關(guān)明坤 潘海亮

（遼寧石油化工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 遼寧 撫順 113001）

管理層股權(quán)激勵實踐與理論分析
——外部環(huán)境動態(tài)性、股權(quán)激勵及公司績效關(guān)系的實證分析

關(guān)明坤 潘海亮

（遼寧石油化工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 遼寧 撫順 113001）

股權(quán)激勵是公司治理結(jié)構(gòu)中的一個重要組成部分，是解決委托代理問題,提高公司績效的重要手段。本文研究發(fā)現(xiàn)：現(xiàn)階段我國上市公司在實施股權(quán)激勵時，不僅受到來自內(nèi)部因素的影響，還會受到其外部環(huán)境的干擾，從而影響對股權(quán)激勵實施的實際效果。

股權(quán)激勵、公司績效、外部動態(tài)性、管理層持股

一、文獻綜述

（一）國外文獻 西方學(xué)者在管理層股權(quán)激勵與企業(yè)業(yè)績之間的關(guān)系方面做了大量的實證研究。Jensen和Meckling（1976）在《企業(yè)理論：經(jīng)理行為、代理成本和所有權(quán)結(jié)構(gòu)》一文中分析了外部股權(quán)的代理成本問題，提出以管理層持股降低代理成本。Morck（1988）認為管理層持股比例在0-5%范圍內(nèi)，托賓Q值與董事的持股比例正相關(guān)，持股比例在5%-25%范圍內(nèi)，二者是相關(guān)，超過25%，二者弱正相關(guān)，表明公司業(yè)績與董事的持股權(quán)有區(qū)間效應(yīng)。McConnell（1986）等經(jīng)理人持股與公司的業(yè)績有顯著的非線性關(guān)系，呈現(xiàn)倒轉(zhuǎn)的U型結(jié)構(gòu)。之后，Holderness和Sheehan也做了相應(yīng)的研究分析，實證結(jié)果與Morck的結(jié)論基本一致。Demsetz和Lehn（1985）、Himmelberg（1999）發(fā)現(xiàn)經(jīng)理人持股與公司業(yè)績之間沒有顯著的關(guān)系。隨著近年來研究的深入，學(xué)者們意識到估計方法對于統(tǒng)計結(jié)果有很大的影響，Demsetz在使用最小二乘法分析時能夠得到相關(guān)結(jié)論，而在使用兩階段最小二乘法進行回歸時則得不出顯著性結(jié)論。

（二）國內(nèi)文獻 近年來國內(nèi)一些學(xué)者也對經(jīng)理人持股與企業(yè)績效之間關(guān)系進行了實證研究，部分研究結(jié)果認為管理層持股與公司績效之間不存在顯著性關(guān)系，如李增泉（2000）研究發(fā)現(xiàn)我國上市公司經(jīng)理人的年度報酬與公司績效不相關(guān)，而與公司規(guī)模及公司所在區(qū)域具有密切關(guān)系。王秋霞、陳曉毅對2006至2007年已實施股權(quán)激勵的19家上市公司的經(jīng)濟績效進行綜合評價，然后用相關(guān)分析法分析與管理層持股比例的關(guān)系，得出二者間不存在顯著相關(guān)性的結(jié)論。此結(jié)論與魏剛（2000）、陳朝龍（2002）、賀燕雄（2006）、陳隆云（2008）年結(jié)論相似，還有一些研究認為兩者間存在相關(guān)性，于東智等認為高管理層持股比例總體上與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系，但卻不具有統(tǒng)計上的顯著性，管理層持股比例與公司績效的相關(guān)性較弱。2009年張茜佩研究表明，對董事長和總經(jīng)理的股權(quán)激勵作用效果顯著，但管理層持股比例和企業(yè)績效兩者之間不存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。徐寧、徐向藝（2010）發(fā)現(xiàn)激勵期限與績效條件是體現(xiàn)股權(quán)契約合理性的關(guān)鍵要素，除外部法律與監(jiān)管約束外，大股東債務(wù)融資與獨立董事等內(nèi)生性因素對兩者具有顯著性的約束作用。陳凱、王締以民營IPO公司為研究樣本，認為股權(quán)激勵、約束水平與公司業(yè)績正相關(guān)，股權(quán)激勵提升公司價值的效應(yīng)有賴于經(jīng)營者有效約束水平的提高，兩者間不存在替代關(guān)系。何凡（2009）認為核心高管激勵股權(quán)的絕對差距和相對差距、以及高管總體激勵股權(quán)的相對差距與股權(quán)激勵績效之間呈顯著負相關(guān)關(guān)系，公司規(guī)模和監(jiān)事會規(guī)模對股權(quán)激勵績效呈正相關(guān)關(guān)系。

通過分析上述文獻可以發(fā)現(xiàn)，國外學(xué)者認為管理層持股與公司績效關(guān)系相關(guān)與不相關(guān)的結(jié)論都存在，從文獻統(tǒng)計數(shù)量上看，認為相關(guān)（包括線性與非線性的復(fù)雜相關(guān)）的結(jié)論所占比重較大，不相關(guān)的結(jié)論雖然有但數(shù)量較少。國內(nèi)研究認為管理層持股與公司業(yè)績不相關(guān)甚至負相關(guān)的比例居多，如魏剛（2000），高明華（2001），湛新民、劉善敏（2003），宋增基（2005），顧斌、周立燁（2007），朱治龍、丁立權(quán)（2003）等的研究。分析原因，本文認為中國證券資本市場在市場運行機制、公司治理效率、公司治理外部基礎(chǔ)條件等方面與國外成熟資本市場相比存在很大差異，尤其在上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)方面差異更大。從嚴格意義上講，只有在全流通背景下研究二者關(guān)系才具有理論與現(xiàn)實意義。而國內(nèi)學(xué)者研究選取的基本都是股權(quán)分置改革前或過程中的樣本數(shù)據(jù)?；谝陨吓袛?，選取2009年實施股權(quán)激勵的上市公司為研究對象，把外部環(huán)境對公司經(jīng)營績效影響納入分析框架，重新對這一命題進行實證分析，檢驗股權(quán)分置改革接近完成背景下二者之間的關(guān)系具有重要意義。

二、理論分析

（一）股權(quán)激勵作用的約束條件 在信息非對稱的前提下，由于投資人不可能直接準確觀察到經(jīng)理人的努力水平和外部環(huán)境等影響因素干擾，激勵性報酬設(shè)計必須滿足一定的約束條件。理論認為經(jīng)理人努力程度（e）與經(jīng)理人工作產(chǎn)出之間存在如下關(guān)系：Q=αe+μ（其中Q為公司業(yè)績，α為經(jīng)理人工作的邊際效率）。如果除經(jīng)理努力程度e以外因素都為隨機影響因素，那么E（μ）=0；Var（μ）=σ2。激勵性報酬（W）=W0+βQ=W0+βαe+βμ（0≤β≤1）。W0為短期激勵性報酬如經(jīng)理固定收入，假如經(jīng)理人工作成本為C（e），經(jīng)理人追求目標為Max（W0+βαe+βμ）-C（e），經(jīng)理人工作效用水平為U，則經(jīng)理人工作的參與約束條件為：（W0+βαe+βμ）-C（e）≥U。該約束意指只有經(jīng)理人從工作中得到的凈收益大于該工作所能夠達到的效用水平，經(jīng)理人才愿意在公司工作。設(shè)股東目標函數(shù)為P=（αe+μ）-W；W=W0+βαe+βμ，其中P為經(jīng)理的工作產(chǎn)出減去付給經(jīng)理的報酬。股東追求的目標函數(shù)是：Max（αe+μ）-W。關(guān)聯(lián)方程的解，即同時滿足股東回報最大化與經(jīng)理人回報最大化的經(jīng)理人努力e*為激勵相容約束。從上述模型中，可以推導(dǎo)出與激勵性報酬設(shè)計的相關(guān)結(jié)論：產(chǎn)出對經(jīng)理人努力水平的敏感程度α越大，經(jīng)理越易增加努力程度，激勵性契約越有效；經(jīng)理可控范圍之外的影響因素越少，即σ2值越小，公司的產(chǎn)出越取決于經(jīng)理努力程度，激勵性契約越易產(chǎn)生作用，如果外部環(huán)境對公司產(chǎn)出的影響非常大，激勵性契約將不發(fā)生作用。經(jīng)理增加努力程度的成本函數(shù)形式影響激勵性契約的敏感度，如果經(jīng)理人增加努力會帶來成本更大程度的增長，那么，同等程度的激勵變化會導(dǎo)致更低程度的努力增加。在這種情況下如果加大激勵性報酬的強度，結(jié)果是在增加經(jīng)理人承擔(dān)風(fēng)險的同時并不會促使經(jīng)理人按照期望的比例提高努力程度。

（二）公司經(jīng)營績效的影響因素 總體來講，影響公司績效因素包含公司內(nèi)外兩方面因素，公司內(nèi)部因素包括公司治理水平、公司資本與財務(wù)結(jié)構(gòu)，公司外部因素包括資本市場效率、基礎(chǔ)設(shè)施狀況、宏觀經(jīng)濟狀況、產(chǎn)業(yè)狀況、國家金融產(chǎn)業(yè)政策、政治法律環(huán)境、政府監(jiān)管質(zhì)量，因此，如果從函數(shù)關(guān)系看，公司績效是影響其水平的內(nèi)外部因素的函數(shù)。從前面的分析可以看出，產(chǎn)出對經(jīng)理努力水平的敏感程度越大，即α值越大，激勵性契約越有效；經(jīng)理可控范圍之外的影響因素越小，即σ2值越小，公司的產(chǎn)出越取決于經(jīng)理努力程度，在前人的研究中，由于統(tǒng)計資料和可測度性方面的原因，研究者基本都把經(jīng)理層持股對公司績效的影響作為研究經(jīng)理人產(chǎn)出與努力程度關(guān)系的描述性變量，實際上二者的差異很大。在研究經(jīng)理人產(chǎn)出與努力程度關(guān)系中，如果以公司績效為被解釋變量，以經(jīng)理人持股為主要解釋變量，即使加入諸如公司規(guī)模、股權(quán)性質(zhì)等諸多控制變量，也會導(dǎo)致公司資本與財務(wù)結(jié)構(gòu)、資本市場效率、宏觀經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)狀況等因素（如圖1）對公司績效的影響被遺漏在擾動項中，致使殘差系列出現(xiàn)嚴重的異方差，影響分析的準確度。

圖1 影響公司經(jīng)營績效因素

（三）股權(quán)激勵影響企業(yè)績效的機理 股權(quán)激勵是公司治理中經(jīng)理人治理中的一項內(nèi)容，目的是通過給經(jīng)理人一定股權(quán)使經(jīng)理人更加盡職盡責(zé)，避免決策失誤、機會主義行為及道德風(fēng)險，提升公司經(jīng)理人治理水平，進而提升公司治理水平，最終提高公司經(jīng)營績效。（1）激勵性股權(quán)是對經(jīng)理人努力所導(dǎo)致的有利于增加投資人權(quán)益結(jié)果的回報，因此，只有正確度量經(jīng)理人努力程度及其產(chǎn)出效果才能制訂有效的股權(quán)激勵計劃。經(jīng)理人努力含有隱性難以度量因素，基于此考慮，從經(jīng)理人行為后果出發(fā)，以股權(quán)激勵計劃實施后公司是否出現(xiàn)由于經(jīng)理人沒有盡責(zé)因素導(dǎo)致的公司重大決策失誤，發(fā)展戰(zhàn)略失誤以及是否存在違法違規(guī)行為和不良記錄、公司信息披露質(zhì)量等做為描述經(jīng)理人努力程度指標。（2）從投資人、經(jīng)理人行為、結(jié)果關(guān)系看，經(jīng)理人行為中與投資人期望一致的正向行為包含工作更有進取心，更加積極主動，盡職盡責(zé)，期望不一致的負向行為包含決策失誤、機會主義、道德風(fēng)險。一致行為能對投資人權(quán)益起到保護或增加的作用，不一致行為將減少投資人權(quán)益。股權(quán)激勵的用意是從經(jīng)理人努力導(dǎo)致的產(chǎn)出中拿出一部分做為經(jīng)理人行為回報，即只有通過經(jīng)理人努力增加了投資人回報才有必要給經(jīng)理人以股權(quán)回報。中國國有控股公司股權(quán)激勵最高限額為公司總股本10%，因此，可以設(shè)定經(jīng)理人持股區(qū)間分別考察其對企業(yè)績效的影響，區(qū)間設(shè)定為［0，5%］、［5%，10%］、10%以上三個區(qū)間。（3）外部環(huán)境動態(tài)性。外部環(huán)境指影響企業(yè)經(jīng)營活動及發(fā)展的宏觀經(jīng)濟環(huán)境、產(chǎn)業(yè)周期、政治法律及政府監(jiān)管等，外部環(huán)境動蕩變化加大了管理者對企業(yè)現(xiàn)狀和未來狀況的準確判斷的難度。當外部環(huán)境景氣度較高時，公司經(jīng)理人付出同樣努力可能較易獲取更多回報，而當外部環(huán)境景氣度較差時，經(jīng)理人即使付出更多努力對產(chǎn)出的影響也不大。1984年Dess＆Beard在Aldrich提出的理論框架基礎(chǔ)上提出了一個多維度描述公司外部環(huán)境的模型，該模型包括三個維度：資源豐度、動態(tài)性、復(fù)雜性。Rasheed＆Prescotf研究證實上述三個指標間的相關(guān)系數(shù)都超過0.8，所以，單因素指標也能較好反映企業(yè)所處環(huán)境的變化。本文選取測量環(huán)境動態(tài)性指標做為表述外部環(huán)境的解釋變量（Dyna），Dyna=五年公司銷售收入標準差/期望值。（4）市場結(jié)構(gòu)性因素。從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟理論關(guān)于結(jié)構(gòu)——行為——績效（SCP范式）關(guān)系看市場結(jié)構(gòu)影響企業(yè)行為從而影響企業(yè)績效。在一個競爭比較充分的產(chǎn)業(yè)中，公司受到外部因素影響大，而對市場的影響力小，在壟斷性強的市場結(jié)構(gòu)中公司有可能因此獲得超額經(jīng)濟利潤。雖然有學(xué)者實證認為未被準入的一些壟斷行業(yè)從長期看其經(jīng)營業(yè)績將越來越差，但也有學(xué)者依據(jù)我國經(jīng)濟數(shù)據(jù)研究后認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化影響經(jīng)濟的生產(chǎn)規(guī)模。（5）公司財務(wù)結(jié)構(gòu)等其他因素。適度負債水平有利于公司業(yè)績水平提升，資產(chǎn)負債率過高，可能導(dǎo)致公司財務(wù)費用越高，經(jīng)營活動的安全性就越差，公司績效便會受到影響。一般情況下，公司規(guī)模越大，公司壟斷力越強，收益就越有保障。如果公司規(guī)模較小，則業(yè)務(wù)較不穩(wěn)定，風(fēng)險也會變大，公司實行股權(quán)激勵也就越困難。部分學(xué)者研究表明股權(quán)分散度對管理層持股比例與公司績效的關(guān)系有顯著影響，公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)越分散，公司的制衡度也就越高，管理層能獲得的決策權(quán)也就越多，這樣能有效調(diào)動經(jīng)理人在公司治理方面的投入，從而降低代理成本，提高了公司績效。根據(jù)證監(jiān)會相關(guān)規(guī)定，上市公司實施的激勵性股權(quán)在鎖定期限內(nèi)不得轉(zhuǎn)讓，在鎖定期限未到和即將到來這兩個階段，經(jīng)理人的努力程度會有所不同，這會間接影響到公司的績效。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 自2005年股改開始到2009年底滬深兩市已有100多家上市公司實施了股權(quán)激勵計劃。由于這些上市公司開始實施該計劃的時間早晚不一，本文以2009年底為截止時間，采用截面數(shù)據(jù)對已實行了股權(quán)激勵計劃的公司進行研究。為保證數(shù)據(jù)有效性，消除異常樣本對研究結(jié)論的影響，剔除了信息不完全及金融類上市公司，共選取12個行業(yè)76家公司作為研究樣本，具體行業(yè)名稱及公司數(shù)量如（表1）。樣本數(shù)據(jù)來自于色諾芬數(shù)據(jù)庫及中國證監(jiān)會網(wǎng)站，數(shù)據(jù)處理利用Eviews軟件完成。

（二）變量定義 能夠反映上市公司績效的指標很多，Morck、McConnel和Demsetz等國外學(xué)者大多采用托賓Q值來衡量公司的績效水平，由于我國證券資本市場的特殊性，難以用準確數(shù)據(jù)來計算上市公司總資產(chǎn)的重置成本，從而無法準確計算托賓Q值。為與國內(nèi)文獻對比研究，本文選用了凈資產(chǎn)收益率、主營利潤增長率和市凈率作為反映公司績效水平指標，這些指標基本也是實施股權(quán)激勵計劃上市公司行權(quán)的績效考核指標。凈資產(chǎn)收益率（ROE）是凈利潤與凈資產(chǎn)的比值，主營利潤增長率（MPG）是本期主營利潤跟上期主營利潤的差額與上期主營利潤的比值，市凈率（MBR）是股票市價與每股凈資產(chǎn)的比值。這三個指標能夠表明經(jīng)理人在提高公司績效方面做出努力的利益動機。本文選取的被解釋變量、解釋變量和控制變量及相對應(yīng)指標，具體如（表2）。

（三）研究方法和模型構(gòu)建 從研究方法大致分為兩類，一類是通過構(gòu)造因果關(guān)系模型，以描述公司經(jīng)營業(yè)績的指標（Tobin Q、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、凈資產(chǎn)收益率增長率（△ROE）、每股收益（EPS））為被解釋變量，以經(jīng)理層持股比例或持股數(shù)量為解釋變量，分析二者關(guān)系。模型基本采用線性回歸模型或可線性的指數(shù)性回歸模型，也有采用分階段線性模型、二次曲線模型，解釋變量覆蓋范圍為公司治理指標、公司資本與財務(wù)結(jié)構(gòu)指標，此外還引進一些控制變量，如公司資產(chǎn)規(guī)模、企業(yè)成長性、所處行業(yè)等，公司外部因素都作為隨機因素處理。另一類為配對T檢驗法，采用實施股權(quán)激勵前后若干年描述公司績效指標或其增量與沒有實施股權(quán)激勵的對照組進行顯著性比較，從而得出相關(guān)結(jié)論。本文首先以已實施股權(quán)激勵方案的上市公司為研究樣本，以未實施股權(quán)激勵計劃的上市公司為對照樣本，運用獨立樣本T檢驗，檢驗已實施股權(quán)激勵的上市公司經(jīng)營績效與未實施股權(quán)激勵公司間是否存在顯著性差異。對照樣本選取方法為與研究樣本公司處在同一行業(yè)，行業(yè)排名基本相當，容量與研究樣本相同。其次，不考慮外部環(huán)境影響，運用多元回歸分析方法研究經(jīng)理人持股與公司績效的關(guān)系，以公司規(guī)模、公司成長性、股權(quán)制衡度、持股鎖定期為控制變量，檢查回歸模型殘差的異方差性?；貧w模型如下

此外，為了分析外部環(huán)境因素對公司業(yè)績的影響，構(gòu)造了基于外部環(huán)境因素的分析模型，外部環(huán)境因素包括環(huán)境動態(tài)性、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

采用多元回歸分析法中的向后篩選方法，將不顯著因素依次從回歸模型中剔除。

表1 行業(yè)的名稱及選取樣本數(shù)量

表2 變量定義

表3 管理層規(guī)模和持股情況

表4 管理層持股T檢驗

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計 從對樣本數(shù)據(jù)初步分析看我國上市公司管理層持股比例較低，均值只到達4.16%；而管理層中持有公司股份的人數(shù)也不多，平均每家只有6人，持股管理者占管理層人數(shù)的比例均值只有39.8%，也就是說有1/2以上高級管理人員不持有本公司股份（見表3）。由此可見在我國上市公司中股權(quán)激勵還未成為一項普遍采用的激勵機制。

（二）T檢驗分析 采用配對T檢驗來簡單判斷管理層持股與公司績效之間是否存在顯著性影響，實施股權(quán)激勵的76家上市公司與沒有實施股權(quán)激勵的76家上市公司對照組進行經(jīng)營績效顯著性比較（見表4）。從檢驗結(jié)果中可以看出，在已實施股權(quán)激勵的76家上市公司中凈資產(chǎn)收益率均值為0.1242，未實施股權(quán)激勵的上市公司的均值為0.0982。主營利潤增長率的均值分別為0.4499和1.0754，市凈率的均值分別為2.7679和1.9974，除主營利潤增長率的均值外，已實施股權(quán)激勵的上市公司的凈資產(chǎn)收益率與市凈率的均值均大于未實施股權(quán)激勵的上市公司的均值。差異顯著性的檢驗中，凈資產(chǎn)收益率的顯著性為0.074，市凈率的顯著性為0.000，說明兩者均值的差異具有顯著性，而主營利潤增長率的差異不具有顯著性。

（三）回歸分析 本文對以下項目進行了回歸分析。

（1）無外部環(huán)境約束下的回歸分析。通過初步檢驗我們知道管理層持股對公司績效有一定影響，但這是在不控制其他內(nèi)外部因素情況下得出的結(jié)論，為進一步分析不同背景下二者關(guān)系，依據(jù)模型（1）對樣本數(shù)據(jù)進行回歸，從回歸結(jié)果看模型擬合優(yōu)度系數(shù)R2分別為0.382760、0.127593、0.390033，模型沒有通過顯著性檢驗，管理層持股的t統(tǒng)計量分別為1.275761、-0.421354、1.748460，，也沒有通過5%顯著性水平檢驗。對回歸殘差序列分析發(fā)現(xiàn)殘差序列具有很強的異方差性，說明模型中有重要的解釋變量被遺漏，從（圖1）也可以看出，除公司治理、公司財務(wù)結(jié)構(gòu)內(nèi)部因素外，產(chǎn)業(yè)競爭狀況、宏觀經(jīng)濟環(huán)境等外部因素對企業(yè)經(jīng)營績效及內(nèi)在價值、市場價值都有影響，正是由于這些因素的影響才使殘差序列表現(xiàn)出強異方差性。

（2）基于動態(tài)環(huán)境的回歸分析。為解決上述問題，又依據(jù)模型（2），分別以凈資產(chǎn)收益率、主營利潤增長率、市凈率為被解釋變量對數(shù)據(jù)進行了回歸分析，分析中采用劣元消去的回歸策略逐步剔除掉未通過顯著性水平檢驗的解釋變量，回歸結(jié)果如（表5）至（表7）所示。（表5）是凈資產(chǎn)收益率為被解釋變量時的回歸結(jié)果。經(jīng)過五步篩選后，最終回歸方程中有6個顯著性變量，即經(jīng)理人努力程度（MD）、第一大股東持股比例（SC）、資產(chǎn)負債率（LEV）、公司規(guī)模（SIZE）、公司成長性（Gr）、持股鎖定期（T），且F值從4.074276增長到6.623892，回歸方程的顯著性水平從0.000227提高到0.000015，說明方程具有顯著性。從上述結(jié)果可以得出結(jié)論：一是經(jīng)理人的努力程度越大，公司績效就越好；二是上市公司第一大股東的持股比例與公司績效具有顯著負相關(guān)關(guān)系。同時還發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模和公司成長性對于公司績效也有顯著性影響，公司規(guī)模大、成長性較高的上市公司的公司績效較好，另外公司的資產(chǎn)負債率對公司績效的提高有負面影響。（表6）是被解釋變量為主營利潤增長率時的回歸結(jié)果。過八步篩選后，最終回歸方程中有3個顯著性變量，分別為第一大股東持股比例（SC）、環(huán)境動態(tài)性（Dyna）公司成長性（Gr），其中第一大股東持股比例和環(huán)境動態(tài)性的顯著性水平分別為0.0055和0.0326，均小于0.05。從回歸結(jié)果上看，環(huán)境的動態(tài)性對公司的績效產(chǎn)生了顯著的負面影響。（表7）是被解釋變量為市凈率時的回歸結(jié)果。經(jīng)過八步篩選后，最終回歸方程中顯著性變量為管理層持股比例（MS）、資產(chǎn)負債率（LEV）、持股鎖定期（T），三者的顯著性水平分別為0.0605、0.0000和0.0004，同時，方程的顯著性水平為13.48919，說明方程具有顯著性。

表5 被解釋變量為凈資產(chǎn)收益率時的回歸結(jié)果

表6 被解釋變量為主營利潤增長率時的回歸結(jié)果

表7 被解釋變量為市凈率時的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

股票期權(quán)激勵旨通過管理層持股方式給管理者帶上“金手銬”，克服行動上的機會主義行為，在利益取向上堅持股東權(quán)益最大化原則，我國實施該項計劃的初衷正是如此?？墒菄鴥?nèi)外關(guān)于管理層持股與企業(yè)績效關(guān)系的實證研究似乎難以顯著性直接驗證這一理論邏輯。本文在實證中即使把企業(yè)績效影響因素擴展到企業(yè)內(nèi)外多個方面，回歸結(jié)果還是難以得出管理層持股對企業(yè)績效具有直接顯著性影響的結(jié)論，后又對管理層持股按［0，5%］、［5%，10%］、10%以上分區(qū)間研究和以對數(shù)模型、非線性模型展開研究，都得不出管理層持股與企業(yè)財務(wù)績效具有顯著性正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，甚至得出當管理層持股在10%以上時，管理層持股與企業(yè)財務(wù)績效具有顯著負相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，為了探討實證結(jié)論與理論邏輯相左的原因，本文進一步探討其內(nèi)在機理。（1）經(jīng)理人努力、公司規(guī)模、公司成長性與公司財務(wù)價值關(guān)系。我國是新興市場經(jīng)濟國家，經(jīng)濟增長方式正處于轉(zhuǎn)軌過程當中，投資強度加大形成的規(guī)模經(jīng)濟是國內(nèi)企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的重要途徑，也是企業(yè)獲得較好財務(wù)價值的基礎(chǔ)。公司規(guī)模越大，各方面制約因素也越多，增加組織穩(wěn)定，使公司盈利性更加穩(wěn)定持久。成長性好的上市公司一般處于產(chǎn)業(yè)發(fā)展的上升周期，公司易于拓展市場空間，實現(xiàn)主營業(yè)務(wù)收入快速增長，這樣的公司在良好治理結(jié)構(gòu)下其盈利能力將得到加強。經(jīng)理人努力的直接表現(xiàn)是公司發(fā)展戰(zhàn)略更具環(huán)境適應(yīng)性，戰(zhàn)略失誤少，公司沒有因經(jīng)理人盡責(zé)問題或道德風(fēng)險問題引起的重大失誤，公司信息披露準確、全面、及時，這些都是經(jīng)過經(jīng)理人努力能夠?qū)崿F(xiàn)的結(jié)果，公司重大發(fā)展戰(zhàn)略或重大決策正確是公司保持持續(xù)盈利能力的重要前提，也是委托代理機制下保護股東權(quán)益的根本途徑，是現(xiàn)代公司治理的理論邏輯。股權(quán)激勵旨在通過經(jīng)理人持股強化經(jīng)理人努力程度，進而提升公司盈利能力。問題是經(jīng)理人持股真的能起到強化或保證經(jīng)理制定的重大發(fā)展戰(zhàn)略或重大決策不出現(xiàn)問題嗎？事實上可能并非如此，重大決策正確性至少源于經(jīng)理人兩個方面約束，一是努力意愿，二是經(jīng)理人才能，具有強的努力意愿而不具有高超才能的經(jīng)理人決策保證不了決策的正確性，2009年保時捷公司總裁魏格納收購德國大眾公司以失敗告終致使保時捷公司被反收購就是一個很好的例證。股權(quán)激勵強化的只是經(jīng)理人努力意愿，而不一定是有才能經(jīng)理人的努力意愿，只有兩方面約束同時具備，經(jīng)理人持股或股權(quán)激勵計劃才能發(fā)揮其提高公司經(jīng)營績效的作用。（2）動態(tài)環(huán)境與主營利潤增長的關(guān)系。環(huán)境動態(tài)性是與影響公司績效平穩(wěn)性的異質(zhì)機會流。21世紀以來，世界經(jīng)濟步入一輪新的發(fā)展周期，新興經(jīng)濟體尤其是中國在這一輪發(fā)展中表現(xiàn)突出，在世界經(jīng)濟格局重構(gòu)過程中，世界各國經(jīng)濟起伏幅度大，在這樣背景下，環(huán)境要素變化速率高、復(fù)雜性加強，在模糊性和不可預(yù)測性方面都強于20世紀后20年。在變化速率、復(fù)雜性、模糊性和不可預(yù)測性描述環(huán)境動態(tài)性的四個維度中，除變化速率外其他都是降低組織績效水平的因素。在復(fù)雜性高的環(huán)境中，組織面臨的機會中包含了許多偶然因素，這使得組織在每個組織結(jié)構(gòu)水平上的績效都低，較低的環(huán)境模糊性使得企業(yè)獲得較高的最優(yōu)績效，但都比較難得到和維持最優(yōu)組織結(jié)構(gòu)，而模糊性較高的環(huán)境中，企業(yè)容易得到和維持最優(yōu)的組織結(jié)構(gòu)，但組織效率較低。環(huán)境不可預(yù)測性越大，組織效率越低。低組織效率必然導(dǎo)致公司經(jīng)營績效下降，國內(nèi)外實證研究基本支持這一結(jié)論。（3）管理層持股與公司股票市場價值關(guān)系。管理層持股長期激勵作用發(fā)揮的前提條件是必須具有一個完備的經(jīng)理人市場，如果這個前提不存在，經(jīng)理人就缺少外部競爭者壓力。在這樣情況下實施股權(quán)激勵計劃必然導(dǎo)致結(jié)果的偶然性，即如果公司外部環(huán)境有利于激勵計劃限定性條件的實現(xiàn)，激勵計劃順利實施，導(dǎo)致激勵計劃演變成了福利計劃。當外部環(huán)境變化使計劃條件難以實施時，公司可以無條件宣布放棄計劃或推遲計劃實施。2009年有近50%擬計劃實施股權(quán)激勵計劃上市公司公告放棄計劃實施就是在外部環(huán)境影響下導(dǎo)致的結(jié)果。如果管理層持股不必然促進公司績效水平的提升，那么管理層持股的結(jié)果只能導(dǎo)致管理層采取權(quán)宜的辦法關(guān)心股票的市場價值，利用會計信息操縱股價，特別是當臨近持股鎖定期限時，管理層利用會計信息或采取資產(chǎn)購置等有利于公司股價上漲的決策動機就更加強烈。

在缺少完善經(jīng)理人市場前提下，管理層持股做為激勵手段在公司業(yè)績水平提升方面難以發(fā)揮作用，在這種情況下會產(chǎn)生激勵不相容問題。按照激勵理論，一項激勵計劃發(fā)揮作用必須滿足兩方面的約束：被激勵者有興趣參與；激勵相容。我國主板市場大多數(shù)上市公司實際控制股東的股權(quán)屬性為國有，主要經(jīng)理人任用往往是控制人提名或派出的，缺少外部競爭壓力，在這種情況下即使實施了股權(quán)激勵也往往演變成股權(quán)福利，難以發(fā)揮其應(yīng)有作用。因此股權(quán)激勵要做為一項對提升公司業(yè)績發(fā)揮作用的制度還有漫長道路要走，需要在以下幾個方面努力與完善。（1）完善經(jīng)理人市場，目前我國還沒有形成完善的經(jīng)理人才市場，經(jīng)理人之間因擔(dān)心競爭對手而失去控制權(quán)，市場競爭機制的缺失使得經(jīng)理人員沒有外界壓力，這樣，在股權(quán)激勵水平低的情景下，股權(quán)激勵失去了在提升業(yè)績方面應(yīng)該發(fā)揮的作用。（2）進一步完善股權(quán)激勵個人所得稅繳納政策規(guī)定，現(xiàn)行個稅繳納政策鼓勵了上市公司管理人員在期權(quán)計劃鎖定期過后盡早出售股份，失去了股權(quán)長期激勵的作用。（3）完善公司治理基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。股權(quán)激勵要想很好發(fā)揮作用，還需要良好社會環(huán)境和強有力制度保證，特別是進行信息評價的中介機構(gòu)、維護公正和秩序的司法體系與證券監(jiān)管部門、社會輿論監(jiān)督的媒體等。只有在健全的公司治理基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境中，股權(quán)激勵計劃才能發(fā)揮作用，起到提升公司財務(wù)價值促進股東權(quán)利最大化的效果。

［1］李增泉：《激勵機制與企業(yè)績效》，《會計研究》2000年第1期。

［2］李斌、孫月靜：《經(jīng)營者股權(quán)激勵、約束水平與公司業(yè)績——基于民營上市公司的實證分析》，《中國軟科學(xué)》2009年第8期。

［3］楊惠賢等：《我國上市公司股權(quán)激勵及其績效的實證研究》，《中國管理信息化》2008年第12期。

［4］于東智、谷立日：《上市公司管理層持股的激勵效用及影響因素》，《經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理》2001年第9期。

［5］張茜佩：《上市公司股權(quán)激勵與績效實證研究》，《經(jīng)營管理》2009年第22期。

［6］徐寧、徐向藝：《股票期權(quán)激勵契約合理性及其約束性因素—基于中國上市公司的實證分析》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2010年第2期。

［7］程忠鳴：《高管股權(quán)激勵實施效應(yīng)實證研究》，《財會通訊》2009年第11期。

［8］何凡：《激勵股權(quán)分布結(jié)構(gòu)對股權(quán)激勵績效的影響》，《南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)報）》2009年第9期。

［9］吳建祖、曾憲聚：《組織結(jié)構(gòu)、環(huán)境動態(tài)性和組織績效》，《管理學(xué)家（學(xué)術(shù)版）》2009年第6期。

［10］Morck,Randall,AndreiShleifer,and RobertW.Vishny.ManagementOwnership and MarketValuation,American Econmic Review,1988.

［11］Demsetz H，Lehn K.The structureof corporate ownership，Causesand consequences.Journalof PoliticalEconomy，1985.

［12］Himmelberg C，Hubbard R ，Palia D.Understanding the determ inants ofmanagerialownership and the link between ownership and performance.Journalof FinancialEconom ics，1999.

［13］Wendy Carlin,Steven Fries,Mark Schaffer,paw l Seabright,Competition and Enterprise performance in Transition Econom ies-Evidence from a Cross-Country Survey.,schoolofManagement,Heriot-WattUniversity,Riccarton,Edinburgy,2001.

關(guān)明坤（1965-），男，遼寧撫順人，遼寧石油化工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授

潘海亮（1983-），男，山東壽光人，遼寧石油化工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院碩士研究生

（編輯 虹 云）