孔珊

摘要：

高管股權薪酬激勵是解決委托代理問題的重要途徑之一，以2012年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，研究高管持股比例與公司績效之間的關系。實證研究顯示：高管人員持股與否與公司績效相關性不大，CEO持股比例、其他高管人員平均持股均與公司績效呈顯著正相關關系，公司規(guī)模、高管平均薪酬等因素對公司績效的影響不大。

關鍵詞：

創(chuàng)業(yè)板市場；公司績效；高管持股；股權激勵

中圖分類號：

F83

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3198（2014）01-0123-02

創(chuàng)業(yè)板上市公司自上市以來，以其“高市盈率、高發(fā)行價、高超募金額”的三高問題受到社會的廣泛關注，這種現(xiàn)象的存在不利于社會資源的有效配置，扭曲了創(chuàng)業(yè)板市場的價值，影響上市公司高管人員的穩(wěn)定，不利于企業(yè)經(jīng)營效率的提高。創(chuàng)業(yè)板上市公司的主體是中小型的創(chuàng)新性公司，這類公司最寶貴的資源人才，特別是高管人員，因而，高管人員的薪酬與公司績效更應受到關注。

作為一種長期激勵的股權激勵，是為了解決管理層和股東的委托代理沖突而設計的，目的在于達到兩者之間的利益均衡。股權激勵是否適用于我國的創(chuàng)業(yè)板上市公司？高管人員持有股份對公司的業(yè)績是否有影響？對于不同的管理人員股權激勵效果是否相同？為完善我國創(chuàng)業(yè)板市場機制，優(yōu)化公司資源配置，對高管人員持股比例與公司績效之間關系的研究顯得尤為重要。

1 研究設計

1.1 研究假設

根據(jù)委托代理理論，當高管與公司股東之間存在信息不對稱的時候，作為委托人的股東為減少代理人逆向選擇和道德風險所導致的代理成本，通常與作為代理人的高管簽訂契約，來約束和激勵代理人的行為。因為，作為理性的經(jīng)濟人，高管人員擁有公司的經(jīng)營權，其自利行為導致高管過于追求個人利益，損害了股東的利益。為保證高管利益與股東利益趨于一致，股東往往選擇年薪加股權的薪酬方式來激勵高管。年薪作為一種短期激勵方式，極有可能使得高管人員追求短期效益，放棄投資回報率大的長期投資項目；股權激勵方式使得高管人員擁有部分股份，在董事會中擁有更多的話語權，保證高管人員在追求自身薪酬最大化的同時實現(xiàn)股東利益最大化。在我國創(chuàng)業(yè)板上市公司中，大多數(shù)公司的創(chuàng)立者管理能力不夠，往往聘用專業(yè)的管理人員來經(jīng)營公司，所有權與經(jīng)營權的分離，使得股東與高管人員的利益產(chǎn)生沖突，對于創(chuàng)業(yè)板上市公司高管的激勵就顯得尤為重要。

在激勵高管人員的同時，股東會與高管簽訂報酬-績效契約，將高管人員報酬與其經(jīng)營績效掛鉤，促使高管人員為增加所得而改善績效的管理決策行為，努力增長公司業(yè)績。在高管團隊中，董事長和多數(shù)董事的行為對企業(yè)日常運行和經(jīng)營決策起到?jīng)Q定性作用，而董事長的決策影響力相對于大部分董事而言顯得更為明顯；總經(jīng)理可以對公司生產(chǎn)運作和資本運營進行直接控制，并對副總經(jīng)理、財務總監(jiān)、總工程師等高級管理人員直接負責，其行為在很大程度上決定了公司的績效。

假設H1：高管持股與否與公司績效有顯著影響；

假設H2：CEO的平均持股比例與公司績效正相關；

假設H3：非CEO的高管平均持股比例與公司績效正相關。

1.2 變量選取

根據(jù)研究假設，設計變量如表1所示。第一，被解釋變量。關于公司績效的變量，常見的指標有：托賓Q值、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、每股收益率（EPS）、總資產(chǎn)收益率的（ROA）等。因創(chuàng)業(yè)板市場上市的公司大多具有高成長性的特征，為更好的衡量這類企業(yè)的公司績效，本文選取總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）作為因變量，主要考評公司的長期績效。

第二，解釋變量。選取董事長和總經(jīng)理平均持股比例和其他高管人員平均持股比例2個指標作為自變量。

第三，虛擬變量。對于創(chuàng)業(yè)板上市公司高管人員是否持有股票這種定性化數(shù)據(jù)的研究，本文設置虛擬變量，當所有高管人員均不持有股份時，虛擬變量的值為0，否則，其值為1。

第四，控制變量?？紤]到高管薪酬的形式不止股權報酬，而現(xiàn)金薪酬在高管總體薪酬中占有比例相當大，將現(xiàn)金薪酬作為控制變量之一。為獲取資料方便和高管薪酬的可比，本文取前三名高管的薪酬算數(shù)平均數(shù)代表高管平均薪酬。沿用國內(nèi)學者常使用總資產(chǎn)作為公司規(guī)模的度量指標，本文選用樣本公司年報中的年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為控制變量。

1.3 模型構建

根據(jù)研究假設，為研究創(chuàng)業(yè)板上市公司高管持股比例與公司績效之間的相關性，本文構造了如下多元線性回歸模型：

ROA=β0+β1X1+β2X2+β3D1+β4V1+β5V2+ε

其中：β0為常數(shù)項，β1～β5為回歸系數(shù)，ε為回歸殘差。

2 實證研究

2.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取截至2012年12月31日在中國創(chuàng)業(yè)板上市交易的355家上市公司作為研究樣本，剔除沒有披露管理層人員報酬的公司以及數(shù)據(jù)不全的公司，共篩選出符合條件的公司278家。有關研究數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫和深圳證券交易所的創(chuàng)業(yè)板信息，采用橫截面數(shù)據(jù)，使用Excel2003和SPSS17.0軟件進行數(shù)據(jù)處理。

本文在研究過程中，借鑒國內(nèi)外學者在研究高管薪酬時對高管團隊的界定，將上市公司年報中披露的高管人員分為兩部分，一部分是董事長和總經(jīng)理（總裁）統(tǒng)稱為CEO，另一部分是除董事長和總經(jīng)理外的其他高管人員。高管人員范圍按我國證監(jiān)會規(guī)定，包括董事會成員、監(jiān)事會成員和高級管理人員，其中，高級管理人員包括公司經(jīng)理、副經(jīng)理、財務負責人、董事會秘書以及公司章程規(guī)定的其他高級管理人員，比如，總工程師、總經(jīng)理助理、總經(jīng)濟師等。

2.2 樣本總體描述

如表2所示，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司CEO最高平均持股比例達64.13%，最低為0，差距較大，并且樣本公司中有42家最低持股比例為0，占樣本公司數(shù)量的15%以上，說明目前的創(chuàng)業(yè)板市場上有很多公司沒有采取股權薪酬來激勵董事長的總經(jīng)理；除董事長和總經(jīng)理外的其他高管平均持股比例最低為0，最高位5.29%，均值為1.03%，與CEO平均持股比例均值的18.32%相比較很低，這種現(xiàn)象的產(chǎn)生很可能與創(chuàng)業(yè)板市場的家族式企業(yè)模式特點相關。高管人員的平均薪酬差距較大，最低薪酬與最高薪酬相差25倍以上，出現(xiàn)這種情況很可能是行業(yè)和地域的影響造成的；樣本公司的公司規(guī)模相差不大，這也與創(chuàng)業(yè)板市場的實際情況向符合。

2.3 相關性分析

以總資產(chǎn)凈收益率為因變量，CEO平均持股比例、其他高管平均持股比例和高管是否持股為自變量，公司規(guī)模和高管平均薪酬為控制變量，進一步對公司績效和高管持股的相關性進行分析，得出表3。可以看出公司績效與CEO平均持股比例、其他高管持股比例正相關，并通過了0.01的顯著性檢驗，證實了假設2和假設3；公司績效與高管持股與否負相關，但在0.01的水平上不顯著，拒接假設1。

2.4 多元線性回歸分析

對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計和相關性檢驗后，再對公司績效與高管人員持股比例的相關性進行回歸分析，以總資產(chǎn)凈利潤率為被解釋變量，高管人員持股比例為解釋變量，并考慮相關控制變量，采用最小二乘法并通過參數(shù)檢驗，結合模型得出如下回歸結果，見表4和表5：

（1）從模型整體檢驗效果來看，調(diào)整的R方為0.743，模型的擬合優(yōu)度較好，多元線性回歸模型的Sig.值為0，說明該模型統(tǒng)計意義顯著。

（2）從回歸方程系數(shù)來看，其他高管平均持股比例和高管平均薪酬的系數(shù)的Sig.>0.05，說明這兩個變量的系數(shù)比較顯著，其余變量的系數(shù)與公司績效之間系數(shù)的顯著性表現(xiàn)不足。

2.5 實證結果及分析

通過對我國創(chuàng)業(yè)板市場上市公司高管持股比例與公司績效的描述性統(tǒng)計以及對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，可得出以下結論：

（1）創(chuàng)業(yè)板上市公司存在為數(shù)不少的“零持股”現(xiàn)象，董事長和總經(jīng)理同時未持有公司股票的公司數(shù)量也較多，可見，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的薪酬仍以現(xiàn)金薪酬為主，股權薪酬的激勵制度還未普及。

（2）高管人員持股與否對公司績效的影響不顯著，以總資產(chǎn)凈利潤率為指標來衡量公司績效，主要反映了公司的長期績效和公司的成長性，而我國創(chuàng)業(yè)板市場成立時間還不到四年，其高管人員持有股份并追求公司長期績效的意愿還未能體現(xiàn)，股權激勵作用沒有有效的發(fā)揮；另一方面，作為公司的高管團隊，具有較高的知識水平，屬于公司的核心人力資源，對其自我實現(xiàn)的需要以及對在工作中獲得滿足感和成就感比單純的物質(zhì)激勵方式更有效，所以高管持股與否對公司的績效沒有顯著影響。

（3）CEO平均持股比例、其他高管平均持股比例與公司績效都表現(xiàn)出顯著的正相關關系，并且由實證分析可知對其他高管平均持股比例對于公司績效的影響比CEO的要大，說明對整個高管團隊加大持股比例有助于公司業(yè)績的提高，特別是提高除董事長和總經(jīng)理外的其他高管人員的持股比例。

3 創(chuàng)業(yè)板上市公司高管持股的建議

我國創(chuàng)業(yè)板自2009年10月正式推出，成立時間不長，雖然目前高管現(xiàn)金薪酬較股權薪酬激勵效果要好，但隨著我國創(chuàng)業(yè)板資本市場的完善，上市公司治理水平的提高，高管人員持股的方式必然會越來越成為薪酬激勵的主體。首先，應充分發(fā)揮股權薪酬的激勵作用，在提供高管穩(wěn)定年薪的基礎上，適當提高高管人員的持股比例，對CEO與其他高管的持股比例之間的差距做調(diào)整，既要達到股權的均衡又要相互制約，避免“一股獨大”現(xiàn)象出現(xiàn)；其次，在考慮高管薪酬時，不僅要與公司的短期績效關聯(lián)，更要與公司未來的成長性、長期績效掛鉤；再者完善公司治理結構，從公司內(nèi)部治理機制著手，優(yōu)化股權結構，充分發(fā)揮董事會、監(jiān)事會的作用，使高管能夠為公司績效的持續(xù)增長努力。

在充分考慮公司內(nèi)部影響因素的同時，要加強對外部因素的控制，利用證監(jiān)會的監(jiān)督作用，可以建立高管人員的市場評價體系，通過市場監(jiān)督來考核高管人員的業(yè)績，提高資本市場的有效性。相關部門還可制定一些政策，鼓勵上市公司高管人員擁有公司股權，完善創(chuàng)業(yè)板市場相關制度，使得創(chuàng)業(yè)板上市公司能夠持續(xù)穩(wěn)健的發(fā)展。

參考文獻

[1]李維安.股權結構-高管持股與公司績效—來自民營上市公司的證據(jù)[J].南開管理評論，2006，（9）.

[2]袁志忠，朱多才.上市公司高管持股比例與公司績效相關性研究[J].財會通訊，2010，（6）.

[3]張亞南.我國創(chuàng)業(yè)板上市公司高管薪酬結構對公司績效的影響研究[J].企業(yè)活力，2012，（10）.

[4]陳笑雪.管理層股權激勵對公司績效影響的實證研究[J].經(jīng)濟管理，2009，（2）.

[5]馮根福，蔣文定，黃建山.我國上市公司高管持股角色對公司績效影響的實證分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2012，（4）.

[6]周曉峰.我國國有上市公司高管層持股與公司績效相關性實證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟，2010，（9）.

[7]張業(yè)韜，王成軍.高管持股對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究——來自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].財會通訊，2012，（2）.

2.3 相關性分析

以總資產(chǎn)凈收益率為因變量，CEO平均持股比例、其他高管平均持股比例和高管是否持股為自變量，公司規(guī)模和高管平均薪酬為控制變量，進一步對公司績效和高管持股的相關性進行分析，得出表3?？梢钥闯龉究冃cCEO平均持股比例、其他高管持股比例正相關，并通過了0.01的顯著性檢驗，證實了假設2和假設3；公司績效與高管持股與否負相關，但在0.01的水平上不顯著，拒接假設1。

2.4 多元線性回歸分析

對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計和相關性檢驗后，再對公司績效與高管人員持股比例的相關性進行回歸分析，以總資產(chǎn)凈利潤率為被解釋變量，高管人員持股比例為解釋變量，并考慮相關控制變量，采用最小二乘法并通過參數(shù)檢驗，結合模型得出如下回歸結果，見表4和表5：

（1）從模型整體檢驗效果來看，調(diào)整的R方為0.743，模型的擬合優(yōu)度較好，多元線性回歸模型的Sig.值為0，說明該模型統(tǒng)計意義顯著。

（2）從回歸方程系數(shù)來看，其他高管平均持股比例和高管平均薪酬的系數(shù)的Sig.>0.05，說明這兩個變量的系數(shù)比較顯著，其余變量的系數(shù)與公司績效之間系數(shù)的顯著性表現(xiàn)不足。

2.5 實證結果及分析

通過對我國創(chuàng)業(yè)板市場上市公司高管持股比例與公司績效的描述性統(tǒng)計以及對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，可得出以下結論：

（1）創(chuàng)業(yè)板上市公司存在為數(shù)不少的“零持股”現(xiàn)象，董事長和總經(jīng)理同時未持有公司股票的公司數(shù)量也較多，可見，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的薪酬仍以現(xiàn)金薪酬為主，股權薪酬的激勵制度還未普及。

（2）高管人員持股與否對公司績效的影響不顯著，以總資產(chǎn)凈利潤率為指標來衡量公司績效，主要反映了公司的長期績效和公司的成長性，而我國創(chuàng)業(yè)板市場成立時間還不到四年，其高管人員持有股份并追求公司長期績效的意愿還未能體現(xiàn)，股權激勵作用沒有有效的發(fā)揮；另一方面，作為公司的高管團隊，具有較高的知識水平，屬于公司的核心人力資源，對其自我實現(xiàn)的需要以及對在工作中獲得滿足感和成就感比單純的物質(zhì)激勵方式更有效，所以高管持股與否對公司的績效沒有顯著影響。

（3）CEO平均持股比例、其他高管平均持股比例與公司績效都表現(xiàn)出顯著的正相關關系，并且由實證分析可知對其他高管平均持股比例對于公司績效的影響比CEO的要大，說明對整個高管團隊加大持股比例有助于公司業(yè)績的提高，特別是提高除董事長和總經(jīng)理外的其他高管人員的持股比例。

3 創(chuàng)業(yè)板上市公司高管持股的建議

我國創(chuàng)業(yè)板自2009年10月正式推出，成立時間不長，雖然目前高管現(xiàn)金薪酬較股權薪酬激勵效果要好，但隨著我國創(chuàng)業(yè)板資本市場的完善，上市公司治理水平的提高，高管人員持股的方式必然會越來越成為薪酬激勵的主體。首先，應充分發(fā)揮股權薪酬的激勵作用，在提供高管穩(wěn)定年薪的基礎上，適當提高高管人員的持股比例，對CEO與其他高管的持股比例之間的差距做調(diào)整，既要達到股權的均衡又要相互制約，避免“一股獨大”現(xiàn)象出現(xiàn)；其次，在考慮高管薪酬時，不僅要與公司的短期績效關聯(lián)，更要與公司未來的成長性、長期績效掛鉤；再者完善公司治理結構，從公司內(nèi)部治理機制著手，優(yōu)化股權結構，充分發(fā)揮董事會、監(jiān)事會的作用，使高管能夠為公司績效的持續(xù)增長努力。

在充分考慮公司內(nèi)部影響因素的同時，要加強對外部因素的控制，利用證監(jiān)會的監(jiān)督作用，可以建立高管人員的市場評價體系，通過市場監(jiān)督來考核高管人員的業(yè)績，提高資本市場的有效性。相關部門還可制定一些政策，鼓勵上市公司高管人員擁有公司股權，完善創(chuàng)業(yè)板市場相關制度，使得創(chuàng)業(yè)板上市公司能夠持續(xù)穩(wěn)健的發(fā)展。

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[6]周曉峰.我國國有上市公司高管層持股與公司績效相關性實證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟，2010，（9）.

[7]張業(yè)韜，王成軍.高管持股對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究——來自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].財會通訊，2012，（2）.

2.3 相關性分析

以總資產(chǎn)凈收益率為因變量，CEO平均持股比例、其他高管平均持股比例和高管是否持股為自變量，公司規(guī)模和高管平均薪酬為控制變量，進一步對公司績效和高管持股的相關性進行分析，得出表3?？梢钥闯龉究冃cCEO平均持股比例、其他高管持股比例正相關，并通過了0.01的顯著性檢驗，證實了假設2和假設3；公司績效與高管持股與否負相關，但在0.01的水平上不顯著，拒接假設1。

2.4 多元線性回歸分析

對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計和相關性檢驗后，再對公司績效與高管人員持股比例的相關性進行回歸分析，以總資產(chǎn)凈利潤率為被解釋變量，高管人員持股比例為解釋變量，并考慮相關控制變量，采用最小二乘法并通過參數(shù)檢驗，結合模型得出如下回歸結果，見表4和表5：

（1）從模型整體檢驗效果來看，調(diào)整的R方為0.743，模型的擬合優(yōu)度較好，多元線性回歸模型的Sig.值為0，說明該模型統(tǒng)計意義顯著。

（2）從回歸方程系數(shù)來看，其他高管平均持股比例和高管平均薪酬的系數(shù)的Sig.>0.05，說明這兩個變量的系數(shù)比較顯著，其余變量的系數(shù)與公司績效之間系數(shù)的顯著性表現(xiàn)不足。

2.5 實證結果及分析

通過對我國創(chuàng)業(yè)板市場上市公司高管持股比例與公司績效的描述性統(tǒng)計以及對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，可得出以下結論：

（1）創(chuàng)業(yè)板上市公司存在為數(shù)不少的“零持股”現(xiàn)象，董事長和總經(jīng)理同時未持有公司股票的公司數(shù)量也較多，可見，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的薪酬仍以現(xiàn)金薪酬為主，股權薪酬的激勵制度還未普及。

（2）高管人員持股與否對公司績效的影響不顯著，以總資產(chǎn)凈利潤率為指標來衡量公司績效，主要反映了公司的長期績效和公司的成長性，而我國創(chuàng)業(yè)板市場成立時間還不到四年，其高管人員持有股份并追求公司長期績效的意愿還未能體現(xiàn)，股權激勵作用沒有有效的發(fā)揮；另一方面，作為公司的高管團隊，具有較高的知識水平，屬于公司的核心人力資源，對其自我實現(xiàn)的需要以及對在工作中獲得滿足感和成就感比單純的物質(zhì)激勵方式更有效，所以高管持股與否對公司的績效沒有顯著影響。

（3）CEO平均持股比例、其他高管平均持股比例與公司績效都表現(xiàn)出顯著的正相關關系，并且由實證分析可知對其他高管平均持股比例對于公司績效的影響比CEO的要大，說明對整個高管團隊加大持股比例有助于公司業(yè)績的提高，特別是提高除董事長和總經(jīng)理外的其他高管人員的持股比例。

3 創(chuàng)業(yè)板上市公司高管持股的建議

我國創(chuàng)業(yè)板自2009年10月正式推出，成立時間不長，雖然目前高管現(xiàn)金薪酬較股權薪酬激勵效果要好，但隨著我國創(chuàng)業(yè)板資本市場的完善，上市公司治理水平的提高，高管人員持股的方式必然會越來越成為薪酬激勵的主體。首先，應充分發(fā)揮股權薪酬的激勵作用，在提供高管穩(wěn)定年薪的基礎上，適當提高高管人員的持股比例，對CEO與其他高管的持股比例之間的差距做調(diào)整，既要達到股權的均衡又要相互制約，避免“一股獨大”現(xiàn)象出現(xiàn)；其次，在考慮高管薪酬時，不僅要與公司的短期績效關聯(lián)，更要與公司未來的成長性、長期績效掛鉤；再者完善公司治理結構，從公司內(nèi)部治理機制著手，優(yōu)化股權結構，充分發(fā)揮董事會、監(jiān)事會的作用，使高管能夠為公司績效的持續(xù)增長努力。

在充分考慮公司內(nèi)部影響因素的同時，要加強對外部因素的控制，利用證監(jiān)會的監(jiān)督作用，可以建立高管人員的市場評價體系，通過市場監(jiān)督來考核高管人員的業(yè)績，提高資本市場的有效性。相關部門還可制定一些政策，鼓勵上市公司高管人員擁有公司股權，完善創(chuàng)業(yè)板市場相關制度，使得創(chuàng)業(yè)板上市公司能夠持續(xù)穩(wěn)健的發(fā)展。

參考文獻

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[7]張業(yè)韜，王成軍.高管持股對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究——來自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].財會通訊，2012，（2）.