我國管理層持股對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響研究
——基于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的視角

李 輝 王 聰

(西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127)

我國管理層持股對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響研究
——基于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的視角

李 輝 王 聰

(西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127)

以往考察管理層持股與公司業(yè)績(jī)的研究均沒有考慮產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的影響，而超產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)是公司業(yè)績(jī)改善的根本保證。為此，通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，采用DIF-GMM估計(jì)方法，以我國滬、深兩市2011—2014年的A股上市公司為研究樣本，探討了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股與公司業(yè)績(jī)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股的激勵(lì)效果具有顯著影響，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，管理層持股的激勵(lì)效果越好；產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，管理層持股的激勵(lì)效果越差。

產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)； 管理層持股； 公司業(yè)績(jī)； 超產(chǎn)權(quán)理論； HHI指數(shù)

0 引 言

對(duì)管理層進(jìn)行有效的監(jiān)督和激勵(lì)，是現(xiàn)代公司治理的核心問題之一。基于標(biāo)準(zhǔn)的委托代理理論，國內(nèi)外許多學(xué)者對(duì)管理層持股與公司業(yè)績(jī)間的關(guān)系進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，但得到的結(jié)論不盡一致。Fama和Jensen認(rèn)為，管理層持股與公司業(yè)績(jī)的線性關(guān)系會(huì)隨著管理層持股比例的增加，其受外界股東和控制權(quán)市場(chǎng)的約束力減弱，此時(shí)管理層可能更多地追求自身的利益而偏離公司價(jià)值最大化的目標(biāo)，從而對(duì)公司業(yè)績(jī)的提高造成負(fù)面影響[1]301-325。而Stulz的研究則發(fā)現(xiàn)，管理層持股與公司業(yè)績(jī)呈倒U型關(guān)系，即：公司業(yè)績(jī)先隨著管理層持股比例的增加而增加，當(dāng)持股比例達(dá)到某一程度后，公司業(yè)績(jī)反而隨管理層持股比例的增加而下降[2]25-54。于東智和谷立日的研究發(fā)現(xiàn)：管理層持股比例與公司業(yè)績(jī)呈正相關(guān)關(guān)系，但處于不同持股比例區(qū)間分段回歸的相關(guān)系數(shù)均不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性[3]24-30。綜上所述，學(xué)術(shù)界對(duì)于管理層持股與公司業(yè)績(jī)之間的關(guān)系仍沒有得到一致性的認(rèn)識(shí)，需要更多的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)。此外，已有研究在考察管理層持股與公司業(yè)績(jī)的關(guān)系時(shí)，并沒有將產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的影響考慮在內(nèi)，而Martin和Parker的“超產(chǎn)權(quán)理論”認(rèn)為，公司業(yè)績(jī)與公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境有關(guān)，而與管理層持股之間沒有必然的聯(lián)系[4]50-112?；谝陨蠈W(xué)者的觀點(diǎn)，本文試圖將產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的影響納入管理層持股與公司業(yè)績(jī)關(guān)系的研究中，以進(jìn)一步揭示兩者之間的關(guān)系以及產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股激勵(lì)效果的影響。

1 理論分析與研究假設(shè)

在公司治理研究的早期，學(xué)者們的焦點(diǎn)集中于建立和完善董事會(huì)治理機(jī)制，然而許多研究均表明，董事會(huì)并不能有效地解決股東和管理層之間的利益沖突，于是，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)作為一種重要的外部治理機(jī)制進(jìn)入學(xué)者們的研究視野。一般而言，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)被認(rèn)為在提高公司業(yè)績(jī)，增進(jìn)社會(huì)財(cái)富方面具有重要作用，特別是20世紀(jì)80年代后期，由于世界范圍內(nèi)公司接管、收購浪潮的迭起，探討產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的文獻(xiàn)開始頻頻出現(xiàn)。Hart較早地分析了作為一種治理機(jī)制的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)在約束管理者方面所起的作用[5]366-382。Nalebuff和Stiglitz采用了Hart的分析方法，得到了類似的結(jié)論[6]21-43。Hermalin則進(jìn)一步指出了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)影響管理者業(yè)績(jī)的四種機(jī)制：在激烈產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中利潤縮減的收益效應(yīng)、收益風(fēng)險(xiǎn)隨產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度變化的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整效應(yīng)、收益變化對(duì)管理者努力程度的影響和較多競(jìng)爭(zhēng)者提高信息質(zhì)量的影響[7]350-365。Aghion等運(yùn)用新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能夠?qū)芾韺赢a(chǎn)生財(cái)務(wù)壓力，從而對(duì)公司業(yè)績(jī)的提升具有積極作用[8]45-73。Tittenbrun和Jack通過分析85篇有關(guān)產(chǎn)權(quán)與公司業(yè)績(jī)的經(jīng)濟(jì)研究文獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)：公司業(yè)績(jī)主要與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)有關(guān)[9]2-15。Martin和Parker于1997年對(duì)英國各類公司私有化后的經(jīng)營效率經(jīng)過大量的實(shí)證調(diào)查和比較后發(fā)現(xiàn)：在產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)比較充分的市場(chǎng)上，公司私有化后的平均收益顯著提高；在壟斷市場(chǎng)上，公司私有化后的平均收益改善并不明顯。上述研究結(jié)果表明：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)公司治理與公司業(yè)績(jī)具有重要影響。公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，公司提升業(yè)績(jī)的積極性就越高，管理層持股的激勵(lì)效果就越好；公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，公司提升業(yè)績(jī)的積極性就越低，管理層持股的激勵(lì)效果就越差。換言之，產(chǎn)權(quán)安排不一定會(huì)促使公司業(yè)績(jī)的提高，而產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)才是促使公司業(yè)績(jī)改善的根本保證，管理層持股激勵(lì)機(jī)制只有在充分競(jìng)爭(zhēng)的產(chǎn)品市場(chǎng)上才能發(fā)揮作用?；谏鲜龇治觯岢霰疚牡难芯考僭O(shè)：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股的激勵(lì)效果具有顯著的影響，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，管理層持股的激勵(lì)效果越好；產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，管理層持股的激勵(lì)效果越差。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇及研究思路

本文選取我國上海證券交易所和深圳證券交易所2011—2014年的非金融行業(yè)A股上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本。在樣本的選取過程中，剔除了管理層零持股的公司、ST公司和已經(jīng)退市的公司以及數(shù)據(jù)缺失的公司。研究中所使用的數(shù)據(jù)均來源于CCER數(shù)據(jù)庫以及上海證券交易所和深圳證券交易所公布的上市公司年報(bào)。樣本的年度分布情況為：2011年515個(gè)、2012年521個(gè)、2013年562個(gè)、2014年552個(gè)，合計(jì)2150個(gè)。本文的研究思路是首先構(gòu)建公司業(yè)績(jī)與管理層持股的非平衡動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，然后根據(jù)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的衡量指標(biāo)——HHI指數(shù)將樣本公司劃分為高程度、中程度和低程度三個(gè)競(jìng)爭(zhēng)組，并分別用構(gòu)建的計(jì)量模型進(jìn)行回歸，從而揭示產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股激勵(lì)效果的影響。

2.2 變量選擇

(1)公司業(yè)績(jī)。目前學(xué)者們對(duì)公司業(yè)績(jī)的測(cè)度存在較大差異。Demsetz和Lehn以資產(chǎn)收益率和每股收益來衡量公司業(yè)績(jī)[10]209-233，而Morck等則以托賓的Q值衡量公司業(yè)績(jī)[11]293-315。在中國資本市場(chǎng)上，由于股權(quán)分置導(dǎo)致的流通股與非流通股的定價(jià)機(jī)制不同，從而給托賓的Q值計(jì)算帶來一定影響。為此，本文采用資產(chǎn)收益率和每股收益來衡量公司業(yè)績(jī)。

(2)管理層持股。國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究中比較常見的是將經(jīng)理、董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)成員一并納入管理層范圍。本文所指的管理層是指從事公司戰(zhàn)略性決策并直接對(duì)公司的生產(chǎn)、經(jīng)營和績(jī)效負(fù)責(zé)的人員，包括董事會(huì)成員、監(jiān)事會(huì)成員、公司經(jīng)理、副經(jīng)理、財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人、董事會(huì)秘書等，但不包括獨(dú)立董事，因?yàn)槟壳吧鲜泄窘o予獨(dú)立董事的報(bào)酬或津貼基本上是固定的，與公司的實(shí)際經(jīng)營狀況無關(guān)。我國上市公司目前管理層持股的來源和構(gòu)成主要包括內(nèi)部職工股、管理層激勵(lì)、管理層發(fā)起設(shè)立和收購上市公司等，所以仔細(xì)辨別管理層持股的具體來源顯得不太可能。因此，本文以管理層持股總數(shù)為研究對(duì)象。

(3)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。已有的研究中常用的衡量指標(biāo)有：行業(yè)的市場(chǎng)集中度比率，度量的是行業(yè)中最大的n家企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入占行業(yè)總的主營業(yè)務(wù)收入的比例；規(guī)模以上企業(yè)數(shù)目，以某一行業(yè)內(nèi)行業(yè)規(guī)模超過一定金額的企業(yè)數(shù)目衡量產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度；產(chǎn)品的價(jià)格彈性，由于單個(gè)企業(yè)的定價(jià)資料難以獲取，該變量通常很少在研究中使用；產(chǎn)品市場(chǎng)占有率，即企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入占所在行業(yè)中所有企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入總和的比例；主營業(yè)務(wù)利潤率,即企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入與利潤總額之比，該指標(biāo)可以看作是對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的事后測(cè)量，因?yàn)槟切┰诟?jìng)爭(zhēng)不太激烈的市場(chǎng)上經(jīng)營的公司可能以更高的邊際成本價(jià)格出售其生產(chǎn)的產(chǎn)品，從而獲得更高的利潤，即產(chǎn)品利潤率與公司面臨的競(jìng)爭(zhēng)存在著反向關(guān)系；赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)(Herfindahl-Hirschman Index，簡(jiǎn)稱HHI指數(shù))。以上述指標(biāo)中，行業(yè)的市場(chǎng)集中度比率與規(guī)模以上企業(yè)數(shù)目具有相似的含義，產(chǎn)品的價(jià)格彈性指標(biāo)數(shù)據(jù)搜集難度大，而產(chǎn)品市場(chǎng)占有率和主營業(yè)務(wù)利潤率更傾向于反映單個(gè)企業(yè)的經(jīng)營績(jī)效，而不能很好地反映企業(yè)面臨的行業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。行業(yè)的市場(chǎng)集中度比率與HHI指數(shù)在對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的衡量上具有相似的功能，相比較而言，HHI指數(shù)能夠更準(zhǔn)確地反映產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度?；谶@種考慮并參照已有的研究，本文采用HHI指數(shù)來衡量產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。此外，本文還選擇了資產(chǎn)負(fù)債率、公司成長(zhǎng)性、公司規(guī)模、實(shí)際控制人類型以及年度固定效應(yīng)等作為控制變量，如表1所示。

表1 研究變量及其定義

2.3 模型設(shè)計(jì)及估計(jì)方法

(1)模型設(shè)計(jì)。從理論上說，良好的公司業(yè)績(jī)具有“傳遞效應(yīng)”，本期良好的公司業(yè)績(jī)會(huì)對(duì)下一期的公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生動(dòng)態(tài)連續(xù)的影響。為體現(xiàn)這種動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)，本文設(shè)立了含有因變量滯后一期動(dòng)態(tài)項(xiàng)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。本文的實(shí)證研究模型如下：

Performanceit=α0+α1Performancei,(t-1)+α2MSRit+α3Debtit+α4Growthit+α5Sizeit+α6Stateit+α7Yearit+εit

(1)

(1)式中，Performanceit表示i公司第t年的公司業(yè)績(jī)，以資產(chǎn)收益率和每股收益來衡量，Performancei,(t-1)為滯后一期的因變量；MSRit為i公司第t年的管理層持股比例；控制變量包括資產(chǎn)負(fù)債率、公司成長(zhǎng)性、公司規(guī)模、實(shí)際控制人類型以及年度固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(2)估計(jì)方法。在估計(jì)方法上，本文選擇Arellano 和 Bond提出的廣義矩估計(jì)法[12]277-297，即：DIF-GMM估計(jì)法來估計(jì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，其基本思路是先對(duì)原動(dòng)態(tài)計(jì)量方程進(jìn)行差分，然后用一組滯后變量作為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量。之所以選擇GMM估計(jì)，其原因在于：普通最小二乘法會(huì)受到橫截面?zhèn)€體間不易覺察的異質(zhì)性以及研究變量可能存在的內(nèi)生性的影響而產(chǎn)生偏誤；群內(nèi)估計(jì)法可以排除個(gè)體異質(zhì)性所帶來的偏差，卻無法解決內(nèi)生性問題；工具變量法不受內(nèi)生性的影響，但卻無法回避異質(zhì)性產(chǎn)生的估計(jì)誤差?；谏鲜龉烙?jì)方法的缺陷，本文選用了GMM 估計(jì)來對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，該方法可以同時(shí)解決內(nèi)生性和異質(zhì)性問題，因而會(huì)得到更為準(zhǔn)確的估計(jì)。GMM 估計(jì)法的原理在于：其一，通過一階差分消除個(gè)體固定效應(yīng)的影響；其二，選取有效工具變量，以剔除可能存在的內(nèi)生性。為方便說明問題，我們將上述模型簡(jiǎn)化為 (2) 式。

yit=α0+α1yi,(t-1)+α2xit+vi+vt+εit

(2)

(2)式中，y代表公司業(yè)績(jī)，x代表管理層持股比例，vi和vt分別為不同的個(gè)體效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)所帶來的偏誤，εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。公式(2)經(jīng)一階差分后變?yōu)楣?3)。

yit-yi,(t-1)=α1(yi,(t-1)-yi,(t-2))+α2(xit-xi,(t-1))+(vt-vt-1)+(εit-εi,(t-1))

(3)

由公式(3)可以看出，經(jīng)一階差分后，公式(3)中因不同個(gè)體效應(yīng)所帶來的偏誤vi不存在了，而回歸元仍可能存在內(nèi)生性，且yi,(t-1)-yi,(t-2)和εit-εi,(t-1)是序列相關(guān)的，因此，必須選定有效的工具變量然后進(jìn)行估計(jì)，基于εit無自相關(guān)、前期回歸元與未來的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)的假定，可以得到下面的矩條件：

E[yi,(t-s)(εit-εi,(t-1))]=0，當(dāng)s≥2；t=3，4，…，T

(4)

E[xi,(t-s)(εit-εi,(t-1))]=0，當(dāng)s≥2；t=3，4，…，T

(5)

由矩條件(4)、(5) 可知：當(dāng)s≥2時(shí)，yi,(t-s)和xi,(t-s)可分別作為公式 (3) 中yi,(t-1)-yi,(t-2)和xit-xi,(t-1)的有效工具變量。一階差分GMM估計(jì)的一致性在于工具變量選擇的有效性，這種有效性可以用Sargan檢驗(yàn)來判別，如果Sargan檢驗(yàn)的p值大于0.05，則表示在5%的顯著性水平上工具變量的選擇是合理的，否則就不合理。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

通過以上分析和說明，本文所涉及的研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，詳見表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表2可知，我國上市公司的業(yè)績(jī)總體較好，ROA和EPS的均值分別為0.031和0.206，但公司業(yè)績(jī)的離散程度較大，表現(xiàn)在ROA和EPS的標(biāo)準(zhǔn)差都較大，分別為0.149和0.983。由管理層持股的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，我國上市公司管理層持股比例總體上偏低，均值僅為0.012，且分布較集中，大部分上市公司的管理層持股比例集中在0.002。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的衡量變量HHI指數(shù)的均值為0.053，這與蔣榮和陳麗蓉的研究結(jié)果[13]102-111基本一致。另外，控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：我國上市公司的成長(zhǎng)性呈現(xiàn)極度的不平衡；大部分上市公司的股權(quán)性質(zhì)仍為國有控股性質(zhì)。

3.2 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

本文將樣本公司按照產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度衡量指標(biāo)——HHI指數(shù)的高低分為三組：高程度競(jìng)爭(zhēng)組、中程度競(jìng)爭(zhēng)組和低程度競(jìng)爭(zhēng)組，其中，高程度競(jìng)爭(zhēng)組共989個(gè)樣本，中程度競(jìng)爭(zhēng)組共709個(gè)樣本，低程度競(jìng)爭(zhēng)組共452個(gè)樣本。我們用模型(1)來分別檢驗(yàn)這三組樣本，以揭示產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股激勵(lì)效果的影響，具體結(jié)果如表3所示。

表3 產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股激勵(lì)效果影響的GMM估計(jì)結(jié)果

注：在GMM估計(jì)中，White檢驗(yàn)用來反映異方差對(duì)回歸模型的影響。Wald檢驗(yàn)用來反映個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)等控制變量的有效性。Sargan檢驗(yàn)用來檢驗(yàn)工具變量的有效性，Sargan括號(hào)內(nèi)的值為p值，如果Sargan統(tǒng)計(jì)量的p值大于0.05，小于0.1，則表示在5%的顯著性水平上工具變量的選擇是合理的，否則就不合理。模型均采用兩步估計(jì)，***、**、*分別表示1% 、5%和10%的顯著性水平。

由表3可知，不論是以ROA還是EPS為因變量，上一年的公司業(yè)績(jī)與本年的公司業(yè)績(jī)間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，在高程度組、中程度組和低程度三個(gè)競(jìng)爭(zhēng)組中均通過了顯著性水平為1%的顯著性檢驗(yàn)，這說明公司業(yè)績(jī)具有傳遞效應(yīng)，上一期良好的公司業(yè)績(jī)會(huì)促進(jìn)下一期公司業(yè)績(jī)的提升。

若不考慮分組情況，從總體上看，以ROA和EPS為因變量的回歸結(jié)果均顯示：管理層持股比例與公司業(yè)績(jī)之間存在顯著性關(guān)系，但這種關(guān)系并非是線性的，而是隨著產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的不同而有所不同。這一來自中國資本市場(chǎng)的數(shù)據(jù)一定程度上支持了Martin和Parker提出的“超產(chǎn)權(quán)理論”，即：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)是公司業(yè)績(jī)改善的根本保證。若考慮分組情況，在以ROA為因變量時(shí)，高程度競(jìng)爭(zhēng)組其管理層持股比例的系數(shù)為0.132，T值為4.825，且在1%的顯著性水平上顯著；中程度競(jìng)爭(zhēng)組其管理層持股比例的系數(shù)為0.115，T值為3.568，且在1%的顯著性水平上顯著，比高程度競(jìng)爭(zhēng)組的系數(shù)和T值均有所降低；低程度競(jìng)爭(zhēng)組管理層持股比例的系數(shù)僅為-0.016，且不顯著。在以EPS為因變量時(shí)，高程度競(jìng)爭(zhēng)組其管理層持股比例的系數(shù)為0.866，T值為5.261，且在1%的顯著性水平上顯著；中程度競(jìng)爭(zhēng)組其管理層持股比例的系數(shù)為0.631，T值為4.923，且在1%的顯著性水平上顯著；低程度競(jìng)爭(zhēng)組其管理層持股比例的系數(shù)為-0.235，且不顯著。在控制了年度固定效應(yīng)后，以ROA和EPS為因變量的回歸結(jié)果均顯示，資產(chǎn)負(fù)債率與公司業(yè)績(jī)顯著負(fù)相關(guān)；公司成長(zhǎng)性與公司業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)；公司規(guī)模與公司業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)；國有控股與公司業(yè)績(jī)顯著負(fù)相關(guān)。

此外，White檢驗(yàn)表明：模型基本不存在異方差性問題；Wald檢驗(yàn)值在1%的顯著性水平上表明本文選取的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)等控制變量是有效的；Sargan檢驗(yàn)值均在5%的顯著性水平上顯著，說明本文選取因變量滯后一期的變量作為工具變量是合理的。這些檢驗(yàn)值均表明，本文建立的實(shí)證模型是有效的。

由上面GMM估計(jì)結(jié)果可知，隨著產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的降低，管理層持股比例對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響越來越弱，由顯著正相關(guān)下降到非顯著負(fù)相關(guān)。這在一定程度上說明了管理層持股的激勵(lì)效果只有在高競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)中才能發(fā)揮其積極作用，對(duì)于低競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)，管理層持股的激勵(lì)效果有限。可能的原因是管理層面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力越大，需要付出的努力也就越多，此時(shí)更高的持股比例才能充分調(diào)動(dòng)他們的積極性。由此本文提出的研究假設(shè)得到證實(shí)，即：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股的激勵(lì)效果具有顯著的影響。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，對(duì)管理層持股的激勵(lì)效果越好；產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，對(duì)管理層持股的激勵(lì)效果越差。這一研究結(jié)論表明：公司在采用管理層持股這一激勵(lì)機(jī)制時(shí)，一定要考慮公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，只有在競(jìng)爭(zhēng)激烈的產(chǎn)品市場(chǎng)中，管理層持股的激勵(lì)效果才能得到體現(xiàn)，否則，管理層持股對(duì)公司業(yè)績(jī)的提升毫無作用，甚至?xí)鸬截?fù)向作用。

4 研究結(jié)論及啟示

管理層持股是現(xiàn)代公司治理中解決“第一類代理問題”時(shí)采用的重要內(nèi)部治理機(jī)制。關(guān)于管理層持股對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響學(xué)術(shù)界并沒有得到一致性的結(jié)論，本文以“超產(chǎn)權(quán)理論”為基礎(chǔ)，首次將產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)變量引入管理層持股與公司業(yè)績(jī)關(guān)系的研究中，以進(jìn)一步揭示管理層持股與公司業(yè)績(jī)之間的關(guān)系。本文通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，采用DIF-GMM估計(jì)方法，以我國滬、深兩市2011—2014年的A股上市公司為研究樣本，探討了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股與公司業(yè)績(jī)之間關(guān)系的影響。研究發(fā)現(xiàn)：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)管理層持股的激勵(lì)效果具有顯著影響，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，管理層持股的激勵(lì)效果越好；產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，管理層持股的激勵(lì)效果越差。這意味著公司在制定管理層持股激勵(lì)機(jī)制時(shí)，一定要考慮公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，若公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)較激烈，則管理層持股對(duì)公司業(yè)績(jī)的提升具有正向的激勵(lì)效果；若公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)不甚激烈，則管理層持股對(duì)公司業(yè)績(jī)的提升不具有影響甚至具有負(fù)向影響。

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(責(zé)任編輯 王栓芹)

A Study on the Influence of Managerial Share-holding on Corporate Performance —From the Perspective of Product Market Competition

LIHui,WANGCong

(SchoolofEconomicsandManagement,NorthwestUniversity,Xi'an,Shaanxi,710127,China)

The previous researches on managerial stockholding share and corporate performance both did not consider the influence of product market competition.But from the point of beyond principal agent theory,product market competition is the fundamental guarantee of corporate performance improvement.Constructing a dynamic panel data model and adopting DIF-GMM estimation method,the paper researched the effect of product market competition on relationship between managerial stockholding and corporate performance by Chinese A-share listed companies from 2011 to 2014.It is found out that product market competition affects the incentive effect of managerial stockholding share.The higher the level of product market competition,the better the incentive effect.The lower the level of product market competition,the worse the incentive effect.

product market competition;managerial stockholding,;corporate performance;beyond principal agent theory;HHI index

2015-06-20

李輝，男，內(nèi)蒙古包頭人，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，博士，研究方向：XBRL、企業(yè)自主創(chuàng)新和公司治理。

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目( 12CJL005)；陜西省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(2014D02)；陜西省教育廳基金項(xiàng)目(14JK1705)；西北大學(xué)2013年度科研基金人文社科類項(xiàng)目(13NW16)。

F272.9

A

1008-5645(2015)06-0018-07