公司業績存在顯著的非線性相關關系。另外，由于筆者自身理論水平和研究視野有限，本文研究還存在很多不足，今后有待進一步提高。

參考文獻

[1]葛軍.股權激勵與上市公司績效關系研究[D].南京：南京農業大學，2007.

[2]潘穎.股權激勵、股權機構與公司業績關系的實證研究――基于公司治理視角[J].經濟問題，2009，（08）：107-109.

第5篇：股權激勵的相關文獻范文

【關鍵詞】上市公司；股權激勵；短期股價變動；長期股價效應

一、引言

在我國，隨著市場化進程的不斷推進和現代企業制度的普遍推廣，公司治理中的“內部人控制”問題也已經成為國內企業面臨的重要問題之一。從國外經驗來看，美國等國家期望通過管理者向所有者角色的部分轉換，從而形成有效的激勵和約束機制。這一機制，就叫做股權激勵。

與我國證券市場的飛速發展相比，我國上市公司股權激勵機制的建設相對遲緩。以2005年我國實行股權分置改革為分界點，我國的股權激勵機制經歷了股改前的摸索試點階段（20世紀90年代至2005年）和股改后的規范發展階段（2006年至今）。

二、對股權激勵與股價變動關系研究的分析

根據現有文獻，專家學者對股權激勵與股價變動的關系研究內容主要包括以下兩方面：（1）上市公司宣布實施股權激勵的短期財富效應，即短期股價變動效應（2）上市公司實施股權激勵產生的長期股價變動效應。

（一）股權激勵的短期股價變動效應研究

作為一種激勵措施，股權激勵的實施通常會引起投資者對公司未來業績上升的預期的提升，在短期內引起投資者的關注并買入，進而產生一定的股價變動效應。根據以往的研究，通常采用事件研究法來研究該短期股價變動效應。

1.研究的起步和發展：隨著市場發展的成熟而涌現的更高超額收益率

股權激勵引起的短期股價變動效應研究最早開始于Brickley、Bhagat、Lease（1985）對美國175起股權激勵方案的宣布效應的研究，然而研究者在研究中的任何一個事件日都未發現顯著的超額收益率，即使是采用從董事會會議日到證券交易所提示日前一天60日的交易日為事件窗口，也只有顯著的2.4%累計超額收益率。

Morgan、Poulsen（2001）通過對1992年至1995年S&P500公司的股權激勵計劃進行分析，發現股權激勵計劃在[-3，+3]的事件窗口中能夠引起顯著為正的平均累計超額收益率，這表明股權激勵計劃確實能夠促進股東價值的增加。Kato（2005）等通過研究日本344家公司的562起股權激勵計劃公告的股價效應，也得出同樣的結果，且不論時間窗口如何變化，總是存在顯著為正的累計超額收益率。

從早期到近十年的研究成果來看，隨著市場發展的不斷趨向成熟，市場信息得以及時、充分地體現在股價變動中，相關研究也得以倚靠日趨完善的市場披露信息進行更加詳盡的分析。由此看來，當前國內金融市場的發展在很多方面是應當向西方發達市場經濟國家學習和借鑒的。

2.借鑒與創新研究：股權激勵短期股價變動效應研究的中國化

在我國內，也有不少專家學者、研究所等借鑒國外的研究方法對國內的股權激勵計劃宣布效應進行研究，但是由于我國直到上世紀90年代才開始探索實施股權激勵計劃，并且直到2005年國家實施股權分置改革以后，隨著股權激勵相關的法律法規相繼出臺，各種客觀條件逐漸成熟以后，股權激勵假話才開始在我國上市公司中流行起來。因此，目前國內對股權激勵的股價變動效應的研究相對來說還比較少。

蔡永鍇（2008）將股權激勵對股價的影響分為短期和長期進行討論，并在不同時期根據行業和股權激勵標的物的不同進行了分析。研究發現，上市公司的股價在股權激勵方案公告后普遍出現了上漲，這主要是由于公告發出后投資者對于上市公司業績與提升的預期。研究還指出，在短期內，股權激勵的標的物的不同也將會對股價變動產生十分明顯的影響。

（二）股權激勵的長期股價效應研究

1.利益趨同理論研究

利益趨同理論是由Jensen、Meckling（1976）首先提出的，該理論認為：管理者擁有的股權越多，他們與股東的利益就越趨同、沖突就越少，尤其是當公司高管就是公司控股股東時，這種現象表現得越加明顯。在這種情況下，高管持股比例越高，委托問題就越少，高管利用信息不對稱做出不利于股東的決策的可能性就越低，高管努力提升公司業績和公司的可能性就越高。

從國內研究來看，不少學者通過借鑒國外研究經驗來分析我國股票市場股權激勵的長期效應，同樣也發現上市公司高管持股比例與公司的經營業績呈現著正相關關系。其中，比較具有代表性的研究主要有：

總的來說，目前國內外都有大量的研究表明：實施股權激勵有利于改善管理者行為，促進公司經營績效增長，有利于公司長期股票價值的提升。

2.管理者防御假說研究

1983年，在提出利益趨同理論七年以后，Jensen、Fama又提出了管理者防御假說。該假說認為，高管持股越多意味著其對公司的控制力越強，管理層受到的外界約束就越少，此時管理層就可能利用信息不對稱作出有利于自己但是不利于公司發展的決策，進而損害公司價值。

對于這一假說，Demsetz、Lehn（1980）對美國511甲公司的高管持股比例與公司績效進行回歸分析，發現兩者不存在顯著的相關性。在此基礎上，Himmelber、Hubbard、Palia（1999）在研究中加入了銷售收入、研發支出等新的控制變量，運用改進的方法來研究，發現管理層持股與公司業績并不存在明顯的相關關系。而Morck、Nakamur、Shivdasani（2000）則對日本工業公司進行研究，發現管理層持股確實會產生“管理者防御”，從而降低公司價值，即：管理層持股比例與公司業績呈現出負相關性。

由此看來，管理者防御假說似乎也得到了歷史研究的支持。在對當下股權激勵長期股價效應研究時，應當適當考慮該理論假說，以便提出更加合理的回歸檢驗模型。

參考文獻：

[1]呂長江，趙宇恒.國有企業管理者激勵效應研究――基于管理者權力的解釋[J].管理世界，2008，11：99109+188

第6篇：股權激勵的相關文獻范文

（一）股權激勵研究現狀 企業控制權與所有權的分離是現代企業的重要特征之一。根據委托理論，擁有所有權的公司股東與擁有控制權的人具有不同的效用函數，股東與經理層之間的問題成為公司治理中的一個重要問題，而股權激勵作為一種解決企業委托關系的激勵機制被國內外公司所采用。1952年美國菲澤爾公司推出了世界第一份股票期權計劃，之后股權激勵得到了大規模的推廣。我國直到20世紀90年代末方有上海貝嶺、天津泰達等上市公司嘗試引入股權激勵。之后關于股權激勵的研究也越來越多，主要從兩個層面展開。一是從資本市場層面看，股權激勵能否推高公司的股價，進而增加股東的財富，這一問題得到了眾多研究成果的證實，如沈海平（2011），丁榮清（2012）等。二是從公司層面看，股權激勵能否提升公司績效，該問題卻存在如下不同結論：股權激勵與公司績效不顯著相關，如魏剛、楊乃鴿（2000），丁越蘭、高鑫（2011）等；兩者顯著相關，李振華（2012），趙玉珍等（2012）；股權激勵與公司業績之間不是線性相關，而是曲線關系。申明浩（2007）、張東坡（2012）等認為兩者存在倒U型關系；而王銳，龍子午（2011）等則認為呈正U形的區間效應。此外，劉中文等（2009）得出以下結論：高管層持股比例與公司績效存在非線性關系，類似倒波浪線。

上述關于股權激勵與公司績效關系的研究，是從不同角度進行的探討，但尚存在以下問題：第一，研究僅將股權激勵中的激勵股份比例作為變量進行研究，而在實踐中上市公司設計的股權激勵計劃并不只包括股權激勵股份比例，還有股權激勵的模式、有效期、行權價格等要素，這些都可能會影響到股權激勵的效果，現有的研究基本都未涉及。第二，以上的研究主要針對主板市場，針對創業板的股權激勵研究卻鮮有涉足。而作為聚焦新興產業、具有高成長、創新型特征的創業板上市公司，應有更強的動機通過股權激勵的方式來留住各種高端科技和創新型人才。鑒于此，本文擬以創業板上市公司為樣本研究股權激勵各個要素對公司績效的影響。

（二）股權激勵要素的內涵 股權激勵通過經營者獲得公司股權形式使其能以股東的身份參與企業決策、分享利潤、承擔風險，從而勤勉盡責地服務于公司的長期發展。股權激勵要素是構成股權激勵機制的核心內容，股權激勵要素設計的合理與否會直接影響股權激勵的效應，包含六大要素：（1）激勵模式。股權激勵的模式是指股權激勵的具體方法。創業板上市公司采用最多的是用股票期權模式，此外還有限制性股票和股票增值權。不同的激勵模式會產生不同的收益方式，從而可能會產生不同的激勵效應。（2）激勵額度。股權激勵的額度是公司授予激勵對象的總股份數與公司原股份的比例。如果股權激勵的額度過小，難以發揮激勵作用；一般認為激勵的額度越大，被激勵人員的收益會越多，激勵的效應也會越強烈，但過高的激勵額度又會增加企業的成本，因此激勵額度是管理層與股東博弈的結果。（3）激勵的對象。股權激勵的對象是指股權激勵計劃的授予對象。我國規定激勵對象包括上市公司董事、監事、高級管理人員、核心技術（業務）人員，以及公司認為應當激勵的其他員工，但不應當包括獨立董事。應該說，我國公司的股權激勵對象非常廣泛。從創業板上市公司的實踐看，可將激勵對象分為兩類：一類是高管，包括總、副經理、總工程師、財務總監、董事會秘書、董事等；另一類是中層與核心技術人員。這兩類人員在公司的作用是不同的，授予其不同的股權激勵比例，也可能會產生不同的股權激勵的效應。（4）激勵的有效期。股權激勵的有效期是指獲授人可以行使股權所賦予的權利的期間，超過這一期限就不再享有這種特權。設置有效期相當于從時間給獲授人一個硬約束，提高計劃的實施效率，降低實施成本，國際上一般在2至10年。（5）行權價格。是指公司與激勵對象約定的，用以購買公司股份的價格。股權激勵對象的收益主要表現為行權價格與股票市場價格之間的價差，因此行權價格也是影響股權激勵效應的一個關鍵因素。行權價格過高會使激勵對象難以通過改進企業業績獲得收益，會降低其通過努力工作來提高公司業績的內在動力；行權價格過低意味著激勵對象很容易獲得收益，對現有股東而言，則意味著過高的成本。（6）激勵的條件。是指激勵對象獲授股票時必須達到或滿足的條件，達不到條件就不能獲授股權。我國創業上市公司的股權激勵基本上都是凈利潤增長率或凈資產收益率作為參考指標。

二、研究設計

（一）樣本選擇及數據來源 根據Wind數據庫，截止2011年底創業板共有55家公司公告了股權激勵計劃，其中神州泰岳、金亞科技等8家公司相繼撤銷了股權激勵，本文以剩余的47家公司為樣本，分析股權激勵的要素與公司績效的關系。本文數據來源于Wind數據庫及深圳證券交易所，采用的分析軟件為Excel和Spss。

（二）變量定義 具體如下：

（1）解釋變量。本文將上述股權激勵要素作為解釋變量，研究各要素與公司績效的關系。各個解釋變量的含義及計算如表1所示：

表1中的解釋變量MODE、AMOUNT、DATE、PRICE、CONDI分別表示股權激勵模式、額度、有效期、行權價格和行權條件要素。變量CEOP是為了研究股權激勵的對象對公司績效的影響而設計的。如前所述，股權激勵的對象可以分為高管和中層與核心技術人員。因為兩者對公司的作用及影響有顯著區別，因此分配給這兩類對象股份的權重不同可能會產生不同的激勵效果。本文假設分配給高管的比重為CEOP，則授予中層與核心技術人員的比例為1-CEOP，由于兩者完全負相關，所以只需選一個變量進行入回歸方程，本文選擇高管的持股比例。

（2）被解釋變量。反映績效的指標有凈資產收益率、凈利潤及一些復合指標。考慮到凈資產收益率和凈利潤等指標不僅包括企業日常經常活動的收益情況，還包括了非日常經營活動事項，容易受主觀因素的影響，所以本文將營業收入增長率（IGR）作為衡量公司業績的指標。因為營業收入是形成公司利潤的基礎，營業收入的增長是公司競爭能力提升的最直接的表現，尤其對上市不久的創業板而言，增加營業收入是公司發展壯大的必經之路。

（3）控制變量。從理論上說，營業收入的增長與總資產投入關系緊密。投入總資產越多的公司，應有越高的營業收入增長率。本文將總資產的對數（ASSET）作為控制變量。

（三）模型標建 根據上述變量，本文建立方程：

IGR=α0+α1MODE+α2AMOUNT+α3CEOP+α4DATE+α5PRICE+α6CONDI+α7ASSET+ε

三、實證結果與分析

（一）描述性分析 表2顯示了各變量的描述性統計量。激勵模式的平均值為0.79，說明創業板上市公司有近80%的公司都采用股票期權模式。股權激勵的額度最低值為1.22%，最高值為6.08%，平均值只有3.33%，與我國主板上市公司的股權激勵平均比例5%相比，激勵力度并不算很大。分配給高管的股份比例最小值為0，這表明有些創業板公司激勵的對象只有中層及技術核心人員，沒有高管。分配給高管股份比例的平均值只有20.53%，也就意味著激勵總股份的79.47%授予了中層及核心技術人員工，這充分表明了創業板公司對中層與核心技術人員的重視。股權激勵的有效期最短是3年，最長是7年，與國際上2至10年相比，有效期更為集中。股權激勵的行權價格標準差在所有的變量中是最大的，也就是行權價格的相差較大，這主要是由于公司推出激勵時的股票價格相差較大導致。激勵的條件平均值為0.77，即大多數的公司都是以凈利潤或凈資產收益作為條件。營業收入增長率最低的是-4.43%，最高值為151.22%，平均值為35.35%，表明創業板各公司上市后的業績相差較大，但總體來說營業收入增長較快。

（二）回歸分析 在回歸分析前，本文先對各變量的之間的相關關系進行了檢驗，發現各變量的相關系數均小于0.5（相關系數表略），且如表3所示，共線性統計量的容忍度最低值為0.7，且方差膨脹系數（VIF）均小于2，遠低于10的標準，這表明變量不存在共線問題，可以進行回歸分析。回歸結果結果顯示，相關系數R為0.581，判定系數R2=0.337，說明方程的回歸效果一般。但方差分析表中，統計量F=2.837，相伴概率值為0.0173，說明解釋變量與被解釋變量MGR之間存在線性回歸關系。方程的各回歸系數可如表3所示。

表3的回歸結果顯示，股權激勵各要素中只有CEOP和DATE變量即分配給高管股份比重與股權激勵的有效期兩要素和公司績效具有顯著相關性，相伴概率均小于5%。但值得關注的是，CEOP與公司的績效是負相關，也就是說在激勵對象中分配給高管的股份比越低，公司的績效越好，進而可以推導出與公司績效為正相關的是分配給中層與核心工作人員的股份比例。這一實證結果充分表明了高端科技人才和創新型人才對創業板上市公司的影響，體現了創業板與主板市場上市公司的特征差異。這種關系也提示創業板公司在設計股權激勵對象時，不應像主板市場以高管為主，而應加大對中層和技術核心人員的激勵力度。DATE變量與公司績效呈正相關關系，這說明在3～7年的區間內，有效期越長的公司績效就會越好，這可能因為，有效期越長，留給激勵對象的空間就越大，從而股權激勵的效應也會越明顯。

股權激勵的其他要素與公司績效的關系均沒有呈現統計上的顯著性。值得一提的是股權激勵總額度變量的未標準化系數為

-3.292，說明其與公司業績呈負相關，這可能是由于樣本公司的總體激勵力度偏小，且各公司的股權激勵額度的差異不大所導致。此外，控制變量總資產的對數與公司績效的關系也沒有通過顯著性檢驗，與常理有所背離，但這也可能是創業板上市公司的另一特征體現，即其收入的增長及競爭力的提升不僅要靠資產投入，更多的來自于不斷創新、高科技的采用等新型的生產要素。

四、研究結論

本文探討了股權激勵要素與公司績效的關系。從研究結果來看，創業板上市公司的股權激勵總額與公司績效并不具有統計上的顯著性。與公司績效有顯著相關的是激勵對象中分配給高管的股份比例和股權激勵的有效期，前者與公司績效呈負相關，后者與公司績效呈正相關。股權激勵要素中的激勵模式、激勵條件、行權價格等與公司績效均沒有顯著關系。這表明創業板公司在設計股權激勵時應著重關注激勵的有效期和激勵對象的確定。當然本研究也存在一定的局限性，如選用的數據是創業板公司股權激勵當年的數據，缺少穩健性測試；樣本量不大，沒有對樣本公司進行行業分類，這可能在一定程度上會影響實證的結果。

參考文獻：

第7篇：股權激勵的相關文獻范文

關鍵詞：股權激勵；績效；管理層

中圖分類號：C93文獻標識碼：A

委托理論、人力資本理論從理論上解析了股權激勵對公司業績的正向影響，同時從理論上證實了股權激勵實施的必要性。西方國家也自19世紀六十年代開始了股權激勵實踐探索，期間國外學者們對股權激勵的實證研究主要集中在股權激勵的激勵效果方面，出現兩種截然不同的觀點。從國外的實證研究文獻來看，由于數據的可得性等原因，國內外的大部分實證研究大多數采用管理層持股對公司業績的回歸進行相關性論證。一部分學者認為，管理層持股比例與企業業績具有單調的線性相關關系；另一部分則主張，二者非單調線性相關。此外，也有一些觀點認為二者之間缺乏顯著的相關性。

雖然采用的數據樣本不盡相同，國外的實證研究較多證明兩者存在一定的相關性。Benston（1985）的研究肯定了管理層持股的重要意義，他的研究結果表明，股東財富的變化與管理層持股價值的變動之間存在顯著的正相關關系。Stulz（1988）的研究表明，管理人員擁有適度的持股權可以緩和管理人員與股東之間的利益沖突。Jain和Kini（1994）運用美國IP0公司的數據得出了上市公司業績與管理層持股比例正相關的結論。Smith指出，績效改進是由于持股權增進了管理人員創造財富的動機，進而提高了運營效率。Mehran（1995）對美國工業企業1979年與1980年的數據進行研究后發現，CEO持股比例與企業經營業績間存在顯著的正相關性。Jensen（1986），Hanson和Song（2000）則指出管理層持股有助于減少自由現金流量及成本，增加公司價值。Kaplan（1989）和Smith（1990）指出，伴隨管理層杠桿收購的成功，公司的績效也大幅提升。

而另外一些學者則認為管理層持股和公司業績之間的關系并非簡單線性，而是存在拐折點。Morck，Shieifer和Vishny（1988）根據管理層持股的利益一致假說和戰壕挖掘假說提出管理層持股可能區間有效，利用1980年的橫截面數據并設計模型實證檢驗得出；持股比例在0～5%范圍內，托賓Q值與董事的持股比例正相關；持股比例在5%～25%范圍內，托賓Q值與董事的持股比例負相關；超過25%，二者又正相關，但托賓Q值與持股比例的關聯程度在這一區間有所減弱。Cho（1988）利用《幸福雜志》500家制造業公司的數據，采用普通最小二乘法，得出了股權結構影響公司投資，進而影響公司價值的經驗性結論。他認為，在公司股權結構的不同區間上，即內部股東擁有的股權在0～7%、7%～38%，38%～100%三個區間上，公司價值分別隨內部股東所持股份比例的增加而相應地增加、減少和增加。Mcconne（l990）選取了1976年的1，173家和1986年的1，093家公司作為研究對象，他們發現托賓Q值與公司內部人持有的普通股比例之間存在非線性關系，呈倒U型。托賓Q值隨著管理層持股比例的增加而增加，當持股比例達到40%～50%后，托賓Q值隨著該變量增加而減少。Mcconne認為，正相關關系在小公司中維持較高的比例，在大公司較低。Hemalin和Weishach（1991）的研究表明，當內部股東持股比例分別在0～1%，1%～5%，5%～20%和20%以上四個區間時，公司業績分別呈上升、下降、上升、再下降的變化趨勢。Bamhar和Rosenstein（1998）建立了董事會構成、管理層持股與企業業績的聯立方程，并運用敏感性分析考察了聯立方程估計的顯著性，發現了一些支持Morck，Shieifer和Vishny（1988）及麥克奈爾和Mcconne（l990）的實證結果。Ofek和Yermack（2000）通過實證研究發現。管理層持股在兩種相互對立的力量（董事會增強管理層激勵的目標和管理層分散投資組合以降低風險的愿望）的影響下動態變化。在管理層持股較低時，股權激勵成功地提高了管理層的激勵水平。但持股水平較高的管理者通過出售以前的持股來分散風險，從而打消了股權激勵的影響。而Keasy（1999）則認為，管理層持股比例的三次方模型更加能夠反映上述的兩種影響。他用美國上市公司的數據得出管理層持股比例在較低水平（0%～16%）和較高水平（42%～100%）時，公司業績隨著管理層持股比例的增加而增加，但當這一比例處于中間水平時，兩者反向相關。Kenn曲等人（2004）運用泰國上市公司的數據得出了同樣的結論。

另外，也有學者認為，管理層股權激勵和公司業績之間并非簡單的決定與被決定關系。Kole（1996）的研究表明，業績不是由管理層持股的水平決定的；相反，業績是管理層持股的決定因素。在檢驗這種關系時，一般使用單一方程，用前一年的業績與本年的管理層持股水平作回歸。還有的學者認為，管理層持股與業績是相互決定的。他們采用聯立方程模型來考察二者間的相關性，如Chung和Pruitt（1996）采用這種實證方法的出發點就在于通過聯立方程來準確地揭示二者之間的關系。在聯立方程中，管理層持股與業績分別作為自變量和因變量出現，排除了前述假設中的單一決定關系。

此外，也有一些學者得出了截然相反的結論。Demsetz和Lehn（1985）以1981年511家公司為樣本，采用會計收益率指標對公司內部人持股比例變量進行回歸，結果發現二者之間并不存在顯著的相關關系。Demsetz和Lehn選取的影響因素包括：公司規模、控制潛力（對公司管理人員進行監督可能獲得的財富收益）、行業管制程度、愉快潛力，并相應確定表示變量，隨后運用最小二乘法的方法進行回歸分析，回歸結果表明：公司規模、收益率波動性、行業管制、是否處于媒體和體育行業等變量對所有權結構具有顯著的影響作用。Loderer和Martin（1997）的實證結果說明管理層持有較大股份并沒有改善企業的業績。Himmelberg，Hubbard和Pajia（1999）發現，如果引入可觀察的企業特征和企業固定影響，那么就無法得出管理層持股影響企業業績的結論。

縱觀西方學者的研究，以贊同管理層持股影響企業業績的居多，但就管理層持股如何影響業績卻又有諸多不同意見。

國內學者關于高級管理層持股與公司績效關系的研究主要集中在二者是否相關的問題上，結論也同樣有所差異，與西方學者的研究以贊同管理層持股影響企業業績的居多的結論不同，支持二者不相關的結果較多。

1、管理層持股與公司績效不存在顯著性關系。袁國良、王懷芳、劉明（2000）以公司管理層（指董事、監事、經理人員）的持股比例為解釋變量，凈資產收益率ROE為被解釋變量研究得出，目前上市公司的經營業績與公司管理層的持股比例之間基本不相關，而且即使非國家控股上市公司，高層管理人員持股多少和企業經營業績之間的相關性也非常低。魏剛（2000）以ROE作為被解釋變量選取高層經理人員持股數量占公司總股本的比例為解釋變量，發現實證檢驗不支持公司經營績效與高級管理人員的持股比例顯著正相關的假設，他認為高層管理人員持股沒有達到預期的激勵效果，僅是一種福利制度安排；高層經理人員持股與公司經營業績之間也不存在“區間效應”。童晶駿（2003）選取1998～2001年實施股權激勵的公司為樣本，采用簡單的線性回歸分析，指出實施股權激勵對我國上市公司提高業績有一定的效果，但不太明顯。俞鴻琳（2006）采用FE模型對于全部上市公司和非國有上市公司，管理者持股水平和公司價值二者之間的關系檢驗發現：管理者持股水平和公司價值正相關，但并不顯著；而對于國有上市公司，管理者持股水平和公司價值負相關，并在0.10的水平下顯著。范婧婧（2006）選取2003、2004年度195家上市公司為樣本分析凈資產收益率與高管人員持股比例的相關性，統計檢驗分析表明高管人員持股比例與公司業績之間不存在正相關關系。潘淑清（2007）通過比較不同激勵模式的激勵效果，證明了以下在保證經營者目標和股東利益一致的基礎上，我國目前高新技術企業的三種主要報酬形式均不能激勵經營者為企業的長遠利益和發展而努力。陳登峰（2007）運用指數股票期權來過濾異常收益強化股票期權收益和公司業績關聯度分析表明，我國股票市場的定價機制效率偏低，公司業績和股價的相關性不高，股權激勵效果不顯著。申明浩、蘇曉華（2007）對2003～2004上市公司的實證研究發現高管持股份額與企業激勵效果（管理層努力水平）呈非線性關系。袁燕（2007）、劉永春（2007）、牛國勇（2008）的實證研究也都證實管理層持股與公司績效不存在顯著性關系。

2、管理層持股與公司績效存在顯著性關系。劉國亮、王加勝（2000）在此問題上所作的實證檢驗卻與Jensen和Murph的結論一致，即管理層持股比例（指前五位管理者持有的公司股份占公司總股本的比例）與企業經營績效正相關。李增泉（2000）通過實證檢驗發現，較低的持股比例不會對管理人（指董事長和總經理）產生激勵作用，當管理人員的持股達到一定比例后，持股比例的高低對企業績效具有顯著的影響。另外，周建波、孫菊生（2003）的研究表明成長性較高的公司，相應地公司經營業績的提高與經營者因股權激勵增加的持股數顯著正相關。邱世遠、徐國棟（2003）選取每股收益率為業績指標，以高級管理人員持股比例衡量高管持股，選取1999～2001年的上市公司業務數據為樣本，回歸分析表明我國上市公司存在顯著的股權激勵作用。秦殿軍（2004）通過對上市公司業績統計比較分析發現已實施股權激勵的公司的經營業績明顯好于沒有實施股權激勵的公司。李飛、王旭（2007）通過資料統計，截止到2006年11月底，已有38家上市公司陸續提出股權激勵方案，相關的統計則顯示，38家提出股權激勵方案的公司，2006年以來的平均漲幅已達到85%以上，漲幅明顯超過大盤。米海霞（2008）選取2006年43家披露股權激勵方案的上市公司和相應的配對公司為樣本，運用比較分析法檢驗了股權激勵方案披露后公司的業績變化。研究發現，上市公司披露股權激勵計劃后的業績明顯好于其披露前的業績，且總體上來說好于未披露股權激勵計劃公司的業績。葛杰（2008）則選取滬深兩市國有上市公司年報的截面數據，采用線性回歸對2006年度我國國有上市公司高管持股與公司績效的關系進行實證研究。研究表明，公司績效綜合指標除與高管持股比率關系顯著外，還與公司規模及第一大股東持股比例呈顯著的正相關關系。顏士超（2008）采用凈資產收益率來衡量公司的經營業績，用公司股票價格每變化1%時對員工所持股票總價值的變化來度量公司的股權激勵水平。根據統計和檢驗結果，上市公司實施股權激勵可以提高公司的經營業績。

縱觀以上國內關于高級管理層持股與公司績效關系的研究實證結果發現，總體上以支持二者不相關的結果較多，但2006年以來則出現大量支持高級管理層持股與公司績效高度正相關及低度正相關的研究文獻。這一現象與我國股權改革的完成、證券法規的出臺等股權激勵外部條件的逐步完善的事實也是相符的。目前，國外的研究基本上一致認為股權結構是內生的，但國內現有大部分研究都將股權結構視為外生變量，即股權結構本身也受到企業績效水平的影響，如果我國的股權結構也毫不例外和業績內生于一個系統中，那么不考慮內生性的研究結果可能會導致有偏誤和不一致的結論。凈資產收益率（ROE）是反映資本收益能力的國際性通用指標和杜邦系統中的核心指標，優點是綜合能力強，但缺點是易被人為操縱，特別是上市公司考慮到配股及增發等對ROE的要求，可能會通過會計方法的改變來操縱可操縱的會計項目，因此其有效性值得懷疑；而托賓Q值作為業績衡量指標時，我國股市濃厚的投機色彩，以及上市公司二元股權結構的存在，學者們大都忽視了國內非流通股的定價問題，把非流通股當作和流通股擁有相同的市場價格，顯然高估了國內上市公司的托賓Q值，使得托賓Q值市場績效指標的有效性大打折扣。

（作者單位：安徽工業大學）

參考文獻：

[1]顧斌，周立燁.我國上市公司股權激勵實施效果的研究，《會計研究》，2007.2.

[2]袁鳳林.對經營者股權激勵的經濟效果和財務效應的辯證分析，《生產力研究》，2005.5.

[3]謝作渺，薛冬雪，董菁.股權激勵理論研究綜述，《工業技術經濟》，2007.3.

[4]張彩玉.關于股權激勵效應的思考，《企業活力》，2005.4.

[5]童晶駿.關于我國上市公司股權激勵效應的實證分析，《理論探索》，2003年.5.

第8篇：股權激勵的相關文獻范文

關鍵詞：股權激勵；關鍵因素；建議

一、股權激勵的本質和目的

股權激勵是一種以股票為標的物的長期激勵制度，它是企業股東在經營者實現了其設定的業績目標的條件下獎勵一定數量本企業股票的分配形式。股權激勵實質上是處理人力資本與物質資本矛盾的方式，出發點是在所有權和經營權之間建立一種持續有效的激勵和約束機制將經營者的利益和企業長期利益相結合，使人力資本能為企業做出持續而穩定的貢獻，可以形成經理人與股東之間共擔風險的機制，是對人力資本價值的承認，是有效激勵人才的手段，也是將隱性的控制權收益透明化、貨幣化的方法。根據《上市公司股權激勵管理試行辦法》、《國有控股上市公司（境內）實施股權激勵試行辦法》、《國有控股上市公司（境外）實施股權激勵試行辦法》規定，我國的股權激勵方式主要是：股票期權、限制性股票、業績股票、股票增值權。

現代企業與古典企業最主要的區別在于公司所有權與控制權的相互分離，企業所有者將經營權讓渡，而保留剩余索取權；而經營者接受股東的委托管理其資產。為了平衡經營者自身利益最大化和股東價值最大化，需要通過激勵約束機制來解決問題。

建立股權激勵的主要目的是將經營者與所有者的利益捆綁，使得兩者風險共擔、利益共享、目標趨于一致。一方面，讓經營者取得激勵股權，能夠獲取股票的資本利得與紅利，另一方面，也讓經營者承擔一定的營業風險，使經營者關注短期收益，同時更注意公司的長期發展。在理論上，這種創新的產權和分配方式能防止經理人的短期行為，讓企業的高級人力資源發揮最大效用，提升公司價值。

二、股權激勵的作用

（1）股權激勵可以提高公司的經營業績

首先，股權激勵制度有利于提高經營者決策水平。如果做出決策后既直接影響公司利益又間接影響個人利益，那么經營者會謹慎對待。決策者為了追求個人利益最大化，他們可能選擇出最佳可行方案。其次，股權激勵制度有利于提高管理效率。股權激勵制度會起到良好的導向作用，提高經營者的積極性、競爭意識、責任感和創造性。經營者在利益導向下努力工作，一般可以獲得良好的經營業績，因此企業管理效率會大幅提高。最后，股權激勵有利于避免短期行為。經營者在任期和固定薪酬下為了追求更高的報酬，可能會犧牲企業的未來發展機會。所有者一般更關注于企業未來的價值，而經營者只在乎任職期的業績，因此就產生了短期行為。股權激勵可以提高經營者的報酬，減少其短期行為的發生并給予長期發展的眼光。

（2）股權激勵有利于降低公司委托成本

委托關系的建立基礎即是所有權與經營權的分離，所有者作為財產委托人需要支付包括以薪金、紅利為主的顯性成本，同時還包括由于經營者失誤造成的經濟損失或不作為喪失發展機會所造成的隱性成本。建立股權激勵制度可以激發經營者積極性，做出高質量的決策，降低隱性成本；另一方面，股權激勵避免了公司支付大量的流動性資產作為經營者的報酬，因此節省了顯性成本的支出。簡言之，股權激勵使得經營者通過努力改善企業經營水平，提高盈利能力，從而抬高公司股價，經營者通過激勵股票收益。

（3）股權激勵改善公司治理結構

現階段，我國部分國有企業存在國有股權過分集中的問題，因此不利于形成科學的法人治理結構。實行股權激勵，可以為公司股東結構注入新鮮血液，使公司股權進一步分散化、多元化構成規范的治理結構。股權激勵使企業經理層、高級管理人員進入股東會、董事會、監事會，提高企業員工參與度，加強對企業的監管，優化決策機制。股權激勵的推行還可以將分配機制、利益機制和風險機制與企業經營者的利益緊密聯系，順應企業改革號召建立現代企業制度。

三、股權激勵成功實施的關鍵因素

（1）市場環境

市場環境是影響股權激勵實施成功的關鍵因素之一，主要受到法律法規、經理人市場、資本市場等因素影響。首先，完善的法律法規從稅務、會計、審計等角度規范了股權激勵的實施條件；其次，經理人市場機制的完善度有利于推動形成有效的優勝劣汰用人機制，企業選擇出最適合公司成長的經營者，從而一定程度影響了股權激勵的實施效果；最后，資本市場的有效性越高，股權激勵的實施效果越好。隨著證券投資基金公司、保險公司、QFII等投資隊伍的擴大，我國資本市場的有效性不斷提高，股價更接近其內在價值。

（2）行業狀況

股權激勵有效成功實施的主要行業因素包括：企業自身性質、行業生命周期以及行業壟斷情況。一般情況下，傳統行業對人力資源的依賴性低于新型經濟企業，因此股權激勵制度可能在新型經濟企業中發揮優勢。壟斷性行業的企業多數利潤來源于其特性的行業性質，但是經營者的管理決策仍然發揮著重要的作用。通過實施股權激勵有利于進一步提高企業管理效率，最有效的發揮人力資本創造的價值。

（3）公司情況

從公司情況層面，實施股權激勵過程需考慮公司的戰略、現金流量以及績效考核制度。第一，企業實施股權激勵應與公司未來的戰略相結合。為了更好、更快的實現戰略目標，企業會在技術、產品、研發人力等環節制定具體戰略計劃，而股權激勵可以把多環節有機串聯，形成協調效應。第二，企業績效考核制度也決定了股權激勵實施的效果。如果企業考核制度不科學完善，考核制度流于形式，這可能會導致企業產生“大鍋飯”心理形成逆向淘汰，甚至出現獎懶懲勤局面，打擊經營者的積極性和主動性，造成管理效率低下。基于此種情況，股權激勵方案無法實施的作用。

四、優化股權激勵方案實施建議

（一）完善相關法律法規

現階段，我國相繼出臺了《上市公司股權激勵管理試行辦法》、《國有控股上市公司（境內）實施股權激勵試行辦法》、《國有控股上市公司（境外）實施股權激勵試行辦法》等多部法律法規，但更需要結合我國實際經濟情況與國際經濟背景，完善相關法律法規引導企業建立科學的股權激勵方案。

一方面，相關法律部門需要完善《公司法》明確實施股權激勵的企業必須具備專門職能部門與專業人員；提高股權激勵對象出售股票的比率限制，調動經營者積極性。另一方面，相關稅務部門修改完善股權激勵相關稅收法律法規文件明確股權激勵所得如何納稅、何時納稅、向誰申報；其次出臺相關稅收優惠政策，如準予企業扣除計入“資本公積”科目中股權激勵的相關成本、降低股票期權持有方行權的所得稅率，這有利于推動激勵對象行使權利，有利于我國企業建立建完完善的股權激勵方案。

（二）完善薪酬指標及考核體系

企業建立科學的薪酬體系，將其中的股權激勵政策控制在合理的范圍，避免激勵過度造成激勵成本大于其激勵價值或激勵過低約束機制失效無法起到激勵作用。同時，企業必須建立綜合考核指標體系，發揮股利激勵作用。企業股東可以參照內國外同行業優秀企業相關業績指標結合自身情況橫向縱向比較，從經濟環境、政策環境、企業文化與戰略多方面設計定性、定量指標，并要求經營者不得低于歷史水平，從而激發管理能力。

（三）完善監督機制

目前，我國資本市場不規范存在弱效應，加之政府宏觀政策調控等因素造成了股價與公司價值的偏離，因此在股權激勵過程中需要嚴格的監督。首先，具有股權激勵方案企業需要設置相關部門，定期對外宣布執行情況包括重大意外情況、會計政策等；其次，加強股權激勵相關信息披露列報制度，以表內項目在企業財務報告與經營報告中反映，相關司法部門應重點關注打擊虛假披露，引導建立股權激勵制度；最后，充分發揮社會審計要求企業的股權激勵方案設計、執行、結果需要通過會計師事務所進行審計并出具相關報告。（作者單位：貴州財經大學）

參考文獻：

[1] 黃柱堅.論股權激勵的風險控制[J].企業經濟，2009（02）

第9篇：股權激勵的相關文獻范文

【關鍵詞】 上市公司； 股權激勵； 公司治理； 公司業績

一、引言

隨著所有權與經營權的分離這一現代公司制度的不斷發展，不僅實現了企業組織形式從低級向高級的發展，還使得企業資本與所有者相分離，出現了委托問題，而委托人和人之間的利益函數在很大程度上具有不一致性。基于此，作為20世紀80年代初的一個新的研究領域，公司治理問題逐漸進入了人們的視野，受到了社會各界的廣泛關注，且人們一致認為，如果公司治理方面的控制措施不存在或者無效的話，人（管理層）很可能會具有侵蝕委托人（股東）利益的傾向。在前些年，公司董事會內部的結構與組成以及如何增強董事會控制能力等問題是公司治理問題中大量討論的，且也是市場參與者非常關心的話題。然而，在公司治理問題中，董事會的安排及治理只是其中的一個方面，股權激勵也可以弱化企業內部的委托問題，這是因為股權激勵的作用就在于給予人一定的股權，將其轉化為委托人，以更好地為企業服務。

借鑒西方發達國家先進經驗，我國資本市場于20世紀90年代初引入了股權激勵機制。我國證監會于2005年12月頒布了《上市公司股權激勵管理辦法》，國資委、財政部也于2006年3月聯合下發了《國有控股上市公司（境內）實施股權激勵試行辦法》，這兩個辦法的頒布實施，正式掀開了我國上市公司股權激勵計劃的大幕。這不僅意味著我國上市公司股權激勵制度伴隨著資本市場的完善和各項法規的健全，進入了蓬勃發展的時期，還說明我國正全面認識和充分尊重人力資本的價值，股權激勵成為公司治理的一個重要組成部分，建立和完善股權激勵機制已經成為現代公司治理結構的核心問題。這是因為人力資本隨著現代企業制度的變遷和知識經濟的發展受到人們的普遍關注和重視，成為企業中越來越有價值的資源，尤其是具有經營能力和創新能力又掌握現代科技和管理知識的企業家人力資本，對股東的價值和公司的命運更是起著決定性的作用。那么，只有建立了有效的激勵機制，才能充分調動經營者和全體職工的積極性和創造性，實現公司價值最大化。

有鑒于此，本文以我國2007—2011年A股上市公司為研究樣本，對我國上市公司中實行的股權激勵與公司業績之間的關系進行檢驗，并進一步考察股權激勵對公司績效的影響在不同的控制人性質下和不同的股權集中度下是否存在差異，以期為我國企業的治理改革提供理論支持與經驗證據。

二、文獻回顧

自Jensen和Meckling（1976）首次提出公司可以通過實施股權激勵解決委托問題之后，Leland和Pyle（1977）更指出，股權激勵可以弱化信息不對稱的不利影響，提高公司業績。此后，大量文獻對股權激勵是否可以顯著提高公司業績進行研究和檢驗。

縱觀筆者所掌握的國內外關于股權激勵對公司績效影響的文獻，學者們并沒有達成一致結論，主要集中在以下四個方面：

第一，股權激勵有助于提高公司績效，即股權激勵與公司績效正相關。Benston（1985）認為公司給予高管一定的持股比例具有重要的現實意義，同時指出高管人員持有股票價值變動對股東財富的變化有著正面的作用，這是因為高管人員持股可以削減委托成本，弱化高管的自利動機，如建立“帝國大廈”，最終推動公司價值和績效的不斷增長（Lensen，1986；H.arlson & Song，2000）。Mehran（1995）通過實證研究美國1979—1980年間的制造業公司發現，公司高管人員持股對公司績效具有推動作用，該結論也得到了Kruse和Blasi（2000）、Low（2009）、Aboody等（2010）、劉國亮和王加勝（2000）、宋增基和蒲海泉（2003）以及周建波和孫菊生（2003）等國內外學者研究結果的證實。可以說，公司績效因公司對高管人員實施了股權激勵而提高，而對公司績效的推動作用會在高管人員進行融資收購后變得更為顯著（Kaplan，1989；Smith，1990）。股權激勵計劃還可以增加股東的價值。也就是說，股東價值的增加會因針對公司高管人員實施股權激勵計劃而更加明顯（Morgan & Poulsen，2001）。唐清泉等（2009）以我國2002—2005年的上市公司為研究樣本發現，高管人員持股還可以對研發活動產生影響，能夠大力拓展公司的研發領域，并促進公司價值的提高，即高管人員持股比例與公司研發活動存在著顯著正相關關系。此外，程仲鳴和夏銀桂（2008）從我國特殊的制度背景出發，以72家試行股權激勵的國有控股公司進行研究發現，相對國有控股公司而言，地方政府控股公司的高管持股比例與以托賓Q值表示的企業績效呈顯著的正相關關系。

第二，股權激勵對公司績效具有負面作用，即股權激勵與公司績效負相關。Campbell和Wasley（1999）研究了Ralston Purina公司在1981—1991年間的股權激勵合約后發現，該公司實施的高管股權激勵計劃并沒有增加股東價值，也沒有提高公司績效。在美國聯邦政府及州政府施行的削減公司所得稅政策大背景下，Brown等（2007）研究了1993—2003年間1 700家美國上市公司后發現，高管發放股利的動機會隨著其持有本公司股份份額的增加而加大，股東和公司高管人員之間的沖突就越明顯，也就意味著公司績效并不會因給予高管的股權激勵而得到增加。俞鴻琳（2006）以我國2001—2003年間的上市公司為研究對象發現，高管人員持股比例與公司績效之間的負相關關系在國有控股上市公司中表現得更為顯著。姚偉峰等（2009）研究了108家實施股改的上市公司中高管人員持股比例與公司績效的相關關系，發現二者在股改后表現出顯著的負相關關系。可見，委托成本以及高管人員與股東的矛盾并沒有因為股權激勵的實施而降低和弱化，進而影響了公司績效。

第三，股權激勵與公司績效呈非線性關系。Morck等（1988）以Tobin's Q作為衡量公司價值的指標，以高管持股比例作為股權激勵的變量，發現高管人員持股是一個動態的利益平衡過程，即股權激勵與公司績效之間表現出非線性且顯著的相關關系，Tobin's Q與高管持股比例呈W型關系，而這一研究發現也得到了McConnell & Servaes（1990）、Cui和Mak（2002）、McConnell等（2008）以及Benson和Davidson（2009）等學者的證實。與國外的研究結論相一致，我國學者吳淑餛（2002）、王華和黃之駿（2006）、夏紀軍和張晏（2008）及李新春等（2008）也均發現公司績效Tobin's Q與高管人員持股比例存在顯著的非線性倒U型曲線關系。

第四，股權激勵不影響公司績效，即股權激勵與公司績效不相關。這可能是因為公司的投資趨勢、經營風險、行業發展等外部環境因素在高管人員的持股比例方面起了很大的作用，使得公司績效與高管人員持股之間不存在相關關系（Demsetz & Lehn，1985）。Agrawal和Knober（1996）的研究結論也證實了股權激勵與公司績效之間的相關關系不顯著。Demsetz和Villalonga（2001）從內生性視角研究了股權結構與公司績效的關系，結果顯示，不論是大股東股權，還是高管人員股權，均沒有表現出與公司績效的相關關系。顧斌和周立鏵（2007）以滬市在2002年前試行股權激勵的64家上市公司為研究樣本，并以2002—2005年為研究窗口，發現股權激勵與公司的凈資產收益率無顯著的相關關系。此外，我國的學者程隆云和岳春苗（2008）、唐英凱等（2008）、夏寧（2008）以及徐義群和石水平（2010）等人的研究發現均表明高管人員股權激勵與公司績效之間相關性不顯著或無顯著相關關系。

通過梳理國內外現有文獻后發現，學者們對股權激勵實施的效果并沒有得出一致的研究結論。相對于國內的研究結論，大多國外研究肯定了股權激勵的有效性，這可能是因為各個國家和公司的具體制度、行業及環境等因素會對股權激勵實施產生影響，而國外的資本市場和經理人市場較為成熟，公司股價能夠充分體現公司績效。與西方發達國家相比，盡管我國越來越多的上市公司引入股權激勵制度，但是資本市場和經理人市場的發育程度以及公司治理結構的不完善，都會影響股權激勵作用的有效發揮。此外，就國內的已有研究來看，大多數選擇了2005年股權分置改革之前的樣本數據，且高管人員持股比例較低，使得研究結論的差異性較大。有鑒于此，本文以我國股權分置改革后上市公司中的股權激勵為研究對象，深入研究股權激勵在公司治理中發揮的作用，并認為隨著我國資本市場的不斷發展和完善，股權激勵會對公司績效產生正面的影響。

三、研究設計

（一）樣本選擇及數據來源

本文以2007—2011年為研究窗口，以我國滬、深A股上市的所有公司為研究的初選樣本，并在此基礎上做如下處理：（1）剔除金融、保險行業等具有明顯不同于其他行業特征的上市公司；（2）剔除當年或上年財務數據和公司治理結構資料不全的觀測值；（3）剔除ST、PT類上市公司；（4）剔除經濟狀況異常的公司。經過上述篩選，最后得到6 358個公司年度（Firm-Year）樣本觀察值。需要說明的是，數據來源于CCER數據庫和國泰安CSMAR數據庫，數據處理軟件為Stata 11.0。

（二）模型設計與變量定義

本文構建如下回歸分析模型對上市公司股權激勵與公司績效的相關關系進行檢驗，并進一步探討上市公司的控制人性質及股權集中度對股權激勵作用的影響。

Roej，t = β0 +β1Estockj，t+β2Sizej，t +β3Levj，t +β4Roaj，t

+β5Turnj，t + β6Dstatej，t + β7Oscj，t +β8Year +β9？撞Industry

+εj，t （1）

1.股權激勵變量

股權激勵制度設計的目標在于降低高管人員的機會主義行為，在抑制他們道德風險的同時激勵其努力工作，提升公司價值，增加股東財富。因此，在借鑒國內外學者大多以管理層持股比例對股權激勵進行衡量的基礎上，本文也以上市公司年報中披露的高管人員的持股比例Estock作為股權激勵的變量。

2.公司績效變量

在衡量公司績效時，股票市場指標（托賓Q值或EVA）和會計類指標（凈資產收益率）是普遍使用的兩種指標。考慮到我國資本市場較不發達和完善，證券監管不健全，相關法律法制不嚴謹以及投資者投機行為等因素的存在，股票市場指標不適合我國的實際情況。因此，本文以凈資產收益率Roe作為衡量公司績效的變量。

3.控制人性質變量

在衡量上市公司控制人性質方面，筆者選用年報中披露的控股股東性質Dstate作為變量，并將其設置為一個虛擬變量，當樣本公司為國有企業時，賦值1；反之，賦值0。

4.股權集中度變量

在我國，絕大部分上市公司股權結構的特點是“一股獨大”，股權缺乏制衡，即大股東享有絕對的控制權。為體現上市公司的股權分布情況及公司的穩定性，本文引入了股權集中度Osc變量，并將其定義為一個虛擬變量，當Shr1

5.控制變量

為穩健考慮，在借鑒國內外現有理論與經驗研究的基礎上，本文也選擇了公司規模Size（t年末總資產的自然對數）、資產負債率Lev（t年末負債總額除以t年末總資產）、總資產周轉率Turn（t年末主營業務收入凈額與平均總資產的比值）以及總資產收益率Roa（t年凈利潤除以t年末總資產）作為控制變量。此外，為了控制行業及宏觀因素的影響，根據中國證監會2001年頒布的《上市公司行業分類指引》對上市公司進行分類，本文分別設置了行業啞變量（Industry）和年度啞變量（Year）。

四、實證檢驗

（一）描述性統計

在得到總體樣本數據的基礎上，表1是主要變量的描述性統計結果。

從表1可以看出，變量Roe的最小值為-0.3267，最大值為0.3855，均值為0.0871，說明樣本公司的凈資產收益率較低；Estock的最小值為0，最大值為0.7489，均值為0.0436，說明上市公司的管理層持股比例普遍偏低；Size均值為21.8365，上市公司規模平均為21億元左右；Lev均值為0.0676，上市公司總負債比例偏低；Roa均值為0.0664，上市公司的資產收益率較低。

（二）多元回歸分析

1.股權激勵與公司績效的多元回歸結果

首先，以股權激勵作為解釋變量，公司績效作為被解釋變量，以檢驗股權激勵對公司績效的影響，對篩選得到的數據用式（1）進行OLS回歸，檢驗結果如表2所示。

從表2-A中可以看出：（1）股權激勵變量Estock的系數為正值，并在1%的水平上高度顯著，說明公司給予高管一定的持股比例，會激勵其努力工作，從長期利益角度出發，放棄短視行為，進而增加公司績效。（2）上市公司控制人性質變量Dstate及股權集中度變量Osc分別與公司績效呈現負向及正向但不顯著的相關關系，可以初步判斷股權激勵對公司績效的影響在高度集中的股權結構中可能更為明顯。

2.基于控制人性質的股權激勵對公司績效影響的多元回歸結果

為進一步驗證表2-A的結果，筆者按上市公司的控制人性質將全樣本劃分為兩個子樣本，以檢驗股權激勵對公司績效的影響是否在國有樣本和非國有樣本中存在差異，具體檢驗結果見表2-B。從表2-B中可以看出，在國有樣本（Dstate=1）下，變量Estock與Roe呈現出高度顯著的正相關關系，在非國有樣本（Dstate=0）下，變量Estock的系數為正但不顯著，說明股權對高管的正向激勵作用在國有企業中表現得更為顯著，這可能是因為國有企業的所有者缺位現象嚴重，委托關系復雜，高管在公司的經營管理中起到了至關重要的作用。因此，為了使管理者以企業價值最大化為目標，需要讓他們持有公司的股權，以激勵他們為公司的利益服務。

3.基于股權集中度的股權激勵對公司績效影響的多元回歸結果

此外，按上市公司的股權集中程度再次將全樣本劃分為兩個子樣本，以檢驗股權激勵對公司績效的影響是否在高股權集中樣本和低股權集中樣本中存在差異，具體檢驗結果見表2-C。從表2-C可以看出，在高度集中的股權結構（Osc=1）下，變量Estock與Roe呈現高度顯著的正相關關系，在股權集中度較低的樣本（Osc=0）中，變量Estock的系數為正但不顯著，說明股權對高管的正向激勵作用在股權集中度較高的樣本中表現得更為顯著。這可能是因為在股權較為分散的上市公司中，股東間形成的內部牽制會互相監督彼此的行為，進而使得任何一個大股東都無法單獨進行決策；反之，在股權相對集中的上市公司中，大股東很可能會具有掠奪中小股東利益的傾向，給予高管人員一定的股權，會讓他們為了聲譽、前途等長遠利益考慮，代表中小股東的利益，進而在一定程度上弱化大股東的內部操控行為，增加公司績效。

4.控制變量與公司績效

表2中，公司規模Size、資產負債率Lev、總資產周轉率Turn以及總資產收益率Roa等各控制變量的符號方向均為正，且高度顯著。也就意味著，規模越大、長期負債比例越高、總資產周轉率越快、總資產收益率越高的公司，其公司績效越好。

（三）穩健性檢驗

為了驗證上文結果的穩健性，本文采用動態方式進行敏感性測試，即除了Osc和Dstate虛擬變量外，其余的變量都以當期與前期的差額表示，共獲得4 773個樣本數據。穩定性檢驗結果如表3所示。從表3可見，高管持股比例Estock與公司績效Roe呈現出正向且顯著的相關關系。具體來看，在國有上市公司樣本和高股權集中度上市公司樣本中，Estock均顯著為正，而在非國有樣本和低股權集中度樣本中，Estock為正但不顯著，這再次說明了上市公司的股權激勵對績效具有正向影響，尤其在國有上市公司和高股權集中度的上市公司中作用更加顯著。此外，其他控制變量均基本延續了前文的回歸結果。可以看出，樣本改變后的回歸結果均沒有使正文得出的結論發生實質性的改變，回歸結果具有較好的穩健性。

五、研究結論

本文基于我國制度背景，考察了股權激勵在公司治理中的作用，以上市公司績效作為股權激勵實施的最終效果，即以我國A股上市公司數據實證檢驗了股權激勵對公司績效的影響。此后還分別以上市公司的控制人性質和股權集中度為背景作了進一步的檢驗分析，結果表明：對高管實施股權激勵可以提高公司業績，且該種影響在國有上市公司或者股權高度集中的上市公司中表現得更為顯著，說明股權激勵可以在一定程度上降低高管的風險厭惡程度，具有積極的公司治理效應。

可以說，管理層受股東的委托經營管理資產，然而，由于信息不對稱，股東和管理層之間的契約并不完全，再加上股東和管理層所追求的目標不一致，如股東希望增加股東財富最大化，管理層則希望自身效用或自身利益最大化，從而使得二者之間的利益沖突成為企業中最常見、最直接且最普遍的委托關系。可見，股東和管理層之間存在著“道德風險”，這需要管理層“道德自律”的同時，還需要通過一些激勵和約束機制對管理層的行為進行引導和限制。

因此，股權激勵作為完善公司治理結構的途徑之一，自產生之日起，便很巧妙地結合了委托人和人的利益，在降低成本并矯正經營者行為的同時，還使得經營者最大限度地為企業委托人努力工作，進而在一定程度上有效實現長期激勵目的。

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