股权激励对公司价值的影响篇1
关键词：股权激励；公司价值；股权激励效应；盈余管理；择时问题
中图分类号：F83
文献标识码：a
doi：10.19311/ki.1672-3198.2016.16.044
1引言
公司经营过程中，委托问题（Jenson，1976）是一个核心问题。由于公司管理者和所有者信息不对称，并且所有权和控制权相分离，公司管理者有谋利的动机，因此如何使公司管理者的利益与公司所有者的利益保持一致，一直是学术界关注的焦点。
从最初管理者通过赠与员工福利以达到加快目标完成速度和优化目标完成质量的目的，到现在采用多种激励手段促进公司发展，激励措施的设计经历了复杂的变迁。高力度的激励措施成本较高，而低水平的激励措施又不一定达到预期的效果，这要求企业所有者在进行激励措施设计时必须具有很高的量化水平。然而在实践中，由于人的差异性、经济环境等因素影响，理论上的量化设计较难实现。股权激励制度作为解决股权激励量化设计的途径之一，将公司股票及权益授予管理者，使其以股东的身份参与决策，将传统薪资型激励方案设计中需要考虑的外生影响因素变为内生变量，使管理者的效用函数与公司的利益函数一致。因此，股权激励对公司经营至关重要。
国外就股权激励问题的研究始于20世纪中期，Jensen和meckling（1976）最先对此进行研究，我国研究起步较晚，冯金华（1997）较早引入欧美股票期权的概念及相应激励措施。2006年1月1日我国证监会颁布实施《上市公司股权激励管理办法（试行）》，这是股权激励制度正式引入我国市场的标志，至今已有800余家上市公司先后推出了股权激励方案。股权激励会对公司价值产生什么影响？高管对股权激励会做如何反应？股权激励中股东对管理者的约束是否有效？文章就这些问题展开了说明。
本文将近来股权激励的相关研究进行了归纳整理，主要分为三个部分（如图1）。首先，文章总结了股权激励对公司价值的影响（图1中①），长期表现受利益趋同假说、壕沟效应假说影响，短期是对公司股价的影响。其次，文章陈述了股权激励对高管行为的影响（图1中②），本文从股权激励对高层管理者的盈余管理、择时行为和投融资问题展开。最后，文章讨论股东对激励对象的约束问题（图1中③）。
2股权激励文献综述
2.1股权激励对公司价值的影响
股权激励对公司价值长期影响，是股权激励中研究最久、成果最丰富的主题，此类研究主要建立在利益趋同假说和壕沟效应假说上。
2.1.1股权激励对公司价值长期影响-利益趋同假说
利益趋同假说首先由Jenson和meckling（1976）提出，认为管理者拥有剩余索有权会使其效用函数与股东的效用函数趋于一致，管理层持股比例上升，委托成本将降低，公司绩效会改善。Leland和pyle（1977）构建了考虑信息不对称和道德风险的资本结构模型，发现公司价值随着管理者持股增加而提高。murghy和Jessen（1990）研究股权激励和公司绩效的关系后发现，股权激励比现金激励对高管有更好激励效果。mehran（1995）以公司托宾Q值和Roa为其业绩度量指标进行分析，发现权益薪酬占比和管理层持股比例均与公司绩效正相关。ofek和Yermack（2000）发现股权激励对前期持股数相对较少的高管，具有更明显的激励作用。Davidaboody等（2010）发现经过股票期权价格重置的公司比其它公司有更高的营业收入和现金流量，股权激励可以提高公司绩效。adel和amira（2015）研究了股权激励对公司经营状况和公司现金流的影响，发现他们显著正相关。
在国内的研究中，周建波等（2003）认为经营者持股数量与公司业绩正相关。胡阳（2006）发现股权激励与股票报酬率正相关，且股权激励对成长性高的公司激励效果更佳。李斌等（2009）结合激励约束模型，发现国内民营上市公司对管理者的股权激励有效，但激励强度有限。卢闯等（2015）发现实施股权激励的公司投资增长显著高于未实施的公司。
基于利益趋同假说，国内外学者基本肯定股权激励措施对公司价值的长期影响，管理层的高持股比例、股权激励的形式、高权益薪酬占比、激励股权的增量和提高管理层薪酬水平都对公司价值提升有促进作用。
2.1.2股权激励对公司价值长期影响-壕沟效应假说
壕沟效应假说由Fama和Jenson（1983）提出，该假说认为当管理者持有大量股票时，对公司的控制力变强，受到的监督和约束变弱，有动机利用持股相关权益谋利，增加委托成本，因此股权激励与公司绩效可能存在着非线性相关，即区间效应。morck等（1988）运用分段回归的方法，发现高管持股比例与公司价值（托宾Q值）之间存在区间效应，当持股比例在0～5%时，持股比例与公司价值正相关；当持股比例在5%～25%时，持股比例与公司价值负相关；当持股比例在25%以上时，持股比例与公司价值正相关。mcConnell和Servaes（1990）利用二次模型，发现内部人持股比例与公司价值之间存在倒U型关系，并发现最优持股比例介于40%～50%。Hanson等（2000）研究高管持股比例与股东权益之间的关系，认为较高的股权激励比例会使经营者在谈判中损害股东利益。Chen和Farber（2008）发现公司在发生财务重述后的两年间显著降低了高管薪酬中股票期权的比例，这抑制了高管对高风险项目的投资，最终提高了公司绩效。
国内研究中，魏刚（2000）考察高管持股与公司绩效的关系，发现股权激励仅是福利而非激励，不存在区间效应。陈勇等（2005）对2001年以前实施股权激励的公司进行研究，发现两者的净资产收益率不存在显著差异。王华（2006）等研究发现股权激励与独立董事比例之间存在显著的反向互动关系，与非执行董事比例之间存在显著正向关系且与公司绩效存在显著区间效应（倒U型）。吕长江等（2011）发现选择股权激励多半是出自福利目的，且由于我国市场的特殊性（退市政策的存在），绩效差的公司无力进行股权激励，其效果有限。辛宇等（2012）分析国有公司股权激励的定位困境问题，发现多数国有公司的股权激励兼具激励、福利和奖励三种性质，难以发挥原有的激励效果。沈小燕等（2015）认为实施高管股权激励的公司往往在实施前就具有较好的绩效，且在非国有公司中更为显著，而实施股权激励计划后公司绩效会较实施之前有提高，且在国有公司中更为显著。
基于壕沟效应，国内外学者所做的股权激励与公司长期绩效的研究结论不一。早期的研究认为管理者持股比例对公司的价值的影响呈现倒U型关系，而我国大多数研究则认为管理者持股比例与公司价值没有显著的关系，高管持股会对股东权益产生损害，但又具有激励的性质，故而股权激励多被学者认为是对高管的福利。造成这种状况的干扰因素比较多，有待研究。
2.1.3股权激励的对公司价值的短期影响
一个公司推出股权激励方案，不仅会对管理者产生激励以影响公司绩效，也会作为一种公司发展的信号，吸引市场投资者的注意，使公司股票价格在短期产生异常收益，表现为股权激励效应，事件研究法是研究此类问题的核心方法。
morgan（2001）用事件研究法对S&p500公司研究发现在事件前后3天的窗口期内，公司的累积异常收益率显著为正。Kato（2005）对344日本公司的562起股权激励计划公告进行研究，发现事件日前后2天内有着显著为正的2%的异常收益率，且股权激励和股东权益正相关。而martin（2005）研究了1998-1999年美国公司的情况，发现股权激励事件日前后产生了负的异常收益。HongyanFang等（2015）发现我国实施股权激励公司的股东权益报酬率（Roe）要显著高于不实施的公司，股权激励在短期内对公司价值有促进作用，但是长期并不显著，公司绩效的提升来源于对公司职员的激励。
国内研究中，吕长江等（2009）以2005-2008年股权激励计划草案的公司为样本，发现在草案前后窗口期内，既存在激励效应又存在福利效应。陈华（2011）以我国股权激励预案公告的上市公司为样本，运用事件研究法发现股权激励效应显著为正，侧面证明在公告日前我国证券市场存在信息泄露情况。陈艳艳（2016）利用投资者情绪和管理层权力理论研究股权激励效应，发现短期激励效应为是投资者乐观情绪所致，而无法增加长期股东财富。
关于股权激励短期效应的研究，国内外学者的看法大体一致，即股权激励效在各国市场普遍存在，且对公司价值在短期具有正面影响，在不同经济形势下对不同样本公司的影响具有差异，但是股权激励对公司价值提升的时效性比较短，长期的效果并不明显。
2.2股权激励对高管行为的影响
股权激励会对高管行为产生影响，进而影响公司绩效，本文选取了三个热门研究方向：股权激励与盈余管理、股权激励择时行为、股权激励对投融资的影响。下文将分别对其进行阐述。
2.2.1股权激励与盈余管理
盈余管理的研究始于Demsetz和Lehn（1985），Kadany等（2006）发现管理层中存在盈余管理行为，高管持股和从事内部交易的可能性正相关。苏冬蔚等（2010）从盈余管理的角度得出设计缺陷会导致股权激励具有负面公司治理效应的结论。王烨等（2012）研究发现管理层权力大小与股权激励制定过程中机会主义发生的概率正相关。
2.2.2股权激励与择时行为
Yermack（1997）认为股价上升的原因是高管的择时行为，而与公司绩效无关。Chanvin等（2001）发现在股权激励计划公布前公司股票异常收益率会出现下跌，原因是高管披露负面消息使股价保持在一个较低的水平，以实现股票期权套利。erikDevos等（2015）研究发现Ceo对股权激励时间的选择不是随机分布的，相反80%授予期权的行权时间在股票拆细公告日的当天或者前几天，使得Ceo获得超额的股权激励收益，这进一步说明公司高管在股权激励最终执行前，也通过股票拆细公告来提高股票价格来获取利润。
国内研究中，张治理等（2012）发现以股票期权为激励标的物的激励计划中存在择时行为，而在以限制性股票为激励标的物计划中不明显。祝昱丰等（2014）认为即使不考虑股权激励的短期市场效应，股权激励公告日也可能选择在股价低点。
股权激励中的管理者择时行为问题比较普遍，国内外学者的研究结论比较统一。高管不仅在价格较低的时机获取股票，也通过有利公告的形式抬高股价来获利，委托问题较为凸显。
2.2.3股权激励对高管投融资决策的影响
目前的研究表明股权激励对投资具有促进作用，对非效率投资具有抑制作用。罗富碧（2008）检验了股权激励对高管决策的影响，结果表明股权激励与投资量之间有显著的相互促进关系，且存在内生决定关系。徐倩（2014）分析了在环境不确定性下股权激励对公司投资的影响，结果表明股权激励可以减少矛盾，进而抑制过度投资，也可以减轻管理者对风险的厌恶程度来缓解投资不足。国外学者就此问题的研究趋向于企业实际，Canil等（2015）对比澳大利亚和美国市场，发现在澳大利亚Ceo风险厌恶情况和行权价格与奖励数量负相关，美国Ceo的风险厌恶情况与行权价格负相关，而与奖励数量正相关。
由以上论述看出，股权激励盈余管理和择时效应可以认为是壕沟效应另一视角的诠释，对投融资的影响也和利益趋同假说部分重叠，这说明整个股权激励的研究体系是融为一体的。不同于股权激励对公司绩效的影响的研究结论比较一致，即股权激励中盈余管理和择时行为现象普遍存在，股权激励会促进高管投资。
2.3股权激励中股东对管理者的约束问题
股东对高管的约束与监督也是一个研究的焦点。我国目前关于此问题的研究主要集中在大股东控制权、国有非国有控股以及董事会结构对股权激励的影响。
依照鲍盛祥（2015）的观点，大股东控制权对股权激励效果的影响主要体现在监督和冲突两个方面，主要表现为利益冲突。王华等（2006）研究发现，董事会结构与股权激励是互动影响的，具体表现在股权激励与独立董事比例之间存在显著的反向互动关系，与非执行董事比例之间存在显著正向关系，另外股权激励与公司绩效之间存在显著区间效应（倒U型关系）。夏纪军等（2008）研究大股东控制权对股权激励与公司价值的调节作用，发现大股东控制权对高管持股比例与每股收益之间的关系具有显著影响，并且这种影响在不同股权性质和成长速度的公司中也有差异。总体来说，在我国大股东对管理层具有较大的约束和影响力。而刘存绪等（2011）的研究表明，当实际控制人为国有身份时，股权激励的效果更好。
3结论与展望
本文从三个方面总结股权激励对公司价值影响的相关研究。首先分析股权激励与企业价值的直接关系及主要机理的研究，主要回答“股权激励效果如何”这个问题。其次研究高管行为会对股权激励做出何种反应，并影响公司长期绩效和短期股价，从三个热门角度（盈余管理、择时行为、投融资）回答了“股权激励为何会有以上的效果”的问题。然而，股权激励的影响因素还很多，学者们对此的研究还处在探索阶段。最后回答“如何使股权激励达到理想的效果”的问题，关于此问题的研究成果更少，因而仅仅阐述了其中一个相关问题：即股东权利对股权激励中管理层寻租行为的约束。笔者认为今后需要重点探讨的问题是股权激励方案的设计，包括激励标的物的选择、行权条件等。
我国对股权激励研究起步较晚，目前尚有许多不足之处。例如现在国内关于股权激励的研究大多停留在股权激励与公司绩效、高管盈余管理（经理人机会主义）之间的表面关系，而对于其中的机制和原因，例如股权激励是通过什么途径影响高管行为及公司绩效的；不同的激励方案在不同的公司的激励效果有何区别；不同情况下选取股权激励方案的判断依据；股权激励和股东监督机制的结合等问题仍需探讨。其次，由于我国引入股权激励制度较晚，国内研究的样本量普遍偏小，局限性较大，因此许多结论存在分歧，不具有典型性，未来的研究需要更加完善的样本数据支持。
对于今后的研究方向，笔者认为：首先，我国实施股权激励的效果尚未达到预期目标，这其中的原因急需深入挖掘；其次，在我国市场逐步改革的背景下，探寻政府的政策会对股权激励的影响；最后，在现有研究基础上，分析非理、风险因素等对股权激励效果的影响。
参考文献
[1]aboodyD.n.，JohnsonB，KasznikR.employeeStockoptionsandfuturefirmperformance：evidencefromoptionrepricings[J].Journalofaccountingandeconomics，2010，50（1）：74-92.
[2]adel，B.andamira，B.theimpactofstock-optionsonthecompany’sfinancialperformance[J].BulletinofBusinessandeconomics，2015，4（2），63-72.
[3]CanilJ.m.，Rosser，B.a.evidenceonexercisepricinginCeooptiongrantsintwocountries[J].annalsofFinance，2015：1-28.
[4]Chanvin，p，Shenoy，t.executiveCompensationStructure，ownershipandFinancialperformance[J].JournalofFinance，2001，（28）：253-284.
[5]DemsetzH，LehnK.theStructureofCorporateownership：CausesandConsequences[J].Generalinformation，1985，93（6）：1155-77.
[6]Devos，e.，elliott，w.B.，warr，R.S.Ceoopportunism：optiongrantsandstocktradesaroundstocksplits[J].Journalofaccounting&economics，2015，60（1），18-35.
[7]Famae.F.，JensenmC.agencyproblemsandresidualclaims[J].JournalofLawandeconomics，1983，26（2）：327-349.
[8]Fang，H.，nofsinger，J.R.，&Quan，J.theeffectsofemployeestockoptionplansonoperatingperformanceinchinesefirms[J].JournalofBanking&Finance，2015，（54）：141-159.
[9]HansonR.C.，mSongH.managerialownership，boardstrucreandtheoutdivisionofgainsindivestitures[J].JournalofCorporateFinance，2000，6（1）：55-70.
[10]Jensenm.C.，mecklingw.H.theoryofthefirm：managerialbehavior，agencycosts，andownershipstructure[J].JournalofFinancialeconomics，1976，（3）：305-360.
[11]Kadanyoh，YungJ.eexecutiveStockoptionsandearningsmanagement：atheoreticalandempiricalanalysis[J].management，2006，（18）：224-245.
[12]KatoHK，LemmonmL，Luom，etal.anempiricalexaminationofcostandbenefitsofexecutivestockoptions：evidencefromJapan[J].JournalofFinancialeconomics，2005，（78）：435-461.
[13]LelandeHayne，pyleHDavid.informationasymmetries，financialstructure，andfinancialintermediation[J].JournalofFinance，1977，（32）：371-387.
[14]martin，o，thomas，J.anempiricalexaminationofthestockperformanceofexecutiveStockoptions[J].internationaleconomicReview，2005，（78）：435-461.
[15]mcconnellJ.J.，ServaesH.additionalevidenceonequityownershipandcorporatevalue[J].JournalofFinancialeconomics，1990，27（2）：595-612.
[16]mehranH.executivecompensationstructure，ownership，andfirmperformance[J].JournalofFinancialeconomics，1995，38（2）：163-184.
[17]morckR，Shleifera，VishnyRw.managementownershipandmarketValuation[J].JournalofFinancialeconomics，1988，（20）：293-315.
[18]morgan，a.andpoulsen，a.Linkingpaytoperformance：compensationproposalsintheS&p500[J].JournalofFinancialeconomics，2001，（62）：489-523.
[19]murphy，KevinJ，JensenmC.performancepayandtopmanagementincentives[J].Journalofpoliticaleconomy，1990，98（2）：225-264.
[20]ofeke，YermackD.takingStock：equity-basedcompensationandtheevolutionofmanagerialownership[J].JournalofFinance，2000，55（3）：1367-1384.
[21]YermackD.Goodtiming：Ceostockoptionawardsandcompanynewsannouncements[J].JournalofFinance，1997，（52）：449-476.
[22]鲍盛祥，张情.股权分置改革以来股权激励的研究态势：基于文献的分析[J].财会通讯，2015，（30）：41-44.
[23]陈华.我国上市公司股权激励的实证研究[J].会计之友，2011，（09）：73-74.
[24]陈艳艳.股权激励能够增加股东财富吗？[J].暨南学报（哲学社会科学版），2016，（03）：105-116.
[25]陈勇，廖冠民，王霆.我国上市公司股权激励效应的实证分析[J].管理世界，2005，（2）：158-159.
[26]冯金华.从短期报酬到长期激励：奖金股票化方法[J].特区与港澳经济，1997，（09）：40-42.
[27]胡阳，刘志远，任美琴.设计有效的经营者持股激励机制――基于中国上市公司的实证研究[J].南开管理评论，2006，（05）：52-58，82.
[28]李斌，孙月静.经营者股权激励、约束水平与公司业绩：基于民营上市公司的实证分析[J].中国软科学，2009，（8）：119-131.
[29]林丽萍，蔡永林，廖妍.创业板上市公司股权激励效果实证研究[J].财会通讯，2015，（03）：49-51，59.
[30]刘存绪，何凡.上市公司终极所有权结构与股权激励绩效探究―基于中国上市公司平衡面板数据的经验证据[J].经济与管理研究，2011，（5）：32-38.
[31]卢闯，孙健，张修平等.股权激励与上市公司投资行为――基于倾向得分配对方法的分析[J].中国软科学，2015，（05）：110-118.
[32]罗富碧，冉茂盛，杜家廷.高管人员股权激励与投资决策关系的实证研究[J].会计研究，2008，（08）：69-76，95.
[33]吕长江，郑慧莲，严明珠等.上市公司股权激励制度设计：是激励还是福利？[J].管理世界，2009，（09）：133-147.
[34]吕长江，严明珠，郑慧莲等.为什么上市公司选择股权激励计划？[J].会计研究，2011，（01）：68-75，96.
[35]吕长江，张海平.股权激励计划对公司投资行为的影响[J].管理世界，2011，（11）：118-126，188.
[36]沈丽萍，黄勤.经营者股权激励、创新与企业价值――基于内生视角的经验分析[J].证券市场导报，2016，（04）：27-34.
[37]苏冬蔚，林大庞.股权激励、盈余管理与公司治理[J].经济研究，2010，（11）：88-100.
[38]王华，黄之骏.经营者股权激励、董事会组成与企业价值――基于内生性视角的经验分析[J].管理世界，2006，（09）：101-116.
[39]王烨，叶玲，盛明泉.管理层权力、机会主义动机与股权激励计划设计[J].会计研究，2012，（10）：35-41，95.
[40]魏刚.高级管理层激励与上市公司经营绩效[J].经济研究，2000，（03）：32-39.
[41]夏纪军，张晏.控制权与激励的冲突――兼对股权激励有效性的实证分析[J].经济研究，2008，（3）：87-98.
[42]徐倩.不确定性、股权激励与非效率投资[J].会计研究，2014，（03）：41-48+95.
[43]张治理，肖星.我国上市公司股权激励计划择时问题研究[J].管理世界，2012，（07）：180-181.
股权激励对公司价值的影响篇2
【关键词】股权激励；企业价值；高新技术企业
一、引言
为了满足我国社会日益增长的各项需求，我国对自主创新的重视程度不断加深，高新技术企业也逐步受到密切关注。那么，这些高新技术上市公司中，实施股权激励与企业价值有何关系？股权激励作为一种高管长期激励机制，通过不同方式让公司高级管理者拥有一定比例的公司股票或股权，将高层管理人员的个人利益与公司利益捆绑起来，形成利益共同体，旨在激发高管通过努力工作增加自己的财富，从而达到提升公司价值的最终目的。
高管股权激励的存在有着较长的历史，早在20世纪50年代，股权激励作为企业经营活动中对企业管理者和员工的长期薪酬激励制度产生于美国。在发达国家，股权激励是激励上市公司高管的主要手段，在公司所有权和经营权相分离的状况下，通过股权激励的实施，实现公司委托人与人目标一致，促进公司的长期发展，较好地解决委托—关系，已成为广泛关注的议题。由于中国证券市场起步较晚，并且长期以来的历史原因没有实现真正意义上的全流通，这就为高管股权激励的实施制造了障碍，使其没有发挥出应有的效果。因此，在现阶段我国资本市场还不够成熟的状况下，高新技术企业如何发挥股权激励效应，还需要进行不断的探讨和检验。
二、研究综述
（一）国外研究现状
对高级管理层的激励可以采用多种方式和手段，主要包括薪酬激励与股权激励。股权激励与公司绩效之间的关系是西方金融理论的研究重点和热点。国外学者就高管股权激励对企业价值的影响程度进行了大量的实证分析，主要通过股权激励机制影响公司经营绩效方面进行实证，大部分学者均认为股权激励是一种有效的长期激励方法，也有少量学者认为股权激励效果不明显，管理层股权激励与企业价值不相关。Jensen和murphy（1987）运用成本理论对管理层持股比例与公司绩效的相关性进行了研究，认为尽管高管股权激励可提供优于其他报酬方案的激励，但实际管理人员并不能得到足够有效的激励。Demsetz通过研究得出高管股权激励与企业价值之间是无关的。BebchukFreid，walker认为高管有影响自己薪酬的能力，高管利用手中的权力获得高于合理水平的报酬，这些超常的报酬就是高管权力的租金，也就是说高管持股无法达到激励效果。
还有一部分国外学者认为高管股权激励与企业价值是相关的。Jensen和meckling根据利益一致原则，认为高管股权激励能够有效降低成本，即企业价值随着管理人员持股的增加而增加；morck、shieirer和vishny（1985）根据“利益趋同”和“战壕挖掘”的理论，提出高管持股可能在某一区间内有效，董事股权上升时带动托宾Q的初始成长，反映了董事股权提高带来的刺激效应。
（二）国内研究现状
我国国内对高管持股激励效应的研究相对于国外来说时间较短，由于我国资本市场发展还不够成熟，有一定的限制，我国对此问题的研究方法和模型也较为单一，主要关注于高管激励与企业价值是否相关上。袁国良、王怀芳和刘明（2000）研究认为，上市公司高管持股比例和公司绩效微弱相关或者基本不相关。即使是非国家控股上市公司，高管持股比例与公司经营业绩的相关性也非常低。魏刚（2000）通过对1998年所有上市公司研究表明，经营管理者的年度薪酬与上市公司的经营业绩并不存在显著正相关，而且与企业业绩之间也不存在区间效应。胡铭（2003）指出高管持股比例与企业价值不显著，认为高管持股作为一种福利制度，持股比例偏低，加之旧观念的影响，不能产生有效的激励作用。
但是在近期的研究中，越来越多的文献发现高管股权激励与企业价值有关。刘国亮、王加胜（2000）认为经营业绩与高管所持有的股权大小正相关。吴淑琨（2004）通过oLS法分析得出董事长与总经理的股权激励是有效的，同时，持股董事的比例与公司经营绩效正相关。张宗益、宋增基认为企业价值与管理层持股比例呈“倒U”型变动。
三、研究设计
（一）模型及变量选取
影响企业价值的因素有很多，而且高管股权激励对企业价值的影响可以从多个方面来体现，因而符合多元回归的研究特点。到目前为止，国内外文献就高管股权激励对企业价值关系的研究大多是对样本进行回归分析，鉴于之前学者的研究成果，本文采取多元线性回归模型来研究：
Roe=a0+a1GGB+a2DeBt+a3SiZe+a4JZD+？着
由于研究的是高管股权激励的影响，所以选取高层管理人员持股比例（GGB）作为研究的自变量，同时选取企业利润指标作为研究的因变量，企业利润指标用净资产收益率（Roe）衡量，反映企业过去期间的经营业绩，从本质上体现了企业的历史价值，其综合能力很强，也是我国使用最广泛的业绩指标。而托宾Q值是一项资产的市场价值与其重置价值之比，它也可以用来衡量一项资产的市场价值是否被高估或低估，是否具有较好的增长空间，但由于资本市场发展的不完善，托宾Q理论在我国的应用还存在很多壁垒，缺乏适用性，所以在此先不把托宾Q作为企业价值变量。
除了因变量和自变量之外，本文为了防止忽略控制变量导致实证检验结果出现较大的偏差，参考国外的一些文献，选择了资产负债率（DeBt）、公司规模（SiZe）和股权集中度（JZD）作为本文的控制变量，公司规模选取总资产的自然对数，股权集中度用第一大股东持股比例代替。
（二）数据来源
本文研究我国高新技术企业的股权激励对企业价值的影响程度，选取了公告信息中截至2012年12月31日实施股权激励的37家高新技术企业2009—2011年的数据作为样本，业绩变量、股权结构比例等计算数据来源于国泰君安数据库。为了确保研究样本的准确性和合理性，将数据不完整的企业样本和被St的企业样本刨除，最终获得60个有效样本。数据处理由spss18分析完成。
四、实证研究
（一）描述性统计分析（表1）
从表1可以看出，高管持股比例最大值为64.0939%，最小值为0.0002%，均值为21.3543%，说明高管持股比例适中，但由于最大值和最小值相差巨大，反映出现阶段高新技术企业的产权改革还存在问题。总之，从分析结果上看，各个高新技术企业高管持股比例有较大的不同，比较具有代表性。股权集中度的最小值为8.5，最大值为63，其分布状况与高管持股比例较为相近，样本差距较大，说明高新技术上市公司中第一大股东的持股比例存在明显差距。从公司规模上看，最大值、最小值以及均值差异较小，说明企业规模大小相当，可以排除由于规模效应对分析结果造成的影响。资产负债率既反映企业经营风险的大小，又反映企业利用债务资金从事经营活动的能力，它的样本分布比较分散，差距很大，会对结果产生一定的影响。净资产收益率最大值0.2510，最小值0.0142，差异不是很大，也反映出实施股权激励的高新技术企业的效益并不是很高。
（二）相关性分析（表2）
从表2可以看出，高管持股比例与净资产收益率相关系数为0.789，通过了指定的显著性水平为0.01的统计检验，相关系数为正数，说明高管持股比例与净资产收益率显著正相关，持股比例越高，企业价值越大。股权集中度与净资产收益率相关系数0.603，也通过了指定的显著性水平为0.01的统计检验，相关系数大于0，说明股权集中度与净资产收益率显著正相关，净资产收益率随着股权集中度的提升而增加。资产负债率与净资产收益率的相关系数为-0.197，系数小于0，说明资产负债率与净资产收益率存在负相关关系，资产负债率越小，净资产收益率越大。公司规模与净资产收益率相关系数为-0.032，大部分学者研究认为公司规模与净资产收益率正相关，在此处相关系数为负数，但是系数非常接近于0，且没有通过显著性检验，说明企业规模越大并不一定意味着高管持股比例越高。
（三）回归结果分析
拟合优度检验是对已制作好的模型进行检验，指拟合观测值的理论分布与观测值的实际分布的符合程度。一般来说，R2的取值范围是[0，1]，R2值越接近1表明模型的拟合度越好，R2达到0.9以上拟合度为优秀；0.7到0.9拟合度良好，大于0.5也可以接受。从表3可以看出，R2等于0.693，调整R2等于0.662，虽然R2值没有达到0.7以上，但是接近于0.7，说明模型拟合优度较好。
回归模型的显著性检验：方差分析（analysisofVariance，简称anoVa），又称“变异数分析”或“F检验”。方差分析的目的是通过数据分析找出对该事物有显著影响的因素、各因素之间的交互作用，以及显著影响因素的最佳水平等。从表4可看出，模型的F值为22.532>2，Sig.
从表5中可以看出，高新技术企业高管持股比例与净资产收益率具有正向关系，回归系数为0.002，并且sig.
五、研究结论与启示
本文通过研究得出，高新技术企业的高管股权激励水平与企业价值呈正相关，随着高管股权激励水平的提升，企业价值也会有所增长，可见股权激励是一项有效提升企业价值的激励机制，但并不是实施股权激励的持股比例越大，越有助于提升企业价值，只是在一定的范围内这种关系才会发生。股权集中度与企业价值呈正相关关系，虽然结果并不显著，但一般来说上市公司的股权集中度越高，企业的管理经营便更为稳定。由于股权集中度越高越利于执行长远目标的策略，因此使治理层和管理层意见统一更为可行。
根据本文所选取的20家实施股权激励的高新技术企业连续三年的年报数据来看，虽然样本公司在业绩指标、负债水平和公司规模均存在较大差异，但是样本公司整体的股权激励水平都较低。高新技术企业现阶段正处于竞争激烈的市场环境中，经营者和所有者利益趋于一致，股权激励相对有效。所以，就高新技术企业来说，实施高管股权激励的力度还有可以提升的空间。特别在高新技术企业，创新型人才对企业的发展至关重要，实施股权激励有利于企业稳定和保留人才，进而提升企业价值。
【参考文献】
[1]杨国莉.高管股权激励制的有效性研究[m].北京：冶金工业出版社，2011.
[2]李增泉.激励机制与企业绩效——一项基于上市公司的实证研究[J].会计研究，2000（1）.
[3]魏刚.高级管理层激励与上市公司经营绩效[J].经济研究，2000（4）.
[4]刘慧.员工持股与企业成长速度——基于中小企业上市公司的实证分析[J].经济研究导刊，2011（9）.
[5]叶建芳，陈潇.我国高管持股对企业价值的影响研究——一项来自高科技行业上市公司的证据[J].财经问题研究，2008（3）.
股权激励对公司价值的影响篇3
关键词：股权激励；机会主义行为；薪酬委员会；独立性
股权激励作为公司内部治理的重要组成部分，自20世纪90年代开始已在中国公司摸索发展，2006年《上市公司股权激励管理办法》（试行）（以下简称“办法”）、《国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法》以及股权激励有关事项备忘录的出台，为完成股权分置改革的上市公司实施股权激励提供了规范。作为趋同股东和经理人利益的工具，股权激励初衷是希望经理人通过努力工作，提高公司的价值，进而提高公司股票的价格，达到股东和经理人双赢的局面。但经理人关心的主要是其股权出售的获利，即股票出售时的价格以及获取股权的成本，而非公司长期价值本身。人的有限理性经济人前提，使得经理人会有不劳而获的机会主义行为倾向，若这种倾向实现为机会主义行为，理论上设计有效的减轻股东和经理人成本的股权激励机制不仅不能降低成本，反而会使股东蒙受损失。因此，本文对股权激励下经理人的这些机会主义行为进行分析，为股权分置改革后股权激励合约的优化提供了优化的方向。
一、股权激励薪酬最大化的实现
按照“办法”的规定，上市公司可以采用限制性股票、股票期权以及法律允许的其他方式进行股权激励。不管是限制性股票激励还是股票期权激励，经理人为了实现自身股权激励薪酬的最大化，可以通过努力正确地工作增进公司价值，促使公司股票价格上涨，实现股权激励设计的激励相容；或是最小化获取股权激励的成本，即最小化股权激励的授予（行权）价格以及通过盈余管理、操纵信息披露时间与内容等方式故意抬高出售股权的售价等机会主义行为。这种机会主义行为能否实现，关键取决于经理人是否有能力参与或影响授予（行权）价格的确定以及股票的市场表现。
二、薪酬委员会的独立性
“办法”指出“上市公司董事会下设的薪酬与考核委员会负责拟定股权激励计划草案”，因此，经理人实现其股权激励薪酬最大化的机会主义行为动机需要影响股权激励计划要素即成为了经理人影响薪酬委员会。薪酬委员会的独立性越高，经理人影响股权激励相关要素的可能性就越低，其最大化股权激励薪酬的机会主义行为动机实现的可能性也就越低。薪酬委员会的独立性主要包括其委员的独立性和委员会工作的独立性。中国在《上市公司治理准则》以及《国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法》中都强调了独立董事在薪酬委员会中的重要地位，以保证薪酬委员会的独立性，避免执行董事与薪酬委员会的“合谋”行为所导致的经理人自定薪酬。但由于董事会本身存在问题，导致薪酬委员会沦为公司经理人寻租的工具，为经理人影响股权激励下关键要素的机会主义行为动机的实现提供条件。
1.独立董事不独立。薪酬委员会的独立性根本在于其委员的独立性，虽然薪酬委员会的委员由独立董事主导，但现实中独立董事的不独立，使得薪酬委员会的独立性降低。按照证监会2001年的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》的要求，上市公司董事会、监事会、单独或者合并持有上市公司已发行股份1%以上的股东可以提出独立董事候选人，并经股东大会选举决定。由董事会提名独立董事人选可能使得独立董事成为执行董事的“代言人”，降低其独立性。并且，由于独立董事的薪酬（即津贴和车马费）是由董事会决定后从公司领取，其独立性就有可能因经济的依附性受到影响以至削弱。薪酬委员会的议事不独立。“办法”明确规定，薪酬与考核委员会负责拟定股权激励计划草案，提交董事会审议。股权激励计划需经董事会审议，虽然《上市公司治理准则》中规定董事会审议与某董事有关的事项时，该董事应该回避；但执行董事内部的利益关联使得其余有审议权的董事会基于“集团效应”的考虑，对薪酬委员会制定的股权激励计划草案提出有利于经理人的修改意见。这使得薪酬委员会仍然处于董事会的控制中，独立性仍有限。
三、股权激励下经理人机会主义行为的理论分析
（一）达成获授、行权以及解锁的业绩条件
根据“办法”的要求，经理人获得限制性股票或股票期权、股票期权行权购买股票以及股票解锁出售都必须要达成规定的业绩条件。
对于经理人业绩的评价，可归类分为会计基础和市场基础两类业绩基础。由于信息的不完备和不对称，这两类业绩基础及其指标都无法排除经理人经营才能与行动之外不可控因素的影响，加之其本身的生产又都离不开人类的假设、估计和判断，因此，他们本身都只是企业剩余或经理人经营业绩或股东财富增加值的近似估计和替代。
由于市场基础业绩是以股票价格为基础，而公司股票价值的变动不仅仅取决于经理人本身的努力，同时还受到经济景气、行业发展等因素的影响，即股票价格还受到诸多经理人不可控制因素的影响，加之中国证券市场并不完善，股票价格有可能不能真正体现公司的价值，因此，中国企业一般都采用会计基础业绩评价经理人经营业绩。当会计业绩成为经理人报酬的监督和规制条件时，经理人首先，可以通过影响薪酬委员会，直接获得比较低门槛的获授、行权以及解锁业绩条件。其次，经理人会通过盈余管理甚至利润操纵实现其自利机会主义行为。
1.经理人“内部人”信息优势无法避免。会计信息具有非排他性和非竞争性的公共产品性质。于是会计信息市场是一个非均衡的信息市场，会计信息公共产品的特征必然导致外部性的存在，从而加剧了会计信息的供给不足。而经理人作为企业的经营者，拥有很大的自主权（包括会计信息的控制权以及剩余会计规则制定权），这必然使得经理人为了达成与自身薪酬相关的公司会计基础业绩而进行会计选择、包装、管理，达到业绩条件。会计核算方法的主观性。会计基础业绩是以会计核算提供的会计信息为基础的。会计核算中每个数据的计算都在严密的数学规则下进行，而某些支持数据的数字来源，却往往经历了一系列估计和判断的过程，已不能客观地反映实际情况，从而使得会计所报告的信息不是一个客观存在的事物，而是经过会计人员加工的产物，各种误差和不真实在所难免。（1）权责发生制会计基础的主观性。中国把权责发生制作为会计基础，该理论虽然较好地解决了收入与费用的配比问题，但也给整个会计确认过程加入了主观的因素，这种主观确认必定为制造不真实的会计业绩提供了机会和可能。经理人为了粉饰经营业绩，可以依据规则提前确认收入，推迟确认损失，这在权责发生制下是不可避免的。（2）会计政策选择和会计估计的主观性。虽然中国上市公司财务会计处理严格受到《企业会计准则》等法规的制约，但会计准则和制度留给企业会计核算中大量会计政策的可选择性，需要会计人员根据企业的具体情况进行主观的判断和选择，会计政策的选择和前后变更，为经理人调节会计业绩提供了便利。同时，会计中不可避免的存在估计事项，需要会计人员进行主观的判断，不同的估计对于企业的业绩影响不同。因此，会计准则等规范由于具有契约的不完备性，成为经理人自利机会主义行为趋向得以实现的工具。（二）压低授予（行权）价格
“办法”规定限制性股票的授予价格由薪酬委员会确定，并对股票期权的行权价格确定的下限进行了约束。当限制性股票是折价售与经理人时，这一授予价格从理论上讲应以市场售价为基础确定，会计中计量的每股净资产为最低折价。若薪酬委员会不独立，经理人可以直接或间接影响这一授予价格，选择最低的授予价格。2006—2007年披露股权激励计划草案的59家公司中，有4家以限制性股票为激励方式的公司直接以最近一期审计的每股净资产作为限制性股票的授予价格，就受到了市场和专家学者的质疑。
由于最低的股票期权行权价格相关法规做出了规定，经理人对行权价格确定方法的影响程度并不大。但由于该行权价格是以股权激励计划草案首次披露前的市场价格为基础确定的，因此，经理人可以在股权激励计划草案披露前获知该股权激励计划的基本条款；进而可以通过选择信息披露的内容和时间开始打压股价。
综上所述，董事和高级管理人员等经理人作为内部人，一方面，可以直接影响薪酬委员会授予（行权）价格确定的方法，另一方面，当以市价作为授予（行权）价格时，经理人可以凭借其内部人的信息优势，依靠影响或操纵股票价格以及操纵董事会审议通过股权激励计划的时间以操纵股权激励计划草案的首次披露时间，压低股票价格进而压低股权激励授予（行权）价格，实现其最大化股权激励薪酬的机会主义行为。
（三）抬高出售价格
在达到股权激励的业绩条件后，经理人获得了限制性股票或者通过行使股票期权获得了一定的股权；这些股权通常存在一定的禁售期，当禁售期结束，解锁业绩条件达成后，经理人即可自由的出售这些股权以实现股权薪酬。为了实现股权薪酬净收益的最大化，经理人会尽力的提高股票的市场价格。当然，若经理人通过努力工作，选择适当风险的最优融资或投资方案以提高公司的价值，进而提高公司股票的市场价格无可厚非，这正是股权激励希望达到的股东和经理人双赢的局面，但经理人还可以通过一些低成本的非努力工作的手段在出售股票的前一段时间人为拉升股票的价格，以实现其股权薪酬净收益的最大化。
按照“股票价格＝每股收益×市盈率”这一简单的相对价值来衡量股票的价值，当市场对于公司的市盈率或市净率进行了合理的估计后，公司预期的股票价格就受到预期每股收益或每股净资产的影响，而预期的每股收益和每股净资产市场在进行预期的时候是依据公司的已实现每股收益和每股净资产为基础的。因此，经理人可以通过各种途径提高已有的每股收益，并制造每股收益预期持续增长的假相，影响股票价格。
1.经理人可以通过削减研发支出这一对公司可持续长期发展有利的投资以节约当期费用，提高公司短期利润进而提高每股收益。按照中国《企业会计准则——无形资产》的规定，企业内部研究开发项目研究阶段的支出，应当于发生时计入当期损益；开发阶段的支出，同时满足一定条件的，才能确认为无形资产，在无形资产使用期内逐期摊销计入各期损益。在这一规定下，上市公司若削减研发支出，其短期财务业绩会因此大幅提高。经理人也可通过过度负债，充分利用杠杆，避免每股收益摊薄。根据每股收益的计算，即每股收益＝（息税前利润－利息－所得税）/发行股数，在公司融资总量时，只要投资报酬率大于负债利率，财务杠杆的存在就能为普通股股东增加每股收益。但负债融资所产生的财务杠杆本身就是一把“双刃剑”，若公司过度负债，公司的负债成本会随之增加，更为严重的是，公司的财务风险增大甚至影响到经营风险；过大的风险对公司的长期发展是不利的，不可能实现公司价值的最大化。经理人还可通过过度投资于低回报率的项目，提高每股收益，却降低公司的经济利润。在财务报表中体现的每股收益，是以会计的净利润为基础计算的，该利润的计算仅仅是扣除了使用债权人资金的成本，对于使用股东资金的成本并未计量，因此，只要一项投资的会计回报率高于债务的税后成本，这项投资将增加公司的净利润进而增加每股收益。但若该投资的会计回报率低于股权资本成本，该投资收益在扣除股东提供资金的成本之后，为股东带来的是负收益，是在降低股东的财富。从公司价值的角度而言，投资增加公司价值是通过取得的投资收益扣除投资资金的成本实现的，若投资的会计回报率高于债务的税后成本但低于公司加权平均资本成本，投资的净收益为负，是在降低公司的价值，同样不可能实现公司价值的最大化。若通过影响会计人员选择会计政策、会计估计等手段进行盈余管理、利润操纵甚至利润造假，就可以对会计基础财务指标每股收益进行调节，故意抬高每股收益，借以提高市场对公司未来的预期，以抬高股价。
综上所述，市场中不论是投资大众还是机构投资者，由于都处在公司外部，需要通过公司披露的各种信息（主要是财务信息）进行预期；市场的预期反映为公司股票价格的波动。处在公司内部的经理人虽然不能直接影响公司的股票价格，但可以通过信息的披露影响市场对公司的预期，进而一定程度的影响股票价格。因此，经理人在获得股权激励的股票后，为了实现其最高售价，可以通过诸如过度提高风险、削减研发支出、进行低收益率的投资等行为提升公司短期业绩却降低了公司的长期价值，甚至通过盈余管理、利润造假等手段人为的提高公司的会计业绩；市场作为外部人，在信息劣势的情况下，仅仅只能根据已有的外部信息进行判断，在短期业绩提高的刺激下公司股票价格偏离价值上涨，经理人即可高价出售股票以实现其股权激励薪酬最大化。
四、结语
经理人具有不劳而获实现其股权激励薪酬的机会主义行为倾向，加之经理人作为公司内部的高级管理人员，不可避免的可以获得内部信息，从而具备信息优势，这种信息不对称经理人的机会主义行为倾向有可能得以实现，即经理人不同通过努力工作提高公司股票价值，而是通过各种途径压低股权激励中股权或者期权的获得成本，或者通过信息、资产重组、盈余管理甚至利润操纵等方式，一定程度的影响公司股价的市场表现。在这种情况下，股权激励失效。因此，为了保证股权激励的有效实施，因杜绝经理人机会主义行为倾向实现的条件，最主要的即为提高薪酬委员会实质的独立性，其委员会的成员应全部为独立董事，并且提高该委员会的等级，不在董事会下下设，而是与董事会平行的直接对股东负责的独立机构。
：
[1]Bebchuk，L.a.，J.m.Fried.executiveCompensationasanagencyproblem[J]，Journalofeconomicperspectives，17，2003：71-92.
aboody，D.，andR.Kasznik，CeoStockoptionawardsandthetimingofcorporatevoluntarydisclosures[J].Journalofaccountingandeconomics，29，2000：73-100.
股权激励对公司价值的影响篇4
【关键词】全流通时代;股权激励制度;有效性;绩效视角
中图分类号：F272.923文献标识码：a文章编号：1004-5937（2014）35-0096-05
一、引言
统计数据显示，我国股权分置改革之后，一些上市公司尝试性地开展股权激励，2007年出现的公布数量下降主要存在两个原因：一是证监会严抓股权激励申请审批工作导致审批程序复杂及审批期限延长;二是上市公司激励对象预期收益少，相关法律法规的颁布使上市公司（尤其是国有控股上市公司）多数激励对象认为股权激励的收益空间很小。而2009年至2011年，绝大部分公司的业绩预增使股权激励的实施更加有理可依，且2011年初次披露股权激励方案的公司相比2010年增长72.73%，为历史之最。随着我国股权激励外部环境的不断完善，其对公司绩效的提升应会越来越明显，所以本文拟以我国2009―2011年沪深a股上市公司为基础，实证分析股权激励水平、公司内部因素与公司业绩三者间的相关关系，探索股权分置改革后股权激励有效性是否真正发挥，为实施股权激励公司的进一步发展提供一定程度参考。
二、文献回顾与研究假设
有关实施股权激励的上市公司经营业绩的研究层出不穷，很多学者站在不同的角度，选取不同的样本，运用不同的方法进行了分析，导致目前的相关研究结论并未达成一致。
（一）激励股总数与公司价值
国内很多学者进行股权激励水平的研究通常参考国外的实证研究对象，仅用管理层持股所占比例来衡量股权激励效应，某种程度上来说是不太合适的，因为在我国股权激励的模式多样化会使研究结果偏离实施实况，并不能真正反映我国股权激励的实施效果，而要从整体上研究股权激励制度对上市公司价值的影响，就必须以上市公司股权激励草案中公布的激励总权益所占比重来衡量激励效果。公司的价值增长是每位员工共同努力的结果，激励对象的扩大化、普遍化以及强化激励权益总额一定程度上会激发员工的工作积极性，提高公司经营业绩。鉴于此，我们提出假设1：
H1：股权激励草案中激励权益总额越大，越有益于公司价值的增长。
（二）高管人员激励权益与公司绩效
当然，研究股权激励水平与公司绩效的影响，必不可少地会考虑管理层当期所授予的激励权益，国内外对管理层股权激励的效果研究也不尽相同。
根据Jensenandmeckling（1976）的委托理论，由于上市公司管理者与所有者之间存在信息不对称，委托人会同人签订一种“绩效契约”来对其进行约束。股东与管理层之间的这种契约关系可能会由于信息的不对称而使激励效应有所削弱，故研究高管人员激励权益与公司绩效意义重大。akimova（2004）andVictoriaKrivogorsky（2006）分别对欧洲国家上市公司高管人员激励权益与公司价值进行研究发现，仅当激励权益处在某一数值段时两者关系呈现正相关。国内学者陈凯等（2008）、潘颖（2009）通过对国内民营上市公司及沪深上市公司分析表明，高管股权激励与公司价值虽呈正向关系，但显著性并不高，且仅在一定范围内呈现正向关系。至2009年随着股权激励等措施的逐渐普及运用和高管薪酬信息披露机制的日益完善，相信高管人员激励权益与公司价值的正向关系会日趋显著。我们可提出假设2：
H2：上市公司高管人员当期所授予的激励权益越大，公司业绩的提升越明显。
（三）公司内部因素（包括特征因素、治理因素）与公司绩效
股权激励属于公司治理的范畴，在分析股权激励实施效果的同时有必要对影响公司业绩的其他特征因素做一定程度的研究，为管理者提供一定程度的参考。国内外学者对公司特征因素的研究甚多，且结论基本达成一致，经营者付出相同的努力和获得相同的激励比例，在不同财产规模的上市公司能够收获的股权激励效益是不相等的。对此，我们提出假设3：
H3a：公司特征因素（公司规模、发展能力、资本结构等）会一定程度上影响公司业绩。
H3b：独立董事比例与公司绩效间不存在显著关系。
H3c：两职合一并不利于公司业绩的提升。
三、研究设计
（一）研究对象的选择
基于股权激励的普遍性，结合《公司法》第217条第1项规定，本文选择上市公司股权激励方案中公布的所有激励授予对象作为研究对象，但其中在研究分析高管人员股权激励时将公司高管定义为公司总经理、副总经理、财务总监等高层管理人员。
（二）样本选择及数据来源
为了研究股权激励水平、公司特征因素与公司绩效之间的关系，本文选取2009―2011年间处于股权激励实施状态的沪深证券市场的上市公司作为主要研究样本，为确保数据的准确性，对样本进行了相关处理：（1）剔除了B、H股上市公司;（2）剔除了St、pt（海南海药、海信科龙、二重集团）以及金融类上市公司，以减少极端值和特殊数据对总体的影响;（3）剔除了样本期间除第一次实施以外的样本值，以保证样本期间数据的准确性;（4）剔除了数据缺失及不全的样本。经过处理后最终得到样本公司共计49家。本文所采用的公司样本数据主要来源于国泰安数据库（CSmaR）、巨潮资讯网及上市公司年报和公告。
（三）变量选择
1.被解释变量。公司业绩：目前国内外对于公司绩效的衡量指标主要分为市场指标和会计业绩指标两种，某种程度上来说，财务绩效指标能够客观反映来源于过去的经营成果，但是不能很好地反映将来的绩效，再者因为会计业绩受人为操纵的可能性较大，并不能准确反映公司价值，考虑到我国资本市场的逐步完善，所以托宾Q值是很好的选择，虽然它表示资本的重置价值与市场价值的比值，但其绝对值大小还是在很大程度上反映了公司经营绩效的优劣。所以本文选取上市公司首次披露年与前一年的托宾Q差值来衡量激励效应。
2.解释变量。股权激励水平：为了全面地从整体上衡量股权激励程度，本文选取股权激励权益总额占授予时公司总股本比例以及高管人员所持激励股占当期授予激励权益总额比例两个指标综合反映股权激励水平。
3.控制变量。为了在激烈的市场竞争中取得成本优势，则公司规模的扩张将成为首选，其有益于提高公司的经营效率，公司内部的治理结构、资本结构等也会一定程度上影响到公司绩效，考虑到这些特征因素的存在，本文选取以下控制变量：公司规模、独立董事比例、董事会规模、资本结构、股权集中度、公司发展能力以及董事长与总经理兼任情况。各变量的具体定义如表1所示。
（四）模型设计
鉴于公司绩效的影响是通过股权激励从不同的方面来实现的，所以为了验证本文的假设，拟建立多元回归方程进行研究分析，并结合我国实际加入相关控制变量，准确反映股权激励、公司特征因素与公司绩效间的相关关系。回归方程如下：
Q=α+β1mSR+β2mS+β3SiZe+β4Bi+β5DiRSiZe+β6Le+β7FoC+β8GRowtH+β9pL+ε
其中：Q为企业经营业绩;mSR与mS分别表示激励总权益占比和高管激励权益占比，衡量股权激励水平;SiZe、Bi、DiRSiZe、Le、FoC、GRowtH、pL分别表示公司规模、独立董事规模、董事会规模、资本结构、股权集中度、公司发展能力以及董事长与总经理兼任情况;α为常数项;βi为各个变量系数;ε为随机扰动项。
四、实证结果分析
（一）样本描述性统计
从表2可以发现，2009年和2010年实施前后托宾Q值均有上升，而2011年实施股权激励的上市公司在实施前后的托宾Q值却有所下降，其原因可能是2011年欧洲债务危机引起的，2011年11月pmi值为49%，降幅为三年以来最大，这也是三年来首次回落到50%以下，而该指标的快速回落预示着整体经济收缩迹象明显，经济必将受到影响。
从表3各变量的描述性结果分析发现，托宾Q差均值为负，只能说明在2009―2011年间，上市公司实施股权激励前后业绩受到了2011年欧债危机影响，导致累积业绩效应为负，这也是正常的现象，并不影响后面针对其影响因素的研究。mSR、mS代表公司的股权激励水平，其均值分别为3.56%和42.74%，最大值分别为9.94%和100%，说明选取的样本公司股权激励水平较合适，极大与极小值间差异略大，说明样本间股权激励结构差异较大，还有待改进。股权集中度分布状况较为分散，样本差距较大，说明样本公司间股权集中度存在明显差异。表中资本结构Le反映企业经营风险的大小，举债经营的能力，样本公司间Le分布差异较大，可能会对结果产生一定影响。
（二）样本的相关性分析
从表4相关性分析中可以看出，激励总权益占比和高管激励权益占比与托宾Q值的相关系数分别为0.390和0.516，均为正数，且达到了0.01的显著性，说明托宾Q值与股权激励水平显著正相关，即公司绩效会随着股权激励水平的提升而增加，假设1和2得以初步验证。股权激励整体水平与公司规模和独立董事规模在显著性水平为0.05和0.01上负相关，可能由于公司规模如果较小，则越需要去授予激励权益，使得公司各阶层为公司的长期发展而努力。托宾Q值与两职合一相关系数为-0.282，并显著相关，说明两职合一不利于公司价值提升，初步验证了假设H3c。
（三）回归结果分析
从表5的回归结果可以看出，容差大于0.1，且方差膨胀因子ViF小于10，说明自变量间不存在共线性问题。
回归方程在0.01的水平下显著，通过了方程显著性检验。表5研究结果显示：股权激励水平对公司绩效产生了显著性影响，即当期授予的激励总权益越大，公司价值越能得以实现，高管人员在当期授予激励权益越高，工作的积极性也会有所提升，促进公司业绩的上升，假设1和2得以进一步验证;在公司内部因素中，仅有公司规模与公司绩效回归结果通过了显著性检验，即公司规模越大，其治理程度也会相对完善，股权激励制度也得以有效发挥;独立董事比例并未对公司绩效产生显著影响，究其原因有如下两点：第一，我国独立董事独立性缺失可能导致经营与监管双方合谋仍值得怀疑，某种程度上如果出现与经营者“合谋”行为则影响公司业绩;第二，在不存在“合谋”情况之下，独立董事发挥作用需要一定条件，一方面是数量条件，从大多数上市公司的情况来看，独立董事比例设置过低，是限制发挥其职能的重要原因，另一方面是制度上的缺陷，甚至是“形式重于实质”，虽然独立董事可以帮助董事会提高决策质量，树立公司形象，但是倘若缺乏有关规章制度的支持，独立董事在公司的约束性将会大打折扣。从表5中可以看到，董事长与总经理兼任为负值，在0.15水平下显著负相关，这与周建波等（2003）的研究相一致，说明两职合一与公司绩效呈显著负相关，这与总经理的自利性是相悖的，削弱了董事会的有效性和独立性，继而影响公司绩效。
五、结论
自我国股权分置改革以来，越来越多的上市公司开始公布股权激励草案并付诸实施，2006年至2009年间我国股权激励的政策也走过了试点规范推广完善的整个历程。本文以2009―2011年间实施股权激励的上市公司为基础进行了实证研究，研究结果表明股权激励整体水平越高，激励对象（包括高管人员）的工作积极性会得到有力提升，对提高公司价值具有一定的帮助。公司内部因素与公司绩效的研究表明，公司规模越大，其治理越完善，公司绩效越好。董事长和总经理两职合一与公司业绩的研究中发现，两职合一的上市公司削弱了董事会的有效性和独立性，在此基础上，必然会影响公司绩效。上市公司有理由相信在股权激励政策制度上的障碍得以解决之际，高管薪酬信息披露机制会日益完善，通过股票期权等多种激励模式对公司员工实行激励并适当加大激励强度，扩大企业规模，股权激励正面效应会越来越明显，公司业绩也会得到进一步的提升。
【参考文献】
[1]akimova，Schwodiauer，G.ownershipStructure，CorporateGovernanceandenterpriseperformance：empiricalResultsforUkraine[J].internationaladvancesineconomicResearch，2004（1）：28-42.
[2]JensenmC，meckling.theoryoftheFirm：managerialBehavior，agencyCosts，andownershipStructure[J].JournalofFinancialeconomics，1976（3）：305-360.
[3]VictoriaKrivogorsky.ownership，BoardStructureandperformanceinContinentaleurope[J].theinternationalJournalofaccounting，2006，41（2）：176-197.
[4]程隆云，岳春苗.上市公司高管层股权激励绩效的实证分析[J].经济与管理研究，2008（6）：17-22.
[5]陈凯，王缔.经营者股权激励、约束水平与公司业绩[J].科技经济市场，2008（3）：65-66.
[6]刘国亮，王加胜.上市公司股权结构、激励制度及绩效的实证研究[J].经济理论与经济管理，2000（5）：45-49.
股权激励对公司价值的影响篇5
【关键词】薪酬组合股权激励
一、股权激励的理论支持
股权激励机制是通过让经理人在一定时期内持有股权，享受股权的增值收益，并在一定程度上承担风险，从而使经理人在经营中更多地关心公司的长期价值。在经理的薪资报酬中，股权报酬和非股权货币报酬会同时影响经理工作积极性，当然也能够影响经理为公司创造价值，因此，经理的最优报酬应该是一个包括短期收益和长期收益的多维度的激励组合，而非一维的变量，忽略激励组合中的任一部分内容都不能得到最优股权激励机制。本文从寻求最优激励组合出发，依此思路去探讨经理的最优股权激励机制。
二、问题的管理学背景
对经理的报酬激励，从广义上来看，包括对经理的实物激励和非物质激励，从狭义上来看，主要是指对经理的货币激励。按照赫兹伯格双因素理论的有关观点，基本工资只是一个保健因素，而不是一个激励因素，因此本文探讨的经理的薪酬专指经理薪酬中能够对经理产生激励作用的部分。
一般说来，如果从吸引、留住和激励经营者角度来分析，四种薪酬激励方法的效果也不同（见表1）。
（资料来源：王艳静：企业经营者薪酬激励研究[D]．江苏大学，2005（5）。）
通过上面的分析可以看出，一个有效的经营者薪酬激励制度，必须综合运用多种激励方法，形成一套科学合理的薪酬体系以吸引、留住和激励经营者。在设计激励方案时要考虑激励总体水平以及各种激励方法的比例结构。
从最优组合角度分析，对于经理的激励薪酬我们做以下划分：将以股权为主的长期激励报酬与以非股权为主的短期激励报酬分开，这就形成了一个二维的激励组合。对于一个追求自身效用最大化的经理来说，他就是在选择这个最优的二维效用组合中实现自身的效用最大化；相应地，对于一个追求自身效用最大化的所有者来说，他可以选择一个最优的激励强度来实现自身的效用最大化。对于所有者和经理在各自限制条件下追求自身效用最大化的行为，在理论上应该存在着一个二维激励组合能够使得双方的效用同时达到最大化，那么，在这个激励组合中经理的股权数就是经理的最优股权配置。
对经理来说，股权激励和非股权激励都会对经理产生一个激励效用，经理会在这两个效用的组合中形成自己的期望效用函数，即经理的目标函数；对所有者而言，激励组合对经理产生的效用会引诱经理主动而自发地把个人的潜能发挥出来，形成经理对公司的工作积极性，经理的工作积极性分别与经理的能力相结合就会为公司创造两个工作绩效，由于经理的工作绩效会为公司创造利润，因而这两个工作绩效会为公司创造两个不同的利润，用这两个经理创造的利润之和减去所有者的激励成本就得到所有者的净利润，即所有者的目标函数。
因为经理和所有者都是效用最大化者，他们都会在自己的目标函数上寻求最大值，当然，无论是经理还是所有者，他们在追求效用最大化时都要受到外在条件的限制。因此，总存在着一个由非股权报酬和股权报酬组成的最优激励组合，这个组合能够使经理和所有者的效用同时达到最大化。由于最优激励组合是经理和所有者在博弈均衡时才得以实现，因而经理和所有者都没有动力去打破这个均衡，至此，最优股权配置得以实现。
三、最优组合激励模型
建模前做以下三个假设：经理和所有者都符合经济学上的经纪人假设；货币对经理的效用产出符合边际递减规律，但是货币不会给经理带来负效用；经理的工作绩效对公司的价值创造也符合边际递减规律，但是经理的工作绩效不会给公司带来负效用。
为了使模型对问题有较强的针对性，我们采用两阶段法来建立所有者与经理的博弈模型。
1、经理的效用最大化模型
假设经理的期望效用函数为：
U0=γ（nx）α+（1-γ）[bnp（1+e）n]α[2，8]
n为公司的总股本；b为经理拥有公司的股权比例；e为经理对公司股票价格年均增长率的预测；p为公司股票的年均价格；n为经理拥有股票的行权期；x为n年内经理平均年非股权总收入；α为货币对经理效用的产出弹性；γ为经理对n年非股权收入的薪资报酬总量的期望，所以有0
maxU=（nx）α+t[bnp（1+e）]α
预算线约束：nx+bnp=C
意义是，由于经理通过对股票价格增长的预测将股权收入转化为同期等价货币报酬，因此股权报酬对经理效用的产出弹性与非股权的货币报酬对经理效用的产出弹性相等；因为经理只有股权报酬和非股权货币报酬两种选择，经理对股权报酬和非股权报酬的期望之和等于1，又因为股权报酬已经转化为同期等价货币报酬，经理对股权报酬的期望与对非股权报酬的期望的比值t实际上反映了一个经理对待风险的态度；经理在所有者的激励预算线C内追求自身效用最大化，约束条件的等号成立，经理即在这个所有者激励预算约束条件的边界上追求自身效用最大化。
2、所有者的效用最大化模型
经理在货币报酬激励下会产生一个激励效用，这个激励效用也就是经理为公司工作的积极性，经理的工作积极性与经理的能力相结合就形成一个工作绩效，这个工作绩效会为公司创造一个价值，这个价值就是公司的利润。假设所有者的效用函数就是激励经理所创造的净利润函数，由此，可以建立最优组合激励模型中第2阶段模型，所有者追求效用最大化的模型：
3、模型的求解
前面建立了对经理实施最优组合激励的2阶段模型，下面求解模型，得到最优解：
至此，公司经理和所有者在最优总报酬C*及最优报酬组合（x*，b*）处，双方达到博弈均衡，在此均衡处，经理在外在约束条件C*的限制下实现了自身的效用最大化，所有者在经理最优选择函数f（x*，b*）的限制下实现了效用最大化。
四、分析与讨论
由上面可以看出，经理最优股权配置比例由参数p、a、B、t、e、m、n、K1、K2、n所构成。这些参数在一定的时期对某个经理来说都可以认定为常数，则经理最优股权配置比例由这些常数唯一确定，但是对于其他的经理来说，这些常数就可能都不同。同时，随着环境条件的变化，某个经理的这些常数也可能发生变化，因此有必要探讨经理这些参数的变化对经理最优股权配置比例的影响。
1、能力参数对股权配置比例的影响
可以看出经理的能力参数m与经理最优报酬总量呈单调变化关系，即m越大，则C*越大，而最优股权配置比例的最优分配系数不变，因此最优股权配置比例增大。该变化趋势对实践中的指导意义为：如果经理的能力越强，则所有者对经理的总报酬激励就应该增多；反之，则应该减少。经理的能力的差异不影响最优股权配置比例的最优分配系数关系，但是要影响最优股权配置比例的数量。
2、价值参数对股权配置比例的影响
容易看出经理的工作绩效对公司的价值参数K1（K2）与经理最优报酬总量呈单调变化关系，即K1（K2）越大，则C*越大，而最优股权配置比例的最优分配系数不变，因此最优股权配置比例增大。该变化趋势对实践中的指导意义为：如果经理的工作绩效对公司的价值增大时，则所有者对经理的总报酬激励就应该增多；反之，则应该减少。经理的工作绩效对公司价值的变化不影响最优股权配置比例的最优分配系数，但是要影响最优股权配置的数量。
3、公司总股本、股票价格对股权配置比例的影响
签约时公司总股本n的大小与经理的最优报酬总量无关，但是公司总股本的数量的变化与经理最优股权配置比例的最优分配系数呈反向变化关系，自然与经理最优股权配置比例呈反向变化关系。同理，签约时公司股票的价格高低与经理的最优报酬总量无关，但是与最优股权配置比例呈反向变化关系。签约时公司总股本、股票价格的影响在实践中的指导意义为：签约时公司总股本越大，则对经理的最优股权配置比例就应该越小，反之则应该增大；签约时公司股票的市价越高，则对经理的最优股权配置比例就应该越小，反之则应该增大。但是签约时公司的总股本的大小、股票价格的高低不影响经理最优报酬的总量。
4、股价年均增长的预测对股权配置比例的影响
经理对公司股票价格年均增长率的预测e影响着最优股权配置比例的最优分配系数，e越高，所有者对经理最优股权配置比例的最优分配系数越应该增加；反之，越应该减少。
5、股票行权期对股权配置比例的影响
经理拥有股票的行权期n对经理最优股权配置比例的最优分配系数的影响，需要与经理对公司股票价格年均增长率的预测e相结合起来讨论才有意义：签约时当经理对公司股票价格年均增长率的预测为正值时，行权期越长，则公司所有者对经理最优股权配置比例的最优分配系数越应该调高；反之，越应该调低。
通过公司股权进入了经理的效用函数，因此股东财富最大化也成为经理追求的目标之一，只要股权报酬量与非股权报酬量组合适当，则股东财富最大化可以成为经理追求的主要目标，这样，公司的所有者和经理在追求的目标中具有一定的一致性，这就会在一定的程度上克服公司治理中的委托-问题。公司的所有者对经理的最优股权配置比例在双方的博弈均衡处产生，它们能够使所有者和经理的效用同时达到最大化，因而股权报酬激励是有效的，股权配置比例也是优化的。
【参考文献】
[1]张勇、吴传文：有限执行假设下对最优契约的扩展模型研究[J].运筹与管理，2005（14）.
[2]张勇：经理长期与短期报酬优化组合激励的探讨[J].管理工程学报，2004（3）.
[3]冀县卿：我国上市公司经理层激励缺失及其矫正[J].管理世界，2007（4）.
[4]丛春霞：我国上市公司董事会设置与公司经营业绩的实证研究[J].管理世界，2004（11）.
股权激励对公司价值的影响篇6
关键词:大股东侵占;股权激励;公司业绩
中图分类号:F276.6文献标识码:a文章编号:1003-3890(2010)01-0035-04
股权激励作为公司治理的重要内容,其设计的初衷是为了解决股东与经营者之间的委托关系。然而在集中的股权结构下,公司治理的主要问题从管理层与投资者之间的问题转变为控股股东与中小股东之间的问题。股权激励是以分散股权结构为基础所做的制度设计,在中国股权结构集中、内部人控制严重的情况下,已非一种有效的契约安排,而成为向大股东及公司高管输送利益的工具。
一、文献综述
国际学术界在20世纪70年代就基于理论对经理人报酬与公司业绩之间的关系进行了研究。Jensen和meckling(1976)指出所有权结构、管理者薪酬结构和董事会薪酬的决定受到公司业务性质影响。Holmstrom和milgrom(1987)指出企业经理人的报酬应当与企业业绩呈现出某种程度的线性关系。Jensen和murphy(1990)利用1969-1983年美国上市公司Ceo的报酬数,得出高管报酬与公司业绩之间敏感度极低。Rosen(1992)指出虽然二者之间的敏感度极低,但是Ceo收入仍随业绩发生巨大波动。此外,另一些研究则认为两者之间具有更高的敏感度,Hall和Liebman(1998)利用1980-1994年的数据估计出新的敏感度为,企业价值每变动1000美元,Ceo收入的变动大约25美元,这其中股票和股票期权的贡献为19.7美元。Kato和Long(2005)以中国上海、深圳上市公司为样本,对高管报酬与股东财富之间的关系进行了研究,结果表明中国上市公司的高管报酬与企业业绩存在显著的正相关关系。Lilling(2006)应用一阶差分矩估计和系统矩估计方法,消除了内生性和企业特性的影响,发现Ceo收入与企业市值之间呈现出更为强烈的相关性。Giorgio和arman(2008)以美国的“新经济”企业为样本,对其1996-2002年的面板数据进行了检验,结果亦表明高管报酬与企业业绩的强相关性。
国内学者关于股权激励与公司业绩之间的关系问题也进行了大量研究。魏刚(2000)、李增泉(2000)研究均发现,高管人员持股比例偏低,管理层持股没有发挥其应有的激励效应。于东智(2003)从董事会机制对完善公司治理的作用这一角度,对股权激励的效应进行了研究,研究表明董事会持股有利于公司绩效的提高。王华(2006)从内生性视角研究了上市公司经营者股权激励、董事会组成与企业价值之间的内生互动关系,研究表明经营者股权激励与企业价值之间存在显著的倒U型曲线关系。杜兴强和王丽华(2007)研究发现高层管理当局薪酬与公司以及股东财富前后两期的变化、上期托宾Q的变化均成正相关关系,与本期托宾Q的变化成负相关关系,对股东财富指标回归显示出较弱的相关性。顾斌(2007)采用比较研究法,在控制了行业因素及宏观经济变量的影响后,通过纵向对比上市公司股权激励实施前后公司净资产收益率的变化,得出股权激励长期效应不明显这一研究结论。
从国内外现有研究成果可以看出,大多数研究是基于分散股权结构下全体股东与经营者之间的委托关系这一理论基础。但是在集中的股权结构下,大股东的侵占成本已经取代所有者―管理者成本成为现代公司的主要矛盾。因此,本文主要基于大股东侵占这一视角对股权激励效应问题展开研究。
二、理论分析与研究假设
(一)“壕沟防御效应”对股权激励效应的影响
在高度集中的股权结构下,大股东无论在动机还是在能力上都有可能侵占小股东利益,引起成本增加和公司价值下降,即“壕沟防御效应”。唐宗明、蒋位(2002)、Jiang和wang(2003)、Liu和Lu(2002)等的研究均表明,大股东控制的“壕沟防御效应”在中国资本市场中是存在的。高度集中的股权结构下,上市公司存在大量的控股股东利益侵占行为,公司治理的主要问题从管理层与投资者之间的问题转变为大股东与中小股东之间的问题。
“壕沟防御效应”除了体现在非利润最大化的决策,还表现为对其他投资者利益的侵占、对经理及公司员工权利的侵占。Burkar等(1999)认为,尽管所有权的紧密控制是有效的,但它也暗含剥夺的威胁,由此会减少经理人的创造性,因而由监管所导致的所有权集中也许与以业绩为基础的激励方案相冲突。
在“壕沟防御效应”视角下,大股东利益侵占决定了对股权激励效应产生有负面影响。股权激励实施的目的在于使经理层为实现企业价值最大化的目标努力,而大股东对上市公司的“掏空”,对中小股东利益的侵占,势必会影响管理层努力的积极性,从而使股权激励的效果大打折扣,股权激励成为大股东与经理层“合谋”的砝码。
基于以上分析,对大股东对中小股东利益侵占对股权激励效果的影响提出如下假设:
假设1:大股东对中小股东的侵占将对股权激励实施效果产生负面影响。
(二)内部人控制对股权激励效应的影响
股权激励设计的目的是为了解决现代企业制度下,股东与经营者之间的两职分离带来的是道德风险和逆向选择。但是,中国上市公司中,股东―经理层契约重要特征之一是公司总经理与董事由一人兼任。在内部人控制严重、股东―经理层契约关系失衡的情况下,公司持续经营的目的不再是实现企业价值最大化,维护全体股东利益,而成了为大股东私人利益服务的工具。尤其是在董事与总经理两职兼任的情况下,这种情况更为严重。上市公司高管人员私人收益的来源与公司业绩没有必然联系。经理人滥用企业资金、进行过度在职消费以及为了政治晋升等目的提前确认收益、推迟确认损失等行为并不会因为股权激励的实施得到遏制。相反,股权激励这一完善公司治理的举措,其作用难以有效发挥。基于以上分析,提出以下假设:
假设2:内部人控制问题将加重大股东侵占的成本,损害股权激励的实施效应。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文以2003-2007年为样本期间,利用上市公司连续5年的面板数据进行实证分析。以宣告实施股权激励的上市公司为初选样本,样本具体筛选过程为:(1)剔除已宣告后又取消股权激励计划的上市公司。(2)鉴于同时发行B股、H股的上市公司股权结构的特殊性,以及公司价值计算方面的相关问题,剔除相关样本,只保留仅发行a股的上市公司。(3)由于金融类上市公司会计核算的特殊性,以及国家目前对于金融类上市公司实施股权激励的限制,所选样本不包括金融类上市公司。(4)考虑到异常财务状况对统计结果的影响,剔除已经退市的上市公司以及财务数据缺失、净资产为负的上市公司。(5)为了保证样本公司年度财务数据的完整性,剔除首次公开发行的样本公司。
按照上述程序筛选后,最终得到131家上市公司,655个样本观测值。
本文所用上市公司财务数据来自上市公司年报资料及金融界网站并与CCeR一般上市公司财务数据库的数据进行了对比,股权结构等上市公司治理数据来自CCeR上市公司治理结构数据库。
(二)研究模型及变量设计
在模型1的基础上,考虑大股东对中小股东侵占程度以及内部人控制情况对股权激励实施效果的影响,加入交叉项mSR*LSHC、mSR*inSiDe构建面板数据计量模型2,对相关假设进一步检验。模型1、2如下:
tQit=?琢+?琢0mSRit+?琢1LSHCit+?琢2inSiDeRit+conit+?滋it(1)
tQit=?琢+?琢0mSRit+?琢1LSHCit+?琢2inSiDeRit+mSRit(?茁1LSHCit+?茁2inSiDeRit)+conit+?滋it(2)
其中,tQit为被解释变量,tQit=公司市场价格/公司重置成本。?琢代表截面数据的个体效应,基于截面数据的个体效应是系统的、确定的,本文采用了固定效应模型,并运用Hausman检验对采用固定效应模型的适用性进行了检验。mSR*LSHC前的系数代表大股东侵占对股权激励效应的影响,mSR*inSiDeR前的系数代表内部控制对股权激励效应的影响。conit表示一组控制变量,根据国内外学者关于股权激励效应影响因素的研究结论,引入公司资产规模、资本结构以及行业变量等进行控制,具体变量定义见表1。
(1)因变量。本研究所用因变量为托宾Q值(tQit)。选用tQit而非传统的净资产收益率等财务指标对公司经营业绩进行评价是因为:首先,股权激励的行权条件通常是建立在企业收益提高的基础上的,Roe等收益指标容易受到经理人的操纵,会计信息的可靠性无法保证。其次,托宾Q值是公司市场价格与其重置成本的比值,其具体计算公式为:tQ=(年末流通股市值+非流通股占净资产的金额+公司负债)/年末总资产,托宾Q值的定义符合股权激励具有长期性的特征,而且考虑了中小流通股股东的利益。
(2)解释变量。本文相关解释变量及控制变量定义见表1。
按中国证监会有关行业的划分标准,对上市公司所在行业进行了细分,剔除金融业,共设置12个行业哑变量。
四、实证结果分析
(一)描述性统计
在对总体样本进行描述性统计的基础上,本文按照内部人控制的情况对样本进行了划分,分组后各变量的描述性统计结果见表2。
从内部人控制角度来看,两职分离的公司其tQ的均值大于两职兼任的公司,但差距不明显。而前者股权激励比率却大于后者,这说明两职分离的公司虽然mSR值相对较小,但是其股权激励效果好于两职兼任的公司。
LSHC的最大值达到了281,且其标准差较大,这说明在目前股权集中的股权结构下,中小股东无法对大股东形成有效的制衡,高度集中的股权结果有可能对股权激励效应带来负面影响。
(二)多元回归结果分析
按照模型1,对相关假设的检验见表3。
基于篇幅考虑,本文只列示主要变量的回归结果。从表3可以看出,两职分离的上市公司,其mSR与tQ之间是显著正相关关系,而两职兼任的公司,两者之间的相关系数为-1.996。这说明内部人控制问题,弱化了公司内部治理效用,加大了大股东侵占程度,对公司业绩产生了负面影响,违背了激励实施的目的。以全体样本进行回归得到的inSDieR的系数为0.124亦说明,两职分离的设置对股权激励实施带来了正面影响。LSH前的系数为-0.004,这表明高度集中的股权结构下,大股东侵占对股权激励带来了负面影响。
在模型1的基础上,加入交叉项mSR*LSHC、
mSR*inSiDeR,进一步对假设1、2进行回归检验的结果检验见表4。
表4进一步检验了大股权侵占及内部人控制对股权激励实施效应的影响。在加入交叉项mSR*LSHC、mSR*inSiDeR之后,mSR与tQ的相关系数变为-3.301,但没有通过显著性检验。mSR*LSHC前的系数为-1.122,这说明大股东侵占对股权激励效应带来了负面影响,使假设1得到了验证,而mSR*inSiDeR前的系数为4.264,即总经理与董事长两职分离的设置,能够遏制大股东侵占,对股权激励效应带来正面影响,使本文假设2得到验证。
五、结论
股权激励效应不明显的重要原因之一,是因为股权激励是基于所有者―经营者的委托关系所作的制度安排。而在集中的股权结构下,公司治理的主要问题已经演变为大股东与中小股东之间的委托问题。因此,为了实现公司价值的增长,在对管理层进行激励的同时,更重要的是对大股东侵占进行约束。而中国上市公司内部人控制问题严重、股权过于集中导致内部治理弱化,加大了大股东的成本。只有从完善公司治理机制,特别是公司内部治理入手,才能真正建立起股东―管理者、大股东―中小股东之间的市场化契约模式。
参考文献:
[1]《基于信息结构的内部控制策略与激励机制:企业内生财务体系构建》课题组.激励强度、公司治理与企业业绩研究综述[J].会计研究,2008,(10).
[2]魏刚.高级管理者激励与公司经营绩效[J].经济研究,2000,(3).
[3]李增泉.激励机制与企业绩效―一项基于上市公司的实证研究[J].会计研究,2000,(1).
[4]于东智.董事会、公司治理与价值:对中国上市公司的经验分析[J].中国社会科学,2003,(3).
[5]王华,黄之骏.经营者股权激励、董事会组成与企业价值―基于内生性视角的经验分析[J].管理世界,2006,(9).
[6]曾绍灶,李善民.大股东控制、私有收益与公司绩效[J].山西财经大学学报,2008,(5)
[7]杜兴强,王丽华.高层管理当局薪酬与上市公司业绩的相关性实证研究[J].会计研究,2007,(1).
[8]顾斌,周立烨.我国上市公司股权激励实施效果的研究[J].会计研究,2007,(2).
StudyontheeffectofmajorShareholdersencroachmentontheequityincentive
panYing1,nieJianping2
(1.Schoolofeconomicsandmanagement,northwestUniversity,Xi'an710069,China;
2.Schoolofeconomicsandmanagement,Xi'aninternationalUniversity,Xi'an710077,China)
股权激励对公司价值的影响篇7
【关键词】上市公司；股权激励；公司治理；公司业绩
一、引言
随着所有权与经营权的分离这一现代公司制度的不断发展，不仅实现了企业组织形式从低级向高级的发展，还使得企业资本与所有者相分离，出现了委托问题，而委托人和人之间的利益函数在很大程度上具有不一致性。基于此，作为20世纪80年代初的一个新的研究领域，公司治理问题逐渐进入了人们的视野，受到了社会各界的广泛关注，且人们一致认为，如果公司治理方面的控制措施不存在或者无效的话，人（管理层）很可能会具有侵蚀委托人（股东）利益的倾向。在前些年，公司董事会内部的结构与组成以及如何增强董事会控制能力等问题是公司治理问题中大量讨论的，且也是市场参与者非常关心的话题。然而，在公司治理问题中，董事会的安排及治理只是其中的一个方面，股权激励也可以弱化企业内部的委托问题，这是因为股权激励的作用就在于给予人一定的股权，将其转化为委托人，以更好地为企业服务。
借鉴西方发达国家先进经验，我国资本市场于20世纪90年代初引入了股权激励机制。我国证监会于2005年12月颁布了《上市公司股权激励管理办法》，国资委、财政部也于2006年3月联合下发了《国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法》，这两个办法的颁布实施，正式掀开了我国上市公司股权激励计划的大幕。这不仅意味着我国上市公司股权激励制度伴随着资本市场的完善和各项法规的健全，进入了蓬勃发展的时期，还说明我国正全面认识和充分尊重人力资本的价值，股权激励成为公司治理的一个重要组成部分，建立和完善股权激励机制已经成为现代公司治理结构的核心问题。这是因为人力资本随着现代企业制度的变迁和知识经济的发展受到人们的普遍关注和重视，成为企业中越来越有价值的资源，尤其是具有经营能力和创新能力又掌握现代科技和管理知识的企业家人力资本，对股东的价值和公司的命运更是起着决定性的作用。那么，只有建立了有效的激励机制，才能充分调动经营者和全体职工的积极性和创造性，实现公司价值最大化。
有鉴于此，本文以我国2007—2011年a股上市公司为研究样本，对我国上市公司中实行的股权激励与公司业绩之间的关系进行检验，并进一步考察股权激励对公司绩效的影响在不同的控制人性质下和不同的股权集中度下是否存在差异，以期为我国企业的治理改革提供理论支持与经验证据。
二、文献回顾
自Jensen和meckling（1976）首次提出公司可以通过实施股权激励解决委托问题之后，Leland和pyle（1977）更指出，股权激励可以弱化信息不对称的不利影响，提高公司业绩。此后，大量文献对股权激励是否可以显著提高公司业绩进行研究和检验。
纵观笔者所掌握的国内外关于股权激励对公司绩效影响的文献，学者们并没有达成一致结论，主要集中在以下四个方面：
第一，股权激励有助于提高公司绩效，即股权激励与公司绩效正相关。Benston（1985）认为公司给予高管一定的持股比例具有重要的现实意义，同时指出高管人员持有股票价值变动对股东财富的变化有着正面的作用，这是因为高管人员持股可以削减委托成本，弱化高管的自利动机，如建立“帝国大厦”，最终推动公司价值和绩效的不断增长（Lensen，1986；H.arlson&Song，2000）。mehran（1995）通过实证研究美国1979—1980年间的制造业公司发现，公司高管人员持股对公司绩效具有推动作用，该结论也得到了Kruse和Blasi（2000）、Low（2009）、aboody等（2010）、刘国亮和王加胜（2000）、宋增基和蒲海泉（2003）以及周建波和孙菊生（2003）等国内外学者研究结果的证实。可以说，公司绩效因公司对高管人员实施了股权激励而提高，而对公司绩效的推动作用会在高管人员进行融资收购后变得更为显著（Kaplan，1989；Smith，1990）。股权激励计划还可以增加股东的价值。也就是说，股东价值的增加会因针对公司高管人员实施股权激励计划而更加明显（morgan&poulsen，2001）。唐清泉等（2009）以我国2002—2005年的上市公司为研究样本发现，高管人员持股还可以对研发活动产生影响，能够大力拓展公司的研发领域，并促进公司价值的提高，即高管人员持股比例与公司研发活动存在着显著正相关关系。此外，程仲鸣和夏银桂（2008）从我国特殊的制度背景出发，以72家试行股权激励的国有控股公司进行研究发现，相对国有控股公司而言，地方政府控股公司的高管持股比例与以托宾Q值表示的企业绩效呈显著的正相关关系。
第二，股权激励对公司绩效具有负面作用，即股权激励与公司绩效负相关。Campbell和wasley（1999）研究了Ralstonpurina公司在1981—1991年间的股权激励合约后发现，该公司实施的高管股权激励计划并没有增加股东价值，也没有提高公司绩效。在美国联邦政府及州政府施行的削减公司所得税政策大背景下，Brown等（2007）研究了1993—2003年间1700家美国上市公司后发现，高管发放股利的动机会随着其持有本公司股份份额的增加而加大，股东和公司高管人员之间的冲突就越明显，也就意味着公司绩效并不会因给予高管的股权激励而得到增加。俞鸿琳（2006）以我国2001—2003年间的上市公司为研究对象发现，高管人员持股比例与公司绩效之间的负相关关系在国有控股上市公司中表现得更为显著。姚伟峰等（2009）研究了108家实施股改的上市公司中高管人员持股比例与公司绩效的相关关系，发现二者在股改后表现出显著的负相关关系。可见，委托成本以及高管人员与股东的矛盾并没有因为股权激励的实施而降低和弱化，进而影响了公司绩效。
第三，股权激励与公司绩效呈非线性关系。morck等（1988）以tobin'sQ作为衡量公司价值的指标，以高管持股比例作为股权激励的变量，发现高管人员持股是一个动态的利益平衡过程，即股权激励与公司绩效之间表现出非线性且显著的相关关系，tobin'sQ与高管持股比例呈w型关系，而这一研究发现也得到了mcConnell&Servaes（1990）、Cui和mak（2002）、mcConnell等（2008）以及Benson和Davidson（2009）等学者的证实。与国外的研究结论相一致，我国学者吴淑馄（2002）、王华和黄之骏（2006）、夏纪军和张晏（2008）及李新春等（2008）也均发现公司绩效tobin'sQ与高管人员持股比例存在显著的非线性倒U型曲线关系。
第四，股权激励不影响公司绩效，即股权激励与公司绩效不相关。这可能是因为公司的投资趋势、经营风险、行业发展等外部环境因素在高管人员的持股比例方面起了很大的作用，使得公司绩效与高管人员持股之间不存在相关关系（Demsetz&Lehn，1985）。agrawal和Knober（1996）的研究结论也证实了股权激励与公司绩效之间的相关关系不显著。Demsetz和Villalonga（2001）从内生性视角研究了股权结构与公司绩效的关系，结果显示，不论是大股东股权，还是高管人员股权，均没有表现出与公司绩效的相关关系。顾斌和周立铧（2007）以沪市在2002年前试行股权激励的64家上市公司为研究样本，并以2002—2005年为研究窗口，发现股权激励与公司的净资产收益率无显著的相关关系。此外，我国的学者程隆云和岳春苗（2008）、唐英凯等（2008）、夏宁（2008）以及徐义群和石水平（2010）等人的研究发现均表明高管人员股权激励与公司绩效之间相关性不显著或无显著相关关系。
通过梳理国内外现有文献后发现，学者们对股权激励实施的效果并没有得出一致的研究结论。相对于国内的研究结论，大多国外研究肯定了股权激励的有效性，这可能是因为各个国家和公司的具体制度、行业及环境等因素会对股权激励实施产生影响，而国外的资本市场和经理人市场较为成熟，公司股价能够充分体现公司绩效。与西方发达国家相比，尽管我国越来越多的上市公司引入股权激励制度，但是资本市场和经理人市场的发育程度以及公司治理结构的不完善，都会影响股权激励作用的有效发挥。此外，就国内的已有研究来看，大多数选择了2005年股权分置改革之前的样本数据，且高管人员持股比例较低，使得研究结论的差异性较大。有鉴于此，本文以我国股权分置改革后上市公司中的股权激励为研究对象，深入研究股权激励在公司治理中发挥的作用，并认为随着我国资本市场的不断发展和完善，股权激励会对公司绩效产生正面的影响。
三、研究设计
（一）样本选择及数据来源
本文以2007—2011年为研究窗口，以我国沪、深a股上市的所有公司为研究的初选样本，并在此基础上做如下处理：（1）剔除金融、保险行业等具有明显不同于其他行业特征的上市公司；（2）剔除当年或上年财务数据和公司治理结构资料不全的观测值；（3）剔除St、pt类上市公司；（4）剔除经济状况异常的公司。经过上述筛选，最后得到6358个公司年度（Firm-Year）样本观察值。需要说明的是，数据来源于CCeR数据库和国泰安CSmaR数据库，数据处理软件为Stata11.0。
（二）模型设计与变量定义
本文构建如下回归分析模型对上市公司股权激励与公司绩效的相关关系进行检验，并进一步探讨上市公司的控制人性质及股权集中度对股权激励作用的影响。
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.股权激励变量
股权激励制度设计的目标在于降低高管人员的机会主义行为，在抑制他们道德风险的同时激励其努力工作，提升公司价值，增加股东财富。因此，在借鉴国内外学者大多以管理层持股比例对股权激励进行衡量的基础上，本文也以上市公司年报中披露的高管人员的持股比例estock作为股权激励的变量。
2.公司绩效变量
在衡量公司绩效时，股票市场指标（托宾Q值或eVa）和会计类指标（净资产收益率）是普遍使用的两种指标。考虑到我国资本市场较不发达和完善，证券监管不健全，相关法律法制不严谨以及投资者投机行为等因素的存在，股票市场指标不适合我国的实际情况。因此，本文以净资产收益率Roe作为衡量公司绩效的变量。
3.控制人性质变量
在衡量上市公司控制人性质方面，笔者选用年报中披露的控股股东性质Dstate作为变量，并将其设置为一个虚拟变量，当样本公司为国有企业时，赋值1；反之，赋值0。
4.股权集中度变量
在我国，绝大部分上市公司股权结构的特点是“一股独大”，股权缺乏制衡，即大股东享有绝对的控制权。为体现上市公司的股权分布情况及公司的稳定性，本文引入了股权集中度osc变量，并将其定义为一个虚拟变量，当Shr1
5.控制变量
为稳健考虑，在借鉴国内外现有理论与经验研究的基础上，本文也选择了公司规模Size（t年末总资产的自然对数）、资产负债率Lev（t年末负债总额除以t年末总资产）、总资产周转率turn（t年末主营业务收入净额与平均总资产的比值）以及总资产收益率Roa（t年净利润除以t年末总资产）作为控制变量。此外，为了控制行业及宏观因素的影响，根据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》对上市公司进行分类，本文分别设置了行业哑变量（industry）和年度哑变量（Year）。
四、实证检验
（一）描述性统计
在得到总体样本数据的基础上，表1是主要变量的描述性统计结果。
从表1可以看出，变量Roe的最小值为-0.3267，最大值为0.3855，均值为0.0871，说明样本公司的净资产收益率较低；estock的最小值为0，最大值为0.7489，均值为0.0436，说明上市公司的管理层持股比例普遍偏低；Size均值为21.8365，上市公司规模平均为21亿元左右；Lev均值为0.0676，上市公司总负债比例偏低；Roa均值为0.0664，上市公司的资产收益率较低。
（二）多元回归分析
1.股权激励与公司绩效的多元回归结果
首先，以股权激励作为解释变量，公司绩效作为被解释变量，以检验股权激励对公司绩效的影响，对筛选得到的数据用式（1）进行oLS回归，检验结果如表2所示。
从表2-a中可以看出：（1）股权激励变量estock的系数为正值，并在1%的水平上高度显著，说明公司给予高管一定的持股比例，会激励其努力工作，从长期利益角度出发，放弃短视行为，进而增加公司绩效。（2）上市公司控制人性质变量Dstate及股权集中度变量osc分别与公司绩效呈现负向及正向但不显著的相关关系，可以初步判断股权激励对公司绩效的影响在高度集中的股权结构中可能更为明显。
2.基于控制人性质的股权激励对公司绩效影响的多元回归结果
为进一步验证表2-a的结果，笔者按上市公司的控制人性质将全样本划分为两个子样本，以检验股权激励对公司绩效的影响是否在国有样本和非国有样本中存在差异，具体检验结果见表2-B。从表2-B中可以看出，在国有样本（Dstate=1）下，变量estock与Roe呈现出高度显著的正相关关系，在非国有样本（Dstate=0）下，变量estock的系数为正但不显著，说明股权对高管的正向激励作用在国有企业中表现得更为显著，这可能是因为国有企业的所有者缺位现象严重，委托关系复杂，高管在公司的经营管理中起到了至关重要的作用。因此，为了使管理者以企业价值最大化为目标，需要让他们持有公司的股权，以激励他们为公司的利益服务。
3.基于股权集中度的股权激励对公司绩效影响的多元回归结果
此外，按上市公司的股权集中程度再次将全样本划分为两个子样本，以检验股权激励对公司绩效的影响是否在高股权集中样本和低股权集中样本中存在差异，具体检验结果见表2-C。从表2-C可以看出，在高度集中的股权结构（osc=1）下，变量estock与Roe呈现高度显著的正相关关系，在股权集中度较低的样本（osc=0）中，变量estock的系数为正但不显著，说明股权对高管的正向激励作用在股权集中度较高的样本中表现得更为显著。这可能是因为在股权较为分散的上市公司中，股东间形成的内部牵制会互相监督彼此的行为，进而使得任何一个大股东都无法单独进行决策；反之，在股权相对集中的上市公司中，大股东很可能会具有掠夺中小股东利益的倾向，给予高管人员一定的股权，会让他们为了声誉、前途等长远利益考虑，代表中小股东的利益，进而在一定程度上弱化大股东的内部操控行为，增加公司绩效。
4.控制变量与公司绩效
表2中，公司规模Size、资产负债率Lev、总资产周转率turn以及总资产收益率Roa等各控制变量的符号方向均为正，且高度显著。也就意味着，规模越大、长期负债比例越高、总资产周转率越快、总资产收益率越高的公司，其公司绩效越好。
（三）稳健性检验
为了验证上文结果的稳健性，本文采用动态方式进行敏感性测试，即除了osc和Dstate虚拟变量外，其余的变量都以当期与前期的差额表示，共获得4773个样本数据。稳定性检验结果如表3所示。从表3可见，高管持股比例estock与公司绩效Roe呈现出正向且显著的相关关系。具体来看，在国有上市公司样本和高股权集中度上市公司样本中，estock均显著为正，而在非国有样本和低股权集中度样本中，estock为正但不显著，这再次说明了上市公司的股权激励对绩效具有正向影响，尤其在国有上市公司和高股权集中度的上市公司中作用更加显著。此外，其他控制变量均基本延续了前文的回归结果。可以看出，样本改变后的回归结果均没有使正文得出的结论发生实质性的改变，回归结果具有较好的稳健性。
五、研究结论
本文基于我国制度背景，考察了股权激励在公司治理中的作用，以上市公司绩效作为股权激励实施的最终效果，即以我国a股上市公司数据实证检验了股权激励对公司绩效的影响。此后还分别以上市公司的控制人性质和股权集中度为背景作了进一步的检验分析，结果表明：对高管实施股权激励可以提高公司业绩，且该种影响在国有上市公司或者股权高度集中的上市公司中表现得更为显著，说明股权激励可以在一定程度上降低高管的风险厌恶程度，具有积极的公司治理效应。
可以说，管理层受股东的委托经营管理资产，然而，由于信息不对称，股东和管理层之间的契约并不完全，再加上股东和管理层所追求的目标不一致，如股东希望增加股东财富最大化，管理层则希望自身效用或自身利益最大化，从而使得二者之间的利益冲突成为企业中最常见、最直接且最普遍的委托关系。可见，股东和管理层之间存在着“道德风险”，这需要管理层“道德自律”的同时，还需要通过一些激励和约束机制对管理层的行为进行引导和限制。
因此，股权激励作为完善公司治理结构的途径之一，自产生之日起，便很巧妙地结合了委托人和人的利益，在降低成本并矫正经营者行为的同时，还使得经营者最大限度地为企业委托人努力工作，进而在一定程度上有效实现长期激励目的。
【主要参考文献】
[1]Fama，e.F.，andJesen.1983，SeperationofownershipandControl[J].JournalofLawandeconomics，26.
[2]Jesen，m.C.，andmeckling.1976，theoryoffirm，managerialBehavior，agencyCostsandownershipStructure[J].JournalofFinancialeconomies，20.
[3]Loderer，C.e.，andK.martin.1997，executiveStockownershipandperformance：trackingFainttraces[J].JournalofFinancialeconomics，2.
[4]曹阳.中国上市公司高管层股权激励实施效果研究[m].北京经济出版社，2008.
[5]陈勇，廖冠民.王霆.我国上市公司股权激励效应的实证分析[J].管理世界，2005（4）.
[6]顾斌，周立.我国上市公司股权激励实施效果的研究[J].会计研究，2007（2）.
[7]李玲.管理层薪酬和持股激励效应的行业差异分析——来自我国上市公司的实证证据[J].中央财经大学学报，2006（4）.
[8]李维安，李汉军.股权结构、高管持股与公司绩效——来自民营上市公司数据[J].南开管理评论，2007（4）.
[9]孙堂港.股权激励与上市公司绩效的实证研究[J].产业经济研究，2009（3）.
[10]王华，黄之骏.经营者股权激励、董事会组成与企业价值——基于内生性视角的经验分析[J].管理世界，2006（3）.
股权激励对公司价值的影响篇8
关键词：股权激励过度投资企业绩效
一、引言
股权激励是指企业为了激励和留住核心人才，而推行的一种长期激励机制，自2005年底证监会《上市公司股权激励管理办法（试行）》颁布以来，股权激励的实施效果备受关注。其中，股权激励与投资效率一直是国内外学术界密切关注的话题。2013年，国际货币基金组织驻华首席代表李一衡在其研究报告中指出，中国整体过度投资较为严重，不容忽视。利用股权激励，赋予管理者一定的股权，可以缓解管理层与股东之间的利益冲突，减少成本（Stulz，1988），同时促使管理层最大限度地为股东利益工作，从而提高效率（tsiumisK，2008）。
根据委托理论，股权激励能够对经营者和股东的利益关系加以整合，从而在一定程度上解决现代企业控制权和剩余索取权相分离的矛盾，确保实现企业价值最大化的目标。因此，股权激励能否发挥作用就体现在能否提高企业的绩效上。但在股权激励对企业绩效的影响方面，国内外学者对此的研究存在研究结论不尽一致的问题，可以推断，股权激励对企业绩效的影响力还受到其他因素的影响。从当前国内外的研究来看，股权激励能够对投资决策产生影响，那么股权激励能否通过影响过度投资进而影响企业绩效？由于我国特殊的制度背景，长期以来，国有上市公司所有者缺位，股东权利虚置广受诟病，国有上市公司的委托问题比非国有上市公司更为严重。那么产权性质是否会对股权激励、过度投资与企业绩效这三者的关系产生影响呢？本文拟通过实证检验的方法对上述问题进行探讨。
二、文献回顾与研究假设
（一）股权激励对企业绩效的影响研究。对股权激励与企业绩效的关系研究可以追溯到Berle和means（1932），他们指出在公司股权处于分散的状态下，没有股权的公司治理同小股东的利益是存在冲突的，这种情况下的公司业绩无法达到最优。他们的研究为理论的发展奠定了基础，此后，股权激励被众多学者提出。martin和Graham（2001）进行了高管薪酬同企业绩效的敏感性分析，结论证明股权激励同企业绩效存在正相关关系。在我国，不少学者也研究了股权激励对企业绩效的影响。林大庞、苏冬蔚（2011）通过建立Heckman两阶段模型研究了股权激励对公司业绩的影响，该研究认为股权激励总体上有助于统一股东与管理者的利益进而提高公司业绩。但是当高管持股达到一定比例时，公司价值和股东权益有下降的可能（陈光，2014）。通过回顾国内外学者关于股权激励对企业绩效影响的研究，可以看出股权激励能够对企业绩效产生一定的影响，但影响如何尚未有定论，因此二者的关系是否还受到其他因素的干扰是值得研究的命题。
（二）股权激励对过度投资的影响研究。股权激励作为一种长期的激励方式，会影响管理者的行为决策，进而影响企业投资（罗富碧，2008）。吕长江、张海平（2011）以2006―2009年推出股权激励的61家上市公司作为样本，通过设置实施股权激励虚拟变量的方法进行实证研究，发现推出股权激励计划的上市公司可以防止非效率投资行为。罗富碧等（2008）选取了2002―2005年这三年的面板数据，把高管人员的持股比例与股价的乘积作为股权激励的量进行研究，分析得出我国上市公司高管人员股权激励与投资决策呈显著正相关关系。但简建辉等（2011）研究发现我国上市公司经理人股权激励对抑制非效率投资无显著效果。夏军（2012）则认为高管持股激励会促使过度投资，其治理效果较为负面。
事实上，许多因素都会对过度投资产生影响，而对影响因素进行综合，可以发现导致过度投资的主要原因是所有者和经营者的利益冲突。所有者追求企业价值最大化，而经营者只能拥有剩余控制权，经营者通过为所有者创造价值的方式来获取报酬、职位及声誉。在激励不足的情况下，经营者会通过各种途径来满足自身利益，其中对新项目的投资可以使他们获取最直接的报酬，由此导致过度投资的发生。此外，上市公司通常根据高管业绩来决定薪资报酬，高管很可能采取过度投资来完成既定的目标。股权激励制度是一种通过约束高管行为以降低委托成本的途径，它的实施能够使高管同所有者一样拥有对企业的剩余索取权，当净现值为负的投资项目出现时，高管人员会从自身利益出发考虑投资项目会对自身的股份价值带来多少损失，通过衡量业绩增长与股价损失的大小决定是否投资。可见股权激励制度能在一定程度上打消经营者过度投资的动机。基于此提出：
假设1：股权激励企业较非股权激励企业，能抑制过度投资。
（三）过度投资对企业绩效的影响研究。管理层的投资决策和企业业绩是相关的。非效率投资行为能内化于企业的经营活动中，进而影响企业业绩（BaiJ，LianL，2013）。股权激励能够在一定程度上影响企业的过度投资行为，而这种过度投资行为会进一步对企业绩效产生影响。即股权激励一方面会直接影响到企业绩效，另一方面又会通过影响过度投资而间接影响到企业绩效。基于此提出：
假设2：股权激励能够通过抑制过度投资进而影响企业绩效。
三、样本、数据与模型设定
（一）样本和数据。本文数据来源于国泰安和万德数据库。以2007―2015年度沪深a股所有的上市公司为初选样本，剔除了St公司、金融行业和数据不完整的公司。为降低异常值的影响，对变量进行了1%和99%分位的缩尾处理。
（二）模型。本文借鉴Richardson（2006）的模型，使用现金流量表数据将总投资（inv_t）分为维持性投资（inv_m）和新增投资（inv_n），其中：
inv_t=购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额
inv_m=固定资产折旧+无形资产摊销+长期待摊费用摊销
inv_n=inv_t-inv_m
Richardson（2006）认为资本投资程度可用各企业的实际投资量减去预期投资量来反映。企业正常的资本投资水平估计模型如下：
inv_nt=α+β1×Sizet-1+β2×LeVt-1+β3×Casht-1+β4×tobinQt-1+β5×Retst-1+β6×invt-1+∑industry+∑Year+ε（1）
本文用残差项大于零代表过度投资（overinvest），option代表股权激励，tobinQ衡量企业绩效。为研究股权激励与过度投资之间的关系，设计本文的假设模型：
overinvest=α+β1×option+β2×tobinQ+β3×Lev+β4×Cash+β5×Size+β6×Rets+∑industry+∑Year+ε（2）
为验证股权激励能否通过抑制过度投资进而影响企业绩效，设计假设模型：
tobinQ=α+β1×overinvest+β2×option+β3×Lev+β4×Cash+β5×Size+β6×Rets+∑industry+∑Year+ε（3）
回归模型中涉及的主要变量的具体定义见表1。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计。表2是主要变量的描述性统计。通过观察可以发现样本中有27.6%的上市公司实施了股权激励，标准差为0.447，可见我国上市公司股权激励水平差异较大且总体比例较低，股权激励政策的作用还未得到充分发挥。代表企业绩效的tobinQ的均值为2.451，最小值为0.164，最大值为13.036，可见上市公司间绩效差异较大。上市公司的平均资产负债率为0.443，最大值为1.294，最小值为0.045，可见上市公司间的债券融资水平差异较大。
（二）回归结果分析。
1.股权激励与过度投资。基于模型（1），本文检验了股权激励对企业过度投资行为的影响，结果如下页表3所示。通过观察回归结果可以发现，股权激励变量option的系数为-3.607，在5%的水平上显著，即股权激励给企业过度投资带来了一定的抑制作用，高管进行过度投资的动机减弱。为了进一步考察不同控股股东性质下股权激励对过度投资的抑制作用，本文依据控股股东的性质将样本分为国有和非国有上市公司两组，然后分别对模型进行回归，结果如第（2）、第（3）列所示。其中，第（2）列国有上市公司，股权激励变量option的系数仅在10%水平上显著，而第（3）列非国有上市公司，股权激励变量option的回归系数为-3.807，在5%的水平上显著。上述分析证明股权激励对非国有上市公司过度投资的抑制作用要强于国有上市公司。这是因为国有上市公司经营者的薪酬稳定、福利颇佳，股权激励制度对国有上市公司经营者的吸引力并不大，相反，非国有上市公司的经营者更容易在股权激励制度的激励下努力工作，从而减少过度投资行为。其他变量的回归结果表明：资产负债率与过度投资正相关，年初的股票收益率与过度投资负相关，规模越大的公司，过度投资程度越严重。
2.过度投资与企业绩效。在上述分析的基础上，本文进一步考察股权激励的实施对过度投资的影响如何作用于企业绩效，结果如表4所示。其中，第（1）列的回归中，overinvest的系数在1%水平上显著，表明企业过度投资能够对绩效产生一定的影响。在第（2）、第（3）列的回归中，overinvest的系数均显著，说明在考虑产权性质的条件下，无论在国有还是非国有上市公司中，股权激励制度的实施对企业绩效产生的影响都会受到过度投资的干扰。进一步分析发现回归结果为正，这是因为本文采取滞后两期的数据，当前我国经济发展较快，长期来看国有上市公司投资的增长对企业绩效存在促进作用。同时对于非国有上市公司来说，相较于国有上市公司普遍不存在过度投资行为，投资规模的扩大能够提高企业绩效。
五、研究结论
本文以2007―2015年间上市公司为样本，基于委托理论，在考察我国上市公司股权激励对过度投资影响的基础上，进一步检验了股权激励是否通过影响过度投资而间接影响到企业绩效。研究发现，股权激励对过度投资有显著影响，即股权激励的实施能够给企业过度投资带来一定的抑制作用，高管进行过度投资的动机减弱。此外，随着股权激励实施后过度投资的减弱，企i绩效也会受到一定的干扰。进一步的分析显示，股权激励制度会对不同控股股东性质下上市公司的过度投资行为产生不同的影响，由于大多数非国有上市公司的经营者是在市场竞争行为下产生的，它们在完善公司治理结构、提升公司经营业绩方面具有更强的主动性，因此股权激励对非国有上市公司过度投资的抑制作用要强于国有上市公司。
由上可知，我国企业的股权激励在不同的产权性质下对过度投资的影响不一样，进而也能对绩效施加不同程度的影响。因此，我国企业应当根据自身的实际情况，选择最适宜自身的激励方式，以实现股东同经营者的利益一致，进而促进企业的长远健康发展。
参考文献：
[1]林大庞，苏冬蔚.股权激励与公司业绩――基于盈余管理视角的新研究[J].金融研究，2011，（9）.
[2]罗富碧，冉茂盛，杜家廷.高管人员股权激励与投资决策关系的实证研究[J].会计研究，2008，（8）.
[3]吕长江，张海平.股权激励计划对公司投资行为的影响[J].管理世界，2011，（11）.
[4]简建辉，余中福，何平林.经理人激励与公司过度投资――来自中国a股的经验证据[J].经济管理，2011，（4）.
[5]徐倩.不确定性、股权激励与非效率投资[J].会计研究，2014，（3）.
[6]夏冠军.投资者情绪、经理激励契约与企业投资[J].投资研究，2012，（3）.
[7]詹雷，王瑶瑶.管理层激励、过度投资与企业价值[J].南开管理评论，2013，（3）.
[8]宗文龙，王玉涛，魏紫.股权激励能留住高管吗？――基于中国证券市场的经验数据[J].会计研究，2013，（9）.
[9]高建来，金宇.企业绩效评价方法研究综述[J].商业会计，2014，（8）.
[10]tzioumisK.whydoFirmsadoptCeoStockoptionsevidencefromtheUnitedStates[J].JournalofeconomicBehaviorand0rganization，2008，（68）.
[11]JensenmC.agencyCostsofFreeCashFlow，CorporateFinance，andtakeovers[J].americaneconomicReview，1986，（76）.
股权激励对公司价值的影响篇9
关键词：上市公司；高管人员；薪酬激励；绩效
上市公司需要制定完备的薪酬激励契约，以约束和激励高管人员以最大化全体股东利益为目标而努力工作，避免其为了个人私利而损害股东的利益。本文根据目前上市公司高管人员薪酬激励的特点，实证研究高管人员薪酬激励的设计对上市公司绩效的影响，试图为上市公司设计合理的管理层激励模式提供理论借鉴和实践参考。这对于优化我国上市公司治理结构，提高上市公司股东财富和投资者回报，从而促进资本市场良性发展具有深远的现实意义。
1高管人员薪酬激励与上市公司绩效的实证研究
1.1 实证研究设计
1.1.1 实证研究假设
上市公司高管人员薪酬激励可以分为基于公司盈余的现金薪酬激励和基于股权激励的薪酬激励。以盈余为基础的管理者给予薪酬，从形式上可能更方便股东对管理者的行为作出评价，因为管理者是否能对公司盈余作出改善更容易被观察，但实质上公司盈余的改善也可能是利润操纵的结果。同时公司的盈余反映的是管理者过去行为所产生的结果，基于盈余的现金薪酬会激励管理者追求短期利益，当盈余结果没有达到公司既定的要求时，管理者有动机通过操纵利润以保证自己的既得利益不会受到损害。股票价格反映了对公司未来现金流量的预期，因此，股权激励在管理者薪酬和股东价值之间建立了更为紧密和直接的联系，使管理者的个人利益与公司未来价值成长连接在一起，从而会激励管理者考虑其当前的行为对公司未来价值的影响，促使其采取富有远见的行为。
有鉴于此，本文提出以下一个实证研究假设，即：
h：高管人员现金薪酬激励与股权激励对上市公司的绩效存在不同的影响，相比与现金薪酬激励，股权激励可以提升企业的绩效。
1.1.2 实证研究方法
为对研究假设进行有效的实证检验，本文尝试以eva作为上市公司绩效的评价变量，通过对高管人员现金薪酬激励和股权激励设定变量，采用构建logistic回归模型，对现金薪酬变量与股权激励变量对上市公司绩效的影响进行回归分析。
1.1.3 研究变量设定
基于本文的实证研究思路，本文设定了以下研究变量用于构建logistic回归模型，并进行实证检验：
(1)上市公司继续的评价变量。本文选择经济增加值(eco-nomicvalueadded，eva)作为上市公司绩效的变量。eva根源于一个基本的经济学概念，即剩余收益(residual，income)，在西方国家企业中被广泛采用，成为绩效管理和薪酬激励评价体系所考察的核心指标之一。在本文的研究中，通过计算研究样本的eva，将eva大于0的样本界定为实现了价值增值的公司，将eva小于0的样本界定为未实现价值增值的公司。研究中因此设定一个虚拟变量y，如果研究样本的eva大于0，则y值为1，否则y值为0。如此设定变量的理由是，本文使用统计软件spssl1.5中binarylogisticregression模块对样本数据进行分析，而spss软件默认对观测数量较多样本赋值为1，而在本文的研究中，eva大于0的样本居多，因此设定eva大于0时，y值为1。eva的计算公式为：
eva=息前税后净营业利润一资本成本
=息前税后净营业利润一资本总额×加权平均资本成本
息前税后净营业利润由损益表调整得到，资本总额包括股权资本和债务资本；加权平均资本成本由股权资本成本和债权资本成本加权平均计算得到。
(2)高管人员现金薪酬激励(cash)。根据上市公司年报中披露的信息，以报告期间上市公司中薪酬最高的前3名管理人员的薪酬总额为基数，取自然对数计算确定。取自然对数的目的在于消除样本观测数据量纲的差异。
(3)高管人员股权激励(stock)。在
1.1.4 研究样本的选取
本文选择2004年-2006年期间沪深两市全部上市公司为初选样本。然后对初选样本进行了以下筛选：①剔除掉了金融保险行业的上市公司，因为同其他行业相比，金融保险行业公司的经营特征和会计制度具有特殊性；②剔除掉当年新上市的公司，由于上市融资，公司规模和股本结构都会发生较大变化，这使得对上市前后财务数据的比较的实际意义减弱；③剔除掉全部st及*st上市公司。经过以上程序，本文最终确定了836个上市公司作为本文的研究样本。本文样本数据来源于
1.1.5 回归模型的构建
根据上文设定的研究变量，本文构建以下logistic回归分析模型，用于对研究假设进行实证检验：
logit(y)β0+β1×cash＋β2×stock+β3×year_05+β4×year_06+ε
式中：y：根据研究样本eva是否大于0对研究样本的分组赋值；
β0，β1，β2，β2，β4：待估计的回归系数；
ε：残差项。
1.2 实证研究的结果
表1列示了本文研究变量的描述性统计特征。从中可以发现，在全部3年观测样本中有60.1％的观测样本的eva>0；而管理层中高管持股比例最高达到了100％，最少的为0，平均接近20％。
表2列示了回归分析的结果。从表2中可以看出，股权激励变量stock的回归系数为正，且用于显著性检验的wald2统计量的值为5.194，p值为0.045，即在0.05的显著性水平下，股权激励变量stock通过了显著性检验，上市公司管理层中持有公司股份的高管人数所占的比例越高，上市公司实现价值增值的可能性越高；现金激励变量cash的回归系数为主，但是用于显著性检验的wald2统计量的值为0.982，p值为0.530，即在0.1的显著性水平下，研究变量未能通过显著性检验，即上市公司高管人员所获的现金激励的大小与上市公司价值增值情况之间没有直接的联系。此外，控制变量year_05和year_06均未能通过显著性检验，表明回归分析中不存在限制的年度系统性差异。
2 结论
股权激励对公司价值的影响篇10
【关键词】股权激励公司价值实证分析
一、相关文献的梳理与回顾
1、国外文献综述
国外学者关于股权激励对公司价值的影响的研究起步较早，始于20世纪60年代，主要是从经营者持股的外生性和内生性两个角度进行的，通过实证研究来考察两者之间的关系，研究的结论可以归为三大类。
（1）认为管理层持股与公司价值线性相关。很多学者通过实证研究发现两者间存在线性相关性并且是显著的。如Jensen和meckling（1976）从外生性角度研究经营者股权与公司价值关系，提出了利益趋同假说，认为经营者持股能有效降低成本，随着经营者持股水平的上升，公司的价值也在不断提高。也有些学者通过研究发现股权激励和上市公司价值存在线性相关性，但是并不显著或者仅是微弱相关的，如Jensen和murphy（1990）用回归方式估计了现金报酬、收购股权、内部持股方案和解雇威胁所产生的激励作用，认为大型公众持股公司的业绩和经理报酬有微弱的相关性。
（2）认为管理层持股与公司价值非线性相关。管理股权比例只在合适的区间内才能够起到减少成本和长期激励的作用。最有代表性的是morck（1988），他根据管理层持股的利益一致假说和战壕挖掘假说，提出管理层持股可能区间有效并设计模型实证检验，得出结论：持股比例在0～5%范围内，托宾Q值与董事的持股比例正相关；持股比例在5%～25%范围内，托宾Q值与董事的持股比例负相关；超过25%，二者又正相关，但托宾Q值与持股比例的关联程度在这一区间有所减弱，即二者间呈现倒U型的关系。
（3）认为管理层持股与公司价值不相关。如Demsetz和Lehn（1985）、Kole（1996）、agrawal和Knoeber（1996）、Cho（1998）、Demsetz和Villalonga（2001）通过从管理层持股内生性角度分析，认为股权激励与公司价值不相关，或者管理层持股比例与公司绩效之间的因果关系可能正好相反，即公司价值决定了管理层持股比例，或者认为管理层持股与公司价值之间是相互影响的关系。
2、国内研究现状
国内学者关于股权激励对公司价值的影响的研究相对起步较晚，始于20世纪90年代末，目前还处于起步阶段。国内的实证研究多半是把经营者股权作为一个独立的外生变量，通过对比分析法、非参数检验法和模型回归法研究其对公司价值的影响。研究结论主要集中在股权激励与公司价值这两者之间是否存在相关性上。魏刚（2000）通过对上市公司1998年年报中公布的816家上市公司数据进行研究，认为我国上市公司高级管理人员年度报酬与公司经营绩效不存在显著的正相关关系，李增泉（2000）、向朝进和谢明（2003）、常健（2003）、宋增基（2005）、杨贺、柯大纲和马春爱（2005）等人也持相同观点。刘斌（2003）、魏明海等（2004）、田波平（2004）、刘剑（2005）等通过实证研究，认为我国上市公司管理层报酬、高管持股与公司经营业绩存在相关性。魏明海（2004）研究表明，不同控股类型下的管理层报酬和持股比例是有差异的，大多数控股类型的上市公司管理层报酬一定程度上与净利润或股价相关，但政府部门和外资企业控股的上市公司管理层报酬计划并未显现其激励性。刘剑（2005）、徐大伟（2005）、黄之骏（2007）、申明浩（2007）等认为经营者股权激励与公司价值之间存在强烈的区间效应，即经营者股权激励水平与公司价值之间存在倒U型关系。而张勇勤（2002）认为两者的相关性取决于公司业绩指标的选择。
基于国内外学者关于股权激励与公司价值的相关性研究的文献回顾，本文以2010年安徽省在沪深两市上市公司的数据为样本，运用eViewS软件进行实证分析，进而对我国上市公司股权激励的实际效果作出评判。
二、研究设计
1、样本数据的选择
2010年安徽省在沪深两市上市的公司有75家，在样本的选取过程中剔除了以下一些上市公司：一是被会计师事务所出具了保留意见、拒绝表示意见或否定意见的上市公司（如St国通）；二是一些没有实施股权激励的上市公司（如国元证券等）；三是在2010年刚上市还未出具年度报告的上市公司（如洽洽食品等）。基于此，本文最后共选取了36家上市公司，样本数据来源于上海证券交易所和深圳证券交易所网站所公布的2010年安徽上市公司年报。
2、分析模型假设
假设一：管理层的持股比例即股权激励对象的持股比例与上市公司价值之间存在正相关关系。假设二：上市公司的规模与公司价值之间存在正相关关系。假设三：上市公司债务与公司价值之间存在负相关关系。
3、变量选择和模型构建
基于上面的三个假设，本文选择上市公司股权激励对象的持股比例mSR、公司规模SiZe以及公司负债水平DeBt作为模型的解释变量，公司价值CV作为模型的被解释变量，其中股权激励对象的持股比例mSR=管理层持股总数／公司总股数，公司规模SiZe=ln（总资产），公司负债水平DeBt=总负债／总资产，公司价值CV=总资产－总负债＋所有者权益。由此可以建立模型如下：CV=？茁0+？茁1mSR+？茁2SiZe+？茁3DeBt+？着。
4、实证分析
基于上面的变量选择，以及2010年安徽省在沪深两市上市公司的数据，得到模型变量指标的情况如表1所示。
运用eViewS软件对此样本数据进行回归分析，得到如表2所示的结果。
从表2可以看出，模型的分析结果显示可决系数R-squared=
0.873743，经调整的可决系数adj-R-squared=0.861907，说明其对公司价值的解释程度有87.37％；F=73.81725，p=0，按α=0.05的水平，可以认为上市公司股权激励对象的持股比例mSR、公司规模SiZe以及公司负债水平DeBt与公司价值之间存在一定的相关性；另外经t检验，t统计量的概率值prob.皆小于0.05，可以认为回归系数是显著的，从而说明解释变量与被解释变量之间的线性相关关系是显著的；同时模型中解释变量mSR的系数为198749，SiZe的系数为445752.8，DeBt的系数为-751850.6，这分别说明上市公司股权激励对象的持股比例mSR、公司规模SiZe与公司价值之间存在正相关关系，公司负债水平DeBt与公司价值之间存在负相关关系，从而可以认为假设一、二、三都是正确的，并且得到模型结果为：CV=-4851364+198749？鄢mSR+445752.8？鄢SiZe-751850.6？鄢DeBt。
三、研究的基本结论
1、股权激励有利于公司价值的增长
从上面的分析，我们可以看出，管理层的持股比例（也即股权激励对象的持股比例）与上市公司价值之间存在正相关关系。因此，本文认为，在现代企业制度建设的推进过程中，上市公司应加强公司内部管理，有效实施股权激励，科学制定合理的股权激励方案，将股权激励计划与公司的发展计划相结合，以此来增加上市公司的市场价值。
2、公司价值的大小取决于上市公司的规模
数据显示，上市公司的规模与公司价值之间存在正相关关系。公司规模大说明公司的综合实力较强，发展也较为成熟，具备规模经济的上升条件，进而可以保证股权激励的实施以及公司价值的提高。因此，在激烈的市场竞争中，上市公司应在确保公司稳步发展的前提下，不断研发新的产品，拓宽市场领域，提高市场占有率，不断扩大上市公司的规模，增加上市公司的市场价值。
3、公司债务是公司价值增长的最大障碍
分析数据显示，上市公司的债务数额与公司价值增长之间存在明显的负相关关系。公司的债务越高，对公司利润的侵蚀能力越强。高额的负债必然导致公司再筹资能力的下降，投资机会减少，预期收益下降，进而影响公司正常的经营活动，阻碍公司股权激励的正常实施。因此，公司在发展过程中应尽可能避免盲目发行债券，要根据公司的性质慎重选择债券发行方式，合理确定公司的资产负债率，将债券的规模与比例控制在一定的范围之内，有效避免公司发债融资的“泥潭”效应。
【参考文献】
[1]潘永明、耿效菲、胥洪：我国上市公司股权激励与企业业绩关系的实证研究[J].辽宁师范大学学报（社会科学版），2010（2）.
[2]陈华：我国上市公司股权激励的实证研究[J].会计之友，2011（3）.
[3]陈丝璐：股权激励对公司价值的影响因素研究——基于a股市场2006—2008年的实证研究[J].湖北工业大学学报，2010（6）.
[4]王锐、龙子午：股权激励对公司价值影响因素的统计分析[J].现代财经，2011（2）.