Xxx大學畢業(yè)設計論文-PAGE34-我國上市公司高管持股情況與公司績效的實證研究TheEmpiricalResearchofRelationsbetweenManagerHoldingsandCorporatePerformancewithinChineseListedCompany摘要委托代理問題，即經(jīng)營者激勵與約束問題是公司治理研究的一個重點問題。股權激勵于上世紀80年代在西方企業(yè)廣泛實施，在解決委托代理問題上取得了極大的成功。而目前股權激勵機制在我國面臨著與西方不同的企業(yè)經(jīng)營環(huán)境和條件，面臨著不同的市場發(fā)展階段，如何在國內(nèi)合理應用這一先進的公司治理理論，其實施究竟是否要作相應的調整，是否能產(chǎn)生正面的效果，仍需要實證檢驗。本文系統(tǒng)回顧了國內(nèi)外關于公司高管持股情況與公司績效的研究，并以上海和深圳證券交易所的744家上市公司為研究樣本，對我國上市公司高管持股情況與公司績效的相互關系分別使用一次模型和三次模型進行實證研究。研究發(fā)現(xiàn)，當高管持股比例相對較低和相對較高時，高管持股比例與公司績效呈負相關關系，只有在中間一個合適的范圍內(nèi)，兩者才呈正相關關系。該結果理論上的解釋就是高管持股比例在較低水平時，其增加所帶來的利益趨同產(chǎn)生的正效應小于控制權分散所產(chǎn)生的負效應；當這個比例增加到適中的水平時，正效應增大到大于控制權分散導致的負效應，使兩變量呈正相關；當該比例較大，使管理層成為控股人時，又違背了公司制經(jīng)營權和所有權分離的初衷，導致效率低下，兩變量再次呈負相關。最后，總結歸納我國上市公司股權激勵機制的現(xiàn)狀與問題，并提出相應的實施建議。關鍵詞：公司治理;高管持股;股權激勵；公司績效AbstractTheagentproblem,namelythemanagerinspirationandmonitorproblem,isaveryimportantoneintheresearchofcompanygoverns.Thestockinspirationhasbeenwidelypracticedinthewesterncompanysincethe80thofthelastCentury,andithasachievedgreatsuccessinsolvingtheagentproblem.Butourcountryhasdifferentbusinesscircumstanceandconditionforthestockincentivemechanism,andwe’reindifferentdevelopstage,sohowtoapplythisadvancedcorporationgoverntheory,andwhetheritsapplicationneedsadjustmentandwhetheritwillgeneratepositiveeffectsarestillproblemsunderempiricalexamination.Thisarticlesystematicallyreviewedbothdomesticandforeignrelativeresearchabouttherelationshipbetweenmanagerholdingandcorporationperformance,andtakethe744companieslistedinShanghaiandShenzhenstockexchangesasthesampletoempiricallyfindtherelationshipbetweenmanagerholdingandcorporationperformanceofthelistedcompanyinourcountry.Atlast,concludingthecurrentstateandproblemsofthelistedcompanyinourcountry,andputtingforwardthecorrespondingimplementationproposal.Keywords：CorporationGoverns;ManagerHolding;StockInspiration;CorporationPerformance目錄TOC\o"1-2"\h\z\u摘要 2Abstract 31前言 52文獻綜述 72.1國外相關文獻綜述 72.2國內(nèi)相關文獻綜述 113我國上市公司高管持股情況與公司績效的實證研究 133.1研究設計 153.2國內(nèi)高管持股現(xiàn)狀統(tǒng)計 193.3模型設計及回歸 213.4本章總結及研究缺陷 274我國上市公司股權激勵機制存在的問題及建議 29致謝 31參考文獻 321前言現(xiàn)代企業(yè)所有權與經(jīng)營權的分離產(chǎn)生了委托代理問題，使得委托人與代理人的追求目標并不相同。企業(yè)所有者需要建立對經(jīng)營者的激勵約束機制來監(jiān)督和激勵經(jīng)營者的行為，使其行為符合所有者的目標，從而降低委托人與代理人之間的代理成本;同時企業(yè)高層管理人員的激勵問題還關系到資源配置效率以及現(xiàn)代企業(yè)治理機制的完善，所以這個問題成為了各方關注的焦點。激勵方式在現(xiàn)代公司制度中是多種多樣的，其中股權激勵是很重要的一項有效解決企業(yè)委托代理問題的舉措。早在20世紀80年代，股權激勵機制就已經(jīng)在西方企業(yè)廣泛實施，并取得了較大的成功。在歐美成熟市場，股權激勵被視為解決現(xiàn)代企業(yè)“委托-代理”問題的重要途徑，促進公司高層管理人員與股東形成利益共同體的有力手段。據(jù)了解，美國規(guī)模100億美元以上的大公司，其首席執(zhí)行官（CEO）的薪酬構成中長期股權激勵計劃占65%。隨著企業(yè)公司制改革的深入，我國上市公司也開始探索用股權激勵來激發(fā)高層管理人員的積極性和創(chuàng)造性。自從證監(jiān)會主席周正慶在1999年10月14日“在高科技上市公司中可以試行股票認購權”的講話以來，高層管理人員的股權激勵在我國取得了較大的發(fā)展。自2005年以來的股權分置改革以及MBO政策解禁，我國迎來了新一輪高層管理人員股權激勵改革的高潮。2006年1月出臺的《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》以及2006年2月出臺的《新企業(yè)會計準則—第11號，股利支付》，為進一步規(guī)范上市公司的股權激勵措施提供了法律依據(jù)。根據(jù)傳統(tǒng)的代理理論,公司經(jīng)理是風險回避型的,而股東是風險中性的。當經(jīng)理對公司沒有剩余索取權時,他們就會回避風險較高而收益較高的項目,而選擇風險較小收益較低的項目。當經(jīng)理擁有公司剩余索取權時,即持有公司股份時,他們就會投資收益較高的項目,從而使自己福利水平得到提高。因此,當公司高級管理人員持有公司股份時,就如給他們戴上了“金手銬”,公司利益與個人利益就緊緊地捆在一起。這樣看來管理層持股水平和公司績效應該同向變動。由于我國市場經(jīng)濟所處的階段不同，這種激勵機制在我國所面臨的環(huán)境和條件不同，理論上先進有效的激勵機制應用到國內(nèi)未必能產(chǎn)生同樣的激勵效果，上市公司特殊的股權結構使其與公司績效之間的關系呈現(xiàn)出與理論分析及國外實證結果相悖的復雜狀況。對于我國來說，證券市場起步較晚，特殊的國情使得我國的高管股的組成有別于西方國家。我國的高管股有一部分是從內(nèi)部職工股轉化過來的，并且國家規(guī)定這部分股不能轉換為流通股，在高管任期內(nèi)不得轉讓。這使得這部分高管股雖然目的上是融資而不是激勵，但也在客觀上有激勵高管的作用。高管股的另一部分是企業(yè)對高管人員的股權激勵形成的。所以管理層持股水平與公司績效的關系自從成為國內(nèi)眾多學者爭論的焦點以來，至今尚未形成讓眾人信服的一致結論。2007年5月29日，上海榮正投資咨詢有限公司研究報告顯示：上市公司高管個體持股對公司的業(yè)績影響并不很大。不過，高管團隊持股與企業(yè)的經(jīng)營效率則有著顯著的相關性，但這對企業(yè)的絕對業(yè)績規(guī)模沒有顯著影響。報告認為，隨著股權激勵計劃在上市公司的逐漸實施，高管持股市值與企業(yè)的業(yè)績相關性會逐漸加強。而高管薪酬的制定也已經(jīng)不僅僅依賴于企業(yè)的規(guī)模指標，越來越與企業(yè)的經(jīng)營效益掛鉤。在這樣一個實施股權激勵外部環(huán)境不夠成熟的情況下，如何在國內(nèi)合理應用這一先進的公司治理理論，其實施究竟是否要作相應的調整，是否能產(chǎn)生正面的效果，仍需要實證檢驗。本文系統(tǒng)回顧了國內(nèi)外關于公司高管持股情況與公司績效的研究，并以上海和深圳證券交易所的上市公司為研究樣本，對我國上市公司高管持股情況與公司績效的相互關系進行實證研究，總結歸納我國上市公司股權激勵機制的現(xiàn)狀與問題，并提出相應的實施建議。2文獻綜述對于股權激勵機制的研究可以追溯到1932年Berle與Means的著作《現(xiàn)代公司和私有財產(chǎn)》。這本書提出了關于管理層持股和公司績效之間存在著一定的關系。當管理層持股比例越低時，這就意味著公司績效與管理者自身的關系越小時，越容易形成管理者特權消費行為，從而降低企業(yè)價值。自此大量的文獻開始關注管理層持股對公司績效的影響，但研究得到的結果卻眾說紛紜。自此開始回顧一下國內(nèi)外學者在這一領域主要的研究成果。2.1國外相關文獻綜述2.1.1早期研究結果由Taussings和Baker在1925年完成了前期的研究，經(jīng)過研究他們發(fā)現(xiàn)了企業(yè)管理者的薪酬與企業(yè)業(yè)績之間的相關性比較小，不夠顯著。Berle和Means[1]在1932年的研究中指出，由于股權分散，傳統(tǒng)經(jīng)濟秩序的基礎已經(jīng)受到極大影響，發(fā)生嚴重動搖，公司管理者或者由于沒有股權，或者股權太小，都對利潤最大化不感興趣，無法與公司所有者達成利益一致。針對這樣的情況，他們認為應當通過給予經(jīng)營管理者一定數(shù)量的股權來激勵他們提高工作績效。從上個世紀六十年代開始，Mcguire、Chiu和Elbeing、R.Massnl、W.Lewellen和B.Huntsaman等都使用不同時間跨度下的數(shù)據(jù)研究了企業(yè)管理者的薪酬與企業(yè)業(yè)績之間的相關性。Jensen和Meckling[2]在1976年指出應采用高管持股作為一種內(nèi)在激勵機制來創(chuàng)造性的解決代理問題，統(tǒng)一高管層和股東的利益目標函數(shù)，以此來有效地降低代理成本，提高公司績效。但上述傳統(tǒng)觀點隨著高管層持股在西方各個國家企業(yè)的逐步普及受到了質疑。Jensen和Fama1[3]在1983年的研究中指出，由于持有了公司大量股權的經(jīng)理人員可能能夠有強大的影響力來保證公司會以高薪聘用他們，所以他們?nèi)菀壮聊缬诜莾r值最大化目標。Demsetz和Lehn在1985年的研究中指出，利用1980年美國511家公司的會計利潤率對各種股權集中度進行回歸，發(fā)現(xiàn)股權集中度和會計利潤率之間不存在顯著的相關關系。Stulz[4]在1988年的研究中指出，在考慮到接管市場的情況下，不同管理層持股水平將改變公司的并購溢價水平，從而公司價值將隨著管理層持股水平的增長出現(xiàn)先上升后下降的倒U型趨勢。Morck、Shleifer和Vishny[5]在1988年的研究中指出，在檢驗371家500強企業(yè)以后，發(fā)現(xiàn)董事會成員持股比例與公司績效存在N型關系。Kole在1994年的研究中提供了所有權與公司績效之間存在的因果關系證據(jù)，指出公司績效決定所有權結構，而不是被所有權結構所決定。Himmelberg、Hubbard和Palia[6]在1999年的研究中指出高管層持股與公司績效之間不存在顯著的關系。2.1.2近期研究成果如果從實證研究的角度來看，國外學者對高管層股權的激勵效應主要有以下幾類：(1)線性關系觀點最典型的是Jensen和Murphy[7]的文章。根據(jù)他們在20世紀80年代末對1969-1983年間的大型公眾持股公司從現(xiàn)今報酬、內(nèi)部持股方案和解雇威脅所產(chǎn)生的激勵作用，考察了這幾種報酬形式對業(yè)績的敏感后得出：股東利益和管理人員薪酬激勵多少之間只有一種非常微弱的聯(lián)系，代理理論所闡釋的關于股基薪酬的激勵效果在現(xiàn)實中并沒有得到太好的實現(xiàn)。同時，他們的研究還表明，雖然公司中總經(jīng)理的薪酬與企業(yè)業(yè)績聯(lián)系不強，但高管人員持股所起的作用相當重要。Mehran[8]在1995年的研究中隨機抽樣了1979-1980年的153家制造業(yè)公司的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對CEO的激勵薪酬是CEO提高公司績效的動力；公司績效與CEO持股比例正相關；外部董事人數(shù)較多的公司傾向于較多地使用以股權為基礎的薪酬激勵制度。Hall和Liebman在1998年的研究中指出：股權工具在美國有利于使高管人員收益與企業(yè)業(yè)績的聯(lián)系更緊密。自1980年以來，由于經(jīng)理股票期權的大量使用，總裁報酬與對公司業(yè)績敏感性顯著性增加，表明股票期權的激勵作用是顯著有效的。Kersh(1974),Rosen(1982),Kerstuke(1983),Barro(1990),Conyon和Schwalbach(1999)等人研究了高管層薪酬與企業(yè)規(guī)模之間的關系。研究的結果表明,高管層薪酬和企業(yè)規(guī)模之間具有顯著的正相關關系。即，高管層薪酬會隨著企業(yè)規(guī)模的增大而增大，較搞的高管薪酬通常是與較大的企業(yè)規(guī)模相聯(lián)系的。(2)外生性觀點（非線性關系觀點）所謂外生性視角是指把管理層股權作為一個獨立的外生變量，研究其對公司經(jīng)營績效的影響作用。此觀點主要的研究結論都指出：公司績效與管理層持股比例之間關系為非線性的。如前面所提到的，Stulz在1998年的研究中指出，同過對管理層持股比例與公司績效關系進行建模分析，可以發(fā)現(xiàn)公司績效先隨著內(nèi)部人持股的增加先增加后下降，呈現(xiàn)一個倒U型趨勢。Hermalin和Weisback[9]在1998年的研究中，以紐約證券交易所（NYSE）的142個上市公司為研究樣本，使用滯后公司績效一期的管理層股權數(shù)據(jù)研究管理層股權與公司績效的關系，研究結果如下：當管理層股權處于0%—1%之間和5%—20%之間時，公司績效隨高管層持股水平的增加而提升；而在1%—5%之間和超過20%時，公司績效隨高管層持股水平的增加而下降。類似的研究還有：Chen、Hexter和Hu's[10]在1993年的研究中采用1976、1980和1984年《財富》500家大公司作為樣本，分別檢驗了高管層持股水平與公司績效之間的關系，發(fā)現(xiàn)托賓Q值是高管層持股水平之間的相關關系如下：當股權在0％～5％之間時，托賓Q值隨著高管層持股水平的增大而上升；當股權增加到12％時，托賓Q值隨著高管層持股水平的增大而下降；當股權超過12％時，研究結果則隨著樣本年度的不同會有所變化。Griffith[11]在1999年的研究中，著重檢驗了CEO持股對公司績效有重要影響這一假設，發(fā)現(xiàn)公司績效是托賓Q值的非線性函數(shù)。具體的說就是當CEO持股比例在0％～15％時，Q值隨著高管層持股水平的增大上升；當CEO持股比例上升到50％時，Q值隨著高管層持股水平的增大下降，當CEO持股比例超過50％時，Q值隨著高管層持股水平的增大再度上升。Morck,Shleifer和Vishny在1988年的研究中則指出：在公司高管層持股比例達5%之前，Q值隨高管層持股比例的增加而增加；接著，Q值隨公司高管層持股比例的增加而下降，當公司高管層持股比例增加到25%時出現(xiàn)拐點；最后，當公司高管層持股比例超過25%時，Q值隨公司高管層持股比例的增加而增加，但是增加速度比較緩慢。

通過對紐約證券交易所（NYSE）和美國證券交易所（AMEX）1976年1173家樣本公司以及1986年1093家樣本公司托賓Q值與股權結構關系的實證分析，McConnell和Servaes（1990）得出一個顯著性的結論，即托賓Q值與公司高管層持股比例之間具有高次曲線關系。在高管層持股比例達到大約40%-50%之前，曲線向上傾斜；此后，曲線緩慢向下傾斜。他們還發(fā)現(xiàn)Q值與機構投資者所有的股權比例之間呈顯著的正相關。相反，他們發(fā)現(xiàn)Q值與大股東的股權比例之間沒有顯著的相關關系。這些實證分析基本上和公司績效是公司股權結構的函數(shù)的假說相一致。Bahart和Roesnsetin在1998年的研究中建立了董事會結構、高管層持股與企業(yè)業(yè)績的聯(lián)立方程，并運用敏感性分析考察了聯(lián)立方程估計的顯著性，發(fā)現(xiàn)了一些支持Morck、Shleifer和Vishny在1988年和Servaes[12]在1999年的研究成果。同時，McConnell和Servaes[13]，Steiner、thomas和Lorenz，Myeong-Hyeon和Cho，以及Holderness、Kroszner和Sheehan在各自的研究中也都發(fā)現(xiàn)，美國的公司績效與高管層持股比例之間存在非線性關系。(3)內(nèi)生性觀點早期的研究忽略了股權結構的內(nèi)生性，近期的研究文獻意識到了這一點，并開始試圖從新的角度去分析管理層持股比例與公司績效的關系，把重點放在了管理層股權的內(nèi)生性問題上。內(nèi)生性觀點與外生性觀點相反，認為管理層股權水平是由行業(yè)、規(guī)模、治理結構、企業(yè)戰(zhàn)略乃至文化、法律、政治等諸多微觀和宏觀因素綜合影響得到的均衡結果，并不是一個獨立的外生變量。絕大多數(shù)西方學者都認可管理層持股比例和公司績效之間存在著關系，但也有一種理論持相反觀點。Demsetz和Cho認為，所有權結構是在均衡中被內(nèi)生所決定的，它取決于公司的外部和內(nèi)部環(huán)境，如行業(yè)、投資機會、成長性、商業(yè)風險和信息不對稱，所以公司的管理層股權和公司績效之間不存在系統(tǒng)的關系。如前文所提到的，Demsetz和Lehn在1985年的研究中證實了這種觀點，這使得管理層持股的作用開始受到較多學者的質疑。Himmelberg等在1999年的研究中拓展了Demsetz和Lehn的研究，加入了一些新變量解釋管理層持股比例。他們采用固定效應模型和工具變量來控制各種可能無法觀察的異質性，例如股東監(jiān)督管理者的能力、無形資產(chǎn)和產(chǎn)品的市場競爭力,運用二次方程、分階段線性回歸方程的方法來預測公司的績效。研究發(fā)現(xiàn)管理層持股與資本/銷售收入、研發(fā)費用/銷售收入成反比,而與廣告費用/銷售收入、凈利潤/銷售收入成正比。當控制這些變量并消除固定公司效應后，高管層持股并不顯著影響公司的績效。Haubirich在1994年的研究中，以Jensen和Murphy研究為基礎,加入了管理人員的風險偏好因素,認為:即使股東利益和管理人員薪酬之間的相關程度很高,這種相關性也會因為其自身帶有極大的不穩(wěn)定性、不可預測性的風險。在英國,Short和Keasey在1999年的研究中采用公司市場價格和賬面值之間比例、股東回報率作為公司績效指標,發(fā)現(xiàn)公司績效是管理層持股比例的二次函數(shù)。該文證實的關系與Morck等類似,只是轉折點較高。Kole在1995年的研究中指出：Morck與McConnell的結果有區(qū)別是因為McConnel和Servaes采用的樣本公司的規(guī)模明顯小于前者；Morck采用了財富500強中的371家樣本公司,都是大規(guī)模公司。雖然Kole得出了大體相同的結論，但她指出：在小公司中即使維持較高的管理層持股比例,仍然能夠保證管理層持股對托賓Q值的正向影響。Yermack在1995年的研究中利用1984-1991年美國792家上市公司的數(shù)據(jù),對CEO的股票期權激勵作了相關研究，發(fā)現(xiàn)使用股票期權作為激勵方式的有效性并不可靠，而且會發(fā)現(xiàn)公司管理層存在操縱消息以利于提高自己期權薪酬價值的行為。然而，內(nèi)生性理論并沒有得到太多學者認可。西方主流研究學者對管理層持股的研究主要還是在肯定兩者存在相關關系的基礎上展開的。(4)相互影響觀點Chung和Pruitt在1996年的實證研究中指出，高管層股權與公司績效存在雙向的影響：當高管層持股比例每增加1%,公司的托賓Q值會相應的增加0.997%,而當托賓Q值增加1%，公司高管層持股比例也會增加1.003%。Agarwal和Knoeber在1996年的研究里也得出了這種觀點，即研究結果發(fā)現(xiàn)管理層股權與公司績效之間的顯著相關關系消失了。在假定高管持股在影響公司績效的同時公司績效也對高管持股產(chǎn)生影響的前提下，Loderer和Martin1997年使用了聯(lián)立方程模型研究了高管持股與公司績效關系的相關問題，研究結果發(fā)現(xiàn)高管持股對公司績效的不顯著的影響也不存在了。以上的兩種觀點盡管都在一定程度上得到了實證數(shù)據(jù)的支持和證明，但由于不具有堅實的理論支撐，并未能在學術界得到較多的認可。(5)逆向因果觀點該理論認為：公司績效影響管理層持股,而不是管理層持股影響公司績效。作為內(nèi)部人,管理者在公司的績效提高時購入股份,或者股東在公司業(yè)績提高時給予管理者股票或股票期權作為獎勵。這種關系被稱為“逆向因果關系”(Reverse-causation)。Cho的研究為“逆向因果關系”,提供了實證支持。2.2國內(nèi)相關文獻綜述由于我國證券市場起步較晚，上市公司年度報告的披露準則也幾經(jīng)修改。所以國內(nèi)關于管理層持股和公司績效的關系的研究近年才剛起步，內(nèi)容主要集中在管理層持股和公司績效是否有關，國內(nèi)學者對于經(jīng)營者股權激勵的實施效應也提出了多種不同的看法。目前我國關于高管報酬的實證研究都是在借鑒國外相關研究的方法和模型基礎上進行的，單獨研究高管持股的很少。(1)無關論袁國良等[1]在1999年的研究中隨機抽取了100家上市公司1996年和1997年的年報為樣本依據(jù)，對這些上市公司高級管理層（包括董事、監(jiān)事和高層經(jīng)理）的持股比例與公司經(jīng)營業(yè)績的相關性進行了回歸分析，回歸結果表明:目前上市公司的經(jīng)營業(yè)績與公司管理層持股比例之間基本不相關，而且，即使非國家控股上市公司，高級管理人員持股比例與公司經(jīng)營業(yè)績的相關性也非常低。因此認為我國上市公司獨特的股權性質是造成管理層股權激勵不明顯的重要原因。魏剛[2]在2000年的研究中以我國1998年所有的上市公司為樣本的研究表明,高級管理人員持股與企業(yè)績效沒有顯著的正相關關系,。他認為我國上市公司管理人員年度貨幣收入偏低,收入水平存在明顯的行業(yè)差異，報酬結構不合理。由于我國股票一級、二級市場存在巨大的差價,持有股份的高級管理人員幾乎不用付出太大的努力,就可獲利,這對于年度報酬并不高的高級管理人員來說,無疑相當豐厚，因此沒有達到預期的激勵效果,僅僅是一種福利制度安排。因此他總結得出認為股權激勵并不對業(yè)績產(chǎn)生影響。李增泉[3]在2000年的研究中以1999年年報披露的848家上市公司中的799家和748家公司為樣本數(shù)據(jù)研究,分別研究了經(jīng)理人員(僅包括董事長與總經(jīng)理)的持股情況、經(jīng)理人員的年度報酬與公司績效之間的關系，發(fā)現(xiàn)我國上市公司管理層人員的年度報酬并不與公司績效有關系,持股制度雖然有利于提高公司業(yè)績,但大部分公司管理層人員的持股比例都比較低,不能發(fā)揮其應有的作用。但是當管理層人員的持股達到一定比例后,股票激勵的影響還是顯著的。陳湘永等在2000年的研究中發(fā)現(xiàn)總體上我國上市公司股權結構與公司績效（EPS,ROE）之間基本不存在正相關或負相關關系。高明華(2001)對管理層持股比例與公司績效(ROE、EPS)的關系進行偏相關分析檢驗,表明管理層持股比例與公司績效基本上不相關。徐二明、王智慧在2000年的研究中則從另一角度，選用公司的戰(zhàn)略績效(相對公司績效、公司的價值成長能力)作為業(yè)績衡量指標，分析了其與高管人員持股的關系，認為業(yè)績指標與高管人員持股之間沒有獲得任何預期的正向關系。(2)相關論國內(nèi)一些學者采用Morck等人的方法對我國的上市公司進行了研究,如劉劍、談傳生[4]在2005年的研究中對2000～2003年331家國內(nèi)上市公司的面板數(shù)據(jù)進行了分析,得出了管理層持股與經(jīng)營績效之間存在三次方關系的結論,但其系數(shù)表明二者呈倒N型關系,即公司績效隨管理層持股水平的上升出現(xiàn)先下降,后上升,再下降的關系。另外有少數(shù)國內(nèi)學者,如王克敏和陳井勇(2004)[5]認為二者成線性關系。張宗益、宋增基(2002)認為企業(yè)績效與管理層持股比例存在立方關系。吳淑琨(2002)通過對上市公司1997～2000年的數(shù)據(jù)的實證分析研究表明,內(nèi)部持股比例與公司績效(總資產(chǎn)利潤率ROA)呈顯著性倒U型相關關系。劉國亮、王加勝[6]在2000年的研究中通過對經(jīng)理人員持股比例、職工持股比例與公司ROA、ROE、EPS的關系進行研究后認為,公司經(jīng)營績效與經(jīng)理人員的持股份額正相關。許承明和濮衛(wèi)東(2003),張俊瑞等(2003)分別發(fā)現(xiàn)公司經(jīng)營績效與董事長、總管理層的持股呈正相關關系。于東智、谷立日(2001)對1999年我國上市公司管理層持股比例與公司績效研究表明,高管人員持股比例總體上與公司績效(凈資產(chǎn)收益率)呈正相關關系,但不具有統(tǒng)計上的顯著性。諶新民和劉善敏(2003)將經(jīng)營者界定為董事長和總管理層,選取加權平均的凈資產(chǎn)收益率(ROE)為衡量上市公司的主要經(jīng)營績效指標,發(fā)現(xiàn)持股比例與經(jīng)營績效有弱相關關系。周建波、孫菊生[7]在2003年的研究中通過對上市公司數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn),實行股權激勵的公司在實行股權激勵前的業(yè)績普遍較高,存在選擇性偏見。同時管理層因股權激勵增加的持股數(shù)與由第一大股東選派的董事比例顯著正相關,并且對于成長性較高的公司,公司經(jīng)營業(yè)績的提高與管理層因股權激勵增加的持股數(shù)顯著正相關。邱世遠、徐國棟[8]在2003年的研究中指出利用上市公司整體的經(jīng)營者持股數(shù)據(jù)進行分析,他們采用兩個獨立樣本的非參數(shù)檢驗,研究高管人員持股量的高低兩類極端樣本數(shù)據(jù)的樣本均值是否有顯著差異,實證分析高管持股是否對公司經(jīng)營業(yè)績有顯著影響。檢驗結果表明,高管持股數(shù)高的公司的經(jīng)營業(yè)績比高管持股數(shù)低的公司的經(jīng)營業(yè)績好,而且這兩類公司的經(jīng)營業(yè)績的差異是顯著的。黃小花[9]在2004年的研究中指出管理層持股比例在0～4.41%的范圍內(nèi)與公司治理績效正相關,在4.41%～32.88%之間時,關聯(lián)程度有所加強,而如果管理層持股比例大于32.08%,則與公司治理績效負相關。徐大偉等(2005)則發(fā)現(xiàn)當管理者持股比例在0～7.5%的范圍內(nèi)，上市公司經(jīng)營績效ROE值與管理層持股比例正相關，在7.5%～33.35%之間時表現(xiàn)負相關，大于33.35%又恢復為正相關。劉劍，談傳生在2005年的研究中以在深圳證券交易所上市的331家公司為研究對象,運用非線性回歸模型對上市公司管理層持股與經(jīng)營績效的相關性進行了實證檢驗。其結果表明公司績效與管理層持股之間存在三次曲線關系:管理層持股在0%—0.1376%之間時,公司績效隨管理層持股比例的增加而下降;管理層持股在0.1376%—0.7462%之間時,公司績效隨管理層持股比例的增加而上升;管理層持股超過0.7462%時,公司績效再次隨著管理層持股比例的增加而下降。他們的研究結果與冉茂盛，賀創(chuàng)在2008年的研究相互印證，后者運用我國414家上市公司1999～2005的數(shù)據(jù),對管理層持股水平與經(jīng)營績效之間的關系進行實證研究。研究結果表明:二者存在顯著的N型關系,但國有上市公司與非國有上市公司的最優(yōu)管理層持股水平存在顯著差異。當前我國管理層持股水平與公司績效處于同向變動階段,因此,上市公司應該通過積極增加管理者持股水平來提升公司業(yè)績。而葉建芳，陳瀟在2008年通過對高科技行業(yè)公司的研究發(fā)現(xiàn)高管持股比例對企業(yè)價值有正方向影響的結論。他們同時也在文章中指出，高管持股這種長期激勵機制不是獨立地影響企業(yè)價值,它受到其他因素的影響。如企業(yè)的股權構成(流通股比例)、資本結構(產(chǎn)權比例)、外部監(jiān)督(機構持股比例)、企業(yè)規(guī)模(總資本賬面價值)、企業(yè)的盈利能力(息稅前利潤/總資產(chǎn))、企業(yè)的風險水平(BETA系數(shù))、年度宏觀因素的影響。3我國上市公司高管持股情況與公司績效的實證研究3.1研究設計3.1.1研究假設根據(jù)根據(jù)文獻綜述中國內(nèi)外關于股權激勵措施和前文中高管持股作用機制的分析，以及“委托代理”理論，我們假設高管持股是一種有效的長期激勵措施，能使企業(yè)高管人員的目標函數(shù)與股東的目標函數(shù)一致，從而為公司長期績效帶來正面效應。在控制企業(yè)規(guī)模、股本構成、董事會結構、資本結構、盈利能力、風險水平、年度因素影響的情況下，高管人員的持股比例與企業(yè)價值呈正相關關系。目前，國內(nèi)用于描述高管人員持股比例與企業(yè)價值相關性的模型主要有一次模型和三次模型兩大類。H1:企業(yè)價值和公司高管人員持股比例存在一次正相關關系。Stulz(1988)的并購溢價模型認為,管理層的不同持股水平將改變公司控制權交易雙方的博弈地位:在管理層所有權水平較低時,控制權相對分散,面對收購時提出的要價較低,此時提高管理者所有權會使控制權向內(nèi)部人轉移,就有可能要求更高的價格,從而增加公司價值。但當管理層持股比例接近50%時,收購者的收購意愿將顯著下降,收購出價也會下降;與此同時,由于接管壓力的減小,管理層努力水平將下降,并傾向于對公司利益進行侵占。公司價值隨管理層持股比例的增加呈現(xiàn)先增加、后下降的態(tài)勢。決定這一動態(tài)過程的實際上是兩類相反力量的共同作用:一種力量使得公司績效與管理層持股同向變動,另一種力量使得二者反向變動。這一點與Morck等人(1988)的基本觀點一致:一方面,隨著持股比例的增加,管理層將更多的趨向于與外部股東利益一致,因此,公司績效與管理層持股同向變動;另一方面,管理層有按自身利益最大化原則分配公司資源的自然傾向,因此,公司績效與管理層持股反向變動。但Morck等人既沒有細化這兩種力量,也沒有給出理論模型,而是認為在任一給定的管理層持股水平上,這兩種力量的強弱關系無法預測。考慮到并購溢價模型預測的拐點出現(xiàn)在50%,而我國上市公司高管持股比例非常低,因此我們認為在目前情況下不宜于采用該模型。根據(jù)（冉茂盛，賀創(chuàng)，羅富碧2008）的研究，本文同意管理層持股與公司績效存在三次方關系的觀點。H2:企業(yè)價值與與高管人員持股比例存在三次方關系3.1.2樣本選擇和數(shù)據(jù)處理時間的選取我們選取國內(nèi)2002年12年31日前上市的公司2004—2007年的年報數(shù)據(jù)作為面板數(shù)據(jù)(paneldata)進行研究。數(shù)據(jù)時間的選取和剔除數(shù)據(jù)的理由如下：第一，由于研究期間上市公司的年報2008年的年報數(shù)據(jù)尚未完全通過審計公布，故所選時間截止至2007年12月31日。第二，2003年以前我國的資本市場還不夠完善，故選擇2003年作為研究的時間起點。第三，有關研究表明，我國首次公開發(fā)行股票的上市公司一般以溢價發(fā)行數(shù)據(jù)來源及處理本文選取全部A股上市公司(1440家)作為初始樣本,數(shù)據(jù)直接來源于CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)通過Excel計算得來。數(shù)據(jù)的篩選步驟如下：第一步，剔除在2002年12年31日前上市的公司，得到1162家公司。第二步，剔除2004—2007連續(xù)4年高管持股數(shù)為零的公司和財務特征異常(如產(chǎn)權比例為負數(shù))的ST板塊的公司，得到最終的樣本744家公司。我們將取得的744家公司4年數(shù)據(jù)做成面板數(shù)據(jù)(paneldata)進行分析。之所以選擇面板數(shù)據(jù)進行分析是因為:單純使用截面數(shù)據(jù)模型或者時間序列模型的研究，有時會使我們的工作局限在某些特定的方面。例如，我們在研究影響公司業(yè)績的因素時，使用截面數(shù)據(jù)模型，可以選擇包括企業(yè)的規(guī)模、資本結構等因素作為解釋變量，分析這些因素對企業(yè)價值的影響。但是無法分析在一個行業(yè)內(nèi)，技術進步、制度變遷、宏觀經(jīng)濟政策等因素對企業(yè)價值的影響。單純使用時間序列模型也存在類似的不足。面板數(shù)據(jù)是若干個截面數(shù)據(jù)的組合，一方面它為計量經(jīng)濟學模型的理論方法研究提供了一個更為豐富的環(huán)境，但更重要的是在實際應用中它能夠用于研究僅用截面數(shù)據(jù)或者時序數(shù)據(jù)所無法研究的問題。3.1.3變量選擇(1)因變量的選取本文以反映企業(yè)價值的指標為因變量。在企業(yè)價值的指標選擇上,前人的研究中存在著多種選擇,歸納起來使用較多的有如下幾種:企業(yè)利潤指標(如ROE、EPS等)如ROE、EPS等是企業(yè)的財務指標,反映企業(yè)過去的經(jīng)營業(yè)績,從本質上來看是企業(yè)的歷史價值體現(xiàn)。一方面它沒有反映企業(yè)的未來,另一方面也容易受到管理層進行盈余管理的影響,不能恰當?shù)胤从称髽I(yè)的真實價值。托賓Q值托賓Q值常被國外的相關研究作為衡量企業(yè)績效的指標,他們認為托賓Q值能反映企業(yè)治理的“附加價值”,并有大量的相關文獻對其價值相關性進行了經(jīng)驗分析。但是,在我國資本市場機制不盡完善的條件下,沿用托賓Q比率衡量企業(yè)績效存在著缺陷:第一,相關計算數(shù)據(jù)難以取得,如企業(yè)資產(chǎn)的重置價值,我們一般是用總資產(chǎn)賬面價值來衡量,但賬面價值與市場重置成本事實上差異很大。第二,權益市場總值是以計算期內(nèi)股票的市場價格乘以發(fā)行在外的普通股的股數(shù)計算出來的,但在我國非流通股占較高比例的股票市場中,大量不能交易的國有股和法人股的估值就很困難,我們不知道流通股的市價是否因為存在大量不能交易的國有股和法人股而過高或過低。為了最大限度地避免財務指標和類似于托賓Q值在衡量企業(yè)價值時的缺陷,我們擬使用CCER數(shù)據(jù)庫中的“股權價值”(LMV)作為因變量。(2)自變量的選擇本文以高管人員作為股權激勵的研究對象，因此在選擇自變量時只考慮高層管理人員的持股情況。高層管理人員持股比例(MH)這一指標較多地被國內(nèi)外學者研究采用，筆者也擬采用這個指標作為研究中的自變量。(3)控制變量的選取企業(yè)規(guī)模（LSIZE）?？傎Y產(chǎn)賬面價值的自然對數(shù)(LSIZE)流通股比例(LR)。股權流動性分裂從根本上損害了上市公司股東之間利益的一致性,使非流通股股東(大股東)與流通股股東(中小股東)之間的利益關系處在完全不協(xié)調甚至對立的狀態(tài)。另外,股票流動性分裂必然引起市場價值的失真。國外某只股票值多少錢是按全流通的概念去計算的,所以股價比國內(nèi)低,市盈率也比國內(nèi)低。而國內(nèi)股票價格被人為地提高了,因為存在非流通股,所以出現(xiàn)了供不應求的狀況。因此,股權流動性分裂客觀上會形成上市公司業(yè)績下降、股票價格不斷下跌與非流通股股東資產(chǎn)增值的不正?，F(xiàn)象,所以我們認為流通股比例(LTG)與企業(yè)價值呈正相關關系。產(chǎn)權比例（CR，也即負債比率）。在信息不對稱條件下,不同的資本結構會影響到公司的治理成本并會導致公司經(jīng)營業(yè)績的差異。在前人的研究中,很多用資產(chǎn)負債率表示財務杠桿。產(chǎn)權比例反映的是企業(yè)負債與所有者權益的比例,實質上與資產(chǎn)負債率相同———不同的產(chǎn)權比例反映不同的財務風險,同時也會造成不同的資本成本,但形式上更直觀地反映企業(yè)的資本結構。因此,我們把產(chǎn)權比例作為影響公司經(jīng)營績效的一個變量。董事會獨立性（IND）。董事會獨立性是董事會結構的一個主要特征，獨立董事對公司經(jīng)營績效的影響是學術界的一個重要研究課題。Baysinger和Butler(1985)、Brickley等(1994)、Peng(2004)以及王躍堂等(2006)的研究結果表明，獨立董事在董事會中所占比例與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績之間存在顯著的正相關關系。但是,Hermalin和Weibach(1991)、Bhagat和Black(2000)、李有根等(2001)、李常青和賴建清(2004)、叢春霞(2004)等許多研究都沒有發(fā)現(xiàn)獨立董事比例和企業(yè)經(jīng)營業(yè)績之間有顯著的正相關關系。也有不少學者研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例高的企業(yè),其業(yè)績反而更差。、Fosberg(1989)發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例和托賓Q之間成反比關系，而與其他業(yè)績計量指標之間并沒有什么相關關系。因此，我們把董事會獨立性作為影響公司經(jīng)營績效的一個變量其他控制變量。此外,我們還考慮到盈利能力、風險水平、年度宏觀因素對研究假設的影響，分別引入“ROA”、“BETA系數(shù)值”(BETA)、年度啞變量來反映以上因素的影響。3.2國內(nèi)高管持股現(xiàn)狀統(tǒng)計為了詳細描述國內(nèi)高管持股現(xiàn)狀，我們根據(jù)高管持股水平的不同和各行業(yè)的不同對上市公司的數(shù)量進行了統(tǒng)計。3.2.1國內(nèi)上市公司不同高管持股水平的公司數(shù)統(tǒng)計圖1：國內(nèi)上市公司不同高管持股水平的公司數(shù)統(tǒng)計以上數(shù)據(jù)來自CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫由上圖表可知，目前國內(nèi)大部分的上市公司高管持股水平較低。持股量在0.1%~1%的公司占絕大多數(shù)。然而，目前部分西方發(fā)達國家的高管持股平均水平則在10%左右，大大高于國內(nèi)的平均水平。根據(jù)代理成本假設可以預見，隨著國內(nèi)高管層股權激勵機制的盛行，上市公司的業(yè)績將會有較大幅度的上升空間。3.2.2國內(nèi)不同行業(yè)的高管持股水平統(tǒng)計表1：各行業(yè)高管持股水平統(tǒng)計行業(yè)分類公司家數(shù)均值最大值中位數(shù)農(nóng)、林、牧、漁業(yè)A390.0014140.023817.48E-05采掘業(yè)B267.18E-050.0010880制造業(yè)C4990.0144910.7480514.34E-05電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)D630.0001590.0096562.41E-05建筑業(yè)E320.0527480.5888727.49E-05交通運輸、倉儲業(yè)F640.0083330.5775471.12E-05信息技術業(yè)G920.0409190.702644.19E-05批發(fā)和零售貿(mào)易H910.002570.340150.000175金融、保險業(yè)I170.00040.0004960.000421房地產(chǎn)業(yè)J630.0009680.0853051.74E-05社會服務業(yè)K420.000720.0425381.69E-05傳播與文化產(chǎn)業(yè)L100.000140.0008140綜合類M740.0005250.0123030.000129ZZ-0.0005240.0083917.62E-05以上數(shù)據(jù)來自CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫觀察上表可以發(fā)現(xiàn)，目前國內(nèi)各行業(yè)高管持股平均水平普遍比較低。相對而言，只有C類-制造業(yè)，E類-建筑業(yè)，G類-信息技術業(yè)的高管平均持股水平是在1%以上，其在制造業(yè)和信息技術業(yè)均屬于高科技行業(yè)。其余行業(yè)的平均值均小于1%。葉建芳,陳瀟在2008年的研究了高科技行業(yè)上市公司高管層持股比例與企業(yè)價值的關系時曾在文中說明：高科技行業(yè)通常具有高成長、增長價值快的特點,這就要求企業(yè)的經(jīng)營者保持長期穩(wěn)定。相對而言,高科技行業(yè)要求經(jīng)營者的知識更新更快,技術水平也更高,行業(yè)的要求使得高科技行業(yè)的經(jīng)營者相對年輕,更會看重長期職業(yè)生涯的發(fā)展,而不僅僅是短期薪金的激勵。而通過本文對各行業(yè)高管持股比例的統(tǒng)計也發(fā)現(xiàn)，高科技行業(yè)在高管激勵機制更偏好于采用股權激勵措施。3.3模型設計及回歸3.3.1模型設計根據(jù)以上設計,我們提出下面的多元回歸模型來研究我們要說明的問題：模型I:根據(jù)H1，本文提出模型I模型II:根據(jù)H2，本文提出模型II：接下來的研究就分別依據(jù)模型I和模型II進行回歸分析。3.3.2變量統(tǒng)計性描述主要變量統(tǒng)計性描述表2：主要變量統(tǒng)計性描述20042005高管人員持股比例年度平均總市值自然對數(shù)流通A股總市值自然對數(shù)高管人員持股比例年度平均總市值自然對數(shù)流通A股總市值自然對數(shù)樣本量186186186186186186最小值0.000001967.891827.210.000001894.261824.62最大值74.805102669.392495.9570.264032656.642516.33平均值1.182402143.222058.151.383142104.992041.01中位數(shù)0.004862127.642045.090.004772087.372028.12標準差7.1733681.4695.357.1881988.04106.4320062007高管人員持股比例年度平均總市值自然對數(shù)流通A股總市值自然對數(shù)高管人員持股比例年度平均總市值自然對數(shù)流通A股總市值自然對數(shù)樣本量186186186186186186最小值0.000001951.161769.290.000002024.551804.04最大值62.259672699.802489.8654.056852784.142547.91平均值1.311092127.602040.391.150992227.032097.30中位數(shù)0.005022109.682023.510.003042210.592091.26標準差6.7434690.6594.165.9270098.53110.02從表2我們發(fā)現(xiàn),2004—2005年這兩年和2006-2007這兩年兩個階段中，高管持股比例平均值分別逐年下降,中位數(shù)也分別逐年變小。同時我們還可以發(fā)現(xiàn)，總市值的平均值和中位數(shù)都逐年下降。從這兩個指標來看樣本公司的企業(yè)價值的平均值和中位數(shù)都在降低。企業(yè)價值均值降低的原因可能與2004到2006年的“熊市”有關。另外，觀察上表可以發(fā)現(xiàn)，目前國內(nèi)高管持股平均水平普遍比較低。并且變化緩慢，從側面反映出我國管理層股權激勵機制發(fā)展遲緩?？刂谱兞拷y(tǒng)計性描述表3：控制變量統(tǒng)計性描述流通股比例獨立董事占高管比例托賓Q每股收益(攤薄凈利潤)高管人員持股比例總資產(chǎn)自然對數(shù)樣本量744744744744744744最小值000.1338-3.399017.41197最大值0.7485310.42857118.89495.33020.74805127.30113平均值0.07581040.1859271.2409110.23853080.00125821.42374中位數(shù)0.0428960.18750.958250.171954.4E-0521.33117標準差0.08320650.042940.9093990.41212150.0677641.040023資產(chǎn)收益率產(chǎn)權比例風險因子年度平均總市值自然對數(shù)流通A股總市值自然對數(shù)樣本量744744744744744最小值-1.7520.009122-4.0956918.94259117.69293最大值2.68956.5485132.83709927.84137125.47912平均值0.03423820.5462871.12103121.50409320.59054中位數(shù)0.02960.536391.12552621.34737120.45143標準差0.07762530.2557440.3024881.01021551.043043以上數(shù)據(jù)來自CCER經(jīng)濟金融研究中心從表3可以看出，2004年到2007年4年間管理層持股平均水平較低。并且中位數(shù)的數(shù)量級為10的-5次方，這從側面反映出我國絕大部分企業(yè)高管持股水平所處的位置。3.3.2回歸分析對整個樣本用模型I的回歸首先根據(jù)模型I，對全部樣本（744家上市公司）進行回歸，結果如下：表4：全部樣本回歸結果回歸系數(shù)預測符號T值顯著性水平.截距項4.642452方向不明確21.156190.0000流通股比例0.308013+2.7427340.0061董事會獨立性-0.376428方向不明確-1.8563080.0635托賓Q0.385700+38.351530.0000每股收益-0.062860+-1.7539170.0795高管持股比例0.139377+1.3335780.1824公司規(guī)模對數(shù)0.777685+78.852000.0000資產(chǎn)收益率2.674154+13.665240.0000負債率-0.555310--17.046160.0000風險-0.023540--0.8486730.39610.784829調整后的0.784176DW檢驗值1.801186F值1201.636由表4可以看出，所有解釋變量均通過顯著性水平檢驗。其中，高管持股比例(MH)與公司績效呈正相關關系，回歸系數(shù)為0.139377，其結果在18%的顯著性水平下顯著，同我們的假設基本相符。流通股比例（LR）的回歸系數(shù)為0.308013，在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明流通股比例對企業(yè)價值有影響，且呈顯著的正相關關系。董事會獨立性與公司績效呈顯著負相關關系，顯著性水平為6%，這符合Fosberg1989年的發(fā)現(xiàn)，即獨立董事比例和公司績效之間成反比關系。負債率與公司績效呈負相關關系，并在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，這可能是因為較高的負債率會導致財務風險的增大，而市場對財務風險比較敏感，從而導致公司估值降低。風險與公司績效呈負相關關系，并在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗。這說明企業(yè)相對于市場的風險越高，價值越低。規(guī)?？刂谱兞靠傎Y產(chǎn)賬面值自然對數(shù)(LSIZE)的回歸系數(shù)在1%的顯著水平上通過檢驗，符號為正，進一步驗證了魏剛(2000)、李增泉(2000)等關于企業(yè)規(guī)模對企業(yè)價值影響的有關結論。盈利能力控制變量資產(chǎn)收益率ROA的回歸系數(shù)這一反映盈利能力的指標在1%的顯著性水平上通過了檢驗，符號與預測一致。不同持股比例區(qū)間的回歸對比考慮到國內(nèi)的高管持股水平普遍偏低，本文將高管持股比例分成若干區(qū)間分別進行回歸，并對比觀察各個區(qū)間的回歸系數(shù)，從而總結出各個區(qū)間解釋變量與被解釋變量相互之間的特性。根據(jù)圖1的統(tǒng)計，我們將全部樣本的744家公司按不同持股比例分為三個區(qū)間，即0~0.1%（605），0.1%~1%（86家），1%~70%(53家)。為了使各個區(qū)間的系數(shù)之間更具有可比性，本文在回歸時對不同區(qū)間的持股比例分別整體乘了一個因子，這樣就能改變系數(shù)數(shù)量級上的差異，方便對回歸結果更好地進行比對。表5：各個區(qū)間的回歸系數(shù)對比持股比例區(qū)間0~0.1%0.1%~1%1%~70%高管持股比例系數(shù)-2.6391370.0226670.217174T值-6.3145391.9678530.982477顯著性水平0.00000.04960.32750.7906680.7918540.751259調整后的0.7898920.7883190.735713通過觀察各個區(qū)間的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，公司價值隨管理層持股比例的增加呈現(xiàn)先減少，后增加的態(tài)勢。隨著高管持股比例的增加，高管持股比例與公司績效由負相關變?yōu)檎嚓P，并且相關系數(shù)逐漸變大。在0到0.1%的持股比例區(qū)間內(nèi)，高管持股比例回歸系數(shù)為-2.639137，并且在1%的顯著性水平通過顯著性檢驗。筆者認為，之所以解釋變量與被解釋變量之間出現(xiàn)負的相關性，是由于高管持股比例偏低，導致高管持股比例增加所帶來的控制權分散效應比較大，而高管與股東利益趨同效應相應比較小，所以公司價值會隨著高管持股比例的增加而減少。在0.1%~1%的區(qū)間內(nèi)，回歸系數(shù)為0.022667，并且在5%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗。解釋變量與被解釋變量的相關性為正是因為，隨著高管持股比例的逐漸增加，控制權分散效應逐漸降低，而高管與股東利益趨同效應漸漸變大，所以公司價值會隨著高管持股比例的增加而增加。而在1%~70%的區(qū)間，解釋變量與被解釋變量的相關系數(shù)更大。結果并不顯著，其原因可能是區(qū)間樣本數(shù)量不夠導致的。對部分樣本用模型II的回歸根據(jù)模型I，對高管持股比例在0.1%~70%的樣本（139家上市公司）進行回歸，結果如下：表6：回歸結果回歸系數(shù)預測符號T值顯著性水平.截距項4.054830方向不明確7.2627540.0000流通股比例0.052415+0.2142740.8304董事會獨立性0.502726方向不明確1.2428720.2145托賓Q0.323803+13.028450.0000每股收益0.071507+0.8318170.4059高管持股比例1.178675方向不明確1.5034020.1333高管持股比例的平方-5.460362方向不明確-1.6497120.0996高管持股比例的立方6.748966方向不明確1.9070510.0571公司規(guī)模對數(shù)0.786656+30.782210.0000資產(chǎn)收益率3.193853+4.7268000.0000負債率-0.660619--6.6988350.0000風險0.196612-2.9745050.00310.793695調整后的0.789397DW檢驗值1.917616F值184.6656由表6可以看出，高管持股比例與公司績效存在顯著的三次方關系,其中高管持股比例的一次方，二次方，三次方系數(shù)顯著性水平分別是13%，10%和5%，驗證了H2。其中,選用托賓Q值作為經(jīng)營績效指標時可以顯著改善回歸結果。通過回歸結果的系數(shù)可以看出,高管持股比例與公司績效呈N型關系,即先上升后下降然后再上升。以高管持股比例作為持股水平指標可以計算出兩個拐點:14.9%和39%,即高管持股比例在0～14.9%區(qū)間時,公司績效隨管理層持股的增加而上升;高管持股比例在14.90%～39.02%區(qū)間時,公司績效隨管理層持股的增加而下降;高管持股比例超過39.02%時,公司績效再次隨管理層持股的增加而上升。這一結果進一步證實了劉劍，談傳生2005年對在深圳上市的公司的N型關系研究結論。3.4本章總結及研究缺陷3.4.1本章總結本章參考國內(nèi)國外相關文獻在研究高管持股比例與公司績效關系時采取的不同方法和模型，分別提出了兩個假設，即假設一，企業(yè)價值和公司高管人員持股比例存在一次正相關關系；假設二，企業(yè)價值與與高管人員持股比例存在三次方關系。并針對兩個假設提出了兩個模型。在對模型I的研究中，本文分別對全部樣本和三個不同樣本區(qū)間進行了回歸，證實了假設一，同時得出高管持股比例與公司價值的相關性會隨著高管持股比例的變化而變化。這一結論與模型二的回歸結果可以相互照應。即當高管持股比例處于比較低的水平時，解釋變量與被解釋變量呈負相關關系，而當高管持股比例增加到一定水平時，管理層與股東的利益趨同效應會大于高管持股的控制權分散效應，此時解釋變量與被解釋變量轉為正相關關系。而當高管持股比例高于一定水平時，高管同時握有公司所有權和經(jīng)營權，則必然導致經(jīng)營效率的降低，使解釋變量與被解釋變量再次變?yōu)樨撓嚓P。該結果理論上的解釋就是高管持股比例在較低水平時，其增加所帶來的利益趨同產(chǎn)生的正效應小于控制權分散所產(chǎn)生的負效應；當這個比例增加到適中的水平時，正效應增大到大于控制權分散導致的負效應，使兩變量呈正相關；當該比例較大，使管理層成為控股人時，又違背了公司制經(jīng)營權和所有權分離的初衷，導致效率低下，兩變量再次呈負相關。最后，總結歸納我國上市公司股權激勵機制的現(xiàn)狀與問題，并提出相應的實施建議。由于國內(nèi)缺乏較高高管持股比例的公司，所以對于較高高管持股水平公司的研究，只能通過模型II進行研究，模型I則缺乏樣本。3.4.2研究缺陷高管持股與公司績效的相關性是一個內(nèi)涵十分廣泛的研究課題，本文僅僅是對高管持股和公司績效關系進行了初步的、探索性的研究。同時,受研究手段與方法、資料與數(shù)據(jù)來源等的限制，文中的一些觀點與結論,可能并不完善甚至與現(xiàn)實經(jīng)濟存在明顯的偏差。具體來看:（1）本文以在A股上市的744家公司為研究樣本，所用數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù)，以保證所得出的結論盡可能反映各種信息。但這種樣本確定方法仍然存在一些不足：一方面,為了控制股票上市初期股價表現(xiàn)不穩(wěn)定和保證樣本數(shù)據(jù)分布年份相對較長,導致所選擇樣本容量相對偏?。涣硪环矫?在樣本公司的篩選上可能存在一定的選擇性誤差。另外,本文的研究結論能否推及到非上市公司也存在一定的問題。因此,在資料和數(shù)據(jù)可獲得的情況下,將研究樣本擴展到非上市公司，其研究結論可能更具普遍意義。（2）由于國內(nèi)高管持股比例普遍偏低，目前國內(nèi)高管持股比例大于1%的企業(yè)只有一百家左右，而大于10%的企業(yè)只有二十家左右，這就導致本文缺乏高水平持股比例公司的樣本。在本文使用一次模型再各個區(qū)間上進行回歸時，只有把1%以上即作為高持股水平的區(qū)間。而實際上，我們需要把10%以上甚至比例更高的區(qū)間做為高持股水平的區(qū)間進行研究。由于缺乏這些數(shù)據(jù)，我們無法在該區(qū)間對假設進行實證檢驗，無法得出令人信服的結論。另外，本文在使用三次模型進行檢驗時，得出的三次函數(shù)第二個拐點在40%左右，同時也得出了40%~70%的持股比例區(qū)間，高管持股比例與公司績效呈負相關關系的結論。然而由于缺乏此區(qū)間的數(shù)據(jù)進行正面研究，我們不能使用模型I在該區(qū)間進行回歸檢驗，我們的結果也只是理論上的結果，缺乏有力的數(shù)據(jù)來說明，無法令人信服。但是目前國內(nèi)大部分公司高管持股比例處于比較低的區(qū)間是不爭的事實。我國企業(yè)股權激勵機制的改革還有很多的路要走，各企業(yè)高管股權普遍有較大的提升空間。隨著國內(nèi)企業(yè)監(jiān)管和激勵機制的完善，會有越來越多的企業(yè)采取股權激勵的激勵方式，也會有越來越多的企業(yè)會進入高管持股比例與公司績效正相關的區(qū)間，這必然會在一定程度上改善國內(nèi)企業(yè)的經(jīng)營績效。4我國上市公司股權激勵機制存在的問題及建議上市公司是我國改制企業(yè)的領頭羊，經(jīng)營業(yè)績和管理機制都優(yōu)于其它國有企業(yè)，因此上市公司高管人員激勵的現(xiàn)實效果研究可以作為持股激勵與公司績效關系狀況的參考。本文對2002年12月31日前上市的并已經(jīng)公布2007年年報的744家A股上市公司為樣本進行了統(tǒng)計，顯示我國上市公司高級管理人員總體人均持股數(shù)量少，比例低，“零持股”現(xiàn)象嚴重；高級管理人員的報酬水平普遍處于與經(jīng)營績效呈負相關的區(qū)間里。上市公司股權激勵機制有待改善和提高。在目前的股權激勵機制下，我國上市公司高級管理人員的持股制度無法達到應有的效果。主要問題如下：管理人員的持股比例偏低，管理層與股東的利益趨同效應不明顯，不能產(chǎn)生有效的激勵作用。目前國內(nèi)只有C類-制造業(yè)，E類-建筑業(yè)，G類-信息技術業(yè)的高管平均持股水平是在1%以上，其中制造業(yè)和信息技術業(yè)均屬于高科技行業(yè)。其余行業(yè)的平均值均小于1%。同國外發(fā)達國家10%以上的平均水平比較而言，我國企業(yè)的高管持股遠遠不夠，說明我國的股權激勵機制還處于起步階段。如此低的持股比例，無法把高級管理人員的利益與股東的利益緊緊地捆在一起。我國上市公司高級管理人員持股制度從一誕生就存在問題。這主要表現(xiàn)在以下兩個方面，一方面是定位不明確。高級管理人員持股僅僅是內(nèi)部職工持股的一個組成部分，并不是一項單獨的激勵制度安排，沒有獨立的目的，也沒有獨立的運行機制和體制保障。由于我國股票一級市場和二級市場存在巨大的差價，持有股份的高級管理人員幾乎不用付出太大的努力，就可獲利，這對于年度報酬并不高的高級管理人員來說，無疑相當豐厚。這就使得我國上市公司高級管理人員的持股變成了一種福利制度，導致?lián)碛惺Ｓ嗨魅喈a(chǎn)生的激勵效應蕩然無存。另外，與西方上市公司高級管理人員的持股計劃相比，我國上市公司高級管理人員的持股有兩個顯著不同的特點：一，它也是一種獎勵，但這種獎勵不是靠表現(xiàn),而是憑公司正式員工資格就可獲得；二是這種獎勵是針對過去的獎勵，是一次性的，將來表現(xiàn)再好可能也不會有。因此,這樣定位不明確的持股制度，僅僅是一種福利性質的補償，并不能起到多大的激勵作用。另一方面是持股制度僵硬。我國的法規(guī)規(guī)定，上市公司高級管理人員在任職期間不能通過二級市場買賣本公司的股票。這樣，高管人員除了在公司初次發(fā)行、增發(fā)新股或送配股(這些機會非常少)時可以取得公司股票外，沒有其他增加持股的渠道。另外，為了控制擴容和提高籌資的效果，國家對內(nèi)部職工股的發(fā)行和交易都有嚴格限制，并且中國證監(jiān)會于1998年12月下文禁止上市企業(yè)發(fā)行內(nèi)部職工股。這些最終使得我國上市公司的高級管理人員的持股處于一個十分僵硬而自我封閉的體系中。國外學者提出的“利益趨同效應”和“掘壕自守效應”在我國上市公司中同樣存在(只是這兩種效應發(fā)生作用的持股比例區(qū)間及其作用方向、力度等存在明顯的差異),從而使與股權激勵機制相配套的約束機制成為必要。另外,在我國上市公司中,由于大多數(shù)公司的管理層持股水平遠低于最優(yōu)持股比例，因此，現(xiàn)階段較大幅度地增加管理層持股有利于提高公司治理效率和經(jīng)營績效，至于管理層持股比例應設定在何種水平，還必須考慮公司的控制權性質、行業(yè)特征、規(guī)模等因素。因此，設計有效的報酬—績效契約，成為迫切需要解決的課題，我們要改變上市公司高級管理人員報酬結構，建立長期激勵與短期激勵相結合的報酬體系,完善高管報酬—績效合同設計機制，以會計盈余為基礎的短期激勵與以市場價值為基礎的長期激勵相結合。其次，要建立有效的約束機制,如優(yōu)化股權結構,強化股東大會的作用，提高董事會運作效率，完善監(jiān)事會制度，建立科學的績效評價體系，嚴格執(zhí)行“先改制、后上市”，進一步完善公司的內(nèi)部治理結構。另外，還要改進上市公司高級管理人員的持股制度，逐步推廣股票期權計劃。變革觀念，破除各種舊的觀念對高級管理人員激勵機制建立的影響，培育有效、穩(wěn)定的資本市場。致謝光陰似箭，日月如梭，不知不覺中我已在華中科技大學度過了美好的四年大學時光。期間，在老師和同學們的關懷和幫助下，我豐富了知識、擴大了視野、提高了能力，為今后的學習與發(fā)展奠定了基礎。在此我要特別的感謝我的導師王詩才老師。他給予我學習和做人上的無私教誨，讓我受益匪淺。同時，感謝所有教導過、關心過、幫助過我的華中科技大學管理學院的老師教授們，是他們幫我打開專業(yè)知識殿堂的大門，使我有更多的機會嘗試著站在理論和實踐的新起點上進行思考。在此，還要感謝在求學期間認識的所有同學和朋友們給予的幫助。感謝王偉洲同學在數(shù)據(jù)處理方面給予的幫助，王偉洲同學有理想，肯奮斗，一直是我學習的榜樣。最后，我要感謝我的父母和親人，是他們一直在背后默默地支持我。參考文獻[1]BerleAdolfA.Jr.,GardnerC.Means.TheModernCorporationandPrivateProperty[M]NewYork:MacMillan,1932.[2]JensenMichaelC.,andWilliamH.Meckling.TheoryoftheFirm:ManagerialBehaviorAgencyCostsandOwnershipStructure[J].JournalofFinancialEconomics,1976,3.[3]JensenMichaelC.,FamaEugeneF..AgencyProblemsandResidualClaims[J].JournalofLawandEconomics,1983,26.[4]Stulz,ReneM..ManagerialControlofVotingRights:FinancingPoliciesandtheMarketforCorporateControl[J].JournalofFinancialEconomics,1988,20.[5]MorckRandall,AndreiShleifer,RobertW.Vishny.ManagementOwnershipandMarketValuation:AnEmpiricalAnalysis[J].JournalofFinancialEconomics,1988,20.[6]HimmelbergCharlesP.,R.GlennHubbard,DariusPalia.UnderstandingtheDeterminantsofManagerialOwnershipandtheLinkbetweenOwnershipandPerformance[J].JournalofFinancialEconomics,1999,53.[7]JensenMichael,C1,Murphy,KevinJ1PerformancePayandTop-ManagementIncentives[J]1JournalofPoliticalEconomy,1990,(98)1[8]Mehran,H.Executivecompensationstructure,ownershipandfirmperformance[J],JournalofFinancialEconomics,1995,38.[9]Hermalin,B.,Weisback,M.S.Theeffectofboardcompositionanddirectincentivesoncorporateperformance[J],FinancialManagement,1991,20.[10]HaiyangChen,J.Lawrence,Hexter,andMichaelY.Hu;"ManagementOwnershipandCorporateValue"[J][M];ManagerialandDecisionEconomics,1993[11]Griffith."CEOOwnershipandFirmValue",ManagerialandDecisionEconomics,1999,20,1-8[12]McConnell,J.J,Servaes,H.Additionalevidenceonequityownershipandcorporatevalue[J],JournalofFinancialEconomics,1990,27.[13]McConnell,J.J.,andServaes,H.,Equityownershipandthetwofacesofdebt[J]1JournalofFinancialEconomics,1995,39.[1]袁國良.上市公司股權激勵的實證分析及相關問題[A].《中國資本市場前沿理論研究文集》[C].北京:社會科學文獻出版社,1999.[2]魏剛.高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效[J].經(jīng)濟研究,2000,(3).[3]李增泉.激勵機制與企業(yè)績效:一項基于上市公司的實證研究[J].會計研究,2000,(1).[4]劉劍,談傳生.管理層持股與公司績效:來自深圳股票市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國軟科學,2005,(10).[5]王克敏,陳井勇.股權結構、投資者保護與公司績效[J].管理世界,2004,(07).[6]劉國亮,王加勝.上市公司股權結構,激勵制度及績效的