公司股权激励研究精选(九篇)

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第1篇：公司股权激励研究范文

关键词 股权激励 企业绩效 公司治理

目前，我国处于快速发展的阶段，大多数企业对股权激励机制的认识和运用还有很大的局限性，所以从格力电器入手进行股权激励研究有很重要的现实意义。

一、格力电器现有股权激励方案及实施分析

（一）格力电器营业能力分析

电器作为上市公司，国有控股股份制企业中的典型代表，其企业的成长、发展颇受社会各界的关注，具有典型的代表意义。（如表1）

由表1可以分析得出，格力电器盈利能力呈现以下特点：

首先，从2007年至2011年，企业盈利能力逐步增强，不论是每股收益还是净资产收益率，每股收益从2007年的1.05元增长到2011年的1.86元，增幅为77.14%，净资产收益率从2007年的31.94%增长到2011年的34%，增幅为6.44%。

其次，从2010年至2014年，公司每股收益逐渐降低，从2010年的1.52元降低到2014年的1.43元，降幅为6.29%，同时，公司的净资产收益率从2010年的36.51%降到2014年的35.23%，降幅为3.63%。研究发现，从2010年至2014年，格力电器作出了每十股转增十股的分配计划，稀释了每股收益和净资产收入率。

（二）格力电器与同行业上市公司比较分析（如表2）

家电行业是我国成长最快/角逐最激烈的行业，同时也是最先步入成熟阶段的行业。表2中所挑选的4家企业，均是上市较早的企业，对比青岛海尔、四川长虹、海信电器和格力电器2014年度报表中的营业收入，第一，4家企业的年营业收入都已实现几百亿元，格力电器以1400亿的营业收入遥遥领先。第二，对比4家企业净利润，不难发现，格力电器的净利润实现141亿元，同样领跑于其他3家上市公司。第三，比较4家企业净利润率，格力电器的净利润率高达10.35%，远超于另外3家上市公司。

二、格力电器股权激励制度现存的问题分析

（一）股票来源过于集中，国有资产流失

格力集团推行期权激励的股票过于集中，仅来自于控股股东，且为限制性股票。随着行权的过程，格力通过3年流转股份及持续减持，从3年前绝对控股55.65%降低至如今的17.58%，持股比例降幅太快并产生了明显的影响，使得国有资产流失。

（二）业绩指标过低，收益风险不相匹配

在给予股票期权时，企业虽明确提出各年绩效数值，然而没能实质、准确地作出市场评估，预测业绩数值明显过低与其收益风险并不合适。另一方面，在行权价格方面缺乏衡量。格力集团选用每股净资产值确定为标准价值过低，这也就象征着，企业的无形资产，企业的发展远景及市场占有率，进步在计算范围之内，行权价格可参照给予日最高及最低市价的平均价或者给予日前一个工作日的收盘价。

三、格力电器实施股权激励机制的措施建议

（一）健全公司治理机构

通过对格力集团企业绩效与股权激励关系的剖析可发现，股权激励对企业绩效的改进具有明显的效果。而通过研究双方的作用机理，即股权激励适当，可将高层与企业的利益挂钩，在保证经营者得到合理劳动报酬的同时也能防止管理层的短期行为，既保护管理层合理所得，又保障委托人的权益，进而有效地经营管理企业，使企业具备长期发展优势。

（二）综合制定股权激励方案

经过对格力集团股权激励实施现状的剖析，我们不难发现，在格力集团股权激励实施过程中，暴露出期权激励的股票过于集中，管理层个人薪酬与社会公众利益未能有效结合等一系列问题。因此，格力电器应结合企业内部具体情况及条件，制定适合企业自身发展，并切合实际、客观有效的股权激励方案，使股权激励机制可以贴合企业自身需要，切实起到舒缓企业管理层与股东之间矛盾、保障双方权益、达到激励效应最大化的作用。

（三）合理确定绩效考核指标值

考核指标值的确定对激励方案能否有效实施，以及对管理层能否产生激励效应，有着举足轻重的作用。指标制定过低，激励对象轻松达到要求，那么激励就变成了福利，实现降低成本、促进企业价值提升的目标就无法实现。指标制定过高，激励对象即使倾其所有也未必能够达成，物极必反，激励程度削弱，从而也无法实现股权激励的初衷。

（作者单位为武昌理工学院）

参考文献

第2篇：公司股权激励研究范文

关键词：上市公司；股权激励；限制性股票

中图分类号：F83文献标识码：A文章编号：16723198（2013）23010302

1上市公司股权激励的形式

1.1员工持股

员工持股是指由企业内部员工出资认购本公司部分股权，并委托员工持股会管理运作，员工持股会代表持股员工进入董事会参与表决和分红的一种新型股权形式。员工持股制度让员工持股运营，其利益与企业前途紧密相连，达到一种新型利益制衡，即按劳分配与按资分配相结合的机制。员工持股后便承担了一定的投资风险，唤起了员工的风险意识，并且对员工的长期投资行为是一种激发。

1.2管理层持股

（1）限制性股票：即股票免费发放给经理人，但在一个指定期限内不得使用这些股票，只有在限制期满后，且经营者没有离开公司才可自由处理这些股票。但是这种方式一般是在公司创建时或公司要改变业务等特殊情况下才会使用。

（2）股票期权：是在未来一定时期可以买卖的权利，是买方向卖方支付一定数量的金额后拥有的在未来一段时间内或未来某一特定日期以事先规定好的价格向卖方购买或向买方出售一定数量的特定标的物的权力，但不负有必须买进或卖出的义务。员工只享有分红权，要实现认股要以期权分红所得逐步实现。这一方式是在实行风险质押经营的基础下实施的。

（3）虚拟股票：一般在上市公司运用，即给予经营者或技术人员的一种“虚拟的”股票，经营者只享有分红权和股票价格上涨的收益，但没有股票的所有权。一般这种股票的发放不会影响公司的总资本和所有权结构。

（4）业绩股票：在股票赠予基础上进行了改进，为了获得一定数额的免费股票，管理层不仅要在公司工作满一段时间，而且在期满后，还要达到公司的某个业绩指标，才能获得股票。

（5）管理层收购：管理层通过收购本公司股票而成为公司的股东，使其自身与公司的利益紧密联系起来，一般收购后管理层持股比例可达到30%以上，大大增强了管理层的股权参与度，同时管理层的收购也能享受税收优惠，使经营者和公司达到共赢的目的。

（6）管理层直接持股：公司的管理人员以较低的价格买到股票，有分红权和配股权，但没有表决权，转让或者出售变现得在限定期满以后。这种方式是公司根据业绩考核评比后给管理层发放的。

2上市公司股权激励存在的问题

2.1经理人市场不完善

目前，经理人市场在我国仍显得不够成熟，经理市场缺乏足够职业经理人员，和高效方便的经理循环机制。大多数的国有控股上市公司高级管理人员的任命仍由行政决定，缺少公平竞争上岗的机会。这种消极的态度和股权激励概念强调的高付出高回报的原意存在尖锐的利益冲突，导致股权激励制度在实施中的效果逐渐减弱。

2.2法律体系不完善

尽管我国不断地完善股权激励的相关法律法规，却仍然存在缺陷和不足。在股权激励规定的实施上，现行法规和准则在对于股权激励的股票来源、对上市公司股票期权的授予、行权信息、绩效考核标准、业绩的披露等要做具体的要求和规定。税收优惠政策方面，股东仍有很重的税收负担，这增加了激励的成本，减少经理人的实际收入，进而不利于股权激励计划的实施。

2.3实施的目的不明确

实施股权激励的目的是为了让具有公司高管身份的股东在参与企业决策、分享利润、分担风险时，勤勉地为公司的长期发展贡献力量。这样可以降低成本、提高管理效率、增强公司凝聚力和市场竞争力。但一些上市公司缺乏长远意识，他们过于关注股票的价格，而对如何促进公司发展的合理措施缺乏思考。

2.4对激励计划的实施缺乏有效监督

目前，许多上市公司真实的控制者或拥有有效控制公司权力的是公司管理层。公司管理绩效评估缺乏必要的监督和业务管理约束。公司高管“自我激励、评价”，导致上市公司大量短期行为和控股股东之间的不公平的关联交易。公司高管们为了实现自己的利益，往往会损害企业的长远利益，采取短期行为，如减少长期研究和开发成本，增加当前利润，高现金持有率。这不仅不利于公司的长期可持续发展，甚至可能导致损害公司和股东的利益，给投资者带来更大的市场风险。

2.5股权激励的绩效评估体系不完善

绩效考核在实施股权激励制度时是重要的内容和先决条件。目前我国上市公司业绩评价标准中财务指标体系不全面，且非财务指标也涉及较少。在太简单的财务指标条件的约束下导致变了味儿的“股权激励”很容易实现。与此同时，也会给激励对象带来很多负面的影响，这其中包括短期行为，风险管理，甚至故意篡改财务结果等，导致不能准确、客观地评估股权激励制度的有效性。

3完善上市公司股权激励的对策及建议

3.1建立公平竞争的经理人市场

外部限制管理者的有效方法有职业经理市场、资本市场和产品市场竞争。产品的市场约束效应是通过职业经理人市场发展带来的。如果一个企业的经营管理和研究开发能力有问题，则直接反应在产品的价格和质量的竞争力上。只有产品市场竞争是好的，劳动力市场，即职业经理人市场的功能才会得到增强。形成有效的股权激励机制是以完善的经理人市场为前提的。逐步培育充满竞争经理人市场，使经理人职业化、让企业和管理者有双向选择，以促进经理人员自律。

3.2完善法律制度

促进产品市场充满竞争，必须有一个公平竞争的法律环境。只有完全竞争的产品市场才能真正有效的从外部约束经营行为。我们不能完全照搬外国的法律法规和相关成功案例，应该依据我国的股权激励现状和发展水平制定出相对应的法律法规，成比例分配股利，在法律法规中应对不规范行为制定约束，例如会计和税法方面的规范，对股票期权的授予问题做具体要求。

3.3明确股权激励的目的

我国企业实施股权激励的目的包括：（1）提高业绩。（2）回报老员工。（3）降低成本压力。通过持股经营、奖励股份等激励手段，可以相应地降低员工的工资、奖金等现金类的报酬，这样不仅可大大降低创业成本，还能使员工的努力与企业价值的成长紧密相连，极大地提高员工的积极性。（4）吸引并留住人才。（5）股权释“兵权”。股权释“兵权”对企业的新老交替有着深远而微妙的影响，因为当拥有股权的创业元老们看到新进的职业经理人动辄拿着几倍于自己当年的工资时，他或许会意识到新来的人毕竟是为自己这样一个东家打工而感到些许欣慰。

要设计一个科学、适用的股权激励计划，并期望在实施中达到预期的目标，首先得明确股权激励的目的。俗话说：目的决定行为方式。只有确定了股权激励的目的，下一步才能据此选择合适的股权激励模式，进而决定最后的实施效果。

3.4加强对股权激励计划实施的监督

股权激励计划在董事会审议、中国证监会备案异议或国有资产管理机构批复、股东大会决议，以及股权激励计划实施过程中的授予、登记等不同阶段，信息披露时点、内容和相应程序，相应的法律法规有明确的规定。公司在刊登股权激励计划公告时，应同时在交易所网站详细披露激励对象姓名、职务（岗位）、拟授予限制性股票或股票期权的数量等信息。公司监事会、独立董事和中介机构要尽职核实股权激励计划中的相关情况，从公司内部和外部加强对股权激励计划实施的监督，避免公司高管自我激励、自我评价。

3.5健全业绩考核的评价指标体系

完美的和合理的绩效评价指标体系是有效实施股权激励制度因素。各公司不能直接套用其他公司模式，应根据公司的发展状况和所处行业，灵活设计其必然要求。在设置过程中可以尝试各种不同的性能指标，最好是绝对指标和相对指标，财务指标和非财务指标，以及物质和非物质奖励并用，客观、全面的建立公司业绩指标体系。

4案例分析——富安娜家纺巨头的限制性股票激励

2007年6月，为了缓解公司资金压力，富安娜制定和通过了《限制性股票激励计划》，公司以定向发行新股的方式，向公司高管、核心技术人员发行700万股限制性股票。

2008年3月，因富安娜向证监会申请IPO，为配合上市要求，富安娜终止了《限制性股票激励计划》，将所有限制性股票转换为无限制性的普通股。之后的几年间，家纺业普遍业绩不振甚至部分公司业绩严重下滑的态势下，富安娜却凭借“主打自营店”及“重视产品创新”两大优势，实现逆势增长。数据显示，2012年前5个月，纺织行业累计完成500万元以上项目固定资产投资2609.58亿元，增速较上年同期下降17.69个百分点；新开工项目5759个，同比减少2.87%。富安娜可谓一枝独秀，经营业绩出现逆势增长。据富安娜2012年一季报显示，公司一季度实现营业总收入4.04亿元，同比增长21.46%；归属上市公司股东净利润077亿元，同比增长29.78%。面对大盘的连创新低，富安娜股价逆势上扬，6月份更创下了上市以来的最高价46.99元，成为沪深两市仅有的40家创出历史新高的股票之一，也是家纺业唯一的一只创新高的股票。

但在2013年3月，富安娜余松恩和梅连清等26名股东索赔8121万元。起因是26名原始股东在取得公司股票后未依其承诺留在富安娜任职，而是辞职离开公司，这一行为已违反其承诺，导致公司对其股权激励目的无法实现，因此，须向公司支付违约金。面对这一现象，有被告称是公司不愿兑现股权激励的政策，在之前也有过对一些分配股权的员工进行降职或遣退的现象。但另一方面也说明在原始股解禁之后大多数股东希望对其进行套现，这也对公司股价造成一定的影响。

对于限制性股权激励行为，上市公司按照预先确定的条件授予激励对象一定数量的本公司股票，激励对象只有在工作年限或业绩目标符合股权激励计划规定条件的，才可以出售限制性股票从中受益。富安娜公司提出“其股东行权是在限制期限内未主动辞职，且不发生侵占公司资产并导致公司利益受损的行为”，在限制股解禁后方可出售套现。我们从时间上来分析，2007年3月出台限制性方案，2008年3月公司向证监会申请IPO，并将所有限制性股票转换为无限制性的普通股，在3月20日，几个原始股东签署协议。当年7月余松恩、周西川等人因私人原因向富安娜提出辞职申请，并离开公司。而后2009年12月30日，富安娜才成功登陆中小板。显然富安娜的成功上市是在他们意料之外的，但三年过去了，限售股即将解禁，当离职股东想抛股圈钱坐收渔利之时，却发现自己已成为被告，股票已经被法院冻结。从整个时间链来说，周西川等人工作年限和业绩目标都因离职而未履行，不应出售；但是在原始股东离开前，公司股票已经转化为普通股，且在签署限制性协议时公司尚未上市，故抛售套现也未尝不可。

谁是谁非现在我们很难判定，但对于正在为公司上市资格奋斗的其他职业经理人，以及那些已经准备离职套现的职业经理人来说，富安娜的官司需要他们好好借鉴一下。富安娜的诉讼，对A股市场、高管离职抛股圈钱的乱象应起到警示作用。

参考文献

[1]杨华，陈晓升.上市公司股权激励理论与实务[M].北京：北京经济出版社，2009.

第3篇：公司股权激励研究范文

（一）研究假设的提出假设1：管理层持股比例与公司业绩正相关。按照委托理论，如果经理人持有一定比例本公司的股票，那么其股东身份必然有效降低股东所面临的经理人成本。股东利用经理人持股的方式使股东与经理人的利益趋同，都旨在以企业价值最大化矫正经理人的短视心理，减少短期行为，通过削弱内部人控制，降低委托成本，以约束被激励人的行为从而达到保证企业长远发展的目的。假设2：独立董事人数所占董事会比例与公司业绩正相关。影响公司业绩的因素不仅仅是股权激励，还有很多因素也同时在影响着公司的业绩。独立董事的制度安排也会对公司业绩产生影响。根据委托理论，独立董事在公司治理过程中至少可以发挥两方面作用：一是监督，作为专职的调停人和监督人，激励和监督管理者之间的竞争，降低管理者对剩余索取者权益的侵害；二是提供专业性建议，改善公司的经营管理。两方面作用的发挥均有利于公司业绩的提高和股东权益的增加。假设3：资产负债率与公司业绩负相关。公司股东与经理人之间存在着委托关系，而当公司向债权人借入资金之后，公司的债权人与公司也存在委托关系。当经理人被授予期权之后，为了最大化公司价值，他们势必会选择高风险的投资项目，而高风险的项目使债权人的资金风险增加。而债权人的收益是固定的，如果投资成功，债权人并不会获得更多的收益，但是投资一旦失败，债权人很有可能无法收回本金。因此，当经理人为了获得股权利益而选择了高风险的项目时，债权人的利益会受到伤害。公司的财务杠杆越高，债权人的成本也会越高。债权人需要花费更多的成本去监督债务人的行为，往往会提高贷款利率或限制公司的投资，这样公司的成本增加，公司的业绩也会受到影响。假设4：企业规模与公司业绩正相关。公司规模也会对企业的经营业绩产生较大的影响。企业绩效除了受经理的努力程度影响外，它还受经理所掌握资源的影响。企业经营规模的增加，有利于降低长期平均成本，提高经营效率，进而具备大规模生产经济性，在激烈的市场竞争中赢得成本优势。如果同等程度的激励刺激同等程度的努力，那么对于相同的持股比例必然导致不同规模企业的绩效不尽相同。

（二）变量设定1.被解释变量。国外学者大多采用托宾Q值来衡量公司的综合绩效，托宾Q=企业市价（股价）/企业的重置成本。但是在我国由于没有足够的数据信息来计算我国上市公司总资产的重置成本，因此无法使用托宾Q值。国内的学者一般选取净资产收益率来衡量公司的业绩，净资产收益率=扣除非经常性损益后的净利润/净资产。本文也选取净资产收益率作为被解释变量。2.解释变量。本文研究股权激励与企业经营业绩之间的关系，因此将企业高管层持股比例（MSR）作为解释变量。高管层持股比例是高管层所持本公司股份之和占企业总股本的比例。上市公司年报中均披露了公司高层管理人员持股数量信息，这样的数据更易获得也更为真实客观。这里的高层管理人员包括公司年报中披露的董事长、董事、监事、总经理、副总经理和财务主管等。这一指标体现了公司对高管层的激励程度以及高管层对企业所有权的控制程度。3.控制变量。根据上文描述，公司的独立董事、资本结构和企业规模都会对公司业绩产生影响，因此把它们引入作为本文的控制变量。本文以独立董事人数占董事会的比例的大小代表独立董事制度对公司业绩影响的大小，以资产负债率代表公司的资本结构，以总资产的对数代表企业规模。本文各变量的符号及计算方式如下页表1所示。

（三）样本的选取本文要考察股权激励与公司业绩之间的相关性，因此所选样本为已经实施股权激励的上市公司。利用大智慧股票软件找出了实施股票期权的上市公司，剔除了ST公司、金融类上市公司和数据不完整的公司，选取了沪深两市主板的83家已经实施股权激励的公司作为样本。通过查阅这83家公司2012年度的年报，分析整理出了相关数据。

二、实证分析

（一）描述统计分析本文用EXCEL对所选取的样本公司进行描述性统计分析。如表2所示。表2显示净资产收益率的最小值为负数，也就是有些公司在2012年发生了亏损，这将会对之后进行的回归分析的结果产生影响，因此，在此将净资产收益率小于零的万泽股份（000534）、杭萧钢构（600477）、中创信测（600485）、浙大网新（600797）4家公司剔除。

（二）回归分析1.回归分析模型的建立。本文在研究上市公司管理层股权激励与公司业绩的相关性时，以净资产收益率作为被解释变量（ROE），以高管持股比例作为解释变量（MSR），以独立董事人数比例（IDP）、资产负债率（Debt）和企业规模（Size）作为控制变量，采用的线性回归分析模型为：ROE=β0+β1MSR+β2IDP+β3Debt+β4Size2.回归结果分析。在将净资产收益率小于零的两家公司进行剔除之后，最终有79家公司作为回归分析样本。本文利用EViews计量软件，采用最小二乘法进行回归分析，得出了以下结果：本文采用实施股权激励的上市公司数据对模型进行参数估计，模型R2为0.862743，R2的调整值为0.827701，可决系数较高。模型整体检验的F统计量为61.205130，在5%水平显著。自相关的DW检验值为2.088291，说明模型基本不存在自相关，满足回归模型的线性假说要求。回归结果表明：（1）管理层持股比例与公司业绩之间的相关系数为0.072697，P值为0.0059，在5%的检验水平下显著，说明管理层持股与公司业绩之间呈微弱的正相关。假设1成立。经理人持股和授予经理人股权激励都是为了降低公司的成本，当经理人持股比例低时，持股和股票期权是互补关系，更多的股权激励使经理人持股水平提高，其股东身份能有效降低股东所面临的经理人成本。但是实证分析结果表明，两者之间的相关性十分微弱，这与理论的描述还是存在着一定的差距。（2）独立董事人数比例与公司业绩之间的相关系数为-0.031924，P值为0.0481，在5%的检验水平下显著，说明独立董事人数占董事会比例与公司业绩之间呈微弱的负相关。假设2不成立。在我国的公司治理结构中，独立董事人数只占董事会的1/3。在欧美国家，独立董事的人数必须在董事会中占大多数。这样才可以保证独立董事的权利，使他们具有更大的发言权。同时独立董事并不参与公司的日常经营，只是在召开董事会的时候出席，这样一来就导致了信息不对称，他们无法获得管理层那么全面的公司信息，而且他们对公司的了解可能也不是特别深，独立董事的建议也有可能不被管理层所采纳。这些现象都可能导致独立董事的存在并未达到设立独立董事的初衷。（3）资产负债率与公司业绩之间的相关系数为-0.175456，P值为0.0165，在5%的检验水平下显著，说明资产负债率与公司业绩之间呈微弱的负相关。假设3成立。说明债权人为了保护自身的利益不受到侵害，会加强对债务人的监管，导致债务人不能对高风险高收益的项目进行投资，对债务人公司的业绩造成一定的影响。（4）企业规模与公司业绩之间的相关系数为0.033223，P值为0.0262，在5%的检验水平下显著，说明企业规模与公司业绩之间呈微弱的正相关。假设4成立。这意味着公司规模的扩大有利于公司业绩的提高，公司的规模越大，管理层所能利用的资源也就越多，并且能在激烈的竞争中获得规模成本优势，降低成本，提高公司业绩。根据上页表3，得出了回归方程：

三、结论

（一）管理层持股比例与公司业绩正相关本文发现管理层持股比例与公司业绩的相关程度十分微弱，这也许和样本公司平均持股比例偏低有关。现有的研究显示，当持股比例偏低时，激励效果并不显著。随着股权激励计划的推进，股票期权持有者行权，管理层持股比例的上升，该种情况应该会得到改变。

（二）独立董事人数占董事会比例与公司业绩呈负相关本文发现样本中的很多公司的独立董事人数仅占董事会人数的1/3，说明上市公司设立独立董事很有可能只是为了满足监管部门的法律要求，独立董事并没有发挥他们的作用。而且独立董事毕竟受聘于公司，这对他们的独立性也可能存在一定影响。而且由于独立董事与管理层之间的信息不对称，独立董事可能并不了解公司真正的经营状况，很难对公司提出有价值的建议，因此对公司业绩的提升没有起到帮助作用。

（三）公司资产负债率与公司业绩呈负相关这一结果与委托理论相一致。股东授予管理层股票期权之后，管理层为了提高公司业绩而使自身获得更多收益，会去投资一些高风险的项目，这样会影响债权人的利益。为此，债权人势必会加强对公司的监督，限制管理层的投资决策，而管理层失去投资机会会对公司业绩带来负面影响。

第4篇：公司股权激励研究范文

摘要：本文以国内外研究文献资料为基础，阐述了实施股票激励制度的效果，并在此基础上，对 2010 年间实施股票激励计划的上市公司并且如今依然实施的的上市公司作为样本，主要采用数理统计中的主成分分析法，对股权激励的实施效果进行检验，为未来实施股权激励的公司提供参考。

关键词：股权激励 ；公司绩效； 主成分分析

一.引言

随着现代企业制度的不断完善，在两权分离的情况下产生了委托关系。为解决这种关系可能带来的风险，美国率先推出了股权激励制度，并在在全世界广泛传播。股权激励是一种通过使经营者获得公司股权的形式而获得一定的经济权利，是一种长期性激励机制。

中国股权激励计划从2006年至今的增长趋势均是强势的，我国各家上市公司对于利用股权激励填补问题、管理人才和促进公司发展的逐渐认同。但是另一方面，上市公司实施股权激励的家数仅占境内上市公司总数的4.78%，可见还有很多公司由于各种原因处于观望状态，也可以看出股权激励制度在中国的推行和完善还有很大的发展空间。而本文正是基于这个考虑，以我国 2010 年实施股权激励计划并且如今依然实施的上市公司作为样本进行实证分析，旨在了解我国上市公司的股权激励效果，在此基础上提出相应的建议。

二、股权激励与公司绩效的实证研究

本文选取 2010 年实施股权激励计划而且现在依然处于实施状态中的上市公司研究对象作为样本，以其2012年的财务报表数据为研究内容，共计29家。

（一）相关概念的界定

1.股权激励水平解释变量的界定

在建立股权激励与企业绩效关系的模型时，需要面临股权激励变量的选定问题，总的来说，文献作者在选择不同的样本研究时，选取的了不同的变量，主要有三种选取的方法：（1）选取管理层持股比例作为股权激励变量。（2）公司股票变动 1%时公司管理层的股价与期权价值的变化。（3）当公司价值变化一美元时，管理层股票及期权价值的变化。而中国的大量学者也采取了管理层持股比例作为解释变量。但是目前在中国由于股票市场还不成熟，所以本文将结合中国的具体国情采取管理层持股比例作为解释变量。

2.公司绩效评价指标的界定

不同绩效评价指标在应用过程中存在自身的局限性，首先对于非财务指标的应用，由于各个上市公司所面临的环境、行业、规模不同，如果采用非财务指标，那么不同公司采取的非财务指标的差别也很大，对其进行分类是非常困难。其次，EVA在实际应用中容易受资本成本波动的影响。由于其评价目的主要是企业经营的真实盈利性，它无法顾及到企业的成长性。所以它的应用存在很多比如行业、企业成长性等限制。

综合以上分析，从目前研究的阶段性及企业操作实践来看，财务指标仍然是研究和应用中的首选。鉴于此，本文采用主成分分析方法，选取 9个不同类别的财务指标进行多指标综合分析，并提取主要指标进行公司绩效评价，以期为企业管理中绩效的合理评价提供理论和方法依据。

（二）股权激励效果实证过程及分析

而采用主成分分析法则可以在定量分析的过程中，实现变量较少，得到信息量多的理想的分析结果。

三、研究结论

本论文通过理论分析和实证分析，定性分析和定量分析，主要得出以下的结论：中国股权激励经过不断的探索，实施股权激励的公司不断增多，股权激励计划也越来越成为广大公司所接受的进行长期激励的方式。但是中国目前管理层持股与在公司绩效不存在线性正相关关系，所以股权激励效果不明朗也不明显。这主要因为影响公司绩效的因素众多，使得最终反映到公司的绩效未能按照预想的效果呈现。尤其是中国存在的宏观市场环境、政策条件等限制条件，以及微观上很多企业自身没有结合自身特点实施合适的股权激励方案，所以实施股权激励这种方法所产生的效果就更加不明显了。 （作者单位：四川大学）

参考文献

[1]陈计专.股改中股票期权激励效果的分析研究[D]. 硕士学位武汉理工大学 ，2007，（3）.

[2]周海岭.我国股票期权制度的现实分析[J]. 经济师， 2009， （l）：106-107.

[3]侯静怡.上市公司职业经理人股权激励制度的研究-—基于委托理论[J].东方企业文化·企业管理，2012，（2）.

第5篇：公司股权激励研究范文

关键词：超产权论；股权激励；公司绩效

中图分类号：F243.5 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）11-0020-07

一、研究的意义与基础

（一）研究意义

本文旨在研究超产权论下公司治理对于公司绩效的影响。公司治理是一套完善的激励和监督机制。从激励的角度来说，公司治理使得管理层与股东的利益相一致；从监督的角度来说，公司治理可以防止管理层损害股东利益。因此，有关公司治理的传统研究也是从这两个角度来进行的。管理层股权激励、产权结构是从激励机制的角度来考察的；董事会结构、股权集中度是从监督的角度来考察的。这些变量都在不同程度上描述并反映了公司的治理水平。然而，管理层股权激励、产权结构、董事会结构、股权集中度这些与公司绩效相关的变量不仅仅是原因，也是结果。换言之，公司治理与公司绩效是内生性的关系，二者相互制约，相互影响。超产权论则从市场竞争的外生性角度考察这一问题。超产权论认为，只有在市场竞争较为激烈的情况下，公司治理才能对公司绩效产生积极而正面的影响。

传统的产权论与超产权论实际上是从两个不同的角度来考察同一问题，即企业绩效的决定因素。传统的产权论立足于企业的内部机制，而超产权论则是从企业的外部环境出发。在转轨经济下，对于“企业绩效决定因素”这一问题的研究尤为重要。首先，公司制度与市场经济是共生发展的。从新制度经济学的角度来看，公司制度表现为价格机制的替代，替代的标准取决于交易费用。公司绩效从另一个角度来看即是节省的交易费用，而较低的交易费用可以在很大程度上促进经济的发展。因此，市场经济的发展不仅依赖于价格机制的形成，也取决于公司制度的发展。其次，转轨经济当中生产要素所有权与使用权的转变较为常见。这种激励机制的转变能否奏效也是亟待解答的问题。最后，“转轨”在企业的微观层面表现为管理制度的融合与转变。股权激励等激励与监督机制在企业层面发挥的作用也不容忽视。

本文将通过对我国上市公司内部机制（股权激励、产权结构等）与外部环境（市场结构）的研究来回答这些问题。

（二）文献综述

1.国外研究现状

对于股权激励和公司绩效之间的关系，学者们最初提出了两种假说。Jensen和Meckling（1976）认为，随着管理层持股比例的升高，管理层与股东之间的利益会趋向一致，从而降低成本，提高公司绩效。这就是“利益一致性”假说（convergence of interests hypothesis）。与之相对应的，Fama和Jensen（1983）提出了“管理层防御”假说（managerial entrenchment hypothesis）。其观点为，随着持股比例的提高，管理层的控制权变大，使得兼并和收购难以进行，从而降低了公司绩效。考虑到两种假说同时存在，Morck，Shleifer和Vishny（1988）对股权激励与公司绩效间的非线性关系进行了验证。利用《财富》500强的横截面数据，通过分段函数的方法回归，得出的结论是，当董事会持股比例在0%～5%之间时，公司绩效随之上升；持股比例为5%～25%时，公司绩效随之下降，超过25%后继续上升。这一结论验证了两种假说的存在。在其后的研究中，McConnell和Serveas（1990）利用二次模型也验证了非线性关系的存在。在以上的研究中，学者们并没有对股权激励和公司绩效间的内生性关系进行处理。在其后的研究中，通过对内生性关系的控制，学者们得出了不同的结论。Agrawal和Knoeber（1996）的研究发现，不考虑内生性、使用最小二乘法（OLS）进行回归时，持股比例与公司绩效是正相关的；但考虑内生性、使用两阶段最小二乘法（TSLS）时，二者之间的关系就不显著了。Himmelberg等（1999）的研究指出，在考虑到公司间的异质性以及固定效应后，持股比例与公司绩效的关系变得不显著。

对于竞争环境和公司绩效间的关系，Martin和Parker（1997）对英国企业私有化后的绩效进行比较后发现：在垄断市场上，企业私有化后的平均效益改善并不明显；在相对竞争的市场上，企业私有化后的平均效益显著提高。从这一点出发，学者们发现，企业内部治理机制的改变，如产权结构的变动，其根本原因在于竞争。

2.国内研究现状

国内的学者从我国股权激励的现状出发进行分析。如周建波和孙菊生（2003）的研究发现，主要是国家股股东在推动对经营者进行股权激励。实行股权激励的公司，股权激励前业绩普遍较高，存在选择性偏见。王华和黄之骏（2006）利用固定效应模型、广义最小二乘法（GLS）和广义两阶段最小二乘法（TSGLS），选取高科技上市公司为研究对象，验证了股权激励与公司绩效之间的倒U型曲线关系。

基于我国产权改革的现状，结合英国私有化的经验，刘芍佳和李骥（1998）提出了超产权论。他们认为，要改善企业自身的治理机制，基本动力是引入竞争。对于企业的管理层而言，其收益不仅有剩余收益的索取权，也包含了控制权。完善的治理机制应该一方面能够使管理层与股东的利益相一致，另一方面能够惩罚与股东利益不一致的行为。对于前者而言，股权激励就可以起到这样的效果，而对于后者而言，竞争是低成本的监督机制。在竞争相对激烈的环境中，企业经营的风险加大，管理层更有可能失去控制权。而这也就体现出了引入竞争的必要性。

对于绩效的考察，也可以从产业的角度来进行。刘小玄（2003）通过比较产业数据证明国有产权结构与具有垄断特征的市场有较大相关性。这即是从中观的角度证明了内部治理结构与外部竞争环境的相关性。而本文则将从公司的微观层面来进行。

（三）论文结构

本文内容的主体为第二部分，即实证分析。其中涉及样本的选择与数据来源、研究假设、变量设计、回归模型和回归分析。基于研究假设，本文从公司的内部治理结构和外部竞争环境两个角度对公司绩效的影响因素进行考察。在第三部分中，总结研究结论并提出相关建议。

（四）不足与创新

由于本文的研究需要引入行业变量，而行业相关统计数据的资料来源主要是年鉴，在这样的情况下，研究可能受到数据的影响。中国工业经济统计年鉴中对于行业的划分仅限于39个大类，没有细分行业的数据，因此，在市场集中度的计算上可能存在偏误。并且，本文样本的选择为我国的上市公司，但由于行业数据的使用，仅选择了我国上市公司中的工业企业。对于这一样本的选择，可能存在着样本选择的偏误。对于39大类行业划分的另一个问题在于无法处理跨行业的公司，如江泉实业。根据江泉实业2010年的年报，其主营业务收入中来自电力行业的营业收入为197，749，940.25元，来自建筑陶瓷业的营业收入为165，725，698.07元。对于这样的公司，很难将其划入某一特定行业当中，因此，只能从样本中剔除。

除行业变量的数据受限外，在影响公司绩效的其他变量上也可能存在着数据方面的问题。在衡量管理层持股时，由于隐性持股的存在（如四川长虹），可能导致研究结论的偏差。并且，由于研发费用和广告费用在我国的财务报表中被包含在管理费用或销售费用当中，选用无形资产进行替代的方法也可能导致偏差。

除以上不足之外，本文也存在着可改进的地方。本文仅仅从一个侧面对于超产权论进行验证，即管理层的股权激励是否依赖于外部的竞争环境。超产权论也可以从同一企业的角度出发，研究外部环境的变动相对于内部治理结构是否起到更为决定性的作用。这样就可以得出更为全面而综合的结论。

本文的创新之处在于将内外两个视角观察企业绩效的研究融合起来。有关公司治理的研究在对待外部环境的影响时，主要选用行业的虚拟变量或是用环境易变性这样的指标对其进行衡量。本文立足于我国转型经济的现状，认为外部环境变量当中最为重要的是竞争。公司外部竞争环境与内部激励机制之间的关系是本文研究的最为主要的问题。

二、实证分析

（一）样本选择与数据来源

本文的数据均来自于Wind数据库、CSMAR数据库以及中国工业经济统计年鉴（2010年）。股权激励对于公司绩效的影响不仅表现在不同公司之间，还表现在同一公司随时间的变化，因此，本文选取我国上市公司2007—2009年（共3年）的面板数据。由于需要计算各个行业的集中度，限于数据来源，本文中的样本仅为上市公司中的工业企业。在所有的工业企业当中，依照以下几个标准对数据进行整理：

1.由于公司业绩受到异常变动，将ST公司从样本中剔除。

2.由于制度差异的存在，剔除发行B股的企业，仅保留A股企业。

3.由于集团公司以及跨行业公司的存在，对于其所处行业难以界定，将其从样本中剔除。

4.在比照中国工业经济统计年鉴和证监会公布的行业分类时，对于行业分类存在矛盾的样本予以剔除。

最后，共获得32个行业3年2028个样本。

（二）研究假设与回归模型

Jensen和Meckling（1976）提出 “利益一致性”（convergence of interests）假说，认为随着持股比例的提高，管理层与股东的利益趋于一致，从而起到降低成本、提高公司绩效的作用。与“利益一致性”假说相对，Fama和Jensen（1983）提出了管理层防御效应（managerial entrenchment effect），其观点为，较高的持股比例会巩固管理层在公司当中的地位，对于公司的并购较难实行，从而违背了股东利益最大化的原则。

结合以上两个研究，Morck，Shleifer和Vishny（1988）采用财富500强中的横截面数据，利用分段回归的方法，验证了以上两种效应的存在。其结论为：当董事会持股比例从0%上升至5%时，公司绩效（Tobin’s Q）随之上升；持股比例为5%至25%时，公司绩效随之下降；超过25%时，公司绩效就会持续上升。其后，McConnell和Servaes（1990）也利用二次模型证明了以上两种效应的存在。本文则在以上学者研究的基础上提出假设。

假设1：管理层股权激励与企业绩效之间存在倒U型的曲线关系。

在以上的研究中，学者主要从企业内部激励机制的角度来考察。对于外部环境的影响，学者们也进行了相关研究。如Demsetz和Lehn（1985）通过企业利润率和股票收益率的波动性来反映环境易变性。其他学者也通过加入行业代码的虚拟变量来反映行业特征。在外部环境的影响因素中，结合我国所处的经济现状而言，竞争可能是一个相对重要的变量。Martin和Parker（1997）在对英国的私有化改革研究后发现，在市场竞争较为激烈的情况下，企业私有化后的平均效益得到了显著的提高；在市场相对垄断的情况下，企业私有化后的绩效改善并不明显。国内的研究，如刘芍佳和李骥（1998）提出了超产权论，认为要使企业改善自身治理机制，基本动力是引入竞争。从实证的角度来说，假设需要能被验证才有意义。因此，从超产权论这一基本假设下，推演出一个可以被验证的假设，即管理层股权激励的作用依赖于市场竞争程度。

基于以上观点，本文在传统企业绩效与股权激励的研究中加入市场竞争程度的变量。

假设2：股权激励的效果依赖于市场竞争程度，市场集中度越低，股权激励与公司绩效间的正向关系越明显。

（三）变量设计

本文研究不同市场结构下，管理层持股对公司绩效的影响，因此，主要变量为公司绩效、管理层持股以及市场结构。对于公司绩效的衡量，选择Tobin’s Q作为指标。Tobin’s Q的含义即为单位资产所能创造的价值，其中包含了管理层的能力及其努力程度。除此之外，Tobin’s Q也反映了企业的研发及营销能力，因此，需要加入其他控制变量。本文采用郎咸平（2002）对于Tobin’s Q的计算方法，其中考虑到了中国上市公司中的非流通股。具体计算方法为：Tobin’s Q=（年末流通股市值+非流通股净资产金额+负债合计）/年末总资产。①

对于管理层持股比例②（EOWN），其计算公式为：管理层持股比例=管理层持股数量/总股本。SQEOWN为EOWN的平方。

市场结构可以反映市场竞争的激烈程度，而市场集中度则直观地表达了同一市场中企业间的垄断与竞争程度。因此，选择市场集中度（CR5）作为衡量指标，即市场中前五大企业所占有的市场份额（根据销售额计算得出）。

对于控制变量的选择，需要从企业的自身特征进行考虑。根据有效市场假说，市价无偏而及时地反映了企业的价值。财务报表中的资产在一定程度上反映了企业价值，但存在其局限性，企业在其制度上的价值并没有得到完整的反映。企业的制度，具体而言，包含决策机制以及执行机制。考虑到企业的决策机制，选择董事会结构作为其衡量指标。具体而言，选择独立董事比例（INDEPD）作为控制变量，即独立董事个数/董事会人数。而执行机制则包含激励以及监督机制，除管理层持股比例以外，结合我国目前转轨经济的现状，加入产权结构（STATE）以及股权集中度（H10）作为控制变量。根据Demsetz和Lehn（1985）的研究，股东对于管理层的监督取决于环境的易变性。也就是说，在环境的易变性增加的情况下，与业绩挂钩的薪酬能够降低监督的交易费用。因此，产权结构和股权集中度应是与管理层持股比例相关的。除此之外，企业的资产特征也影响了监督的成本。固定资产比例较大的公司易于监督，而无形资产比例较大的公司则难于监督。（Himmelberg等，1999）因此，加入固定资产比例（FAA）和无形资产比率（IAA）作为控制变量。为了更好地衡量企业间的异质性，根据Agrawal和Knoeber（1996）的研究，选取企业规模（LNA）、资产负债率（DEBT）作为控制变量。具体变量设计见表1。

根据以上研究假设和变量设计，建立如下方程：

方程1：

方程2：

（四）回归分析

1.描述统计分析

对方程中的主要变量和控制变量进行描述统计分析，结果见表2和表3。管理层持股比例（EOWN）的均值为3.519%，而中位数为0.002%，这说明数据是严重右偏的。样本中的大多数公司对于管理层的股权激励仍维持在较低的水平，并且，各个公司间的差异很大。王华和黄之骏（2006）所选取的样本为2001—2004年的高科技企业，其中，持股的平均比例为0.027%，中位数为0.013%。虽然本文样本中的平均值（3.519%）较高，但中位数（0.002%）却相对较低，可见，只是部分企业提高了股权激励的比例，多数企业仍没有采用这一激励制度。McConnell和Servaes（1990）的样本选择为1976年和1986年的美国上市公司，其平均持股比例分别为13.9%和11.84%。对比我国上市公司的数据可知，在运用股权激励方面，我国仍处在相对低位的水平上。从表2的数据也可以看出，管理层持股比例在逐年下降。由于本文中所选样本为2007年年底前上市的公司，管理层持股具有锁定期，在锁定期之后的抛售可能造成了管理层持股比例的降低。

比较我国上市公司中工业企业的Tobin’s Q，从2007到2009年，平均值均大于中位数。这说明Tobin’s Q的数据是右偏的，较多的企业集中在平均值以下。王华和黄之骏（2006）的研究所采用的数据为2001年至2004年上市公司中高科技企业，其总样本Tobin’s Q的均值为1.42。高科技企业所具有的研发能力应该会带来较高的企业绩效，但其实际值却低于2007—2009年我国上市公司中工业企业的均值。一个合理的解释是，2001—2004年我国上市公司的市值存在被低估的情况。作为控制变量，独立董事比例和股权集中度反映了股东对于管理者的监督程度。与王华和黄之骏（2006）的研究数据相比，二者都没有表现出较大的差异。

产权结构（STATE）这个变量反映了公司的实际控制人。大约72%公司的实际控制人为政府或政府的资产管理部门。刘芍佳等（2003）研究发现，国有股与法人股的分类不能清楚地界定公司的产权。2001年，中国84%的上市公司最终仍由政府控制，而非政府控制的比例仅为16%。通过对比两组数据可以发现，我国转型经济的特征决定了产权结构的不断变化，产权的私有化仍在进行。

2.回归结果分析

（1） 内部治理结构

表4的第一列只选用了2009年EOWN和SQEOWN两个变量对Tobin’s Q进行回归，回归结果表现出了倒U型的关系（拐点在0.168%），但并不显著。可以将以上结果与McConnell和Serveas（1990）的研究结果对比，McConnell和Serveas选用了的1976年和1986年在美国证券交易所和纽约证券交易所上市的公司，回归结果均为倒U型的曲线，两次回归的调整后的 R平方分别为6%和2.7%，并且结果显著。而本文第一列回归结果调整后的R平方仅为0.3%。由此可以看出，相比之下，股权激励在我国并不是主要的公司治理手段。

在第二列的回归分析中，主要解释变量包括了管理层持股比例（EOWN）、独立董事比例（INDEPD）、股权集中度（H10）和产权结构（STATE），规模（LNA）、资产负债率（DEBT）、固定资产比率（FAA）和无形资产比率（IAA）作为控制变量。从回归结果可以看出，二次项前的系数并不显著，并且EOWN的系数显著为负。也就是说，在其他变量一定的情况下，公司绩效会伴随着管理层的持股比例而下降。根据公司治理的相关理论，激励机制加强，公司绩效应有所改善。对于这种情况的一个合理解释是没有考虑到股权激励和公司绩效间的内生性关系。然而，McConnell和Serveas（1990）的研究在没有控制内生性的情况下也得出了倒U型的曲线关系。在这种情况下，另一个可能的解释是存在其他的激励机制。这种激励机制应具有两种性质中的一种：（1）可以被量化，但在公开的管理层持股比例信息中不易被发现。（2）不可以被量化。

2011年7月5日，四川长虹的高管筹集自有资金6 800万元成立虹扬投资，计划在未来几年内在二级市场购买四川长虹的股票。但实际上，高管的自有资金只有2 000万元，4 800万元来自于绵阳市地方政府的股权激励。① 在这种情况下，实际的股权激励数据可能并不准确。第二种情况即是这种激励制度不可以被量化。管理层的权利包括收益权和控制权。管理层的在位收益可能不仅限于薪酬，也包括一些资源的使用权。综合以上两种情况的特征，可以推测在产权结构为国有的情况下，易于发生以上两种情况。基于以上的判断，选用产权变量（STATE）对管理层持股比例（EOWN）回归，结果如下。

EOWN = -15.481*STATE + 15.734 R Square=0.236

（-15.246）① （19.169）

由回归结果可得，产权结构与管理层持股比例显著负相关，并且，其回归方程的R平方为0.236。这也证明了上文中的两种推测，在实际控制人为政府或政府的资产管理部门时，可能存在隐性持股的情况，并且，管理层的在位收益中薪酬只占有了较少的一部分。

在表4第二列的回归当中，独立董事比例（INDEPD）和股权集中度（H10）的系数都在5%的水平上显著，分别为1.559和-0.57。王华和黄之骏（2006）的研究结果显示，独立董事比例对公司绩效的影响显著为负，无论是通过GLS还是2SGLS方法进行回归。由于独立董事并不参与公司的经营，因此，其对公司绩效的改善主要体现在对于管理层的监督上。本文所得出的显著的正相关关系可能说明：相比之下，公司治理环境较为恶劣的情况下，加强监督机制有助于改善公司绩效。对于股权集中度的研究，Demsetz和Lehn（1985）得出的结论是股权集中度与会计利润率之间没有显著关系。依据管理学的相关理论来判断，不同的股权集中程度应适合处于不同阶段的公司。在公司的早期发展中，较为集中的股权有利于提高决策的效率，从而有助于公司的快速成长；在公司发展的稳定期当中，较为分散的股权有利于降低决策的风险。Demsetz和Lehn（1985）选取的样本当中公司规模的分布可能较为平均，但在本文所选取的样本中，规模较大的公司占有了较大的比重。这也解释了股权集中度（H10）的系数为负的原因。

在控制变量中，固定资产比率（FAA）和无形资产比率（IAA）前的回归结果证实了Himmelberg等（1999）的研究。相比于固定资产，Tobin’s Q变量对于无形资产的敏感程度更大。由于无形资产不能在资产负债表中更好地反映，其价值更多地被反映在市价当中。因此，在其他条件一定的情况下，无形资产所占比例较高的公司，绩效也越好。相比较于国外的研究，其选用的数据主要为广告费用和研发费用占总资产的比例，但在我国的财务报表当中，由于这两项费用被包含在管理费用或是销售费用中，没有单列，因此，以无形资产替代。

以上利用横截面数据比较了不同公司间股权激励对于公司绩效的影响，然而，这种影响关系也可以从时间序列的角度来考察。当一家公司使用股权这种激励手段时，其绩效随时间的变化也可以反映出这种影响关系。因此，表4的第3列和第4列即是在考虑时间的固定效应的情况下，利用面板数据进行回归的结果。在表4的第3列回归中，管理层持股比例（EOWN）和管理层持股比例的平方（SQEOWN）与公司绩效间都在1%的水平上显著，并且表现出了倒U型的曲线关系。倒U型曲线的拐点出现在47%的水平上，也就是说，当管理层持股比例小于47%时，公司绩效随持股比例提高而上升；当持股比例大于47.52%时，绩效随之下降。这验证了“利益一致性”效应和“管理层防御”效应的存在。当然，在这个回归当中，仅仅考虑到了股权激励这一个变量，并不全面。在表4的第4列回归当中，加入了公司内部治理结构的相关变量，管理层持股比例与公司绩效间的关系就不显著了。这说明，治理结构应是一套相关的体系，管理层持股比例只是治理结构优劣的一种表现形式。

（2）外部竞争环境

为了验证假设2，在本文假设1（管理层持股比例与公司绩效间的倒U型曲线关系）的基础上，加入市场集中度（CR5）和市场集中度与管理层持股比例的交叉项（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）。

从表5的第1列回归结果可以看出，管理层持股比例（EOWN）以及交叉项（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）的作用并不显著，但市场集中度（CR5）对于公司绩效有着显著的正向关系。当市场集中度增加，也就是垄断程度加大时，公司绩效上升。但这并不足以验证假设2。管理层持股比例和公司绩效间也没有表现出倒U型的关系，这一回归结果也可以通过表4第4列的回归反映出来。考虑到这样的情况，不考虑管理层股权激励与公司绩效间的曲线关系，重新利用变量对公司绩效回归，结果如第三列所示。变量CR5和CR5*EOWN分别在5%和1%的水平上显著，变量EOWN在10%的水平上显著，且其系数为负。交叉项（CR5*EOWN）的系数为负，其含义为，当市场垄断程度加大，即CR5增加时，管理层持股比例对于公司绩效的负面影响更加明显。这一结果从另一个侧面反映出了周建波和孙菊生（2003）的研究，即在一定情况下，股权激励成为了管理层为自己谋利的工具，并没有起到激励管理层从而提高公司绩效的作用。

从以上两个个回归结果也可以看出，产权结构变量（STATE）均不显著。这表明在考虑到企业内部治理机制和外部竞争环境下，产权结构对于公司绩效的作用并不明显。

三、结论与对策

本文主要围绕着公司内部的治理机制和外部的竞争环境展开的。就内部的治理机制而言，验证了管理层股权激励对于公司绩效的影响存在区间效应；就外部的竞争环境而言，验证了管理层股权激励的效果依赖于企业外部的竞争环境。

在验证假设1时，可以发现管理层股权激励的内生性，即股权激励与公司绩效存在互动的关系。除股权激励之外，本文还考察了其他有关公司治理的变量，如董事会中的独立董事比例、股权集中度和产权结构等。独立董事比例与股权集中度与公司绩效之间分别表现出了正向和负向的关系。这说明，在我国现有的公司治理体制下，较强的监督机制有助于降低人成本，从而提高公司绩效。这也从一个侧面说明了Demsetz和Lehn（1985）的观点：在企业的外部环境易变性较大的情况下，监管能够创造价值。

本文实证研究的第二部分对超产权论予以验证，结论是管理层股权激励的效果依赖于企业外部的竞争环境，但外部竞争环境并不能起到决定性作用。超产权论的立足点在于完善治理机制只是提高绩效的一种手段，关键在于引入竞争机制。本文与超产权论有着看似矛盾的观点。超产权论认为，对于同一企业而言，竞争可以作为一种激励机制使得企业绩效提高。本文得出的结论是，市场竞争加剧时，企业绩效降低。这两个看似矛盾的结论实际上并不矛盾。超产权论是从长期的视角来观察，根据竞争机制的淘汰原则，存活下来的企业肯定具有较好的绩效。而本文则是根据某一时点的数据来观察。根据微观经济学的基本理论，垄断能够带来超额利润，即“租”，也就是较高的企业绩效。

基于以上的研究结论，本文的政策建议集中于公司内部治理结构和外部竞争环境的改善。治理结构的选择应是相互匹配的体系。股权激励作为一种激励制度并不是无条件地有效，当管理层持股比例上升到一定水平时，防御效应就会凸显出来。并且，在相对竞争的环境中，股权激励才能起到积极的作用。从另一角度来说，处于环境易变性较大的公司，股权激励更能发挥正面的作用。除股权激励之外，股权集中度和独立董事比例也能对公司绩效起到一定的影响作用，但考虑到二者的内生性，在操作上存在一定的阻碍。相比于企业内部的治理结构，外部的竞争环境对公司绩效也起到了影响作用。但在综合考虑内外部影响因素后，产权归属并不重要。因此，在国企转制的过程中，产权的变革处于相对次要的低位，引入竞争机制和内部治理结构的变革更为重要。

参考文献：

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[12] 蒲自立，刘芍佳.公司控制中的董事会领导结构和公司绩效[J].管理世界，2004，（9）：120.

第6篇：公司股权激励研究范文

关键词:上市公司 股权激励问题 对策研究

一、股权激励实施中存在的问题分析

(一)激励方案设计不够完善

在推出股权激励方案的上市公司中，普遍存在股票期权模式受宠、公司董事和高管获得的激励股票数量过多、激励成本过低等现象。制定者没有考虑到在市场低迷时期，股票期权可能失效、给子公司董事和高管过多的激励数量会导致价值分配不均衡以及为了降低激励成本，一些上市公司低的行权价削弱了激励效应等问题这些都会直接影响到激励的实施效果。

(二)公司治理结构的不够完善

完善的公司治理结构与股权激励实施的有效性是相辅相成的。公司实施股权激励后，降低了委托关系中的道德风险。另外，股权激励设定的较为严格的考核程序，进一步规范了公司的运营。因此，股权激励有利于强化公司治理结构。反之，完善的公司治理结构为股权激励的实施创造了良好的内部环境，通过强化所有者的控制与监督，改善董事会结构，加强监事会的独立性，也会强化股权激励的效果。但是目前上市公司中内部人控制现象严重，导致了上市公司大量的短期行为以及控股股东之间的不正当关联交易。

(三)经理人市场不够完备

2007年的调查显示，上级主管部门在企业经营者的产生过程中，仍占主要作用。行政任命因受到许多复杂因素的影响常带有相当的不确定性，通常情况下，经营者在某一公司的任职一般都不会超过5年，而股票期权的行权期一般都需5年—10年甚至更长时间。在这种情况下，股权激励这一长期激励机制就很容易同不可预见的行政任命制发生冲突。

(四)使用股权激励机制时激励过度

这与激励不足并不矛盾，最高管理层的灰色收入，甚至是违法收入，构成了其收入的主要来源，从而显性收入的增减激励作用不大或根本不起作用。按照经济学的效用递减规律，收入达到一定水平，再通过提高收入来激励就非常困难。此时管理者就会更多考虑维持现状，规避自身风险等问题;精神激励过多，荣誉的光环太甚，或者“一叶障目”、忘乎所以，被冲昏头脑，造成决策失误，或者荣誉感麻木，丧失前进的动力。

(五)考核指标体系不健全

实施股权激励的一个必要条件是企业己经建立完善的业绩评价体系，而我国现有的业绩评价体系还存在评价对象与目标模糊、指标单一、标准单一等缺陷，财务指标体系不够全面、细致，非财务指标涉及较少，不能全面、客观和科学地反映企业的经营业绩和管理层的努力程度，在一定程度上削弱了股权激励的效力。

二、完善我国股权激励机制的措施

(一)制定切实可行的股权激励方案

上市公司应在不违背国家有关规定的基础上，制定切实可行的股权激励方案，避免与证券会有关规定相违背而被叫停的难堪局面。激励过度，很可能会影响高管及员工的工作积极性，人都是有惰性的，不需努力轻而易举就可以得到，反而对公司的发展不利。同时会引起市场与股东的质疑。而激励的门槛太高了，经过努力拼搏也无法达到的目标，只能让人望而却步，同样也无法调动高管及员工的工作积极性。那么以什么样的行权价来实行股权激励?同时，要综合兼顾上市公司、激励对象以及中小股东三者之间的利益均衡，做到多赢。监管层应该为市场，为投资者把好股权激励关，出台个更为完善、更为全面、更为细致的“股权激励管理办法”，并对这个办法的实施加以监督管理，营造良好的股市环境;上市公司制定公平合理、切实可行的股权激励方案，是股权激励得以顺利进行的关键。

(二)完善治理结构、加强监督作用

完善公司治理结构关键是解决内部人控制问题。力绝公司经营者或日常管理者“既当裁判又当运动员”的现象。股权激励事关公司资本结构变动和公众股东利益，与一般的薪酬方案不同，它需要更严格的审议和决策机制，独立董事、薪酬委员会在其中应发挥更积极的作用。上市公司的股权计划除了需要股东大会特别决议的批准外，公司外部的律师、独立财务顾问和咨询机构的意见或建议也应得到充分的利用和重视。建议建立公司内部人、股东出资人、期权理论专家三方期权激励科学治理机制。公司内部人是期权受益人，股东出资人是期权决策人，理论专家是期权评审人或设计人。其次，完善公司治理外部机制。政府可以设置一个管制机构。在公司治理的外部机制中，一个有效的政府管制机构是非常重要的，尤其是在新兴市场经济国家的早期发展阶段。

(三)建立共同目标

委托人与人的具体行为目标是不一致的。造成了人的道德风险与逆向选择。然而企业价值最大化是委托人的最终目标，而人也要借企业的经营获取报酬，双方都不希望企业面临暗淡的前景，这就为双方的目标协调提供了契机。在委托契约既定的前提下，人的报酬应当是相对固定，委托人适当的让渡一部分增量价值于人，使企业能够分享增量价值。这就在很大程度上确立了委托双方的共同目标，产生双赢效果。现实中，在委托双方之间建立柔性契约是比较可行的。

(四)培养有效、稳定的资本市场

首先是解决大小非问题。建议“大小非”解禁期限设计应该延长些，可以考虑设定10年甚至更长时间解禁完毕，每年只能解禁部分。这样，就不会对股市造成太大的压力;对大小非解禁后的交易，央企大小非解禁应该明确时间表，市场需要一定时间来吸收股改大小非解禁的压力。其次，引入卖空机制。在有“卖空”机制的情况下，如果股东们对公司的改组还有期望，他们就可以继续持有公司的股票，但会通过“卖空”的操作手法，一方面减少损失，另一方面也向董事和经理传递出不满的信号。

第7篇：公司股权激励研究范文

关键词：股权激励 公司业绩 实证研究

一、问题提出与文献回顾

2005年4月29日，证监会了《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》，该通知的颁布为我国上市公司实施股权激励做好了铺垫。2005年12月31日证监会又《上市公司股权激励管理办法（试行）》，这标志着股权激励制度正式进入我国。

我国股权激励的相关研究起步很晚，而且从之前国内的相关研究成果来看，股权激励与公司业绩的相关性呈现出多种关系。但近年来实施股权激励制度的公司越来越多，实施的时间也越来越长，可以利用的样本数据越来越多，为进一步研究我国上市公司股权激励与公司业绩的相关性提供了良好的基础。在我国股权激励实践中，为研究经理人持股水平、独立董事比例、公司规模等有关的各个因素对经理人股权激励效果是否有影响，本文使用上市公司披露的2012年度年报中的相关数据，对股权激励与公司业绩的相关性进行研究分析。

（一）国外研究现状

西方学者对公司高级管理层股权激励与公司业绩之间的相关性已经作了大量的实证研究，但是研究结果却不尽相同。

1.股权激励与公司业绩呈线性正相关。Jensen and Murphy通过对73家列入《财富》500强的公司在1969-1983年的数据进行分析发现，在股票期权和内部股票所有权方面，管理层持股对管理者均有明显的激励效果。Kaplan的研究也表明，管理层持有一定的股权对企业的经营业绩有明显的正面激励效果。 Mehran对1979-1980年随机抽样的153家制造业公司进行研究，研究显示CEO的激励报酬是提高公司绩效的动力，公司绩效与CEO的持股比例正相关。

2.股权激励与公司业绩非线性正相关。Morck，Shleifer和Vishny研究1980年《财富》500强中的371家美国大型企业，以持有公司股份大于或等于0.2%的高管层的持股比例之和衡量高管层持股比例，公司业绩用托宾Q值代替，研究结果是高管层持股比例在0%-5%时，托宾Q值与高管层持股比例呈正相关关系；高管层持股比例在5%-25%时，托宾的Q值与高管层持股比例呈负相关关系；而当高管层持股比例进一步增大时，托宾Q值与高管层持股比例呈现出与第一个区间相同的结果。McConnell和Servaes认为公司价值是其股权结构的二次函数，其研究同样是以托宾Q值作为公司价值指标，选取1976年的1 173家和1986年的1 093家公司作为研究样本，结果表明企业内部人持有股份与公司价值之间是一种倒U型的曲线关系，其研究结果得出的拐点位于持股比例为40%-50%之间，当内部股东的持股比例从无到有并逐步增加时，托宾Q值随其不断上升，在内部股东持股比例达到40%-50%之间时高管层持股比例与托宾Q值存在负相关关系。

3.股权激励与公司业绩无关或负相关。Demsetz和Lehn以1980年美国511家公司为研究样本，对各种股权集中度进行回归，发现管理层持股与公司绩效之间不存在显著的相关关系。Himmelberg、Hubbaul和Palia拓展了Demsetz和Lehn的研究，加入了一些新变量解释管理层持股比例，结果表明管理层持股比例并不显著影响公司绩效。

总的来说，尽管西方学者在实证研究的结果存在差异性，但西方主流研究表明，经营者持股比例与绩效间的关系是显著的正相关关系。

（二）国内文献综述

1.股权激励与公司业绩线性正相关。刘运国选取深市中小企业板上市公司2005年至2007年年报为样本数据得到以下结论：（1）已实施管理层股权激励的公司绩效明显要好于没有实施管理层股权激励的公司。（2）连续三年分年度的实证分析表明，中小企业板上市公司管理层股权激励与公司业绩间具有显著的正相关线性关系。陈笑雪选取了872家上市公司2006年和2007年数据作为研究样本，用每股收益率、收益回报率和托宾Q值作为被解释变量。研究表明，虽然上市公司中管理层持股比例普遍偏低，但激励效用显著。

2.股权激励与公司业绩非线性正相关。孙堂港选取2008年9月前在沪深两市上市并实施了股权激励计划的63个样本公司。研究表明，管理层持股比例介于4%和7%之间时，管理层持股比例与公司绩效呈显著的正相关关系，但介于0到4%和7%到10%时，管理层持股比例与公司绩效呈负相关关系。

3.股权激励与公司业绩无关或负相关。王秋霞、陈晓毅选用截止到2006年底已经实施股权激励计划的9家上市公司2005年到2006年的数据，研究结果表明样本公司实施股权激励后的绩效并没有显著的提高，反而有所下降，但下降并不显著。夏宁分别从2005年和2006年选取863家和845家上市公司的数据作为研究样本，选取了净资产收益率作为被解释变量，管理层持股总数、持股比例、总经理持股总数、总经理持股比例等作为解释变量，企业规模作为控制变量。研究结果表明，公司绩效与管理层股权激励没有显著的相关性。

综上所述，国内外学者在管理层股权激励与企业业绩相关性方面并没有一个统一的结论，争论一直存在着，但上述国内学者的研究主要利用了2006、2007年的相关数据。随着股权激励在我国不断地发展，实施股权激励的公司越来越多，本文利用2012年的数据，对股权激励与公司激励的相关性关系进行实证研究。

二、研究方法与评价指标选择

（一）研究假设的提出

假设1：管理层持股比例与公司业绩正相关。按照委托理论，如果经理人持有一定比例本公司的股票，那么其股东身份必然有效降低股东所面临的经理人成本。股东利用经理人持股的方式使股东与经理人的利益趋同，都旨在以企业价值最大化矫正经理人的短视心理，减少短期行为，通过削弱内部人控制，降低委托成本，以约束被激励人的行为从而达到保证企业长远发展的目的。

假设2：独立董事人数所占董事会比例与公司业绩正相关。影响公司业绩的因素不仅仅是股权激励，还有很多因素也同时在影响着公司的业绩。独立董事的制度安排也会对公司业绩产生影响。根据委托理论，独立董事在公司治理过程中至少可以发挥两方面作用：一是监督，作为专职的调停人和监督人，激励和监督管理者之间的竞争，降低管理者对剩余索取者权益的侵害；二是提供专业性建议，改善公司的经营管理。两方面作用的发挥均有利于公司业绩的提高和股东权益的增加。

假设3：资产负债率与公司业绩负相关。公司股东与经理人之间存在着委托关系，而当公司向债权人借入资金之后，公司的债权人与公司也存在委托关系。当经理人被授予期权之后，为了最大化公司价值，他们势必会选择高风险的投资项目，而高风险的项目使债权人的资金风险增加。而债权人的收益是固定的，如果投资成功，债权人并不会获得更多的收益，但是投资一旦失败，债权人很有可能无法收回本金。因此，当经理人为了获得股权利益而选择了高风险的项目时，债权人的利益会受到伤害。公司的财务杠杆越高，债权人的成本也会越高。债权人需要花费更多的成本去监督债务人的行为，往往会提高贷款利率或限制公司的投资，这样公司的成本增加，公司的业绩也会受到影响。

假设4：企业规模与公司业绩正相关。公司规模也会对企业的经营业绩产生较大的影响。企业绩效除了受经理的努力程度影响外，它还受经理所掌握资源的影响。企业经营规模的增加，有利于降低长期平均成本，提高经营效率，进而具备大规模生产经济性，在激烈的市场竞争中赢得成本优势。如果同等程度的激励刺激同等程度的努力，那么对于相同的持股比例必然导致不同规模企业的绩效不尽相同。

（二）变量设定

1.被解释变量。国外学者大多采用托宾Q值来衡量公司的综合绩效，托宾Q=企业市价（股价）/企业的重置成本。但是在我国由于没有足够的数据信息来计算我国上市公司总资产的重置成本，因此无法使用托宾Q值。国内的学者一般选取净资产收益率来衡量公司的业绩，净资产收益率=扣除非经常性损益后的净利润/净资产。本文也选取净资产收益率作为被解释变量。

2.解释变量。本文研究股权激励与企业经营业绩之间的关系，因此将企业高管层持股比例（MSR）作为解释变量。高管层持股比例是高管层所持本公司股份之和占企业总股本的比例。上市公司年报中均披露了公司高层管理人员持股数量信息，这样的数据更易获得也更为真实客观。这里的高层管理人员包括公司年报中披露的董事长、董事、监事、总经理、副总经理和财务主管等。这一指标体现了公司对高管层的激励程度以及高管层对企业所有权的控制程度。

3.控制变量。根据上文描述，公司的独立董事、资本结构和企业规模都会对公司业绩产生影响，因此把它们引入作为本文的控制变量。本文以独立董事人数占董事会的比例的大小代表独立董事制度对公司业绩影响的大小，以资产负债率代表公司的资本结构，以总资产的对数代表企业规模。本文各变量的符号及计算方式如下页表1所示。

（三）样本的选取

本文要考察股权激励与公司业绩之间的相关性，因此所选样本为已经实施股权激励的上市公司。利用大智慧股票软件找出了实施股票期权的上市公司，剔除了ST公司、金融类上市公司和数据不完整的公司，选取了沪深两市主板的83家已经实施股权激励的公司作为样本。通过查阅这83家公司2012年度的年报，分析整理出了相关数据。

三、实证分析

（一）描述统计分析

本文用EXCEL对所选取的样本公司进行描述性统计分析。如表2所示。

表2显示净资产收益率的最小值为负数，也就是有些公司在2012年发生了亏损，这将会对之后进行的回归分析的结果产生影响，因此，在此将净资产收益率小于零的万泽股份（000534）、杭萧钢构（600477）、中创信测（600485）、浙大网新（600797）4家公司剔除。

（二）回归分析

1.回归分析模型的建立。本文在研究上市公司管理层股权激励与公司业绩的相关性时，以净资产收益率作为被解释变量（ROE），以高管持股比例作为解释变量（MSR），以独立董事人数比例（IDP）、资产负债率（Debt）和企业规模（Size）作为控制变量，采用的线性回归分析模型为：

ROE=β0+β1MSR+β2IDP+β3Debt+β4Size

2.回归结果分析。在将净资产收益率小于零的两家公司进行剔除之后，最终有79家公司作为回归分析样本。本文利用EViews计量软件，采用最小二乘法进行回归分析，得出了以下结果：

本文采用实施股权激励的上市公司数据对模型进行参数估计，模型R2为0.862743，R2 的调整值为0.827701，可决系数较高。模型整体检验的F统计量为61.205130，在5%水平显著。自相关的DW检验值为2.088291，说明模型基本不存在自相关，满足回归模型的线性假说要求。

回归结果表明：

（1）管理层持股比例与公司业绩之间的相关系数为0.072697，P值为0.0059，在5%的检验水平下显著，说明管理层持股与公司业绩之间呈微弱的正相关。假设1成立。经理人持股和授予经理人股权激励都是为了降低公司的成本，当经理人持股比例低时，持股和股票期权是互补关系，更多的股权激励使经理人持股水平提高，其股东身份能有效降低股东所面临的经理人成本。但是实证分析结果表明，两者之间的相关性十分微弱，这与理论的描述还是存在着一定的差距。

（2）独立董事人数比例与公司业绩之间的相关系数为-0.031924，P值为0.0481，在5%的检验水平下显著，说明独立董事人数占董事会比例与公司业绩之间呈微弱的负相关。假设2不成立。在我国的公司治理结构中，独立董事人数只占董事会的1/3。在欧美国家，独立董事的人数必须在董事会中占大多数。这样才可以保证独立董事的权利，使他们具有更大的发言权。同时独立董事并不参与公司的日常经营，只是在召开董事会的时候出席，这样一来就导致了信息不对称，他们无法获得管理层那么全面的公司信息，而且他们对公司的了解可能也不是特别深，独立董事的建议也有可能不被管理层所采纳。这些现象都可能导致独立董事的存在并未达到设立独立董事的初衷。

（3）资产负债率与公司业绩之间的相关系数为-0.175456，P值为0.0165，在5%的检验水平下显著，说明资产负债率与公司业绩之间呈微弱的负相关。假设3成立。说明债权人为了保护自身的利益不受到侵害，会加强对债务人的监管，导致债务人不能对高风险高收益的项目进行投资，对债务人公司的业绩造成一定的影响。

（4）企业规模与公司业绩之间的相关系数为0.033223，P值为0.0262，在5%的检验水平下显著，说明企业规模与公司业绩之间呈微弱的正相关。假设4成立。这意味着公司规模的扩大有利于公司业绩的提高，公司的规模越大，管理层所能利用的资源也就越多，并且能在激烈的竞争中获得规模成本优势，降低成本，提高公司业绩。

根据上页表3，得出了回归方程：

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

四、结论

（一）管理层持股比例与公司业绩正相关

本文发现管理层持股比例与公司业绩的相关程度十分微弱，这也许和样本公司平均持股比例偏低有关。现有的研究显示，当持股比例偏低时，激励效果并不显著。随着股权激励计划的推进，股票期权持有者行权，管理层持股比例的上升，该种情况应该会得到改变。

（二）独立董事人数占董事会比例与公司业绩呈负相关

本文发现样本中的很多公司的独立董事人数仅占董事会人数的1/3，说明上市公司设立独立董事很有可能只是为了满足监管部门的法律要求，独立董事并没有发挥他们的作用。而且独立董事毕竟受聘于公司，这对他们的独立性也可能存在一定影响。而且由于独立董事与管理层之间的信息不对称，独立董事可能并不了解公司真正的经营状况，很难对公司提出有价值的建议，因此对公司业绩的提升没有起到帮助作用。

（三）公司资产负债率与公司业绩呈负相关

这一结果与委托理论相一致。股东授予管理层股票期权之后，管理层为了提高公司业绩而使自身获得更多收益，会去投资一些高风险的项目，这样会影响债权人的利益。为此，债权人势必会加强对公司的监督，限制管理层的投资决策，而管理层失去投资机会会对公司业绩带来负面影响。

（四）企业规模与公司业绩呈正相关。

公司规模越大，经理可以利用的资源越多，在生产方面也能达到规模效应，从而提高公司业绩。

参考文献：

1.刘运国.中小企业板上市公司管理层股权激励与公司业绩相关性研究[D].江苏：苏州大学，2009.

2.陈笑雪.管理层股权激励对公司绩效影响的实证研究[J].统计管理，2009，（2）：63-69.

3.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）：44-50.

第8篇：公司股权激励研究范文

【关键词】上市公司；股权激励；公司业绩

一、研究综述

股权激励是企业管理者获得的以公司股权形式反映的一种经济权利，目的是让管理者更加勤勉尽责的为公司的长期发展而努力。

国内外有一些学者认为，股权激励程度的不同会对企业的经营业绩产生不同的影响，由此产生了三种假说：

（1）利益汇聚假说。胡阳，刘志远，任美琴（2006）认为持股激励强度与股票报酬率呈线性正相关关系，与会计利润指标没有正相关关系。

（2）Fama和Jensen（1983）认为管理层持股比例与公司绩效呈线性负相关关系，他们提出了“掘壕自守假说”。

（3）区间效应。高管人员的持股比例的提高会对公司业绩产生两种完全相反的效应：利益趋同效应和防御效应。

目前，国内外的学者关于股权激励和公司绩效的研究的结论还存在着争议。这是由于研究选取的样本不同，时间点不同，代表的指标不同造成的。目前我国资本市场的效率还不是很高，那么上市公司股权激励效果如何，这个问题还亟待于我们去研究。本文选取2009年的上市公司的数据对这个问题进行研究。

二、研究设计

（一）指标的选取与释义

研究选择管理层持股比例作为一个解释变量，使用管理层持有公司现股总数和公司总股本的比值作为管理层持股比例。业绩指标选取上，净资产收益率（ROE）作为业绩评价指标适应范围广，不受行业的局限；每股收益（EPS）是反映公司业绩的绝对指标，被看作是股价的决定性因素。我们根据所选择的经营业绩变量的特性，对控制变量做出了如下选择：控制变量一：企业规模。控制变量二：财务杠杆，以上变量的说明如表1所示。

（二）样本的选取

本文数据来源于锐思数据库，搜集在深圳证券交易所上市的各个行业的上市公司，搜集的过程中不选择SST、*ST、S*ST、ST的上市公司，选择的上市公司都存在着管理层持股的现象，日期截止到2009年12月31日的一年的数据，样本30家。统计分析处理采用SPSS标准16.0版本执行。

（三）研究假设

本文认为我国上市公司的管理层持股比例与公司绩效呈线性负相关关系，也就是主要是防御效应在起作用。设定的假设如下：

H1：管理层持股比例与上市公司业绩存在非线性关系。

H2：管理层持股比例与上市公司业绩存在防御效应。

（四）实证模型

1.管理层持股比例与公司业绩线性关系回归模型

为了验证假设H1：管理层持股比例与公司业绩之间存在非线性关系，我们设置了添加控制变量的多元线性回归方程，检验其回归结果是否显著，从而判定假设H1是否成立。添加控制变量的多元线性回归方程如下：

ROE=β0+β1DIR+β2SI+β3DAR+ε

EPS=λ0+λ1DIR+λ2SI+λ3DAR+ε

2.管理层持股比例与公司业绩负效应回归模型

在假设H1成立的情况之下，我们需要验证假设H2：管理层持股比例与公司业绩之间存在防御效应。回归方程如下：

ROE=β0+β1/DIR+ε

EPS=λ0+λ1/DIR+ε

三、实证分析

在正式进行回归分析之前，首先需要对进入方程的变量做简单的描述性分析和相关分析（见表2），以明确样本的基本情况。从分析结果看，经过筛选的30个样本完全具备分析所需数据，作为我们的有效样本。

（一）描述性统计

从表2可以看出，我国上市公司的股权激励强度比较低，最大值仅为2.43%，均值还不到1%。激励强度最小的是深圳发展银行，激励强度最大的是深圳市振业股份有限公司。而且标准差的数值很小，表明各公司的激励强度差别不大。

（二）管理层持股与ROE和EPS的回归分析

1.管理层持股与ROE和EPS的线性回归分析（如表3和表4）

对净资产收益率和每股收益的回归结果分析可以看出，DIR的T值检验都没有通过，可见管理层持股与公司绩效呈线性关系的假设不成立。拒绝假设H1。管理层持股与公司绩效不存在线性关系，下面检验这二者之间是否存在曲线关系。

2.管理层持股与ROE和EPS的曲线回归

用假设2的模型对回归方程进行检验，检验的结果如表5和表6所示：

从表5可以看出，用inverse曲线对管理层持股和净资产收益率进行回归，回归系数不显著，没有通过0.1的显著性水平。可见管理层持股对净资产收益率既不是线性相关，也不是曲线相关。从表6可以看出，用该曲线对每股收益进行回归，系数通过了5%的显著性水平。此结果表明了曲线回归是有效的，假设2是成立的，我们找到了管理层持股和以每股收益为代表的公司业绩的关系。这二者之间呈负相关关系。即：

EPS=0.252+2.261*10-6/DIR+ε

四、研究结论

从上面的实证分析可以看出，我国上市公司股权激励主要是防御效应在起作用。管理层持股和每股收益的关系呈相反方向变化。随着管理层持股的比例增加，每股收益逐渐变小。

我国上市公司之所以存在着这样的关系，是因为我国的资本市场还很不完善。股权激励能够起到作用的一个必要条件是股票价格与业绩相对称。但是现在我国资本市场还存在着很多投机行为，股价波动不合理，股价也不完全随着业绩的提高而上升，不能体现企业的价值。因此在这样的资本市场条件下，股权激励和公司业绩的关系并不显著。

五、提出的建议

1.有效管理资本市场

要想达到长期激励的正效应就必须使资本市场进一步完善，股票价格能正确反映公司的业绩，所以高管层也会努力为企业多做贡献，由此可以形成对高管层业绩的衡量标准。

2.完善股权激励的考核标准

推出股权激励方案时，考核指标应更全面和公平。可以根据各公司在行业、地域、政策环境等方面的共性和异性，建立一套标准的绩效评价指标与评价体制。这样就可以对管理层的行为做出导向和约束，形成完善的股权授予、执行都应和绩效标准相配套的机制。

3.完善内部监控机制

一些上市公司的高管在股权激励制度的刺激下，为了实现自身利益的最大化，置公司的长期可持续发展于不顾，一味追求短期效益最大化。因此在法规制定和股权激励计划的设计方面要在内部监控方面得到加强。

参考文献

[1]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(9):52-58.

[2]Fama Eugene F and Jensen Michael C.Separation of Ownership and Control[J].Journal of Law & Economics,1983(26):301-326.

[3]吴淑琨.股权结构与公司绩效的U型关系研究――1997-2000年上市公司的实证研究[J].中国工业经济,2002(1):80-87.

第9篇：公司股权激励研究范文

[关键词]股权激励；盈余管理；上市公司；修正Jones模型

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.16.062

1 引 言

股权激励机制最早在20世纪50年代产生于美国，20世纪90年代初期才被引入中国。2005年，我国国有企业实行股权分置改革，随后颁布了一系列股权激励政策，使得股权激励机制在我国上市公司中被逐渐推广。股权激励制度兴起的初始目的是为了使所有者与经营者利益趋同。但是由于委托―问题而导致的信息不对称问题迟迟不能解决，管理层利用职权与信息便利进行盈余管理的问题频频出现。

在国外学者的研究中，Bergstresser 和 Philippon[1]（2006）的研究结果表明，高管通过股权激励获得的收益占总薪酬的比例与公司盈余管理程度正相关。Goldman 和 Slezak[2]（2006）的研究结果表明，股权激励有双重效应，股权激励能够促使CEO努力工作，但同时也有可能诱发CEO为谋取私利进行盈余管理。当CEO通过进行盈余管理谋取的私人利益显著大于其付出的成本时，股权激励程度与盈余管理水平显著正相关。在我国学者的研究中，赵息、石延利等[3]（2008）的研究结果表明，股权激励提高了管理层进行盈余管理的动机。李春景、李萍[4]（2009）的研究结果表明，在股权激励计划实施前，高数量激励股权的意愿可能诱发更加严重的盈余管理。肖淑芳等[5]（2009）的研究结果表明，管理层倾向于在股权激励计划公告日前的三个季度实施负向盈余管理，而在股权激励计划公告日后进行正向盈余管理。何凡[6]（2010）的研究结果表明，激励股本占总股本比例越大，股权激励实施前盈余管理程度越大。谢振莲、吕聪慧[7]（2011）的研究结果表明，受到激励的董事的比例与盈余管理水平显著正相关。于卫国[8]（2011）的研究结果表明，高管持股的市值与操纵性应计利润显著正相关，而与线下项目不存在显著相关关系。丁飞[9]（2011）的研究结果表明，股权激励方案中涉及的要素，包括激励股权数量、激励标的物的来源、行权价格、行权时长等，都有可能诱发管理层的盈余管理行为。管理层为了谋取私利，会根据要素特征的不同对财务数据采取不同方式进行操控。苏冬蔚，林大庞[10]（2012）的研究结果表明，实施股权激励的上市公司减弱了该公司CFO的股权及期权占总薪酬比例与盈余管理间的负相关性。毕晓方，韩传模[11]（2012）的研究结果表明，上市公司的盈余质量在实施股权激励计划后明显降低。管建强，王红领[12]（2012）的研究结果表明，资产负债率、净资产收益率、第一大股东股权占比与盈余管理程度显著正相关，而董事会的规模与盈余管理程度呈倒U形关系。刘琳[13]（2014）的研究结果表明，预留股份的比例与管理层盈余管理水平呈正相关关系。股权激励一方面可促进企业进行适当程度的盈余管理，进而提高会计盈余管理信息的关联性；另一方面也可能会引发盈余管理不完备性契约，诱发管理层过度盈余管理从而有损企业长远利益。

由以上前人研究成果可知，国内外大多数学者均认为不合理的股权激励方案会提升管理层进行盈余管理的动机。与此同时，前人的研究中也存在一定局限性：一是一些学者选择样本过少，结论缺乏代表性；二是大多学者仅研究了股权激励方案实施过程中的盈余管理的程度，未考虑股权激励计划草案公布前管理层盈余管理情况。

从2010年起，我国实行股权激励的上市公司数量大幅增加。然而由于股权激励方案设计不合理，往往诱发高管的利己行为。因此，如何完善股权激励机制，使其在发挥股权激励的最初目的的同时减少对盈余的负面影响，是一个值得探讨、研究的问题。本文深入分析了股权激励计划公布前一年管理层对盈余的操纵行为，以及股权激励计划草案公布以后股权激励程度与盈余管理程度的相关性，为我国企业改善治理结构、建立更加全面有效的股权激励制度提供了一定借鉴。

2 理论分析与研究假设

由于股权激励方案往往有较为严格的业绩要求，包括营业收入增长率、ROE、净利润增长率等指标。而管理层为了得到高薪资报酬，往往会在股权激励草案前一年进行负向的盈余管理，从而使基准年度绩效水平较低，大大降低股权激励实施后的行权难度。同时，管理层希望通过负向操纵盈余，降低公司二级市场股票价格，进而获得较低的行权价。基于此，本文提出假设1。

假设1：管理层为实现自身利益的最大化，会在股权激励计划草案前一年进行负向盈余管理。

股权激励计划使得管理层也有机会共享公司的剩余财产。股权激励契约中规定的条款表明，激励性报酬往往与管理层的经营业绩挂钩，如果公司业绩良好，管理层便得到丰厚的报酬；如果公司业绩欠佳，管理层的报酬则会付诸东流。在我国弱式有效的资本市场的条件下，管理层与所有者信息不对称的现象仍较为严重。管理层追求个人利益进行盈余管理是作为“经纪人”在机会主义观主导下自利行为的必然结果。因此，在股权激励实施过程中，在其他条件不变的情况下，激励股权占总股本的比例越大，即激励程度越大，则管理层通过股权激励获得的收益占总薪酬的比例就越大，进而管理层进行盈余管理谋求个人利益的动机就越大，管理层进行盈余管理的程度也就越大。基于此，本文提出假设2。

假设2：股权激励程度与盈余管理程度呈正相关关系，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本文实证研究选取的初始样本是2014年股权激励草案公告的193家沪深两市A股上市公司。在采集资料后加以整理，为了确保数据的有效性，对样本做以下处理：剔除金融及保险行业上市公司；剔除2014年IPO的上市公司；剔除数据残缺或披露信息不全的上市公司；剔除净资产收益率和资产负债率异常的上市公司；剔除ST、*ST的公司，以及近10年中由会计师事务所出具过保留意见、无法表示意见或否定意见的上市公司。经过筛选后，我们最终获得了2014年股权激励计划草案且基准年度为2013年、样本规模为176家的沪深两市A股上市公司的样本。

4.3 股权激励与盈余管理相关性实证检验

4.3.1 描述性统计

根据变量定义表1，用Excel计算出2014年样本各变量的值，并对各变量进行基本描述分析，见表6。

首先分析解释变量：衡量股权激励水平的激励标的物/公司总股本（RATIO）极小值为0.89%，极大值为4.88%，均值为3.14%，说明我国上市公司股权激励程度还比较低。衡量股权激励水平的样本公司金额最高的前三名高管的报酬总和的自然对数（LnTOP）在12.227～16.198，转换成金额最高的前三名高管报酬总和就是在204229.57～10831834.55，最大值为最小值的53倍左右，说明样本公司的高管报酬比较悬殊。

其次分析被解释变量：由表6可以看出，样本公司总资产规模的自然对数（LnSIZE）最小值为19.977，最大值为26.155，如果转换为资产规模总值，最大值将会高于最小值10倍左右，样本公司之间资产规模还是相差比较悬殊的；并且其均值为21.9309，在整个上市公司资产规模中处于中低水平，说明上市公司规模较小，在公司治理方面比较灵活，管理层进行盈余管理的动机更大。从公司财务杠杆来看，资产负债率（DEBT）最小值为4%，最大值为81.4%，资本结构相差很大，其均值为38.36%，说明大多数公司的资本结构倾向于稳健结构，总体来说公司财务风险不高，债务契约对公司压力不大。从第一大股东持股比（BLOCK）来看，最小值为5%，最大值为82%，相差悬殊，均值为33.26%，说明大部分实施股权激励的上市公司股权结构较为集中。从净资产收益率（ROA）来看，资产收益率最小的公司处于亏损态，盈利水平为-4%，而资产收益率最大的公司盈利水平高达24%，均值5.87%，业绩方面表现出的差异可能会导致业绩较差的公司通过盈余管理来掩盖自己的真实亏损情况。从管理费用（EXP）来看，最小值为16.82，最大值为22.77，均值为18.9445，可见实施股权激励的公司对管理费用方面的开销相对较少。

4.3.2 Pearson检验

为了避免解释模型的建立过程受多重共线性的影响，本文在进行线性回归分析前，首先对全部拟使用的解释变量和控制变量进行相关性分析。用简单相关系数检验方法对变量之间的多重共线性问题进行度量。用SPSS18.0进行Pearson相关分析，见表7。

根据Pearson相关分析原理：Pearson相关系数的绝对值小于等于0.3时，两变量微弱相关；其绝对值大于0.3同时小于等于0.5时，两变量低度相关。基于此对Pearson相关性分析结果进行分析：

从表7中可以看出，盈余管理程度DA和股权激励强度RATIO之间的相关系数为0.216，在0.01水平上显著正相关，因此盈余管理程度与股权激励程度呈正相关，与预期一致，从定性角度初步验证了假设2。

通过表7变量相关性分析结果可以看出，这8个变量两两之间存在相关性，且一些变量之间相关性较为显著。比如，前三名管理层薪酬总额的自然对数和公司规模、管理费用的相关系数较大。但总体来看，自变量之间相关性并不太大，相关系数的绝对值最大值为0.447，可见相关系数的绝对值均远小于1，可认为自变量间不存在严重的多重共线性问题，因此不会对构建的模型的回归结果造成不利影响。

4.3.3 回归分析

利用整理后的数据用SPSS18.0进行回归分析，假设各变量之间存在线性关系，按式（6）建立回归方程，见表8。

对多元线性回归结果进行分析。首先对模型进行拟合优度分析：虽然R-squared为29.2%，Adjusted R-squared并不是很高，不过与前人的统计结果相当。考虑其原因，可能是因为股权激励并不是对可操纵性应计利润DA产生影响的唯一因素，所以拟合度不高也是正常的。并且根据计量经济学的分析，样本容量的多少以及变量的多少也会影响模型的拟合优度检验。

下面再看F检验结果：F检验用来检验被解释变量与解释变量之间是否存在线性关系，F值越大说明解释变量造成的被解释变量的变动要大于随机因素对被解释变量的影响。我们得出该模型F值为2.473，对应的p值为0.035，在显著性水平为0.05的假设条件下，方程具有统计学意义，从而说明该回归模型的线性关系是显著的，即通过该模型可以反映被解释变量与解释变量之间的关系。

再对解释变量与控制变量的显著性进行分析：衡量股权激励水平的激励标的物/公司总股本（RATIO）、衡量股权激励水平的样本公司金额最高的前三名高管的报酬总和的自然对数（LnTOP）、资产负债率（DEBT）、第一大股东持股比（BLOCK）、净资产收益率（ROA）均通过了置信水平为0.1的显著性检验，不过显著性水平普遍不是很高。样本公司总资产规模的自然对数（LnSIZE）和管理费用（EXP）没有通过置信水平为0.1的显著性检验。

因此，剔除LnSIZE和EXP两个变量，保留RATIO、LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA五个变量，重新构造模型对盈余管理程度进行检验分析。

由新模型的回归结果，我们发现，剔除了LnSIZE和EXP两个变量后，模型的R-squared，Adjusted R-squared均有明显提升，说明剔除后拟合优度好于剔除前的拟合优度。且F值明显变大，p值明显变小，且通过了显著性水平为0.01的显著性检验，说明了剔除后得到的新回归方程更加显著。通过观察自变量的回归结果，可知解释变量RATIO和控制变量LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA均通过了显著性水平为0.01的显著性检验，远远好于没有剔除变量时通过0.1的置信水平，这表明这五个变量对实行股权激励的上市公司的盈余管理程度有显著的影响。

5 研究结论与政策建议

本文针对股权激励计划草案披露前一年管理层的盈余管理行为进行研究，结果表明，管理层为实现自身利益最大化，会在股权激励计划草案前一年进行负向的盈余管理；股权激励程度与盈余管理程度呈正相关关系，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。我国的股权激励制度还不够完善，仍处于探索阶段，需要相关政策的建立以抑制高管盈余管理的行为。对此提出以下政策建议。

5.1 完善股权激励机制设计

在设置考核指标上，可以考虑引入经营者难以操纵的经营性损益项目作为衡量指标；在股权激励的期限设置上，适当将现阶段采用的等待期、限售期、行权期和有效期加以延长，以使经营者更加关注企业的长期发展；同时，在设计针对经营者的激励机制时，也要考虑约束机制对经营者执行效率的影响，要使二者相辅相成，尽可能发挥股权激励在公司治理上的积极作用。

5.2 建立健全经理人市场

对于完善的经理人市场，可以通过对职业经理人信用、能力、履历进行跟踪记录，减少职业经理人与外部股东之间的信息不对称现象，对职业经理人形成一种无形约束，从而促使其自觉遵守市场规则，从自身信用建立和公司长期利益出发努力工作，降低“道德风险”。

5.3 协调发挥企业内部和外部的监督作用

从企业内部的角度分析，可以通过公司股权结构多元化，增强薪酬委员会及审计委员会的独立性，建立健全有效的监事及独立董事问责、监督机制，真正发挥企业内部的监督与约束作用。从企业外部的角度分析，一方面，可以进一步完善现行会计准则以及相关法律法规，缩小因制度不健全而为管理者进行盈余管理创造的空间；另一方面，可以强化信息披露机制，不仅可以减弱股东与管理者之间信息不对称的现象，还将有助于资本市场效率进一步提高。

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