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摘要：股权激励制度将经营者报酬与企业业绩紧密联系，是一种有效的激励性报酬制度，本文实证分析了我国目前股权激励中经营者报酬和企业业绩之间微弱的正相关关系，研究结果表明股权激励在我国已经取得了一定的进步，但尚需进一步完善。
关键词：股权激励 上市公司持股比例
在股权激励的实施过程当中，经理人员持股是其中最为重要的环节。我国的股权激励机制是否能有效的发挥作用，即高管持股与经营绩效是否有显著的相关性是研究的主要目标。
一、 研究设计
1. 样本选择和数据来源
在样本选择时，选取2005年在深圳证券交易所上市的公司对管理层直接持股情况进行考察，2005年深交所上市公司共有544家,剔除含有异值点的公司,得到110个样本，将“净资产收益率”及“每股收益”为负的样本剔除，以排除少数特殊情况从而控制回归样本的分散程度，保证各种变量数值的集中趋势。通过上述过程，最后得到包含110个有效样本的整体回归样本集合。
2. 指标的选取
在我国上市公司经营绩效的估计中，托宾Q值的计算除资产重置值无法确定外，还面临对公司市场价值估计的困难。在中国股市运作过程中，股票价格与企业经营绩效间的背离并不鲜见。因此在我们的研究中，净资产收益率和每股收益两个指标反映公司经营绩效。
3. 研究模型
我们用回归分析来研究上市公司高管持股对经营绩效的影响，经营绩效指标—净资产收益率、每股收益分别作为被解释变量，采用管理层持股水平作为解释变量，采用公司规模和前十大股东控股比例作为控制变量，用数学以及统计学的方式对我们所抽取的样本进行比较和分析，并且便于运用SPSS统计分析软件进行相关计算，建立的模型如下：
Eps=a0+a1Ms+a2Size+a3conshare
Roe=a0+a1Ms+a2Size+a3conshare
其中: Eps为年末每股收益,即期末净利润与期末总股本之比; Roe为年末净资产收益率,即期末净利润与平均净资产之比; Ms为管理层持股水平,即管理层持股数与总股本数之比; Size为企业规模,采用年末总资产的自然对数作为替代变量; conshare为前十大股东持股比例,即前十大股东持股数与总股本数之比。
4. 研究假设
假设1：管理层持股比例与企业的经营业绩正相关；假设2：企业规模与经营业绩正相关；假设3：股权的集中度与企业经营业绩正相关。
二、 检验结果
1. 统计性描述
从表1可以看出,我国管理层持股的公司数量较多,占所有公司的83.636%;但持股比例偏低,均值仅为0.0129 %,表明我国管理层持股数量与美国等发达国家的管理层持股数量还有一定差距,存在壕沟效应的可能性不大。此外,按照证监会的行业分类标准统计发现:所考察的15个行业中,电子行业的管理层持股比例均值最大,其次是综合类行业。
2. 相关分析
(1) 持股比例与ROE的相关性
我们利用上市公司的数据,对高管持股比例与公司当期的净资产收益率进行相关性分析(如表2所示)
表2ROE相关性分析结果
从表2运行结果看,在0.05的显著性水平下，高管持股比例与公司短期业绩净资产收益率之间的相关性并不显著。
(2) 持股比例与EPS的相关性
表3 EPS相关性分析结果
从表3运行结果看,高管持股比例与公司短期业绩每股收益之间的皮尔逊相关系数R=0.061,即在0.05的显著性水平下，高管持股比例与每股收益之间呈现一定的正相关关系,但两者的相关度还是比较弱的。
3. 回归检验
对所建模型使用SPSS分别进行回归分析,结果如下
表4ROE回归模型检验结果
从上表4看出，估计的回归方程如下：
净资产收益率=6.038+96.921×持股比例+9.193×公司规模+17.329×前十大股东持股比例
在显著性水平0.05下，持股比例和前十大股东持股比例没有通过显著性检验。
表5EPS回归模型检验结果
从上表5中可以发现,对于深市的110个样本,回归模型在0.05的显著性水平下通过的检验,说明回归方程具有解释意义; 即估计的回归方程如下：
每股收益=-0.054+5.840×持股比例+0.014×公司规模+0.610×前十大股东持股比例
从上表4和表5中可以发现,对于深市的110个样本,EPS回归模型在0.05的显著性水平下通过的检验,说明EPS回归方程具有较强的解释意义;ROE回归模型的检验结果除公司规模和常数项外,显著性水平并不高,由此可见，我国上市公司在管理层股权激励方面不再像以前一样是一无是处，相反，近年来正在不断进步。这很容易的可从以前文献得出的业绩与股权激励不相关关系，及我们对近年来数据分析得到相关关系上看出来。进一步，相关度较低的事实告诉我们，现有的管理层股权激励虽然已取得了很大的进步，但是仍旧还是不够的，需要进一步加强。
参考文献
１.俞鸿琳.国有上市公司管理者股权激励效应的实证检验[J].经济科学. 2006(01).
２.周建波,孙菊生.经营者股权激励的治理效应研究[J].经济研究. 2003(05).
３.魏刚.高级管理者激励与上市公司经营绩效[J].经济研究. 2000(03).
关键词：股权激励 上市公司持股比例
在股权激励的实施过程当中，经理人员持股是其中最为重要的环节。我国的股权激励机制是否能有效的发挥作用，即高管持股与经营绩效是否有显著的相关性是研究的主要目标。
一、 研究设计
1. 样本选择和数据来源
在样本选择时，选取2005年在深圳证券交易所上市的公司对管理层直接持股情况进行考察，2005年深交所上市公司共有544家,剔除含有异值点的公司,得到110个样本，将“净资产收益率”及“每股收益”为负的样本剔除，以排除少数特殊情况从而控制回归样本的分散程度，保证各种变量数值的集中趋势。通过上述过程，最后得到包含110个有效样本的整体回归样本集合。
2. 指标的选取
在我国上市公司经营绩效的估计中，托宾Q值的计算除资产重置值无法确定外，还面临对公司市场价值估计的困难。在中国股市运作过程中，股票价格与企业经营绩效间的背离并不鲜见。因此在我们的研究中，净资产收益率和每股收益两个指标反映公司经营绩效。
3. 研究模型
我们用回归分析来研究上市公司高管持股对经营绩效的影响，经营绩效指标—净资产收益率、每股收益分别作为被解释变量，采用管理层持股水平作为解释变量，采用公司规模和前十大股东控股比例作为控制变量，用数学以及统计学的方式对我们所抽取的样本进行比较和分析，并且便于运用SPSS统计分析软件进行相关计算，建立的模型如下：
Eps=a0+a1Ms+a2Size+a3conshare
Roe=a0+a1Ms+a2Size+a3conshare
其中: Eps为年末每股收益,即期末净利润与期末总股本之比; Roe为年末净资产收益率,即期末净利润与平均净资产之比; Ms为管理层持股水平,即管理层持股数与总股本数之比; Size为企业规模,采用年末总资产的自然对数作为替代变量; conshare为前十大股东持股比例,即前十大股东持股数与总股本数之比。
4. 研究假设
假设1：管理层持股比例与企业的经营业绩正相关；假设2：企业规模与经营业绩正相关；假设3：股权的集中度与企业经营业绩正相关。
二、 检验结果
1. 统计性描述
从表1可以看出,我国管理层持股的公司数量较多,占所有公司的83.636%;但持股比例偏低,均值仅为0.0129 %,表明我国管理层持股数量与美国等发达国家的管理层持股数量还有一定差距,存在壕沟效应的可能性不大。此外,按照证监会的行业分类标准统计发现:所考察的15个行业中,电子行业的管理层持股比例均值最大,其次是综合类行业。
2. 相关分析
(1) 持股比例与ROE的相关性
我们利用上市公司的数据,对高管持股比例与公司当期的净资产收益率进行相关性分析(如表2所示)
表2ROE相关性分析结果
从表2运行结果看,在0.05的显著性水平下，高管持股比例与公司短期业绩净资产收益率之间的相关性并不显著。
(2) 持股比例与EPS的相关性
表3 EPS相关性分析结果
从表3运行结果看,高管持股比例与公司短期业绩每股收益之间的皮尔逊相关系数R=0.061,即在0.05的显著性水平下，高管持股比例与每股收益之间呈现一定的正相关关系,但两者的相关度还是比较弱的。
3. 回归检验
对所建模型使用SPSS分别进行回归分析,结果如下
表4ROE回归模型检验结果
从上表4看出，估计的回归方程如下：
净资产收益率=6.038+96.921×持股比例+9.193×公司规模+17.329×前十大股东持股比例
在显著性水平0.05下，持股比例和前十大股东持股比例没有通过显著性检验。
表5EPS回归模型检验结果
从上表5中可以发现,对于深市的110个样本,回归模型在0.05的显著性水平下通过的检验,说明回归方程具有解释意义; 即估计的回归方程如下：
每股收益=-0.054+5.840×持股比例+0.014×公司规模+0.610×前十大股东持股比例
从上表4和表5中可以发现,对于深市的110个样本,EPS回归模型在0.05的显著性水平下通过的检验,说明EPS回归方程具有较强的解释意义;ROE回归模型的检验结果除公司规模和常数项外,显著性水平并不高,由此可见，我国上市公司在管理层股权激励方面不再像以前一样是一无是处，相反，近年来正在不断进步。这很容易的可从以前文献得出的业绩与股权激励不相关关系，及我们对近年来数据分析得到相关关系上看出来。进一步，相关度较低的事实告诉我们，现有的管理层股权激励虽然已取得了很大的进步，但是仍旧还是不够的，需要进一步加强。
参考文献
１.俞鸿琳.国有上市公司管理者股权激励效应的实证检验[J].经济科学. 2006(01).
２.周建波,孙菊生.经营者股权激励的治理效应研究[J].经济研究. 2003(05).
３.魏刚.高级管理者激励与上市公司经营绩效[J].经济研究. 2000(03).