【正文】 三個(gè)模型均不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此，方程不能很好的描述上市公司管理層持股比例與其績效的關(guān)系，不能得到具有統(tǒng)計(jì)意義的方程，只能在一定程度上說明管理層持股與公司績效的相關(guān)性。在曲線回歸中，模型的簡潔性與擬合優(yōu)度的高低同樣重要，擬合優(yōu)度太高的模型往往對新樣本的擬合度較差，我們認(rèn)為在這種情況下選擇參數(shù)較少的模型為宜，因此最終選擇一次方程模型，即線性模型，認(rèn)為“利益趨同”效應(yīng)在管理層持股比例較低區(qū)間時(shí)，起著一定的作用，但并無顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)的意義，原因在于我國上市公司管理層持股水平偏低以及其內(nèi)生性。從前面的實(shí)證分析中，我們知道存在著諸多因素影響公司績效及管理層持股比例，下面我們將通過路徑分析（Path Analysis）來檢驗(yàn)公司績效與諸多因素之間的關(guān)系及其強(qiáng)弱，以及管理層持股變量的屬性（外生性 外生變量（Exogenous Variable）指的是在模型中未指明有哪些因素會對其產(chǎn)生影響的變量，可以簡單的類比為模型中的自變量，雖然這些變量必然會受到某些因素的影響，但是這不是當(dāng)前模型所考慮的問題。？）。在對模型進(jìn)行擬合的過程中，為了消除各變量指標(biāo)由于量綱單位不同或正、逆性指標(biāo)不同所帶來的不可公度性,本文先將各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。表5—7： 模型(41)匯總Table 5—7： Model SummaryModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.427a.182.157.94168a. Predictors: (Constant), Industry, Size, Constitution, State, Z performance, Debt, H1, H5通過表5—8的方程回歸系數(shù)，我們可以看出公司績效、公司規(guī)模、股權(quán)集中度、第一大股東持股比例、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資產(chǎn)負(fù)債率、行業(yè)屬性和法人股集中性對公司管理層持股水平具有一定影響，而且股權(quán)集中度、法人股集中性和企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與公司管理層持股水平之間具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的相關(guān)關(guān)系，并且可以看出股權(quán)集中度高、法人股集中性低和企業(yè)產(chǎn)權(quán)明確的公司，管理層持股水平較高，表明一定的股權(quán)集中度和企業(yè)產(chǎn)權(quán)明確的公司，具有激勵公司管理層的積極性，而法人股集中性較高的公司，更善于利用“用腳投票”等方式來約束公司管理層。資產(chǎn)負(fù)債率對公司績效具有顯著的負(fù)向影響，表明過高的債務(wù)水平可能導(dǎo)致財(cái)務(wù)困境成本與代理成本大于稅盾效應(yīng)和代理收益。見圖5—2所示。顯然，化簡后的路徑分析模型對數(shù)據(jù)的解釋程度與前一個(gè)模型相比并無改變，但更加簡潔。表5—8: 模型(41)線性回歸系數(shù)Table 5—8： CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant).167.061Z performance.094.096.061.980.328H1.093.222Size.072.290H5.598.107.564.000Constitution.077.000Debt.371.408State.141.059.144.017Industry.004.010.022.385.700a. Dependent Variable: MSR通過對公司管理層持股水平的影響因素進(jìn)行回歸分析后，下面對第二個(gè)回歸方程，即模型（42）進(jìn)行估計(jì)，即對公司績效的影響因素進(jìn)行回歸分析，結(jié)果參見表5—9和表5—10。標(biāo)準(zhǔn)化后的平均值為0,標(biāo)準(zhǔn)差為1。模型中有些變量不受其余變量的影響，只是影響其它變量；而有些變量既受其它變量的影響，又同時(shí)會影響其它變量?；蚴莾?nèi)生性 和外生變量相對應(yīng)，內(nèi)生變量（Endogenous Variable）則指的是在模型中會受到另外一些變量所影響的變量。但是，影響公司績效的因素除了管理層持股比例外，還有其它一些因素，如股權(quán)集中度、資產(chǎn)負(fù)債率等，并且這些因素也可能影響到管理層的持股比例。圖5—1：三個(gè)模型曲線與實(shí)際值的擬合情況Graphs5—1： Curve fit for Z performance從圖5—1可以看出，三個(gè)模型曲線與實(shí)際值的擬合情況均較差，原因在于我國上市公司實(shí)施股權(quán)激勵起步較晚，管理層“零持股”現(xiàn)象嚴(yán)重，管理層持股比例（MSR）偏低，因而在我國上市公司中，管理層持股比例中間和較高區(qū)間的“利益趨同”和“經(jīng)營者防御”效應(yīng)可能不存在，因此，否定假設(shè)3。表5—6： 模型匯總和參數(shù)估計(jì)值Table5—6： Model Summary and Parameter EstimatesEquationModel SummaryParameter EstimatesR SquareFdf1df2Sig.Constantb1b2b3Linear.001.3381267.562.212Quadratic.005.6682266.514Cubic.007.6273265.598Dependent Variable: Z performance The independent variable is MSR.通過模型分析結(jié)果可以看出，MSR和MSR3的系數(shù)為正，MSR2的系數(shù)為負(fù)，與Morck，Shleifer和Vishny的研究結(jié)果相近。 Debt amp。表5—4: Pearson相關(guān)分析結(jié)果Table 5—4： CorrelationsConstitutionSizeDebtH1H5IndustryStateZ performanceSizePearson Correlation.150*1Sig. (2tailed).014DebtPearson Correlation.000**1Sig. (2tailed).994.000H1Pearson Correlation.485**.337**1Sig. (2tailed).000.000.070H5Pearson Correlation.618**.235**.772**1Sig. (2tailed).000.000.459.000IndustryPearson Correlation.072***1Sig. (2tailed).364.915.240.015.007StatePearson Correlation.023**.092***.1021Sig. (2tailed).704.000.134.000.048.096Z performancePearson Correlation.225**.344****.283**.215**.062*1Sig. (2tailed).000.000.000.000.000.310.013MSRPearson Correlation**.046.136*.086.036Sig. (2tailed).003.643.543.459.026.878.158.562*. Correlation is significant at the level (2tailed).**. Correlation is significant at the level (2tailed)表5—5： 偏相關(guān)分析結(jié)果Table5—5：CorrelationsControl VariablesMSRZ performanceState amp。其原因可能是由于現(xiàn)階段我國上市公司股權(quán)激勵方案還處于初步階段，管理層持股水平比較低，還沒有充分發(fā)揮股權(quán)激勵效果，以及管理層持股水平與公司績效還可能都受到其他變量的影響，因此我們猜測，它們之間或許存在非線性關(guān)系?？刂谱兞颗c公司績效之間較好的相關(guān)性說明本文選取的控制變量是較為有效的，這些控制變量確實(shí)顯著地或一定程度上影響著公司績效。 從表5—4可以看出，公司績效的綜合得分值Z performance與管理層持股比例（MSR）,相關(guān)系數(shù)太小，而且P= ()，不具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。而據(jù)相關(guān)機(jī)構(gòu)統(tǒng)計(jì)，美國90%的高科技企業(yè)都實(shí)施了股權(quán)激勵，且成效顯著（和君咨詢股權(quán)激勵研究中心，中國股權(quán)激勵2006年度報(bào)告）。對研究樣本進(jìn)行分區(qū)間描述，結(jié)果見表5—2。5管理層持股與公司績效關(guān)系的實(shí)證分析表5—1： 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 5—1：Descriptive statisticsMinimumMaximumMeanStd. DeviationZ performanceMSRDebtSizeH1H5Constitution對281家樣本公司的2008年度數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析后，得到樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（見表5—1）。通過對三個(gè)方程擬合優(yōu)度的比較，來分析管理層持股與公司績效是否存在非線性關(guān)系，如果存在非線性關(guān)系，那么存在怎樣的曲線關(guān)系。由于研究需要，本文除了以上2個(gè)因果關(guān)系變量之外，還選取了如下公司特征變量作為控制變量，定義如下：H1：表示第一大股東的持股比例；H5：表示股權(quán)集中度（前五大股東持股比例之和）；Constitution：表示法人股集中性（法人持股比例之和）；Size：公司規(guī)模，為年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Debt：資產(chǎn)負(fù)債率，為年末總負(fù)債/年末總資產(chǎn)；State: 企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，屬于國有控股企業(yè)的取1，否則取0；Industry：行業(yè)屬性，按照中國證監(jiān)會于2001年公布的《上市公司行業(yè)分類指引》標(biāo)準(zhǔn)，將上市公司分類為農(nóng)、林、牧、魚業(yè)，采掘業(yè)和信息技術(shù)業(yè)等13個(gè)行業(yè)，屬于其中某一行業(yè)變量的取1,否則取0。對于公司績效，由于以單一財(cái)務(wù)指標(biāo)來衡量時(shí)，存在偏差或人為操縱等問題。因此,由“稅盾效應(yīng)”帶來的價(jià)值提高效應(yīng)與破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)帶來的價(jià)值降低效應(yīng), 取決于企業(yè)利潤率和資金成本之間的關(guān)系。假設(shè)6: 公司規(guī)模對管理層持股與公司績效的關(guān)系有影響作用。假設(shè)5：企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對管理層持股與公司績效的關(guān)系有影響作用。科斯定理（,1937）認(rèn)為，明確界定的產(chǎn)權(quán)，使得交易各方力求降低交易費(fèi)用，使資源使用達(dá)到產(chǎn)出最大而成本最小，最終達(dá)到資源的最優(yōu)配置。企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)相關(guān)假設(shè)。此外,股權(quán)的集中有利于企業(yè)迅速應(yīng)對外界變化,及時(shí)做出決策。其他影響因素的假設(shè)。“利益趨同假說(convergence of interests hypothesis)”和“經(jīng)營者防御假說(managerial entrenchment hypothesis)”在管理層持股比例的不同區(qū)間體現(xiàn)。基于管理層持股內(nèi)生性的視角，提出假設(shè)2。當(dāng)管理者經(jīng)過努力提高公司績效時(shí)，為了激勵管理者，所有者也可能給予管理者一定的股票或期權(quán)作為獎勵，同時(shí)，管理者也會購買公司股票。因此，基于委托—代理理論，讓管理者持有一定股權(quán)，分享公司剩余索取權(quán)成為必要。為了研究和證實(shí)我國管理層持股與上市公司績效之間的關(guān)系, 我們作了如下假設(shè)。4管理層持股與公司績效關(guān)系實(shí)證研究設(shè)計(jì)為使樣本具有足夠的代表性,根據(jù)中國證監(jiān)會于2001年公布的《上市公司行業(yè)分類指引》中國證券監(jiān)督管理委員會于2001年公布的《上市公司行業(yè)分類指引》以在中國境內(nèi)證券交易所掛牌交易的上市公司為基本分類單位，將其分類為農(nóng)、林、牧、漁業(yè)[A], 采掘業(yè)[B],制造業(yè)[C],電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)[D],建筑業(yè)[E],交通運(yùn)輸、倉儲業(yè)[F],信息技術(shù)業(yè)[G],批發(fā)和零售貿(mào)易業(yè)[H],金融、保險(xiǎn)業(yè)[I],房地產(chǎn)業(yè)[J],社會服務(wù)業(yè)[K],傳播與文化產(chǎn)業(yè)[L]和綜合類[M]13個(gè)行業(yè)。而且管理層持有的股份越多，企業(yè)被購并的可能性就會降低，這使得控制權(quán)市場對管理層的約束力度減弱。因此Jensen和Meckling提出采用管理層持股作為一種內(nèi)在激勵機(jī)制以解決委托代理問題。Jensen和Meckling（1976）首先提出了這一假說。如果身份合一的所有者—管理者以公司的名義出售他的股權(quán)（即按比例地分享企業(yè)利潤和承擔(dān)有限責(zé)任），那么他與外部股東的利益分歧將引起代理成本，因?yàn)榧热凰麅H僅將承擔(dān)任何非金錢收益的一部分成本，他就會追求他自己效用的最大化。哈維茨(Hurwiez)創(chuàng)立的機(jī)制設(shè)計(jì)理論中“激勵相容”是指：處于市場經(jīng)濟(jì)中的每個(gè)理性經(jīng)濟(jì)人都會有自利的一面，其個(gè)人行為會按自利的行為規(guī)則行動；如果能有一種制度安排，使行為人追求個(gè)人利益的行為，正好符合組織目標(biāo)，這樣一種制度安排，就是“激勵相容”。而人力資本“不可壓榨”的產(chǎn)權(quán)特性更決定了只有賦予人力資本所有者剩余索取權(quán)才能充分調(diào)動其積極性。人力資本是一種非常主動的“資產(chǎn)”，是其它任何資產(chǎn)都難以