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[摘要]文章以2012—2015年A股上市公司为样本对管理层持股比例与公司绩效之间的关系进行研究，中国上市公司持股比例偏低，管理层持股比例与公司绩效存在显著相关关系；但是两者之间不是简单的线性相关，而是呈现倒“N”形关系曲线，管理层持股比例与公司绩效存在区间效应。随着管理层持股比例的增加，公司绩效先提高后降低再提高。
[关键词]A股上市公司；管理层持股；公司绩效
[DOI]1013939/jcnkizgsc201637074
1引言
管理者持股作为一种激励手段可以降低委托代理成本，使管理者与所有者之间的利益趋同。Jensen和Meckling（1976）研究发现，管理者持股可以减少股东与管理者之间的利益冲突，使管理者与股东对风险的态度趋同，有利于促进公司的经营，增大管理者持股比例，可以有效降低道德风险的产生。Fama和Jensen（1983）认为，管理者持股具有防御效应，会降低公司价值。如果高管持股比例过高，公司将可能由不受监督、约束的管理者掌控，其价值就会降低。鉴于此，我们以2013—2015年的上市公司为样本，构建函数形态的回归模型，考察管理者持股对公司绩效的影响以及随着管理者持股比例的变化，其对公司绩效影响的非线性的区间特征。
2研究假设
Jensen 和 Meckling 认为由于管理者的天然倾向和偏好与委托人不同，他们不会总是以公司的利益最大化为前提来行动，他们会朝着有利于自身利益的方向来分配资源，这就使得管理者的行为与股东的利益最大化目标相悖。管理者持股就是使管理者自身利益與股东利益目标相一致，管理者作为公司的所有者，有利于降低委托代理成本，降低管理者对公司和股东利益的损害，自身利益最大化的实现就是公司收益最大化，因此管理者更趋向于提高公司绩效。根据以上分析，我们认为管理者持股影响公司绩效，因此，提出如下假设。
H1：管理者持股与公司绩效两者具有相关性。Jensen和Meckling（1976）研究发现，管理者持股可以减少股东与管理者之间的利益冲突，使管理者与股东对风险的态度趋同，有利于促进公司的经营，管理者持股对公司绩效具有激励效应。另一方面，Fama和Jensen（1983）认为，管理者持股具有防御效应。管理者持股比例过高，控制权增大，股东对管理者的约束力和监督力都被削弱，管理者可能更大可能利用职权为自己谋取利益，管理者持股比例越高，公司被收购的风险降低，市场对管理者的约束力度也会随之降低。因此，通过对管理者持股激励效应与防御效应的分析，我们提出如下假设：
H2：管理者持股与公司绩效之间是倒“N”形关系，两者之间存在区间效应。
3研究设计
31样本选取
本文以沪深证券交易所2011—2015年间所有的A股上市公司为样本，对数据进行如下处理：一是剔除研究期间被ST、*ST的公司样本；二是剔除2011年后新上市的公司样本；三是由于金融业特殊的会计核算方式，剔除金融业类公司样本；四是剔除管理层持股比例为零的公司样本；五是剔除同时发行A股、B股、H股或者其他境外流通股的上市公司样本；六是剔除数据不完整的公司样本，最后确定830家上市公司，4150个公司/年度观察值，本文数据均来自于国泰安数据库和色诺芬数据库。
32变量定义
321被解释变量：公司绩效
本文选择财务指标总资产收益率（ROA）和每股收益（EPS）两个变量作为衡量公司绩效的标准。总资产收益率的高低反映了公司的竞争实力和发展能力；每股收益反映企业的经营成果，衡量股东的获利水平。
322核心解释变量：管理者持股比例（MSH）
本文中的管理者持股并不只是针对董事和总经理的持股，还包括公司监事、财务负责人以及核心技术人员的持股，为了准确研究管理者持股与公司绩效的非线性关系，参考国外研究方法，采用了管理层持股比例的平方（MSH2）和管理层持股比例的立方（MSH3）作为解释变量，当管理层持股与公司绩效存在非线性关系时，管理层持股比例的平方与管理层持股比例的立方的系数会存在符号差异。
323控制变量
第一，控股股东性质（STATE）：根据上市公司实际控制人的性质是国家股还是非国家股确定STATE的值，当控股股东为国家时，STATE的值为1；否则STATE为0。第二，公司规模（SIZE）：公司规模以公司总资产的自然对数计算。第三，公司成长性（GROW）：本文选用公司的净利润增长率作为衡量公司成长性的标准。
33回归模型设定
根据研究假设，我们构建了如下回顾模型进行检验：
PER=α+β1MSH+β2MSH2+β3MSH3+γControl+μ（1）
其中，PER为公司绩效，α为截距，β1、β2、β3分别为自变量的系数，Control为包括控股股东性质、股权集中度、公司规模以及公司成长性在内的控制变量，μ为随机干扰项。
在模型（1）中，根据研究假设H1，我们预期β3为显著为正，且存在β22>3β1β3的关系。对回归方程进行求导可以得到：PER/MSH=β1+2β2MSH+3β3MSH2，令PER/MSH=0，可得解，MSH1=（-β2-β22-3β1β3）/（3β3），MSH2=（-β2+β22-3β1β3）/（3β3）。当MSH（0，MSH1）时，PER随着MSH的增大而增大，当MSH，）时，PER随着MSH的增大而减小，当MSH（MSH2，1）时，PER随着MSH的增大而增大，验证研究假设H2，管理者持股比例与公司绩效之间存在“N”形曲线关系。
4实证研究
41描述性分析
本文通过对2011—2015年中国上市公司持股比例统计，运用Excel和SPSS软件对数据进行整理分析，如表1所示，中国上市公司中，管理者持股比例逐年增加，管理层持股比例在2015年均值已达到12097%的比例，相比较过去管理层持股的287%，增长较快，但是国有控股企业的管理层持股比例较低，2015年仅为1611%，中国上市公司管理层持股比例均值为1004%，国有控股公司管理层持股比例均值仅为108%，民营企业管理层持股比例均值为1092%，国有控股企业管理层持股比例明显低于民营企业管理层持股比例。 42相关性分析
表2列示了对全体样本的Pearson相关性分析。其中ROA与MSH的相关性系数为0083，EPS与MSH的相关性系数为0076，双侧显著性水平P值均小于005，可以得出ROA和EPS与MSH在1%的水平上显著相关；ROA和EPS与MSH2的显著性水平P值均为0000，在1%的水平上显著相关；ROA和EPS与MSH3在1%的水平上显著相关，Sig的值均为0000；另外，控制变量STATE、SIZE、GROW均在1%的水平上与因变量（ROA、EPS）显著相关，显著性水平P值均小于005，因此模型（1）中的控制变量是有效的，影响公司绩效。
43回归分析
第一，管理层持股比例的系数为0003，t值为1202，sig为0000，说明在1%的水平上，管理层持股与每股收益显著正相关，但是两者的拟合度R方值0008，两者的拟合度并不理想，管理层持股比例与EPS并不是线性相关关系。第二，表3中，管理层持股比例（MSH）系数为0113，管理层持股比例平方（MSH2）的系数为-0261，管理层持股比例立方（MSH3）系数为0243，说明管理层持股比例与每股收益之间存在非线性关系，即存在区间效应，管理层持股比例与公司绩效呈三次方关系，拐点为 01712 和 04537，管理层持股比例低于1712%，管理层持股比例与每股收益存在正相关关系，管理层持股比例高于1712%低于4537%时，管理层持股比例与每股收益存在负相关关系，管理层持股比例高于4537%时，管理层持股比例增加，公司每股收益增加，由此可以验证假设H2，管理层持股比例与公司绩效之间存在区间效应。
表4是對ROA与MSH、MSH2、MSH3之间关系的回归分析，与EPS相同，ROA与MSH存在显著相关关系，但并不是线性相关关系，两者之间存在区间效应，管理层持股比例与公司绩效呈三次方关系，拐点为 01789 和 04672，即管理层持股比例低于1789%，管理层持股比例与总资产收益率存在正相关关系，管理层持股比例高于1789%低于4672%时，管理层持股比例与总资产收益率存在负相关关系，管理层持股比例高于4672%时，管理层持股比例增加，总资产收益率增加。
5结论
管理层持股目前作为长期激励管理层的手段被广泛应用，上市公司中管理层持股比例也在不断提高。通过对2011—2015年我国沪深上市公司的研究，考察了管理层持股比例与公司绩效之间的关系。一是管理层持股比例与公司绩效之间具有相关性；二是管理层持股比例与公司绩效之间存在区间效应，两者之间的关系呈现倒“N”形；三是国有持股比例明显低于民营企业持股比例。目前，国有控股公司的管理层持股比例较低，公司绩效为民营企业的50%左右，出现净利润负增长现象，在深化国有企业混合所有制改革、引入民营资本的同时，适当提高管理层的持股比例，使管理层自身利益与股东利益和公司利益保持一致，降低管理层的委托代理成本。
参考文献：
[1]陈树文，刘念贫上市高新技术企业高管人员持股与企业绩效关系实证分析[J].科学与科学技术管理，2006（2）：20-25
[2]杜兴强，漆传金管理层持股与公司绩效的相关性：模型解释力、内生性与行业竞争度[J].当代管理评论，2008，1（2）：52-74
[3]高雷，宋顺林高管人员持股与公司绩效——基于上市公司 2000—2004 年面板数据的经验证据[J].财经研究，2007（3）：134-143
[4]巩震，金永生，王俊鞾中国上市公司管理层持股与公司绩效实证分析[J].北京邮电大学学报：社会科学版，2008（6）
[5]高明华中国企业经营者行为内部制衡与经营绩效的相关性分析——以上市公司为例[J].南开管理评论，2001（5）：6-13
[6]李增泉激励机制与企业绩效：一项基于上市公司的实证研究[J].会计研究，2000（1）：24-30
[关键词]A股上市公司；管理层持股；公司绩效
[DOI]1013939/jcnkizgsc201637074
1引言
管理者持股作为一种激励手段可以降低委托代理成本，使管理者与所有者之间的利益趋同。Jensen和Meckling（1976）研究发现，管理者持股可以减少股东与管理者之间的利益冲突，使管理者与股东对风险的态度趋同，有利于促进公司的经营，增大管理者持股比例，可以有效降低道德风险的产生。Fama和Jensen（1983）认为，管理者持股具有防御效应，会降低公司价值。如果高管持股比例过高，公司将可能由不受监督、约束的管理者掌控，其价值就会降低。鉴于此，我们以2013—2015年的上市公司为样本，构建函数形态的回归模型，考察管理者持股对公司绩效的影响以及随着管理者持股比例的变化，其对公司绩效影响的非线性的区间特征。
2研究假设
Jensen 和 Meckling 认为由于管理者的天然倾向和偏好与委托人不同，他们不会总是以公司的利益最大化为前提来行动，他们会朝着有利于自身利益的方向来分配资源，这就使得管理者的行为与股东的利益最大化目标相悖。管理者持股就是使管理者自身利益與股东利益目标相一致，管理者作为公司的所有者，有利于降低委托代理成本，降低管理者对公司和股东利益的损害，自身利益最大化的实现就是公司收益最大化，因此管理者更趋向于提高公司绩效。根据以上分析，我们认为管理者持股影响公司绩效，因此，提出如下假设。
H1：管理者持股与公司绩效两者具有相关性。Jensen和Meckling（1976）研究发现，管理者持股可以减少股东与管理者之间的利益冲突，使管理者与股东对风险的态度趋同，有利于促进公司的经营，管理者持股对公司绩效具有激励效应。另一方面，Fama和Jensen（1983）认为，管理者持股具有防御效应。管理者持股比例过高，控制权增大，股东对管理者的约束力和监督力都被削弱，管理者可能更大可能利用职权为自己谋取利益，管理者持股比例越高，公司被收购的风险降低，市场对管理者的约束力度也会随之降低。因此，通过对管理者持股激励效应与防御效应的分析，我们提出如下假设：
H2：管理者持股与公司绩效之间是倒“N”形关系，两者之间存在区间效应。
3研究设计
31样本选取
本文以沪深证券交易所2011—2015年间所有的A股上市公司为样本，对数据进行如下处理：一是剔除研究期间被ST、*ST的公司样本；二是剔除2011年后新上市的公司样本；三是由于金融业特殊的会计核算方式，剔除金融业类公司样本；四是剔除管理层持股比例为零的公司样本；五是剔除同时发行A股、B股、H股或者其他境外流通股的上市公司样本；六是剔除数据不完整的公司样本，最后确定830家上市公司，4150个公司/年度观察值，本文数据均来自于国泰安数据库和色诺芬数据库。
32变量定义
321被解释变量：公司绩效
本文选择财务指标总资产收益率（ROA）和每股收益（EPS）两个变量作为衡量公司绩效的标准。总资产收益率的高低反映了公司的竞争实力和发展能力；每股收益反映企业的经营成果，衡量股东的获利水平。
322核心解释变量：管理者持股比例（MSH）
本文中的管理者持股并不只是针对董事和总经理的持股，还包括公司监事、财务负责人以及核心技术人员的持股，为了准确研究管理者持股与公司绩效的非线性关系，参考国外研究方法，采用了管理层持股比例的平方（MSH2）和管理层持股比例的立方（MSH3）作为解释变量，当管理层持股与公司绩效存在非线性关系时，管理层持股比例的平方与管理层持股比例的立方的系数会存在符号差异。
323控制变量
第一，控股股东性质（STATE）：根据上市公司实际控制人的性质是国家股还是非国家股确定STATE的值，当控股股东为国家时，STATE的值为1；否则STATE为0。第二，公司规模（SIZE）：公司规模以公司总资产的自然对数计算。第三，公司成长性（GROW）：本文选用公司的净利润增长率作为衡量公司成长性的标准。
33回归模型设定
根据研究假设，我们构建了如下回顾模型进行检验：
PER=α+β1MSH+β2MSH2+β3MSH3+γControl+μ（1）
其中，PER为公司绩效，α为截距，β1、β2、β3分别为自变量的系数，Control为包括控股股东性质、股权集中度、公司规模以及公司成长性在内的控制变量，μ为随机干扰项。
在模型（1）中，根据研究假设H1，我们预期β3为显著为正，且存在β22>3β1β3的关系。对回归方程进行求导可以得到：PER/MSH=β1+2β2MSH+3β3MSH2，令PER/MSH=0，可得解，MSH1=（-β2-β22-3β1β3）/（3β3），MSH2=（-β2+β22-3β1β3）/（3β3）。当MSH（0，MSH1）时，PER随着MSH的增大而增大，当MSH，）时，PER随着MSH的增大而减小，当MSH（MSH2，1）时，PER随着MSH的增大而增大，验证研究假设H2，管理者持股比例与公司绩效之间存在“N”形曲线关系。
4实证研究
41描述性分析
本文通过对2011—2015年中国上市公司持股比例统计，运用Excel和SPSS软件对数据进行整理分析，如表1所示，中国上市公司中，管理者持股比例逐年增加，管理层持股比例在2015年均值已达到12097%的比例，相比较过去管理层持股的287%，增长较快，但是国有控股企业的管理层持股比例较低，2015年仅为1611%，中国上市公司管理层持股比例均值为1004%，国有控股公司管理层持股比例均值仅为108%，民营企业管理层持股比例均值为1092%，国有控股企业管理层持股比例明显低于民营企业管理层持股比例。 42相关性分析
表2列示了对全体样本的Pearson相关性分析。其中ROA与MSH的相关性系数为0083，EPS与MSH的相关性系数为0076，双侧显著性水平P值均小于005，可以得出ROA和EPS与MSH在1%的水平上显著相关；ROA和EPS与MSH2的显著性水平P值均为0000，在1%的水平上显著相关；ROA和EPS与MSH3在1%的水平上显著相关，Sig的值均为0000；另外，控制变量STATE、SIZE、GROW均在1%的水平上与因变量（ROA、EPS）显著相关，显著性水平P值均小于005，因此模型（1）中的控制变量是有效的，影响公司绩效。
43回归分析
第一，管理层持股比例的系数为0003，t值为1202，sig为0000，说明在1%的水平上，管理层持股与每股收益显著正相关，但是两者的拟合度R方值0008，两者的拟合度并不理想，管理层持股比例与EPS并不是线性相关关系。第二，表3中，管理层持股比例（MSH）系数为0113，管理层持股比例平方（MSH2）的系数为-0261，管理层持股比例立方（MSH3）系数为0243，说明管理层持股比例与每股收益之间存在非线性关系，即存在区间效应，管理层持股比例与公司绩效呈三次方关系，拐点为 01712 和 04537，管理层持股比例低于1712%，管理层持股比例与每股收益存在正相关关系，管理层持股比例高于1712%低于4537%时，管理层持股比例与每股收益存在负相关关系，管理层持股比例高于4537%时，管理层持股比例增加，公司每股收益增加，由此可以验证假设H2，管理层持股比例与公司绩效之间存在区间效应。
表4是對ROA与MSH、MSH2、MSH3之间关系的回归分析，与EPS相同，ROA与MSH存在显著相关关系，但并不是线性相关关系，两者之间存在区间效应，管理层持股比例与公司绩效呈三次方关系，拐点为 01789 和 04672，即管理层持股比例低于1789%，管理层持股比例与总资产收益率存在正相关关系，管理层持股比例高于1789%低于4672%时，管理层持股比例与总资产收益率存在负相关关系，管理层持股比例高于4672%时，管理层持股比例增加，总资产收益率增加。
5结论
管理层持股目前作为长期激励管理层的手段被广泛应用，上市公司中管理层持股比例也在不断提高。通过对2011—2015年我国沪深上市公司的研究，考察了管理层持股比例与公司绩效之间的关系。一是管理层持股比例与公司绩效之间具有相关性；二是管理层持股比例与公司绩效之间存在区间效应，两者之间的关系呈现倒“N”形；三是国有持股比例明显低于民营企业持股比例。目前，国有控股公司的管理层持股比例较低，公司绩效为民营企业的50%左右，出现净利润负增长现象，在深化国有企业混合所有制改革、引入民营资本的同时，适当提高管理层的持股比例，使管理层自身利益与股东利益和公司利益保持一致，降低管理层的委托代理成本。
参考文献：
[1]陈树文，刘念贫上市高新技术企业高管人员持股与企业绩效关系实证分析[J].科学与科学技术管理，2006（2）：20-25
[2]杜兴强，漆传金管理层持股与公司绩效的相关性：模型解释力、内生性与行业竞争度[J].当代管理评论，2008，1（2）：52-74
[3]高雷，宋顺林高管人员持股与公司绩效——基于上市公司 2000—2004 年面板数据的经验证据[J].财经研究，2007（3）：134-143
[4]巩震，金永生，王俊鞾中国上市公司管理层持股与公司绩效实证分析[J].北京邮电大学学报：社会科学版，2008（6）
[5]高明华中国企业经营者行为内部制衡与经营绩效的相关性分析——以上市公司为例[J].南开管理评论，2001（5）：6-13
[6]李增泉激励机制与企业绩效：一项基于上市公司的实证研究[J].会计研究，2000（1）：24-30