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论文知识案例-管理层持股比例对公司效绩影响的实证研究

2021-06-24 13:28:48
作者:杭州千明

论文方法介绍-管理层持股比例对公司效绩影响的实证研究

  管理层持股是一种为解决公司中的委托代理问题而产生的激励机制,能够提高管理者的积极性,使股东利益、公司利益与管理者个人的利益趋于一致,促进企业的发展。随着我国股权分置改革的不断推进,管理层持股激励机制取得了一些进步,并被越来越多的公司采用。本文旨在通过实证分析为管理层持股制度在我国的良性发展提供一点理论参考依据。

  本文首先回顾了公司效绩与管理层持股比例之间关系的国内外相关文献,多数研究表明公司效绩与管理层持股比例呈现显著正相关的关系,但二者是线性相关还是非线性相关并未得出定论。其次本文阐述了委托代理理论、人力资本理论等相关的理论基础,为后文的实证做了铺垫。实证方面,将2016-2018年上海证券交易所、深圳证券交易所上市公司作为样本,以管理层持股比例作为解释变量,以公司效绩(每股收益)作为被解释变量进行了回归分析。实证结果表明:公司效绩与管理层持股比例之间呈现显著正相关关系,且两者之间存在区间效应。

  1932年Berle和Means在其著作《现代公司与私有财产》中提出了关于企业所有权与企业控制权相分离的现代公司理论,自此之后如何建立一套行之有效的激励与约束并存的公司治理机制来解决企业所有权与控制权的两权分离问题一直受到国内外学者的关注。作为一种管理者获取利益的机制,上市公司管理层持股被很多学者认为是解决企业中的委托代理问题的解决方式之一。

  在国际上,股权激励机制最早出现于20世纪70年代末的美国,其目的是为了解决股东与管理者之间的矛盾,建立对经营者的激励机制。在美国上市的企业中,90%以上的公司都实行了股票期权计划,并且已经取得了很好的激励效果。九十年代末,据不完全统计,在全球500强中,有89%的公司已在其管理层中推行股权激励机制,90%的经理人都持有公司股份,股权占据经理人员工资的三分之一。随着欧美的公司拆分和美国新经济的发展,管理层持股机制迅速发展成为一种全球的现象。

  在我国,股权激励机制最早出现在20世纪80年代开始的股份制改造,发展到90年代的管理层激励试点,再到国有控股境外上市公司的股权激励计划。从2006年到2009年,中国不断地试点、规范、推广再到完善股权激励政策。我国管理层持股机制分为两种,一种是通过股份的形式将权益奖励给管理者,让管理者与股东向共同的目标努力,减少代理成本,提高公司运转效率,另一种是管理层通过购买公司股份来控制公司,是杠杆控股的一种形式。

  随着股权分置改革的不断完善,我国经济市场的效率不断提高,股权激励机制也得到了政策上的规范与支持,因此我国越来越多的上市公司都推出了股权激励计划,管理层持股制度起着越来越重要的作用。

  1.1.2研究意义

  如何平衡对管理层的激励与约束一直是公司治理研究的核心问题。随着中国市场机制的不断完善,管理层持股激励机制也被越来越多的上市公司所采用。管理层持股是公司对管理人员的一种激励机制,目的是让管理者的利益与公司的效绩相挂钩,把管理者的利益与公司的长远利益联系在一起。从国外几十年来的实践经验可以看到,股权激励机制对于上市公司来说有利也有弊:一方面可以使管理层与公司利益相关联,降低代理成本,提高公司的效绩;另一方面,股权激励机制如果实施得不当,也可能给公司和股东带来重大损失。因此,深入且全面地研究管理层股权激励机制对上市公司绩效的影响,并探索出一套在中国国情下充分发挥激励作用的机制具有很强的理论和现实意义。

  国内外学者对于管理层持股与公司绩效的相关关系进行了多年的理论争论和实证研究。一般认为,管理层持股有利于使经营者与所有者的利益相关联,促进公司效绩的提高。但对于此观点学术界也仍有疑问,实际中也并非管理层持股就一定能改善企业绩效,因此对于这个问题还没有取得一致的结论。究竟两者之间是否相关,又是如何相关的?通过实证研究证明两者之间的关系,无论是在理论还是在实践上都对中国上市公司以及经济体制具有重要作用。

  1.2研究内容和研究方法

  本节主要阐述了全文的研究内容和研究方法。

  1.2.1研究内容

  本文首先研究了国内外关于管理层持股与公司效绩之间关系的文献,其次阐述了二者关系的理论基础,然后运用模型通过实证研究的方法检验二者之间的关系,最后根据研究的结论,提出有效发挥股权激励机制的政策建议。本文共六章,具体内容如下:

  第一章是绪论,主要概述了我国管理层股权激励政策的实施背景和本论文的研究意义,并阐述了本文的研究内容和研究方法。

  第二章介绍了国内外关于上市公司管理层持股比例和公司效绩关系的文献综述,了解学术界对于研究内容的研究进展,为后文理论和实证研究做了铺垫。

  第三章是对于上市公司管理层持股比例与公司效绩关系的理论介绍,首先定义了管理层持股的概念,对管理层的范围进行了界定,然后阐述了管理者持股的相关理论以及二者关系的相关假说,为实证研究提供了理论基础。

  第四章是上市公司管理层持股与公司效绩关系的研究设计,说明了本文的研究样本、数据来源、变量定义,并对变量进行了统计性描述,为实证研究做好准备。

  第五章是管理层持股比例对公司效绩影响的实证分析。首先提出假设,运用pearson相关对管理层持股比例与公司效绩进行相关性分析,并建立模型,最后通过回归方程来判断二者是否有线性关系。

  第六章是研究结论和政策建议,对前文的实证研究进行总结,并提出对上市公司有效的发挥激励作用的政策建议。

  1.2.2研究方法

  本文主要运用了归纳演绎法与实证分析法的研究方法。

  1.2.2.1归纳演绎法

  本文采用归纳演绎的方法,将委托代理理论和人力资本理论作为实证分析的理论基础,分析总结了国内外管理层持股和公司效绩关系的文献资料,为实证分析做好了铺垫工作。

  1.2.2.2实证分析法

  本文以2015-2018年在上海证券交易所、深圳证券交易所的上市公司为样本,采用描述性统计分析、相关分析和回归分析的方法,在控制变量的情况下,建立了管理层持股比例与上市公司效绩之间的回归模型,并通过显著性测试验证两者之间的关系。

  第二章研究综述

  本章主要介绍了国内外关于上市公司管理者持股比例和公司效绩关系的文献综述,了解学术界对于二者关系的研究进展,为后文理论和实证研究做了铺垫。

  2.1国外研究综述

  国外学者对于管理层持股比例与公司效绩关系的研究中,都肯定了二者具有相关性,但关于相关性上存在两种不同的观点:一种是二者存在线性关系,还有一种是二者存在非线性的相关关系。

  2.1.1管理层持股与公司效绩之间存在线性关系

  Berle和Means(1932)首次提出,管理层持股会激励他们追求公司利益最大化的目标,有利于公司的发展,且早期的研究结果表明两者之间是线性关系,管理层持股比例越高,公司效绩越好。

  Mehran(1995)将1979-1980年美国的工业企业作为样本进行了定量分析,结果表明CEO的持股比例与公司经营效绩之间存在显著的正相关关系。

  CarlR.Chen,WeiyuGuo和VivekMande(2003)对123家日本公司的托宾Q值与高管持股之间的关系进行研究,并对固定资产变量进行控制,研究结果发现公司托宾Q值随经营者持股水平单调增加。他们认为随着管理者股权的增加,管理者与股东的利益趋于一致。

  CasparRose(2005)对丹麦的上市公司进行了实证研究,运用三阶最小二乘法分析,结果发现较高的管理层持股比例可以提高公司的托宾Q值。

  2.1.2管理层持股与公司效绩之间存在非线性的相关关系

  Fama和Jensen(1983)认为,当管理者持有一些股权时能够和股东利益趋同,实现公司价值的最大化;然而另一方面,持有大量的股权的管理者有更多的投票权和更广泛的影响,管理者越容易沉溺于非企业价值最大化的目标。且当管理者持有越多企业的股份,企业被并购的可能越小,对管理者的压力也越小,即管理者不受掌控时,公司效绩将下降。

  McConnell和Servaes(1990)将1976年的1173家企业以及1986年的1093家企业作为样本做了定量分析,结果证实托宾Q值与公司管理层持股比例之间存在非线性相关关系,图形呈现倒U形状,托宾Q值随管理层持股比例增加而增加,当管理层持股比例达到40%以上时,托宾Q值随该变量上升而下降。

  Mock(1998)等将1980年《财富》500强中的371家公司作为样本,以拥有股份不少于0.2%的董事们的持股比例之和来衡量管理层持股比例,以托宾Q值衡量公司绩效来研究管理层持股比例与公司绩效之间的关系。他们通过分段线性回归发现:当持股比例在0%-5%时,托宾Q与董事持股比例正相关;当持股比例在5%-25%时,托宾Q与董事持股比例负相关;当持股比例超过25%时,托宾Q与董事持股比例又正相关,但相关程度在此区间有所减小。

  Short和Keasey(1999)将公司市场价值和账面价值之间比例、股东回报率作为衡量公司效绩的指标时,发现公司效绩是管理层持股比例的三次函数。

  KennethA.Kim,PattanapornKitsabunnarat和JohnR.Nofsinger(2004)对泰国首次发行上市的公司进行研究发现:当管理层持股比例偏低或者偏高时,管理层持股比例与公司效绩呈正相关关系;而当管理层持股比例位于中间水平时,管理层持股比例与公司绩效呈负相关关系。

  2.2国内研究综述

  国内对管理层持股与公司绩效的相关研究起步较晚,但也肯定了二者之间具有相关性,主要观点同样集中在二者存在线性相关关系和非线性相关关系。

  2.2.1管理层持股与公司效绩存在线性关系

  刘国亮和王加胜(2000)对上市公司中前五位管理者持股比例、职工持股比例与总资产收益率、净资产收益率、每股收益的关系进行研究后认为,经理人员持股比例与企业绩效正相关。

  张晖明、陈志广(2002)将沪市上市公司作为研究样本,发现企业绩效与高级管理人员报酬和持股比例显著正相关,特别是以净资产收益率和主营业务利润率作为表现的企业绩效与高级管理人员报酬具有明显的线性关系。

  于东智(2003)以净资产收益率和主营业务利润率作为衡量企业绩效的指标进行分析,发现董事持股比例之和、董事人均持股比例与企业绩效并未表现出统计意义上的曲线关系,而是表现出较强的线性相关关系。

  2.2.1管理层持股与公司效绩存在非线性的相关关系

  吴淑混(2002)对中国1997—2000年的A股上市公司实际数据的研究表明,管理层持股水平与公司绩效(ROA)呈显著性倒U型相关关系。

  徐大伟等(2005)以我国上市公司25家管理层收购企业为样本,发现当管理层持股比例在0~7.50%的范围内,上市公司经营绩效ROE值与管理层持股比例正相关,在7.50%~33.35%之间是表现负相关,大于33.35%又恢复为正相关。

  韩东平、颜宝铜和郭峻(2007)研究发现,我国上市公司管理层持股与经营绩效之间存在三次曲线关系:管理层持股在0~27.58%之间时,公司绩效随管理层持股比例的增加而上升;管理层持股处于27.58%~88.09%这一区间时,公司绩效随管理层持股比例的增加而下降;管理层持股超过88.09%时,公司绩效再次随管理层持股比例的增加而上升。

  2.3文献评述

  虽然国内外学者对于管理层持股与公司效绩之间的关系并未统一意见,但近年来都认可了两者的相关性,且逐渐从线性相关发展为非线性相关。但国内外对于二者非线性相关得出的管理层持股比例的区间仍有较大的差异,本文认为主要有一下四个原因:

  2.3.1外部环境不同

  国外的资本市场以及经济环境都相对成熟,而我国资本市场还未完善,国外的资本市场相对于我国的资本市场更加有效,股票价格更加能反应企业的价值,对管理层持股的激励机制相对敏感,因此研究结果会有所不同。

  2.3.2选取样本的标准不同

  国内外学者在选取作为研究的样本数据时,选取的企业上市时间不同,数据窗口不同(一些学者选取横截面数据,一些学者选取面板数据),剔除数据的标准不同,因此研究结果会有所不同。

  2.3.3选取变量指标的标准不同

  在选取管理层持股比例的指标时,学者对管理层的界定有较大的差异,导致了选取样本数据的不同。一些学者选取的是董事会成员持有的股份,一些学者选取的是高级管理人员持有的股份,还有一些学者选取的是所有高层人员持有的股份总和。在对于股权的界定中,一些学者选取的是股票所有权,而一些学者选取的是股票所有权加上股票期权。

  在选取公司效绩的指标时,国外学者主要选择经济增加量、托宾Q值等现代的效绩评价指标。而在我国资本市场并不是很完善的情况下,国内学者往往在实证研究中采用单一的会计收益类指标来衡量公司效绩,因此研究结果会有所不同。

  2.3.4是否设置控制标量

  在研究管理层持股比例与公司效绩时,多数学者只简单地分析研究了两者之间的相关关系,而未设置控制变量来排除其他因素对于公司效绩的影响,因此研究结果会有所不同。

  本文试图改进以往研究中的不足之处,如设置公司规模、资产负债率、成长机会等控制变量,更加精确和全面地研究管理层持股比例和公司效绩之间的关系。

  第三章管理层持股的概念及其理论基础

  本章主要阐述了管理层持股的概念及其理论基础,对委托代理理论、人力资本理论进行了分析,并阐述了管理层持股与公司绩效关系的相关假说,为后文的实证研究提供坚实的理论基础。

  3.1管理层持股的概念

  管理层持股是指管理层持有一定数量的本公司的股票并进行一定期限的锁定。其得到股票的途径可以是公司无偿赠与、由公司补贴或购买、公司强行要求受益人自行出资购买等。管理层在拥有公司的股票后,成为了该公司的股东,拥有表决权和分配权,承担公司的亏损和股票降低的风险。因为管理层与企业共同承担风险,共同享受收益,所以企业、所有者与经营者三者是利益共同体。

  3.2管理层的界定

  国外大部分学者是用经理人员持股比例来衡量管理层持股比例进行研究,另外有一些学者用中层和高层经理的持股比例作为样本数据。而在我国,许多上市公司中董事都同时兼任经理,因此不好进行区分,而一些董事个人并不拥有企业的股份,仅作为国有出资方的代表。因此本文将管理层界定为包括董事会、监事会、经理人员以及其他高管在内的全部高管持股比例。

  3.3管理层持股的理论基础

  本节主要介绍了管理层持股激励机制的理论基础——委托代理理论和人力资本理论。

  3.3.1委托代理理论

  在过去,企业的所有者即是经营者,因此并没有专门用于激励经营者的机制。而随着现代经济的发展,上市公司中的所有权与经营权相分离,经营者受所有者委托从事经营活动,两者构成了委托代理的关系。

  Jensen&Meckling(1976)将代理关系定义为一种契约关系,“在这种契约下,一个人或更多的人(即委托人)聘用另一人(即代理人)代表他们来履行某些服务,包括把若干决策权托付给代理人。如果这种关系的双方当事人都是效用最大化者,就有充分的理由相信,代理人不会总以委托人的最大利益而行动。委托人通过对代理人进行适当的激励,以及通过承担用来约束代理人越轨活动的监督费用,可以使其利益偏差有限。”但是由于委托人和受托人之间的时间和内容信息上的不对称,如受托人即公司经营者可能会故意隐瞒或者谎报一些对自己不利的信息,受托人可能会发生道德问题,因此委托人必须制定一种激励机制,这种机制需要通过让受托人实现委托人利益的最大化来实现自身利益的最大化,即让两者的利益目标趋于一致。管理层持股即是这样一种激励机制,通过让管理层持有一定的股票,将管理层和所有者之间的利益紧密联系起来,促进企业发展。

  3.3.2人力资本理论

  随着市场机制的不断发展,公司逐渐由“资本雇佣劳动”转变为“劳动占有资本”,人力资本这个要素在公司中也逐渐由附属地位转变为独立地位,并向主导地位发展。在进入了科技时代后,人力资本尤其是知识资本创造了社会的财富,对经济发展起着重要作用。

  人力资本具有一些很复杂的特性,如主观能动性,非人力资本所有者无法开发利用人力资本。如果没有激励机制对人力资本进行调度,市场上的一些“契约”并不能完全发挥作用。

  所以人力资本的要素特征和委托代理理论决定了管理层的股权激励制度是调动人力资本所有者主观能动性的最佳解决办法之一。

  3.4管理层持股与公司效绩关系的相关假说

  本节主要介绍了管理层持股与公司效绩关系的相关假说——利益趋同假说和经营者防御假说。

  3.4.1利益趋同假说

  “利益趋同假说”认为管理层持股比例增加时,拥有剩余索取权的管理者的目标会逐渐与股东目标趋于一致,有助于减少代理成本,提高公司效绩。Jensen和Meckling(1976)最先提出了这一假说,他们在分析股权融资中经营者的道德风险行为时指出,“经营管理者的道德风险行为的根本原因在于其在公众持股公司中不持有股份或持股比率过低所导致的低剩余索取权,那么增加经营管理者的持股比例就会增大其在企业收益中的剩余索取权比例,也就能有效抑制从事道德风险行为的动机。”也就是说,当管理层持股比例增加时,管理层与其他股东拥有更多相同的利益,偏离其他股东利润最大化的目标的可能性就越小,通过自己的控制剥削公司财富的可能性也会下降,有利于公司效绩的提高。当管理层持股比例达到100%时,管理层的利益与公司的利益完全一致,此时代理成本为0。因此Jensen和Meckling提出采用管理层持股作为一种内在激励机制来解决委托代理问题。这一假说在早期得到了大量实证研究与理论分析的支持,管理层股权激励政策在七八十年代呈现爆发式增长。

  3.4.2经营者防御假说

  “经营者防御假说”认为管理层与股东利益不一致时容易产生利益上的矛盾,而当管理层掌握较多股份时,他们就会牺牲其他股东的利益,而以自己的利益为目标来控制公司,同时企业被并购的可能性也会降低,管理层受到外界的约束也会减少。Fama和Jesen(1983)最先提出了这一假说,认为当管理层持股比例过高时,就可能会按照自己的方式控制公司并侵占其他股东的利益,增加代理成本,降低公司效绩。Berle&Means(1932)也提出了同样的观点,认为所有权与经营权的分离引发了这一场经理革命,管理层更愿意扩大公司规模来提高自己的报酬、权利和地位,而非追求利润最大化。

  第四章管理层持股与公司效绩的实证研究设计

  本章是对管理层持股与公司绩效关系实证研究进行设计,主要说明一下本文的研究样本及数据来源,对研究变量进行设定,并对各变量进行统计性描述,为下文的实证分析做好准备。

  4.1研究样本及数据来源

  本文选取2015-2018年在上海证券交易所、深圳交易所上市交易的A股上市公司年报披露的相关数据作为研究样本。本文的全部数据来源于国泰安金融研究(CSMAR)数据库,并运用EXCEL和SPSS软件对研究样本进行了处理和回归。在进行实证研究管理层持股比例与公司效绩关系时,为保证研究数据样本的有效性和一致性,本文对数据样本进行了以下的处理:

  (1)因为B股、H股的信息披露内容有别于A股,本文剔除了发行B股和H股以及同时发行A股、B股和H股的上市公司,只选取了发行A股的上市公司数据作为研究样本。

  (2)因为ST、ST*上市公司的业绩较差,对衡量上市公司业绩影响较大,因此本文剔除了ST、ST*以及在此期间终止上市的公司的数据样本。

  (3)因为金融行业上市公司的特殊性,本文剔除了金融行业上市公司的数据样本。

  经过以上处理,本文共选取1467个研究数据样本。

  4.2变量的选取

  本节是对实证研究中的解释变量、被解释变量和控制变量进行了设定。

  4.2.1解释变量

  上市公司管理层持股比例(MSH):我国上市公司管理层持股数与上市公司总股本数的比值,即上市公司管理层持股比例=上市公司管理层持股数/上市公司总股本数。其中管理层界定为包括董事会、监事会、经理人员以及其他高管在内的全部高管持股比例。同时本文还将设置上市公司管理层持股比例的平方(MSH2)和上市公司管理层持股比例的立方(MSH3)。

  4.2.2被解释变量

  上市公司的经营效绩是指上市公司在一定时期内创造的经济效益。本文选取指标每股收益(EPS)作为衡量公司效绩的标准,代表了股东权益的收益水平。

  4.2.3控制变量

  上市公司规模(SIZE):本文选用上市公司期末总资产的自然对数来衡量上市公司的规模,代表了上市公司规模对公司效绩的影响。一般情况下,企业的规模越大,抵御风险的能力越强,公司效绩越容易保持稳定。同时企业的规模也影响着管理层的薪酬,其中包括管理层持有的股份。

  资产负债率(DEBT):是上市公司期末负债总额与期末资产总额的比值,是评价公司负债水平的综合指标,也是衡量公司利用债权人资金进行经营活动能力的指标。一般情况下,上市公司利用债务进行融资,可以增加企业的现金流量,有利于提高公司的经营效绩。但是,资产负债率过高也就意味着公司的财务状况较为困难,可能会加大公司的财务风险,不利于上市公司的发展。

  成长机会(GROW):本文选用上市公司的净利润增长率来衡量上市公司的成长机会。净利润增长的快慢,表示着公司的成长速度。一般情况下,公司的成长机会越大,公司的效绩越可能增长。

  表4-2变量名称、变量符号及定义表

  变量 变量名称 变量符号 变量说明

  解释变量 管理层持股比例 MSH MSH=上市公司管理层持股数/上市公司总股本数

   管理层持股比例平方 MSH2 MSH2=MSH*MSH

   管理层持股比例立方 MSH3 MSH3=MSH*MSH*MSH

  被解释变量 每股收益 EPS EPS=(本期毛利润-优先股股利)/期末总股本

  控制变量 公司规模 SIZE 总资产的自然对数

   资产负债率 DEBT DEBT=期末负债总额/期末资产总额

   成长机会 GROW GROW=(本年度净利润-上一年度净利润)/上一年度净利润

  4.3变量的统计性描述

  本节对管理层持股比例与控制变量进行了统计性的描述。

  4.3.1管理层持股比例的统计性描述

  首先,我们对总样本中管理层持股比例的数据进行了分段统计,以0.2%为间隔进行了区间的划分。由于大于1%以上的样本数较少,所以扩大了区间间隔的设置。具体区间分布情况见表4-3(1)和图4-3。

  表4-3(1)管理层持股比例区间分布

  管理层持股比例 样本数 占总样本的比例

  0% 608 41.45%

  (0%-0.2%] 320 21.81%

  (0.2%-0.4%] 67 4.57%

  (0.4%-0.6%] 51 3.48%

  (0.6%-0.8%] 28 1.91%

  (0.8%-1%] 21 1.43%

  (1%-10%] 299 20.38%

  (10%-20%] 56 3.82%

  大于20% 17 1.16%

  总计 1467 100.00%

  从数据样本可以看出,我国上市公司管理层持股比例的区间分布不均匀,且比例普遍偏低。其中上市公司管理层零持股有608家,占样本总数的41.45%;上市公司管理层持股比例小于1%的有1095家,占样本总数的74.64%。

  图4-3管理层持股比例区间分布

  然后,我们对总样本的管理层持股比例进行了统计性描述,结果见表4-3(2)

  表4-3(2)管理层持股比例统计性描述

  解释变量 最小值 最大值 平均值 标准差

  MSH 0.0000 0.0067 0.0481 0.1145

  从表中可以看出,管理层持股比例的平均值为4.81%,但实际上持股比例主要集中在0.2%以下,与西方发达国家(美国上市公司平均CEO持股比例在2.5%左右)仍有一定的差距。

  最后,我们对总样本中的管理层持股比例按照行业进行了数据的统计,结果见表4-3(3)。

  表4-3(3)各行业管理层持股比例统计性描述

  行业 最大值 最小值 平均值 标准差

  餐饮业 0.0088 0.0000 0.0031 0.0032

  道路运输业 0.1560 0.0000 0.0050 0.0220

  房地产业 0.2148 0.0000 0.0061 0.0272

  非金属矿物制造业 0.5439 0.0000 0.0907 0.1494

  互联网和相关服务 0.6717 0.0000 0.1407 0.1702

  零售业 0.6163 0.0000 0.0368 0.1031

  批发业 0.4113 0.0000 0.0336 0.0872

  如表4-3(3)所示,在上述行业中,互联网和相关服务行业平均管理层持股水平最高,平均值达到14.07%,非金属矿物制造业的平均管理层持股比例达到9.07%,说明有竞争力的行业和高新技术行业的管理层持股比例都相对较高。上述行业中管理层持股比例最低的是餐饮业,平均值仅为0.31%,因此各行业间管理层持股比例相差较大。

  4.3.2控制变量的统计性描述

  我们对控制变量进行了统计性的描述,具体见表4-3(4)。

  表4-3(4)控制变量统计性描述

  控制变量 样本容量 最大值 最小值 平均数 标准差

  SIZE 1467 27.6669 18.4788 22.7115 1.3998

  DEBT 1467 1.0372 0.0384 0.5203 0.2204

  GROW 1467 80.9509 -75.9345 0.5203 0.2204

  如表4-3(4)所示,公司规模(总资产的对数)和资产负债率最大值分别为27.6669和1.0372,最小值分别为18.4788和0.0384,最大值与最小值之间相差不大,对管理层持股激励机制影响不大。但是公司的成长机会(净利润增长率)的最大值为80.9509,最小值为-75.9345,最大值与最小值之间相差较大,可能会对管理层持股激励机制产生一定的影响。

  第五章管理层持股与公司效绩的实证分析

  本章是管理层持股比例对公司效绩影响的实证分析。首先提出假设,运用pearson相关对管理层持股比例与公司效绩进行相关性分析,并建立模型,最后通过回归方程来判断二者是否有线性关系。

  5.1研究假设

  基于前文的描述,我们提出了以下的假设:

  假设1:管理者持股与公司效绩之间具有相关性。

  由于公司管理者与所有者偏好不同,管理者不会总是以公司利益的最大化为目标来行动,而是向着自身利益的目标来调整行动,因此两者往往目标并不一致。为了使两者的目标趋于一致,所有者往往会采取管理层持股机制。Jensen和Meckling(1976)提出了“利益趋同假说”,他们认为随着管理者持股比例的上升,管理者逐渐成为上市公司的所有者,享受着公司分配的利益,即管理者的利益就是公司利益,激励管理者提高公司效绩,促进公司发展。我们认为管理者持股会影响公司效绩,因此我们提出了以下的假设:

  假设2:管理者持股与公司效绩有线性相关性。

  另一方面,Fama(1983)提出了“防御战壕假说”,认为随着管理者持股比例的增加,管理者对公司的控制力越来越强,公司对于管理者的监督约束力越来越弱,管理者可能会为了自身利益欺瞒或故意做出有损公司利益的行为。且鉴于国内外有些学者认为管理层持股比例与公司效绩之间存在区间效应,呈现U型、N型或者倒N型。因此我们提出了以下的假设:

  假设3:管理层持股与公司效绩之间存在非线性的相关性,即存在“区间效应”,当持股比例属于不同区间时,持股比例与公司效绩之间的相关系数不同。

  5.2相关性分析

  利用SPSS软件对各个解释变量和控制变量之间的相关性进行了检验,得到结果如表5-3所示。

  表5-3解释变量和控制变量之间的相关性

   每股收益(y) 持股比例(x1) 净利润增长率(x2) 总资产对数(x3) 资产负债率(x4)

  每股收益(y) 皮尔逊相关性 1 .057* .061* .269** 0.007

   Sig.(双尾) 0.029 0.019 0.000 0.775

   个案数 1470 1470 1470 1470 1470

  持股比例(x1) 皮尔逊相关性 .057* 1 0.016 -.257** -.307**

   Sig.(双尾) 0.029 0.550 0.000 0.000

   个案数 1470 1470 1470 1470 1470

  净利润增长率(x2) 皮尔逊相关性 .061* 0.016 1 .095** 0.011

   Sig.(双尾) 0.019 0.550 0.000 0.675

   个案数 1470 1470 1470 1470 1470

  总资产对数(x3) 皮尔逊相关性 .269** -.257** .095** 1 .578**

   Sig.(双尾) 0.000 0.000 0.000 0.000

   个案数 1470 1470 1470 1470 1470

  资产负债率(x4) 皮尔逊相关性 0.007 -.307** 0.011 .578** 1

   Sig.(双尾) 0.775 0.000 0.675 0.000

   个案数 1470 1470 1470 1470 1470

  **.在0.01级别(双尾),相关性显著。

  *.在0.05级别(双尾),相关性显著。

  相关系数取值范围是(-1,1),绝对值越接近1,两个变量之间的相关性就越强。公司效绩(每股收益)与公司管理层持股比例、净利润增长率、总资产对数都具有相关性,相关系数分别为0.057,0.061,0.269,分别在0.05、0.05、0.01级别(双尾)上相关性显著,且都是显著的正相关。由于公司效绩与资产负债率之间的相关系数在检验时不显著,在后续模型中将会剔除。

  上述说明验证了假设1:管理层持股比例与公司效绩之间具有相关性。

  5.3构建模型

  根据假设2,我们构建了模型1:

  EPS=β0+β1MSH+β2SIZE++β3GROW+ε

  根据假设3,我们构建了模型2:

  EPS=β0+β1MSH+β2MSH2+β3MSH3+β4SIZE+β5GROW+ε

  5.4回归分析

  本节运用模型并通过回归方程来判断管理层持股比例与公司效绩之间是否存在线性关系。

  5.4.1管理层持股比例与公司效绩线性回归分析

  为了检验我国上市公司管理层持股比例与公司效绩之间的线性关系,首先本文对管理层持股比例与公司效绩做了散点图,大多数的散点并未分布在一条直线的附近,因此我们判断两者之间的线性关系并不显著。为了确认这一结果,本文运用模型1,对2015-2018年上市公司每股收益(EPS)与管理层持股比例(MSH)进行了线性回归。结果如表5-4(1)、5-4(2)所示。

  表5.4(1)管理层持股比例与公司效绩线性回归模型摘要

  回归统计

  MultipleR 0.238380415

  RSquare 0.056825222

  AdjustedRSquare 0.054244717

  标准误差 0.214633757

  观测值 1467

  从表中可以看出,RSquare为0.0568,调整RSquare为0.0542,数值较小,模型的拟合度并不理想。

  表5-4(2)管理层持股比例与公司效绩线性回归方程系数与其检验结果

   Coefficients 标准误差 tStat P-value Lower95% Upper95% 下限95.0% 上限95.0%

  Intercept -0.7083 0.1052 -6.7355 0.0000 -0.9146 -0.5020 -0.9146 -0.5020

  MSH 0.0169 0.0517 0.3275 0.7434 -0.0845 0.1184 -0.0845 0.1184

  GROW 0.0013 0.0008 1.5267 0.1270 -0.0004 0.0030 -0.0004 0.0030

  SIZE 0.0396 0.0050 7.9893 0.0000 0.0299 0.0494 0.0299 0.0494

  上表中可以看出解释变量公司管理层持股比例前的系数为0.0169,P值为0.7434,大于0.05,不能通过5%水平的显著性检验,说明公司效绩与公司管理层持股比例之间不具有线性关系,但是却具有相关性。

  从上表中,我们还可以对控制变量进行分析:

  (1)公司效绩与公司规模之间呈正相关关系,表明上市公司规模越大,抵抗风险的防御能力越强,竞争优势越明显,所以公司效绩越好。(2)公司效绩与净利润收益率之间呈正相关关系,表明上市公司净利润增长率越高,公司成长的速度越快,公司的效绩越好。

  上述结果表明,上市公司的效绩与管理层持股比例之间不具有显著的线性关系,否定了假设2。

  5.4.2管理层持股比例与公司效绩非线性回归分析

  为了检验我国上市公司管理层持股比例与公司效绩之间的非线性关系,本文运用模型2,对2015-2018年上市公司每股收益(EPS)与管理层持股比例(MSH)、管理层持股比例平方(MSH2)和管理层持股比例立方(MSH3)进行了回归分析。结果如表5-4(3)、5-4(4)、5-4(5)所示。

  表5-4(3)管理层持股比例与公司效绩的非线性回归模型摘要

  模型 R R方 调整后R方 标准估算的错误

  2 .434a 0.189 0.185 0.604385777

  如表5-4(3)的模型结果,拟合度R方为0.189,调整的拟合度R方为0.185,即模型2中解释变量MSH、MSH2、MSH3对被解释变量的解释程度为18.5%,说明模型2的回归方程比较理想。

  表5-4(4)管理层持股比例与公司效绩的非线性回归模型的总体方差分析表

  模型 平方和 自由度 均方 F 显著性

  2 回归 105.985 6 17.664 48.358 .000b

   残差 455.872 1248 0.365

   总计 561.857 1254

  a.因变量:每股收益

  b.预测变量:(常量),MSH(x1),MSH2(x2),MSH3(x3),GROW(x4),SIZE(x5)

  由5-4(4)表中可知回归方程的sig概率为0.000,远远小于0.05的水平,回归方程显著,因此我们可以认为回归模型具备统计学意义。

  表5-4(5)管理层持股比例与公司效绩的非线性回归方程系数与其检验结果

  模型 未标准化系数 标准化系数 t 显著性

   B 标准错误 Beta

  2 (常量) -4.486 0.310 -14.452 0.000

   MSH 17.756 0.065 0.386 2.741 0.006

   MSH2 -643.474 227.397 -0.975 -2.830 0.005

   MSH3 4852.861 1879.270 0.592 2.582 0.010

   GROW(x4) 0.007 0.003 0.069 2.668 0.008

   SIZE(x5) 0.228 0.015 0.481 15.520 0.000

  a.因变量:每股收益

  从表5-4(5)中可以看出,MSH、MSH2、MSH3的系数分别为17.756、-643.474、4852.861,sig值分别为0.006、0.005、0.010,远远小于0.05,说明在0.05的水平上显著。MSH、MSH3的系数为正,而MSH2的系数为负,说明我国上市公司的每股收益与管理层持股比例之间的关系为N型的非线性关系,即存在区间效应,验证了假设3的成立。控制变量净利润增长率、总资产对数的系数分别为0.007、0.228,sig值分别为0.008、0.000,在0.05的水平上显著,说明了在控制变量的设置上还是比较合理的。从表中还可以看出,解释变量的标准误差较大,这是由于自变量之间存在一定的共线性,但在实际回归方程时用了逐步回归的方法,因此对全局影响较小。同时我们可以看到用总资产对数表示的公司规模对于公司效绩也是有一定影响的,可以看出中国特色的国情,规模较大的公司多是国家扶持的企业,在政策以及税收上会给予一定的优惠,从而对提高公司效绩有益。

  通过上述的回归分析,我们将表5-4(5)中的回归系数带入模型2,得到以下的非线性回归方程:

  EPS=17.756MSH-643.474MSH2+4852.861MSH3+0.007GROW+0.228SIZE

  对上述方程中的管理层持股比例MSH求偏导得到了方程的两个驻点,为0.017和0.071,这说明管理层持股比例在(0%,1.7%)这个区间内,上市公司管理层持股比例增加会提高公司效绩,两者呈现正相关关系,这说明在这个区间内管理者与外部股东之间的利益趋同占主导地位;在(1.7%,7.1%)这个区间内,上市公司持股比例增加会降低公司效绩,两者呈现负相关关系,说明当管理层持股达到一定比例之后,管理层会利用信息不对称加大内部的人控制的力度,侵占外部股东的利益,增加代理成本,导致公司经营效绩降低;当上市公司持股比例大于7.1%时,持股比例增加会提高公司效绩,说明当管理层持股达到一定比例的时候,甚至绝对控股时,股权的激励措施发挥了作用,代理的成本减少,公司的经营效绩得到改善。上述结果表明管理层持股比例与公司效绩之间存在区间效应,且有明显的驻点,验证了假设3。

  

  第六章研究结论和政策建议

  6.1基本结论

  本文在对管理层持股激励的理论基础上和国内外研究进行了综述的基础上,对管理层持股比例对上市公司效绩的影响进行了实证分析。在实证分析中,本文选取了上海市证券交易所、深圳市证券交易所收集的1467个公司样本数据,将公司的每股收益作为被解释的变量,将公司管理层持股比例作为上市公司效绩的解释变量,将公司规模、成长机会作为控制变量。通过实证研究,本文主要得出了以下几个主要的结论:

  1.通过统计性的描述,我们可以看到2016-2018年我国上市公司平均的管理层持股比例相对较低,持股比例多在10%以下,且各管理层持股比例区间分布不均匀。

  2.从相关性的分析结果来说,本文提出的假设1是成立的,即上市公司效绩与管理层持股比例之间存在相关性,且是显著的正相关关系。股权分置的改革、《公司法》和《证券法》的修订在法律上为融资融券提供了更多的发展空间,消除了股权激励的障碍,增强了上市公司在市场上的自主性,这些都促成了上市公司效绩与管理层持股比例正相关的关系。

  3.从线性回归的方程来看,自变量的系数并不显著,否定了假设2,即上市公司效绩与管理层持股比例之间并不是线性关系。

  4.从非线性回归的方程来看,假设3是成立的,即上市公司效绩与管理层持股比例之间是非线性关系,且存在区间效应,在区间(0,1.7%)内上市公司效绩与管理层持股比例之间呈现正相关关系,在区间(1.7%,7.1%)内上市公司效绩与管理层持股比例之间呈现负相关关系,当管理层持股比例大于7.1%时,上市公司效绩与管理层持股比例又呈现正相关关系。

  6.2政策及建议

  通过实证分析,我们认为上市公司效绩与管理层持股比例之间呈现正相关的关系,管理层持股比例在一定程度上会促进公司效绩的增长,但与西方国家相比,我国的管理层持股比例仍然偏低,仍然有许多零持股的现象。在管理层持股激励措施实施的过程中还存在着许多的问题,比如,管理层持股存在技术上的难题,公司法人治理结构欠规范等。针对这些问题,为了提高股权激励措施的有效性,本文认为应该从以下几个方面完善。

  6.2.1激励并约束管理层

  在激励上市公司管理层的同时,也要对其进行约束,防范在高级管理人员拥有很大权利时制造的激励陷阱,使管理者与股东的利益保持一致。具体方法如下:

  1.设置监督机制。在公司的管理过程中,公司内部可以设立监督委员会,此委员会向董事会负责,负责对管理者的监督工作,约束管理者的行动空间。

  2.规定工作流程。公司可以制定工作流程和作业说明书,规范了管理者的工作,让管理者按照公司规定的既定轨迹朝着公司的目标进行行动。

  3.建立约束机制。公司可以分别从内部约束和外部约束两方面来建立公司的约束机制。内部约束包括完善公司的章程,对管理者的权利和义务进行明确的规定;完善公司内部的组织机构,如完善公司的董事会制度,加独立董事在董事会中的地位等。外部约束包括通过法律、道德等来约束企业所有者和管理者之间的行为。

  6.2.2建立规范的经理人市场

  企业经理人的任命和选择上,应该由企业根据自身实际的经营状况来决定经理人的产生方式,而不应该由政府直接任命。建立规范的经理人市场有利于企业对于优秀的经理人的选拔和任用,也有利于形成完善有效的对经理人的考核机制。在建立规范的经理人市场方面,需要做到以下几个方面:

  1.建立公司与经理人的双向选择的市场机制。经理人与公司进行双向选择,通过竞争的机制构建双方的平等契约关系,实现最优质的配置。

  2.建立公开透明、公正公平的经理人市场信息系统。信息系统应该包含经理人的相关背景资料、进入市场的公司等,且要保证消息的真实性、完整性和实效性,为公司和经理人的双向选择提供可靠的信息。

  3.加强经理人的教育培训。加强经理人的教育培训能够提高经理人的职业素养,保证经理人的市场生命力和质量。

  4.成立市场中介组织。成立市场中介组织有利于充当其在公司和经理人的双向选择中的咨询服务和法律指导的作用。

  6.2.3明确适应管理层持股激励机制的行业

  一般来说公司实施管理层激励机制的目的是能够吸引更多优秀的人才或是能为公司创造利润的人进入公司,促进公司的发展,同时也为自己创造更多的财富。因此,一般实施管理层持股激励制度的公司多为创业初期,有一定的发展空间,或是人力资源主导公司的发展,如信息技术业、制造业等上市公司。

  6.3研究不足

  本文在研究我国上市公司效绩与管理层持股比例之间的关系时存在一定的不足之处,主要表现在以下几点:

  1.本文在对公司效绩与管理层持股比例之间的关系进行实证时,所收集的样本是2016-2018年在上海市证券交易所、深圳市证券交易所的上市公司,采用的是面板数据,但股权激励制度发挥效应的发挥需要一定的时间,若是将时间变量纳入回归模型,得出的结论会更加准确。

  2.公司效绩除了受到管理层持股比例的影响外,还受到许多其他因素的影响,但本文中仅选取了两个较为重要的因素作为控制变量,但公司所处的生命周期