股權(quán)激勵強度對上市公司績效影響的實證研究

李小娟

股權(quán)激勵強度對上市公司績效影響的實證研究

李小娟

股權(quán)激勵強度對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率均有積極的影響，這一影響在不同性質(zhì)的企業(yè)樣本中表現(xiàn)不同，在國有企業(yè)樣本中股權(quán)激勵強度對凈資產(chǎn)收益率的影響呈顯著的負相關(guān)。股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率均產(chǎn)生正向影響，董事會結(jié)構(gòu)對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率的影響整體呈負相關(guān)，且受資產(chǎn)負債率和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)。資產(chǎn)負債率對企業(yè)績效的作用受產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，具體表現(xiàn)為在國有企業(yè)中對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)負債率的影響呈現(xiàn)出不顯著的正相關(guān)；在全樣本和非國有企業(yè)的樣本組中顯著的負相關(guān)；企業(yè)年齡對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率的影響呈顯著的負相關(guān)。

股權(quán)激勵；企業(yè)價值；凈資產(chǎn)收益率

由于現(xiàn)代股份制企業(yè)中所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)相分離，企業(yè)所有者保留剩余索取權(quán)，而將經(jīng)營權(quán)讓渡，企業(yè)所有者與管理者之間目標不一致，產(chǎn)生了代理問題。為了解決代理問題，基于經(jīng)典的委托代理理論，企業(yè)從管理者薪酬合約的設計出發(fā)，提出了一種長期的激勵機制——股權(quán)激勵政策。股權(quán)激勵是一種通過向公司經(jīng)營管理者分配一部分公司股權(quán)等經(jīng)濟權(quán)利，使公司管理者能夠從公司股東的角度參與公司經(jīng)營管理活動，與公司股東分享利潤，同時共擔風險。股權(quán)激勵作為一種基于企業(yè)長期業(yè)績的激勵機制，在完善公司內(nèi)部治理機制，緩解股東與高管之間的代理沖突中發(fā)揮著重要作用。同時，股權(quán)激勵制度通過將企業(yè)管理者的個人利益與企業(yè)利益進行綁定，可以降低“道德風險”，抑制管理者短期行為，對管理者起到良好的約束效果。股權(quán)激勵又是一把“雙刃劍”，運用不當，也可能會適得其反，對企業(yè)績效帶來不利影響。因此，股權(quán)激勵究竟能否提升公司的業(yè)績，仍是一個值得深入研究的問題。

本文以滬市2009—2015年A股非金融類上市公司為研究樣本，分析股權(quán)激勵對公司績效的影響，通過股權(quán)激勵強度的均值將實施股權(quán)激勵計劃的公司分為強弱兩組，進行對比分析，引入若干控制變量，控制其他因素對公司績效的影響。為上市公司完善股權(quán)激勵制度，以及為企業(yè)投資者了解我國現(xiàn)階段股權(quán)激勵計劃實施效果提供經(jīng)驗證據(jù)。

一、文獻綜述

股權(quán)激勵作為一種長期激勵方式，最終效果應當表現(xiàn)為提高上市公司績效。對股權(quán)激勵與公司績效的關(guān)系研究，國外學者研究較早，Jensen和Meckling（1976）提出了“利益匯聚假說”，認為管理者持股比例越多，管理者與公司所有者的利益目標越趨于一致，從而可以降低代理成本，有效解決委托—代理問題，提高公司業(yè)績［1］。Benston（1985）研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)理持股與公司績效存在線性關(guān)系，管理層持股越多，公司績效越好，股東財富也越多［2］。Mehran（1995）發(fā)現(xiàn)在股權(quán)激勵中，企業(yè)業(yè)績與經(jīng)營管理者持有公司股票的比例存在顯著的正相關(guān)關(guān)系［3］。Palia和 Lichtenberg（1995）研究發(fā)現(xiàn)，管理層持股可以克服管理者的短視行為。持股可以促使管理者關(guān)注企業(yè)的長期戰(zhàn)略發(fā)展，提高生產(chǎn)效率，進而改善公司長期業(yè)績［4］。這一結(jié)論得到Mogran和Poulsen（2001）、Burns和Kedia（2006）的支持，認為企業(yè)實施股權(quán)激勵政策能使企業(yè)績效更好［5-6］。與上述觀點不同的是，一些學者認為股權(quán)激勵與企業(yè)績效并不是簡單的線性相關(guān)關(guān)系，激勵效應存在一定閾值。Morck和Shleifer等（1988）認為公司內(nèi)部股東股權(quán)結(jié)構(gòu)與托賓Q值呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系，管理層持股比例處于0%～5%，或大于25%的區(qū)間范圍內(nèi)時，激勵效應發(fā)揮作用；而介于5%～25%區(qū)間范圍內(nèi)，公司業(yè)績與管理層股權(quán)比例呈明顯負相關(guān)［7］，以上結(jié)論也得到了MeConnell和Servaes（1990）、Hermalin和weisbach（1991）的研究證實，三者研究成果差別在于轉(zhuǎn)折點不同。

盡管學術(shù)界多數(shù)學者認為對管理者實施一定的股權(quán)激勵能有效改善企業(yè)績效，但仍有部分學者基于超產(chǎn)權(quán)理論、管理層尋租論、管理者防御假說以及管理者機會主義行為視角等方面深入闡述了股權(quán)激勵與企業(yè)績效的反向關(guān)系。其中，F(xiàn)ama和Jensen（1983）基于“管理者防御假說”理論的基礎上論述了管理層持股比例與公司價值的關(guān)系，認為如果管理層持股比例太高，就有可能控制董事會，損害其他投資者的利益，進而減損公司價值［8］。Zahid和Dan（2007）的研究結(jié)果證實了股權(quán)激勵機制會對公司經(jīng)營效益產(chǎn)生較為嚴重的負向影響。Brown和Liang等（2007）認為股權(quán)激勵政策的實施是導致企業(yè)績效水平下降的原因之一［9］。因為隨著高管持股比例的不斷增加會加劇委托代理沖突，從而導致企業(yè)效益的減損（Yermack，1995［10］）。Aboody等（2010）認為管理層持股比例的上升會增加其對外界披露公司利好或利害信息頻率，尤其是在管理層將要出售或繼續(xù)持有股權(quán)時表現(xiàn)得更為突出，這也是導致企業(yè)價值降低的重要原因［11］。Bhagat和Bolton（2014）研究發(fā)現(xiàn)實施股權(quán)激勵政策與企業(yè)財務欺詐存在的緊密關(guān)系容易導致負面影響，不利于企業(yè)績效的提升［12］。與上述結(jié)論相悖，Demsetz和Lehn（1985）認為管理層持股是內(nèi)生變量，管理層持股與公司績效之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系［13］。這一結(jié)論得到了Himmelberg和Palia（1999）［14］的支持。Ishimaru和Galloway（2014）研究發(fā)現(xiàn)通過改變高管持股比例來提升企業(yè)績效水平是不可行的［15］。

受國外研究理論和方法的影響，國內(nèi)學者也對股權(quán)激勵與公司績效關(guān)系問題進行了有益的探討。高雷和宋順林（2007）認為高管人員（經(jīng)理、董事、監(jiān)事）、持股規(guī)模（持股比例及價值）與企業(yè)績效是顯著正相關(guān)［16］。韓曉舟和陳艷平（2009）實證分析了中國民營上市公司股權(quán)激勵與企業(yè)經(jīng)營績效之間的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)公司經(jīng)營績效與高管持股比例、兩職合一、公司規(guī)模存在著正相關(guān)性［17］。劉中文和張靜等（2009）等人通過對公司績效進行實證分析，發(fā)現(xiàn)高管層持股比例與公司績效之間存在區(qū)間效應的非線性關(guān)系［18］。

肖淑芳和金田等（2012）將股權(quán)激勵水平、股權(quán)集中度和公司績效視為內(nèi)生變量，分析了三者之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)考慮到內(nèi)生性的情況下，股權(quán)激勵對公司績效并沒有顯著影響，公司績效與股權(quán)集中度之間也不存在顯著的相關(guān)性［19］。劉佑銘（2012）認為我國上市公司股權(quán)激勵比例與公司績效之間不存在曲線關(guān)系而是正相關(guān)關(guān)系［20］。范合君和初梓豪（2013）發(fā)現(xiàn)我國高管持有股權(quán)和期權(quán)占其總薪酬比率偏低，其比率對公司每股收益存在顯著的倒U型影響［21］。姚國烜和吳瓊（2014）發(fā)現(xiàn)高管股權(quán)激勵與公司績效顯著正相關(guān)［22］。汪濤和胡敏杰（2015）發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵刺激了公司利潤的增長，股權(quán)激勵后財務績效的增長與終極控制權(quán)、股權(quán)偏離度呈顯著的正相關(guān)［23］。常欣（2015）認為上市公司實施股權(quán)激勵有助于公司績效的提升，限制性股票模式績效效果好于股票期權(quán)模式，股權(quán)激勵的有效期越長越有利于激勵效果的實現(xiàn)［24］。張行（2016）認為公司治理水平較低的企業(yè)，CEO股權(quán)激勵“正偏離”的概率較大，且收斂到最優(yōu)水平的速度較慢；公司治理水平較高的企業(yè)，CEO股權(quán)激勵偏離“負偏離”的概率較大，且董事會調(diào)整這種偏離的能力較強，收斂到最優(yōu)水平的速度較快［25］。趙春玲（2016）認為從樣本總體來看，股權(quán)激勵比例與公司績效并不存在相關(guān)性，但將股權(quán)激勵比例進行區(qū)間劃分后，最優(yōu)的股權(quán)激勵比例區(qū)間為［1.5%，3.3%］［26］。張春穎和蘇桂賓（2017）通過全面梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻，總結(jié)出國內(nèi)外大多數(shù)學者認為股權(quán)激勵與公司經(jīng)營績效呈相關(guān)關(guān)系［27］。

綜合上述，股權(quán)激勵作為一種激勵手段，其本質(zhì)核心是將股東與高層管理者的利益趨于一致，使高層管理者要承擔決策失誤帶來的風險和損失。管理者在進行經(jīng)營決策時會更加慎重，優(yōu)先考慮企業(yè)的利益，做有利于企業(yè)整體價值提升和長遠發(fā)展的決策。雖然學術(shù)界對于上市公司實行股權(quán)激勵但能否真正實現(xiàn)企業(yè)價值最大化存在不同的看法，但大部分研究者都是通過宏觀的角度，分析股權(quán)激勵政策對公司績效的影響，較少有學者從股權(quán)激勵強度來探討股權(quán)激勵政策對公司績效的影響。

二、研究設計

1.數(shù)據(jù)來源

本文以滬市2009—2015年A股非金融類上市公司為研究樣本，為保證研究結(jié)果的準確性，樣本選取的原則：我國從1999年就提出了股權(quán)激勵制度，直到2006年股權(quán)分置改革之后，股權(quán)激勵才真正進入實際可操作階段（張翠，2014）。故本文選取2006年以后的數(shù)據(jù)，由于2008年全球金融危機對中國上市公司的影響，使得部分企業(yè)在行使股權(quán)激勵計劃期間終止該計劃，為了不影響數(shù)據(jù)的可靠性，選取時間定為從2009年到2015年；剔除金融和保險類上市公司；剔除ST/PT類企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)缺失公司和資產(chǎn)收益率連續(xù)3年為負的企業(yè)；在2009—2015年上市的企業(yè)，最終選定了139家上市企業(yè)。全部數(shù)據(jù)來源于上海證券交易所、Wind以及CSMAR數(shù)據(jù)庫，使用的軟件為EViews6.0。

2.變量設計

（1）被解釋變量為公司績效，國內(nèi)外文獻常用托賓Q值（TobinQ）或凈資產(chǎn)收益率（ROE）度量有關(guān)公司績效，在參考前人研究成果的基礎上，本文用企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率兩個維度表示公司績效，其中企業(yè)價值采用股東權(quán)益的市場價值與凈債務之和與年末總資產(chǎn)之比衡量，凈資產(chǎn)收益率采用凈利潤與凈資產(chǎn)之比衡量。

（2）解釋變量為股權(quán)激勵強度，根據(jù)研究目的的需要，本文參考齊曉寧（2012）和肖淑芳（2012）等人的研究，采用股權(quán)激勵授予的股權(quán)與當時公司的總股本之比計算股權(quán)激勵強度。

（3）控制變量為股權(quán)集中度、股權(quán)制衡、兩職合一、董事會規(guī)模、獨立董事比例、資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。之所以選取以上變量作為控制變量，歸因于控制股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會結(jié)構(gòu)、財務杠桿以及企業(yè)特征都對公司績效產(chǎn)生影響。股權(quán)集中度采用前5大股東的持股比例平方和衡量；股權(quán)制衡采用第二大股東到第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值衡量；兩職合一和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)用0和1表示，當董事長和總經(jīng)理兩職合一時取1，否則取0，當公司為國有企業(yè)時，取值為1，否則為0；董事會規(guī)模用董事數(shù)量的自然對數(shù)衡量；獨立董事比例用獨立董事人數(shù)與董事數(shù)量的比值表示；資產(chǎn)負債率用年末負債總額與資產(chǎn)總額的比值衡量；企業(yè)規(guī)模用總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；企業(yè)年齡用公司上市年限衡量。各變量的詳細定義及說明如表1所示：

表1 變量選擇與定義

3.模型設計

根據(jù)研究需要，從TobinQ值（企業(yè)價值）和Roe（凈資產(chǎn)收益率）兩個方面構(gòu)建多元線性回歸模型，引入反映企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會結(jié)構(gòu)、財務杠桿及特征的若干控制變量，具體模型構(gòu)建如下：

上式（1）和（2），EII代表股權(quán)激勵強度，Shrfd5和Obs分別表示股權(quán)集中度和股權(quán)制衡，旨在控制企業(yè)股權(quán)治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響；Dual、Board及Idr分別表示兩職合一、董事會規(guī)模、獨立董事比例，旨在控制董事會治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響；Lev、Size、Age、Sate分別表示資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；β0～β10表示截距項和對應變量的回歸系數(shù)。

三、實證分析

1.描述性統(tǒng)計分析

表2列出了主要變量的描述性統(tǒng)計特征。本文得出以下結(jié)論：

解釋變量的描述性統(tǒng)計特征值顯示，樣本中TobinQ值的均值為2.825，中位數(shù)為2.242，最大值為15.065，最小值為0.683，區(qū)間差異明顯。Roe的均值為0.12，中位數(shù)為0.113，最大值為0.316，最小值為-0.138，表明樣本之間存在一定的差異性。被解釋變量的描述性統(tǒng)計特征值顯示，EII的均值為0.046，中位數(shù)為0.035，最大值為0.19，最小值為0.005，這表明樣本企業(yè)的股權(quán)激勵強度存在較強的差異，與均值相比，多數(shù)企業(yè)的激勵強度較弱。控制變量的描述性統(tǒng)計特征值顯示，從股權(quán)結(jié)構(gòu)來看，Shrfd5的均值為0.137，中位數(shù)為0.113，最大值為0.658，最小值為0.008，說明樣本間股權(quán)集中和分散程度存在一定差異性，大多數(shù)企業(yè)的股權(quán)集中度較低。Obs的均值為0.719，中位數(shù)為0.547，最大值為3.28，最小值0.019，這表明樣本容量中大多數(shù)企業(yè)的股權(quán)制衡效果較弱，一股獨大的現(xiàn)象存在。從董事會結(jié)構(gòu)來看，Dual、Board、Idr的描述性統(tǒng)計值顯示，樣本容量中30.4%的企業(yè)存在兩職合一現(xiàn)象，董事會規(guī)模的均值為2.165，獨立董事比例占董事會數(shù)量均值為37.1%。其他控制變量的描述性統(tǒng)計值顯示，Lev、Size、Age、Sate的均值分別為0.448、21.972、8.968、0.201，最大值為 0.849、26.955、23、1，最小值為 0.018、19.192、1、0。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.回歸分析

根據(jù)研究需要，本文先按資產(chǎn)負債率均值（0.448）的大小將總樣本分為高負債率樣本組和低資產(chǎn)負債率樣本組，按企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組樣本，再對各樣本組分別進行回歸分析，具體回歸結(jié)果如下表3所示：

表3 實證分析結(jié)果

（1）股權(quán)激勵強度的系數(shù)顯示，股權(quán)激勵強度與企業(yè)價值、凈資產(chǎn)收益率均呈顯著正相關(guān)，但股權(quán)激勵強度對企業(yè)價值的激勵效應要遠遠高于其對凈資產(chǎn)收益率的作用。這一現(xiàn)象也體現(xiàn)在國有企業(yè)與非國有企業(yè)，高負債率與低負債率企業(yè)中，值得注意的是，股權(quán)激勵強度在國有企業(yè)中對凈資產(chǎn)收益率的影響呈不顯著的負相關(guān)，這可能是在國有企業(yè)中資產(chǎn)投資占主導地位。對比國有企業(yè)與非國有企業(yè)，高負債率與低負債率的結(jié)果顯示，股權(quán)激勵強度對企業(yè)價值的提升表現(xiàn)為非國有企業(yè)高于國有企業(yè)，高負債率企業(yè)高于低負債率企業(yè)，但對資產(chǎn)凈收益率的提升則表現(xiàn)為非國有企業(yè)高于國有企業(yè)，低負債率企業(yè)高于高負債率的企業(yè)。

（2）從股權(quán)結(jié)構(gòu)方面看，股權(quán)集中度對企業(yè)價值和資產(chǎn)收益率均有顯著積極的影響，且對企業(yè)價值的影響要大于其對資產(chǎn)收益率的影響。與其不同的是，股權(quán)制衡對企業(yè)價值和資產(chǎn)收益率的影響，受不同樣本組的影響，具體表現(xiàn)為在國有企業(yè)和高負債企業(yè)的樣本組中，股權(quán)制衡對企業(yè)價值的影響不顯著，但對凈資產(chǎn)收益率的影響均顯著；在非國有企業(yè)和高負債企業(yè)的樣本組中，股權(quán)制衡對企業(yè)價值表現(xiàn)出較強的正相關(guān)，而對凈資產(chǎn)收益率表現(xiàn)弱相關(guān)性和不相關(guān)性。這說明股權(quán)制衡對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率的影響受產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)。從董事會結(jié)構(gòu)方面看，兩職合一對企業(yè)價值的影響呈不顯著的正相關(guān)，對凈資產(chǎn)收益率的影響呈不顯著的負相關(guān)。董事會規(guī)模對企業(yè)價值的影響更多的表現(xiàn)出顯著的負相關(guān)，但在高資產(chǎn)負債率的樣本組中董事會規(guī)模對企業(yè)價值的影響呈顯著正相關(guān)，這樣可能是高負債擁有大規(guī)模的董事會結(jié)構(gòu)，有助于企業(yè)價值的提升。董事會規(guī)模對凈資產(chǎn)收益率的影響更多的呈現(xiàn)不顯著的負相關(guān)，但在低負債率樣本組中，董事會規(guī)模對凈資產(chǎn)收益率的影響呈不顯著的正相關(guān)。獨立董事比例對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率的影響都呈負相關(guān)，理論上說合理的董事會結(jié)構(gòu)更有助于企業(yè)績效的提升，但上述結(jié)論卻與理論不符，這說明在調(diào)查樣本中，企業(yè)董事會結(jié)構(gòu)質(zhì)量遭到質(zhì)疑。

（3）其他控制變量的回歸結(jié)果顯示，資產(chǎn)負債率在國有企業(yè)中對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)負債率的影響呈現(xiàn)出不顯著的正相關(guān)，在全樣本和非國有企業(yè)的樣本組中，表現(xiàn)為顯著的負相關(guān)，這說明國有企業(yè)往往是舉債經(jīng)營，具有較高的資產(chǎn)負債率。企業(yè)年齡對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率的影響呈顯著的負相關(guān)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在全樣本中對企業(yè)價值的影響呈現(xiàn)出較強的正相關(guān)，對凈資產(chǎn)收益則表現(xiàn)出微弱的負相關(guān)，而在高負債率樣本組中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)價值的影響呈不顯著的正相關(guān)，對凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)微弱的負相關(guān)，在低負債率樣本組中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)價值的影響呈弱顯著的負相關(guān)，對凈資產(chǎn)收益率呈不顯著的負相關(guān)。

四、結(jié) 論

本文以2009—2015年滬市A股非金融類上市公司為研究樣本，從企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率兩個方面衡量企業(yè)績效，通過構(gòu)建多元線性回歸模型，實證檢驗了股權(quán)激勵強度對公司績效的影響研究。研究發(fā)現(xiàn)：（1）股權(quán)激勵強度對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率均有積極的影響，這一影響在不同性質(zhì)的企業(yè)樣本中表現(xiàn)不同，在國有企業(yè)樣本中股權(quán)激勵強度對凈資產(chǎn)收益率的影響呈顯著的負相關(guān)。（2）股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率均產(chǎn)生正向影響，董事會結(jié)構(gòu)對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率的影響整體呈負相關(guān)，且受資產(chǎn)負債率和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)。（3）資產(chǎn)負債率對企業(yè)績效的作用受產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，具體表現(xiàn)為在國有企業(yè)中對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)負債率的影響呈現(xiàn)出不顯著的正相關(guān)，在全樣本和非國有企業(yè)的樣本組中顯著的負相關(guān)；企業(yè)年齡對企業(yè)價值和凈資產(chǎn)收益率的影響呈顯著的負相關(guān)。因此，企業(yè)應該重視對管理者實施股權(quán)激勵計劃，以激勵他們更好的為企業(yè)效力，提升企業(yè)價值，進而使企業(yè)保持長期快速穩(wěn)定的發(fā)展。企業(yè)在實施股權(quán)激勵計劃的同時要把握股權(quán)激勵的強度，企業(yè)要結(jié)合自身條件實施股權(quán)激勵計劃，不要盲目的把股權(quán)激勵計劃當作企業(yè)業(yè)績增長的良藥，否則事與愿違，研究結(jié)果顯示，合理的公司治理結(jié)構(gòu)是股權(quán)激勵發(fā)揮激勵效應的有利保障。

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The Research on the Effects of Equity Incentive Intensity on Company Performance

LI Xiaojuan

It is found that the effect of equity incentive has a positive effect on the enterprise value and the return on net assets.This effect is different in the sample of different nature.The effect of equity incentive intensity on the return on net assets is significant in the sample of state-owned enterprises Negative correlation.The ownership structure has a positive impact on the enterprise value and the return on net assets.The impact of the board structure on the value of the enterprise and the return on the net assets is negatively correlated and regulated by the asset load rate and property right.The effect of asset-liability ratio on the performance of the firm is affected by the nature of property rights，which shows that there is no significant positive correlation between the value of enterprise and the net asset load in state-owned enterprises.In the sample group of all sample and non-state enterprises significant negative correlation；firm age has a significant negative correlation to the impact of firm value and return on net assets.

equity incentive；corporate value；return on net assets

（責任編校：文 香）

李小娟，湖南財政經(jīng)濟學院副教授，中南大學商學院工商管理博士后（湖南 長沙 410205）

10.19503/j.cnki.1000-2529.2017.05.017

湖南省自然科學基金項目“戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)知識轉(zhuǎn)移與技術(shù)創(chuàng)新路徑分析”（13JJ5037）