公司股權激勵研究精選(九篇)

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第1篇：公司股權激勵研究范文

關鍵詞 股權激勵 企業績效 公司治理

目前，我國處于快速發展的階段，大多數企業對股權激勵機制的認識和運用還有很大的局限性，所以從格力電器入手進行股權激勵研究有很重要的現實意義。

一、格力電器現有股權激勵方案及實施分析

（一）格力電器營業能力分析

電器作為上市公司，國有控股股份制企業中的典型代表，其企業的成長、發展頗受社會各界的關注，具有典型的代表意義。（如表1）

由表1可以分析得出，格力電器盈利能力呈現以下特點：

首先，從2007年至2011年，企業盈利能力逐步增強，不論是每股收益還是凈資產收益率，每股收益從2007年的1.05元增長到2011年的1.86元，增幅為77.14%，凈資產收益率從2007年的31.94%增長到2011年的34%，增幅為6.44%。

其次，從2010年至2014年，公司每股收益逐漸降低，從2010年的1.52元降低到2014年的1.43元，降幅為6.29%，同時，公司的凈資產收益率從2010年的36.51%降到2014年的35.23%，降幅為3.63%。研究發現，從2010年至2014年，格力電器作出了每十股轉增十股的分配計劃，稀釋了每股收益和凈資產收入率。

（二）格力電器與同行業上市公司比較分析（如表2）

家電行業是我國成長最快/角逐最激烈的行業，同時也是最先步入成熟階段的行業。表2中所挑選的4家企業，均是上市較早的企業，對比青島海爾、四川長虹、海信電器和格力電器2014年度報表中的營業收入，第一，4家企業的年營業收入都已實現幾百億元，格力電器以1400億的營業收入遙遙領先。第二，對比4家企業凈利潤，不難發現，格力電器的凈利潤實現141億元，同樣領跑于其他3家上市公司。第三，比較4家企業凈利潤率，格力電器的凈利潤率高達10.35%，遠超于另外3家上市公司。

二、格力電器股權激勵制度現存的問題分析

（一）股票來源過于集中，國有資產流失

格力集團推行期權激勵的股票過于集中，僅來自于控股股東，且為限制性股票。隨著行權的過程，格力通過3年流轉股份及持續減持，從3年前絕對控股55.65%降低至如今的17.58%，持股比例降幅太快并產生了明顯的影響，使得國有資產流失。

（二）業績指標過低，收益風險不相匹配

在給予股票期權時，企業雖明確提出各年績效數值，然而沒能實質、準確地作出市場評估，預測業績數值明顯過低與其收益風險并不合適。另一方面，在行權價格方面缺乏衡量。格力集團選用每股凈資產值確定為標準價值過低，這也就象征著，企業的無形資產，企業的發展遠景及市場占有率，進步在計算范圍之內，行權價格可參照給予日最高及最低市價的平均價或者給予日前一個工作日的收盤價。

三、格力電器實施股權激勵機制的措施建議

（一）健全公司治理機構

通過對格力集團企業績效與股權激勵關系的剖析可發現，股權激勵對企業績效的改進具有明顯的效果。而通過研究雙方的作用機理，即股權激勵適當，可將高層與企業的利益掛鉤，在保證經營者得到合理勞動報酬的同時也能防止管理層的短期行為，既保護管理層合理所得，又保障委托人的權益，進而有效地經營管理企業，使企業具備長期發展優勢。

（二）綜合制定股權激勵方案

經過對格力集團股權激勵實施現狀的剖析，我們不難發現，在格力集團股權激勵實施過程中，暴露出期權激勵的股票過于集中，管理層個人薪酬與社會公眾利益未能有效結合等一系列問題。因此，格力電器應結合企業內部具體情況及條件，制定適合企業自身發展，并切合實際、客觀有效的股權激勵方案，使股權激勵機制可以貼合企業自身需要，切實起到舒緩企業管理層與股東之間矛盾、保障雙方權益、達到激勵效應最大化的作用。

（三）合理確定績效考核指標值

考核指標值的確定對激勵方案能否有效實施，以及對管理層能否產生激勵效應，有著舉足輕重的作用。指標制定過低，激勵對象輕松達到要求，那么激勵就變成了福利，實現降低成本、促進企業價值提升的目標就無法實現。指標制定過高，激勵對象即使傾其所有也未必能夠達成，物極必反，激勵程度削弱，從而也無法實現股權激勵的初衷。

（作者單位為武昌理工學院）

參考文獻

第2篇：公司股權激勵研究范文

關鍵詞：上市公司；股權激勵；限制性股票

中圖分類號：F83文獻標識碼：A文章編號：16723198（2013）23010302

1上市公司股權激勵的形式

1.1員工持股

員工持股是指由企業內部員工出資認購本公司部分股權，并委托員工持股會管理運作，員工持股會代表持股員工進入董事會參與表決和分紅的一種新型股權形式。員工持股制度讓員工持股運營，其利益與企業前途緊密相連，達到一種新型利益制衡，即按勞分配與按資分配相結合的機制。員工持股后便承擔了一定的投資風險，喚起了員工的風險意識，并且對員工的長期投資行為是一種激發。

1.2管理層持股

（1）限制性股票：即股票免費發放給經理人，但在一個指定期限內不得使用這些股票，只有在限制期滿后，且經營者沒有離開公司才可自由處理這些股票。但是這種方式一般是在公司創建時或公司要改變業務等特殊情況下才會使用。

（2）股票期權：是在未來一定時期可以買賣的權利，是買方向賣方支付一定數量的金額后擁有的在未來一段時間內或未來某一特定日期以事先規定好的價格向賣方購買或向買方出售一定數量的特定標的物的權力，但不負有必須買進或賣出的義務。員工只享有分紅權，要實現認股要以期權分紅所得逐步實現。這一方式是在實行風險質押經營的基礎下實施的。

（3）虛擬股票：一般在上市公司運用，即給予經營者或技術人員的一種“虛擬的”股票，經營者只享有分紅權和股票價格上漲的收益，但沒有股票的所有權。一般這種股票的發放不會影響公司的總資本和所有權結構。

（4）業績股票：在股票贈予基礎上進行了改進，為了獲得一定數額的免費股票，管理層不僅要在公司工作滿一段時間，而且在期滿后，還要達到公司的某個業績指標，才能獲得股票。

（5）管理層收購：管理層通過收購本公司股票而成為公司的股東，使其自身與公司的利益緊密聯系起來，一般收購后管理層持股比例可達到30%以上，大大增強了管理層的股權參與度，同時管理層的收購也能享受稅收優惠，使經營者和公司達到共贏的目的。

（6）管理層直接持股：公司的管理人員以較低的價格買到股票，有分紅權和配股權，但沒有表決權，轉讓或者出售變現得在限定期滿以后。這種方式是公司根據業績考核評比后給管理層發放的。

2上市公司股權激勵存在的問題

2.1經理人市場不完善

目前，經理人市場在我國仍顯得不夠成熟，經理市場缺乏足夠職業經理人員，和高效方便的經理循環機制。大多數的國有控股上市公司高級管理人員的任命仍由行政決定，缺少公平競爭上崗的機會。這種消極的態度和股權激勵概念強調的高付出高回報的原意存在尖銳的利益沖突，導致股權激勵制度在實施中的效果逐漸減弱。

2.2法律體系不完善

盡管我國不斷地完善股權激勵的相關法律法規，卻仍然存在缺陷和不足。在股權激勵規定的實施上，現行法規和準則在對于股權激勵的股票來源、對上市公司股票期權的授予、行權信息、績效考核標準、業績的披露等要做具體的要求和規定。稅收優惠政策方面，股東仍有很重的稅收負擔，這增加了激勵的成本，減少經理人的實際收入，進而不利于股權激勵計劃的實施。

2.3實施的目的不明確

實施股權激勵的目的是為了讓具有公司高管身份的股東在參與企業決策、分享利潤、分擔風險時，勤勉地為公司的長期發展貢獻力量。這樣可以降低成本、提高管理效率、增強公司凝聚力和市場競爭力。但一些上市公司缺乏長遠意識，他們過于關注股票的價格，而對如何促進公司發展的合理措施缺乏思考。

2.4對激勵計劃的實施缺乏有效監督

目前，許多上市公司真實的控制者或擁有有效控制公司權力的是公司管理層。公司管理績效評估缺乏必要的監督和業務管理約束。公司高管“自我激勵、評價”，導致上市公司大量短期行為和控股股東之間的不公平的關聯交易。公司高管們為了實現自己的利益，往往會損害企業的長遠利益，采取短期行為，如減少長期研究和開發成本，增加當前利潤，高現金持有率。這不僅不利于公司的長期可持續發展，甚至可能導致損害公司和股東的利益，給投資者帶來更大的市場風險。

2.5股權激勵的績效評估體系不完善

績效考核在實施股權激勵制度時是重要的內容和先決條件。目前我國上市公司業績評價標準中財務指標體系不全面，且非財務指標也涉及較少。在太簡單的財務指標條件的約束下導致變了味兒的“股權激勵”很容易實現。與此同時，也會給激勵對象帶來很多負面的影響，這其中包括短期行為，風險管理，甚至故意篡改財務結果等，導致不能準確、客觀地評估股權激勵制度的有效性。

3完善上市公司股權激勵的對策及建議

3.1建立公平競爭的經理人市場

外部限制管理者的有效方法有職業經理市場、資本市場和產品市場競爭。產品的市場約束效應是通過職業經理人市場發展帶來的。如果一個企業的經營管理和研究開發能力有問題，則直接反應在產品的價格和質量的競爭力上。只有產品市場競爭是好的，勞動力市場，即職業經理人市場的功能才會得到增強。形成有效的股權激勵機制是以完善的經理人市場為前提的。逐步培育充滿競爭經理人市場，使經理人職業化、讓企業和管理者有雙向選擇，以促進經理人員自律。

3.2完善法律制度

促進產品市場充滿競爭，必須有一個公平競爭的法律環境。只有完全競爭的產品市場才能真正有效的從外部約束經營行為。我們不能完全照搬外國的法律法規和相關成功案例，應該依據我國的股權激勵現狀和發展水平制定出相對應的法律法規，成比例分配股利，在法律法規中應對不規范行為制定約束，例如會計和稅法方面的規范，對股票期權的授予問題做具體要求。

3.3明確股權激勵的目的

我國企業實施股權激勵的目的包括：（1）提高業績。（2）回報老員工。（3）降低成本壓力。通過持股經營、獎勵股份等激勵手段，可以相應地降低員工的工資、獎金等現金類的報酬，這樣不僅可大大降低創業成本，還能使員工的努力與企業價值的成長緊密相連，極大地提高員工的積極性。（4）吸引并留住人才。（5）股權釋“兵權”。股權釋“兵權”對企業的新老交替有著深遠而微妙的影響，因為當擁有股權的創業元老們看到新進的職業經理人動輒拿著幾倍于自己當年的工資時，他或許會意識到新來的人畢竟是為自己這樣一個東家打工而感到些許欣慰。

要設計一個科學、適用的股權激勵計劃，并期望在實施中達到預期的目標，首先得明確股權激勵的目的。俗話說：目的決定行為方式。只有確定了股權激勵的目的，下一步才能據此選擇合適的股權激勵模式，進而決定最后的實施效果。

3.4加強對股權激勵計劃實施的監督

股權激勵計劃在董事會審議、中國證監會備案異議或國有資產管理機構批復、股東大會決議，以及股權激勵計劃實施過程中的授予、登記等不同階段，信息披露時點、內容和相應程序，相應的法律法規有明確的規定。公司在刊登股權激勵計劃公告時，應同時在交易所網站詳細披露激勵對象姓名、職務（崗位）、擬授予限制性股票或股票期權的數量等信息。公司監事會、獨立董事和中介機構要盡職核實股權激勵計劃中的相關情況，從公司內部和外部加強對股權激勵計劃實施的監督，避免公司高管自我激勵、自我評價。

3.5健全業績考核的評價指標體系

完美的和合理的績效評價指標體系是有效實施股權激勵制度因素。各公司不能直接套用其他公司模式，應根據公司的發展狀況和所處行業，靈活設計其必然要求。在設置過程中可以嘗試各種不同的性能指標，最好是絕對指標和相對指標，財務指標和非財務指標，以及物質和非物質獎勵并用，客觀、全面的建立公司業績指標體系。

4案例分析——富安娜家紡巨頭的限制性股票激勵

2007年6月，為了緩解公司資金壓力，富安娜制定和通過了《限制性股票激勵計劃》，公司以定向發行新股的方式，向公司高管、核心技術人員發行700萬股限制性股票。

2008年3月，因富安娜向證監會申請IPO，為配合上市要求，富安娜終止了《限制性股票激勵計劃》，將所有限制性股票轉換為無限制性的普通股。之后的幾年間，家紡業普遍業績不振甚至部分公司業績嚴重下滑的態勢下，富安娜卻憑借“主打自營店”及“重視產品創新”兩大優勢，實現逆勢增長。數據顯示，2012年前5個月，紡織行業累計完成500萬元以上項目固定資產投資2609.58億元，增速較上年同期下降17.69個百分點；新開工項目5759個，同比減少2.87%。富安娜可謂一枝獨秀，經營業績出現逆勢增長。據富安娜2012年一季報顯示，公司一季度實現營業總收入4.04億元，同比增長21.46%；歸屬上市公司股東凈利潤077億元，同比增長29.78%。面對大盤的連創新低，富安娜股價逆勢上揚，6月份更創下了上市以來的最高價46.99元，成為滬深兩市僅有的40家創出歷史新高的股票之一，也是家紡業唯一的一只創新高的股票。

但在2013年3月，富安娜余松恩和梅連清等26名股東索賠8121萬元。起因是26名原始股東在取得公司股票后未依其承諾留在富安娜任職，而是辭職離開公司，這一行為已違反其承諾，導致公司對其股權激勵目的無法實現，因此，須向公司支付違約金。面對這一現象，有被告稱是公司不愿兌現股權激勵的政策，在之前也有過對一些分配股權的員工進行降職或遣退的現象。但另一方面也說明在原始股解禁之后大多數股東希望對其進行套現，這也對公司股價造成一定的影響。

對于限制性股權激勵行為，上市公司按照預先確定的條件授予激勵對象一定數量的本公司股票，激勵對象只有在工作年限或業績目標符合股權激勵計劃規定條件的，才可以出售限制性股票從中受益。富安娜公司提出“其股東行權是在限制期限內未主動辭職，且不發生侵占公司資產并導致公司利益受損的行為”，在限制股解禁后方可出售套現。我們從時間上來分析，2007年3月出臺限制性方案，2008年3月公司向證監會申請IPO，并將所有限制性股票轉換為無限制性的普通股，在3月20日，幾個原始股東簽署協議。當年7月余松恩、周西川等人因私人原因向富安娜提出辭職申請，并離開公司。而后2009年12月30日，富安娜才成功登陸中小板。顯然富安娜的成功上市是在他們意料之外的，但三年過去了，限售股即將解禁，當離職股東想拋股圈錢坐收漁利之時，卻發現自己已成為被告，股票已經被法院凍結。從整個時間鏈來說，周西川等人工作年限和業績目標都因離職而未履行，不應出售；但是在原始股東離開前，公司股票已經轉化為普通股，且在簽署限制性協議時公司尚未上市，故拋售套現也未嘗不可。

誰是誰非現在我們很難判定，但對于正在為公司上市資格奮斗的其他職業經理人，以及那些已經準備離職套現的職業經理人來說，富安娜的官司需要他們好好借鑒一下。富安娜的訴訟，對A股市場、高管離職拋股圈錢的亂象應起到警示作用。

參考文獻

[1]楊華，陳曉升.上市公司股權激勵理論與實務[M].北京：北京經濟出版社，2009.

第3篇：公司股權激勵研究范文

（一）研究假設的提出假設1：管理層持股比例與公司業績正相關。按照委托理論，如果經理人持有一定比例本公司的股票，那么其股東身份必然有效降低股東所面臨的經理人成本。股東利用經理人持股的方式使股東與經理人的利益趨同，都旨在以企業價值最大化矯正經理人的短視心理，減少短期行為，通過削弱內部人控制，降低委托成本，以約束被激勵人的行為從而達到保證企業長遠發展的目的。假設2：獨立董事人數所占董事會比例與公司業績正相關。影響公司業績的因素不僅僅是股權激勵，還有很多因素也同時在影響著公司的業績。獨立董事的制度安排也會對公司業績產生影響。根據委托理論，獨立董事在公司治理過程中至少可以發揮兩方面作用：一是監督，作為專職的調停人和監督人，激勵和監督管理者之間的競爭，降低管理者對剩余索取者權益的侵害；二是提供專業性建議，改善公司的經營管理。兩方面作用的發揮均有利于公司業績的提高和股東權益的增加。假設3：資產負債率與公司業績負相關。公司股東與經理人之間存在著委托關系，而當公司向債權人借入資金之后，公司的債權人與公司也存在委托關系。當經理人被授予期權之后，為了最大化公司價值，他們勢必會選擇高風險的投資項目，而高風險的項目使債權人的資金風險增加。而債權人的收益是固定的，如果投資成功，債權人并不會獲得更多的收益，但是投資一旦失敗，債權人很有可能無法收回本金。因此，當經理人為了獲得股權利益而選擇了高風險的項目時，債權人的利益會受到傷害。公司的財務杠桿越高，債權人的成本也會越高。債權人需要花費更多的成本去監督債務人的行為，往往會提高貸款利率或限制公司的投資，這樣公司的成本增加，公司的業績也會受到影響。假設4：企業規模與公司業績正相關。公司規模也會對企業的經營業績產生較大的影響。企業績效除了受經理的努力程度影響外，它還受經理所掌握資源的影響。企業經營規模的增加，有利于降低長期平均成本，提高經營效率，進而具備大規模生產經濟性，在激烈的市場競爭中贏得成本優勢。如果同等程度的激勵刺激同等程度的努力，那么對于相同的持股比例必然導致不同規模企業的績效不盡相同。

（二）變量設定1.被解釋變量。國外學者大多采用托賓Q值來衡量公司的綜合績效，托賓Q=企業市價（股價）/企業的重置成本。但是在我國由于沒有足夠的數據信息來計算我國上市公司總資產的重置成本，因此無法使用托賓Q值。國內的學者一般選取凈資產收益率來衡量公司的業績，凈資產收益率=扣除非經常性損益后的凈利潤/凈資產。本文也選取凈資產收益率作為被解釋變量。2.解釋變量。本文研究股權激勵與企業經營業績之間的關系，因此將企業高管層持股比例（MSR）作為解釋變量。高管層持股比例是高管層所持本公司股份之和占企業總股本的比例。上市公司年報中均披露了公司高層管理人員持股數量信息，這樣的數據更易獲得也更為真實客觀。這里的高層管理人員包括公司年報中披露的董事長、董事、監事、總經理、副總經理和財務主管等。這一指標體現了公司對高管層的激勵程度以及高管層對企業所有權的控制程度。3.控制變量。根據上文描述，公司的獨立董事、資本結構和企業規模都會對公司業績產生影響，因此把它們引入作為本文的控制變量。本文以獨立董事人數占董事會的比例的大小代表獨立董事制度對公司業績影響的大小，以資產負債率代表公司的資本結構，以總資產的對數代表企業規模。本文各變量的符號及計算方式如下頁表1所示。

（三）樣本的選取本文要考察股權激勵與公司業績之間的相關性，因此所選樣本為已經實施股權激勵的上市公司。利用大智慧股票軟件找出了實施股票期權的上市公司，剔除了ST公司、金融類上市公司和數據不完整的公司，選取了滬深兩市主板的83家已經實施股權激勵的公司作為樣本。通過查閱這83家公司2012年度的年報，分析整理出了相關數據。

二、實證分析

（一）描述統計分析本文用EXCEL對所選取的樣本公司進行描述性統計分析。如表2所示。表2顯示凈資產收益率的最小值為負數，也就是有些公司在2012年發生了虧損，這將會對之后進行的回歸分析的結果產生影響，因此，在此將凈資產收益率小于零的萬澤股份（000534）、杭蕭鋼構（600477）、中創信測（600485）、浙大網新（600797）4家公司剔除。

（二）回歸分析1.回歸分析模型的建立。本文在研究上市公司管理層股權激勵與公司業績的相關性時，以凈資產收益率作為被解釋變量（ROE），以高管持股比例作為解釋變量（MSR），以獨立董事人數比例（IDP）、資產負債率（Debt）和企業規模（Size）作為控制變量，采用的線性回歸分析模型為：ROE=β0+β1MSR+β2IDP+β3Debt+β4Size2.回歸結果分析。在將凈資產收益率小于零的兩家公司進行剔除之后，最終有79家公司作為回歸分析樣本。本文利用EViews計量軟件，采用最小二乘法進行回歸分析，得出了以下結果：本文采用實施股權激勵的上市公司數據對模型進行參數估計，模型R2為0.862743，R2的調整值為0.827701，可決系數較高。模型整體檢驗的F統計量為61.205130，在5%水平顯著。自相關的DW檢驗值為2.088291，說明模型基本不存在自相關，滿足回歸模型的線性假說要求。回歸結果表明：（1）管理層持股比例與公司業績之間的相關系數為0.072697，P值為0.0059，在5%的檢驗水平下顯著，說明管理層持股與公司業績之間呈微弱的正相關。假設1成立。經理人持股和授予經理人股權激勵都是為了降低公司的成本，當經理人持股比例低時，持股和股票期權是互補關系，更多的股權激勵使經理人持股水平提高，其股東身份能有效降低股東所面臨的經理人成本。但是實證分析結果表明，兩者之間的相關性十分微弱，這與理論的描述還是存在著一定的差距。（2）獨立董事人數比例與公司業績之間的相關系數為-0.031924，P值為0.0481，在5%的檢驗水平下顯著，說明獨立董事人數占董事會比例與公司業績之間呈微弱的負相關。假設2不成立。在我國的公司治理結構中，獨立董事人數只占董事會的1/3。在歐美國家，獨立董事的人數必須在董事會中占大多數。這樣才可以保證獨立董事的權利，使他們具有更大的發言權。同時獨立董事并不參與公司的日常經營，只是在召開董事會的時候出席，這樣一來就導致了信息不對稱，他們無法獲得管理層那么全面的公司信息，而且他們對公司的了解可能也不是特別深，獨立董事的建議也有可能不被管理層所采納。這些現象都可能導致獨立董事的存在并未達到設立獨立董事的初衷。（3）資產負債率與公司業績之間的相關系數為-0.175456，P值為0.0165，在5%的檢驗水平下顯著，說明資產負債率與公司業績之間呈微弱的負相關。假設3成立。說明債權人為了保護自身的利益不受到侵害，會加強對債務人的監管，導致債務人不能對高風險高收益的項目進行投資，對債務人公司的業績造成一定的影響。（4）企業規模與公司業績之間的相關系數為0.033223，P值為0.0262，在5%的檢驗水平下顯著，說明企業規模與公司業績之間呈微弱的正相關。假設4成立。這意味著公司規模的擴大有利于公司業績的提高，公司的規模越大，管理層所能利用的資源也就越多，并且能在激烈的競爭中獲得規模成本優勢，降低成本，提高公司業績。根據上頁表3，得出了回歸方程：

三、結論

（一）管理層持股比例與公司業績正相關本文發現管理層持股比例與公司業績的相關程度十分微弱，這也許和樣本公司平均持股比例偏低有關。現有的研究顯示，當持股比例偏低時，激勵效果并不顯著。隨著股權激勵計劃的推進，股票期權持有者行權，管理層持股比例的上升，該種情況應該會得到改變。

（二）獨立董事人數占董事會比例與公司業績呈負相關本文發現樣本中的很多公司的獨立董事人數僅占董事會人數的1/3，說明上市公司設立獨立董事很有可能只是為了滿足監管部門的法律要求，獨立董事并沒有發揮他們的作用。而且獨立董事畢竟受聘于公司，這對他們的獨立性也可能存在一定影響。而且由于獨立董事與管理層之間的信息不對稱，獨立董事可能并不了解公司真正的經營狀況，很難對公司提出有價值的建議，因此對公司業績的提升沒有起到幫助作用。

（三）公司資產負債率與公司業績呈負相關這一結果與委托理論相一致。股東授予管理層股票期權之后，管理層為了提高公司業績而使自身獲得更多收益，會去投資一些高風險的項目，這樣會影響債權人的利益。為此，債權人勢必會加強對公司的監督，限制管理層的投資決策，而管理層失去投資機會會對公司業績帶來負面影響。

第4篇：公司股權激勵研究范文

摘要：本文以國內外研究文獻資料為基礎，闡述了實施股票激勵制度的效果，并在此基礎上，對 2010 年間實施股票激勵計劃的上市公司并且如今依然實施的的上市公司作為樣本，主要采用數理統計中的主成分分析法，對股權激勵的實施效果進行檢驗，為未來實施股權激勵的公司提供參考。

關鍵詞：股權激勵 ；公司績效； 主成分分析

一.引言

隨著現代企業制度的不斷完善，在兩權分離的情況下產生了委托關系。為解決這種關系可能帶來的風險，美國率先推出了股權激勵制度，并在在全世界廣泛傳播。股權激勵是一種通過使經營者獲得公司股權的形式而獲得一定的經濟權利，是一種長期性激勵機制。

中國股權激勵計劃從2006年至今的增長趨勢均是強勢的，我國各家上市公司對于利用股權激勵填補問題、管理人才和促進公司發展的逐漸認同。但是另一方面，上市公司實施股權激勵的家數僅占境內上市公司總數的4.78%，可見還有很多公司由于各種原因處于觀望狀態，也可以看出股權激勵制度在中國的推行和完善還有很大的發展空間。而本文正是基于這個考慮，以我國 2010 年實施股權激勵計劃并且如今依然實施的上市公司作為樣本進行實證分析，旨在了解我國上市公司的股權激勵效果，在此基礎上提出相應的建議。

二、股權激勵與公司績效的實證研究

本文選取 2010 年實施股權激勵計劃而且現在依然處于實施狀態中的上市公司研究對象作為樣本，以其2012年的財務報表數據為研究內容，共計29家。

（一）相關概念的界定

1.股權激勵水平解釋變量的界定

在建立股權激勵與企業績效關系的模型時，需要面臨股權激勵變量的選定問題，總的來說，文獻作者在選擇不同的樣本研究時，選取的了不同的變量，主要有三種選取的方法：（1）選取管理層持股比例作為股權激勵變量。（2）公司股票變動 1%時公司管理層的股價與期權價值的變化。（3）當公司價值變化一美元時，管理層股票及期權價值的變化。而中國的大量學者也采取了管理層持股比例作為解釋變量。但是目前在中國由于股票市場還不成熟，所以本文將結合中國的具體國情采取管理層持股比例作為解釋變量。

2.公司績效評價指標的界定

不同績效評價指標在應用過程中存在自身的局限性，首先對于非財務指標的應用，由于各個上市公司所面臨的環境、行業、規模不同，如果采用非財務指標，那么不同公司采取的非財務指標的差別也很大，對其進行分類是非常困難。其次，EVA在實際應用中容易受資本成本波動的影響。由于其評價目的主要是企業經營的真實盈利性，它無法顧及到企業的成長性。所以它的應用存在很多比如行業、企業成長性等限制。

綜合以上分析，從目前研究的階段性及企業操作實踐來看，財務指標仍然是研究和應用中的首選。鑒于此，本文采用主成分分析方法，選取 9個不同類別的財務指標進行多指標綜合分析，并提取主要指標進行公司績效評價，以期為企業管理中績效的合理評價提供理論和方法依據。

（二）股權激勵效果實證過程及分析

而采用主成分分析法則可以在定量分析的過程中，實現變量較少，得到信息量多的理想的分析結果。

三、研究結論

本論文通過理論分析和實證分析，定性分析和定量分析，主要得出以下的結論：中國股權激勵經過不斷的探索，實施股權激勵的公司不斷增多，股權激勵計劃也越來越成為廣大公司所接受的進行長期激勵的方式。但是中國目前管理層持股與在公司績效不存在線性正相關關系，所以股權激勵效果不明朗也不明顯。這主要因為影響公司績效的因素眾多，使得最終反映到公司的績效未能按照預想的效果呈現。尤其是中國存在的宏觀市場環境、政策條件等限制條件，以及微觀上很多企業自身沒有結合自身特點實施合適的股權激勵方案，所以實施股權激勵這種方法所產生的效果就更加不明顯了。 （作者單位：四川大學）

參考文獻

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第5篇：公司股權激勵研究范文

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。考慮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。考慮到企業的決策機制，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。可以將以上結果與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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[12] 蒲自立，劉芍佳.公司控制中的董事會領導結構和公司績效[J].管理世界，2004，（9）：120.

第6篇：公司股權激勵研究范文

關鍵詞:上市公司 股權激勵問題 對策研究

一、股權激勵實施中存在的問題分析

(一)激勵方案設計不夠完善

在推出股權激勵方案的上市公司中，普遍存在股票期權模式受寵、公司董事和高管獲得的激勵股票數量過多、激勵成本過低等現象。制定者沒有考慮到在市場低迷時期，股票期權可能失效、給子公司董事和高管過多的激勵數量會導致價值分配不均衡以及為了降低激勵成本，一些上市公司低的行權價削弱了激勵效應等問題這些都會直接影響到激勵的實施效果。

(二)公司治理結構的不夠完善

完善的公司治理結構與股權激勵實施的有效性是相輔相成的。公司實施股權激勵后，降低了委托關系中的道德風險。另外，股權激勵設定的較為嚴格的考核程序，進一步規范了公司的運營。因此，股權激勵有利于強化公司治理結構。反之，完善的公司治理結構為股權激勵的實施創造了良好的內部環境，通過強化所有者的控制與監督，改善董事會結構，加強監事會的獨立性，也會強化股權激勵的效果。但是目前上市公司中內部人控制現象嚴重，導致了上市公司大量的短期行為以及控股股東之間的不正當關聯交易。

(三)經理人市場不夠完備

2007年的調查顯示，上級主管部門在企業經營者的產生過程中，仍占主要作用。行政任命因受到許多復雜因素的影響常帶有相當的不確定性，通常情況下，經營者在某一公司的任職一般都不會超過5年，而股票期權的行權期一般都需5年—10年甚至更長時間。在這種情況下，股權激勵這一長期激勵機制就很容易同不可預見的行政任命制發生沖突。

(四)使用股權激勵機制時激勵過度

這與激勵不足并不矛盾，最高管理層的灰色收入，甚至是違法收入，構成了其收入的主要來源，從而顯性收入的增減激勵作用不大或根本不起作用。按照經濟學的效用遞減規律，收入達到一定水平，再通過提高收入來激勵就非常困難。此時管理者就會更多考慮維持現狀，規避自身風險等問題;精神激勵過多，榮譽的光環太甚，或者“一葉障目”、忘乎所以，被沖昏頭腦，造成決策失誤，或者榮譽感麻木，喪失前進的動力。

(五)考核指標體系不健全

實施股權激勵的一個必要條件是企業己經建立完善的業績評價體系，而我國現有的業績評價體系還存在評價對象與目標模糊、指標單一、標準單一等缺陷，財務指標體系不夠全面、細致，非財務指標涉及較少，不能全面、客觀和科學地反映企業的經營業績和管理層的努力程度，在一定程度上削弱了股權激勵的效力。

二、完善我國股權激勵機制的措施

(一)制定切實可行的股權激勵方案

上市公司應在不違背國家有關規定的基礎上，制定切實可行的股權激勵方案，避免與證券會有關規定相違背而被叫停的難堪局面。激勵過度，很可能會影響高管及員工的工作積極性，人都是有惰性的，不需努力輕而易舉就可以得到，反而對公司的發展不利。同時會引起市場與股東的質疑。而激勵的門檻太高了，經過努力拼搏也無法達到的目標，只能讓人望而卻步，同樣也無法調動高管及員工的工作積極性。那么以什么樣的行權價來實行股權激勵?同時，要綜合兼顧上市公司、激勵對象以及中小股東三者之間的利益均衡，做到多贏。監管層應該為市場，為投資者把好股權激勵關，出臺個更為完善、更為全面、更為細致的“股權激勵管理辦法”，并對這個辦法的實施加以監督管理，營造良好的股市環境;上市公司制定公平合理、切實可行的股權激勵方案，是股權激勵得以順利進行的關鍵。

(二)完善治理結構、加強監督作用

完善公司治理結構關鍵是解決內部人控制問題。力絕公司經營者或日常管理者“既當裁判又當運動員”的現象。股權激勵事關公司資本結構變動和公眾股東利益，與一般的薪酬方案不同，它需要更嚴格的審議和決策機制，獨立董事、薪酬委員會在其中應發揮更積極的作用。上市公司的股權計劃除了需要股東大會特別決議的批準外，公司外部的律師、獨立財務顧問和咨詢機構的意見或建議也應得到充分的利用和重視。建議建立公司內部人、股東出資人、期權理論專家三方期權激勵科學治理機制。公司內部人是期權受益人，股東出資人是期權決策人，理論專家是期權評審人或設計人。其次，完善公司治理外部機制。政府可以設置一個管制機構。在公司治理的外部機制中，一個有效的政府管制機構是非常重要的，尤其是在新興市場經濟國家的早期發展階段。

(三)建立共同目標

委托人與人的具體行為目標是不一致的。造成了人的道德風險與逆向選擇。然而企業價值最大化是委托人的最終目標，而人也要借企業的經營獲取報酬，雙方都不希望企業面臨暗淡的前景，這就為雙方的目標協調提供了契機。在委托契約既定的前提下，人的報酬應當是相對固定，委托人適當的讓渡一部分增量價值于人，使企業能夠分享增量價值。這就在很大程度上確立了委托雙方的共同目標，產生雙贏效果。現實中，在委托雙方之間建立柔性契約是比較可行的。

(四)培養有效、穩定的資本市場

首先是解決大小非問題。建議“大小非”解禁期限設計應該延長些，可以考慮設定10年甚至更長時間解禁完畢，每年只能解禁部分。這樣，就不會對股市造成太大的壓力;對大小非解禁后的交易，央企大小非解禁應該明確時間表，市場需要一定時間來吸收股改大小非解禁的壓力。其次，引入賣空機制。在有“賣空”機制的情況下，如果股東們對公司的改組還有期望，他們就可以繼續持有公司的股票，但會通過“賣空”的操作手法，一方面減少損失，另一方面也向董事和經理傳遞出不滿的信號。

第7篇：公司股權激勵研究范文

關鍵詞：股權激勵 公司業績 實證研究

一、問題提出與文獻回顧

2005年4月29日，證監會了《關于上市公司股權分置改革試點有關問題的通知》，該通知的頒布為我國上市公司實施股權激勵做好了鋪墊。2005年12月31日證監會又《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》，這標志著股權激勵制度正式進入我國。

我國股權激勵的相關研究起步很晚，而且從之前國內的相關研究成果來看，股權激勵與公司業績的相關性呈現出多種關系。但近年來實施股權激勵制度的公司越來越多，實施的時間也越來越長，可以利用的樣本數據越來越多，為進一步研究我國上市公司股權激勵與公司業績的相關性提供了良好的基礎。在我國股權激勵實踐中，為研究經理人持股水平、獨立董事比例、公司規模等有關的各個因素對經理人股權激勵效果是否有影響，本文使用上市公司披露的2012年度年報中的相關數據，對股權激勵與公司業績的相關性進行研究分析。

（一）國外研究現狀

西方學者對公司高級管理層股權激勵與公司業績之間的相關性已經作了大量的實證研究，但是研究結果卻不盡相同。

1.股權激勵與公司業績呈線性正相關。Jensen and Murphy通過對73家列入《財富》500強的公司在1969-1983年的數據進行分析發現，在股票期權和內部股票所有權方面，管理層持股對管理者均有明顯的激勵效果。Kaplan的研究也表明，管理層持有一定的股權對企業的經營業績有明顯的正面激勵效果。 Mehran對1979-1980年隨機抽樣的153家制造業公司進行研究，研究顯示CEO的激勵報酬是提高公司績效的動力，公司績效與CEO的持股比例正相關。

2.股權激勵與公司業績非線性正相關。Morck，Shleifer和Vishny研究1980年《財富》500強中的371家美國大型企業，以持有公司股份大于或等于0.2%的高管層的持股比例之和衡量高管層持股比例，公司業績用托賓Q值代替，研究結果是高管層持股比例在0%-5%時，托賓Q值與高管層持股比例呈正相關關系；高管層持股比例在5%-25%時，托賓的Q值與高管層持股比例呈負相關關系；而當高管層持股比例進一步增大時，托賓Q值與高管層持股比例呈現出與第一個區間相同的結果。McConnell和Servaes認為公司價值是其股權結構的二次函數，其研究同樣是以托賓Q值作為公司價值指標，選取1976年的1 173家和1986年的1 093家公司作為研究樣本，結果表明企業內部人持有股份與公司價值之間是一種倒U型的曲線關系，其研究結果得出的拐點位于持股比例為40%-50%之間，當內部股東的持股比例從無到有并逐步增加時，托賓Q值隨其不斷上升，在內部股東持股比例達到40%-50%之間時高管層持股比例與托賓Q值存在負相關關系。

3.股權激勵與公司業績無關或負相關。Demsetz和Lehn以1980年美國511家公司為研究樣本，對各種股權集中度進行回歸，發現管理層持股與公司績效之間不存在顯著的相關關系。Himmelberg、Hubbaul和Palia拓展了Demsetz和Lehn的研究，加入了一些新變量解釋管理層持股比例，結果表明管理層持股比例并不顯著影響公司績效。

總的來說，盡管西方學者在實證研究的結果存在差異性，但西方主流研究表明，經營者持股比例與績效間的關系是顯著的正相關關系。

（二）國內文獻綜述

1.股權激勵與公司業績線性正相關。劉運國選取深市中小企業板上市公司2005年至2007年年報為樣本數據得到以下結論：（1）已實施管理層股權激勵的公司績效明顯要好于沒有實施管理層股權激勵的公司。（2）連續三年分年度的實證分析表明，中小企業板上市公司管理層股權激勵與公司業績間具有顯著的正相關線性關系。陳笑雪選取了872家上市公司2006年和2007年數據作為研究樣本，用每股收益率、收益回報率和托賓Q值作為被解釋變量。研究表明，雖然上市公司中管理層持股比例普遍偏低，但激勵效用顯著。

2.股權激勵與公司業績非線性正相關。孫堂港選取2008年9月前在滬深兩市上市并實施了股權激勵計劃的63個樣本公司。研究表明，管理層持股比例介于4%和7%之間時，管理層持股比例與公司績效呈顯著的正相關關系，但介于0到4%和7%到10%時，管理層持股比例與公司績效呈負相關關系。

3.股權激勵與公司業績無關或負相關。王秋霞、陳曉毅選用截止到2006年底已經實施股權激勵計劃的9家上市公司2005年到2006年的數據，研究結果表明樣本公司實施股權激勵后的績效并沒有顯著的提高，反而有所下降，但下降并不顯著。夏寧分別從2005年和2006年選取863家和845家上市公司的數據作為研究樣本，選取了凈資產收益率作為被解釋變量，管理層持股總數、持股比例、總經理持股總數、總經理持股比例等作為解釋變量，企業規模作為控制變量。研究結果表明，公司績效與管理層股權激勵沒有顯著的相關性。

綜上所述，國內外學者在管理層股權激勵與企業業績相關性方面并沒有一個統一的結論，爭論一直存在著，但上述國內學者的研究主要利用了2006、2007年的相關數據。隨著股權激勵在我國不斷地發展，實施股權激勵的公司越來越多，本文利用2012年的數據，對股權激勵與公司激勵的相關性關系進行實證研究。

二、研究方法與評價指標選擇

（一）研究假設的提出

假設1：管理層持股比例與公司業績正相關。按照委托理論，如果經理人持有一定比例本公司的股票，那么其股東身份必然有效降低股東所面臨的經理人成本。股東利用經理人持股的方式使股東與經理人的利益趨同，都旨在以企業價值最大化矯正經理人的短視心理，減少短期行為，通過削弱內部人控制，降低委托成本，以約束被激勵人的行為從而達到保證企業長遠發展的目的。

假設2：獨立董事人數所占董事會比例與公司業績正相關。影響公司業績的因素不僅僅是股權激勵，還有很多因素也同時在影響著公司的業績。獨立董事的制度安排也會對公司業績產生影響。根據委托理論，獨立董事在公司治理過程中至少可以發揮兩方面作用：一是監督，作為專職的調停人和監督人，激勵和監督管理者之間的競爭，降低管理者對剩余索取者權益的侵害；二是提供專業性建議，改善公司的經營管理。兩方面作用的發揮均有利于公司業績的提高和股東權益的增加。

假設3：資產負債率與公司業績負相關。公司股東與經理人之間存在著委托關系，而當公司向債權人借入資金之后，公司的債權人與公司也存在委托關系。當經理人被授予期權之后，為了最大化公司價值，他們勢必會選擇高風險的投資項目，而高風險的項目使債權人的資金風險增加。而債權人的收益是固定的，如果投資成功，債權人并不會獲得更多的收益，但是投資一旦失敗，債權人很有可能無法收回本金。因此，當經理人為了獲得股權利益而選擇了高風險的項目時，債權人的利益會受到傷害。公司的財務杠桿越高，債權人的成本也會越高。債權人需要花費更多的成本去監督債務人的行為，往往會提高貸款利率或限制公司的投資，這樣公司的成本增加，公司的業績也會受到影響。

假設4：企業規模與公司業績正相關。公司規模也會對企業的經營業績產生較大的影響。企業績效除了受經理的努力程度影響外，它還受經理所掌握資源的影響。企業經營規模的增加，有利于降低長期平均成本，提高經營效率，進而具備大規模生產經濟性，在激烈的市場競爭中贏得成本優勢。如果同等程度的激勵刺激同等程度的努力，那么對于相同的持股比例必然導致不同規模企業的績效不盡相同。

（二）變量設定

1.被解釋變量。國外學者大多采用托賓Q值來衡量公司的綜合績效，托賓Q=企業市價（股價）/企業的重置成本。但是在我國由于沒有足夠的數據信息來計算我國上市公司總資產的重置成本，因此無法使用托賓Q值。國內的學者一般選取凈資產收益率來衡量公司的業績，凈資產收益率=扣除非經常性損益后的凈利潤/凈資產。本文也選取凈資產收益率作為被解釋變量。

2.解釋變量。本文研究股權激勵與企業經營業績之間的關系，因此將企業高管層持股比例（MSR）作為解釋變量。高管層持股比例是高管層所持本公司股份之和占企業總股本的比例。上市公司年報中均披露了公司高層管理人員持股數量信息，這樣的數據更易獲得也更為真實客觀。這里的高層管理人員包括公司年報中披露的董事長、董事、監事、總經理、副總經理和財務主管等。這一指標體現了公司對高管層的激勵程度以及高管層對企業所有權的控制程度。

3.控制變量。根據上文描述，公司的獨立董事、資本結構和企業規模都會對公司業績產生影響，因此把它們引入作為本文的控制變量。本文以獨立董事人數占董事會的比例的大小代表獨立董事制度對公司業績影響的大小，以資產負債率代表公司的資本結構，以總資產的對數代表企業規模。本文各變量的符號及計算方式如下頁表1所示。

（三）樣本的選取

本文要考察股權激勵與公司業績之間的相關性，因此所選樣本為已經實施股權激勵的上市公司。利用大智慧股票軟件找出了實施股票期權的上市公司，剔除了ST公司、金融類上市公司和數據不完整的公司，選取了滬深兩市主板的83家已經實施股權激勵的公司作為樣本。通過查閱這83家公司2012年度的年報，分析整理出了相關數據。

三、實證分析

（一）描述統計分析

本文用EXCEL對所選取的樣本公司進行描述性統計分析。如表2所示。

表2顯示凈資產收益率的最小值為負數，也就是有些公司在2012年發生了虧損，這將會對之后進行的回歸分析的結果產生影響，因此，在此將凈資產收益率小于零的萬澤股份（000534）、杭蕭鋼構（600477）、中創信測（600485）、浙大網新（600797）4家公司剔除。

（二）回歸分析

1.回歸分析模型的建立。本文在研究上市公司管理層股權激勵與公司業績的相關性時，以凈資產收益率作為被解釋變量（ROE），以高管持股比例作為解釋變量（MSR），以獨立董事人數比例（IDP）、資產負債率（Debt）和企業規模（Size）作為控制變量，采用的線性回歸分析模型為：

ROE=β0+β1MSR+β2IDP+β3Debt+β4Size

2.回歸結果分析。在將凈資產收益率小于零的兩家公司進行剔除之后，最終有79家公司作為回歸分析樣本。本文利用EViews計量軟件，采用最小二乘法進行回歸分析，得出了以下結果：

本文采用實施股權激勵的上市公司數據對模型進行參數估計，模型R2為0.862743，R2 的調整值為0.827701，可決系數較高。模型整體檢驗的F統計量為61.205130，在5%水平顯著。自相關的DW檢驗值為2.088291，說明模型基本不存在自相關，滿足回歸模型的線性假說要求。

回歸結果表明：

（1）管理層持股比例與公司業績之間的相關系數為0.072697，P值為0.0059，在5%的檢驗水平下顯著，說明管理層持股與公司業績之間呈微弱的正相關。假設1成立。經理人持股和授予經理人股權激勵都是為了降低公司的成本，當經理人持股比例低時，持股和股票期權是互補關系，更多的股權激勵使經理人持股水平提高，其股東身份能有效降低股東所面臨的經理人成本。但是實證分析結果表明，兩者之間的相關性十分微弱，這與理論的描述還是存在著一定的差距。

（2）獨立董事人數比例與公司業績之間的相關系數為-0.031924，P值為0.0481，在5%的檢驗水平下顯著，說明獨立董事人數占董事會比例與公司業績之間呈微弱的負相關。假設2不成立。在我國的公司治理結構中，獨立董事人數只占董事會的1/3。在歐美國家，獨立董事的人數必須在董事會中占大多數。這樣才可以保證獨立董事的權利，使他們具有更大的發言權。同時獨立董事并不參與公司的日常經營，只是在召開董事會的時候出席，這樣一來就導致了信息不對稱，他們無法獲得管理層那么全面的公司信息，而且他們對公司的了解可能也不是特別深，獨立董事的建議也有可能不被管理層所采納。這些現象都可能導致獨立董事的存在并未達到設立獨立董事的初衷。

（3）資產負債率與公司業績之間的相關系數為-0.175456，P值為0.0165，在5%的檢驗水平下顯著，說明資產負債率與公司業績之間呈微弱的負相關。假設3成立。說明債權人為了保護自身的利益不受到侵害，會加強對債務人的監管，導致債務人不能對高風險高收益的項目進行投資，對債務人公司的業績造成一定的影響。

（4）企業規模與公司業績之間的相關系數為0.033223，P值為0.0262，在5%的檢驗水平下顯著，說明企業規模與公司業績之間呈微弱的正相關。假設4成立。這意味著公司規模的擴大有利于公司業績的提高，公司的規模越大，管理層所能利用的資源也就越多，并且能在激烈的競爭中獲得規模成本優勢，降低成本，提高公司業績。

根據上頁表3，得出了回歸方程：

ROE=-0.528693+0.072697MSR-0.031924IDP-0.175456Debt+0.033223Size

四、結論

（一）管理層持股比例與公司業績正相關

本文發現管理層持股比例與公司業績的相關程度十分微弱，這也許和樣本公司平均持股比例偏低有關。現有的研究顯示，當持股比例偏低時，激勵效果并不顯著。隨著股權激勵計劃的推進，股票期權持有者行權，管理層持股比例的上升，該種情況應該會得到改變。

（二）獨立董事人數占董事會比例與公司業績呈負相關

本文發現樣本中的很多公司的獨立董事人數僅占董事會人數的1/3，說明上市公司設立獨立董事很有可能只是為了滿足監管部門的法律要求，獨立董事并沒有發揮他們的作用。而且獨立董事畢竟受聘于公司，這對他們的獨立性也可能存在一定影響。而且由于獨立董事與管理層之間的信息不對稱，獨立董事可能并不了解公司真正的經營狀況，很難對公司提出有價值的建議，因此對公司業績的提升沒有起到幫助作用。

（三）公司資產負債率與公司業績呈負相關

這一結果與委托理論相一致。股東授予管理層股票期權之后，管理層為了提高公司業績而使自身獲得更多收益，會去投資一些高風險的項目，這樣會影響債權人的利益。為此，債權人勢必會加強對公司的監督，限制管理層的投資決策，而管理層失去投資機會會對公司業績帶來負面影響。

（四）企業規模與公司業績呈正相關。

公司規模越大，經理可以利用的資源越多，在生產方面也能達到規模效應，從而提高公司業績。

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第8篇：公司股權激勵研究范文

【關鍵詞】上市公司；股權激勵；公司業績

一、研究綜述

股權激勵是企業管理者獲得的以公司股權形式反映的一種經濟權利，目的是讓管理者更加勤勉盡責的為公司的長期發展而努力。

國內外有一些學者認為，股權激勵程度的不同會對企業的經營業績產生不同的影響，由此產生了三種假說：

（1）利益匯聚假說。胡陽，劉志遠，任美琴（2006）認為持股激勵強度與股票報酬率呈線性正相關關系，與會計利潤指標沒有正相關關系。

（2）Fama和Jensen（1983）認為管理層持股比例與公司績效呈線性負相關關系，他們提出了“掘壕自守假說”。

（3）區間效應。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：利益趨同效應和防御效應。

目前，國內外的學者關于股權激勵和公司績效的研究的結論還存在著爭議。這是由于研究選取的樣本不同，時間點不同，代表的指標不同造成的。目前我國資本市場的效率還不是很高，那么上市公司股權激勵效果如何，這個問題還亟待于我們去研究。本文選取2009年的上市公司的數據對這個問題進行研究。

二、研究設計

（一）指標的選取與釋義

研究選擇管理層持股比例作為一個解釋變量，使用管理層持有公司現股總數和公司總股本的比值作為管理層持股比例。業績指標選取上，凈資產收益率（ROE）作為業績評價指標適應范圍廣，不受行業的局限；每股收益（EPS）是反映公司業績的絕對指標，被看作是股價的決定性因素。我們根據所選擇的經營業績變量的特性，對控制變量做出了如下選擇：控制變量一：企業規模。控制變量二：財務杠桿，以上變量的說明如表1所示。

（二）樣本的選取

本文數據來源于銳思數據庫，搜集在深圳證券交易所上市的各個行業的上市公司，搜集的過程中不選擇SST、*ST、S*ST、ST的上市公司，選擇的上市公司都存在著管理層持股的現象，日期截止到2009年12月31日的一年的數據，樣本30家。統計分析處理采用SPSS標準16.0版本執行。

（三）研究假設

本文認為我國上市公司的管理層持股比例與公司績效呈線性負相關關系，也就是主要是防御效應在起作用。設定的假設如下：

H1：管理層持股比例與上市公司業績存在非線性關系。

H2：管理層持股比例與上市公司業績存在防御效應。

（四）實證模型

1.管理層持股比例與公司業績線性關系回歸模型

為了驗證假設H1：管理層持股比例與公司業績之間存在非線性關系，我們設置了添加控制變量的多元線性回歸方程，檢驗其回歸結果是否顯著，從而判定假設H1是否成立。添加控制變量的多元線性回歸方程如下：

ROE=β0+β1DIR+β2SI+β3DAR+ε

EPS=λ0+λ1DIR+λ2SI+λ3DAR+ε

2.管理層持股比例與公司業績負效應回歸模型

在假設H1成立的情況之下，我們需要驗證假設H2：管理層持股比例與公司業績之間存在防御效應。回歸方程如下：

ROE=β0+β1/DIR+ε

EPS=λ0+λ1/DIR+ε

三、實證分析

在正式進行回歸分析之前，首先需要對進入方程的變量做簡單的描述性分析和相關分析（見表2），以明確樣本的基本情況。從分析結果看，經過篩選的30個樣本完全具備分析所需數據，作為我們的有效樣本。

（一）描述性統計

從表2可以看出，我國上市公司的股權激勵強度比較低，最大值僅為2.43%，均值還不到1%。激勵強度最小的是深圳發展銀行，激勵強度最大的是深圳市振業股份有限公司。而且標準差的數值很小，表明各公司的激勵強度差別不大。

（二）管理層持股與ROE和EPS的回歸分析

1.管理層持股與ROE和EPS的線性回歸分析（如表3和表4）

對凈資產收益率和每股收益的回歸結果分析可以看出，DIR的T值檢驗都沒有通過，可見管理層持股與公司績效呈線性關系的假設不成立。拒絕假設H1。管理層持股與公司績效不存在線性關系，下面檢驗這二者之間是否存在曲線關系。

2.管理層持股與ROE和EPS的曲線回歸

用假設2的模型對回歸方程進行檢驗，檢驗的結果如表5和表6所示：

從表5可以看出，用inverse曲線對管理層持股和凈資產收益率進行回歸，回歸系數不顯著，沒有通過0.1的顯著性水平。可見管理層持股對凈資產收益率既不是線性相關，也不是曲線相關。從表6可以看出，用該曲線對每股收益進行回歸，系數通過了5%的顯著性水平。此結果表明了曲線回歸是有效的，假設2是成立的，我們找到了管理層持股和以每股收益為代表的公司業績的關系。這二者之間呈負相關關系。即：

EPS=0.252+2.261*10-6/DIR+ε

四、研究結論

從上面的實證分析可以看出，我國上市公司股權激勵主要是防御效應在起作用。管理層持股和每股收益的關系呈相反方向變化。隨著管理層持股的比例增加，每股收益逐漸變小。

我國上市公司之所以存在著這樣的關系，是因為我國的資本市場還很不完善。股權激勵能夠起到作用的一個必要條件是股票價格與業績相對稱。但是現在我國資本市場還存在著很多投機行為，股價波動不合理，股價也不完全隨著業績的提高而上升，不能體現企業的價值。因此在這樣的資本市場條件下，股權激勵和公司業績的關系并不顯著。

五、提出的建議

1.有效管理資本市場

要想達到長期激勵的正效應就必須使資本市場進一步完善，股票價格能正確反映公司的業績，所以高管層也會努力為企業多做貢獻，由此可以形成對高管層業績的衡量標準。

2.完善股權激勵的考核標準

推出股權激勵方案時，考核指標應更全面和公平。可以根據各公司在行業、地域、政策環境等方面的共性和異性，建立一套標準的績效評價指標與評價體制。這樣就可以對管理層的行為做出導向和約束，形成完善的股權授予、執行都應和績效標準相配套的機制。

3.完善內部監控機制

一些上市公司的高管在股權激勵制度的刺激下，為了實現自身利益的最大化，置公司的長期可持續發展于不顧，一味追求短期效益最大化。因此在法規制定和股權激勵計劃的設計方面要在內部監控方面得到加強。

參考文獻

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第9篇：公司股權激勵研究范文

[關鍵詞]股權激勵；盈余管理；上市公司；修正Jones模型

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.16.062

1 引 言

股權激勵機制最早在20世紀50年代產生于美國，20世紀90年代初期才被引入中國。2005年，我國國有企業實行股權分置改革，隨后頒布了一系列股權激勵政策，使得股權激勵機制在我國上市公司中被逐漸推廣。股權激勵制度興起的初始目的是為了使所有者與經營者利益趨同。但是由于委托―問題而導致的信息不對稱問題遲遲不能解決，管理層利用職權與信息便利進行盈余管理的問題頻頻出現。

在國外學者的研究中，Bergstresser 和 Philippon[1]（2006）的研究結果表明，高管通過股權激勵獲得的收益占總薪酬的比例與公司盈余管理程度正相關。Goldman 和 Slezak[2]（2006）的研究結果表明，股權激勵有雙重效應，股權激勵能夠促使CEO努力工作，但同時也有可能誘發CEO為謀取私利進行盈余管理。當CEO通過進行盈余管理謀取的私人利益顯著大于其付出的成本時，股權激勵程度與盈余管理水平顯著正相關。在我國學者的研究中，趙息、石延利等[3]（2008）的研究結果表明，股權激勵提高了管理層進行盈余管理的動機。李春景、李萍[4]（2009）的研究結果表明，在股權激勵計劃實施前，高數量激勵股權的意愿可能誘發更加嚴重的盈余管理。肖淑芳等[5]（2009）的研究結果表明，管理層傾向于在股權激勵計劃公告日前的三個季度實施負向盈余管理，而在股權激勵計劃公告日后進行正向盈余管理。何凡[6]（2010）的研究結果表明，激勵股本占總股本比例越大，股權激勵實施前盈余管理程度越大。謝振蓮、呂聰慧[7]（2011）的研究結果表明，受到激勵的董事的比例與盈余管理水平顯著正相關。于衛國[8]（2011）的研究結果表明，高管持股的市值與操縱性應計利潤顯著正相關，而與線下項目不存在顯著相關關系。丁飛[9]（2011）的研究結果表明，股權激勵方案中涉及的要素，包括激勵股權數量、激勵標的物的來源、行權價格、行權時長等，都有可能誘發管理層的盈余管理行為。管理層為了謀取私利，會根據要素特征的不同對財務數據采取不同方式進行操控。蘇冬蔚，林大龐[10]（2012）的研究結果表明，實施股權激勵的上市公司減弱了該公司CFO的股權及期權占總薪酬比例與盈余管理間的負相關性。畢曉方，韓傳模[11]（2012）的研究結果表明，上市公司的盈余質量在實施股權激勵計劃后明顯降低。管建強，王紅領[12]（2012）的研究結果表明，資產負債率、凈資產收益率、第一大股東股權占比與盈余管理程度顯著正相關，而董事會的規模與盈余管理程度呈倒U形關系。劉琳[13]（2014）的研究結果表明，預留股份的比例與管理層盈余管理水平呈正相關關系。股權激勵一方面可促進企業進行適當程度的盈余管理，進而提高會計盈余管理信息的關聯性；另一方面也可能會引發盈余管理不完備性契約，誘發管理層過度盈余管理從而有損企業長遠利益。

由以上前人研究成果可知，國內外大多數學者均認為不合理的股權激勵方案會提升管理層進行盈余管理的動機。與此同時，前人的研究中也存在一定局限性：一是一些學者選擇樣本過少，結論缺乏代表性；二是大多學者僅研究了股權激勵方案實施過程中的盈余管理的程度，未考慮股權激勵計劃草案公布前管理層盈余管理情況。

從2010年起，我國實行股權激勵的上市公司數量大幅增加。然而由于股權激勵方案設計不合理，往往誘發高管的利己行為。因此，如何完善股權激勵機制，使其在發揮股權激勵的最初目的的同時減少對盈余的負面影響，是一個值得探討、研究的問題。本文深入分析了股權激勵計劃公布前一年管理層對盈余的操縱行為，以及股權激勵計劃草案公布以后股權激勵程度與盈余管理程度的相關性，為我國企業改善治理結構、建立更加全面有效的股權激勵制度提供了一定借鑒。

2 理論分析與研究假設

由于股權激勵方案往往有較為嚴格的業績要求，包括營業收入增長率、ROE、凈利潤增長率等指標。而管理層為了得到高薪資報酬，往往會在股權激勵草案前一年進行負向的盈余管理，從而使基準年度績效水平較低，大大降低股權激勵實施后的行權難度。同時，管理層希望通過負向操縱盈余，降低公司二級市場股票價格，進而獲得較低的行權價。基于此，本文提出假設1。

假設1：管理層為實現自身利益的最大化，會在股權激勵計劃草案前一年進行負向盈余管理。

股權激勵計劃使得管理層也有機會共享公司的剩余財產。股權激勵契約中規定的條款表明，激勵性報酬往往與管理層的經營業績掛鉤，如果公司業績良好，管理層便得到豐厚的報酬；如果公司業績欠佳，管理層的報酬則會付諸東流。在我國弱式有效的資本市場的條件下，管理層與所有者信息不對稱的現象仍較為嚴重。管理層追求個人利益進行盈余管理是作為“經紀人”在機會主義觀主導下自利行為的必然結果。因此，在股權激勵實施過程中，在其他條件不變的情況下，激勵股權占總股本的比例越大，即激勵程度越大，則管理層通過股權激勵獲得的收益占總薪酬的比例就越大，進而管理層進行盈余管理謀求個人利益的動機就越大，管理層進行盈余管理的程度也就越大。基于此，本文提出假設2。

假設2：股權激勵程度與盈余管理程度呈正相關關系，股權激勵程度越高，上市公司盈余管理程度越大。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文實證研究選取的初始樣本是2014年股權激勵草案公告的193家滬深兩市A股上市公司。在采集資料后加以整理，為了確保數據的有效性，對樣本做以下處理：剔除金融及保險行業上市公司；剔除2014年IPO的上市公司；剔除數據殘缺或披露信息不全的上市公司；剔除凈資產收益率和資產負債率異常的上市公司；剔除ST、*ST的公司，以及近10年中由會計師事務所出具過保留意見、無法表示意見或否定意見的上市公司。經過篩選后，我們最終獲得了2014年股權激勵計劃草案且基準年度為2013年、樣本規模為176家的滬深兩市A股上市公司的樣本。

4.3 股權激勵與盈余管理相關性實證檢驗

4.3.1 描述性統計

根據變量定義表1，用Excel計算出2014年樣本各變量的值，并對各變量進行基本描述分析，見表6。

首先分析解釋變量：衡量股權激勵水平的激勵標的物/公司總股本（RATIO）極小值為0.89%，極大值為4.88%，均值為3.14%，說明我國上市公司股權激勵程度還比較低。衡量股權激勵水平的樣本公司金額最高的前三名高管的報酬總和的自然對數（LnTOP）在12.227～16.198，轉換成金額最高的前三名高管報酬總和就是在204229.57～10831834.55，最大值為最小值的53倍左右，說明樣本公司的高管報酬比較懸殊。

其次分析被解釋變量：由表6可以看出，樣本公司總資產規模的自然對數（LnSIZE）最小值為19.977，最大值為26.155，如果轉換為資產規模總值，最大值將會高于最小值10倍左右，樣本公司之間資產規模還是相差比較懸殊的；并且其均值為21.9309，在整個上市公司資產規模中處于中低水平，說明上市公司規模較小，在公司治理方面比較靈活，管理層進行盈余管理的動機更大。從公司財務杠桿來看，資產負債率（DEBT）最小值為4%，最大值為81.4%，資本結構相差很大，其均值為38.36%，說明大多數公司的資本結構傾向于穩健結構，總體來說公司財務風險不高，債務契約對公司壓力不大。從第一大股東持股比（BLOCK）來看，最小值為5%，最大值為82%，相差懸殊，均值為33.26%，說明大部分實施股權激勵的上市公司股權結構較為集中。從凈資產收益率（ROA）來看，資產收益率最小的公司處于虧損態，盈利水平為-4%，而資產收益率最大的公司盈利水平高達24%，均值5.87%，業績方面表現出的差異可能會導致業績較差的公司通過盈余管理來掩蓋自己的真實虧損情況。從管理費用（EXP）來看，最小值為16.82，最大值為22.77，均值為18.9445，可見實施股權激勵的公司對管理費用方面的開銷相對較少。

4.3.2 Pearson檢驗

為了避免解釋模型的建立過程受多重共線性的影響，本文在進行線性回歸分析前，首先對全部擬使用的解釋變量和控制變量進行相關性分析。用簡單相關系數檢驗方法對變量之間的多重共線性問題進行度量。用SPSS18.0進行Pearson相關分析，見表7。

根據Pearson相關分析原理：Pearson相關系數的絕對值小于等于0.3時，兩變量微弱相關；其絕對值大于0.3同時小于等于0.5時，兩變量低度相關。基于此對Pearson相關性分析結果進行分析：

從表7中可以看出，盈余管理程度DA和股權激勵強度RATIO之間的相關系數為0.216，在0.01水平上顯著正相關，因此盈余管理程度與股權激勵程度呈正相關，與預期一致，從定性角度初步驗證了假設2。

通過表7變量相關性分析結果可以看出，這8個變量兩兩之間存在相關性，且一些變量之間相關性較為顯著。比如，前三名管理層薪酬總額的自然對數和公司規模、管理費用的相關系數較大。但總體來看，自變量之間相關性并不太大，相關系數的絕對值最大值為0.447，可見相關系數的絕對值均遠小于1，可認為自變量間不存在嚴重的多重共線性問題，因此不會對構建的模型的回歸結果造成不利影響。

4.3.3 回歸分析

利用整理后的數據用SPSS18.0進行回歸分析，假設各變量之間存在線性關系，按式（6）建立回歸方程，見表8。

對多元線性回歸結果進行分析。首先對模型進行擬合優度分析：雖然R-squared為29.2%，Adjusted R-squared并不是很高，不過與前人的統計結果相當。考慮其原因，可能是因為股權激勵并不是對可操縱性應計利潤DA產生影響的唯一因素，所以擬合度不高也是正常的。并且根據計量經濟學的分析，樣本容量的多少以及變量的多少也會影響模型的擬合優度檢驗。

下面再看F檢驗結果：F檢驗用來檢驗被解釋變量與解釋變量之間是否存在線性關系，F值越大說明解釋變量造成的被解釋變量的變動要大于隨機因素對被解釋變量的影響。我們得出該模型F值為2.473，對應的p值為0.035，在顯著性水平為0.05的假設條件下，方程具有統計學意義，從而說明該回歸模型的線性關系是顯著的，即通過該模型可以反映被解釋變量與解釋變量之間的關系。

再對解釋變量與控制變量的顯著性進行分析：衡量股權激勵水平的激勵標的物/公司總股本（RATIO）、衡量股權激勵水平的樣本公司金額最高的前三名高管的報酬總和的自然對數（LnTOP）、資產負債率（DEBT）、第一大股東持股比（BLOCK）、凈資產收益率（ROA）均通過了置信水平為0.1的顯著性檢驗，不過顯著性水平普遍不是很高。樣本公司總資產規模的自然對數（LnSIZE）和管理費用（EXP）沒有通過置信水平為0.1的顯著性檢驗。

因此，剔除LnSIZE和EXP兩個變量，保留RATIO、LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA五個變量，重新構造模型對盈余管理程度進行檢驗分析。

由新模型的回歸結果，我們發現，剔除了LnSIZE和EXP兩個變量后，模型的R-squared，Adjusted R-squared均有明顯提升，說明剔除后擬合優度好于剔除前的擬合優度。且F值明顯變大，p值明顯變小，且通過了顯著性水平為0.01的顯著性檢驗，說明了剔除后得到的新回歸方程更加顯著。通過觀察自變量的回歸結果，可知解釋變量RATIO和控制變量LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA均通過了顯著性水平為0.01的顯著性檢驗，遠遠好于沒有剔除變量時通過0.1的置信水平，這表明這五個變量對實行股權激勵的上市公司的盈余管理程度有顯著的影響。

5 研究結論與政策建議

本文針對股權激勵計劃草案披露前一年管理層的盈余管理行為進行研究，結果表明，管理層為實現自身利益最大化，會在股權激勵計劃草案前一年進行負向的盈余管理；股權激勵程度與盈余管理程度呈正相關關系，股權激勵程度越高，上市公司盈余管理程度越大。我國的股權激勵制度還不夠完善，仍處于探索階段，需要相關政策的建立以抑制高管盈余管理的行為。對此提出以下政策建議。

5.1 完善股權激勵機制設計

在設置考核指標上，可以考慮引入經營者難以操縱的經營性損益項目作為衡量指標；在股權激勵的期限設置上，適當將現階段采用的等待期、限售期、行權期和有效期加以延長，以使經營者更加關注企業的長期發展；同時，在設計針對經營者的激勵機制時，也要考慮約束機制對經營者執行效率的影響，要使二者相輔相成，盡可能發揮股權激勵在公司治理上的積極作用。

5.2 建立健全經理人市場

對于完善的經理人市場，可以通過對職業經理人信用、能力、履歷進行跟蹤記錄，減少職業經理人與外部股東之間的信息不對稱現象，對職業經理人形成一種無形約束，從而促使其自覺遵守市場規則，從自身信用建立和公司長期利益出發努力工作，降低“道德風險”。

5.3 協調發揮企業內部和外部的監督作用

從企業內部的角度分析，可以通過公司股權結構多元化，增強薪酬委員會及審計委員會的獨立性，建立健全有效的監事及獨立董事問責、監督機制，真正發揮企業內部的監督與約束作用。從企業外部的角度分析，一方面，可以進一步完善現行會計準則以及相關法律法規，縮小因制度不健全而為管理者進行盈余管理創造的空間；另一方面，可以強化信息披露機制，不僅可以減弱股東與管理者之間信息不對稱的現象，還將有助于資本市場效率進一步提高。

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