股权激励与财务绩效的关系范文

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股权激励是指授予公司高管一定的股权以激励他们更好地从公司股东角度决策，使其以股东的身份参与企业决策、分享利润，有利于公司业绩的提高。股权激励制度产生于20世纪50年代的美国，从90年代开始才在亚洲国家得以发展。2006年5月，双鹭药业、中捷股份和万科股份成为首批通过证监会评审的3家上市公司，拉开了中国上市公司试行股权激励制度的序幕。本文在前人研究基础上选取2000至2013年广东省实施股权激励的上市公司为样本进行实证分析，为广东省上市公司的财务治理提供理论依据。

2.文献回顾

最早提出股权激励与经营业绩理论的是Berle和Means，他们认为，股权的过度分散使股东无法确保管理人员符合股东利益最大化的目标。当管理人员基本不持有或只持有少量股份时，可能会利用手中权利来追求非货币性利益，损害股东利益[1]。此后，Jensen和Meckling提出了“利益汇聚假说”，认为管理层持股汇聚了管理者和股东利益，管理层持股比例应与公司财务绩效正相关，并指出股份较少的管理者不能最大化股东财富，因为他们会追求职务特权消费带来的好处[2]。Liebman考察了1980-1990年478家美国公司高管人员的薪酬和公司业绩的关系，发现公司价值与高管薪酬呈比较强的正相关关系，这种强关联是由管理者所持股票价值变化引起的[3]。Aboody、Johnson和Kasznik以1990-1996年间1773家公司的有关数据和指标为样本研究发现，适当地对高管进行股权激励会改善公司绩效[4]。

以上学者肯定了股权激励与财务绩效的正相关性，然而也有部分学者持否定态度。Fama和Jensen提出的“管理者防御假说”认为管理层持股比例太高，可能控制董事会侵占其他投资者的财富，减少公司价值[5]。Demsetz研究发现，当管理层掌握公司控制权将更多地进行自身利益最大化的经营活动，公司价值随着股权激励比例的增加而下降[6]。Robert C.Hanson和Moon H.Song在研究股权激励比例与股东权益关系时发现，股权激励比例与公司的绩效之间负相关[7]。

Morck，Shleifer和Vishiny认为，管理者持股和公司绩效的相关性并非始终一致，不同持股比例，二者的相关系数存在显著差异，这就是“区间效应理论”[8]。Akimova和Sehwodiauer以1998-2000年乌克兰202家大中型企业为样本进行研究，发现股权激励比例较低时公司绩效与股权激励正相关，比例升高到一定水平二者呈负相关[9]。Victoria和KrivogorSky选取87家欧洲上市公司净资产收益率指标为样本进行研究，表明二者不存在显著相关性[10]。

国内学者对此也进行了大量研究。张维迎通过研究认为现代企业两权分离导致公司管理层与股东存在利益冲突。对管理人员进行股权激励可提高公司业绩[11]。杜兴强、王丽华选择会计绩效指标、市场指标和股东财富指标构建模型，发现管理当局薪酬与公司以及股东财富前后成两期的变化均成正相关而与本期市场指标的变化成负相关，与上期市场指标变化正相关[12]。苏冬蔚、林大庞从盈余管理角度对股权激励的实施效果进行研究发现：通过激励预案的公司，其CEO股权和期权报酬与盈余管理的负相关关系比较微弱，由此得出股权激励政策与公司绩效负相关[13]。任国良基于1998-2008年上市公司数据，发现高管薪酬对企业价值有非线性的“U”型影响[14]。林朝颖、黄志刚、杨广青、谢帮生基于生命周期视角，选取创业板上市公司2013年数据为研究对象发现：从初创期到成长期、成熟期再到衰退期，股权激励对创业板上市公司业绩成长的影响，是先降后升的“U”型关系[15]。何凡选取2005-2007年41家实施股权激励的上市公司为研究样本，将每股收益表示的公司绩效与股权激励比例进行回归分析，发现股权激励水平与公司业绩不存在显著的相关性[16]。

总之，对于股权激励与公司财务绩效之间的关系国内外学者通过实证研究得出不同观点。本文利用广东省实施股权激励的上市公司为样本，分析实施股权激励是否会对企业财务绩效产生影响。

3.实证研究

3.1研究假设：1）广东省上市公司股权激励与财务绩效正相关；2）广东省上市公司的规模、股权集中度和资产负债率会影响公司的财务绩效。

3.2实证模型：本文将建立两个模型进行实证研究，基于主成分分析的综合绩效评价模型和股权激励对公司财务绩效影响的线性回归模型。

3.2.1综合财务绩效评价模型：F=α1f1+α2f2+……+αmfm

F：公司综合财务绩效总指标；αm：旋转后第m个因子方差贡献率与累计方差贡献率的比率；fm：第m个因子的得分。

3.2.2线性回归模型：以股权激励比例为解释变量，综合绩效财务总指标F为被解释变量，公司规模、股权集中度和财务杠杆为控制变量，建立线形回归模型如下：

F=β0+β1MHR+β2SIZE+β3DAR+β4LSR+ε（F：公司综合财务绩效评价值；β0：常数项；βn：系数；MHR：股权激励比例；SIZE：公司总资产的自然对数；DAR：财务杠杠（资产负债率）；LSR：股权集中度（第一大股东持股比例）；ε：随机扰动项。）

3.3样本选取

3.3.1样本数据来源

本文以2000-2013年广东省实施股权激励的上市公司为样本，总共得到83个样本，以它们所公布的财务数据为样本进行实证研究。（数据来自巨潮资讯网和新浪财经网）

3.3.2变量定义

被解释变量：选取样本公司中的11个财务指标，采用主成分分析法得到综合财务绩效评价因子F。具体包括：主营业务利润率；净资产收益率；总资产报酬率；流动资产周转率；应收账款周转率；总资产周转率；流动比率；速动比率；基本每股收益；总资产增长率；每股净资产。

解释变量：上市公司公告中股权激励草案（修订稿）中的股权激励比例；

控制变量：资产负债率；公司规模（总资产账面价值的自然对数）；股权集中度（第一大股东持股比例）。

3.4实证分析

3.4.1主成分分析。在进行主成分分析前，首先对选取的11个财务指标用SPSS进行KMO和Bartlett检验。结果显示，计算值为972.302，自由度为55，Sig值都为0.000，说明所选取的11个财务指标可以进行主成分分析，且提取出的4个主成分的解释总方差达到81.451%。

结果显示R方为0.272，说明方程的拟合度不好；表4中F为7.3，Sig值为0.000，说明方程通过了有效性检验。但表5中显示，解释变量的t值为-1.331，Sig值0.187>0.05，未通过显著性检验，说明广东省上市公司的财务绩效综合指标与股权激励间无显著关系。同理，公司规模和股权集中度与公司财务绩效之间也没有显著线性关系，资产负债率与财务绩效负相关。

从以上分析，本文得出两个结论：1）拒绝假设一，即广东省上市公司股权激励与公司财务绩效之间不存在相关关系；2）公司规模、股权集中度对公司财务绩效无影响，财务杠杆与公司财务绩效负相关。

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摘 要：本文对上市公司的股票期权、限制性股票、股票增值权三种股权激励方式及效果进行分析。采在2008年至2014年，实施股权激励的上市公司的数据，分析各种股权激励方式对上市公司的净资产收益率、资产报酬率的影响。并分别对实施股票期权的样本和实施限制性股票的样本分开分析。得出结论：上市公司的股权激励水平与企业绩效呈显著的非线性关系，且存在一定的区间性。在某一区间内，企业绩效随着股权激励水平的提高而下降，而在另一区间，企业绩效随着股权激励水平的提高而上升。

关键词：股权激励；股票期权；限制性股票；股票增值权

一、引言

在上市公司，专业的经理人员的报酬形式一开始仅为固定工资，后来逐步引入与业绩相联系的奖金和红利作为报酬的组成部分。随着股份公司大量兴起，企业中开始出现委托的问题，企业的物质资本和人力资本提供者与经营管理职能的分离导致了所有权与经营权的分离，企业主更多的把关注点放在如何使中高层管理人员能够真正从所有者和长期发展的角度来增大公司价值和利润，为此得出要在工资和奖金红利等短期激励措施的基础上引入长期激励措施，代表的有股权激励、延期支付计划、特定目标长期激励计划等，其中采用最广泛、效果最理想的是股权激励。

以Jensen and Meckling（1976）等为代表的利益趋同假说认为，上市公司中持有公司股份的经营者为内部股东，而外部的股份持有者为外部股东，双方存在利益上的冲突，因为内部股东做了全部的工作却并不能够获得全部的剩余索取权，因此，当内部股东的持股比例越高，越能够刺激其努力工作，从而促进公司绩效。同时内部股东还与债权人存在利益上的冲突，这两种冲突会导致两种成本的产生，但通过行使股权激励能改变股权结构，使管理层拥有剩余索取权，促使管理层与股东的目标函数趋于一致，从而有助于降低成本，提高公司业绩，而且随着高管持股比例的增加，企业业绩也提升。此后，有许多学者利用不同国家的上市公司数据都说明股东和高管利益的趋同一致性（Palia and Lichtenberg，1999；Hawell and Leybman，1998；Carl et， al.，2003）。但也有学者认为如果管理层持股比例太高，有大量的控制权，则有可能控制董事会从而侵占其他投资者的利益，进而对公司价值产生负面影响，使公司的价值降低（Fame and Jensen，1983；Ohad Kadany and Jun Yang，2006）。有更多学者认为两者的关系是复杂的，促进作用或是消极作用都是区间性的（Myeong，1998；Bryan， Hwang and Lilien，2006）。

国内学者对股权激励制度的探索也大多认为实施股权激励对上市公司业绩有一定积极的提升作用（游春，2010）。刘广生、马悦（2013），潘永明等（2010），蒲晓辉（2010）的研究认为效果较小，不太显著。吕长江等（2011）的研究指出高管持股较多的企业更有动机选择实施股权激励，希望为自己谋取更多的福利，也得出了相关的结合，提出规范监督制约机制的建议。孙健，卢闯（2012）则认为高管权力越大则股权激励强度越大，股权激励草案宣告会产生显著为正的市场反应，并且能够让市场意识到高管人员的自利，股权激励强度与市场反应显著负相关。

总的来说，对于股权激励对公司业绩的影响，有三种理论假说，第一种利益汇聚假说认为股权激励与公司业绩有正相关，存在着一定的促进作，第二种认为股权激励与公司绩效存在着逆向因果关系，两者负相关，第三种交互影响论认为采取股权激励和公司业绩存在着相关关系，但这种关系并不是单一方向的。

二、上市公司股权激励现状分析

股票期权本质上是一种权力，是激励对象购买本公司股票的选择权，激励对象可以在事先约定的时间内，以原先确定的价格购买公司一定数量的股票。激励对象是否行使该权利，由持有者自行决定，持有者可以放弃购买公司股票的权利，也可以行使购买股票的权利，如果行使了就是一种激励。限制性股票是上公司按照事先约定的条件授予管理者一定数额的股票，只有在满足一定条件后，如工作年限、绩效目标等，管理者才被允许出售具有限制性的股票，从中获取利益，大多数限制性股票采用定向发行的方法。股票增值权是公司授予管理者一种权利，当管理人员通过努力工作，在规定的时间内能够实现企业业绩的改善或者带来公司股票价格的上扬，那么管理人员就可以按照一定的比例分得企业业绩改善或者股价上浮而带来的收益。本文采用国泰安上市公司数据库统计（见表1），在2008年至2014年间，已授权实施股权激励的上市公司有319家（简称实施）、停止实施118家、董事会预案以及股东大会通过尚未授权实施的共99家，处于回购阶段的共118家。股权激励的具体模式多种多样，如股票期权、股票增值权、虚拟股票、员工持股计划等。根据我国上市公司股权激励模式的选择来看，大部分公司还是选择了股票期权激励，共有303家公司选择了股票期权的激励模式，其中单独采用股票期权方案有47%（290家）公司，采用股票期权+限制性股票混合模式有1.4%（9家），而采用股票期权+股票增值权混合模式则有1家，而同时采用三种混合模式则有0.5%（3家）上市公司对股票期权和限制性股票两种股权激励方式的偏爱在一定程度上说明它们存在的一定合理性，即对公司经营业绩的帮。

三、股权激励对高管绩效效果实证分析

本文采用国泰安数据库以及上市公司公告等公开披露的数据信息，从高管特征与激励计划的激励水平和股权集中度出发分析激励效果。为了保障数据的有效性，剔除以下情况的公司样本：（1）没有实施股权激励计划的上市公司；（2）股权激励计划的相关数据缺失的上市公司；（3）金融类的上市公司，由于金融市场的财务指标、负债经营以及其特81殊性会导致与其他公司差异较大；（4）异常值，避免产生不利的影响。通过筛选，选取了2013年A股市场上市公司实施股权激励计划的共481家，单独采用股票期权的企业共237家，单独采用限制性股票的企业共161家，单独采用股票增值权的企业共2家，其中同时采用股票期权和限制性股票的企业共72家，同时采用股票期权和股票增值权的企业共6家，同时采用限制性股票和股票增值权的企业共3家（见表2）。

本文的被解释变量有两个：①净资产收益率（Y1），由于研究的是上市公司，从理论上讲，托宾Q值法或EVA法是理想的方法，但是对资本市场要求太高。因此本文选用会计财务指标净资产收益率ROE为被解释变量，其也剔除了行业总体趋势的影响也使更加具有说服力，资产收益率=净利润/平均资产总额*100%。②资产报酬率（Y2），资产报酬率是评价企业资产运营效益的重要指标，反映的是企业的获利能力和投入产出状况，资产报酬率越高，表明了企业的资产运营越有效。

本文用于分析股权激励因素及影响业绩的相关控制变量包括：①股权激励水平（X1），本文选择用激励总数占当时总股本比例作为衡量股权激励水平。②股权集中度（X2），本文选择用企业第一大股东的持股比例作为公司股权集中度的衡量指标，企业前十大股东持股比例越大说明公司的股权越集中。③公司规模（X3），本文选择用年末公司总资产余额的自然对数作为公司规模的衡量指标，资产余额的自然对数值越大说明公司的规模越大。④公司成长能力（X4），本期选择用年末净利润与上年净利润的差值与上年净利润的比值百分比作为公司成长能力的衡量指标，该比值越大反映公司的发展能力越强，本年的盈利情况较之去年盈利状况越好。⑤公司资金周转情况（X5）本文选择用流动资产与流动负债比值的百分比作为公司资金周转情况的衡量指标，该指比值越大表示公司短期的偿债能力和变现能力越强。⑥公司营运能力（X6），本文选择用营业收入净额与平均资产总额的百分比作为公司营运能力的衡量指标，该比值越大表示公司从投入资产到得到产出的周转速度越快，公司的营运效率越高，经营业绩越好。⑦资产负债率（X7），本文选择企业总负债与总资产的比值，资产负债率越大，财务风险越高。

在实施不同股权激励方式的样本公司里，股权激励水平整体一般。不同于国外公司的激励水平普遍高于5%，我国上市公司用于股权激励的股份数占总股本比例均值为2.358。实施股权激励水平企业之间差异较大。企业规模差异明显，这些公司的总资产的自然对数从19.902到26.472，说明公司规模分布比较分散，规模差异大。在公司成长性方面，流动资产周转率极差接近8%，可能是由于行业的不同、企业战略方针的不同、市场的变化等的导致不同企业差距明显。

模型设计根据变量的选取，建立多元线性回归方程如下所示：

其中Y为被解释变量，Xi为解释变量，u为误差项。

对481家实行股权激励的企业回归，回归结果见表3。解释变量股权激励水平、股权激励水平的平方以及股权激励水平的三次方都通过了10%的置信水平显著性的检验，股权激励水平与绩效（净资产收益率、资产报酬率）存在显著的非线性关系。通过对非线性回归方程进行求导，可以求出两个极值点，说明了某一区间内，企业绩效随着股权激励水平的提高而下降，达不到促进效果，而在另一区间内，企业绩效随着股权激励水平的提高而上升，但若实施激励水平太高的话，又会使绩效降低，达不到促进的效果，股权激励水平对公司绩效是呈现区间性。通过回归得出激励水平与企业绩效呈非线性关系，激励效果呈现区间效应。企业规模是影响企业绩效的重要影响因素。在所有样本的回归中，总资产对数的回归系数为0.013，公司规模越大，可利用资产也越多，可以更大规模生产，进行创新和开拓更多的渠道，提高市场占有率，而且组织结构也会相对成型，权责更分明，管理更规范化，企业绩效也会稳定地提高。企业成长能力也是影响企业绩效的一个因素，净资产收益率增长率的回归系数为0.016，企业成长能力越高，发展速度越快，技术和人才储备更新速度越快，核心竞争力也会提高，而且有较好的市场前景，更能吸引投资者，得到更多的资金进行生产运营，提高业绩。流动资产周转率是与企业绩效呈负相关，流动资产周转率越高，说明变现能力越强，短期偿还能力越高，流动资产越多，但会导致资产配置不太高效，资产没有充分利用，以致获利不大，企业绩效下降。企业营运能力也对企业绩效有显著正向关系，总资产周转率越高，资产投入产出周转越快，资产配置效率也更高，能够较好地对人力资源和生产资源进行统筹配置，使获利周期短，利于组织内部提升发展，也能较好地实现财务指标，提高企业绩效。资产负债率与企业绩效呈显著负相关，资产负债率高的企业，负债水平越高，遇到风险也会越多，资金不充足，导致发展受限制，导致企业绩效降低。

对实施股票期权的样本公司进行回归分析，激励水平的回归系数显著为正值，在股票期权样本组中，激励水平是与净资产收益率、资产报酬率也成显著非线性关系。对实施限制性股票的样本公司进行回归分析，发现在限制性股票样本组中，可能由于样本量不够多或存在误差，激励水平与企业绩效存在不显著相关性，但也能大致看出有一定的若相关性。对比两种的激励方式，实施股票期权的样本组的回归系数相对高于实施限制性股票的样本组，实施股票期权的激励效果比实施限制性股票的效果较好，可能是因为实施股票期权激励方式的时候，只有股价超过行权价格，员工才能享受激励，员工为了创造更好的业绩而更加努力工作，也能更好地促进企业绩效。

四、总结

上市公司的股权激励水平与企业绩效呈显著的非线性关系，且存在一定的区间性。某一区间内，企业绩效随着股权激励水平的提高而下降，达不到促进效果，而在另一区间内，企业绩效随着股权激励水平的提高而上升，但若实施激励水平太高的话，又会使绩效降低，达不到促进的效果。这说明了在实施股权激励计划时要选择合适股权激励水平和力度，才能有效的提高企业绩效，提高员工的工作积极度，有效地提高激励效果。而会有这种显著的非线性关系，可能是由于利益趋同效应等其他效应的相互影响。实施股票期权的上市公司比实施限制性股票的上市公司的激励效果要好，实施股票期权的上市公司回归系数较高，这也符合我国实施股权激励计划的现状，有较多的企业选择实施股票期权。在实施股权激励的时候，企业规模越大，可利用资产也越多，可以更大规模生产，进行创新和开拓更多的渠道，提高市场占有率，管理更规范化，组织架构相对成型，企业绩效也会稳定地提高。成长能力、营运能力越好，说明企业有较好的发展潜力，资产配置效率也更高，更能吸引投资者，得到更多的资金进行生产运营，提高业绩。同时在企业不断地扩大发展中，管理也会越来越规范，促进管理层和员工们更加努力的工作，把自身的目标和企业的价值紧密联系在一起，从而达成形成企业利益的共同体。企业的资产负债率越高，说明企业运营会出现较多的风险，财务风险等，导致发展受限制，影响企业绩效的下降。因此在制定公司股权激励方案的时候，应该结合公司自身具体情况，留意到相关的拐点与激励区间，制定合理的股权激励水平和激励模式，提高实施激励效果。当企业有一个良好的资本结构，公司持续发展的同时，给予管理层股权激励，让他们分享企业成长所带来的收益，促进他们会把个人利益与公司的发展联系在一起，通过公司的利益增加达到个人财富水平增长的目的，更有利于股权激励效应的发挥。

股票期权和限制性股票在股权激励方式的选择中处于主流位置，而实践证明这两种方式也能较为有效的发挥激励作用，在提高企业业绩绩效方面各有所长，但在目前我国企业实施股权激励计划主要是对以国外成熟的股权激励制度为效仿对象，并未结合我国的具体国情和企业发展阶段、内部财务情况等，导致实施股权激励效果没能达到期望，甚至出现激励计划中断的情况。所以，我们应结合我国的具体国情和企业发展阶段、内部财务情况等，加大力度对股权激励的探索，建立起一套完善的执行方案，以目的为导向，充分发挥股权激励的作用。

参考文献：

[1]刘广生，马悦.中国上市公司实施股权激励的效果[J].中国软科学，2013（7）.

[2]潘永明，耿效菲，胥洪.上市公司股权激励实施效果实证研究[J].管理科学，2010（11）.

[3]孙健，卢闯.高管权利、股权激励强度与市场反应[J].中国软科学，2012（4）.

[4]吕长江，严明珠，郑慧莲，许静静.为什么上市公司选择股权激励？[J].会计研究，2011.

[5]Jensen M.C and W.H. Meckling. Theory of the Firm： Managerial Behavior or Agency Costs and Ownership Structure[J]. Journal of Financial Economic，1976（3）.

[6].Franeis，J， SmithA.Ageney Costsand Innovation Some EmPirieal Evidenee[J].Joumal of Accounting and Economies，1998，19（2）：383- 40.

[7]Demsetz H.and Lehn K：The Structure of Corporate Ownership ：Causes and Consequences[J].Journal of Political Economy，1985.

[8]Carl R. Chen & Weiyu Guo， Vivek Mande Managerial Ownership and Firm Valuation Evidence from Japanese Firms[J]. Pacific-basin Finance Journal， 2003， 11（3）：267-283.

[9]Fama E.，Jensen M.Separation of Ownership and Control[J]. Journal of Law and Economics，1983，26（6）：301-305.

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【关键词】国有控股上市公司；高管薪酬；股权激励

一、引言

一直以来，国有企业高管薪酬问题成为众矢之的。制定一个基于企业绩效，符合市场化方向同时又兼顾国情和社会公平的企业薪酬机制，是国企主管部门着力解决的问题。从2006年出台的《国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法》到2008年出台的《关于规范国有控股上市公司实施股权激励有关问题的补充通知》，说明股权激励已经成为国企薪酬改革的重点内容之一。国企的股权激励是一个复杂而又棘手的问题，再加上相关部门对国企实施股权激励的态度不明确，使得大量国企尤其是国有控股上市公司对股权激励持观望态度。然而，有观点认为股权激励又是降低成本，提高企业经营效率、实现企业可持续发展的重要手段。能否实施有效的股权激励，也成为国企的经营管理是否真正具有效率的试金石。

为研究国有控股上市公司股权激励的效果，本文将分别对比实施股权激励的国有控股上市公司与未实施股权激励的国有控股上市公司，高管薪酬与公司绩效及成长能力的相关性的差异；实施股权激励的国有控股上市公司与实施股权激励的非国有控股上市公司，高管薪酬与公司绩效及成长能力的相关性的差异。

二、文献回顾

（一）国外文献

较早的关于高管薪酬与公司绩效关系的研究是由Taussings和Baker在1925年完成，他们发现企业管理者薪酬与企业业绩之间的相关性很小。Jensen和Murphy（1990）在《绩效报酬与对高层管理的激励》一文中实证证明薪酬对企业经营业绩提升作用非常小。Brian等（1998）认为由于高管持有股票和期权，使得公司业绩与CEO薪酬存在强相关关系。Bebchuk和Fried（2004）的研究发现薪酬与业绩的敏感度比人们通常的预期要低，并运用管理权力进行了解释。

（二）国内文献

李增泉（2000）以1998年748家上市公司为样本进行分析，发现我国上市公司高管持股比例偏低，并没有发挥其应有的激励作用。魏刚（2000）以1999年以A股上市公司为研究对象，得出与李增泉相似的结论。张俊瑞等人（2003）使用2001年127家上市公司的数据为样本，证明高管薪酬的对数与公司经营业绩指标EPS之间呈现稳定而显著的正相关关系。吴育辉，吴世农（2010）研究2004-2008年中国上市公司前三名高管的薪酬水平，得出以下结论：高管薪酬仅与总资产报酬率显著正相关，而与股票收益率和资产获现率均无显著正相关；与高管控制权正相关；非国有控股上市公司的高管更容易利用其控制权提高自身的薪酬水平；高管的高额薪酬与公司的成本正相关。

三、研究设计

（一）研究假设

根据理论，股东为降低成本，激励管理层努力生产经营，提高公司业绩，会将高管现金报酬与企业绩效挂钩。并且当高管持有本公司股票时，为追求自身利益最大化，而努力工作，促使公司利润增加，同时会更为关注公司的市场价值，从而获得更高的现金报酬。

假设1：高管薪酬与企业绩效之间存在正相关关系。

如果公司的成长能力强，则意味着未来公司绩效越高，高管现金报酬会因此增加。而且如果高管持有本公司股票，为得到资本性收益而更为关注公司的成长能力。

假设2：高管薪酬与公司的成长能力之间存在正相关关系。

如果董事长和总经理由一人担任，即两职合一，则其在公司内部拥有绝对权威，更能影响薪酬制定过程，而且有优势让董事会了解对其有利的信息。

假设3：高管薪酬与两职兼任之间存在正相关关系。

当第一大股东持股比例较高时，其自身利益与公司业绩高度相关，使得第一大股东更有动力降低成本。

假设4：高管薪酬与第一大股东持股比例之间存在负相关关系。

除上述因素以外，高管薪酬还会受到公司的规模，财务杠杆以及行业因素的影响，因而在研究高管薪酬与公司绩效的相关性，应控制上述变量的影响。

（二）样本选取和数据来源

本文选取2008-2012年沪市A股上市公司的数据作为研究对象。数据来源于深圳国泰安公司的CSMAR数据库（）。在选择样本时，剔除ST，PT类上市公司样本；剔除金融类上市公司样本；剔除变量数据不完整的上市公司样本；剔除未实施股权激励的非国有控股上市公司。最后得到2167个有效样本，根据年末实际控制人性质划分为国有控股上市公司和非国有控股上市公司，同时依据公司中是否有高管持股，判断公司是否实施股权激励。依据上述标准将样本分为3组：实施股权激励的国有控股上市公司、未实施股权激励的国有控股上市公司、实施股权激励的非国有控股上市公司。

数据处理工具：Excel07和Stata11。

（三）变量定义和模型建立

本文选取的变量如表1所示。

表1 变量说明

依据上面提出的假设，采用普通最小二乘法（OLS），构造以高管薪酬为被解释变量，公司绩效、成长能力、两职兼任、第一大股东持股比例、高管持股、公司规模、财务杠杆、行业因素为解释变量的多元回归线性模型：

1.实施股权激励的公司高管薪酬的模型：

分别对实施股权激励的国有控股上市公司、未实施股权激励的国有控股上市公司、实施股权激励的非国有控股上市公司进行多元回归分析。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

样本中国有控股上市公司的样本有1766个，其中实施股权激励的公司样本有1008个，约占国有控股上市公司样本的57.08%；未实施股权激励的公司样本有758个，约占国有控股上市公司样本的42.92%。非国有控股上市公司的样本有638个，其中实施股权激励的公司样本有401个，约占非国有控股上市公司样本的62.85%。由此可见，在国有控股上市公司和非国有控股上市公司实施股权激励的公司比重相差不大。

上述四组样本中，2008-2012年间高管薪酬均值及标准差如表2所示。

国有控股上市公司中，实施股权激励的公司比未实施股权激励的公司高管薪酬高，且波动幅度大。非国有控股上市公司同样存在上述情况。

（二）回归分析

回归结果如表3所示。

由回归结果可知：第一，2008年至2012年，国有控股上市公司和实施股权激励的非国有控股上市公司高管薪酬与扣除非经常损益后的净资产收益率（加权）在1%的显著水平上相关，高管薪酬与托宾Q呈正相关关系，但不显著，验证假设1。这说明近年来，我国的高管薪酬趋向合理化，已建立与公司绩效匹配的薪酬制度，但高管薪酬考核中，注重账面盈利能力而忽视公司的市场表现。同时，在国有控股上市公司中，没有因为股权激励而使得高管薪酬与托宾Q相关程度发生一定的变化，而且实施股权激励的非国有控股上市公司高管薪酬与托宾Q相关关系亦不显著，说明我国股权激励制度还存在一定的问题。第二，实施股权激励的国有控股上市公司高管薪酬与公司可持续增长率成正相关关系，但不显著。而未实施股权激励的国有控股上市公司和实施股权激励的非国有控股上市公司的高管薪酬与可持续增长率存在不显著的负相关关系。说明假设2只在实施股权激励的国有控股上市公司中成立，与我国上市公司的普遍情况不一致。从一定程度上反应出我国上市公司股权激励制度中对长效激励的重视程度不够。同时反映出我国国有控股上市公司股权激励的效果已经显现。第三，国有控股上市公司和实施股权激励的非国有控股上市公司高管薪酬与是否两职兼任存在负相关关系，其中国有控股上市公司的负相关关系不显著，而实施股权激励的非国有控股上市公司在10%的显著水平上负相关，说明假设3不成立。导致这种情况出现的最可能的原因是近几年人们对“天价高管”问题的广泛关注，促使上市公司完善其薪酬制度和公司治理结构。第四，国有控股上市公司和实施股权激励的非国有控股上市公司高管薪酬与大股东持股比例均呈负相关关系，其中实施股权激励的国有控股上市公司的负相关关系不显著，未实施股权激励的国有控股上市公司的负相关关系在1%的显著水平，实施股权激励的非国有控股上市公司的负相关关系在5%的显著水平，验证了假设4。说明第一大股东持股比例越高，降低成本的意愿越强，而且所有权集中时，监管成本越小，因此第一大股东持股比例越高对高管的自利行为的约束力越强。第一大股东对高管的约束力在未实施股权激励的国有控股上市公司中表现最为明显，其次是实施股权激励的非国有控股上市公司，实施股权激励的国有控股上市公司第一大股东约束力最弱。表明实施股权激励的国有控股上市公司第一大股东对高管的监管力度有待加强。

五、结论与建议

通过实证结果可知，我国国有控股上市公司已建立了公司绩效匹配的薪酬制度，但高管薪酬考核制度对衡量公司市场表现指标的重视度不够。国有控股上市公司的股权激励的效果已经显现，证明股权激励对提升公司价值，促进公司持续发展的积极作用。对于实施股权激励的国有控股上市公司，国家和地方政府作为第一大股东，对高管的监管力度不够。

今后在国企改革中还应继续推行股权激励作为高管长效激励的手段，在推行股权激励过程中的工作重点应放在以下几个方面：第一，完善我国股票市场的结构和运作机制，使公司股票价值能够反映公司真实价值，为股权激励提供合理的考核标准和有效的市场保证，为股权激励创造良好的外部环境。第二，完善国有控股上市公司的公司治理结构，解决内部人控制现象，国家及地方国资委应加强对高管的监督管理力度，为股权激励创造良好的内部环境。第三，建立合理有效的薪酬制度和高管考核制度，不仅要关注传统的盈利指标，还应在高管考核制度中加入衡量公司市场价值和成长能力的指标，防止高管为自身利益而忽略公司的长远发展，保证国有资产的保值增值。

参考文献：

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[2]方军雄.我国上市公司高管的薪酬存在粘性吗？[J].经济研究，2009（3）.

[3]顾斌，周立烨.我国上市公司股权激励实施效果的研究[J].会计研究，2007（2）.

[4]林浚清，黄祖辉，孙永祥.高管团队内薪酬差距，公司绩效和治理结构[J].经济研究，2003（4）.

篇4

【关键词】 股权激励;会计绩效;Wilcoxon符号秩检验

研究国内上市公司实施股权激励后公司绩效的影响变化是有现实意义。股权激励的相关政策颁布以后,国内市场环境包括制度环境、市场成熟度以及上市公司股权激励手段等都较过去更成熟理性,这为研究上市公司高管股权激励与上市公司业绩的关系问题提供了现实的土壤。

一、研究综述

关于股权激励与公司绩效之间是否存在关系的讨论,在结果上主要集中在两个方面:一是大部分西方学者认为管理层持股与公司绩效之间是存在关系,这种关系包括正相关性和非线性相关性两种结果。认为管理层持股与公司业绩之间呈现正相关关系的有:Jensen and Murphy(1990)发现无论是以股票期权的形式出现,还是以内部股票所有权的形式出现,管理层持股对管理者均有明显的激励效果;MeierAn (1995)发现CEO持股比例与公司经营业绩间存在显著的正相关性。

Morck,Shleifer和Vishny以美国1980年的371个公司作为研究样本,采用托宾Q值代表公司绩效,发现:当管理层股权介于 0%～5%之间时,公司绩效将随管理层股权的增加而提高;当管理层股权介于 5%～25%之间,公司绩效随管理层股权的增加而下降;当管理层股权超过25%时,公司绩效随管理层股权的增加而再次提高。对于管理层股权与公司绩效之间的非单调关系。Demsetz认为管理层持股与公司绩效是不存在相关性,Demsetz和Lehn(1980)通过对美国511家公司的进一步研究,将不同持股比例与公司绩效进行回归,研究结果依然是管理层持股与公司绩效不存在任何显著的相关性。

国内有不少学者对管理层持股与业绩的关系进行了实证检验,研究结果主要包括两种观点:一种是两者间不存在显著性关系:顾斌、周立烨(2007)发现,实施股权激励的上市公司的净资产收益率并没有增加。刘国亮,王加胜(2000)将经理人员持股比例与公司ROA,ROE,EPS作相关性检验,检验结果证实公司的经营绩效是与经理人员的持股比例呈正相关。周路(2006)发现高管人员持股与公司经营绩效尽管呈正相关性,但相关性不显著。隽娟(2007)以2005年我国深市上市公司为样本,将管理层持股对公司绩效(每股收益、净资产收益率)的影响做了实证分析,结果发现:管理层持股水平与每股收益是呈正相关,且在每股收益为0.01的水平下最显著,但管理层持股水平与净资产收益率的相关性却并不显著。

二、研究假设与研究方法

当前我国上市公司的公司治理制度正逐步完善,监管制度也越来越明确,对公司高管的违规行为能起到约束监管作用。同时在绩效评价指标与评价体制中,能体现对经理人的行为导向作用和约束作用。基于以上分析,我们提出研究假设:上市公司的股权激励行为能很好的改善公司会计绩效。

选择了一些会计指标作为绩效指标,以达到完备性和确切性的要求。

辅助指标及其计算方法是:

总资产报酬率=净利润/年初总资产

CFOA=经营活动产生的现金流/年初总资产

ROC=纯利润/年初总资产

ROE=净利润/年初净资产

具体分析方法是:在不考虑其他因素的前提下,对公司实施股权激励前一年、当年和后一年的绩效进行比较,统计了上述绩效指标及其变化幅度指标的中位数,并对其差异显著性进行了检验。所采取的显著性检验方法是两配对样本的Wilcoxon符号秩检验,本研究所选取的分析软件是SPSS 17.0 实证结果与分析

通过表1,可以看出上市公司实施股权激励后,所有的会计绩效指标呈逐年上升趋势,这一结论印证了前述“上市公司实施股权激励行为能改善公司绩效”的研究假设。这表明实施股权激励的公司的高绩效表现很有可能得益于公司业务的发展。

参考文献

[1]lewellen(1971).a pure financial rationale for the conglomerate merger, journal of finance, 26,521～537

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【关键词】 股权激励；会计舞弊；相关性

一、引言

会计舞弊是一种以获取不正当利益为目的，采用欺诈性手段故意谎报财务事实的行为，包括金额或披露内容的漏报。近年来国内外资本市场频繁发生上市公司会计舞弊案件，极大地侵害了投资者的权益且阻碍了资本市场的健康发展，正因为如此，使得我们不得不反思会计舞弊的原因以抑制会计舞弊的发生。影响和抑制公司会计舞弊的因素有很多，公司治理机制的缺陷受到了一些研究者的关注，理论认为管理层的股权激励是一种使得管理者道德风险最小的有效治理机制，它将管理者利益和股东利益联系起来形成共同的利益取向和行为向导，然而股权激励在对提高公司业绩的发挥着重要作用的同时，也加大了经营者舞弊的动机。股权激励作为解决问题的一种有效长期激励方式，其实施的合理与否直接影响公司高管人员的行为，本文就我国上市公司管理层股权激励与会计舞弊是否具有相关性进行讨论。

二、文献回顾

Merle Erickson，Michelle Hanlon和Edward L. Maydew（2006）以灵敏度（前五名高管人员的股票、限制性股票和股票期权投资组合的价值在股票价格变化1％的情况下的变化）和即得股票与期权灵敏度（前五名高管人员的可行使股票期权和无限制股票投资组合的价值在股票价格变化1％的情况下的变化）作为股权激励变量，通过对1996年1月至2003年11月被SEC确认为会计舞弊公司进行Logistic回归，实证检验表明高管股权激励与会计舞弊之间不存在显著的相关性。Joseph P. O’Connor， Jr. Richard L. Priem， K. Matthew Gilley（2006）关于CEO股票期权是通过减小道德风险有利于公司治理还是不利于公司治理两种观点，对1996年至1999年65家被发现进行财务业绩错报及65家没有被发现有错误的美国上市公司进行实证研究，结果表明CEO股票期权既有可能增加财务报告舞弊，又有可能减少财务报告舞弊，取决于CEO是否兼任董事会主席以及董事是否持有股票期权。而Bar-Gill和Bebchuk（2003）以及Goldman 和Slezak （2006）的研究表明，实施基于业绩的薪酬计划会诱导管理者虚报业绩。Dechow， Sloan和Sweeney（1996）通过对舞弊公司的研究表明，舞弊公司的高管并没有基于业绩的股权激励计划。

国内对股权激励的影响的研究主要集中在其对公司业绩的影响上，如顾斌、周立烨（2007）通过对56家2002年以前实施股权激励的沪市上市公司的净资产收益率作为公司业绩的度量指标进行实证分析得出股权激励与业绩提升之间不存在显著的相关关系，不同行业和不同激励模式具有不同的激励效应。张俊瑞、赵进文和张建（2003）通过对127家上市公司2001年的年报数据运用经典回归分析技术对我国上市公司高级管理人员的薪酬、持股等激励手段与企业经营绩效之间的相关性进行了建模实证分析，结果表明高级管理人员的薪酬的对数与高管持股比例呈现正相关关系，但表现出不稳定性。魏刚（2000）运用我国上市公司的经验证据来考察高级管理层激励与公司经营绩效的关系，研究结果表明高级管理人员的持股没有达到预期的激励效果，它仅仅是一种福利制度安排。李增泉（2000）以1999 年年报披露的848 家上市公司中的799 家和748 家公司为样本，运用回归模型进行了分组检验发现中国上市公司经理人员的年度报酬并不与公司绩效相关联，大部分公司经理人员的持股比例都比较低，不能发挥其应有的激励作用。周建波、孙菊生（2003）以34家已经对经营者进行股权激励的上市公司为样本，运用实证检验考察公司治理特征、经营者股权激励与公司经营业绩提高的关系，研究结果表明：成长性较高的公司，公司经营业绩的提高与经营者因股权激励增加的持股数显著正相关；对于那些内部治理机制弱化的公司，经营者存在利用股权激励机制为自己谋利掠夺股东利益的行为。

国内也有关于股权激励与盈余管理、财务重述等的关系的研究，如胡国强、彭家生（2009）通过实证研究表明股权激励与财务重述显著正相关，实施基于股价的股权激励公司发生财务重述的可能性要高于实施基于业绩的股权激励公司。余颖（2001）从博弈的角度认为重复博弈的存在使得经营者操纵市场的动机被大大弱化了，对持有股票期权的经营者操纵股价的担心并不是完全必要。

综上所述，学术界多从实证的角度研究高管股权激励的效果，而实证研究主要从持股比例与公司业绩等的相关性展开，目前研究高管股权激励与会计舞弊的文献较少，且没有一致的结论。虽然盈余管理、财务重述与会计舞弊有相同之处，但还是有很大的区别的， 因此有必要对高管股权激励与会计舞弊作进一步的研究，以为抑制会计舞弊提供合理的经验证据和政策建议。本文基于2005年至2009年的样本数据，采用高管持股是否增加作为股权激励的变量，对我国沪深两市上市公司高管股权激励与会计舞弊的相关问题进行实证检验、分析与评价。

三、研究假设

关于股权激励与会计舞弊的关系， 理论上存在两种不同的假说，即利益趋同假说和掘壕自守假说。利益趋同假说认为， 当没有对管理层实施股权激励时，经理人可能有较大的动机去采取在职消费等损害股东利益的行动， 以较小的激励去最大化其工作绩效， 而为了让股东看到骄人的账面盈利， 管理层就有可能利用自己的信息优势， 通过各种手段来影响会计信息以达到自己利益最大的目的，而实施股权激励之后，随着管理层持股的增加， 拥有剩余所有权的管理者和股东的利益趋近一致， 会计舞弊的动机随之减弱。掘壕自守假说认为， 管理者持股增加， 其收益多少直接与公司股价高低挂钩， 管理者为了获取巨额利润不惜操纵会计报表， 增加会计盈余； 促进股价上涨。 由此假设：股权激励与会计舞弊存在相关关系。

四、研究设计

（一）样本选取

本文以2005―2009年沪深两市非金融类上市公司为研究样本，并分为会计舞弊公司和非会计舞弊配对公司两组。

为避免对会计舞弊界定的偏差，本文以中国证监会的处罚公告作为对上市公司是否舞弊的判断标准，即本文所指的会计舞弊行为是指公司违反《公司法》、《证券法》、证监会的有关规定、沪深两交易所的交易规则等并受到中国证监会公开处罚的行为，具体包括：虚构利润、虚列资产、擅自改变资金用途、推迟披露、虚假陈述、出资违规、重大遗漏（未披露）、操纵股价、欺诈上市、违规担保、违规炒作等。根据2005年至2009年中国证监会的处罚公告，剔除了重复及资料不全的上市公司本文共选取了77家非金融业舞弊A股上市公司作为会计舞弊样本。

对非会计舞弊配对公司，本文参考Merle Erickson，Michelle Hanlon和Edward L. Maydew（2006）的选择方法，按照下列标准为每一家舞弊公司按照1∶1的比例选择配对公司：1.研究期内从未被中国证监会处罚的上市公司；2.与会计舞弊公司属于同一个行业（按照证监会行业细分标准，选择与其细分行业相同的公司）；3.相关数据与会计舞弊公司的相关数据为同一会计年度；4.与会计舞弊公司的规模（总资产）相当。经过筛选得到77家非会计舞弊配对公司，最终获得154个总样本数。

本文会计舞弊公司的信息来源于证监会网站，样本公司的其他数据由国泰安数据库及金融界数据库整理而得。

（二）变量选取

1.被解释变量：会计舞弊

本文以虚拟变量FRAUD（0，1）作为度量上市公司会计舞弊的因变量，即是否因会计舞弊被证监会公开谴责、批评或处罚，当某一公司在某一年度发生舞弊时FRAUD取1，否则取0。

2.解释变量

由于对上市公司舞弊行为的发现具有时间上的滞后性，本文选取的样本公司进行舞弊的时间绝大部分都分布在2006年之前。而在2006年以前， 我国上市公司采取的股权激励模式主要是业绩股票模式（占56 %）（周建波、孙菊生，2003），即如果公司经营者达到了事先规定的业绩指标就支付给经营者一定的普通股作为长期激励性报酬。我国高管持股数量较少，持股比例偏低，从统计效果看，用该数据进行实证可能会影响结果的准确性。因此本文采用虚拟变量管理层持股是否增加（MSCH）作为高管股权激励的变量，因为管理层中董事长和CEO具有绝对权威地位， 所以本文以董事长和CEO作为公司高管的代表即以董事长和CEO所持公司股份是否增加来考察高管股权激励情况，如果董事长和CEO所持公司股份增加则MSCH取1， 否则取0。

3.控制变量

为更好地测试解释变量对被解释变量的影响， 本文着重考虑了以下几个控制变量：

（1）高管前三名薪酬总额（PAYMENT），对于会计舞弊公司高管前三名薪酬取其开始舞弊前一年的数据。为保证变量的正态性，对高管前三名薪酬总额取对数进行运算。高管薪酬作为一种显性的激励机制，对高管人员具有重要的影响力，由此预期进行会计舞弊的动机随管理层薪酬的上升而下降。

（2）公司规模（SIZE）， 以公司账面总资产的自然对数来衡量，对于舞弊公司总资产取其开始舞弊的前一年的数据。COSO （1999） 报告《财务报告舞弊：1987-1997》指出， 舞弊公司的规模相对较小，由此预期进行会计舞弊的动机与公司规模反向变动。

（3）两职兼任 （CEO=CHAIR），如果董事长同时又是CEO，则CEO=CHAIR取1，否则为0。影响董事会成效的最大因素是它相对于CEO的独立性。董事长同时也是CEO时增加了会计舞弊的可能性。

（4）董事会会议次数（Nummtgs），即一个会计年度期间举行的董事会会议次数。董事会会议是衡量董事会行为强度和董事会监督效率的重要因素之一，董事会会议次数对会计舞弊有较大的影响。而董事会会议次数多可能表明董事会内部沟通有效对经理人的会计舞弊行为有较大的威慑力；也可能是对会计舞弊等公司隐患的一种被动反应。因此假设董事会会议次数与会计舞弊相关，但是具体方向有待检验。

（5）资产回报率（ROA）， 公司净利润与年末资产之比，对于舞弊公司资产回报率取其开始舞弊的前一年的数据。资产回报率用来控制公司的财务业绩，财务业绩不佳的公司可能会进行会计舞弊以掩盖他们差的业绩。

（6）资产负债率（DAP）等于总负债除以总资产。对于舞弊公司资产负债率取其开始舞弊的前一年的数据。资产负债率用来控制财务风险，财务困难的公司会比没有财务困难的公司有更大的可能性进行会计舞弊。

五、实证分析

（一） 描述性统计

本文首先对舞弊公司与其配对公司在CEO 持股增量情况、高管前三名薪酬、两职兼任、董事会会议次数等上述各变量进行统计分析说明， 统计结果如表1所示：

从表1可以看出，1.从均值来看会计舞弊公司的高管持股增量情况要略低于非会计舞弊公司的高管持股增量情况，但无论中位数还是最大值与最小值都没有很大的差异。2.会计舞弊公司与非会计舞弊公司之间的高管前三名薪酬均值与中值略低于非会计舞弊公司，但无论是均值、中位数还是最大值与最小值都没有很大的差异。这表明高管进行会计舞弊的动机不应该是为了增加其公开性的薪酬。3.从均值看，会计舞弊公司的规模要小于非会计舞弊公司的规模，由于样本选取的设计所以会计舞弊公司与非舞弊公司两组样本的资产规模之间差异很小。4.两组样本公司的两职兼任情况从均值上看会计舞弊公司的两职兼任情况明显要多于非会计舞弊公司的两职兼任情况。5.董事会会议次数方面，会计舞弊公司的会议次数均值和中值都高于非会计舞弊公司。6.资产回报率方面，会计舞弊公司的资产回报率无论是均值还是中值都低于非会计舞弊公司，且其最小值和最大值也都小于非会计舞弊公司。7.资产负债率方面，会计舞弊公司的资产负债率的均值及中值都要高于非会计舞弊公司，且会计舞弊公司的资产负债率的最大值要远远高于非会计舞弊公司的最大值。

由上述分析可知，对于两组公司的指标均值来说， 发生会计舞弊公司的两职兼任情况、董事会会议次数和资产负债率要高于非会计舞弊配对样本公司；高管持股增量情况、高管前三名薪酬、资产回报率低于非会计舞弊配对样本公司的情况。从中位数的比较来看，董事会会议次数和资产负债率要高于配对样本公司， 舞弊公司高管前三名的薪酬和资产回报率要低于配对样本公司；这些描述性统计基本上说明笔者的假设是合理的， 进一步的证实需要在T 值和Z值检验中得到。统计结果见表2。

如表2所示，对会计舞弊样本与非舞弊配对样本而言， 不管是T 检验还是Z 检验（Wilcoxon 符号秩检验）， 公司规模、董事会会议次数、资产回报率在会计舞弊公司与非会计舞弊配对公司之间存在95%以上显著性差异，资产负债率通过Z检验并存在95%显著性差异，但高管持股增量情况、高管前三名薪酬、两职兼任没有通过显著性检验。这说明在上市公司会计舞弊被发现之前， 舞弊公司在公司规模、资产回报率、资产负债率等上与非会计舞弊配对样本存在显著的差异，而管理层激励机制与非会计舞弊配对样本却不存在显著的差异。

（二）Logistic 回归分析

为了更有效地判断管理层股权激励和上市公司会计舞弊之间是否存在关系， 本文构建了Logistic 回归模型。

笔者建立如下二元Logistic 回归模型来对管理层股权激励与上市公司会计舞弊之间的关系进行实证分析，

模型中因变量为会计舞弊的概率， 各自变量的定义与前面一致。

在进行Logistic回归前，本文对各解释变量、控制变量进行了相关性分析，结果表明各变量不存在共线性问题。

将变量引入Logistic模型，结果如表3。

由表3可见，在没有控制变量的情况下，高管持股增加与会计舞弊之间是负相关关系，而加入控制变量之后二者之间的相关关系变为正的，但不论是在有控制变量的回归中还是在没有控制变量的回归中高管持股增加与会计舞弊都不存在显著的相关性，这意味着我国上市公司高管股权激励并没有起到抑制会计舞弊的作用也不是导致会计舞弊的重要动因。其原因可能有：第一，高级管理人员的持股比例偏低，不能产生有效的激励作用，无法把高管人员的利益与股东的利益捆绑在一起；第二，激励制度尚不完善，很多高管持股存在很大的福利性质，并不能起到多大的激励作用。控制变量中，董事会会议次数和资产回报率很重要，董事会会议次数与会计舞弊显著正相关，即董事会会议开得次数越多表明上市公司会计舞弊的可能性越大，资产回报率与会计舞弊显著负相关，与研究假设一致，财务业绩越差的公司进行会计舞弊的可能性越大。而其他控制变量的回归结果与研究假设不完全相符，与会计舞弊之间不存在显著的相关性。这些结果表明，一旦行业和规模通过匹配得到了控制，如董事会会议次数代表的董事会行为强度和监督效率以及资产回报率代表的公司业绩是显著的舞弊预测指标，而高管持股增加代表的高管股权激励与会计舞弊之间并不存在显著的相关关系。

六、研究结论与启示

本文通过对我国上市公司高管股权激励与会计舞弊的相关性实证研究，形成的研究结论主要有：并没有发现证据表明高管股权激励与会计舞弊之间具有显著的相关关系；董事会会议次数与会计舞弊显著正相关；资产回报率与会计舞弊显著负相关。

高管股权激励与会计舞弊之间不存在显著的相关关系说明实施高管股权激励并有显著的减少发生会计舞弊的可能性，也没有显著的增加发生会计舞弊的可能性，因此也不能将我国上市公司会计舞弊的原因归结为高管股权激励。这可能与我国高管股权激励现状有关，从1999年部分公司采用现代意义股权激励制度开始，直到2006 年颁布的《上市公司股权激励管理办法》正式实施，以股票期权及现股方式进行激励的企业才越来越多，股权激励才越来越受到企业的重视，相对于西方相对成熟的市场环境与股权激励制度，对处于经济转轨时期的中国经济而言，产权制度尚不完善，经理人市场等公司治理机制没有真正形成，股权激励还处于摸索阶段。另外我国的上市公司高管持股可能大多并非源于实施股权激励而获得的，因此高管持股没有起到实施股权激励应有的效果及影响。

所以，上市公司在实施高管股权激励时需要改良其实施方法，根据实际情况选择恰当的股权激励模式，以使高管股权激励方案能够发挥其应有的作用；另外监管机构需要加强监管， 要求上市公司对相关股权激励方案进行更多的信息披露，以充分发挥高管股权激励的积极作用。

【参考文献】

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［3］ 秦江萍.上市公司会计舞弊:国外相关研究综述与启示［J］.会计研究，2005（6）.

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［13］ Dechow， P. W， Sloan R. G. and Sweeney A.P. Causes and Consequences of Earnings Manipulation: An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC［J］. Contemporary Accounting Research， 1996，（13 （10））:1-13.

篇6

P键词 股权激励 指标 净利润 效果

现代企业制度的典型特点是所有权与经营权分离。由于信息不对称，人与委托人之间会发生剩余控制权和剩余索取权的矛盾，因此产生委托问题。Jense和Mecking（1976）首先提出采用股权激励使公司高管与股东利益一致，学术界沿着这一研究思路，进行广泛探讨。

一、文献综述

为解决委托问题矛盾，国内学术界广泛研究薪酬设计、高管股权激励、员工持股计划等各种形式的管理激励机制。林庞大和蔚（2011）实证研究发现股权激励与业绩呈弱相关，股权激励与企业性质有关，非国有控股公司的股权激励效果更好。卢邦贵（2014）通过统计分析发现实施股权激励前后上市公司股价有明显上涨。张向丽和杨瑞杰（2015）发现中小板上市公司股权激励的效果较好，且授予股权激励幅度越大，业绩增长越快。袁振兴（2016）通过个案分析发现股权激励的门槛过高，会导致员工丧失实现高业绩的信心，激励效应难以发挥作用。现有的研究文献主要注重分析股权激励与业绩总体和个案研究，没有考虑样本公司所处行业、规模等因素，本文从这些方面进行探讨研究。

二、研究假设与方法

无论是业绩激励性薪酬设计，还是高管股权激励、员工持股计划等，实施各种形式的管理激励机制的目的是股东权益最大化。因此，股权激励会对公司的价值带来正面的提升。如果股权激励效果符合初衷，那么公司高管薪酬总额、人均薪酬、人均净资产等指标均应对公司的人均净利润产生正面影响，且这种影响大于未实施股权激励。由此，本文提出如下假设：

假设1：实行股权激励的公司，各项财务指标与人均净利润的相关性高于同类公司。

假设2：实行股权激励的公司，高管薪酬总额、人均薪酬、人均净资产对人均净利润的贡献优于没有实施股权激励的公司。

本文选取研究样本时考虑数据的可得性、可比性，选取招商银行、兴业银行和民生银行作为研究对象。因为都是规模相当的股份制上市银行，样本期内，招商银行2007年正式实施股权激励，而另外兴业银行未实施，民生银行2014年推出股权激励，可以作为对比。我们选取的样本期间是2007年12月至2014年12月的季度数据，使用国泰安CSMAR数据库数据。

三、统计结果与分析

（一）相关性分析

招商银行实行股权激励后，各项财务指标与人均净利润的相关性低于同等规模的公司。股权激励的初衷是提高公司的盈利能力，优化各项财务指标，实现股东权益最大化，但如表1统计结果所示，招商、民生两家银行的高管薪酬与净利润呈现反相关，本应是正相关的促进作用，反而反相关，表明现有的薪酬激励制度与业绩脱钩，存在问题。人均薪酬与净利润之间，招商银行显示出不相关，而另外两家银行表现较好，人均薪酬与净利润显示出显著的正相关，表明业绩与员工收入有良好的促进作用。资产与净利润呈现正相关，表明银行净资产对净利润起到正向的提升作用。我们认为假设1没有通过验证。

表1 三家银行人均净利润与各项指标相关系数表

银行名称 高管薪酬总额 人均薪酬 人均净资产

招商银行 -0.10 0.00 0.45

兴业银行 0.28 0.50 0.58

民生银行 -0.39 0.47 0.58

实行股权激励没有优化公司人均净利润的分布。我们通过对样本数据统计分析发现，招商银行的净利润均值介于另外两家银行之间，统计分布、风险水平（标准差）与另外两家区别不大，表明股权激励并没有降低银行风险水平，也没有提升盈利能力，这有待进一步考量股权激励设计的具体内容。

我们用上述变量作为解释变量，并引入季节性虚拟变量，对人均净利润的回归分析，建模测算。结果显示，招商银行的前三名高管薪酬总额、人均薪酬和人均净资产对人均净利润的贡献并没有优于另外两家银行，假设2也不成立，因此，我们认为招行的股权激励效果不明显。

（二）原因分析

招商银行股权激励设置缺乏激励性，缺乏关联性设计。招商银行在2008年3月公布A股股权激励计划，涉及关键指标6项（平均净资产收益率、净利润增长率、平均资产收益率、非利息收入比例、准备金覆盖率、不良贷款率），否决两项指标（平均净资产收益率、资本充足率）。其中，前6项指标参照对象为上市银行（4家国有商业银行和9家股份制银行等）的平均值，总分100分，各项指标按一定的比例单独计算。后两项指标满足的条件为平均净资产收益率不低于参照对象的115%，资本充足率不小于8%。如果前6项指标综合评分不低为100分且后两项指标同时满足时为合格，否则为不合格。有效期10年，禁售期5年。总额度为1.47亿股，分两批授予激励对象。第一批激励对象共8000万股，购买价格为2008年3月18日招商银行股票收盘价或3月18日前30个交易日招商银行股票价格平均收盘价两者中的最高价的50%。因为在招行公布激励计划时，其业绩效益已经超过激励计划设置的条件，因此失去激励作用，这亦印证前文的统计分析。

四、对策与建议

探索多种激励相结合、股权激励覆盖更全面的计划。从前文分析中可以看出，股权激励的效果并不理想，尽管实施7年之久，但是至今仍然没有显示出盈利能力的相对明显提升。而与业绩挂钩的薪酬激励、员工持股计划在一些上市公司得到较好的效果，应当从这些方面进行探索改进，增强全员的主人翁意识。

在设计股权激励计划时要兼具过程性指标和结果性指标，而且指标要具有增长性与可比性。虽然招商银行选取净利润增长率等8个指标作为激励考核依据，但是没有考虑自身的成长性、历史经营业绩、规模等因素，笼统地运用4家国有商业银行和9家股份制银行作为对比，参考意义弱化。

高管薪酬与业绩关联性较弱，需要制定相应的股权激励――业绩关联机制提高公司效益和价值。建议考虑规模、历史业绩、经济环境，综合设计一套考核体系，提高激励效果。此外，要提高各项指标间的联动性，增加薪酬激励的弹性，可上可下，随考核指标动态调整，更具市场化特点。引入市场化激励机制使银行绩效考核的目标清晰、评价客观、结果真实反映绩效，引导银行职业经理人在经营期间更多地注重长期利益，实现股东价值最大化。

改变股权激励的福利化倾向，真正发挥其激励作用。招商银行的激励方案做出了有益的探索，但是其实现条件过于宽松，遭到市场诟病，在设计股权激励方案时应充分征求市场、中小投资者的意见，这不仅对于股权激励，乃至于对整个金融市场的公开、公平、公正都是有益的。

（作者单位为北京经济管理职业学院）

参考文献

[1] 林大庞，苏冬蔚.股权激励与公司业绩――基于盈余管理视角的新研究[J].金融研究，2011.

篇7

【关键词】股份支付；公司业绩；激励

一、文献回顾与假设的提出

Morck，Shleife和Vishny(1988)发现，管理层持股与公司绩效之间存在显著的非单调关系：当管理层股权介于0%-5%之间时，公司绩效随管理层股权的增加而提高；当管理层股权介于5%-25%之间，公司绩效随管理层股权的增加而下降；当管理层股权超过25%时，公司绩效随管理层股权的增加而提高。吴淑琨(2002)对1997-2000年上市公司的研究表明，内部持股比例与公司绩效呈显著性倒U型相关关系。

本文以2006-2010年间实施了股权激励的上市公司为研究对象。在以往的相关研究中，国内很多学者都是从管理层持股比例角度进行研究，而较少从股份支付比例角度研究。本文以此为出发点，将研究对象按支付比例分为高、低两组，并提出以下假设：

假设l：股份支付比例高的企业，支付比例与公司业绩负相关。

假设2：股份支付比例低的企业，支付比例与公司业绩正相关。

二、研究设计

检验我国上市公司股份支付比例与公司业绩是否存在相关性及其影响大小。

（一）样本选取

本文选择2006-2010年实施了股权激励的上市公司作为样本，剔除数据不完全的公司，得到104家公司作为研究样本。研究所用数据来自国泰安证券数据库（CSMAR）以及万德数据库，并利用SPSS软件进行数据统计。

（二）模型的建立与变量选取

本文设立以下模型：

Y=b0+b1X1+b2X2+b3X3+ε

表1 因变量与自变量一览表

净资产收益率（因变量） Y 净利润/（总资产-总负债）

股份支付比例（自变量） X1 股份支付总数/总股本

总资产的自然对数（控制变量） X2 LN(总资产)

财务杠杆（控制变量） X3 总资产/（总资产-总负债）

误差项 ε 不可避免的误差

三、实证检验

（一）描述性统计

表2 描述性统计分析

变量 N 均值 标准差 最小值 中位数 最大值

净资产收益率 104 0.171 0.446 -0.281 0.129 4.588

股份支付比例 104 0.038 0.253 0.001 0.034 0.099

总资产的自然对数 104 21，818 1.350 18.072 21.582 25.329

财务杠杆 104 1，897 1.502 -11.307 1.858 4.050

对总体样本进行描述性统计分析结果如表2所示：净资产收益率的均值是0.171，净资产收益率的最大值4.588，而最小值是-0.281，差距较大，说明各上市公司业绩之间存在很大的差异。股份支付比例均值是0.038，最大值为0.099，最小值为0.001，说明实施股份激励政策的上市公司，在支付比例方面存在较大的差距。

（二）回归分析

按照股份支付比例对样本进行分组，支付比例这个变量的平均数是0.038，大于均值的作为高支付比例样本(46个)，低于均值的作为低支付比例样本(58个)，进行描述性统计后得到相关统计量指标如下表所示：

表3 多元线性模型回归结果

组别 高支付比例组 低支付比例组

系数 t统计量 Sjg值 系数 t统计量 Sjg值

常数项 0.153 0.705 0.485 -2.666 -4.913 0.000

股份支付比例 -0.546 -1.021 0.313 7.147 2.762 0.008

总资产的自然对数 0.001 0.128 0.899 0.153 6.092 0.000

财务杠杆 -0.008 -0.398 0.693 -0.346 -19.727 0.000

R2（调整后） 0.026 0.892

F（Sjg值） 0.770 0.000

由此可见，股份支付比例高的企业，支付比例与净资产收益率负相关，符合假设1，但其P值为0.313（大于0.05），没有通过显著性检验，即公司业绩与股份支付比例没有显著的线性关系。股份支付比例低的企业，净资产收益率与支付比例正相关，符合假设2，支付比例的回归系数为7.147，P值为0.008（小于0.05），即支付比例与公司业绩有显著的线性关系。

四、政策建议

第一，对我国上市公司股份支付与公司业绩的分析结果表明，我国上市公司对管理层人员的股权激励，在支付比例小于3.8%时，对公司业绩有显著的正向影响，这与股权激励的作用机制相符，也证明了股权激励政策是提高公司业绩的有效手段之一。上市公司应该完善绩效考核体系，建立公平合理、规范有效的股权激励制度，为经营管理人才提供强大的外部支持，从而促使其为提高公司业绩尽职尽责。

第二，在支付比例大于3.8%时，股权激励并没有显著的影响公司业绩，有悖于股权激励的作用机制。事实上，股权激励手段的有效性在很大程度上取决于经理人市场的建立健全，只有在合适的条件下，股权激励才能发挥其引导经理人长期行为的积极作用。我国目前还没有形成完善的经理人市场，上市公司的高管选择缺乏竞争机制，在一定程度上解释了股权激励对公司业绩的非显著影响。本文建议健全职业经理人市场，为上市公司提供优质的管理人才，也为股权激励制度的有效发挥作用提供支持。

参考文献：

[1]赵艳艳,王怀明.高级管理层激励与上市公司业绩的相关性―来自上交所B股的实证研究[J].南京农业大学学报:社会科学版,2006(4):29-30.

篇8

【关键词】 高管层；中央企业；股权激励；企业业绩

一、本文相关概念界定

（一）中央企业的界定

中央企业简称“央企”，通常指由国务院国有资产监督管理委员会监督管理的企业，是由国家直接创办、领导的企业。广义的中央企业包括三类：一是由国务院国资委管理的企业；二是由银监会、保监会、证监会管理的企业，属于金融行业；三是由国务院其他部门或群众团体管理的企业。狭义上讲，中央企业是国资委监督管理的企业。本文所涉及的中央企业是狭义的中央企业，是国资委网站上公布名单的中央企业。

（二）高管层的界定

本文研究的高管层包括年报摘要中披露的董事、监事与其他高级经理人员，具体包括董事长、副董事长、董事、监事、总经理、副总经理、总裁、副总裁、总会计师、总经济师、总工程师、财务总监等。

（三）国企高管层的约束机制

国有企业作为一种生产经营组织形式，同时具有营利法人和公益法人的特点。本文使用《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》中规定的央企负责人经营业绩考核办法作为国企高管层经营业绩的约束机制。其中，考核公共绩效的核心指标用经济增加值，考核经营绩效的财务绩效指标是利润总额和净资产收益率。

（四）国企高管层激励机制

国有企业高管层激励机制的形式有很多种，包括：薪酬激励、股权激励、控制权激励、行政晋升、声誉激励等。本文主要采用股权激励机制进行实证分析。

二、样本选择、数据来源及统计方法的选择

（一）样本选择

在样本的收集过程中，没有发现被ST、PT的公司。因此，本文的样本为2006年实行股权激励的上市中央企业。

（二）数据来源

本文数据来自于巨灵数据库和国泰君安数据库。所选择的企业业绩评价指标部分来自于2006年国务院国有资产管理委员会的《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》。

（三）统计方法的选择

本文利用SPSS作为分析软件，首先对可以反映中央企业绩效的相关财务指标进行主成分分析及因子分析，得出一个可以反映中央企业绩效的综合指标。再将这一综合指标作为因变量，将高管层持股比例作为自变量，在控制某些可能影响公司绩效的变量的情况下对因变量和自变量的相关性进行偏相关分析。如果偏相关分析的结果证明了两者呈现显著的相关关系，便对因变量和自变量进行回归分析，得出两者的相关系数。

三、实证分析

（一）假设的提出

国内外许多学者研究过股权激励机制与公司业绩之间的关系，但对于两者之间关系的观点并不统一，仍然存在争议。一种观点认为，二者之间存在正相关关系；另一种观点认为，二者之间不存在正相关关系或正相关关系不显著。持第一种观点的代表人物有Hall、Jeffrey Liebman、Morck、Shleifer and Vishny、李增泉、周建波和孙菊生等；持第二种观点的代表人物有Demsetz、Lehn Palia（2001）、袁国良和魏刚等。在二者存在正相关关系的观点中，对二者的相关性又存在着两种观点：一种认为是线性相关；另一种则认为二者曲线相关。

在以上分析的基础上，本文提出以下3个假设：

H1：在研究样本中，高管层持股比例与企业业绩呈显著的线性正相关关系。

H2：随着高管层持股比例的增加，其与企业业绩的正相关性越显著。

H3：样本中高管层持股比例的平方与企业业绩之间

呈二次曲线正相关关系。

（二）模型的建立

本文建立了检验企业业绩综合指标的模型，分别给予《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》中规定的考核企业经营业绩的财务指标以及能够反映企业经营业绩的其他财务指标以不同权重，由此综合出考核中央企业经营业绩综合指标的模型，即中央企业综合业绩评价模型1，具体如下：

设主因子F（综合业绩）表示为变量fj（各相关财务指标）的线性组合：

F=β1f1+β2f2+Λ+βjfj （j=1,2,Λ,m）（1）

其中，F表示以因子分析法计算的公司业绩的综合评价指标值；βj表示第j个因子方差贡献率与累计方差贡献率的比率；fj表示第j个因子。

对于检验公司业绩与高管层持股比例之间的关系主要设计了以下回归模型：鉴于公司业绩不仅仅是取决于高管层持股比例，可能会受诸多复杂因素的影响，本文考虑了控制变量。模型2表示实施了股权激励后的公司业绩与高管层持股比例和相关控制变量之间的关系。本文的假设之一是两者之间呈二次曲线关系，因此本文加入了高管层持股比例的二次方作为自变量，建立模型3。

Fi=αi+β1×ROMi+ContralVariablei+εi

（i=1，2，3...）（2）

Fi=αi+β1×ROMi+β2ROM2i+ContralVariablei+εi

（i=1，2，3...）（3）

其中，下标i为样本公司，αi为每个样本公司的固定效应，ROMi为检验变量，代表中央企业高管层的持股比例，ContralVariablei为控制变量，分别为公司规模（SIZE）、资产负债率（DEBT）和股东平均持股数（AS），εi 为误差项。

（三）对中央企业业绩评价模型的因子分析和主成分分析

首先，对《中央企业负责人业绩考核暂行办法》中确定的5个考核指标以及反映企业业绩的其他7个指标进行KMO and Bartlett's Test，分析这些变量间的信息重叠程度即相关度，检验结果确定他们是否适合因子分析法。若可以使用因子分析法，再对这些指标进行因子分析，分析哪些指标对综合业绩的影响较大。其次，利用主成分分析法赋予这些与综合业绩关系密切的因子不同的权重。最后，根据因子分析得出的指标和主成分分析得出的各指标的权重，计算评价企业业绩的综合因子得分函数。KMO and Bartlett's Test的结果如表1所示。

表1 KMO检验和 Bartlett 检验结果说明，巴特利特球度检验统计量的观测值是513.392，相应的概率p接近0，显著性水平α为0.05，由于概率p小于显著性水平α，应拒绝零假设，认为系数矩阵与单位阵有显著差异。同时，KMO统计量的值为0.698，接近于0.7，这说明各变量间信息重叠的程度较好，根据Kaiser给出的KMO度量标准可知原有变量适合进行因子分析。对各因子进行主成分分析，提取出最能解释因变量的主因子。各因子解释原有变量总方差的情况如表2所示。

表2第一组数据项（第2至第4列）描述了初始因子解的情况。第一个因子的特征根值为6.222，解释原有12个变量总方差的51.848%，累积方差贡献率为51.848%；第二个因子的特征根为2.345，解释原有12个变量总方差的19.541%，累积方差贡献率为71.390%。依次类推，在初始解中由于提取了12个因子，因此原有变量的总方差均被解释。第二组数据项（第5至第7列）描述了因子解的情况。可以看出，由于提取的4个因子共解释了原有变量总方差的89.241%，接近于90%。总体上，原有变量的信息丢失较少，因子分析效果较为理想。

再对提取出来的4个因子进行因子载荷分析，确定这4个因子的权重。因子载荷分析的结果如表3所示。

根据表3中所列的前4个主成分，再按照各因子对应的方差贡献率为权数计算综合因子得分函数如下：

F = 0.5809f1 + 0.2190f2 + 0.1125f3 + 0.0876f4

其中，f1代表利润总额P，f2代表净利润NP，f3代表国有资产保值增值率ROA，f4代表企业的EVA值。即F=

0.5809×P+0.2190×NP+0.1125×ROA+0.0876×EVA

（四）高管层持股比例与企业业绩的线性相关性分析

在控制了公司规模、资产负债率、股东户均持股数这3个指标的情况下，以高管层持股比例作为自变量，企业业绩作因变量进行偏相关分析，结果如表4所示。

在表4中，在资产负债率、公司规模、股东户均持股数作为控制变量的条件下，公司综合业绩和高管层持股比例间的偏相关系数为-0.0295，呈极弱的负相关关系。这说明高管层持股比例对公司综合业绩的线性影响非常弱，高管层持股比例与公司业绩呈极弱的负相关关系。由此可以得出假设1不成立。

（五）高管层持股比例分区间与企业业绩的相关性

分析

通过以上的分析可知，在存在控制变量的情况下，高管层持股比例与公司业绩呈现极弱的负相关关系。考虑到高管层持股比例比较分散，所以在研究高管层持股比例与企业综合业绩的相关性时，本文把高管层持股比例分为4个区间，分别研究在这4个区间内的相关关系。这4个区间分别为：0 < X≤0.001%，0.001% < X≤0.003%，0.003% < X≤0.01%，0.01% < X。这4个区间内对高管层持股比例与企业业绩的相关性分析如表5―表8所示。

4个区间的偏相关系数分别是-0.1072、0.0758、0.1896、0.000，并不是依次递增的。系数的绝对值都小于0.3，这表明，在前3个区间内，高管层持股比例与公司综合业绩之间存在微弱的相关关系，在第4个区间内两者之间不存在相关关系或相关关系极小可以忽略不计。因此，可以得出假设2不成立。

（六）高管层持股比例的二次方与企业业绩的相关性分析

通过对公司规模、资产负债率、股东户均持股数进行控制，把高管层持股比例平方之后与企业业绩的相关性进行偏相关分析。分析结果如表9：

表9中，在资产负债率、公司规模、股东户均持股数作为控制变量的条件下，公司综合业绩和高管层持股比例间的偏相关系数为-0.0545，系数的绝对值接近于0，即两者之间存在微弱正相关关系。说明高管层持股比例的二次方对公司综合业绩没有显著影响。由此可知，假设3也不成立。

四、结论与政策性建议

根据上述分析，本文得出以下结论：

第一，中央企业中，高管层持股比例与企业业绩的相关性很微弱，没有呈现出高度的相关性。

第二，在按照高管层持股比例不同对其进行分区间讨论时，发现中央企业中，并不是高管层持股比例越多公司绩效就越好。

第三，对高管层持股比例的二次方与企业业绩的相关性进行分析的结果显示，高管层持股比例的二次方与企业业绩不存在显著相关关系，即高管层持股比例与公司综合业绩之间不存在二次的曲线正相关关系。

由于中央企业数量较少，其中实施股权激励的企业数量更少，导致样本量相对来说较少。在衡量企业经营业绩的指标选择时，对因子的选择上存在一定的主观性。另外，本文的数据选择是根据公司年报中披露的公司董事会成员和高管层的相关信息进行收集的，存在上市公司披露不足所导致的误差。因此，以上的结论尚存在一定的局限性。

就目前实际情况看，即使在已经试点了股权激励的中央企业中，高管层持股比例相对于整个市值而言也是微不足道的。因此，股权激励的全面应用还有很大空间。但要发挥股权激励机制的正效应，避免股权激励机制可能的消极影响，应该要注意把握以下几点：

第一，完善资本市场和经理人市场，提高资本市场的有效性。经营者长期激励制度特别是股权激励制度的实施效果，在很大程度上取决于市场环境的完善程度。必须完善资本市场，通过加强监管、强化信息披露，使股票价格尽可能准确地反映企业的盈利能力和经理的经营管理水平，提高证券市场的有效性。

第二，规范企业治理结构。对中央企业来说，最核心的问题就是建立规范的董事会，完善公司法人治理结构，这是股权激励有效实施的前提。目前，大部分中央企业法人治理结构还需进一步完善。在这种情况下，股权激励必须与公司治理结构的完善进程相适应。

第三，激励和约束应该配套。股权激励是公司治理结构完善的重要方面，但不能片面强调激励作用，在推出股权激励的同时，也要有相应的惩治措施。

第四，从中央企业股权激励试点中反映出的问题可以看出，目前尚存在股权激励实施条件过宽、业绩考核不严、预期收益失控等问题。因此，就我国当前的经济环境及中央企业性质的特殊性而言，股权激励机制在我国企业特别是中央企业中的应用需要慎重。特别是在当前金融危机冲击的情况下，中央企业更应该慎重使用股权激励机制。

【主要参考文献】

［1］ 潘亚岚，丁淑洪.国内外高管层股权激励的绩效研究综述［J］.财会月刊 ，2008，（02）.

［2］ 李增泉.激励机制与企业绩效［J］.会计研究，2000，（01）.

［3］ 潘亚岚，丁淑洪.国内外高管层股权激励的绩效研究综述［J］.财会月刊，2008，（02）.

［4］ 童晶骏.关于我国上市公司股权激励效应的实证分析［J］.理论探讨，2003，（9）.

篇9

一、引言

随着市场经济的不断发展和现代企业制度的不断完善，企业的所有权与经营权相分离已成普遍现象。究其根本原因在于企业需要专业的人才进行经营，以实现企业价值最大化的目标。企业所有者拥有财产所有权和剩余价值索取权，而将企业的日常经营委托给职业经理人进行管理，由此产生了委托―关系，并带来一些问题。基于理性经济人假设，企业所有者和管理者都会为实现自身利益最大化而努力，但两者的自身利益诉求并不完全一致。作为委托人的企业所有者追求企业价值最大化，而管理者则希望得到更多的薪酬和闲暇时间，加之市场经济制度的不完善，就会出现信息不对称的现象，在这种情况下，作为人的管理者就可能为了追求自身利益而作出损害委托人利益的行为。为了减少由此产生的成本，进而缓解这一矛盾，企业所有者建立了一种激励―约束机制，其将企业的业绩与高管的薪酬紧密结合起来，并在薪酬制度中加入股权激励机制，希望通过股权激励机制最大限度地实现股东财富最大化。

2016年8月13日起实施的《上市公司股权激励管理办法》明确规定了对高管实施股权激励时应预设相应的绩效指标作为其行权条件，这也为更好地实施股权激励提供了可量化的依据。但是，业绩的提升有时需要具有风险性的投资与经营。根据理论，高管为了达到自身追求的目标，最大化自身利益，保证自身的薪酬水平及工作相对稳定，在进行经营决策时，会更加倾向于选择风险性较小的项目，但会因此失去进行风险性投资的机会[ 1 ]，这些机会可能会给公司带来较大收益，同时对企业未来绩效的提升具有重要作用。因此，风险承担行为在高管股权激励对企业绩效提高过程中发挥着重要作。

基于此，本文将以公司风险中的经营风险为切入点，探讨高管股权激励、经营风险与企业绩效三者之间的关系，并研究经营风险在三者关系中发挥的作用，希望能够为上市公司制定有效的高管股权激励机制提供理论支撑，以达到对高管进行激励和监督的目的，从而提高公司经营绩效，并为我国上市公司进行有效的内部治理提供建议。

二、文献评述

我国证券市场在20世纪末才起步，实施股权激励的公司较少，直到2006年，我国才正式实施《上市公司股权激励管理办法》。自此之后，国内上市公司开始逐步在高管中实施股权激励政策。国外证券市场形成较早，对于股权激励与企业绩效的研究也较早。

20世纪末，国外学者通过研究发现，让管理者持有部分公司股份，可以使其以“主人翁”的态度经营公司，有助于解决管理者与所有者之间的问题，使得两者所追求的利益目标趋向一致，对管理者实施股权激励显著地促进了企业市场价值的提高[ 2-4 ]。之后，国内学者的研究发现：高管股权激励机制对高管具有显著的激励作用，其效果受到企业所有权性质的影响，国有上市企业的业绩提升幅度大于非国有上市企业。同时发现在高新技术产业中，股权激励有助于促进企业创新，从而进一步提升公司价值[ 5-6 ]。然而，部分学者研究发现，股权激励不能显著地促进企业绩效的提高，甚至会对企业价值的提高起到抑制作用[ 7-12 ]。

高管股权激励与企业绩效之间关系的复杂性，使学者们认识到两者之间并非简单的线性关系，其原因在于公司高管持股既对公司绩效存在利益协同效应，也存在堑壕效应[ 13 ]。学者们通过实证检验证实，当管理者持有股份在较低水平时，提高管理者的持股比例会使企业绩效得到提高，验证了对高管实施股权激励产生的激励作用；但当高管持股比例达到一定水平之后，公司的绩效反而会随着股权激励强度的提升而降低，这证实了堑壕效应的存在，说明高管持股比例与企业绩效之间存在着非线性相关关系[ 14-17 ]。

高管股权激励与企业绩效之间非线性关系的发现，让学者们进一步思考影响两者关系的原因。部分学者从股权结构、股权分散程度以及内生性的视角，重新审视两者之间的关系，但是从风险承担或者经营风险的视角研究两者之间关系的文章比较少。Zeng JH et al.[ 18 ]通过选取中国上市公司2006―2011年的数据研究发现，高管持股比例与风险承担呈显著正相关关系，且相比于员工持股水平较低的公司，股权激励对高管的效用更强，同时风险水平的增加有利于提高公司价值。张瑞君等[ 19 ]研究发现，风险承担在高管薪酬激励与企业绩效之间发挥中介效用，但其没有进一步探讨股权激励对企业绩效的影响。因此，有必要进一步探讨经营风险在高管股权激励与企业绩效之间的作用。

三、理论分析与假设的提出

根据委托―理论，作为人的管理者往往会采取回避风险性投资的决策，同时也会选择固定的货币薪酬作?樾匠旯钩芍械闹饕?组成部分，而不是选择以股权激励方式发放薪酬。这是因为当企业绩效达到一定的目标之后，高管就可以得到自己的报酬，而不会在意企业的市场价值，对于上市公司而言，这可能导致企业所有者利益受到损害。同时，高管的人力资本也将会不断得到提高，这将更有利于高管进行多方面的选择。而让高管持有公司股份，获得一定的剩余价值索取权能够较好地缓解这一问题。当高管具有一定水平的持股比例，获得企业的股权激励之后，其为达到预定的行权条件，进而得到股权激励薪酬，便会努力提高企业的经营业绩，从而不断提升企业价值。企业价值的提高，也会保证高管的股权激励薪酬得到实现，高管就会在下个经营期间继续努力提高企业绩效，这样将更有利于企业所有者利益最大化的实现。因此，提出假设1：

H1：高管股权激励与企业绩效正相关。

企业所有者给予高管较高薪酬的目的在于促使高管为提高企业价值而努力工作。在现代企业制度中，高管的薪酬组成主要分为两个部分，一部分为货币薪酬，另一部分为股权激励薪酬。给予高管一定比例的固定货币薪酬，一方面是为了保障高管的基本需求，另一方面则是为了避免高管追求过多的闲暇时间和在职消费等行为，进而督促高管为达到企业的业绩目标而努力。而当高管能够很好地完成企业预设的绩效提升目标之后，可能会消极怠工，对于企业所有者所提出的具有一定风险性的项目投资决策持反对意见，或者寻求各种原因拒绝执行。这可能会对之前企业的绩效造成重大不利影响，是企业所有者不愿意看到的结果。而对高管采取股权激励方式被看作是一种能使高管与所有者目标达成一致的有效机制。当高管持有一定的公司股份后，其便拥有了对企业剩余价值的索取权，这样会使企业所有者的利益与高管的自身利益直接相关，同时促使高管为实现股权收益而选择具有一定风险水平的项目进行投资，并执行企业所有者提出的具有高风险、高收益的项目。高管获得股权激励的薪酬之后，会倾向于风险较高的投融资项目，这种对高风险投融资项目的偏好会使得公司的经营风险水平增高。因此提出假设2：

H2：高管股权激励与企业经营风险承担正相关。

企业的经营风险水平主要表现为企业是否经常进行风险性较高项目的投资与决策以及管理者是否更愿意执行具有风险性的项目，企业所有者和管理者对于风险决策项目的偏好程度将直接影响其经营风险。一般而言，风险越大的项目可能会获取高额回报，高额的回报会带来企业绩效的提升和企业价值的增加。随着市场经济的不断发展，企业将面临更多的机遇与挑战，也会进行更多的风险性决策。如果企业能够很好地把握这些机遇与挑战，不断加大科研投入，生产出更具创新性的产品，提供更具特色的服务，就有可能在激烈的市场竞争中存活下来。而这些创新性的产品与服务的产生，往往需要以进行风险性的决策作为前提，这就无形中增加了企业的经营风险。若企业不愿承担这种高风险的项目，最终可能会因产品或者服务落后而被市场所淘汰。因此，当企业进行风险较高的决策时，企业绩效才会得到提高，企业才能更好地生存下去。基于此，提出假设3：

H3：企业经营风险与企业绩效正相关。

根据激励理论，对企业高管进行激励能提高他们对于工作的满意程度，当高管具有一定的持股水平时，高管可能会选择执行具有高风险的项目决策，从而降低对于风险的规避程度，增加选择风险性项目的偏好。而高风险的项目决策，会给企业提供更多获利的机会，这些机会很可能给企业带来较高的收益，进而提升企业的整体绩效，最终实现企业价值最大化。这样就形成了“高管股权激励―经营风险―企业绩效”的作用路径。因此提出假设4：

H4：经营风险在高管股权激励与企业绩效之间发挥着部分中介作用。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2011―2015年沪深A股上市公司作为研究对象，并根据以下标准进行筛选：（1）剔除ST、PT等公司；（2）由于我国对金融行业高管薪酬另有规定，因此本文剔除了金融类上市公司；（3）对有缺失变量的样本进行剔除；（4）对样本进行缩尾处理。经过筛选，最终得到17个行业6 715个有效样本。其中，农、林、牧、渔业100个，采矿业215个，制造业3 935个，电力、热力、燃气及水生产和供应业325个，建筑业180个，批发和零售业510个，交通运输、仓储和邮政业265个，住宿和餐饮业50个，信息传输、软件和信息技术服务业260个，房地产业520个，租赁和商务服务业75个，科学研究和技术服务业25个，水利、环境和公共设施管理业75个，教育业5个，卫生和社会工作业10个，文化、体育和娱乐业75个，综合业90个。

本文所用数据来自于CSMAR和WIND数据库。

（二）主要变量定义

1.高管股权激励。本文以公司管理层人员（包括CEO、总裁、总经理和年报公布的其他高级管理人员）总计持有的公司股票数占公司年末总股数的百分比衡量高管股权激励程度（GI）。

2.经营风险。本文借鉴向德伟[ 20 ]的做法，使用Z记分法计算出的财务预警Z值作为公司经营风险（Risk）的衡量指标。

3.企业绩效。本文使用公司年末净利润与公司总资产（按年末总资产与年初总资产之和除以2计算）的比率来衡量企业绩效（ROA）。

（三）模型设计

为了能够对上文中所提假设进行验证，笔者分别进行了模型设计。为了验证高管股权激励与企业业绩的关系，采用下列多元线性回归模型：

ROA=？茁0 + ？茁1GI + ？茁2Size + ？茁3Lev +

？茁4Growth +？茁5First + ？茁6State +

∑Industry+∑Year+？着 （模型1）

在模型1中，高管的持股比例（GI）作为自变量，资产收益率（ROA）作为因变量。借鉴Faccio et al.[ 21 ]的方法，对公司的规模（Size）、负债水平（Lev）、公司成长性（Growth）、股权集中度（First）?M行了控制。由于我国的产权性质对企业风险和高管薪酬会产生影响[ 22 ]，同样对公司产权性质（State）进行了控制。此外，模型中引入行业（Industry）和年度（Year）的虚拟变量对其进行控制。

为验证假设2，使用如下模型：

Risk=？茁0 + ？茁1GI + ？茁2Size + ？茁3Lev + ？茁4Growth+ ？茁5First+

？茁6State+∑Industry+∑Year+？着 （模型2）

在模型2中，使用高管股权激励作为自变量，使用Z记分法所计算出的Z值作为公司经营风险的衡量指标。模型2中的控制变量与模型1相同。

为验证假设3，采用如下模型：

ROA=？茁0+ ？茁1Risk+ ？茁2Size+ ？茁3Lev+ ？茁4Growth+？茁5First+

？茁6State+∑Industry+∑Year+？著 （模型3）

变量的定义如表1所示。

五、实证检验结果与分析

（一）描述性统计分析

通过表2的描述性统计分析看出，高管股权激励的均值为0.051，中位数为0.000074，说明我国高管的持股水平较低；最小值为0，最大值为0.598，标准差为0.127，说明上市公司高管持股水平存在一定的差异。在衡量经营风险水平指标Z值的描述性统计分析中，其均值为5.783，中位数达到3.098，都高于3，说明我国上市公司的经营风险较低，这可能与笔者在选取样本时剔除了ST、PT公司有关。经营风险的最小值为-0.901，最大值为62.32，并且标准差较大，这说明我国上市公司经营风险水平存在较大差异。总资产收益率的均值为0.037，中位数为0.03，最大值为0.231，最小值为-0.174，标准差为0.057，这也说明我国上市公司整体的盈利能力差异不大。从描述性统计可以看出，上市公司高管的激励强度较低，上市公司的经营风险较低，盈利能力较弱。

（二）相关性分析

通过表3变量间的相关性分析看出，高管股权激励与企业经营风险显著正相关，相关系数为0.152。高管股权激励与企业绩效的相关系数为0.152，并且在1%的水平上显著。企业经营风险与企业绩效之间相关性系数为0.229，并且显著。相关性分析的结果初步验证了全部假设。

（三）回归结果分析

在相关性分析的基础上，分别对假设1、2、3进行了回归分析，回归结果如表4所示，在回归中对年度和行业分别进行了控制。

表中（1）、（2）、（3）列分别为假设1、2、3的回归结果。通过对假设1的回归结果可知，股权激励对企业绩效的回归系数为0.0253，在1%的水平上显著，验证了假设1，说明对高管实施股权激励可以提高企业绩效。通过回归结果也可以看出公司规模越大、成长性越高、负债水平较低、股权集中度越高的公司，企业的绩效相对较好。表中（2）列的回归结果证明了假设2，对高管进行股权激励可以提高公司的经营风险水平，其系数为2.621，并且在1%的检验水平上显著。然而公司的规模与企业经营风险负相关，这可能是由于规模较大的公司可以进行多种投资分散经营风险。对假设3的回归结果中可以看出，经营风险与企业绩效正相关，且回归结果显著，这也验证了假设，说明较高的经营风险会带来较高的收益。通过对产权性质的回归结果也可以看出，国有企业相对于非国有企业绩效较差。

在假设1、2、3得到验证的基础上，进一步对经营风险在高管股权激励与企业绩效关系中的作用进行检验，验证经营风险是否存在中介效应。

采用温忠麟等[ 23 ]对中介效应的检验方法，检验的程序为首先建立研究模型如下：N=dM+e1，Q=aM+e2，N=cM+bQ+e3。模型中M是自变量，N是因变量，如果M对N的作用是M通过变量Q来实现的，则Q是中介变量。其次进行回归并检验系数的显著性，如果发现系数d不显著，则终止中介效应分析；如果系数d显著，则要检验系数a、b和c。这将出现两种情况：第一种情况是a和b均显著，则要检验c，若c显著，则中介效应显著，如果a和b均显著，c不显著，则完全中介效应显著；第二种情况是a和b至少有一个是显著的，则要进行Sobel检验，如果结果显著，则中介效应显著，反之则中介效应不显著。Sobel检验的检验公式为Z=■■/Sab，其中Sab=■，■、■表示系数的估计值，Sa、Sb表示估计值的标准误。如果Z大于临界值，那么中介效应显著。其中5%的显著水平下，所对应的临界值是0.97。

为了进行本文的检测，特构建以下模型组：

ROA=a0 + d1GI + ？茁0Size + ？茁1Lev+ ？茁2Growth+ ？茁3First+

？茁4State+∑Industry+∑Year+？着 （模型4）

Risk=b0 + a1GI + ？茁0Size + ？茁1Lev+ ？茁2Growth+ ？茁3First+

？茁4State+∑Industry+∑Year+？着 （模型5）

ROA=c0 + c1GI + b1Risk + ？茁0Size + ？茁1Lev + ？茁2Growth+

？茁3First+？茁4State+∑Industry+∑Year+？着 （模型6）

回归后的结果如表5所示。表中列（4）、（5）、（6）分别表示的是模型4、5、6的回归结果。通过回归结果可以看出：系数a1、b1、c1、d1分别为2.621、0.00078、0.0233、0.0253，均为正且都显著，说明经营风险是高管股权激励对企业绩效影响的中介变量，且部分中介效应显著。因此，经营风险是高管股权激励与企业绩效间的中介变量，验证了假设4，即经营风险在高管股权激励对企业绩效的影响中起到中介效应。

六、结论与建议

（一）研究结论

对于高管股权激励、经营风险与公司绩效三者关系的理论分析是本文的出发点。本文在基于国内外文献对三者关系研究的基础上，通过理论分析提出了三者之间关系的假设，并以我国沪深A股上市公司2011―2015年间的数据作为分析样本对三者的关系进行了实证检验。得出结论如下：

1.高管股权激励与企业绩效正相关。对高管实施股权激励，可以促使企业的经营业绩提高。

2.高管股权激励与企业经营风险正相关。对高管实施股权激励，可以促使高管进行具有风险的投资，这会相应增加企业的经营风险。

3.企业经营风险与企业绩效正相关。企业在承担一定经营风险的情况下，会使得公司的绩效得到提高。这也说明，只有公司适当开展具有风险的经营活动，才会适当提高企业绩效。

4.经营风险在高管股权激励与企业绩效的关系中起中介作用。公司通过?Ω吖苁凳┕扇?激励，可以使得高管进行具有风险的投资和经营，公司经营风险的提高促使公司绩效提升。

（二）相关建议

篇10

关键词：经营者；股权激励；企业价值；关系探讨

股权激励制度作为一种长期激励机制最早产生于上世纪五十年代的美国，七八十年代在西方流行，这种机制在一定程度上解决了企业所有者和经营者目标不一致的问题。我国股权激励开始较晚，于1997年才开始推行。我国的股权激励制度与其在西方发达国家的成长与发展相比面临着不同的环境和条件。

一、经营者股权激励与企业价值的相关理论和概念

委托理论、交易费用理论、人力资本理论构成了现代西方经济国家管理层持股的理论基础。

1、委托理论

现代企业中，经营者和所有者是一种委托关系，理论上所有者可以通过委托契约约束经营者的行为，但事实上，一方面由于经营者和所有者追求的目标不一致，另一方面两者间的经营信息不对称，经营者和所有者间的契约不完全，所有者实际上无法确定经营成果和经营者劳动之间的关系。为了解决这个问题，股权激励制度应运而生。

2、交易费用理论

交易费用理论认为企业和市场是两种相互替代的资源配置方式，企业替代市场会降低利用市场机制的交易费用，交易费用也是企业成本。如果以企业的经营管理者作为并购的对象，使企业的经营管理人员内部化，成为企业的组成部分，必然会降低交易成本，提高资本收益率。

3、人力资本理论

人力资本具有与所有者不可分离、价值信息易隐藏、所有者要求参与分配等独特的特征，这种活的资本相对其他资本更难管理，如何提高人力资本的使用效率是企业所有者面临的问题。对经营者的股权激励可以有效地解决这个难题。

二、经营者股权激励和企业价值关系的分析

由于我国证券市场目前还很不规范，发展不够成熟，相关的法律法规不够健全，对于股权激励和企业价值的关系研究还处于初级阶段。所以，应该结合我国国情，借鉴国外的相关理论，对于股权激励和企业价值的关系作研究。

1、经营者与股权激励

企业经营者是以经营管理企业为职业，以企业获得一定的经济效益和社会效益为目标，对企业战略性问题进行决策，包括董事会和经理层。

股权激励是指在经营者与公司之间建立一种基于股权为基础的激励约束机制，经营者以其持有的股权与公司形成以产权为纽带的利益共同体，股权激励主要有以下形式：

(1)股票期权，我国当前的权证是一种股票期权，包括时间价值和现有价值。

(2)虚拟股票，是公司给予激励对象的虚拟股票，只能享受到红利和收益，没有表决权和所有权等。

(3)股票增值权，与虚拟股票相似，但是不能够分红。

(4)经营者持股，指经营者以各种方式持有公司一定股份。

(5)员工持股，指公司员工以各种方式出资认购股份。是一个股权激励的良好形势。

(6)管理层收购，指公司管理层运用各种方式融资购买公司的股份。

(7)限制性股票，为了使公司高级管理人员能够长期投入到工作中，而产生的低成本限售股票。

(8)业绩股票，股权激励的一种典型模式，在我国上市公司中尤为突出，很多公司以净资产收益率作为业绩考核标准。

(9)延期支付，在激励期限内为员工提供的延期增值支付。

(10)账面价值增值权，以每股净资产的增加值来激励其公司董事和高管人员，不是真正意义上的股票。

2、经营者股权激励和企业价值关系

根据委托理论，企业经营者希望自身效用最大化，而所有者希望其持有的股权价值最大化，如果经营者得不到额外的权益，就会选择低风险同样低收益的项目，如果把公司的利益和个人的利益捆绑在一起，就会实现目标的一致，因此，对经理人进行股权激励能够提升公司价值。

利用我国国内上市公司经常使用的一些财务指标研究发现，企业价值和股权激励之间存在密切关系。通常选用的财务指标有总资产增长率、资产总规模、企业流动性、固定资产比率、无形资产比率、净资产收益率、主营业务收益率以及企业负债水平和研发费的比例等等。在选取这些指标后，我们发现，经营者股权激励对这些财务指标反映的企业价值并没有直接的影响。而反过来，这些指标反映的企业价值会影响到股权激励水平=总资产增长率、研发费的投入对股权激励产生显著的正向影响。资产总规模、企业流动性、固定资产比率、无形资产比率与经营者股权激励水平呈显著的负向关系；企业负债和风险对高科技企业股权激励的影响不显著。比如，固定资产比率、无形资产比率较高高，企业流动资产比率会相对较低，影响销售增长率、利润增长率降低，从而导致企业价值增长减缓，企业股份价值增长减慢，降低股权激励效果；再比如，研发费的投人能使企业价值增加。研发费用上投入越多，产品的技术含量就越高，获得利润空间就越大，企业价值也就能增加。在企业价值提高后，经营者因股权激励获得的企业股份价值就会越来越高，达到股权激励的目的。

在对我国上市公司的研究过程中，我们发现，企业价值最终决定所有权结构，影响经营者股权比例。经营者股权激励受到企业价值和企业负债水平的影响。不一定是高的股权激励才能实现高的企业价值，股权激励只是在一个特定范围内才和企业价值呈正相关，所以在激励过程中，要结合公司的实际情况，选取适当的标准。但是企业规模和股权激励呈正相关的趋势，造就了一个最优化最低持股模式，企业规模与经营者股权激励之间存在双向的关系。股权激励不一定会影响到企业价值，但是企业价值一定会影响到所有权结构，影响股权激励。

3、根据分析所得关系提出的建议

(1)要认真研究企业内部的特征，制定一个符合自己公司实际的标准，再根据这个标准对经营者进行股权激励，不要盲目实行高股权激励。

(2)要完善我国目前的法律法规环境，建立健全相关的政策和制度体系，加强资本市场监管、消除不合理的垄断保护、实现经营权和管理权的分离、改革经营者任用方式等手段来创造良好的政策环境。

(3)提高企业的研发投入，曾强企业的核心竞争力，才能够实现提高企业的价值，改变企业所有权结构。

三、结论

本文通过对经营者股权激励和企业价值的关系研究，得出了这样一个结论，企业价值会影响股权激励，但是股权激励不一定会影响到企业价值，所以，企业应该根据自身的特点，认真研究股权激励和企业价值的关系，制定合理的标准，努力提高企业的核心竞争力。实现提升企业价值和改善企业所有权结构的目的。

参考文献：

[1]李增泉：激励机制与企业绩效――项基于上市公司的实证研究，会计研究，2000，1：24-52.

[2]魏刚：高级管理层激励与上市公司绩效，经济研究，2000，3：32-39.

[3]上海荣正投资咨询有限公司，中国企业家价值报告，上海：上海远东出版社，2004，6-10.