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一、研究方法與評價指標選擇

（一）研究假設的提出假設1：管理層持股比例與公司業績正相關。按照委托理論，如果經理人持有一定比例本公司的股票，那么其股東身份必然有效降低股東所面臨的經理人成本。股東利用經理人持股的方式使股東與經理人的利益趨同，都旨在以企業價值最大化矯正經理人的短視心理，減少短期行為，通過削弱內部人控制，降低委托成本，以約束被激勵人的行為從而達到保證企業長遠發展的目的。假設2：獨立董事人數所占董事會比例與公司業績正相關。影響公司業績的因素不僅僅是股權激勵，還有很多因素也同時在影響著公司的業績。獨立董事的制度安排也會對公司業績產生影響。根據委托理論，獨立董事在公司治理過程中至少可以發揮兩方面作用：一是監督，作為專職的調停人和監督人，激勵和監督管理者之間的競爭，降低管理者對剩余索取者權益的侵害；二是提供專業性建議，改善公司的經營管理。兩方面作用的發揮均有利于公司業績的提高和股東權益的增加。假設3：資產負債率與公司業績負相關。公司股東與經理人之間存在著委托關系，而當公司向債權人借入資金之后，公司的債權人與公司也存在委托關系。當經理人被授予期權之后，為了最大化公司價值，他們勢必會選擇高風險的投資項目，而高風險的項目使債權人的資金風險增加。而債權人的收益是固定的，如果投資成功，債權人并不會獲得更多的收益，但是投資一旦失敗，債權人很有可能無法收回本金。因此，當經理人為了獲得股權利益而選擇了高風險的項目時，債權人的利益會受到傷害。公司的財務杠桿越高，債權人的成本也會越高。債權人需要花費更多的成本去監督債務人的行為，往往會提高貸款利率或限制公司的投資，這樣公司的成本增加，公司的業績也會受到影響。假設4：企業規模與公司業績正相關。公司規模也會對企業的經營業績產生較大的影響。企業績效除了受經理的努力程度影響外，它還受經理所掌握資源的影響。企業經營規模的增加，有利于降低長期平均成本，提高經營效率，進而具備大規模生產經濟性，在激烈的市場競爭中贏得成本優勢。如果同等程度的激勵刺激同等程度的努力，那么對于相同的持股比例必然導致不同規模企業的績效不盡相同。

（二）變量設定1.被解釋變量。國外學者大多采用托賓Q值來衡量公司的綜合績效，托賓Q=企業市價（股價）/企業的重置成本。但是在我國由于沒有足夠的數據信息來計算我國上市公司總資產的重置成本，因此無法使用托賓Q值。國內的學者一般選取凈資產收益率來衡量公司的業績，凈資產收益率=扣除非經常性損益后的凈利潤/凈資產。本文也選取凈資產收益率作為被解釋變量。2.解釋變量。本文研究股權激勵與企業經營業績之間的關系，因此將企業高管層持股比例（MSR）作為解釋變量。高管層持股比例是高管層所持本公司股份之和占企業總股本的比例。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客觀。這里的高層管理人員包括公司年報中披露的董事長、董事、監事、總經理、副總經理和財務主管等。這一指標體現了公司對高管層的激勵程度以及高管層對企業所有權的控制程度。3.控制變量。根據上文描述，公司的獨立董事、資本結構和企業規模都會對公司業績產生影響，因此把它們引入作為本文的控制變量。本文以獨立董事人數占董事會的比例的大小代表獨立董事制度對公司業績影響的大小，以資產負債率代表公司的資本結構，以總資產的對數代表企業規模。本文各變量的符號及計算方式如下頁表1所示。

（三）樣本的選取本文要考察股權激勵與公司業績之間的相關性，因此所選樣本為已經實施股權激勵的上市公司。利用大智慧股票軟件找出了實施股票期權的上市公司，剔除了ST公司、金融類上市公司和數據不完整的公司，選取了滬深兩市主板的83家已經實施股權激勵的公司作為樣本。通過查閱這83家公司2012年度的年報，分析整理出了相關數據。

二、實證分析

（一）描述統計分析本文用EXCEL對所選取的樣本公司進行描述性統計分析。如表2所示。表2顯示凈資產收益率的最小值為負數，也就是有些公司在2012年發生了虧損，這將會對之后進行的回歸分析的結果產生影響，因此，在此將凈資產收益率小于零的萬澤股份（000534）、杭蕭鋼構（600477）、中創信測（600485）、浙大網新（600797）4家公司剔除。

（二）回歸分析1.回歸分析模型的建立。本文在研究上市公司管理層股權激勵與公司業績的相關性時，以凈資產收益率作為被解釋變量（ROE），以高管持股比例作為解釋變量（MSR），以獨立董事人數比例（IDP）、資產負債率（Debt）和企業規模（Size）作為控制變量，采用的線性回歸分析模型為：ROE=β0+β1MSR+β2IDP+β3Debt+β4Size2.回歸結果分析。在將凈資產收益率小于零的兩家公司進行剔除之后，最終有79家公司作為回歸分析樣本。本文利用EViews計量軟件，采用最小二乘法進行回歸分析，得出了以下結果：本文采用實施股權激勵的上市公司數據對模型進行參數估計，模型R2為0.862743，R2的調整值為0.827701，可決系數較高。模型整體檢驗的F統計量為61.205130，在5%水平顯著。自相關的DW檢驗值為2.088291，說明模型基本不存在自相關，滿足回歸模型的線性假說要求。回歸結果表明：（1）管理層持股比例與公司業績之間的相關系數為0.072697，P值為0.0059，在5%的檢驗水平下顯著，說明管理層持股與公司業績之間呈微弱的正相關。假設1成立。經理人持股和授予經理人股權激勵都是為了降低公司的成本，當經理人持股比例低時，持股和股票期權是互補關系，更多的股權激勵使經理人持股水平提高，其股東身份能有效降低股東所面臨的經理人成本。但是實證分析結果表明，兩者之間的相關性十分微弱，這與理論的描述還是存在著一定的差距。（2）獨立董事人數比例與公司業績之間的相關系數為-0.031924，P值為0.0481，在5%的檢驗水平下顯著，說明獨立董事人數占董事會比例與公司業績之間呈微弱的負相關。假設2不成立。在我國的公司治理結構中，獨立董事人數只占董事會的1/3。在歐美國家，獨立董事的人數必須在董事會中占大多數。這樣才可以保證獨立董事的權利，使他們具有更大的發言權。同時獨立董事并不參與公司的日常經營，只是在召開董事會的時候出席，這樣一來就導致了信息不對稱，他們無法獲得管理層那么全面的公司信息，而且他們對公司的了解可能也不是特別深，獨立董事的建議也有可能不被管理層所采納。這些現象都可能導致獨立董事的存在并未達到設立獨立董事的初衷。（3）資產負債率與公司業績之間的相關系數為-0.175456，P值為0.0165，在5%的檢驗水平下顯著，說明資產負債率與公司業績之間呈微弱的負相關。假設3成立。說明債權人為了保護自身的利益不受到侵害，會加強對債務人的監管，導致債務人不能對高風險高收益的項目進行投資，對債務人公司的業績造成一定的影響。（4）企業規模與公司業績之間的相關系數為0.033223，P值為0.0262，在5%的檢驗水平下顯著，說明企業規模與公司業績之間呈微弱的正相關。假設4成立。這意味著公司規模的擴大有利于公司業績的提高，公司的規模越大，管理層所能利用的資源也就越多，并且能在激烈的競爭中獲得規模成本優勢，降低成本，提高公司業績。根據上頁表3，得出了回歸方程：

三、結論

（一）管理層持股比例與公司業績正相關本文發現管理層持股比例與公司業績的相關程度十分微弱，這也許和樣本公司平均持股比例偏低有關。現有的研究顯示，當持股比例偏低時，激勵效果并不顯著。隨著股權激勵計劃的推進，股票期權持有者行權，管理層持股比例的上升，該種情況應該會得到改變。

（二）獨立董事人數占董事會比例與公司業績呈負相關本文發現樣本中的很多公司的獨立董事人數僅占董事會人數的1/3，說明上市公司設立獨立董事很有可能只是為了滿足監管部門的法律要求，獨立董事并沒有發揮他們的作用。而且獨立董事畢竟受聘于公司，這對他們的獨立性也可能存在一定影響。而且由于獨立董事與管理層之間的信息不對稱，獨立董事可能并不了解公司真正的經營狀況，很難對公司提出有價值的建議，因此對公司業績的提升沒有起到幫助作用。

（三）公司資產負債率與公司業績呈負相關這一結果與委托理論相一致。股東授予管理層股票期權之后，管理層為了提高公司業績而使自身獲得更多收益，會去投資一些高風險的項目，這樣會影響債權人的利益。為此，債權人勢必會加強對公司的監督，限制管理層的投資決策，而管理層失去投資機會會對公司業績帶來負面影響。

（四）企業規模與公司業績呈正相關。公司規模越大，經理可以利用的資源越多，在生產方面也能達到規模效應，從而提高公司業績。

作者：楊之祺韓朝奚奇單位：北京林業大學