蔡純冰 孫潔

摘要：在我國的信息技術(shù)行業(yè)，管理層持股比例對上市公司績效的影響有待實證分析。本文以2007—2013 年間滬深兩市信息技術(shù)行業(yè)21家A股上市公司為樣本，取得7年共103個樣本數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建計量模型進(jìn)行多元線性回歸分析，研究國內(nèi)信息技術(shù)行業(yè)管理層持股比例與上市公司績效的關(guān)系。實證結(jié)果表明，管理層持股和公司績效正相關(guān)，但線性關(guān)系不顯著。其他的影響因素中，公司規(guī)模、公司債務(wù)水平與公司績效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而公司的主營業(yè)務(wù)利潤增長率與公司績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系。對此，我國政府以及信息技術(shù)行業(yè)的上市公司應(yīng)進(jìn)一步探索完善股權(quán)激勵制度，充分發(fā)揮股權(quán)激勵對公司績效的激勵效用。

關(guān)鍵詞：管理層持股;公司績效;信息技術(shù)行業(yè)

一、引言

2004年2月初，國務(wù)院頒布《國務(wù)院關(guān)于推進(jìn)資本市場改革開放和穩(wěn)定發(fā)展的若干意見》，明確提出“積極穩(wěn)妥解決股權(quán)分置問題”。2005年4月29日中國證監(jiān)會發(fā)布《關(guān)于上市公司股權(quán)分置改革試點有關(guān)問題的通知》，標(biāo)志著股權(quán)分置改革試點工作正式啟動。近年來，我國股權(quán)分置相關(guān)政策法規(guī)的進(jìn)一步完善使上市公司的管理層持股激勵日益普遍。

隨著互聯(lián)網(wǎng)時代的到來和經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，信息技術(shù)行業(yè)在社會發(fā)展、科技創(chuàng)新中發(fā)揮著越來越重要的作用。如何建立有競爭力的股權(quán)激勵制度，從而有效激勵人才，為股東創(chuàng)造更大的價值，成為當(dāng)今信息技術(shù)行業(yè)關(guān)注的熱點。

本文將以我國信息技術(shù)行業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)為考察樣本，運用實證分析方法驗證我國信息技術(shù)行業(yè)上市公司管理層持股比例和公司績效之間的相關(guān)關(guān)系，以便為信息技術(shù)行業(yè)的企業(yè)制定管理層激勵方案提供實證依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

近年來，國內(nèi)外許多學(xué)者研究了上市公司管理層持股比例與公司績效的關(guān)系。Mehran（1995）對1979一1980年中隨機(jī)抽樣的153家制造業(yè)公司進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)CEO持股比例與企業(yè)績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。Chen等（2003） 研究了123家日本公司的托賓Q值和管理層持股比例之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)管理層持股比例和托賓Q值之間存在顯著的正線性相關(guān)性。

國內(nèi)學(xué)者的實證研究也發(fā)現(xiàn)了管理層持股與公司績效之間的關(guān)系。吳淑琨（ 2002）研究了我國1997— 2000 年上市公司實際數(shù)據(jù)，表明持股比例與公司績效呈顯著的倒U 型相關(guān)關(guān)系。徐承明和淮衛(wèi)東（2003）對1998一2001年2653個上市公司的管理層持股與公司業(yè)績的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)公司績效與董事長、總經(jīng)理的持股比例呈正相關(guān)關(guān)系。

本文運用實證分析方法驗證我國信息技術(shù)行業(yè)上市公司管理層持股比例和公司績效之間的相關(guān)關(guān)系，以便為信息技術(shù)行業(yè)的企業(yè)制定管理層激勵方案提供實證依據(jù)。

三、研究方法與模型設(shè)計

本文以2007—2013 年間滬深兩市信息技術(shù)行業(yè)21家A股上市公司為樣本，取得7年共103個樣本數(shù)據(jù)，用SAS9.2、EVIEWS5.0進(jìn)行多元線性回歸分析，研究國內(nèi)信息技術(shù)行業(yè)管理層持股比例與上市公司績效的關(guān)系。為信息技術(shù)行業(yè)的企業(yè)制定管理層激勵方案提供實證依據(jù)，豐富現(xiàn)有的上市公司股權(quán)激勵的理論與實證研究。

（一）樣本選擇

由于2007年我國上市公司開始實行2006年版《企業(yè)會計準(zhǔn)則》，為了使樣本數(shù)據(jù)可比，本文選取2007年—2013年滬深兩市信息技術(shù)行業(yè)（根據(jù)證監(jiān)會行業(yè)門類代碼I-信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)定義）A股上市公司為樣本，剔除了變量數(shù)據(jù)缺失或不全的公司，得到21家上市公司共7年的數(shù)據(jù)，共計103個樣本。

本文數(shù)據(jù)資料來源于中國證券監(jiān)督管理委員會網(wǎng)站、上海證券交易所網(wǎng)站、深圳證券交

易所網(wǎng)站以及銳思金融數(shù)據(jù)庫。本文借助SAS9.2、EVIEWS5.0和EXCEL2007統(tǒng)計分析軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計分析。

（二） 變量說明

1.被解釋變量：公司經(jīng)營績效（ROE）

國外學(xué)者大多采用托賓Q 值作為公司經(jīng)營績效指標(biāo)，托賓Q 值=公司總資產(chǎn)的市場價值/公司總資產(chǎn)重置成本。但是由于我國證券市場的特殊性，使得上市公司總資產(chǎn)的重置成本難以準(zhǔn)確計算，因此，本文采用凈資產(chǎn)收益率（ ROE）作為公司經(jīng)營績效的指標(biāo)。

凈資產(chǎn)收益率（ ROE） =公司稅后凈利潤/平均凈資產(chǎn)，代表股東投入資本的收益水平，凈資產(chǎn)收益率越高的企業(yè)，其經(jīng)營狀況越好。若管理者持有公司股份，作為股東之一，對公司經(jīng)營有直接的影響。

2.解釋變量：管理層持股比例（MSR）

計算公式為：管理層持股比例（MSR）=管理層持股數(shù)之和/ 公司總股本* 100%

3.控制變量：

為了保證實證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文在實證模型中引入以下控制變量，研究其他可能影響公司經(jīng)營績效的因素： 公司規(guī)模（ SIZE）、債務(wù)水平（ DEBT ）、主營業(yè)務(wù)利潤增長率（GMOP）。

其中：

1）公司規(guī)模SIZE = In（ 總資產(chǎn)）。通過控制變量公司規(guī)模，排除樣本中不同公司規(guī)模對結(jié)果的影響。

2）債務(wù)水平DEBT= 總負(fù)債/ 總資產(chǎn)。適度的債務(wù)融資可以提高公司的經(jīng)營績效，因此引入控制變量債務(wù)水平。

3）主營業(yè)務(wù)利潤增長率GMOP= （ 當(dāng)年主營業(yè)務(wù)利潤-去年主營業(yè)務(wù)利潤）/ 去年主營業(yè)務(wù)利潤*100% 。主營業(yè)務(wù)利潤增長率反映了公司的成長性，會對公司經(jīng)營績效產(chǎn)生影響。

（三）建立回歸模型

如上所述，本文以凈資產(chǎn)收益率作為回歸模型的被解釋變量來度量公司的經(jīng)營績效，以管理層持股比例為解釋變量，以公司規(guī)模、債務(wù)水平和主營業(yè)務(wù)利潤增長率為控制變量，建立多元線性回歸模型，來檢驗信息技術(shù)行業(yè)管理層持股比例與公司績效之間的關(guān)系。

回歸模型如下（其中，α為殘差）：

ROE = β0 + β1 MSR + β2 SIZE + β3 DEBT +

β4GMOP + α

四、統(tǒng)計分析

（一）變量描述性統(tǒng)計分析

通過表1可以看出，公司績效（ROE）在2008年中有明顯的下降，之后幾年有所回升。這可能是由于2008年金融危機(jī)引起信息技術(shù)行業(yè)業(yè)績普遍下滑。同為信息技術(shù)行業(yè)，不同的公司之間的ROE的方差較大，究其原因，可能是由于信息技術(shù)公司不同發(fā)展階段的ROE差別較大，成長期公司ROE比成熟期公司ROE要小。管理層持股比例（MSR）在2007—2013年變化較小。

（二）多元線性回歸分析

利用Eviews5.0作數(shù)據(jù)多元回歸分析得到表2所示的統(tǒng)計結(jié)果：

解釋變量MSR（管理層持股比例）得到的T統(tǒng)計量為1.582482，在顯著性5%的設(shè)定下，得到概率為0.1166，表明在信息技術(shù)行業(yè)中，管理層持股比例與公司績效有一定的正相關(guān)性，但不顯著?？刂谱兞縎IZE（公司規(guī)模）與公司績效之間有一定的負(fù)相關(guān)性，可能是由于隨著公司規(guī)模的擴(kuò)大，導(dǎo)致公司內(nèi)部結(jié)構(gòu)變得更加復(fù)雜、信息傳遞速度慢、管理官僚化等弊端，這些弊端抵消了規(guī)模效應(yīng)帶來的優(yōu)勢。控制變量DEBT（負(fù)債水平）的T統(tǒng)計量為-1.621686，與公司績效有一定的負(fù)相關(guān)性，但不顯著。而GMOP（主營業(yè)務(wù)利潤增長率）在給定5%的顯著性水平下可以通過檢驗，說明主營業(yè)務(wù)利潤增長率與公司的績效的相關(guān)性較大。

下面對變量進(jìn)行異方差、自相關(guān)和多重共線性檢驗。檢驗統(tǒng)計量如表3所示：

無交叉項的懷特檢驗顯示概率P小于顯著性水平5%，說明原方程不存在異方差。杜賓-瓦森統(tǒng)計量為1.839798，在5%的的限定下介于1.76和2.24的上下界之間，說明不存在序列相關(guān)性。因為各變量的方差膨脹因子均與1較接近且容許度均大于0.1，可見各變量之間無明顯的多重共線性。

五、研究結(jié)論

通過以上研究表明，在信息技術(shù)行業(yè)，管理層持股比例與公司績效之間有一定的正相關(guān)性，但不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。在股權(quán)分置改革過程中，由于產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的變化，管理層持股產(chǎn)生了激勵相容效應(yīng)，使管理者與股東的利益“一榮俱榮，一損俱損”，增強(qiáng)了管理者提高公司績效的動力。目前我國信息技術(shù)行業(yè)的企業(yè)創(chuàng)立時間較短，管理層持股與公司績效之間的相關(guān)性從目前可得數(shù)據(jù)來看尚未達(dá)到一定的顯著性水平。

公司規(guī)模和負(fù)債水平與公司績效之間有一定的負(fù)相關(guān)性。隨著公司規(guī)模的擴(kuò)大，公司內(nèi)部結(jié)構(gòu)變得更加復(fù)雜，產(chǎn)生信息傳遞速度慢、管理官僚化等弊端，這些弊端抵消了規(guī)

模效應(yīng)帶來的優(yōu)勢。而負(fù)債水平過高將導(dǎo)致公司經(jīng)營不穩(wěn)定，利息支出大，可能面臨公司破產(chǎn)的威脅，這些都會對公司績效產(chǎn)生負(fù)面影響。

主營業(yè)務(wù)利潤增長率與公司績效之間有顯著的正相關(guān)性。公司績效提升的核心驅(qū)動力之一便是該公司主營業(yè)務(wù)的盈利能力。主營業(yè)務(wù)利潤的增長對公司整體績效的提升有重要的作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]于東智.上市公司管理層持股的激勵效用及影響因素[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2001，（ 9）.

[2]黃桂田、張悅：《企業(yè)改革30 年：管理層激勵效應(yīng)》[J].《金融研究》2008 年第12 期.

[3]潘亞嵐，丁淑洪.國內(nèi)外管理層股權(quán)激勵的績效研究綜述[J].財會月刊，2008，（ 2）.

[4]李玲.管理層薪酬和持股激勵效應(yīng)的行業(yè)性差異分析——來自我國上市公司的實證證據(jù)[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2006（ 4） ： 35-36.

[5]Alchian，Armen A.，and Harold Demsetz，1972，Production，Information Costs and Economic Organization[J].American Economic Review，62，777-95.

[6]Hanson R C & Song M H.Manager ial ow nership，bo ardstr ucture ar id the div ision o f g ains in div est itures.Journal o f Co rpor ate Finance，2000（ 6）.

[7]David Aboody，Nicole Bastian Johnson，Ron Kasznik. Employee stock options and future firm performance：Evidence from option repricings[J].Journal of Accountingand Economics，2010，50（ 1） ： 74-92.