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第1篇：股權激勵對績效的影響范文

股權激勵是指授予公司高管一定的股權以激勵他們更好地從公司股東角度決策，使其以股東的身份參與企業(yè)決策、分享利潤，有利于公司業(yè)績的提高。股權激勵制度產生于20世紀50年代的美國，從90年代開始才在亞洲國家得以發(fā)展。2006年5月，雙鷺藥業(yè)、中捷股份和萬科股份成為首批通過證監(jiān)會評審的3家上市公司，拉開了中國上市公司試行股權激勵制度的序幕。本文在前人研究基礎上選取2000至2013年廣東省實施股權激勵的上市公司為樣本進行實證分析，為廣東省上市公司的財務治理提供理論依據。

2.文獻回顧

最早提出股權激勵與經營業(yè)績理論的是Berle和Means，他們認為，股權的過度分散使股東無法確保管理人員符合股東利益最大化的目標。當管理人員基本不持有或只持有少量股份時，可能會利用手中權利來追求非貨幣性利益，損害股東利益[1]。此后，Jensen和Meckling提出了“利益匯聚假說”，認為管理層持股匯聚了管理者和股東利益，管理層持股比例應與公司財務績效正相關，并指出股份較少的管理者不能最大化股東財富，因為他們會追求職務特權消費帶來的好處[2]。Liebman考察了1980-1990年478家美國公司高管人員的薪酬和公司業(yè)績的關系，發(fā)現公司價值與高管薪酬呈比較強的正相關關系，這種強關聯是由管理者所持股票價值變化引起的[3]。Aboody、Johnson和Kasznik以1990-1996年間1773家公司的有關數據和指標為樣本研究發(fā)現，適當地對高管進行股權激勵會改善公司績效[4]。

以上學者肯定了股權激勵與財務績效的正相關性，然而也有部分學者持否定態(tài)度。Fama和Jensen提出的“管理者防御假說”認為管理層持股比例太高，可能控制董事會侵占其他投資者的財富，減少公司價值[5]。Demsetz研究發(fā)現，當管理層掌握公司控制權將更多地進行自身利益最大化的經營活動，公司價值隨著股權激勵比例的增加而下降[6]。Robert C.Hanson和Moon H.Song在研究股權激勵比例與股東權益關系時發(fā)現，股權激勵比例與公司的績效之間負相關[7]。

Morck，Shleifer和Vishiny認為，管理者持股和公司績效的相關性并非始終一致，不同持股比例，二者的相關系數存在顯著差異，這就是“區(qū)間效應理論”[8]。Akimova和Sehwodiauer以1998-2000年烏克蘭202家大中型企業(yè)為樣本進行研究，發(fā)現股權激勵比例較低時公司績效與股權激勵正相關，比例升高到一定水平二者呈負相關[9]。Victoria和KrivogorSky選取87家歐洲上市公司凈資產收益率指標為樣本進行研究，表明二者不存在顯著相關性[10]。

國內學者對此也進行了大量研究。張維迎通過研究認為現代企業(yè)兩權分離導致公司管理層與股東存在利益沖突。對管理人員進行股權激勵可提高公司業(yè)績[11]。杜興強、王麗華選擇會計績效指標、市場指標和股東財富指標構建模型，發(fā)現管理當局薪酬與公司以及股東財富前后成兩期的變化均成正相關而與本期市場指標的變化成負相關，與上期市場指標變化正相關[12]。蘇冬蔚、林大龐從盈余管理角度對股權激勵的實施效果進行研究發(fā)現：通過激勵預案的公司，其CEO股權和期權報酬與盈余管理的負相關關系比較微弱，由此得出股權激勵政策與公司績效負相關[13]。任國良基于1998-2008年上市公司數據，發(fā)現高管薪酬對企業(yè)價值有非線性的“U”型影響[14]。林朝穎、黃志剛、楊廣青、謝幫生基于生命周期視角，選取創(chuàng)業(yè)板上市公司2013年數據為研究對象發(fā)現：從初創(chuàng)期到成長期、成熟期再到衰退期，股權激勵對創(chuàng)業(yè)板上市公司業(yè)績成長的影響，是先降后升的“U”型關系[15]。何凡選取2005-2007年41家實施股權激勵的上市公司為研究樣本，將每股收益表示的公司績效與股權激勵比例進行回歸分析，發(fā)現股權激勵水平與公司業(yè)績不存在顯著的相關性[16]。

總之，對于股權激勵與公司財務績效之間的關系國內外學者通過實證研究得出不同觀點。本文利用廣東省實施股權激勵的上市公司為樣本，分析實施股權激勵是否會對企業(yè)財務績效產生影響。

3.實證研究

3.1研究假設：1）廣東省上市公司股權激勵與財務績效正相關；2）廣東省上市公司的規(guī)模、股權集中度和資產負債率會影響公司的財務績效。

3.2實證模型：本文將建立兩個模型進行實證研究，基于主成分分析的綜合績效評價模型和股權激勵對公司財務績效影響的線性回歸模型。

3.2.1綜合財務績效評價模型：F=α1f1+α2f2+……+αmfm

F：公司綜合財務績效總指標；αm：旋轉后第m個因子方差貢獻率與累計方差貢獻率的比率；fm：第m個因子的得分。

3.2.2線性回歸模型：以股權激勵比例為解釋變量，綜合績效財務總指標F為被解釋變量，公司規(guī)模、股權集中度和財務杠桿為控制變量，建立線形回歸模型如下：

F=β0+β1MHR+β2SIZE+β3DAR+β4LSR+ε（F：公司綜合財務績效評價值；β0：常數項；βn：系數；MHR：股權激勵比例；SIZE：公司總資產的自然對數；DAR：財務杠杠（資產負債率）；LSR：股權集中度（第一大股東持股比例）；ε：隨機擾動項。）

3.3樣本選取

3.3.1樣本數據來源

本文以2000-2013年廣東省實施股權激勵的上市公司為樣本，總共得到83個樣本，以它們所公布的財務數據為樣本進行實證研究。（數據來自巨潮資訊網和新浪財經網）

3.3.2變量定義

被解釋變量：選取樣本公司中的11個財務指標，采用主成分分析法得到綜合財務績效評價因子F。具體包括：主營業(yè)務利潤率；凈資產收益率；總資產報酬率；流動資產周轉率；應收賬款周轉率；總資產周轉率；流動比率；速動比率；基本每股收益；總資產增長率；每股凈資產。

解釋變量：上市公司公告中股權激勵草案（修訂稿）中的股權激勵比例；

控制變量：資產負債率；公司規(guī)模（總資產賬面價值的自然對數）；股權集中度（第一大股東持股比例）。

3.4實證分析

3.4.1主成分分析。在進行主成分分析前，首先對選取的11個財務指標用SPSS進行KMO和Bartlett檢驗。結果顯示，計算值為972.302，自由度為55，Sig值都為0.000，說明所選取的11個財務指標可以進行主成分分析，且提取出的4個主成分的解釋總方差達到81.451%。

結果顯示R方為0.272，說明方程的擬合度不好；表4中F為7.3，Sig值為0.000，說明方程通過了有效性檢驗。但表5中顯示，解釋變量的t值為-1.331，Sig值0.187>0.05，未通過顯著性檢驗，說明廣東省上市公司的財務績效綜合指標與股權激勵間無顯著關系。同理，公司規(guī)模和股權集中度與公司財務績效之間也沒有顯著線性關系，資產負債率與財務績效負相關。

從以上分析，本文得出兩個結論：1）拒絕假設一，即廣東省上市公司股權激勵與公司財務績效之間不存在相關關系；2）公司規(guī)模、股權集中度對公司財務績效無影響，財務杠桿與公司財務績效負相關。

第2篇：股權激勵對績效的影響范文

【關鍵詞】中小上市公司；高管持股；創(chuàng)新

“十二五”規(guī)劃中提出“增強自主創(chuàng)新能力，加快建設創(chuàng)新型國家”的戰(zhàn)略目標。創(chuàng)新受到國家和政府的高度重視，并倡導在我國的企業(yè)中不斷的追求創(chuàng)新，從而促進企業(yè)較好較快發(fā)展。但是，面對創(chuàng)新活動高風險，不可預測的特點，基于委托理論，所有者和管理層之間由于存在著信息不對稱和利益的不一致性，容易造成高管的“短視行為”。股東必然需要通過公司內部治理結構，激勵和監(jiān)督高管去開展創(chuàng)新活動。

實施股權激勵成為解決此種問題的方式之一。在2006年1月，證監(jiān)會頒布了《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》，中小上市公司紛紛推出股權激勵計劃，以期留住人才，提升企業(yè)長期價值。這是對我國主板市場和中小板市場制定股權激勵政策的有效規(guī)范。隨著股權激勵計劃的實施，本文擬從內部治理結構中高管持股比例入手，探討高管股權激勵對技術創(chuàng)新的影響。

一、文獻回顧

1、外文文獻

股權激勵在西方國家實現已有較長的歷史，其對于激勵經理努力工作，提高企業(yè)績效的作用毋庸置疑。

Berle和Means（1932）在其經典著作《現代公司于私人財產》中首先將所有權和控制權相分離的問題引入到現代企業(yè)理論的核心中。在此之后，大量的實證文獻開始關注高管持股的問題。Morck與Nakamura、Shivdasani（2002）以日本1986年373家制造業(yè)的規(guī)模較大的上市公司為樣本，研究高管持股對公司績效的影響，發(fā)現兩者呈正相關關系。Core與Larker（2002）的研究也得出了同樣的結論。Ghosh和Sirmans（2003）以美國不動產投資信托公司（REITS）1999年數據為樣本，通過實證研究發(fā)現，經營者股權對企業(yè)價值有負向影響，顯著性水平為10%，企業(yè)價值對經營者股權有正向影響，但不顯著。Davis、Hillier和McColgan（2005）以英國上市公司1997年數據為樣本，采用聯立方程模型進行分析，他們的研究結論表明不僅企業(yè)價值對經營者股權水平產生正面影響，而且經營者股權水平對企業(yè)價值也會產生影響，它們之間存在顯著的雙駝峰形狀的非線性關系，具有四個拐點。

2、中文文獻

近年來，隨著中小上市公司的興起和發(fā)展，不少學者開始把研究目標轉向民營企業(yè)、中小板和創(chuàng)新板等非主板市場。如：韓亮亮、李凱、宋力（2006）以深交所78家民營上市公司為樣本，從利益協同效應和壕溝防守效應兩方面研究了高管持股比例與企業(yè)價值的關系。研究發(fā)現，當高管持股比例在8%-25%之間，高管持股的壕溝防守效應占主導，而小于8%或大于25%時，高管持股的利益趨同效應占主導。

隨著國家對創(chuàng)新能力的強調，也有部分學者開始從內部治理的角度探討高管股權激勵對創(chuàng)新的影響。解維敏、唐清泉（2013）基于理論，以2002-2006年的上市公司數據為樣本，對管理層持股在企業(yè)技術創(chuàng)新方面的治理效應進行了實證檢驗。結果發(fā)現，管理層持股對企業(yè)技術創(chuàng)新投資有正的影響，進一步研究發(fā)現，這種正的影響只存在于私有產權中。

從上述文獻可以看出，目前國內外對高管股權激勵的研究，由于不同學者對數據結點以及創(chuàng)新績效的指標選取不同，目前還沒有達成一致的意見。同時，隨著中小板的興起以及對創(chuàng)新關注度的提高，不少學者開始把研究方向轉向民營企業(yè)、中小板、創(chuàng)業(yè)板以及家族企業(yè)，并且開始構建內部治理結構與創(chuàng)新之間關系的體系，以期找出影響創(chuàng)新活動的內部治理機制，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。但是因為研究起步較晚，目前體系還尚未成熟，尚待繼續(xù)研究。

二、研究假設的提出

現代企業(yè)制度下，委托問題日益突出。為克服經理人的“短視行為”，股權激勵作為公司治理整頓的重要舉措。基于利益趨同效應假說，隨著對高級管理人員實施股權激勵，可以使經營者與所有者的利益保持一致，使高管從公司長期利益出發(fā)，有效提高高管對創(chuàng)新的投入力度。但是在實踐中，卻往往事與愿違，容易產生壕溝效應：隨著高管持股比例的增加，將打破公司內部的制衡機制，使高管利用控制權謀求私人收益的尋租渠道多元化，不利于對創(chuàng)新的投入。本文認為，在對高管實施股權激勵時，這兩種效應同時出現，股權激勵會在一定范圍內促進企業(yè)進行創(chuàng)新投入。

當中小上市公司實施一定的股權激勵時，高管會從創(chuàng)新中獲取收益，當收益大于成本時，高管傾向于進行創(chuàng)新活動。但是隨著高管持股比例的增加，其控制權也隨之增加，此時高管擁有更多的控制權私人收益，但是進行創(chuàng)新活動則面臨著更大的風險。在進行投資活動時，高管面臨著控制權私人收益和風險回報間的權衡。對高管來說，實施創(chuàng)新活動的收益小于控制權私人收益，其會減少創(chuàng)新的投入。因此，本文提出假設：

H1：高管股權激勵與技術創(chuàng)新投入間呈倒“U”型關系。

三、研究設計

（一）樣本數據來源

本文選取了2009年之前在深圳中小板上市的企業(yè)作為樣本。研究的數據區(qū)間是2010-2012年共3年，全部樣本包括了274家公司，總的觀測次數是822個，剔除那些數據不全（沒有披露研發(fā)費用的企業(yè)可能也存在研發(fā)投資，如果按照研發(fā)投資為0來處理，結果可能出現較大偏差。）、ST和PT的公司，總的觀測次數是429個。

本文中用到的專利數量的數據來源于中華人民共和國國家知識產權局網站（http：///）以及公司年度報告，數據均通過手工收集獲得。其他數據均來源于國泰安信息技術有限公司（GTA）的CSMAR數據庫中的中國上市公司股東研究數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文選取的被解釋變量為技術創(chuàng)新，以三年平均專利數量（P平均）的值為作為衡量技術創(chuàng)新的指標。

計算公式如下：Pt平均=Pt-2+Pt-1+Pt

2.解釋變量

本文的解釋變量為高級管理人員持股比例（MI），其數值為公司高級管理人員所持有股票之和占總股本的比例。

3.控制變量

學者們在研究中還發(fā)現其他一些因素與企業(yè)的創(chuàng)新績效有關。這些因素包括：

（1）企業(yè)規(guī)模（Size）：經濟學與組織理論都強調在R&D投入強度決策中，企業(yè)規(guī)模是一個重要因素，許多實證研究也都證實企業(yè)規(guī)模與R&D投入強度是顯著相關的，本文用總資產的自然對數作為企業(yè)規(guī)模的變量；（2）資產負債率（Level）：Hosono，Tomiyama 和Miyagawa（2004）通過對日本制造業(yè)的實證分析，得出資產負債率對研發(fā)強度有影響。

（三）模型設計

以往檢驗高管股權激勵和創(chuàng)新能力之間的關系大多采用截面數據的回歸方法，但Palia（1999，2001）認為截面數據回歸方法假定高管股權是外生的，并忽略了公司之間的異質性問題，這樣的檢驗方法可能會產生誤導性結果。因此，本文采用Palia（1999，2001）所用的Panel data 方法中的FE模型來進行檢驗，檢驗模型如下：

高管股權激勵與技術創(chuàng)新投入的非線性關系檢驗模型：

P平均i，t=0+1MIi，t+2MI2i，t+3Leveli，t+4Lnsizei，t（i=1，2，….n；t=2010，2011，2012）

其中，下標i為樣本公司，t為時間。

四、實證研究

（一）描述性統計及初步分析

從表1可以看出，高級管理人員平均持股比例為0.17%，可以看出在我國，中小上市公司中，高級管理人員持股數較少。

平均專利數為21.05，但標準偏差較大。說明中小上市公司中，不同的公司專利數量差異較大。

（二）回歸分析

表2是對中小上市公司高級管理人員股權激勵和創(chuàng)新投入之間的非線性效應檢驗結果，分別列示了模型中相關變量在樣本公司中回歸的估計值和t值以及其分布的顯著性水平的結果。

由各個t值檢驗的顯著性水平可以得出，公司各個變量均在1%的水平下顯著，對總體是顯著的。由各個變量的系數可以得出，管理層股權激勵的一次項與創(chuàng)新投入顯著正相關，二次項與創(chuàng)新投入顯著負相關，表明高級管理人員股權激勵與技術創(chuàng)新呈倒“U”型關系，驗證了假設H1。說明在中小上市公司中，利益協同效應和壕溝效應共存，應制定合適的股權激勵措施，抑制壕溝效應的影響。

五、研究結論和建議

本研究以中小上市企業(yè)為樣本，研究了高管持股比例對技術創(chuàng)新的影響。研究結果表明：中小上市公司中高管股權激勵與技術創(chuàng)新呈倒“U”型關系。該研究結論對企業(yè)的實際操作中也有重要操作意義。

（1）中小上市公司中需要對高級管理人員保持適當的股權激勵。目前，中國中小上市公司的創(chuàng)新能力普遍表現為“創(chuàng)新動力缺失”，由本文結論可知，高管股權激勵對創(chuàng)新投人具有倒“U”型關系，對高管給予合理的股權激勵可以使其更加為公司的長遠利益考慮，提高其自主創(chuàng)新動力。

（2）上市公司要遵循證監(jiān)會的《上市公司股權激勵管理辦法》。結合自身的發(fā)展特點，借鑒其他公司成功的股權激勵經驗，適當提高高管持股比例，盡早建立一套高效并有利于創(chuàng)新績效提高的高管股權激勵方案。

（3）政府應該進一步完善我國資本市場的建設，加強對企業(yè)的創(chuàng)新扶持力度。

參考文獻：

[1]杜瑩，劉國力.股權結構與公司治理效率：中國上市公司的實證分析[J].管理世界，2002（8）：

12-18

[2]張.中國上市公司股權結構與公司績效的理論及實證分析[J].經濟科學，2000（4）：

34-44

[3]宋敏，張俊喜，李春濤.股權結構的陷阱[J].南開管理評論，2004（1）：9-23

[4]楊飛雪，劉天慧.上市公司股權結構對公司治理的影響研究[J]哈爾濱商業(yè)大學學，2006（5）

[5]Holderness，C.G.，and Sheehan，D.P..The Role of Majority Shareholder in Publicly Held Corporations[J].Journal of Financial Economics，1988（20）：317-346

第3篇：股權激勵對績效的影響范文

關鍵詞：股權激勵；股權集中度；公司績效

為使員工的報酬同經營業(yè)績相聯系，很多公司將股權激勵作為公司薪酬結構的一部分。這種做法在一定程度上解決了委托人和人利益不一致的問題，使公司的所有者和經營者擁有共同的目標。隨著經濟發(fā)展的不斷推進，中國企業(yè)逐步發(fā)展和完善公司治理，股權激勵在提升企業(yè)高管經營管理的積極性上發(fā)揮了重要作用。近年來，一些學者對股權激勵和公司績效的聯系進行了大量的研究，但都收效甚微，沒有得出一致性結論。本文將從內生性的角度，將股權集中度作為公司治理的重要因素，在同一體系框架內對股權激勵和公司績效的關系進行研究。

一、股權激勵、股權集中度和公司績效的研究現狀

1.對股權激勵和股權集中度的研究

對股權激勵和股權集中度的研究最初由歐美學者展開，他們從股權集中度對股權激勵的影響及股權激勵對股權集中度的影響兩方面進行研究。比較有代表性的研究結論有：具有較高CEO薪酬的公司股權集中度較低；經理人對自身報酬制定的影響力來自分散的股權集中。國內學者對股權激勵與股權集中度關系的研究不多。個別學者發(fā)現股權集中度高的公司，高管薪酬一般較低。

2.對股權集中度與公司績效的研究

歐美學者認為，公司績效和股權集中度之間具有正向相關關系；一些學者通過運用理論得出公司價值隨持股比例的降低而降低；還有人認為股權結構的改變不會系統的改變公司的業(yè)績。在內地，一些學者得出了同外國學者相同的結論，認為股權集中度對公司績效產生明顯地正向影響；但孫永祥的研究結論與其他學者不同，認為股權集中度與公司績效具有顯著的倒U關系。

3.對股權激勵和公司績效的研究

目前，國內外對股權激勵和公司績效展開的研究主要集中在管理人員持股與公司績效的關系方面。外國研究者發(fā)現，股票期權和內部股票所有權都能夠明顯激勵管理者。Morck發(fā)現管理層持股比例與公司績效存在非線性關系。國內的張建光則發(fā)現，實施股權激勵的公司財務業(yè)績指標在一年后明顯提升，取得了明顯的激勵效果。

二、對股權激勵股權集中度和公司績效關系的研究和建議

1.對股權激勵股權集中度和公司績效關系的研究

本人運用因子分析法建立公司綜合績效的表征變量，運用三階段最小二乘法估計因素之間的內生性影響，通過對近年來數據的研究，得出相關結論。第一，股權激勵度越高，集中程度越低。第二，在內生性的條件下，公司績效對股權激勵有顯著的正向影響，而股權激勵對公司績效的影響確不明顯。第三，股權集中度對公司績效沒有顯著影響，兩者之間的關系并不明顯。第四，外生變量的結果方面，高年薪資越高，股權激勵程度越低；公司風險與股權集中程度呈正相關。

根據以上研究結論可知，從內生角度研究股權激勵、股權集中程度和公司績效三者之間的關系是正確的，并且前兩者之間存在內生性的交互關系，彼此間交叉復合影響。股權激勵、股權集中程度不是單獨存在的外生變量，受行業(yè)、規(guī)模、治理結構等諸多因素的共同影響。由于多種治理機制的交互作用和公司績效的改變，致使股權激勵程度、股權集中度的最優(yōu)水平由相關因素共同決定。不同的經濟環(huán)境和經營因素導致公司績效的不同。換句話說，公司的外部治理機制和內部治理機制受到很多因素的影響，使得股權激勵、股權集中度和公司績效之間的因果關系無法確定。不同的公司，股權激勵、股權集中和績效的關系不盡相同。

2.相關建議

首先，企業(yè)要重視股權激勵、股權集中度和公司績效的內生性，從自身實際情況出發(fā)，建立科學高效的治理機制，研究確定適合自身情況的股權激勵水平和股權集中程度。公司應將股價作為基礎，設置相關股權激勵的績效考核制度，并避免股權激勵成為高管的福利安排。其次，為股權激勵提供法律和政策支持，建立一個健康的發(fā)展環(huán)境。我國相關的法律制定部門應加強與股權激勵相關法律法規(guī)的建設，使得公司進行股權激勵時能夠有法可依，高管人員在股權激勵方面的法律權益受到侵害時，能夠拿起法律的武器保護自己。再次，完善監(jiān)管制度，設立健全的監(jiān)管體系，提升公司治理水平。公司內部應設立獨立于股東和高管的股權激勵監(jiān)管機構，保障股權激勵的有效實施。

三、結語

股權激勵在公司治理中具有重要作用，它使得公司高管也成為公司的所有者，在工作時能夠從公司的利益出發(fā)，保障公司的利益。股權激勵作為公司治理中重要的手段應該得到公司管理者的關注。管理者應根據本公司的特點，考慮相關因素，深入研究在本公司股權激勵、股權集中度和公司績效的內在聯系。制定符合本公司規(guī)律的股權激勵政策，讓股權激勵更好的為公司治理服務。

參考文獻：

[1]楊松彬.治理結構對高管股權激勵與公司績效的影響研究[J].南京師范大學學報，2011，（02）：100-102.

第4篇：股權激勵對績效的影響范文

關鍵詞 股權激勵；公司績效；調整成本；廣義矩估計法；兩階段最小二乘法

中圖分類號 F270.7 文獻標識碼 A

1 引 言

股權激勵以及公司績效一直是公司金融領域十分重要的問題.由于兩權分離的存在，公司管理層以及公司股東之間存在信息不對稱，由于管理層掌握更多的公司信息，大股東的利益有可能會被損害.因此，股權激勵制度誕生的本意是減少成本，使大股東與管理層的利益趨于一致.在推行股權激勵改革方面，我國經歷了漫長的探索歷程，股權激勵的形式也在多年的發(fā)展中趨于多樣化，目前已經有包括業(yè)績股票、股票獎勵、業(yè)績單位、虛擬股票、股票增值權、股票期權、期股、干股、限制性股票等十幾種，我國企業(yè)也越來越青睞股權激勵.

在國外學者的研究中，Demsetz（1983）[1]認為股權激勵是內生變量，股權激勵與公司績效之間不存在顯著的相關關系.Demsetz以及Lehn（1985）[2]提供了股權激勵內生性的證據.接下來的一系列研究忽略了內生性的問題，并且發(fā)現股權激勵與公司績效之間存在非線性的關系（例如Morck，Shleifer， and Vishny（1988）[3]）.Demsetz和Villalonga（2001）[4]通過檢驗不同維度下的股權激勵，發(fā)現若把股權激勵看做內生變量，股權激勵與公司績效之間并無顯著相關的關系.除了內生性之外，另一個重要的困擾學術界的問題是這些實證結果可以被解讀為在均衡框架下得出的，也可以被解讀為在非均衡框架下得出的.Core，Gury和Larcker（2003）[5]發(fā)現這兩種解讀來自于對調整次優(yōu)合約的調整成本的不同假設.傳統理論假設公司沒有調整成本，可以不斷調整契約.而Demsetz則認為由于調整成本太大，公司無法不斷調整契約.現有的文獻并沒有對均衡所有權結構以及可觀察到的所有權結構予以很好的區(qū)分.前者是現有理論模型試圖解釋的，后者是實證模型實際觀測到的.由于調整成本的存在，均衡所有權結構與可觀察到的所有權結構是不一致的.對于調整成本的研究很少有人涉足.

在國內學者的研究中，關于股權激勵與公司績效外生性與內生性關系的研究有大量的文獻.馮根福、韓冰和閏冰（2002）[6]認為并非是股權集中度影響了公司績效，而是公司績效對股權集中度有影響，績效越好，股權越集中.張宗益和宋增基（2005）[7]認為股權激勵是內生變量，公司股權激勵并不影響公司績效.王華和黃之駿（2006）[8]首次從內生性角度出發(fā)，研究股權激勵與企業(yè)價值之間的關系，他們認為股權激勵水平與公司績效之間存在倒U型關系.之后，大量的學者從內生性的角度出發(fā)研究了股權激勵與公司績效之間的關系.周翼翔（2010）[9]認為股權激勵與公司績效存在跨期動態(tài)的作用，但是實證結果表明這種作用并不穩(wěn)定.他認為調整成本對現有的研究結果構成了巨大的挑戰(zhàn)，需要考慮調整成本對結果造成的影響，但現有文獻對調整成本涉及很少.

本篇文章的實證模型通過考慮調整成本，在非均衡的框架下檢驗股權激勵與公司績效之間的關系.這個模型具備以下特征：第一，隨著公司外部契約環(huán)境的改變，公司的最優(yōu)股權結構也會有所改變，但是公司實際股權結構的改變則會遇到一定的阻礙，本文的模型是對當前動態(tài)環(huán)境下靜態(tài)模型的一個擴展.第二，這個模型用于幫助尋找股權激勵以及公司績效調整成本的決定因素.最后，本文的研究是對現有股權激勵與公司績效關系的一個有效補充.

2 研究設計

2.1 實證模型

第5篇：股權激勵對績效的影響范文

企業(yè)所有權和經營權的相互分離導致一系列委托問題的產生，為減少委托成本，就產生了股權激勵這種激勵方式。從現代公司治理中的激勵—約束機制來看，高管股權激勵是企業(yè)重要的薪酬激勵模式之一，能夠解決企業(yè)經營者與所有者之間的利益沖突問題。高管是企業(yè)的經營者，是一切經營活動的決策者，能夠提升企業(yè)的營運能力以及未來發(fā)展能力，能夠合理安排企業(yè)一切有效資源實現既定目標。高管股權激勵與財務績效之間是相互聯系的，所以進行上市公司高管股權激勵與財務績效關系的實證研究有著重要的理論價值和現實意義。

關鍵詞：

上市公司；高管股權激勵；財務績效

一、高管股權激勵與財務績效相關概述

（一）高管的界定。高管，即高級管理人員。本文所指的高管是對上市公司的持續(xù)發(fā)展、對公司重大經營活動有經營權和決策權、對公司財務績效有直接影響的高級管理人員。

（二）高管股權激勵模式。2005年12月31日我國證監(jiān)會頒布的《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》里對股票期權和限制性股票這兩種股權激勵模式著重給予肯定，對上市公司實施其他股權激勵工具沒有限制。但綜合我國上市公司高管股權激勵模式，一般有股票期權、限制性股票、股票增值權這三種。

（三）公司財務績效評價方法。需要準確反映一定時期內上市公司的財務狀況或者績效水平，就必須運用正確的方法來評價財務績效。較常用的財務績效評價方法有杜邦分析法和經濟增加值（EVA）評價法。1、杜邦分析法。簡稱杜邦體系，主體是公司的主要財務指標，是利用它們之間的內在聯系來評價公司財務狀況和經濟效益的方法，并以此做出綜合系統分析。財務指標有三個：凈資產收益率、總資產凈利率（總資產凈利率=銷售凈利率×總資產周轉率）和權益乘數。2、經濟增加值評價法。經濟增加值（EVA），就是指公司經營所得的凈利潤在扣除全部投入要素成本之后的剩余部分，也是評價公司財務績效的一種重要方法之一。它的基本公式：經濟增加值=稅后凈營業(yè)利潤－資本×資本成本

二、實證研究

（一）研究假設。本文主要研究高管股權激勵對上市公司財務績效的影響，對2012～2014年連續(xù)實施高管股權激勵的53家上市公司進行研究，3年得出159個研究樣本。其中財務績效通過12個財務指標來表示，運用SPSS17.0，先采用因子分析法，求出原始財務指標的主因子得分，然后利用主因子得分來計算出綜合財務績效的得分，再以高管股權激勵的持股比例和選取的3個控制變量與綜合財務績效進行線性回歸分析，最后結合研究假設得出實證結論。本文提出四個假設：假設1：高管持股比例與財務績效正相關；假設2：公司規(guī)模與財務績效正相關；假設3：公司成長能力與財務績效正相關；假設4：資產負債率與財務績效負相關。

（二）樣本的選取和來源。本文結合中國證監(jiān)會的上市公司分類，選擇截止到2014年12月31日的上市公司作為研究的總樣本，選取2012～2014年實施高管股權激勵的上市公司進行分析，總共有134家上市公司，但是為了保證所有收集數據的有效性和可比性，減少其他因素對數據的影響，對樣本進行了以下篩選：第一，樣本中剔除了2012～2014年數據異常的上市公司和ST、*ST上市公司，使得樣本具有普遍適用性；第二，剔除金融類上市公司，因為金融類上市公司業(yè)務處理的特殊性，可比性比較差；第三，剔除2012～2014年間沒有實施高管股權激勵的上市公司以及中途停止實施高管股權激勵的上市公司；第四，剔除財務數據不全面的上市公司。經過以上篩選整理，最后得到了53家上市公司的159個有效樣本數據來做實證研究。樣本中所有的數據信息是通過CSMAR國泰安數據庫和巨潮資訊網以及上市公司年報中獲得的。通過SPSS17.0和Excel對所選的公司樣本數據進行處理分析。

（三）變量選擇和定義1、自變量。在國內外實證研究中，大多學者采用上市公司高管股權激勵的持股比例（MO）作為自變量，這里的持股比例是指高層管理人員激勵的持股數占公司股本總數的比例。2、因變量。本文選取12項指標進行因子分析，最后得出綜合財務績效（P），其中12項指標分別反映公司的償債能力、營運能力、盈利能力和發(fā)展能力。償債能力為流動比率、權益乘數（分別為X1、X2）；營運能力為應收賬款周轉率、存貨周轉率、流動資產周轉率、固定資產周轉率和總資產周轉率（分別為X3、X4、X5、X6、X7）；盈利能力為營業(yè)凈利率、總資產凈利潤率、凈資產收益率（分別為X8、X9、X10）；發(fā)展能力為總資產增長率、資本積累率（分別為X11、X12）。3、控制變量。在實際市場環(huán)境下，高管股權激勵并不是唯一影響公司財務績效的因素，財務績效還受到多種因素的綜合影響，所以本文選用公司規(guī)模、成長能力和資產負債率三個控制變量因素作為影響高管股權激勵與上市公司財務績效之間的關系。

三、實證分析

（一）因子分析。根據總方差解釋表旋轉之后4個主因子的方差貢獻率的比重權數和4個主因子的得分，計算公司財務績效（P）的綜合得分。最后，將該公式帶入Excel計算出159家上市公司的綜合財務績效。

（二）回歸模型檢驗與結果。第一，根據回歸系數，可以得出高管股權激勵與公司財務績效的回歸方程：P=-3.195+1.752MO+0.138SIZE+0.316GROW+0.278ALR第二，高管持股比例（MO）的Sig水平為0.048，通過了t檢驗，回歸系數是1.752，說明上市公司高管股權激勵的水平每提高1%，上市公司財務績效將會隨著高管持股比例水平的提高而提高1.752%，結果表明高管股權激勵與上市公司財務績效之間有相關性。第三，公司規(guī)模（SIZE）的Sig水平0.001，通過了5%的顯著性水平檢驗，回歸系數是0.138，在研究樣本公司中引入的這一控制變量和上市公司在高管股權激勵的情況下，對公司財務績效有顯著的影響，公司規(guī)模與財務績效存在著明顯的正相關關系，能夠支持本文假設二的說法。第四，公司成長能力（GROW）的Sig水平0.000，通過了5%的顯著性水平檢驗，相關性非常顯著，回歸系數是0.316，也表明上市公司在高管股權激勵的情況下，公司成長能力與上市公司財務績效存在著明顯的正相關關系，說明本文假設三成立。第五，資產負債率（ALR）Sig水平0.276，沒有通過5%的顯著性水平檢驗，而回歸系數是0.278，表明上市公司在高管股權激勵的情況下，資產負債率與財務績效之間是正相關關系，但不顯著，并不是資產負債率越高，公司的財務績效越低，因為適度的舉債會增大公司的活力，并且公司負債的利息可以在一定程度上抵消賦稅，所以拒絕本文的假設四。

四、結論

上市公司高管股權激勵與財務績效是正相關的關系。雖然通過實證分析證明了實施高管股權激勵有助于公司財務績效的提高，有積極的效果，但是總體來說實施激勵的效果并不理想。產生這些結果的原因有很多，主要的可能有以下幾個方面：

（一）從根本上來說我國資本市場發(fā)展尚不規(guī)范。目前，我國股票市場并不完善，股票風險與收益不穩(wěn)定，股市波動較大，股價的大小不能反映一個公司的正常業(yè)績，也不能正確反映公司的價值，所以從根本上來說資本市場的不規(guī)范是我國上市公司實施高管股權激勵機制基礎的一大問題。由于市場機制的不完善，在很多情況下，股權激勵很難成為一個真正的激勵措施。

（二）有關股權激勵的國家政策、法律法規(guī)的約束。上市公司的股票發(fā)行以及回購都應該得到中國證券監(jiān)管部門的核準，并且發(fā)行和回購都有一定的限制，這樣增加了實施高管股權激勵計劃的成本，延長了上市公司實施高管股權激勵計劃的時間。

（三）公司治理結構不夠完善。國內上市公司的高管人員大部分是通過行政手段來任命的，很少是從公開市場中競爭上崗的，并沒有形成以市場為基礎的比較成熟的職業(yè)經理人任職模式。

五、政策建議

上市公司的高管股權激勵機制在以后的長期激勵中扮演著重要的角色，為了促進股權激勵的發(fā)展，提高財務績效，所以針對結論分析，在此提出以下幾點政策建議：

（一）規(guī)范市場環(huán)境，增強資本市場有效性。高管股權激勵在實施過程中依據的是股票這一工具，而股票只有在健全、穩(wěn)定、有效的證券市場上才能充分發(fā)揮作用，所以提高我國整個市場的運行效率，增強市場的有效性，規(guī)范市場環(huán)境，為保證高管股權激勵計劃的順利進行有著非常重要的意義。

（二）建立健全相關政策、法律法規(guī)。高管股權激勵制度的實施也需要強有力的政策法律法規(guī)的保障，完善高管股權激勵的法律環(huán)境，將影響著我國高管股權激勵的進一步發(fā)展。

（三）規(guī)范上市公司治理結構，完善高管股權激勵內部環(huán)境。要建立合理規(guī)范的董事會制度，建立相對應的約束機制，強化監(jiān)事會的職能，提高監(jiān)事會的法律地位，建立完善的經理人市場，通過這些進一步提升經理人的知識儲備、決策能力和責任感，保證了自身利益和上市公司的發(fā)展，使高管股權激勵計劃得到更加有效的實施。

主要參考文獻：

［1］潘永明，耿效菲，胥洪.我國上市公司股權激勵與公司業(yè)績關系的實證研究［J］.遼寧師范大學學報（社會科學版），2010.3.2.

［2］褚曉琳，張立中.股權激勵對公司績效影響的博弈分析［J］.統計與決策，2011.9.

［3］蘇冬蔚，林大龐.股權激勵與公司業(yè)績———基于盈余管理視角的新研究［J］.金融研究，2011.9.

［4］郭桂璽.中國上市公司高管激勵與公司績效研究［D］.重慶：重慶大學，2012.

第6篇：股權激勵對績效的影響范文

關鍵詞：股權激勵；績效考核；內部控制

企業(yè)的發(fā)展離不開管理水平的不斷提升和高級員工的忠誠度，因此自從企業(yè)的所有權和經營管理權出現分離以來，企業(yè)的股東如何采用有效措施激勵管理層提升工作效率、保障股東權益和留住優(yōu)質員工、提升優(yōu)質員工的忠誠度便成為企業(yè)重點關注的內容。傳統的高薪激勵的措施雖然在一定程度上可以吸引管理層通過不斷努力提升管理水平，改善企業(yè)經營管理條件，但是由于管理層和股東的目標存在不一致，使得管理層必然無法全身心的為企業(yè)的經營管理服務。同時，高薪激勵雖然可以招聘到更加優(yōu)秀的員工，但是也無法在工作期內持續(xù)做到激勵并留住優(yōu)質員工的目的。在這種情況下，股權激勵便應運而生。股權激勵實質上是通過將企業(yè)的部分股權授予管理層或優(yōu)秀員工等，使得企業(yè)的管理層和優(yōu)秀員工成為企業(yè)的股東，企業(yè)生產經營水平的高低將直接影響到企業(yè)的股價，因此會直接影響到被授予股權的管理層或優(yōu)秀員工獲得的報酬。這種更加直接的激勵方式可以在很大程度上提升管理層和優(yōu)秀員工的工作積極性，促進企業(yè)不斷發(fā)展。但是，雖然股權激勵有這些優(yōu)勢，但是在當前其在我國很多企業(yè)內實行時仍然存在一定的問題，因此有必要對股權激勵在我國應用的現狀進行了解，并對其存在的問題進行深入探究。

一、新時期股權激勵在我國應用的現狀

（一）股權激勵的目標設定使得企業(yè)可能面臨更高的經營風險

股權激勵通過股價將管理層和股東的利益進行有效統一，這在很大程度上提升了企業(yè)管理層的工作努力度，有利于維護股東的權益。但是當前，由于股權激勵一般都采用目標確定式激勵，即為管理層設置某些經營管理目標或企業(yè)受益目標等，當管理層經過規(guī)定期間的工作后達到目標時，管理層可以獲得相應的股權。這種方式雖然使得管理層和股東的利益進行統一，但是股權激勵的目標設定卻使得企業(yè)可能面臨更高的經營風險。首先，企業(yè)的管理層可能為了達到股權激勵設置的目標，而采取激進的生產經營策略。由于股權激勵的目標設置時，一般都具有一定的達成難度，因此需要管理層花費較大的勞動成本，在這種情況下，如果企業(yè)內部監(jiān)管水平不高，股東無法對管理層的工作狀況進行有效監(jiān)督，則管理層可能會采用激進的方式進行企業(yè)生產經營管理，這樣會給企業(yè)帶來較大的風險，不利于企業(yè)長期發(fā)展。其次，當前由于我國股票市場發(fā)展還不夠健全，企業(yè)的管理層可以通過隱性操作的方式對企業(yè)的利潤和股價進行操控，這使管理層具有較大可能產生道德風險，會使得企業(yè)的股價可能存在人為拉高的因素，影響正常的生產經營，當管理層操控利潤的事情敗露，也會使企業(yè)的聲譽受到嚴重損害，不利于企業(yè)長久發(fā)展。例如，某大型民營企業(yè)主要從事農產品初步加工，該民營企業(yè)已經在2012年成功上市。該企業(yè)于2012-2014年期間聘請專業(yè)的高級管理人員從事企業(yè)管理，并制定了股權激勵計劃對該高級管理人員進行激勵。但是由于股權激勵計劃的目標設定完善程度較低，且該企業(yè)對于管理人員績效考核指標設定完備性不足，使得該高管出現了較高的道德風險，通過對財務報表數據進行粉飾，使得其最終實現了股權激勵，但是實質上并沒有完成企業(yè)發(fā)展的目標。

（二）股權激勵可能會使得企業(yè)內部工資薪金出現極大差距

股權激勵一般針對高級管理層及優(yōu)秀員工進行，這意味著企業(yè)內部可以獲得股權激勵的員工所占比例一般較低，企業(yè)的大部分員工仍然采用傳統的績效考核和激勵方式。這使得股權激勵會出現企業(yè)內部工資薪金出現較大差距，挫傷一般員工的工作積極性，也不利于企業(yè)的長期穩(wěn)定發(fā)展。首先，股權激勵由于其和企業(yè)的股票價格直接相關，且當前我國大多進行股權激勵的企業(yè)在進行股權激勵時，最終給予高級管理層及優(yōu)秀員工的股權激勵額度較高，管理層或優(yōu)秀員工可以獲得極高的報酬。這直接拉開了其與普通員工的工資差距。其次，工資薪金差距的加大容易造成一般員工的工作積極性受到嚴重挫傷。一般員工的工資收入變動幅度較小，且因為績效考核而可以獲得的額外獎金增長速度較慢，難以通過簡單的加大工作量等方式獲得高收入，這使得一般員工會認為工資薪金與勞動力的匹配程度較低，也會激化企業(yè)內部管理層與員工之間的矛盾，不利于企業(yè)的內部穩(wěn)定和發(fā)展。除此之外，股權激勵的方式實質上是將企業(yè)內部全體員工的工作努力結果集中給予某一小部分人，這也使得收入分配方面公平性欠缺。

（三）股權激勵的企業(yè)稅務和會計處理可能存在問題

由于股權激勵的形式有異于企業(yè)其他普通的職工應付薪酬，因此其在稅務和會計處理方面存在一定難度，這使得部分企業(yè)在實行股權激勵之后，出現會計處理不符合規(guī)范及因股權激勵設置未進行事前籌劃而出現需要繳納高額稅收的問題。首先，對于股權激勵的會計處理需要用公允價值而非賬目價值進行會計計量。但是由于股權激勵實行時，股票價格還未確定，因此需要進行事前預測，預測的準確性將會直接影響到當期的會計處理和后期的會計調整。由于預測過程中會對眾多指標進行選擇，企業(yè)具有較高的自由裁量權和主觀判斷能力，這使得企業(yè)可能通過預測的指標選擇而進行利潤的操縱。其次，由于股權激勵在我國個人所得稅中進行了詳細規(guī)定，但是當前我國對于股權激勵的個人收入納稅時間和應稅所得部分具有一定的籌劃空間。企業(yè)如果在制定股權激勵計劃之前未考慮稅收方面的因素，可能會使得管理層或優(yōu)秀員工需要繳納較高的稅收，使得激勵效果大打折扣。

二、新時期完善股權激勵計劃的舉措

（一）完善股權激勵的目標設定，降低管理層隱性操作的可能性

股權激勵作為新型員工績效考核和激勵的方法，對于提升管理層的工作積極性、促進企業(yè)發(fā)展都具有重要意義。因此，針對當前我國部分企業(yè)在進行股權激勵的目標設定不完善，使得管理層為了獲得股權激勵，而進行隱性操作等使得企業(yè)產生較大生產經營風險的現象，企業(yè)需要完善股權激勵的目標設定，不斷降低管理層隱性操作的可能性。首先，在制定股權激勵目標時，需要符合企業(yè)的發(fā)展需要，不可過于激進。當股權激勵目標過于激進時，管理層為此可能有兩種反應模式，一種是認為一定達不到股權激勵的目標，管理層直接放棄該股權激勵計劃，不再改進企業(yè)的生產經營和內部管理控制，使得股權激勵失效；另一種則是企業(yè)管理層通過隱性操作財務報表、粉飾數據、操控股價等方式實現股權激勵目標，這使得企業(yè)雖然在表面上實現了股權激勵目標，但是在本質上反而給企業(yè)的正常發(fā)展帶來了不利影響。因此，在設定目標時需要審時度勢，合理考慮企業(yè)的發(fā)展狀況及目標，確立有效的股權激勵目標，既不可以目標較低，也不可以設置過高。其次，需要加強企業(yè)內部監(jiān)督管理制度的建設，尤其是對管理層工作的監(jiān)督管理制度建設。管理層本質上是對股東負責，股東有權利對其生產經營手段進行監(jiān)督和管理，但是由于股東無法實時監(jiān)督管理，因此有必要通過制度對管理層進行監(jiān)督。這樣可以在很大程度上屏蔽管理層為了獲得股權激勵，達到設置目標而出現的隱性操作問題，在很大程度上降低了企業(yè)的經營風險和財務風險，促進企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展。

（二）股權激勵與普通績效考核方式相結合，保障一般員工的基本權益

一般員工作為企業(yè)發(fā)展的基礎勞動力，在創(chuàng)造企業(yè)價值的過程中貢獻出極大的力量。因此，如果一般員工受到了不公正待遇，該企業(yè)的發(fā)展就必然會面臨困境。在這種情況下，想要改變因股權激勵造成的企業(yè)內部員工工資差距過大的現狀，需要將股權激勵與普通績效考核方式相結合，保障一般員工的基本權益，提升一般員工的績效考核制度的透明度，提升一般員工的工作積極性。首先，對于普通員工的績效考核和激勵也可以采用股權激勵的方式進行。當前已經有部分公司開始實行對普通員工采用股權激勵與普通績效激勵相結合的激勵方式。通過授予普通員工少量的股票期權，極大的提升了普通員工的工作積極性，這也可以很大程度上減少因考核體制不同而造成的管理層員工與普通員工的工資收入差距較大的問題。其次，需要提升一般員工的績效考核制度的透明度。企業(yè)通過績效考核制度對員工的工作量、貢獻度等進行評價，績效考核制度的完善性和透明度水平都會直接影響到員工的工作內容和工作手段等。除此之外，對于管理層也不應當授予過高的股權激勵或工資薪金，這不利于按勞分配的指導方法的貫徹和落實。

（三）完善企業(yè)進行股權激勵的事前稅收籌劃和事后會計處理

企業(yè)進行股權激勵不但需要考慮企業(yè)績效考核和激勵制度對其的需求，還需要考慮企業(yè)內部其他制度對其的要求。因此，企業(yè)在制定股權激勵計劃時需要完善企業(yè)進行股權激勵的事前稅收籌劃和事后會計處理。首先，企業(yè)需要在制定股票激勵計劃之前進行稅收籌劃安排，對于可能面對的稅收風險進行分析和判定。企業(yè)的財務稅務人員需要及時掌握最新的稅收政策，通過對稅收政策的準確把握降低企業(yè)的涉稅風險，同時降低接受股權激勵人的應納個人所得稅額。其次，在會計處理方面，企業(yè)需要嚴格執(zhí)行財政部出臺的會計準則，對于新型股權激勵模式造成的會計處理存在一定難度可以咨詢專業(yè)的會計師事務所或者財政部主管機構等，力保會計信息處理的真實有效。除此之外，企業(yè)對股權激勵計劃的制定和實施時需要及時掌握最新的信息和政策要求，通過合理的指標預測提升稅務、會計的處理水平。

三、結語

新時期企業(yè)更加重視內部管理和控制，很多企業(yè)通過股權激勵的方式進行管理層和優(yōu)秀員工的激勵。但是當前，我國部分企業(yè)在進行股權激勵時仍然存在一定的問題，使得企業(yè)面臨較高的經營風險、不利于普通員工的發(fā)展和財會處理。因此，當前企業(yè)需要加強對股權激勵計劃的研究和了解，規(guī)避風險，促進企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展，實現二次騰飛。

參考文獻：

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[3]劉廣生，馬悅.中國上市公司實施股權激勵的效果[J].中國軟科學，2013（07）.

第7篇：股權激勵對績效的影響范文

現代公司的兩權分離引致了公司治理的成本問題，人為了追尋自身利益而產生道德風險和逆向選擇。為了盡量使經理人目標與股東層目標保持一致，上市公司開始探索各種激勵方式。在研究股權激勵與公司績效關系時必須考慮股權激勵實施變量存在的內生性問題，本文嘗試利用傾向得分匹配法（PSM）來解決股權激勵內生性問題，并利用最新上市公司數據實證研究上市公司股權激勵計劃實施對公司績效的影響，期望能為股權激勵制度在我國的推廣提供理論支撐。

一、傾向得分匹配模型

（一）傾向得分匹配模型基本原理

PSM模型的基本原理是在處理組樣本非隨機選擇帶來估計結果偏誤的情況下，根據實施股權激勵公司的特征（處理組），找出與處理組公司特征盡可能類似的上市公司（控制組），通過比較這兩類上市公司經營績效的差異，分離出單獨由實施股權激勵計劃所帶來的公司治理效果的改變情況。根據樣本中上市公司是否實施股權激勵計劃，Y1i表示已實施股權激勵計劃的上市公司經營績效，Y0i表示沒有實施股權激勵計劃的上市公司經營績效，定義Y1i-Y0i為處理效應，處理組的平均處理效應（ATT）、控制組的平均處理效應（ATC或ATU）以及平均處理效應（ATE）可以表示為：

ATT=E[（Y1i-Y0i）|Z，treat=1]

ATC=E[（Y1i-Y0i）|Z，treat=0]

ATE=ATT*[SX（]N1[]N1+N0[SX）]+ATU*[SX（]N0[]N1+N0[SX）]

其中treat=1表示處理組，即實施股權激勵計劃；treat=0表示控制組，即沒有實施股權激勵；Z表示所有可觀測的匹配變量，N1表示處理組的樣本數，N0表示控制組的樣本數。若以所有的可觀測特征Z為條件的均值同時在控制組中與處理組中都相等，那么實施股權激勵就是一種隨機行為，直接計算Y1i-Y0i就可以得到實施股權激勵單獨帶來的經營績效的改變。

在具體進行傾向得分匹配模型的估計時，首先構建以是否實施股權激勵計劃二值變量作為因變量，以影響股權激勵實施的主要上市公司特征為自變量的Logit二值選擇方程，根據Logit模型計算PS值。其次，檢驗共同支撐假設，即控制組與處理組是否具有相近的傾向得分值，根據PS值進行匹配，匹配結束后需要進行平行假設檢驗，即控制組與處理組在各個維度上的差異是否過大，如果差異不大繼續(xù)進行下一步，否則重新回到初始步驟，進行Logit模型的重新設定。最后，比較控制組與處理組的經營績效差異，并進行統計推斷。

（二）進行穩(wěn)健性檢驗

在利用PSM模型進行匹配前，處理組與控制組是存在顯著差異的，經過可觀測因素匹配后，如果不存在影響股權激勵實施的不可觀測因素，那么匹配后的兩組公司就不存在差異。但是，現實中或多或少存在一些人們無法觀測的，或者無法度量的影響股權激勵的因素，導致匹配后的兩組公司仍然存在差異?；诓豢捎^測數據異質性問題的存在，需要使用Rosenbaum邊界估計方法來檢驗估計結果的穩(wěn)健性。當存在影響股權激勵實施的不可觀測因素異質性時，〗根據可觀測因素匹配后不同上市公司存在的差異，Rosenbaum邊界估計就是通過檢驗稍微改變這種差異的一個比例，是否會導致估計結果發(fā)生較大的改變，本文使用stata中rbounds命令進行處理組ATT的穩(wěn)健性檢驗。

二、數據及變量描述性統計

（一）數據來源

本文以2006-2013年所有上市公司作為初選樣本，將2006年到2011年實施股權激勵的上市公司作為處理組樣本，并依據PSM模型中匹配維度的設定，選取一定上市公司作為控制組樣本，以期研究實施股權激勵的上市公司在2012年、2013年公司績效的提升情況。本文數據來源于色諾芬經濟金融數據庫（CCER）、國泰安數據庫（CSMAR）、銳思數據庫（RESSET），數據篩選的原則是：（1）刪去中途取消股權激勵方案的上市公司；（2）刪去金融類上市公司；（3）刪去重要變量存在缺失值的樣本；（4）刪去ST、PT類上市公司；（5）刪去發(fā)生兼并、收購行為的上市公司，因為這類公司會帶來估計結果偏誤，屬于異常值；（6）刪去資不抵債的上市公司；（7）刪去2011年以后上市的公司。最后得到1 371個實施股權激勵的樣本、10 952個未實施股權激勵的樣本，其中實施股權激勵的樣本占據1113%。

（二）上市公司基本特征描述性統計

表1列示了影響公司股權激勵實施的主要影響因素，分為處理組、控制組，樣本總體分別對樣本公司的個體特征進行描述，其中差異百分比（%）列示了處理組與控制組各因素的差異百分比。從表1可以看出處理組和控制組樣本特征存在一定差距，特別是銷售回報率（51429%）和公司控制權（-5829%）上。從銷售回報率看，處理組顯著高于控制組，表明實施股權激勵的公司盈利能力顯著高于沒有實施股權激勵的公司。從公司控制權看，在實施股權激勵的公司中只有239%屬于國有控股企業(yè)，而未實施股權激勵的上市公司高達573%。從產權比率看，兩組之間也存在差異，處理組只有1065，顯著小于控制組的1433，這表明實施股權激勵的公司通常是一些負債額度相對較低的公司。此外，在公司規(guī)模、公司股權集中度（H5指數）、高管薪酬、托賓Q值上，控制組與處理組也或多或少存在差異，這些可觀測因素的顯著差異從另外一個角度說明實施股權激勵的公司并不是隨機實驗選取的樣本公司。

（三）上市公司績效的描述性統計

從直接和間接層面最終選取了5項指標作為公司績效的綜合衡量，具體指標特征見表2。

1.直接指標?，F有研究主要以托賓Q值、總資產收益率、凈資產收益率等作為績效衡量指標，國外的實證研究普遍采用托賓Q值。由于我國資本市場不夠完善，托賓Q值并不能真實反映我國上市公司的績效，大部分學者轉而采用總資產收益率、凈資產收益率來衡量。還有一些公司使用每股凈收益EPS，但是EPS是絕對指標，使得不同性質的上市公司不具備可比性。本文選擇了總資產收益率、凈資產收益率，作為上市公司績效直接衡量指標。

2.間接指標。股權激勵提升公司績效主要通過激勵高管改善經營管理，控制公司運營成本，增加投資渠道。在成本控制方面，公司管理層控制成本主要體現在管理費用上。為了使各類公司具備可比性，可采用管理費用占營業(yè)收入的相對比值作為衡量指標。對投資支出的衡量，本文借鑒支曉強（2007）的研究，用固定資產原價、工程物資以及在建工程三項之和的增加值表示實物資產投資水平，并采用實物資產投資占公司總資產中的相對比值表示投資支出率。

三、實證結果

（一）Logit估計結果

PSM模型進行配對的依據是除了股權激勵這個因素外，要求進行配對的兩家公司在各方面特征上盡量相近或相同。本文主要從公司財務、公司治理結構、以及高管薪酬方面選擇配對指標，通過多次Logit回歸確定一個最佳Logit模型，該模型的估計結果如表3所示。

從Logit回歸結果看，公司規(guī)模系數為正，在1%的水平上顯著，說明公司規(guī)模越大，實施股權激勵的動機越強。公司規(guī)模的擴大增加了監(jiān)管難度，實施股權激勵可以使經理層目標與股東目標保持一致，從而降低成本（Jensen & Meckling，1976）。產權比率的系數為-0128，在1%的水平上顯著。產權比率代表上市公司風險，系數為負說明公司的經營風險越大，實施股權激勵的可能性越低。銷售回報比的系數為正，表明上市公司盈利能力顯著地提高了實施股權激勵的可能性。新會計準則規(guī)定期權費用化，實施股票期權會增加公司的經營成本。對于盈利能力差的企業(yè)而言，實施股票期權可能使其出現業(yè)績虧損，因而這類企業(yè)不愿意實施股權激勵的方式。托賓Q值是市價與資產重置成本的比值，其Logit回歸系數為0114，表明股票市場表現良好的上市公司傾向于實施股權激勵。高管年薪的系數為0376，在1%的水平上顯著，高管年薪較高的上市公司傾向于實施股權激勵。H5指數代表前5名股東持股比例平方和，其系數為負，且在1%的水平上顯著。高管持股使得高管與股東利益一致，從而有效減弱了二者之間的問題，此時公司選擇股權激勵的動機就會減弱（Chourou，2008）。最終控制權類型的系數為-1541，在1%的水平上顯著，表明國有企業(yè)實施股權激勵的傾向明顯低于民營控股企業(yè)。

（二）共同支撐檢驗與平衡性檢驗

1.共同支撐檢驗。從匹配前的傾向得分密度函數圖可以看出處理組與控制組的PS值分布存在很大差異，處理組的傾向得分大多集中在02左右，而控制組的傾向得分大多集中在005左右，如果忽略這種差異的存在，很可能導致研究結論偏誤；同時，也可以看到處理組與控制組存在一定程度的重疊部分，這就具備了使用傾向得分模型的條件。經過匹配，從匹配后的密度函數分布圖可以看出處理組與控制組已經基本重疊，兩組PS值基本上都集中在02左右，這表明PSM模型滿足共同支撐假設。

2.平衡性檢驗。平衡性檢驗是指參與匹配的公司必須在各個維度上與處理組公司相似，這樣才能保證估計結果的可靠性。表4列示了平衡性假設的檢驗結果，處理組和控制組在匹配前的6項指標的差值在1%的水平上顯著。經過最近鄰匹配，所有變量的標準誤差絕對值都在大幅減少，其中減少幅度最大的是產權比率，減少的幅度高達983%。在匹配完成后，處理組和控制組在6項匹配指標上都是高度不顯著的，其t檢驗的相伴概率均遠遠大于10%，這表明匹配后的兩組公司在各個維度上已經基本相同。另外，從圖2可以直觀看出經匹配后，處理組和控制組的各維度變量的絕對偏差基本落在0的這條垂線附件，這表明匹配后的兩個樣本在各個維度變量上已經無明顯差別，通過了平衡性假設檢驗。

（三）匹配結果

表5是PSM模型的估計結果，從表中可以看出匹配前實施股權激勵的上市公司的凈資產收益率、總資產收益率遠遠大于控制組；匹配后，兩者的差異均在縮小，其凈資產收益率平均處理效應ATT系數為00095 ，總資產收益率平均處理效應ATT差別系數為00039，兩者均在1%水平下顯著。ATT衡量了單獨由股權激勵帶來的公司績效提升水平，進一步對比可以發(fā)現匹配前成本、投資支出率、總資產增長率也都存在一定程度的高估。經過匹配能夠發(fā)現股權激勵實施可在一定程度上控制公司成本（-00050）、增加投資支出率（00058），并提高公司的總資產增長率（00701），三者分別在10%、1%、1%水平下顯著。其中，ATU衡量了對于沒有實施股權激勵的上市公司來說，如果實施股權激勵可以使凈資產收益率提升的概率為00016、總資產收益率提升的概率為0、成本降低的概率為00095、投資支出率提升的概率為00045、總資產增長率提升的概率為00496，ATE衡量了實施股權激勵的上市公司比沒有實施股權激勵的上市公司增加凈資產收益率的概率為00025、增加總資產收益率的概率為00004、降低成本的概率為00091、增加投資支出率的概率為00046、增加總資產增長率的概率為00517。

（四）細化研究

1.控制權類型。對人力資本的薪酬激勵方案，尤其是近些年來逐步被廣泛采用的股權激勵的研究，有利于我國企業(yè)優(yōu)化人才資源利用，為近期提出的國有企業(yè)混合所有制的改革提供一個視角。從長期以來，國有企業(yè)人力資源要素來源高度行政化，造成要素資源不合理配置。2015年1月1日正式實施的《中央管理企業(yè)負責人薪酬制度改革方案》①，在高管薪酬結構中增加了“任期激勵”，形成了基本年薪、績效年薪和任期年薪三足鼎立的工資組成結構。張宗義和宋增基（2013）認為國有企業(yè)所有者缺位，使得國有上市公司實施股權激勵不能顯著提升公司績效。本文通過實證研究檢驗該結論（估計結果見表6），在三種匹配方法下發(fā)現國有控股公司實施股權激勵帶來的效果明顯弱于民營控股公司，具體表現在較低的凈資產收益率、總資產收益率的ATT值，且除了核匹配下凈資產收益率在5%水平下顯著，其他都不顯著；在半徑匹配與核匹配方法下，雖然國有控股公司表現出較高的投資支出率ATT值，但是并不十分顯著；在總資產增長率方面，三種匹配方法下的國有控股公司的ATT均小于民營控股公司。因此，本文驗證了國有上市公司實施股權激勵不能顯著提升公司績效的結論。

2.公司成長性。公司成長性用凈資產收益率增長率來衡量，本文把高于上市公司平均凈資產收益率的增長率定義為高成長性，低于上市公司平均凈資產收益率的增長率定義為低成長性，并分別采用最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配方法，評估不同成長性上市公司實施股權激勵對公司績效的影響，評估結果如表7所示。

不管采用哪一種匹配方法，且不管是高成長性還是低成長性的上市公司，實施股權激勵都有助于提升公司績效。對于相同成長性的上市公司，使用不同匹配方法計算的平均處理效應ATT是有差別的，這主要是由于不同的匹配方法確定了不同的共同支撐域，從而導致匹配對存在差異。對于使用同一種方法估算的不同成長性公司的ATT也有差別，以最近鄰匹配為例，高成長性的上市公司凈資產收益率（0014）、總資產收益率（0008）顯著高于低成長性上市公司，在微觀機制的衡量指標中，高成長性上市公司更有效地控制了成本（0008>0003），但是并沒有表現出較高的投資率水平（0528

四、穩(wěn)健性檢驗

本文使用Rosenbaum邊界估計方法，檢驗當存在不可觀測因素異質性影響股權激勵實施時，是否會使公司績效的估計結果發(fā)生顯著改變。當Gamma=1時，表示上市公司實施股權激勵的可能性是一致的。通過改變Gamma值，即在上市公司實施股權激勵的概率不同時，Rosenbaum邊界估計計算出公司績效變化的顯著性水平的上下限，Hodges-Lehmann點估計的上下限，以及置信區(qū)間的上下限，如果不可觀測因素異質性引起估計結果的顯著改變，那么PSM模型就不適用于研究股權激勵的問題。

以最近鄰匹配為例，本文分別檢測了不同公司績效衡量指標的Rosenbaum邊界估計結果。從表8可以看出不可觀測因素異質性引起股權激勵實施可能性，不管是較小變化（如變化11倍）還是較大變化（如變化2倍），對上市公司凈資產收益率影響的置信區(qū)間下限或者HL點估計下限都為正，且顯著性水平都小于1%，這表明異質性不會影響股權激勵提升上市公司凈資產的收益率。通過進一步檢驗半徑匹配和核匹配下的Rosenbaum邊界估計情況，發(fā)現結論與最近鄰匹配一致。所以，不可觀測因素的存在不會影響估計結果顯著改變，也就是說基于可觀測因素的傾向得分匹配模型適用于股權激勵的研究，股權激勵實施能夠顯著提升上市公司績效。

五、結論

股權激勵計劃在我國尚且屬于一種新興的公司治理方法和激勵手段，研究股權激勵制度對完善我國公司治理制度，提高公司績效具有重大意義。本文的研究結論如下：（1）實施股權激勵能夠提升公司績效。（2）國有上市公司實施股權激勵不能顯著提升公司績效。（3）成長性較高的上市公司實施股權激勵的效果優(yōu)于成長性低的上市公司。

為了促進國有企業(yè)高管薪酬合理定價機制的形成，現提出如下建議：（1）國有企業(yè)任命高管去行政化，通過建立經理人市場，利用市場機制聘任具備經營管理才能、經驗豐富、高素質綜合性人才；（2）國有企業(yè)實施股權激勵強調的是高管與公司共擔風險、共享利益的原則，只有參與市場充分競爭的國企實施股權激勵才有成效，對于那些帶有壟斷性質的國企（如行政壟斷、自然壟斷或者擁有特許經營權）不適合實施股權激勵；（3）混合所有制改革中，若加強管理層股權激勵的實施將有利于進一步釋放管理動力，提升經營效率，因而在國有企業(yè)改制時可以同步引入股權激勵的薪酬激勵制度；（4）設置股權激勵比例的上限，防止高管過度持股，造成國有控制力的流失。

第8篇：股權激勵對績效的影響范文

（一）股權激勵的理論研究

在國外的研究中，LouisKelso在1958年《資本主義宣言》一書中最先提出了雙因素經濟理論，雙因素理論成熟于20世紀90年代初，代表作為《民主與經濟力量》，這是股權激勵制度產生與發(fā)展的理論基礎。Holmstrom認為，如果股東可以清晰地知道經營者帶來的經營業(yè)績，那么除了支付固定工資還要對經營者的經營業(yè)績好壞進行獎懲，這樣就可以確保經營者努力工作，為股東創(chuàng)造最大的價值。Fama認為，現代的企業(yè)管理制度，企業(yè)的所有權與經營權相分離是企業(yè)運作的一種有效形式，特別是對于上市公司。通過給予經營者一定數量的股權則解決了兩權分離帶來的矛盾問題，能夠使經營者的利益與股東利益聯系一起。Murphy認為，上市公司股權激勵的效果主要是受公司的早期策略、行權價格、期權定價模型、股權激勵類型、股權有效期、行權價格的重新定價等因素的影響。

（二）股權激勵與上市公司績效關系的研究

國外的文獻中，大部分研究認為股權激勵與上市公司績效存在著正相關的關系，也有一些學者認為股權激勵與公司績效存在不相關或者負相關關系。

第一，正相關性。Murphy通過對2003～2008年的不同行業(yè)研究得出，實施股權激勵的高新技術產業(yè)最多，并且這些公司都以一種長期方式進行激勵，且實施后公司業(yè)績明顯強于未實施股權激勵的企業(yè)，在選取的54個企業(yè)樣本中，均顯示出股權激勵與公司績效存在明顯的正相關性。Shivdasani以2007～2011年的1000家上市公司作為樣本進行研究，試圖得出二者之間的關系，最后得出結論：實施股權激勵后，公司管理層就努力工作從而提高公司價值，存在著強相關關系。Christoph Kaserer將德國的汽車制造企業(yè)作為整體樣本進行研究得出，公司實施股權激勵后，公司股價與公司銷售收入的增長之間存在顯著正相關關系。

第二，不相關或負相關性。Jensen、Murphy以1974～1986年的1310家美??上市公司進行實證研究得出結論，認為公司管理層的薪酬（工資和獎金）與公司業(yè)績并不相關，公司每提升1000美元業(yè)績收入，僅僅帶給了公司管理層2.2美分的收入，表明其之間不存在相關性。Himmelberg等人通過對美國醫(yī)藥上市公司實證研究證明，在企業(yè)各個因素都均衡的狀態(tài)下，對經營者實施股權激勵與公司績效之間存在弱相關的關系，實施股權激勵并不能給公司帶來額外的收益。Schaefer通過對普通員工實施過股權激勵的公司進行深入研究，最后得出結論：如果對公司的普通員工實施股權激勵，與公司的業(yè)績根本不存在關系，甚至出現了負相關關系，原因是企業(yè)無形之間增加了成本。

二、國內研究文獻

（一）股權激勵與公司業(yè)績存在線性相關性

唐現杰、王懷庭以深滬兩市262家制造機械、設備、儀表類上市公司以2006～2008年的數據為樣本，通過回歸分析等多種分析方式進行實證研究，得出的結論顯示：股權激勵對管理者的經營管理有一定的影響，對公司的經營業(yè)績的提升也會有顯著的影響，所以得出股權激勵與公司價值之間有顯著的正相關關系。徐劍華與者貴昌采用實證分析的方法對安徽省滬深兩市上市的36家公司2010年的數據進行分析，統計的結果顯示，管理層持股比例高低和上市公司的公司價值之間存在正相關關系。李菲從公司治理強度視角，以非金融類上市公司作為研究樣本，對兩者的關系進行了研究，得出兩者的相關關系受到公司治理強度的影響，治理強度越高，兩者呈現越強的正相關性的結論。

（二）股權激勵與公司業(yè)績存在非線性相關性

郭峻、顏寶銅、韓東平經研究發(fā)現，我國的上市公司管理層持股比例的高低和企業(yè)經營業(yè)績之間的關系為曲線關系，該曲線分為三個階段：第一階段，管理層持股比例低于27.58%時，公司經營業(yè)績隨之不斷增加而增加；第二階段，管理層持股比例高于27.58%低于88.09%時，公司經營業(yè)績隨之不斷增加而有所下降；第三階段，當管理層的持股比例高于88.09%時，公司的經營業(yè)績又一次呈現出增長的趨勢，這一曲線關系說明當公司管理層的持股比例增長到一定數值時，股權激勵的激勵作用就會突顯。

儀垂林把滬深兩市771家上市公司2008年的數據作為樣本進行研究分析，經過多種分析方法得出，管理層持股比例與公司價值之間呈現出顯著的三階段的曲線關系：第一階段，當管理層持股比例低于23.8%時，公司價值隨管理層持股比例增加而上升；第二階段，當管理層持股比例高于23.84%低于60.55%時，公司管理層持股比例的增加使公司價值有所下降；第三階段，當管理人持股比例高于60.55%時，兩者又會呈現出正相關的關系。

（三）股權激勵與公司業(yè)績不具有相關性。

顧斌、周立燁將扣除非經常性損益后的凈資產收益率作為業(yè)績評價指標，對我國2002年之前實施股權激勵的滬市上市公司進行研究分析，主要分析了實施股權激勵后的效果，最終得出上市公司股權激勵的作用不顯著的結論。李梓嘉依據我國上市公司在2005～2009年披露的企業(yè)相關數據，對其進行分類并加以分析，首先采用回歸分析方法，發(fā)現實施股權激勵與企業(yè)價值之間不具有明顯的相關性，其次采用因子分析法進行進一步的分析，依然得出股權激勵的實施對企業(yè)業(yè)績增長的激勵作用不顯著。林麗萍和蔡永林對我國創(chuàng)業(yè)板上市公司股權激勵效果進行了研究，得出我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權激勵效果并不明顯的結論。

三、結語

第9篇：股權激勵對績效的影響范文

關鍵詞：股權激勵 公司績效 相關性研究

一、研究背景

現代企業(yè)制度一個明顯的特征就是“所有權與經營權相分離”。這種分離結果導致所謂“問題”的出現，管理層持股作為一種獲得報酬方式，可以將管理人員的自身利益和公司股東的利益結合起來，從而在一定程度上消除人風險。管理層股權激勵制度應用最早是1952年美國輝瑞公司提出的經理人股票期權。在我國，目前也有不少企業(yè)推出有自己特色管理層股權激勵方案，如上海貝嶺、東方電子及聯想集團等一批企業(yè)率先實施了管理層股權激勵。因此，在當前環(huán)境下，對管理層激勵問題的研究更顯實際價值。

二、實證分析

（一）研究假設

目前我國企業(yè)存在較為嚴重的委托問題和激勵不足問題，實施管理層股權激勵可以有利于我國公司業(yè)績的提高，因此假設：管理層股權激勵與企業(yè)業(yè)績正相關。

（二）數據來源

本文選取2008年～2012年的深滬兩市的上市公司數據做為研究樣本，選取的樣本中剔除以下公司：金融類公司、ST和已經退市的公司、數據缺失和異常的公司?？偣策x取了60個樣本，本文的所有數據均來自CCER金融數據庫。

（三）變量設置

本文采取主成因子分析法計算的分值衡量企業(yè)業(yè)績，本文選取的指標有凈資產增長率、凈資產收益率、主營業(yè)務增長率、每股凈現金流量、資產周轉率、每股收益和資產收益率。通過分析選取其中四個因子的值，以各因子的方差貢獻率為權重，加總各因子得分，就可以得到綜合財務績效：

CPF=0.37711Z1+0.14604Z2+0.14197Z3+0.12315Z4

本文的研究將股權激勵的管理層定義為董事會成員、監(jiān)事會成員和高級管理人員。把管理層持股為零的公司界定為沒有管理層股權激勵，把管理層持股比例達到0.01%以上但低于10%的公司界定為實施了管理層股權激勵，我國管理層股權來源有：實施股權激勵而獲得、管理層自己購買獲得以及管理層收購和員工持股，通常管理層自己購買股份的量比較小，不具備激勵效果，本文根據對上市公司管理層持股的詳細資料分析測算得出，管理層中只是通過自己購買股票而持股的，持股比例通常小于0.01%。實施了管理層收購的公司管理層的持股比例較大，本文選取以10%作為另一個臨界點，管理層持股比例大于10%的公司不納入模型回歸分析中。所以認為管理層持股比例達到0.01%但低于10%的公司為有股權激勵的公司。設置管理層是否有股權激勵這一虛擬變量進行檢驗。本文還選取了企業(yè)規(guī)模等控制變量，如表1所示。

（四）實證模型及檢驗結果

實證檢驗模型為CPF=α+β1J+δCi+ε；其中J為虛擬變量，實施管理層股權激勵為1，沒有實施管理層股權激勵為0。Ci為控制變量。

把是否實施股權激勵設置為虛擬變量進行回歸，實證結果顯著負相關，并不支持本文所作的假設，即實施了管理層股權激勵，企業(yè)業(yè)績反而變差了。為什么會顯著負相關？原因可能是國有企業(yè)在改制過程中，大都推行高管控股，企業(yè)法定代表人持大股、員工志愿參股的股權結構，制約了管理者對企業(yè)長期發(fā)展計劃的制定和實施，可能造成經營者的短期行為，管理者的積極性不能有效的調動起來，公司實際經營效益滑坡。因此，本文區(qū)分國有上市公司和非國有上市公司，并剔除“第一大股東性質”這一控制變量再次檢驗，實證結果顯示，國有上市公司實施管理層股權激勵與公司業(yè)績顯著負相關，而非國有上市公司實施股權激勵與公司業(yè)績顯著正相關，結論符合前文的推測。非國有上市公司管理層股權激勵與公司業(yè)績的相關性與本文的假設相一致。國有上市公司實施股權激勵與企業(yè)業(yè)績負相關，而且這種負相關關系影響比較大，會改變所有上市公司實施股權激勵與公司業(yè)績的相關性。

三、結論

研究結果顯示國有企業(yè)實施了管理層股權激勵沒有使企業(yè)績效變好，而非國有企業(yè)實施股權激勵會帶來企業(yè)績效的上升。國有企業(yè)實施股權激勵沒有效果的主要原因是公司結構不完善，沒有起到激勵的作用。因此，采用管理層股權激勵政策，必須先完善企業(yè)的治理結構。

參考文獻：

[1] 張仰進.我國股權激勵實踐中的問題與對策[J].山東統計，2007（4）.