【正文】 [10]表5—6: 模型匯總和參數(shù)估計值 25[11]表5—7: 模型(41)匯總 27[12]表5—8: 模型(41)線性回歸系數(shù) 28[13]表5—9: 模型(42)匯總 28[14]表5—10: 模型(42)線性回歸系數(shù) 29附錄圖表清單[1]表2—1: KMO和Bartlett的檢驗 41[2]表2—2：解釋的總方差 42[3]表2—3：旋轉(zhuǎn)因子矩陣 42[4]表2—4: 因子得分系數(shù)矩陣 435管理層持股與公司績效關(guān)系的實證研究1緒 論所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)相分離是現(xiàn)代公司制企業(yè)的重要特征，這一特征的出現(xiàn)引發(fā)了委托代理問題，而在歐美等成熟市場，管理層股權(quán)激勵被視為解決委托代理問題的重要途徑，是促進公司管理層與股東利益趨于一致的有力手段本文主要研究公司制下的管理層持股與公司績效的關(guān)系，文中出現(xiàn)的“公司”或“企業(yè)”為同一含義。其產(chǎn)生的背景，主要是著眼于解決股東與經(jīng)營者之間的利益矛盾，建立對經(jīng)營者的長期激勵機制。[1]九十年代末，據(jù)不完全統(tǒng)計，在全球500強中，有89%的公司已在其經(jīng)理層中推行股權(quán)激勵，90%的經(jīng)理人都持有公司股份，經(jīng)理人員工資的三分之一是以股權(quán)為基礎(chǔ)的。我國企業(yè)的股權(quán)激勵最早可以追溯到20世紀80年代開始的股份制改造，然后到90年代的經(jīng)營層激勵試點、“MBO”盛行、摘紅帽子和員工持股，再到國有控股境外上市公司的股權(quán)激勵計劃。這種同一上市公司股份分為流通股和非流通股的股權(quán)分置狀況，為中國內(nèi)地證券市場所獨有。）07年310月，證監(jiān)會開展加強上市公司治理專項活動，股權(quán)激勵暫緩審批；國資委、證監(jiān)會出臺配套政策規(guī)范股權(quán)激勵。s equity incentive管理層激勵與約束問題始終是公司治理研究的核心問題。因此，深入和全面地研究管理層股權(quán)激勵方案的實施對上市公司績效的影響，探索一套既充分發(fā)揮激勵作用又最大限度地限制其負面作用的有中國特色的股權(quán)激勵模式，具有很強的理論和現(xiàn)實意義。對于管理層持股與公司績效關(guān)系的研究，國內(nèi)外學者的研究結(jié)果呈現(xiàn)出很大的差異性，還遠沒有取得一致的結(jié)論。第二章：管理層持股與公司績效關(guān)系研究綜述，對國內(nèi)外關(guān)于管理層持股與公司績效關(guān)系的研究成果進行述評，了解學術(shù)界當前的研究進展，以及未來的研究趨勢，為理論研究理清思路。第六章：研究結(jié)論與政策建議，總結(jié)實證研究結(jié)果并對其進行分析，提出了上市公司有效發(fā)揮股權(quán)激勵政策建議。理論與實踐相結(jié)合是對理論問題和實踐問題分別討論并使之緊密聯(lián)系在一起，并且盡量使理論分析符合客觀實際。、定量與定性相結(jié)合采用實證分析的方法，定量分析與定性分析相結(jié)合。2管理層持股與公司績效關(guān)系研究綜述依據(jù)委托代理理論，管理者持有公司股份成為股東后，使得管理者的利益與股東的利益趨于一致，從而可以降低代理成本，提高公司價值，因此，管理者持股是公司對管理者的一種有效激勵約束機制。在兩者有無相關(guān)性、如何相關(guān)及其強弱的問題上存在諸多不同的觀點。本文將管理層定義為年報中披露的董、監(jiān)事會成員及總經(jīng)理、副總經(jīng)理以及財務(wù)總監(jiān)，總工程師，總經(jīng)濟師，總農(nóng)藝師和董事會秘書。[4]Mehran(l995)通過研究發(fā)現(xiàn)，對CEO的激勵報酬是CEO提高公司績效的動力，而且CEO持股比例與企業(yè)業(yè)績間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。他們認為隨著管理者股權(quán)的增加，管理者與股東的利益趨于一致。[9]Morck(1988)等以1980年《財富》500強中371家公司為樣本，%的董事們的持股比例之和衡量管理層持股比例，以托賓Q值衡量公司績效，研究管理層持股比例與公司績效之間的關(guān)系，運用分段線性回歸發(fā)現(xiàn)：持股比例在0～5%之間正相關(guān)，5%～25%之間負相關(guān)，大于25%又正相關(guān)。[13]Barnhart和 Rosenstein(1998)建立了包括董事會構(gòu)成、管理層持股與企業(yè)業(yè)績的聯(lián)立方程，并運用敏感性分析考察了聯(lián)立方程回歸系數(shù)估計的顯著性，研究結(jié)果進一步證實了Mock等(1988)及Mcconnell和Servaes(1990)的發(fā)現(xiàn)。Demsetz（1983）提出管理層持股是內(nèi)生變量，依賴于公司外部環(huán)境和內(nèi)部特征，是一種反映市場影響的長期演化結(jié)果，對公司績效不存在影響。[20]Maria Maher和Thomas Anderson（2000）認為報酬激勵只是為了解決監(jiān)督的困難性問題，與公司績效并不存在任何關(guān)系。與國外不同，國內(nèi)學者對我國管理層持股的實證研究大部分支持管理層持股與企業(yè)績效不相關(guān)。[25]許承明和淮衛(wèi)東(2003)發(fā)現(xiàn)董事長、總經(jīng)理的持股比例與公司經(jīng)營績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系。[29]張宗益和宋增基 (2002)認為企業(yè)績效與經(jīng)理持股比例存在立方關(guān)系。[33]魏剛（2000）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，公司經(jīng)營績效與高級管理人員的持股比例不存在正相關(guān)關(guān)系，高級管理人員持股與公司經(jīng)營業(yè)績之間也不存在“區(qū)間效應(yīng)”。[37]高明華（2001）對管理層持股比例與公司績效（ROE、EPS）的關(guān)系進行偏相關(guān)分析得出，管理層持股比例與公司績效基本上不相關(guān)。[41]張宗益、宋增基(2003)研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司經(jīng)理層持股比例并不影響公司績效。國內(nèi)而言，學術(shù)界對于我國上市公司高管持股與公司績效的關(guān)系研究起步較晚，國內(nèi)一些學者利用上市公司的數(shù)據(jù)對管理層持股與公司業(yè)績進行實證研究卻得到了不相關(guān)的結(jié)論，但尚未形成較為權(quán)威和一致的觀點。因此，為了克服外生性研究視角的缺陷，一些學者從內(nèi)生性視角出發(fā)，來研究管理層股權(quán)激勵與公司績效的關(guān)系。然而，股票所有權(quán)和股票期權(quán)對公司績效的影響可能存在著不同。本文試圖克服以往的不足，進一步研究管理層持股與公司績效之間的關(guān)系。然而隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，股份制公司開始出現(xiàn)，傳統(tǒng)經(jīng)濟模式的微觀基礎(chǔ)受到動搖。于是，疏忽和浪費，常為股份公司業(yè)務(wù)經(jīng)營上多少難免的弊端。Meckling(1976)將“代理關(guān)系定義為一種契約關(guān)系，在這種契約下，一個人或更多的人（即委托人）聘用另一人（即代理人）代表他們來履行某些服務(wù)，包括把若干決策權(quán)托付給代理人。而管理層持股制度通過讓管理者也成為公司所有者，賦予其剩余索取權(quán)，一定程度上解決了控制權(quán)和剩余索取權(quán)相分離產(chǎn)生的矛盾，使管理者的目標函數(shù)與所有者的目標函數(shù)盡可能趨于一致，在一定程度上減輕了管理者的逆向選擇和道德風險問題。舒爾茨（1960）提出人的知識、技能、健康等人力資本的提高對經(jīng)濟增長的貢獻遠比物質(zhì)、勞動力數(shù)量的增加重要得多。在公司結(jié)構(gòu)的變遷過程中，公司邏輯完成了從“資本雇傭勞動”到“勞動占有資本”的跨越，而公司結(jié)構(gòu)的發(fā)展為公司實施股權(quán)激勵提供了現(xiàn)實基礎(chǔ)。最重要的是人力資本是“不可壓榨”的，人力資本所有者完全控制著人力資本的開發(fā)利用。[50] 人力資本的群體性和專用性使得人力資本逐漸成為公司風險的主要承擔者，為人力資本所有者擁有公司剩余索取權(quán)和控制權(quán)提供了重要依據(jù)，從而使公司股權(quán)激勵制度成為可能。激勵相容理論(Incentive alignment argument)就是解釋如何才能更好地提高激勵效果的理論。按照激勵相容論的代表觀點，代理成本最小的情況是管理者擁有公司100%股份，此時，所有者與管理者身份合一，管理者的利益與公司的利益完全統(tǒng)一，管理者在制定使其效益最大化的經(jīng)營決策時，也使公司的效益達到最大化?！袄孚呁僬f”認為，隨著管理層所有權(quán)的增加，擁有剩余索取權(quán)的管理者和其他股東的目標函數(shù)將逐漸趨于一致，因此，管理層持股有助于降低代理成本和提高公司績效。當管理層擁有公司100%的股權(quán)時，管理層的利益與公司的利益完全統(tǒng)一，此時代理成本為0。此時，管理者會更多地以犧牲其他股東的利益為代價，來更多地去追求自身的利益而偏離公司價值最大化的目標。 Means（1932）的論述是吻合的，他們指出所有權(quán)與控制權(quán)的分離導致了一場經(jīng)理革命，經(jīng)理們對擴大企業(yè)的規(guī)模比對利潤最大化更感興趣，因為這將使他們擁有更多的報酬、權(quán)力、地位和福利，即使他們并沒有給股東帶來收益。同時在選取數(shù)據(jù)的時候, 用Excel軟件對數(shù)據(jù)進行了簡單加工。Jensen和Meckling(1976)提出的“利益趨同假說(convergence of interests hypothesis)”認為，管理層持股將使管理者與股東的目標函數(shù)趨于一致，從而激勵管理者按照股東利益行動，降低代理成本，從而增加公司價值；此外，當公司高級管理人員持有公司股份時，就如給他們戴上了“金手銬(魏剛，2000)”，個人利益與公司利益就緊緊地捆在一起。另外，越來越多的研究認為公司業(yè)績也會影響管理層持股水平。郭繁(2005)通過聯(lián)立方程得出較高的績效會激勵管理人員持有更多的公司股份。區(qū)間效應(yīng)論認為公司價值是公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的函數(shù),不同區(qū)間內(nèi)的管理層持股比例與公司績效之間呈現(xiàn)不同的相關(guān)關(guān)系。假設(shè)3：管理層持股比例與公司績效存在“區(qū)間效應(yīng)”。無論控股股東的性質(zhì)如何,股權(quán)越集中,其參與公司治理的動機和能力就越強,中小股東搭便車的現(xiàn)象就越少。假設(shè)4：股權(quán)集中度對管理層持股與公司績效的關(guān)系有影響作用。因此，提出假設(shè)5。所以提出假設(shè)6。但負債過高導致的財務(wù)困境和破產(chǎn)風險, 可能會使市場對企業(yè)價值的評判大打折扣。假設(shè)7: 資產(chǎn)負債率對管理層持股與公司績效的關(guān)系有影響作用。管理層持股比例( MSR)指標，用年末公司董事會成員、總經(jīng)理、總裁、副總經(jīng)理、副總裁、財務(wù)總監(jiān)、總工程師、總經(jīng)濟師、總農(nóng)藝師及核心技術(shù)人員、董事會秘書和監(jiān)事會成員所持有的股票總數(shù)占總股本的比例來表示，衡量公司管理層總體持股水平。對于假設(shè)3，本文采用了擬合一次方程（Liner）、二次方程(Quadratic)和擬合三次方程(Cubic)方法進行曲線估計的區(qū)間效應(yīng)分析。εi 為隨機擾動項。第一大股東持股比例（H1）和前五大股東持股比例之和(H5)，并且法人股集中性(Constitution)，表明我國上市公司的股權(quán)集中度相當高，在股權(quán)集中度過高的上市公司中，對以持流通股為主的公司管理層進行股權(quán)激勵，作用有限。從表5—3可以看出管理層持股比例行業(yè)差異明顯，其中管理層持股比例最高的為信息技術(shù)業(yè)，最低的為金融、保險業(yè)，社會服務(wù)業(yè)，以及傳播與文化產(chǎn)業(yè)，其持股比例均為0，即零持股。而且在實證分析中，為了控制極端值對檢驗結(jié)果的影響，本文剔除了公司績效綜合得分兩個標準差以外的研究樣本。另外，Z （Constitution）、第一大股東持股比例（H1）和股權(quán)集中度（H5）顯著正相關(guān)，與資產(chǎn)負債率（Debt）顯著負相關(guān)，（State）顯著負相關(guān)，而只與行業(yè)屬性（Industry）存在微弱的正相關(guān)關(guān)系。通過對表5—4的分析，我們可以得出初步的結(jié)論：我國上市公司管理層持股比例與公司績效之間不存在統(tǒng)計學意義上的顯著正相關(guān)關(guān)系，僅存在較為微弱的正相關(guān)關(guān)系，因此否定假設(shè)1。偏相關(guān)分析也表明兩者之間不具有顯著的統(tǒng)計學意義上的正相關(guān)關(guān)系，只是存在微弱的正相關(guān)關(guān)系，這進一步證明了管理層持股與公司績效之間不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而只是存在微弱的正相關(guān)關(guān)系。 H1 amp。暫時剔除H5 、Constitution 、Size 、Debt 、H1 、State和Industry指標，選擇擬合一次方程（Liner），擬合二次方程(Quadratic)和擬合三次方程(Cubic)的方法進行曲線擬合分析。雖然從擬合優(yōu)度上看，三次方曲線的擬合優(yōu)度最高，似乎應(yīng)選擇三次方曲線，但注意三次方曲線多一個參數(shù)，要復雜一些，而它的擬合優(yōu)度和二次方曲線相差不大，因此僅從這里的結(jié)果還不好對它們兩者作出判斷，下面我們還要看看模型曲線的情況。多元線性回歸只是基于一個方程建立模型，反映的是自變量與因變量之間的直接關(guān)系，而不能反映因素間的間接關(guān)系。換言之，在當前模型中，外生變量只會起到影響別的因素的作用，而不會受其它因素的影響。路徑分析模型是由一組線性方程所構(gòu)成的，它所描述的變量間的相互關(guān)系不僅包括直接的，還包括間接地和全部的關(guān)聯(lián)。在計算衡量各樣本公司變量指標平均值和標準差的基礎(chǔ)上,本文采取在正態(tài)分布假設(shè)下的正態(tài)標準化處理方法,將各變量值或指標減去均值后除以標準差。同時也進一步證實了公司管理層持股水平在不同程度上取決于企業(yè)的其他特征，并不是一個獨立的變量，具有內(nèi)生性。表5—10：模型(42)線性回歸系數(shù)Table5—10： CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant).108.047H1.058.060.088.965.336Size.133.046.196.004H5.036.073.053.493.622Constitution.096.054.144.073Debt.238.047State.038.239Industry.012.007.104.072MSR.039.040.061.980.328a. Dependent Variable: Z performance在上面的結(jié)果中，剔除在方程中無統(tǒng)計學意義的變量，可以將上述模型簡化，去除這些無統(tǒng)計學意義的變量后重新加以擬合，得到的決定系數(shù)也基本上未發(fā)生變化，自變量均有統(tǒng)計學意義（表略）。ConstitutionSizeDebtStateIndustryH1MSRZ performanceH5ε1 ε2 圖5—2：最終的模型路徑圖（標準化系數(shù)）Graphs 5—2: The final path of model (Standardized Coefficients )通過路徑圖可以直觀地發(fā)現(xiàn)各變量間存在著的相互關(guān)系：公司績效與管理層持股水平存在逆向因果關(guān)系，不僅管理層持