股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管激勵(lì)與公司績(jī)效實(shí)證研究

蔡永燦　燕飛

摘要：

針對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)和高管激勵(lì)對(duì)公司績(jī)效的的影響，通過選取2013年在我國(guó)深滬A股上市的92家房地產(chǎn)公司為樣本，對(duì)其股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管激勵(lì)和公司績(jī)效關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究認(rèn)為，隨著股權(quán)集中度的提高，公司績(jī)效隨之上升，其次，高管薪酬和高管持股對(duì)公司績(jī)效都有顯著影響，其中股權(quán)激勵(lì)比薪酬激勵(lì)對(duì)公司績(jī)效的影響更加明顯。

關(guān)鍵詞：

股權(quán)結(jié)構(gòu)；高管激勵(lì)；公司績(jī)效

中圖分類號(hào)：

F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：16723198（2015）08001603

1引言

一直以來(lái)，股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效就是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。在公司治理中，股權(quán)結(jié)構(gòu)是直接關(guān)系到公司控制權(quán)的問題，而高管作為一個(gè)不可或缺的因素在一定程度上也會(huì)對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。根據(jù)委托代理理論，高管作為代理人，在與股東（委托人）的關(guān)系中容易產(chǎn)生代理成本，對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生消極影響。綜上所述，本文將研究股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管激勵(lì)對(duì)公司績(jī)效的影響作用。

2文獻(xiàn)回顧

2.1股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效

關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司績(jī)效的研究最早可以追溯到1932年，Berle和Means認(rèn)為股權(quán)的逐漸分散會(huì)導(dǎo)致公司的股東的監(jiān)督權(quán)不能得到有效的實(shí)現(xiàn)，在股東與管理者的利益出現(xiàn)沖突時(shí)，導(dǎo)致管理者會(huì)利用自身的信息優(yōu)勢(shì)取得勝利，最終致使公司價(jià)值下降，股東利益受損。而后，Jensen和Meckling（1976）將內(nèi)部股東和外部股東分開看待，認(rèn)為內(nèi)部股東對(duì)公司擁有經(jīng)營(yíng)決策的權(quán)利，因此，內(nèi)部股東持股比例的上升會(huì)對(duì)公司績(jī)效的提升作用更大。Demsetz（1985）認(rèn)為公司股權(quán)是內(nèi)生性的，分散并不會(huì)對(duì)公司績(jī)效造成消極影響，否則這樣的公司勢(shì)必會(huì)被市場(chǎng)所淘汰。

在對(duì)股權(quán)集中度與公司績(jī)效的研究中，Thomsen和Pedersen（2000）通過對(duì)435家大型公司進(jìn)行研究表明股權(quán)集中度對(duì)公司利潤(rùn)存在正向的影響。李維安和曹廷求（2004）通過對(duì)山東、河南兩地的商業(yè)銀行的股權(quán)機(jī)構(gòu)研究表明，第1大股東和前10大股東的持股比例對(duì)銀行績(jī)效均有正面影響。有些研究認(rèn)為隨著股權(quán)集中度的提高，公司的控制權(quán)逐漸落入大股東手中，小股東的利益無(wú)法得到保障，甚至遭到侵害（Jensen和Meckling，1976）。但是當(dāng)有多個(gè)大股東時(shí)，其相互之間的制衡可以對(duì)侵害小股東的行為進(jìn)行有效的遏制（Maury和Pajuste，2005）。

另外有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度和公司績(jī)效之間存在著明顯的區(qū)間效應(yīng)。 McConnell和Servaes（1990）以TobinQ值作為衡量公司績(jī)效的指標(biāo)得出結(jié)論，在內(nèi)部股東的持股比例在40%到50%時(shí)，TobinQ值最大，而后就開始下降。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究也得出過類似的結(jié)論（孫永祥，黃祖輝，1999）。李維安和李漢軍（2006）認(rèn)為隨著第一大股東持股比例的提高，對(duì)公司績(jī)效的影響呈現(xiàn)倒U型，且作用頂點(diǎn)在29%左右。郝云宏和周翼翔（2010）在消除了股權(quán)內(nèi)生性的影響之后，認(rèn)為第一大股東的持股比例在35%時(shí)，對(duì)公司績(jī)效的影響達(dá)到最大。

2.2高管激勵(lì)與公司績(jī)效

在以往的國(guó)外文獻(xiàn)中，Murphy（1985）以美國(guó)1964年至1981年間的73家大型制造業(yè)及其高管人員薪酬作為樣本數(shù)據(jù)，研究結(jié)果表明高管薪酬總量與公司股票收益正相關(guān)。Morck（1988）等人以托賓Q作為公司績(jī)效績(jī)效指標(biāo)，對(duì)1980年代的財(cái)富500強(qiáng)企業(yè)進(jìn)行了回歸分析，認(rèn)為在不同的股權(quán)結(jié)結(jié)構(gòu)下，管理層持股比例對(duì)公司績(jī)效有著不同的影響。Jensen和Murphy（1990）兩人研究了現(xiàn)金報(bào)酬、內(nèi)部持股方案和解雇威脅所產(chǎn)生的激勵(lì)作用，考察了這幾種報(bào)酬形式對(duì)業(yè)績(jī)的敏感性，發(fā)現(xiàn)股東財(cái)富每變化1000美元，CEO的財(cái)富就變化3.25美元（1990）。有一部分學(xué)者認(rèn)為高管報(bào)酬與企業(yè)績(jī)效不存在正相關(guān)關(guān)系，甚至有些存在負(fù)相關(guān)關(guān)系（Hirschey，1981；Carroll，1982）。

在李維安（2006）對(duì)民營(yíng)上市公司的研究中則認(rèn)為，高管持股比例與績(jī)效間存在相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，第一大股東的持股比例也會(huì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生顯著影響。在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上市公司高管研究中，高管的高薪酬和高持股比例會(huì)為高管帶來(lái)更多的辭職動(dòng)機(jī)。因?yàn)楦吖艹止稍蕉啵善碧赚F(xiàn)的壓力增大，導(dǎo)致一些高管提前辭職套現(xiàn)（曹廷求，張光利，2012）。汪金龍和李創(chuàng)霏（2007）通過對(duì)中國(guó)東部地區(qū)的、上市公司的研究認(rèn)為，股權(quán)變量相較于高管人力資本，對(duì)公司績(jī)效的影響更大。

3研究假設(shè)與模型設(shè)計(jì)

3.1提出假設(shè)

從公司治理和監(jiān)督的角度來(lái)看，較高的股權(quán)集中度有利于大股東實(shí)現(xiàn)對(duì)高管的監(jiān)督，較好地避免代理成本的發(fā)生。同時(shí)大股東可以代表股東行使權(quán)力，充分參與到公司的經(jīng)營(yíng)決策中，提高公司的治理效率。而股權(quán)相對(duì)分散的公司，股東在公司經(jīng)營(yíng)上容易產(chǎn)生分歧，缺乏對(duì)公司治理情況的監(jiān)督，也不能在公司決策中發(fā)揮較為關(guān)鍵的作用，不利于提高公司的績(jī)效，因此本文提出假設(shè)：

假設(shè)一：隨著公司股權(quán)集中度的提高，對(duì)公司績(jī)效的影響也逐漸提高。

根據(jù)人力資本理論，高管薪酬是代表了人力資本的價(jià)值。委托代理理論認(rèn)為高管和股東之間的信息不對(duì)稱會(huì)導(dǎo)致高管的道德風(fēng)險(xiǎn)，產(chǎn)生代理成本。因此，股東和高管用薪酬簽訂了一個(gè)與公司績(jī)效掛鉤的合約，對(duì)高管和股東利益進(jìn)行捆綁，來(lái)避免這種此種行為。另外，對(duì)高管適當(dāng)分配股權(quán)，使其能夠參與到公司剩余價(jià)值的分配中，也能有效規(guī)避道德風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)二：高管薪酬與公司績(jī)效存在正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)三：高管持股與公司績(jī)效存在正相關(guān)關(guān)系。

3.2樣本選取

本文以2013年在深滬兩市主板的上市房地產(chǎn)公司為樣本，同時(shí)對(duì)ST和PT公司，以及公司績(jī)效為負(fù)的公司進(jìn)行了剔除，最后得到了92個(gè)樣本數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于銳思數(shù)據(jù)庫(kù)。endprint

3.3變量定義

本文使用加權(quán)凈資產(chǎn)收益率作為衡量公司績(jī)效的指標(biāo)。使用第一大股東的持股比例、前五大股東的持股比例、前十大股東的持股比例，以及Z指數(shù)作為衡量股權(quán)結(jié)構(gòu)的變量。對(duì)高管激勵(lì)的指標(biāo)，文本選取較有代表性的高管薪酬和高管持股兩個(gè)指標(biāo)。出于數(shù)據(jù)的可獲取性，選擇前三大高管薪酬，并對(duì)其取對(duì)數(shù)作為衡量高管薪酬的指標(biāo)。由于我國(guó)對(duì)高管的持股激勵(lì)并不具有普遍性，因此本文高管持股指標(biāo)采用虛擬變量，高管持股為1，否則為0。控制變量選取公司規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率，其中公司規(guī)模使用公司資產(chǎn)取對(duì)數(shù)來(lái)衡量。

3.4模型設(shè)計(jì)

為了更好地考察股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響程度，本文先建立高管激勵(lì)與公司績(jī)效的回歸模型，隨后分別添加各個(gè)股權(quán)結(jié)構(gòu)變量參與回歸模型，考察隨著股權(quán)集中度的提高，對(duì)公司績(jī)效的影響，以及高管激勵(lì)對(duì)公司績(jī)效的解釋程度是否會(huì)發(fā)生變化。最后將所有變量進(jìn)行回歸。現(xiàn)構(gòu)建模型如下：

4實(shí)證結(jié)果及分析

4.1描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2是本文各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從結(jié)果來(lái)看，樣本公司的前三名高管薪酬、高管持股和公司規(guī)模變量離差率較小，說明各個(gè)公司的在這三個(gè)變量上差別不是特別明顯，而ROE變量的離差率比較適中，在股權(quán)的集中度和Z指數(shù)上，離差率都較大，極大值和極小值之間的也相差較遠(yuǎn)。第一大股東和前五大股東的平均持股比例達(dá)到了36.57%和55.05%，說明在房地產(chǎn)行業(yè)的股權(quán)集中度較高，而Z指數(shù)均值也達(dá)到了24.24，表明在大多數(shù)房地產(chǎn)上市公司，第一大股東擁有比第二大股東更大的話語(yǔ)權(quán)和對(duì)公司的決策權(quán)。

4.2多元回歸分析結(jié)果

我們依據(jù)上文提出的模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了多元線性回歸，具體回歸結(jié)果見表3。首先，模型均通過了顯著性水平為0.01的顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)VIF并沒有大于10的情況，說明并不存在多重共線性的問題。

在股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司績(jī)效的關(guān)系中，在模型二、模型三和模型四中，隨著股權(quán)集中度的提高，調(diào)整后R方，即模型的擬合度在不斷上升，說明股權(quán)集中度程度較高時(shí)，對(duì)公司績(jī)效的解釋力度增強(qiáng)。同時(shí)，在模型二中，前十大股東的持股總額并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，而在模型三和模型四中，前五大股東的持股比例和第一大股東的持股比例分別通過了顯著性水平為0.1和005的顯著性檢驗(yàn)。但是，第一大股東持股比例的系數(shù)比前五大股東持股比例的系數(shù)更高，分別為0.111和0084。在模型五中，Z值雖然沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但是其為正的系數(shù)說明股東力量差異對(duì)公司績(jī)效有輕微的正向影響。在模型六中，只有第一大股東的持股比例通過了顯著性檢驗(yàn)。綜上所述，假設(shè)一得到了驗(yàn)證。

在高管激勵(lì)和公司績(jī)效的關(guān)系中，在六個(gè)模型中，前三名高管的薪酬和高管持股均通過了0.05的顯著性水平檢驗(yàn)，且在六個(gè)模型中，前三名高管的薪酬和高管持股變量的系數(shù)并未發(fā)生較大水平的變化，均在2.8和3.8左右徘徊。同時(shí)，在回歸結(jié)果中，高管持股比前三高管薪酬對(duì)公司績(jī)效的影響更大。因此，假設(shè)三和假設(shè)四得到了驗(yàn)證。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證第一大股東持股比例對(duì)公司績(jī)效的影響，本文將樣本數(shù)據(jù)中第一大股東的持股比例按不高于20%、20%-40%和40%以上進(jìn)行分層，作進(jìn)一步的回歸分析。分層后的公司數(shù)量為16、27、49，有53%的公司的第一大股東持股超過了40%。

在表4對(duì)分層樣本的回歸分析中，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|的持股比例在20%以下和40%以上時(shí)，回歸模型均只通過了顯著性水平為0.1和0.05的顯著性檢驗(yàn)，而在第一大股東持股比例為20%-40%時(shí)，回歸模型并未通過顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例在20%以下時(shí)，各變量均未通過顯著性檢驗(yàn)，而在第一大股東持股比例在40%以上時(shí)，只有前三名高管薪酬和高管持股分別通過了0.01和0.1的顯著性水平檢驗(yàn)。分層回歸結(jié)果不是特別理想，我認(rèn)為和樣本數(shù)量有關(guān)。

5研究結(jié)論及建議

文本通過選取2013年在我國(guó)深滬A股上市的92家房地產(chǎn)公司為樣本，經(jīng)過數(shù)據(jù)的處理和模型檢驗(yàn)，對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管激勵(lì)和公司績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，主要結(jié)論和建議如下：

第一，股權(quán)結(jié)構(gòu)是影響我國(guó)房地產(chǎn)上市公司的績(jī)效的一個(gè)重要因素。隨著股權(quán)集中度的提高，β系數(shù)從0.878逐漸上升直至3.075，對(duì)公司績(jī)效的影響是一個(gè)逐漸增強(qiáng)的過程。因此適當(dāng)增加第一大股東的持股比例，可以提高可以股東對(duì)管理層的監(jiān)督，減少或者避免代理成本的發(fā)生，提高公司的績(jī)效。同時(shí)，較高的股權(quán)集中度可以使股東充分參與公司決策，避免因?yàn)楣蓹?quán)分散造成的高管代理成本。

第二，從表3中可以看出前三高管的薪酬和高管持股的β系數(shù)一直比較穩(wěn)定，前者在2.8左右，后者則在3.8左右徘徊。因此我們認(rèn)為高管激勵(lì)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)上市公司績(jī)效的提高有明顯的正向影響，其中，高管持股比高管薪酬對(duì)績(jī)效的影響更為顯著。因此，相較于我國(guó)上市房地產(chǎn)公司對(duì)高管薪酬的持續(xù)關(guān)注和優(yōu)化，更應(yīng)該關(guān)注對(duì)高管的股權(quán)激勵(lì)。

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