超產權論下股權激勵對公司績效影響的實證研究

摘 要：超產權論認為，改善企業(yè)內部的治理結構的基本動力是引入競爭。就我國目前所處的轉軌經濟而言，公司作為一種制度的存在，其運行效率在很大程度上左右著經濟發(fā)展。而對于其績效的研究，則是經濟績效研究的微觀層面。利用我國工業(yè)企業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，通過回歸分析，驗證了股權激勵與公司績效間倒U型的曲線關系。并且，在相對競爭的市場環(huán)境下，股權激勵的正面效應更加明顯。在綜合考慮公司的內外影響因素后，產權的變更處于相對次要的地位，引入競爭機制和內部治理結構的變革更為重要。

關鍵詞：超產權論；股權激勵；公司績效

中圖分類號：F243.5 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）11-0020-07

一、研究的意義與基礎

（一）研究意義

本文旨在研究超產權論下公司治理對于公司績效的影響。公司治理是一套完善的激勵和監(jiān)督機制。從激勵的角度來說，公司治理使得管理層與股東的利益相一致；從監(jiān)督的角度來說，公司治理可以防止管理層損害股東利益。因此，有關公司治理的傳統(tǒng)研究也是從這兩個角度來進行的。管理層股權激勵、產權結構是從激勵機制的角度來考察的；董事會結構、股權集中度是從監(jiān)督的角度來考察的。這些變量都在不同程度上描述并反映了公司的治理水平。然而，管理層股權激勵、產權結構、董事會結構、股權集中度這些與公司績效相關的變量不僅僅是原因，也是結果。換言之，公司治理與公司績效是內生性的關系，二者相互制約，相互影響。超產權論則從市場競爭的外生性角度考察這一問題。超產權論認為，只有在市場競爭較為激烈的情況下，公司治理才能對公司績效產生積極而正面的影響。

傳統(tǒng)的產權論與超產權論實際上是從兩個不同的角度來考察同一問題，即企業(yè)績效的決定因素。傳統(tǒng)的產權論立足于企業(yè)的內部機制，而超產權論則是從企業(yè)的外部環(huán)境出發(fā)。在轉軌經濟下，對于“企業(yè)績效決定因素”這一問題的研究尤為重要。首先，公司制度與市場經濟是共生發(fā)展的。從新制度經濟學的角度來看，公司制度表現(xiàn)為價格機制的替代，替代的標準取決于交易費用。公司績效從另一個角度來看即是節(jié)省的交易費用，而較低的交易費用可以在很大程度上促進經濟的發(fā)展。因此，市場經濟的發(fā)展不僅依賴于價格機制的形成，也取決于公司制度的發(fā)展。其次，轉軌經濟當中生產要素所有權與使用權的轉變較為常見。這種激勵機制的轉變能否奏效也是亟待解答的問題。最后，“轉軌”在企業(yè)的微觀層面表現(xiàn)為管理制度的融合與轉變。股權激勵等激勵與監(jiān)督機制在企業(yè)層面發(fā)揮的作用也不容忽視。

本文將通過對我國上市公司內部機制（股權激勵、產權結構等）與外部環(huán)境（市場結構）的研究來回答這些問題。

（二）文獻綜述

1.國外研究現(xiàn)狀

對于股權激勵和公司績效之間的關系，學者們最初提出了兩種假說。Jensen和Meckling（1976）認為，隨著管理層持股比例的升高，管理層與股東之間的利益會趨向一致，從而降低代理成本，提高公司績效。這就是“利益一致性”假說（convergence of interests hypothesis）。與之相對應的，F(xiàn)ama和Jensen（1983）提出了“管理層防御”假說（managerial entrenchment hypothesis）。其觀點為，隨著持股比例的提高，管理層的控制權變大，使得兼并和收購難以進行，從而降低了公司績效?？紤]到兩種假說同時存在，Morck，Shleifer和Vishny（1988）對股權激勵與公司績效間的非線性關系進行了驗證。利用《財富》500強的橫截面數(shù)據(jù)，通過分段函數(shù)的方法回歸，得出的結論是，當董事會持股比例在0%～5%之間時，公司績效隨之上升；持股比例為5%～25%時，公司績效隨之下降，超過25%后繼續(xù)上升。這一結論驗證了兩種假說的存在。在其后的研究中，McConnell和Serveas（1990）利用二次模型也驗證了非線性關系的存在。在以上的研究中，學者們并沒有對股權激勵和公司績效間的內生性關系進行處理。在其后的研究中，通過對內生性關系的控制，學者們得出了不同的結論。Agrawal和Knoeber（1996）的研究發(fā)現(xiàn)，不考慮內生性、使用最小二乘法（OLS）進行回歸時，持股比例與公司績效是正相關的；但考慮內生性、使用兩階段最小二乘法（TSLS）時，二者之間的關系就不顯著了。Himmelberg等（1999）的研究指出，在考慮到公司間的異質性以及固定效應后，持股比例與公司績效的關系變得不顯著。

對于競爭環(huán)境和公司績效間的關系，Martin和Parker（1997）對英國企業(yè)私有化后的績效進行比較后發(fā)現(xiàn)：在壟斷市場上，企業(yè)私有化后的平均效益改善并不明顯；在相對競爭的市場上，企業(yè)私有化后的平均效益顯著提高。從這一點出發(fā)，學者們發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內部治理機制的改變，如產權結構的變動，其根本原因在于競爭。

2.國內研究現(xiàn)狀

國內的學者從我國股權激勵的現(xiàn)狀出發(fā)進行分析。如周建波和孫菊生（2003）的研究發(fā)現(xiàn)，主要是國家股股東在推動對經營者進行股權激勵。實行股權激勵的公司，股權激勵前業(yè)績普遍較高，存在選擇性偏見。王華和黃之駿（2006）利用固定效應模型、廣義最小二乘法（GLS）和廣義兩階段最小二乘法（TSGLS），選取高科技上市公司為研究對象，驗證了股權激勵與公司績效之間的倒U型曲線關系。

基于我國產權改革的現(xiàn)狀，結合英國私有化的經驗，劉芍佳和李驥（1998）提出了超產權論。他們認為，要改善企業(yè)自身的治理機制，基本動力是引入競爭。對于企業(yè)的管理層而言，其收益不僅有剩余收益的索取權，也包含了控制權。完善的治理機制應該一方面能夠使管理層與股東的利益相一致，另一方面能夠懲罰與股東利益不一致的行為。對于前者而言，股權激勵就可以起到這樣的效果，而對于后者而言，競爭是低成本的監(jiān)督機制。在競爭相對激烈的環(huán)境中，企業(yè)經營的風險加大，管理層更有可能失去控制權。而這也就體現(xiàn)出了引入競爭的必要性。

對于績效的考察，也可以從產業(yè)的角度來進行。劉小玄（2003）通過比較產業(yè)數(shù)據(jù)證明國有產權結構與具有壟斷特征的市場有較大相關性。這即是從中觀的角度證明了內部治理結構與外部競爭環(huán)境的相關性。而本文則將從公司的微觀層面來進行。

（三）論文結構

本文內容的主體為第二部分，即實證分析。其中涉及樣本的選擇與數(shù)據(jù)來源、研究假設、變量設計、回歸模型和回歸分析?；谘芯考僭O，本文從公司的內部治理結構和外部競爭環(huán)境兩個角度對公司績效的影響因素進行考察。在第三部分中，總結研究結論并提出相關建議。

（四）不足與創(chuàng)新

由于本文的研究需要引入行業(yè)變量，而行業(yè)相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)的資料來源主要是年鑒，在這樣的情況下，研究可能受到數(shù)據(jù)的影響。中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒中對于行業(yè)的劃分僅限于39個大類，沒有細分行業(yè)的數(shù)據(jù)，因此，在市場集中度的計算上可能存在偏誤。并且，本文樣本的選擇為我國的上市公司，但由于行業(yè)數(shù)據(jù)的使用，僅選擇了我國上市公司中的工業(yè)企業(yè)。對于這一樣本的選擇，可能存在著樣本選擇的偏誤。對于39大類行業(yè)劃分的另一個問題在于無法處理跨行業(yè)的公司，如江泉實業(yè)。根據(jù)江泉實業(yè)2010年的年報，其主營業(yè)務收入中來自電力行業(yè)的營業(yè)收入為197，749，940.25元，來自建筑陶瓷業(yè)的營業(yè)收入為165，725，698.07元。對于這樣的公司，很難將其劃入某一特定行業(yè)當中，因此，只能從樣本中剔除。

除行業(yè)變量的數(shù)據(jù)受限外，在影響公司績效的其他變量上也可能存在著數(shù)據(jù)方面的問題。在衡量管理層持股時，由于隱性持股的存在（如四川長虹），可能導致研究結論的偏差。并且，由于研發(fā)費用和廣告費用在我國的財務報表中被包含在管理費用或銷售費用當中，選用無形資產進行替代的方法也可能導致偏差。

除以上不足之外，本文也存在著可改進的地方。本文僅僅從一個側面對于超產權論進行驗證，即管理層的股權激勵是否依賴于外部的競爭環(huán)境。超產權論也可以從同一企業(yè)的角度出發(fā)，研究外部環(huán)境的變動相對于內部治理結構是否起到更為決定性的作用。這樣就可以得出更為全面而綜合的結論。

本文的創(chuàng)新之處在于將內外兩個視角觀察企業(yè)績效的研究融合起來。有關公司治理的研究在對待外部環(huán)境的影響時，主要選用行業(yè)的虛擬變量或是用環(huán)境易變性這樣的指標對其進行衡量。本文立足于我國轉型經濟的現(xiàn)狀，認為外部環(huán)境變量當中最為重要的是競爭。公司外部競爭環(huán)境與內部激勵機制之間的關系是本文研究的最為主要的問題。

二、實證分析

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫、CSMAR數(shù)據(jù)庫以及中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒（2010年）。股權激勵對于公司績效的影響不僅表現(xiàn)在不同公司之間，還表現(xiàn)在同一公司隨時間的變化，因此，本文選取我國上市公司2007—2009年（共3年）的面板數(shù)據(jù)。由于需要計算各個行業(yè)的集中度，限于數(shù)據(jù)來源，本文中的樣本僅為上市公司中的工業(yè)企業(yè)。在所有的工業(yè)企業(yè)當中，依照以下幾個標準對數(shù)據(jù)進行整理：

1.由于公司業(yè)績受到異常變動，將ST公司從樣本中剔除。

2.由于制度差異的存在，剔除發(fā)行B股的企業(yè)，僅保留A股企業(yè)。

3.由于集團公司以及跨行業(yè)公司的存在，對于其所處行業(yè)難以界定，將其從樣本中剔除。

4.在比照中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒和證監(jiān)會公布的行業(yè)分類時，對于行業(yè)分類存在矛盾的樣本予以剔除。

最后，共獲得32個行業(yè)3年2028個樣本。

（二）研究假設與回歸模型

Jensen和Meckling（1976）提出 “利益一致性”（convergence of interests）假說，認為隨著持股比例的提高，管理層與股東的利益趨于一致，從而起到降低代理成本、提高公司績效的作用。與“利益一致性”假說相對，F(xiàn)ama和Jensen（1983）提出了管理層防御效應（managerial entrenchment effect），其觀點為，較高的持股比例會鞏固管理層在公司當中的地位，對于公司的并購較難實行，從而違背了股東利益最大化的原則。

結合以上兩個研究，Morck，Shleifer和Vishny（1988）采用財富500強中的橫截面數(shù)據(jù)，利用分段回歸的方法，驗證了以上兩種效應的存在。其結論為：當董事會持股比例從0%上升至5%時，公司績效（Tobin’s Q）隨之上升；持股比例為5%至25%時，公司績效隨之下降；超過25%時，公司績效就會持續(xù)上升。其后，McConnell和Servaes（1990）也利用二次模型證明了以上兩種效應的存在。本文則在以上學者研究的基礎上提出假設。

假設1：管理層股權激勵與企業(yè)績效之間存在倒U型的曲線關系。

在以上的研究中，學者主要從企業(yè)內部激勵機制的角度來考察。對于外部環(huán)境的影響，學者們也進行了相關研究。如Demsetz和Lehn（1985）通過企業(yè)利潤率和股票收益率的波動性來反映環(huán)境易變性。其他學者也通過加入行業(yè)代碼的虛擬變量來反映行業(yè)特征。在外部環(huán)境的影響因素中，結合我國所處的經濟現(xiàn)狀而言，競爭可能是一個相對重要的變量。Martin和Parker（1997）在對英國的私有化改革研究后發(fā)現(xiàn)，在市場競爭較為激烈的情況下，企業(yè)私有化后的平均效益得到了顯著的提高；在市場相對壟斷的情況下，企業(yè)私有化后的績效改善并不明顯。國內的研究，如劉芍佳和李驥（1998）提出了超產權論，認為要使企業(yè)改善自身治理機制，基本動力是引入競爭。從實證的角度來說，假設需要能被驗證才有意義。因此，從超產權論這一基本假設下，推演出一個可以被驗證的假設，即管理層股權激勵的作用依賴于市場競爭程度。

基于以上觀點，本文在傳統(tǒng)企業(yè)績效與股權激勵的研究中加入市場競爭程度的變量。

假設2：股權激勵的效果依賴于市場競爭程度，市場集中度越低，股權激勵與公司績效間的正向關系越明顯。

（三）變量設計

本文研究不同市場結構下，管理層持股對公司績效的影響，因此，主要變量為公司績效、管理層持股以及市場結構。對于公司績效的衡量，選擇Tobin’s Q作為指標。Tobin’s Q的含義即為單位資產所能創(chuàng)造的價值，其中包含了管理層的能力及其努力程度。除此之外，Tobin’s Q也反映了企業(yè)的研發(fā)及營銷能力，因此，需要加入其他控制變量。本文采用郎咸平（2002）對于Tobin’s Q的計算方法，其中考慮到了中國上市公司中的非流通股。具體計算方法為：Tobin’s Q=（年末流通股市值+非流通股凈資產金額+負債合計）/年末總資產。①

對于管理層持股比例②（EOWN），其計算公式為：管理層持股比例=管理層持股數(shù)量/總股本。SQEOWN為EOWN的平方。

市場結構可以反映市場競爭的激烈程度，而市場集中度則直觀地表達了同一市場中企業(yè)間的壟斷與競爭程度。因此，選擇市場集中度（CR5）作為衡量指標，即市場中前五大企業(yè)所占有的市場份額（根據(jù)銷售額計算得出）。

對于控制變量的選擇，需要從企業(yè)的自身特征進行考慮。根據(jù)有效市場假說，市價無偏而及時地反映了企業(yè)的價值。財務報表中的資產在一定程度上反映了企業(yè)價值，但存在其局限性，企業(yè)在其制度上的價值并沒有得到完整的反映。企業(yè)的制度，具體而言，包含決策機制以及執(zhí)行機制?？紤]到企業(yè)的決策機制，選擇董事會結構作為其衡量指標。具體而言，選擇獨立董事比例（INDEPD）作為控制變量，即獨立董事個數(shù)/董事會人數(shù)。而執(zhí)行機制則包含激勵以及監(jiān)督機制，除管理層持股比例以外，結合我國目前轉軌經濟的現(xiàn)狀，加入產權結構（STATE）以及股權集中度（H10）作為控制變量。根據(jù)Demsetz和Lehn（1985）的研究，股東對于管理層的監(jiān)督取決于環(huán)境的易變性。也就是說，在環(huán)境的易變性增加的情況下，與業(yè)績掛鉤的薪酬能夠降低監(jiān)督的交易費用。因此，產權結構和股權集中度應是與管理層持股比例相關的。除此之外，企業(yè)的資產特征也影響了監(jiān)督的成本。固定資產比例較大的公司易于監(jiān)督，而無形資產比例較大的公司則難于監(jiān)督。（Himmelberg等，1999）因此，加入固定資產比例（FAA）和無形資產比率（IAA）作為控制變量。為了更好地衡量企業(yè)間的異質性，根據(jù)Agrawal和Knoeber（1996）的研究，選取企業(yè)規(guī)模（LNA）、資產負債率（DEBT）作為控制變量。具體變量設計見表1。

根據(jù)以上研究假設和變量設計，建立如下方程：

方程1：

方程2：

（四）回歸分析

1.描述統(tǒng)計分析

對方程中的主要變量和控制變量進行描述統(tǒng)計分析，結果見表2和表3。管理層持股比例（EOWN）的均值為3.519%，而中位數(shù)為0.002%，這說明數(shù)據(jù)是嚴重右偏的。樣本中的大多數(shù)公司對于管理層的股權激勵仍維持在較低的水平，并且，各個公司間的差異很大。王華和黃之駿（2006）所選取的樣本為2001—2004年的高科技企業(yè)，其中，持股的平均比例為0.027%，中位數(shù)為0.013%。雖然本文樣本中的平均值（3.519%）較高，但中位數(shù)（0.002%）卻相對較低，可見，只是部分企業(yè)提高了股權激勵的比例，多數(shù)企業(yè)仍沒有采用這一激勵制度。McConnell和Servaes（1990）的樣本選擇為1976年和1986年的美國上市公司，其平均持股比例分別為13.9%和11.84%。對比我國上市公司的數(shù)據(jù)可知，在運用股權激勵方面，我國仍處在相對低位的水平上。從表2的數(shù)據(jù)也可以看出，管理層持股比例在逐年下降。由于本文中所選樣本為2007年年底前上市的公司，管理層持股具有鎖定期，在鎖定期之后的拋售可能造成了管理層持股比例的降低。

比較我國上市公司中工業(yè)企業(yè)的Tobin’s Q，從2007到2009年，平均值均大于中位數(shù)。這說明Tobin’s Q的數(shù)據(jù)是右偏的，較多的企業(yè)集中在平均值以下。王華和黃之駿（2006）的研究所采用的數(shù)據(jù)為2001年至2004年上市公司中高科技企業(yè)，其總樣本Tobin’s Q的均值為1.42。高科技企業(yè)所具有的研發(fā)能力應該會帶來較高的企業(yè)績效，但其實際值卻低于2007—2009年我國上市公司中工業(yè)企業(yè)的均值。一個合理的解釋是，2001—2004年我國上市公司的市值存在被低估的情況。作為控制變量，獨立董事比例和股權集中度反映了股東對于管理者的監(jiān)督程度。與王華和黃之駿（2006）的研究數(shù)據(jù)相比，二者都沒有表現(xiàn)出較大的差異。

產權結構（STATE）這個變量反映了公司的實際控制人。大約72%公司的實際控制人為政府或政府的資產管理部門。劉芍佳等（2003）研究發(fā)現(xiàn)，國有股與法人股的分類不能清楚地界定公司的產權。2001年，中國84%的上市公司最終仍由政府控制，而非政府控制的比例僅為16%。通過對比兩組數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，我國轉型經濟的特征決定了產權結構的不斷變化，產權的私有化仍在進行。

2.回歸結果分析

（1） 內部治理結構

表4的第一列只選用了2009年EOWN和SQEOWN兩個變量對Tobin’s Q進行回歸，回歸結果表現(xiàn)出了倒U型的關系（拐點在0.168%），但并不顯著。可以將以上結果與McConnell和Serveas（1990）的研究結果對比，McConnell和Serveas選用了的1976年和1986年在美國證券交易所和紐約證券交易所上市的公司，回歸結果均為倒U型的曲線，兩次回歸的調整后的 R平方分別為6%和2.7%，并且結果顯著。而本文第一列回歸結果調整后的R平方僅為0.3%。由此可以看出，相比之下，股權激勵在我國并不是主要的公司治理手段。

在第二列的回歸分析中，主要解釋變量包括了管理層持股比例（EOWN）、獨立董事比例（INDEPD）、股權集中度（H10）和產權結構（STATE），規(guī)模（LNA）、資產負債率（DEBT）、固定資產比率（FAA）和無形資產比率（IAA）作為控制變量。從回歸結果可以看出，二次項前的系數(shù)并不顯著，并且EOWN的系數(shù)顯著為負。也就是說，在其他變量一定的情況下，公司績效會伴隨著管理層的持股比例而下降。根據(jù)公司治理的相關理論，激勵機制加強，公司績效應有所改善。對于這種情況的一個合理解釋是沒有考慮到股權激勵和公司績效間的內生性關系。然而，McConnell和Serveas（1990）的研究在沒有控制內生性的情況下也得出了倒U型的曲線關系。在這種情況下，另一個可能的解釋是存在其他的激勵機制。這種激勵機制應具有兩種性質中的一種：（1）可以被量化，但在公開的管理層持股比例信息中不易被發(fā)現(xiàn)。（2）不可以被量化。

2011年7月5日，四川長虹的高管籌集自有資金6 800萬元成立虹揚投資，計劃在未來幾年內在二級市場購買四川長虹的股票。但實際上，高管的自有資金只有2 000萬元，4 800萬元來自于綿陽市地方政府的股權激勵。① 在這種情況下，實際的股權激勵數(shù)據(jù)可能并不準確。第二種情況即是這種激勵制度不可以被量化。管理層的權利包括收益權和控制權。管理層的在位收益可能不僅限于薪酬，也包括一些資源的使用權。綜合以上兩種情況的特征，可以推測在產權結構為國有的情況下，易于發(fā)生以上兩種情況。基于以上的判斷，選用產權變量（STATE）對管理層持股比例（EOWN）回歸，結果如下。

EOWN = -15.481*STATE + 15.734 R Square=0.236

（-15.246）① （19.169）

由回歸結果可得，產權結構與管理層持股比例顯著負相關，并且，其回歸方程的R平方為0.236。這也證明了上文中的兩種推測，在實際控制人為政府或政府的資產管理部門時，可能存在隱性持股的情況，并且，管理層的在位收益中薪酬只占有了較少的一部分。

在表4第二列的回歸當中，獨立董事比例（INDEPD）和股權集中度（H10）的系數(shù)都在5%的水平上顯著，分別為1.559和-0.57。王華和黃之駿（2006）的研究結果顯示，獨立董事比例對公司績效的影響顯著為負，無論是通過GLS還是2SGLS方法進行回歸。由于獨立董事并不參與公司的經營，因此，其對公司績效的改善主要體現(xiàn)在對于管理層的監(jiān)督上。本文所得出的顯著的正相關關系可能說明：相比之下，公司治理環(huán)境較為惡劣的情況下，加強監(jiān)督機制有助于改善公司績效。對于股權集中度的研究，Demsetz和Lehn（1985）得出的結論是股權集中度與會計利潤率之間沒有顯著關系。依據(jù)管理學的相關理論來判斷，不同的股權集中程度應適合處于不同階段的公司。在公司的早期發(fā)展中，較為集中的股權有利于提高決策的效率，從而有助于公司的快速成長；在公司發(fā)展的穩(wěn)定期當中，較為分散的股權有利于降低決策的風險。Demsetz和Lehn（1985）選取的樣本當中公司規(guī)模的分布可能較為平均，但在本文所選取的樣本中，規(guī)模較大的公司占有了較大的比重。這也解釋了股權集中度（H10）的系數(shù)為負的原因。

在控制變量中，固定資產比率（FAA）和無形資產比率（IAA）前的回歸結果證實了Himmelberg等（1999）的研究。相比于固定資產，Tobin’s Q變量對于無形資產的敏感程度更大。由于無形資產不能在資產負債表中更好地反映，其價值更多地被反映在市價當中。因此，在其他條件一定的情況下，無形資產所占比例較高的公司，績效也越好。相比較于國外的研究，其選用的數(shù)據(jù)主要為廣告費用和研發(fā)費用占總資產的比例，但在我國的財務報表當中，由于這兩項費用被包含在管理費用或是銷售費用中，沒有單列，因此，以無形資產替代。

以上利用橫截面數(shù)據(jù)比較了不同公司間股權激勵對于公司績效的影響，然而，這種影響關系也可以從時間序列的角度來考察。當一家公司使用股權這種激勵手段時，其績效隨時間的變化也可以反映出這種影響關系。因此，表4的第3列和第4列即是在考慮時間的固定效應的情況下，利用面板數(shù)據(jù)進行回歸的結果。在表4的第3列回歸中，管理層持股比例（EOWN）和管理層持股比例的平方（SQEOWN）與公司績效間都在1%的水平上顯著，并且表現(xiàn)出了倒U型的曲線關系。倒U型曲線的拐點出現(xiàn)在47%的水平上，也就是說，當管理層持股比例小于47%時，公司績效隨持股比例提高而上升；當持股比例大于47.52%時，績效隨之下降。這驗證了“利益一致性”效應和“管理層防御”效應的存在。當然，在這個回歸當中，僅僅考慮到了股權激勵這一個變量，并不全面。在表4的第4列回歸當中，加入了公司內部治理結構的相關變量，管理層持股比例與公司績效間的關系就不顯著了。這說明，治理結構應是一套相關的體系，管理層持股比例只是治理結構優(yōu)劣的一種表現(xiàn)形式。

（2）外部競爭環(huán)境

為了驗證假設2，在本文假設1（管理層持股比例與公司績效間的倒U型曲線關系）的基礎上，加入市場集中度（CR5）和市場集中度與管理層持股比例的交叉項（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）。

從表5的第1列回歸結果可以看出，管理層持股比例（EOWN）以及交叉項（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）的作用并不顯著，但市場集中度（CR5）對于公司績效有著顯著的正向關系。當市場集中度增加，也就是壟斷程度加大時，公司績效上升。但這并不足以驗證假設2。管理層持股比例和公司績效間也沒有表現(xiàn)出倒U型的關系，這一回歸結果也可以通過表4第4列的回歸反映出來?？紤]到這樣的情況，不考慮管理層股權激勵與公司績效間的曲線關系，重新利用變量對公司績效回歸，結果如第三列所示。變量CR5和CR5*EOWN分別在5%和1%的水平上顯著，變量EOWN在10%的水平上顯著，且其系數(shù)為負。交叉項（CR5*EOWN）的系數(shù)為負，其含義為，當市場壟斷程度加大，即CR5增加時，管理層持股比例對于公司績效的負面影響更加明顯。這一結果從另一個側面反映出了周建波和孫菊生（2003）的研究，即在一定情況下，股權激勵成為了管理層為自己謀利的工具，并沒有起到激勵管理層從而提高公司績效的作用。

從以上兩個個回歸結果也可以看出，產權結構變量（STATE）均不顯著。這表明在考慮到企業(yè)內部治理機制和外部競爭環(huán)境下，產權結構對于公司績效的作用并不明顯。

三、結論與對策

本文主要圍繞著公司內部的治理機制和外部的競爭環(huán)境展開的。就內部的治理機制而言，驗證了管理層股權激勵對于公司績效的影響存在區(qū)間效應；就外部的競爭環(huán)境而言，驗證了管理層股權激勵的效果依賴于企業(yè)外部的競爭環(huán)境。

在驗證假設1時，可以發(fā)現(xiàn)管理層股權激勵的內生性，即股權激勵與公司績效存在互動的關系。除股權激勵之外，本文還考察了其他有關公司治理的變量，如董事會中的獨立董事比例、股權集中度和產權結構等。獨立董事比例與股權集中度與公司績效之間分別表現(xiàn)出了正向和負向的關系。這說明，在我國現(xiàn)有的公司治理體制下，較強的監(jiān)督機制有助于降低代理人成本，從而提高公司績效。這也從一個側面說明了Demsetz和Lehn（1985）的觀點：在企業(yè)的外部環(huán)境易變性較大的情況下，監(jiān)管能夠創(chuàng)造價值。

本文實證研究的第二部分對超產權論予以驗證，結論是管理層股權激勵的效果依賴于企業(yè)外部的競爭環(huán)境，但外部競爭環(huán)境并不能起到決定性作用。超產權論的立足點在于完善治理機制只是提高績效的一種手段，關鍵在于引入競爭機制。本文與超產權論有著看似矛盾的觀點。超產權論認為，對于同一企業(yè)而言，競爭可以作為一種激勵機制使得企業(yè)績效提高。本文得出的結論是，市場競爭加劇時，企業(yè)績效降低。這兩個看似矛盾的結論實際上并不矛盾。超產權論是從長期的視角來觀察，根據(jù)競爭機制的淘汰原則，存活下來的企業(yè)肯定具有較好的績效。而本文則是根據(jù)某一時點的數(shù)據(jù)來觀察。根據(jù)微觀經濟學的基本理論，壟斷能夠帶來超額利潤，即“租”，也就是較高的企業(yè)績效。

基于以上的研究結論，本文的政策建議集中于公司內部治理結構和外部競爭環(huán)境的改善。治理結構的選擇應是相互匹配的體系。股權激勵作為一種激勵制度并不是無條件地有效，當管理層持股比例上升到一定水平時，防御效應就會凸顯出來。并且，在相對競爭的環(huán)境中，股權激勵才能起到積極的作用。從另一角度來說，處于環(huán)境易變性較大的公司，股權激勵更能發(fā)揮正面的作用。除股權激勵之外，股權集中度和獨立董事比例也能對公司績效起到一定的影響作用，但考慮到二者的內生性，在操作上存在一定的阻礙。相比于企業(yè)內部的治理結構，外部的競爭環(huán)境對公司績效也起到了影響作用。但在綜合考慮內外部影響因素后，產權歸屬并不重要。因此，在國企轉制的過程中，產權的變革處于相對次要的低位，引入競爭機制和內部治理結構的變革更為重要。

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[責任編輯 王 莉]