经理持股和经营绩效：经理持股激励功能的实证评价，本文主要内容关键词为：经理论文,实证论文,绩效论文,评价论文,功能论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
上市公司的股东与以CEO为首的职业经理人之间的利益冲突，是委托一代理问题的典型表现。由于股东与经理之间的信息不对称(出于技术和管理等方面的原因，经理常常处于信息优势状态)，股东往往不知道经理的管理行为是否能增加股东的财富。因此，恰当的激励相容性报酬政策，有助于驱使经理选择和执行有利于股东价值的管理方案。通常认为，经理持股能够缓解经理与股东之间的代理冲突，激励经理关注股票价值和公司业绩[1]。
一、经理持股的激励功能：理论框架和文献回顾
(一)理论框架
一个好的报酬方案在于给予经理一个高度或有的(Highly Contingent)长期激励，从而事前将经理与投资者的利益协调起来[2]。Jensen & Meckling提供了一个有关经理持股激励功能的经典分析[3]。他们的核心思想是，经理持股比例的增加会减轻代理冲突(源于经理与股东的利益背离)所造成的福利损失。如果经理拥有企业剩余索取权的100％，那么其管理行为的最优决策就处在这么一个均衡点上：企业资源的额外一元钱支出所带来的边际效用(金钱和非金钱)等于额外一元钱购买力的边际效用。此时，经理的最优管理决策处在企业资源净收益最大化这一点上。
当经理将其所持股份出售给外部股东一部分之后，他与外部股东之间的利益分歧将会产生代理成本，因为经理在最大化自身效用时，只承担了企业资源成本的一部分。因此，当经理持股不足100％时，经理对最大化效用的追求会导致企业资源的过度使用和非效率的经济后果。另外，随着经理权益持有比例的下降，意味着经理对企业产出的剩余索取部分也随之下降，而对企业剩余索取部分的减少，会鼓励他以额外津贴或在职消费的方式攫取公司资源。再者，随着经理剩余索取权的减弱，其致力于创造性活动的激励也减弱了。事实上，经理可能会尽力避免这类风险投资，因为新的投资要求太多的努力，并会带来更多的麻烦，而且经理从风险投资中所获取的剩余收益可能与其所承担的潜在成本不对称。经理不能获得投资所创造的全部收益，但却要承担投资失败所带来的个人职业风险(人力资本价值的巨大损失)。对这些个人成本和忧虑的避免，也构成了经理工作效用的一个重要来源，经理对投资风险的过度回避可能会导致企业价值的降低。
(二)文献回顾
Morck，Shleifer & Vishny调查了371家财富500强企业，选取1980年的横截面数据考察了经理持股与公司绩效之间的关系[4]。他们发现，经理持股具有显著的激励效应(Incentive Effets)，经理持股能够激励经理努力去改善公司业绩。但是，他们也观察到了经理持股的防御效应(Entrenchment Efiects)，过高的经理持股可能会驱使经理凭借其控制权剥削其他股东的利益。Holdness，Kroszner & Sheehan比较了1935年1236家上市公司和1995年3759家上市公司的经理持股[5]。他们发现，公司管理层的平均持股从13％上升到了21％，但是经理持股的激励结构并没有发生明显的变化。他们观察到了显著的区间效应：0-5％的经理持股具有正向的价值效应，5％-25％的经理持股表现出负向(或递减的正向)的价值效应，25％以上的经理持股又开始呈现正向的价值效应。
魏刚通过调查816家上市公司1999年的数据发现，上市公司经理持股水平较低，“零持股”现象普遍存在，而且经理持股的激励功能较弱(但他没有观察到经理持股与公司绩效之间的显著性关系)[6]。谌新民和刘善敏调查了1036家上市公司2001年的数据，研究了上市公司管理层的任职状况、报酬结构与企业绩效之间的经验关系[7]，发现经理持股与经营业绩之间存在着显著性的弱相关关系，但两职兼任的管理者持股与经营业绩间却不存在显著的相关关系。周建波和孙菊生考察了经理持股动态变化的原因及其后果[8]。
本文主要考察经理持股的激励功能及其影响因素，在考察经理持股与公司绩效的经验关系时，将考虑企业规模和行业属性的影响，并设置相应的控制变量。另外，我们将计量经理的现金报酬、企业规模和行业属性与经理持股的相关关系，以分析经理持股的影响因素。
二、研究设计：模型和变量
本研究采用以下的两个基本计量模型，运用最小二乘法考察经理持股的激励功能及其影响因素。
1．经理持股的激励功能模型：
附图
2．经理持股的影响因素模型：
附图
ROE为公司净资产收益率，MSH为经理持股，MC为经理现金报酬，Size为企业规模，I[，i]为行业虚拟变量，具体的变量说明及指标计算详见表1所示。
表1 变量定义一览表
变 量(符号)性 质描述备注
模型A：经理持股的激励功能
净资产收益率(ROE)
因变量每股收益与每股净资产之比 作为公司绩效的评价指标
经理持股(MSH) 解释变量 高级管理层持股总和占公司总股本比重高管人员指董事会成员(包括总经理)
经理现金报酬(MC)
控制变量 管理层现金报酬总和取对数值
企业规模(Size) 控制变量 企业总资产的账面价值
取对数值
I[，i]=1(如果该公司属于第i个行业)，I[，i]以综合类行业为基底，设置12个行业
行业虚拟变量
控制变量
=0(反之) 虚拟变量，以控制公司绩效的行业效应
模型B：经理持股的影响因素
经理持股(MSH)
因变量管理层持股总和占公司总股本比重
经理现金报酬(Mc)
解释变量 管理层现金报酬总和 取对数值
企业规模(Size) 解释变量企业总资产的账面价值 取对数值
I[，i]=1(如果该公司属于第i个行业)，I[，i] 以综合类行业为基底，设置12个行业
行业虚拟变量解释变量
=0(反之) 虚拟变量
变量取值为2003年数据
三、样本和描述性统计
(一)样本和数据
本文随机抽取了深圳证券交易所上市的309家公司作为研究样本，样本公司共涉及到13个大类行业。本研究进行的是横截面的数据分析，数据采用样本公司2003年的年报数据，年报数据来源于中国证券监督委员会网站和“巨潮资讯”网站。
(二)描述性统计
为了反映经理持股的行业分布，我们将各公司经理按行业归类统计(如表2所示)。
表2 经理持股的行业统计
“非零持股”
行 业
编码 最大值最小值均 值中位值 标准差观察值
的公司比重
农林牧渔业 A0.02380952400.0012708346.61778E-05
0.0046430190.62963027
采掘业 B0.00067214105.39168E-050 0.0001565610.36842119
制造业 C0.15625029400.0053289844.2139E-050.0285053540.73333330
电力煤气及水D0.00115655600.0001632092.33758E-05
0.0003134050.70370427
建筑业 E0.31058346100.0165436828.4103lE-05
0.0712058430.51631619
交通运输仓储业 F0.00098290300.0001270669.35249E-06
0.0002117590.56666730
信息技术业 G0.70264027900.0243886832.43263E-05
0.1244248670.71875032
批发和零售贸易 H 0.003006 0 0.000544
0.000217 0.000781 0.80000030
金融保险业 I0.00051963400.0001095664.6961E-070.0001887230.60000010
房地产业J0.00321182700.0003008211.7535E-050.0006637480.64285728
社会服务业 K0.00058427 08.41223E-051.86104E-05
0.0001331970.64285728
传播与文化产业 L0.00064250400.0001681974.23918E-05
0.0002614820.625000 8
综合类 M0.00174548 00.0003663050.000206946
0.0004939780.71428621
全部样本 0.70264027900.0043217844.0257E-050.0446751950.650485309
表2显示，在总样本中，有65.05％的公司存在经理持股，仍然存在明显的“零持股”现象；从经理持股的均值来看，信息技术业公司经理持股比例最高，其次为建筑业和农林牧渔业，最低为采掘业。
为了更清晰地反映各变量之间的相互关系，我们给出了主要变量之间的相关系数矩阵(如表3所示)。
表3 主要变量相关系数矩阵(括号内数字为对应的t检验值)
净资产收益率 经理持股经理现金报酬企业规模
净资产收益率1.0000000.170643[*] (3.034413)0.279892[*](5.108274)0.173756[*] (3.091476)
经理持股
1.000000 0.100125[***](1.763192) -0.076741
(-1.348588)
经理现金报酬1.0000000.451045[*] (8.854830)
企业规模 1.000000
注：
；*代表在0.01水平显著，**代表在0.05水平显著，***代表在0.10水平显著。
表3显示，大多数相关系数均显著地异于“0”(除经理持股与企业规模之间的相关系数外)。除了经理持股与企业规模之间呈负相关关系，其他变量之间均呈正相关关系。
四、回归结果及其解释
(一)经理持股的激励功能
为了测定经理持股对公司绩效的解释力，本文建立了6个回归模型(模型结果如表4所示)。在这些模型中，我们不仅考虑了经理持股对公司业绩的影响，也控制了经理现金报酬、企业规模和行业属性的影响。通过设置这些控制变量，可以筛除企业特异性因素的业绩效应，以便更恰当地估计经理持股的激励效应。
表4的结果显示，经理持股对净资产收益率的影响系数显著为正，即使在控制了现金报酬、企业规模和行业属性的业绩影响之后，经理持股仍然表现出显著的正向影响力。经理持股对公司绩效的回归结果表明，经理持股具有较强的激励功能，提高经理的持股水平有助于驱使经理改善公司绩效。
表4 经理持股与公司绩效的回归结果(自变量的回归系数)
自变量(解释变量因变量(被解释变量)：净资产收益率
和控制变量) 模型1
模型2 模型3 模型4 模型5模型6
截距
5.706839[*]4.432801[**] -12.27198[**] -9.897491[*]-17.20188[*] -22.43815[*]
0.352472[*]0.391524[*]0.382265[*]0.293624[*]0.416603[*]0.350659[*]
MSH
(0.0026)(0.0009)
(0.0010)
(0.0100)(0.0003) (0.0020)
MC 7.452489[*]7.334976[*]
Size
3.382534 4.190962[*]2.253251[***]
行业控制否
是 否 否 是 是
R-squared 0.020119[*]
0.095548[*]0.064239[*]0.090740[*] 0.135920[*]0.180434[*]
F-检验值 9.207697[*]
2.397250[*]10.50335[*]15.26869[*] 3.303292[*]4.300413[*]
P值 0.002616
0.0044500.000039
0.0000000.000063 0.000000
注：观测值为309家上市公司；表内数字为自变量的回归系数；对应括号内数字为P值，截距和控制变量的P值省略；*为0.01水平显著，**为0.05水平显著，***为0.10水平显著。
(二)经理持股的影响因素
为了考察经理持股的内生性问题，分析经理持股的影响因素，本文设计了5个模型，分别计量经理现金报酬、企业规模和行业属性对经理持股的解释力(模型结果如表5所示)。
表5 经理持股的影响因素分析(自变量的回归系数)
自变量(解释 因变量(被解释变量)：经理持股
变量) 模型7
模型8 模型9模型10模型11
截距 -3.020877[***]
3.983421
0.036630 3.076454
1.293231
MC 1.646465[**]2.404774[*]
Size -0.668610-0.588884 -1.211432[**]
IA0.090454 0.112285
0.503676
IB
-0.031239 0.073008
0.218931
IC0.496268 0.612371
0.334309
ID
-0.020310 0.116113
0.115799
IE1.617738 1.727545
1.719910
IF
-0.023924 0.162407
0.487758
IG
2.402238[**] 2.338931[***] 2.172501[***]
IH0.017790 0.083562
0.247687
Ⅱ
-0.025673 0.786236
0.770714
IJ
-0.006548 0.079112 -0.017399
IK
-0.028218 -0.032300
0.077912
IL
-0.019810 -0.092496 -0.104563
IM—
— —
R-squared 0.013001[**] 0.0058890.031516 0.034929
0.055794
F-检验值 4.043935[**] 1.8186810.802705 0.821314
1.240909
P值 0.045204 0.1784640.647675 0.637392
0.244639
注：观测值为309家上市公司；表内数字为自变量的回归系数，P值省略；*为0.01水平显著，**为0.05水平显著，***为0.10水平显著。
表5的结果显示，经理持股与经理现金报酬之间不存在替代效应，却存在互补效应；企业规模对经理持股具有较不显著的负面影响；行业属性几乎对经理持股没有显著影响。根据上述结果，我们可以把经理持股的具体因素特征表述如下：
(1)激励互补效应：较强的现金激励伴随着较强的股票激励。这意味着，在现金报酬激励愈强的企业，实施股票激励的倾向也愈强烈。激励机制较强的企业更愿意通过现金和股票来奖励高层经理。
(2)企业规模递减效应：经理持股比例随着企业规模的增加而递减。规模递减效应表明，对于大公司而言，公司给予经理的股票激励反而弱化。经理持股的规模递减也可能源于制度因素，即经理持股的绝对量在制度上存在限制，从而导致经理持股比例随着企业规模(更大的股本)的增加而减少。
(3)行业效应不存在：行业属性并不是影响经理持股的重要因素，大多数行业对经理持股没有显著影响，只有信息技术行业对经理持股具有显著的正向影响。模型9-11的行业变量回归系数显示，信息技术产业的经理持股水平显著地高于其他行业，这表明信息技术产业更愿意通过股票激励来奖励管理层，这很可能是因为该行业存在突出的信息不对称(由于技术知识的专有化)，股东难以有效地观察和评价管理绩效。因此，股票激励有助于引导处于信息优势的经理最大化股东价值。
五、结 语
本文通过检验经理持股与公司绩效(净资产收益率)之间的经验关系，计量了经理持股的激励功能。研究发现，经理持股对公司绩效具有显著的积极影响，即使在控制了经理现金报酬、企业规模和行业属性的影响之后，这种显著性仍然存在。这意味着，经理持股的制度安排有利于协调经理与股东之间的利益关系，并激励经理去努力改善经营业绩。本文还考察了经理持股的因素特征，估计了经理现金报酬、企业规模和行业属性对经理持股的影响程度。研究发现，经理持股与经理现金报酬间存在着显著的激励互补效应，经理持股表现出显著性较弱的规模递减效应，但没有观察到行业属性对经理持股的普遍效应，只有信息技术产业类公司具有显著较高的经理持股水平。
标签：企业规模论文;