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試論上市高新技術(shù)企業(yè)高管人員持股與企業(yè)績(jì)效關(guān)系實(shí)證分析
論文摘要：選取高新技術(shù)企業(yè)中頗具代表性的信息技術(shù)行業(yè)作為研究對象，采用分類(lèi)比較和回歸分析的方法，對其高管持股與公司績(jì)效關(guān)系做實(shí)證分析。分析結果表明，奔司經(jīng)營(yíng)績(jì)效與高管持股比例之間呈二次方曲線(xiàn)關(guān)系。當高管人員持股比例低于27．93％時(shí)，公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效與高管人員持股比例正相關(guān)。提出現階段我國高新技術(shù)企業(yè)應積極實(shí)施股權激勵。
論文關(guān)鍵詞：上市高新技術(shù)企業(yè)；高管人員；公司績(jì)效
在現代公司制企業(yè)中，由于委托一代理關(guān)系的存在，往往將高管人員的股權激勵問(wèn)題作為影響企業(yè)績(jì)效的重要因素。針對高管人員持股與公司績(jì)效之間的關(guān)系，國內外一些學(xué)者進(jìn)行了定量的、實(shí)證的研究。早期研究結果是線(xiàn)性關(guān)系(Demsetz&Lehn)]“，即經(jīng)理持股比例越高，公司績(jì)效越好。其后的研究者認為這一關(guān)系表現為非線(xiàn)性形式(Mock、McConnell和Serves等)。Stulz首次以理論模型證明層持股與公司績(jì)效呈非線(xiàn)性關(guān)系，公司績(jì)效最初隨著(zhù)管理層持股比例的增加而增加，而后開(kāi)始下降。Stulz認為，隨著(zhù)管理層股權的增加，因經(jīng)營(yíng)不善而被接管的可能性也會(huì )降低，而接管難度的增加反過(guò)來(lái)會(huì )強化管理層的不思進(jìn)取。也就是說(shuō)，管理層股權的增加在有利于增強股東監控動(dòng)力的同時(shí)也可能會(huì )阻礙公司控制機制的有效發(fā)揮，從而降低公司績(jì)效。McConnell和Serves回歸了Tobin'sQ與經(jīng)理持股比例、經(jīng)理持股比例平方的關(guān)系，發(fā)現Q值與經(jīng)理持股比例顯著(zhù)正相關(guān)，而與經(jīng)理持股比例平方顯著(zhù)負相關(guān)。Q值與經(jīng)理人員持股比例在0—50％區間正相關(guān)。這一研究成果后來(lái)得到了較多的實(shí)踐證實(shí)。
近幾年來(lái)，我者也做了不少相關(guān)的實(shí)證研究。魏剛分析認為，行業(yè)因素影響上市公司高層管理人員的報酬水平，報酬水平和持股數量與公司的經(jīng)營(yíng)績(jì)效不存在顯著(zhù)的正相關(guān)關(guān)系[st。周建波等認為，成長(cháng)性機會(huì )較高的公司，公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效的提高與經(jīng)營(yíng)者因股權激勵增加的持股數顯著(zhù)正相關(guān)，等等。
以上實(shí)證研究所采取的研究方法、樣本選擇各不相同，所得出的結論也不盡相同，甚至相互矛盾。那么我國高新技術(shù)企業(yè)的股權激勵效果又會(huì )怎樣?高管人員持股與公司績(jì)效之間又會(huì )存在怎樣的關(guān)系呢?本文采用分類(lèi)比較和回歸分析的方法，選取我國高新技術(shù)企業(yè)中頗具代表性的信息技術(shù)行業(yè)的上市公司作實(shí)證分析。
一、樣本選擇與數據來(lái)源
上市的高新技術(shù)企業(yè)相對來(lái)講是實(shí)力較雄厚、運作較規范的大型企業(yè)或企業(yè)集團，其發(fā)展水平在一定程度上反映了中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展狀況。由于2001年4月中國證監會(huì )對中國上市公司的行業(yè)分類(lèi)進(jìn)行了重新規定，增加了信息技術(shù)行業(yè)類(lèi)別，但取消了高科技行業(yè)類(lèi)別，叉由于受到上市公司年企業(yè)管理報披露信息的限制以及高新技術(shù)企業(yè)本身概念的模糊性，這給我們選取樣本帶來(lái)了一定的困難。本文選取高新技術(shù)企業(yè)中信息技術(shù)行業(yè)2004年1月1日前上市的深滬兩市A股上市公司作為樣本，因為信息技術(shù)行業(yè)市公司占全部上市高新技術(shù)企業(yè)的50％強，具有一定的代表性，同時(shí)也可以消除行業(yè)差異因素對分析結果的影響。選取樣本剔除了ST、PT公司和數據殘缺、數據異常的公司，這樣共獲得65家樣本公司。本文樣本數據大都來(lái)源于巨潮資訊網(wǎng)(W'WW．cn—info．com)公布的上市公司2004年年度報告。
二、變量選擇
本文采取上市公司高層管理人員持股比例(MSR)作為自變量，即高層管理人員的總體持股數量占公司總股本的比例。上市公司年報中均披露了公司高層管理人員持股數量信息，這樣的數據更易獲得也更為真實(shí)。這里的高層管理人員包括公司年報中披露的董事長(cháng)、蕈事、監事、總經(jīng)理、副總經(jīng)理和主管等(以下簡(jiǎn)稱(chēng)高管人員)。
本文選取每股收益(EPS)和凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為績(jì)效評價(jià)指標。在我國當前市場(chǎng)價(jià)格存在較大失真的情況下，以市場(chǎng)指標如TobinsQ衡量公司績(jì)效不太適宜。凈資產(chǎn)收益率能綜合反映企業(yè)獲利能力，每股收益則是者常用的衡量投資效益的指標。它們都是上市公司在年度報告中非常重視的指標。
三、上市高新技術(shù)企業(yè)高管人員持股與公司績(jì)效關(guān)系的描述性分析
結果顯示，整個(gè)信息技術(shù)行業(yè)有近63％的公司高管人員或多或少持有公司股票�？紤]公司規模差異以公司股票總數作為加權兇子，全部65家樣本公司高管人員持股狀況見(jiàn)表1，人均持股量的加權平均值為53186．87股，高管人員持股比例加權平均值為0．22％。我國高新技術(shù)企業(yè)高管人員持股無(wú)論是規模還是力度均高于一般上市公司。
另外，我們以人均持股數量(ROM)大于10000股為限將樣本公司分為高管人員人均持股數量高與高管人員人均持股數量低兩類(lèi)作比較分析，結果見(jiàn)表2。從統計結果可以看出，各年份高管人員人均持股數量高樣本組不論是凈資產(chǎn)收益率還是每股收益均值都明顯高于高管人員人均持股數量低的樣本組，前者公司績(jì)效明顯好于后者，同樣也高于整個(gè)行業(yè)的績(jì)效水平。這說(shuō)明公司高管人員持股數量多，他們的收入中有相當一部分來(lái)自股權收益，從而使他們的收益與公司的經(jīng)營(yíng)績(jì)效聯(lián)系起來(lái)，個(gè)人利益與公司利益趨于致，因此他們更有動(dòng)力經(jīng)營(yíng)好公司，股權激勵效果明顯。但這也可能存在股權激勵的選擇性偏見(jiàn)，即一般來(lái)說(shuō)，過(guò)去績(jì)效較好、成長(cháng)性較高、第一大股東選派董事較多的公司更愿意實(shí)施經(jīng)營(yíng)者的股權激勵，且經(jīng)營(yíng)者持股的數量也較多(周建波等)。因此，兩者之間的相同關(guān)系需要進(jìn)一步驗證。
四、上市高新技術(shù)企業(yè)高管人員持股比例與公司績(jì)效關(guān)系的回歸分析
當高管人員持有公司股份時(shí)，即擁有公司剩余索取權，一個(gè)形象的比喻是給他們戴上了“金手銬”，他們的收益與公司的經(jīng)營(yíng)績(jì)效聯(lián)系起來(lái)，從而使高管人員個(gè)人利益與公司利益緊緊地連在一起。我們通過(guò)以科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)下三個(gè)回歸模型考察我國高新技術(shù)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jì)效與管理層持股比例之間的關(guān)系。模型(1)大致考察公司績(jì)效與管理層持股比例之間的相互關(guān)系。根據Mock等的研究結果，公司管理層持股比例與公司績(jì)效之間存在一種曲線(xiàn)關(guān)系，為了考察這一非線(xiàn)性關(guān)系，我們又構造了模型(2)、(3)，分別加入了管理層持股比例的二次方變量和管理層持股比例的三次方變量。
式中，MSR為管理層持股比例，P為公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效，這里以三年平均每股收益作為績(jì)效變量來(lái)考察公司的經(jīng)營(yíng)績(jì)效，考為隨機誤差項。分析時(shí)剔除了高管人員未持股公司樣本，共獲得41家樣本公司，運用SPsSforWindows回歸分析，結果見(jiàn)表3。
從回歸結果1可以看出，雖然高管人員持股比例與每股收益的相關(guān)系數Bl為正，在顯著(zhù)性水平為0．05的情況下，回歸系數Bl通過(guò)t，同時(shí)，回歸方程通過(guò)F檢驗，但是方程的調整判定系數AdjR太小，說(shuō)明模型(s1)與數據的擬合度不好，線(xiàn)性方程沒(méi)能適當地描述出經(jīng)營(yíng)績(jì)效與高管人員持股比例的關(guān)系。模型(2)、(3)的AdjR都大大增加，說(shuō)明曲線(xiàn)方程能更好地描述出高新技術(shù)企業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效與高管人員持股比例的關(guān)系。但是模型(3)的回歸系數均未通過(guò)t檢驗。模型(2)回歸系數1、B2的顯著(zhù)性概率P=O．000<0．001，在顯著(zhù)性水平為0．001的情況下，模型(2)通過(guò)了t檢驗和，檢驗，模型(2) 的回歸效果最好。公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效與高管人員持股比例顯著(zhù)正相關(guān)，而與高管人員持股比例的二次方顯著(zhù)負相關(guān)，這與McConnell和Serves的研究結果一致。由此得出高管人員持股比例與公司績(jì)效關(guān)系的回歸方程為：
由上述回歸結果可得，在高管人員持股比例為0~27．93％之間，上市高新技術(shù)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jì)效與高管人員持股比例正相關(guān)，隨著(zhù)持股比例的增加，公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效也隨之增加。當高管人員持股比例大于27．93％時(shí)，經(jīng)營(yíng)績(jì)效將隨著(zhù)持股比例的上升而下降。需要指出的是，模型(1)、(2)、(3)的常數項均未通過(guò)t檢驗，說(shuō)明存在其他控制變量，如公司內部股權結構、研發(fā)廣告費比率以及外部效率等因素影響公司績(jì)效，由于我們的研究目的并不是找出影響P的所有變量，在這里我們暫不作進(jìn)一步的分析。
五、結論
實(shí)證分析表明，我國上市高新技術(shù)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jì)效與高管人員持股比例之問(wèn)并不是簡(jiǎn)單的線(xiàn)性關(guān)系，而是表現為二次非線(xiàn)性關(guān)系，公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效與高管人員持股比例顯著(zhù)正相關(guān)，而與高管人員持股比例的二次方顯著(zhù)負相關(guān)。最初公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效隨著(zhù)持股比例的增加也隨之增加。當高管人員持股比例大于27．93％B~，經(jīng)營(yíng)績(jì)效將隨著(zhù)持股比例的增加而下降�，F階段，我國上市高新技術(shù)企業(yè)高管人員持股比例平均值僅為0．22％，高管人員人均持股數量高的公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效明顯好于高管人員人均持股數量低的公司，還有必要積極實(shí)施股權激勵，擴大高管人員持股比例，其激勵對象范圍也應擴大，不僅要包括高層人員，還應包括核心技術(shù)人員等關(guān)鍵員工。同時(shí)，回歸結果顯示要使股權激勵真正發(fā)揮作用，必須改善我國上市公司的股權結構并完善職業(yè)經(jīng)理市場(chǎng)和證券市場(chǎng)。
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