我国上市公司高管持股与公司业绩的实证分析

FRIENDSOFACCOUNTING

公司治理

我国上市公司高管持股与公司业绩的实证分析

合肥工业大学管理学院王建文李莉

【摘要】文章以2006—2008年深、沪两市高管持股比例大于1%的上市公司为样本，从公司投资者的投资效率和股东在公司经营中 的作用两个角度分别采用净资产收益率和每股收益作为高管持股的假设变量，对上市公司高管持股与企业业绩的相关性进行了实证分 析。实证结果显示，当以净资产收益率作为公司业绩指标时，我国上市公司高管持股比例与公司经营业绩之间存在三次曲线关系。而以每 股收益作为公司业绩指标时，我国上市公司高管持股比例与公司经营业绩不相关。 【关键词】上市公司；高管持股；公司业绩

高管持股作为改善公司治理结构的重要手段被广泛推崇，国 内许多上市公司也相继采用股权激励等方式推动高管持股，上市 公司通过高管持股对公司治理结构进行改善在国外企业中的应用 比较广泛，而高管持股与公司业绩之间是否存在预期的正相关关 系问题，国内外学者进行了大量理论争论和实证研究，但迄今为 止，尚未有一个令人信服的一致性结论。随着我国股市的发展，越 来越多的上市公司开始重视高管的持股问题，上市公司高管持股 比例逐年升高，上市公司希望通过高管持股对公司治理结构加以 改善，然而我国许多上市公司是从国企改制而成的，具有特殊的股 权结构，这会使高管持股与公司业绩之间的关系呈现何种状况？以 下将就2006~2008年沪深两市上市公司高管持股与公司业绩相 关数据进行实证研究。

一、相关研究成果回顾

高管持股和公司业绩的研究可以追溯到Berle与Means （1932）所著的《现代公司和私有财产》，该书首次提出高管持股 比例愈低时，愈容易形成管理者特权消费行为，进而降低企业 价值。刘国亮，王加胜（2000）研究后认为：制度设计对提高企业 经营业绩产生了积极的激励作用，公司经营业绩与经理人员的 持股份额正相关。Demsetz（1985）和Cho（1998）则认为公司的 高管股权和公司业绩之间不存在系统的关系。李增泉（2000）的 研究表明我国上市公司经理人员的年度报酬并不与公司业绩 相关联。

从各国的研究来看，上市公司的业绩并不必然随着高管持股 比例的提高而持续提高，而是会产生两种完全相反的假说：利益 趋同假说和掘壕自守假说。利益趋同假说认为，让经理人和股东 在个人利益上结盟，从而他们的利益会与股东趋于一致，其偏离 股东利益最大化的倾向就会减轻，因此高管持股有助于降低代 理成本和提高企业价值。掘壕自守假说认为，高管与外部股东的 利益并非一致，两者存在较为严重的利益冲突。这两种假说会引 起高管持股的截然相反的效应，这种效应的结果造成了在公司 业绩与高管持股比例之间的非线性相关关系。徐大伟等（2005） 则发现当管理者持股比例在0～7.50%的范围内，上市公司经营 业绩ROE值与高管持股比例正相关，利益趋同假说有效；在 7.50%～33.35%之间时表现负相关，掘壕自守假说有效；大于 33.35%又恢复为正相关，利益趋同假说重新有效。Morck， Shleifer，Vishny（1988）的实证研究表明：高管持股比例在0% ~5%的范围内，利益趋同假说有效，托宾Q值与其呈正相关；在 5%~25%之间，掘壕自守假说有效，两者呈负相关；超过25%以 98

二、研究设计 （一）研究假设

从上述国内外研究成果中可以看出，中国对于高管持股与企 业业绩的关系研究的内容主要集中在高管持股和公司业绩是否相 关，由于采用的方法和角度不同，结论出现很大的差异，没有形成 权威和一致的意见，其中出现了“不相关”、“线性相关”、“区间效 应”等诸多结论。

针对国际上成熟资本市场的研究表明，高管持股有利也有弊。 公司的业绩并不必然随着高管持股比例的提高而持续提高，而是 会产生两种完全相反的假说：利益趋同假说和掘壕自守假说。这两 种理论假说得到了学术界的较多认可，成为指导实证研究的主要 理论依据。因此本文中假定：高管持股比例与公司经营业绩存在三 次曲线关系，以期表明高管持股比例与公司业绩是非线性关系，即 存在“区间效应”。 （二）变量说明

1.被解释变量———净资产收益率（ROE）与每股收益（EPS） 净资产收益率（ROE）是反映资本收益能力的国际性通用指标 和杜邦系统中的核心指标，优点是综合能力强。本文从公司投资者 的投资效率角度分析，采用ROE作为公司经营业绩的标准。每股 收益（EPS）是从股东在公司经营中的作用（比如对管理人员的监 管、承担风险等）分析，采用EPS作为公司经营业绩的测度。这两个 测度指标直接取自年报。

2.解释变量———高管持股比例（MSR）

它是用来衡量高管持股水平的高低，MSR2和MSR3分别代表 高管持股比例的平方和立方。高管人员持股数量与公司总股本直 接取自年报数据。

3.控制变量———公司规模（SIZE）、资产负债水平（DAR）和固定 资产增长率（RFTA）

SIZE是以公司账面总资产的自然对数来衡量的，用以表示企 业的规模效应对公司经营业绩的影响。微观经济学的研究结果表 明，SIZE对公司的业绩产生影响，也就是规模效应，而且存在最优 的生产规模。在这种规模下，一般来讲公司在给定产品市场条件下 后，利益趋同假说重新有效，两者又呈正相关。他们认为，经理人 员对两种相反的力量作出反应，公司价值与经理股权的关系取 决于哪种力量占上风。一方面，经理人员有一种按自己利益最大 化原则分配公司资源的自然倾向，这与外部股东的利益是相冲 突的；另一方面，随着经理人员持股比例的增加，他们的利益更 有可能和外部股东的利益相一致。

会计之友2010年第6期下

FRIENDSOFACCOUNTING

公司治理

表12006至2008年样本公司高管持股情况

年度MSR00-0.10.1-1>l合计

2006样本数量448616841141262所占比率35.548.816.669.03100 2007样本数量501611851871384所占比率36.244.156.1413.51100

从表1可以看出，高管持 股比例表现出以下几个特点： 1.高管持股比例普遍偏低，三 年平均持股比例低于0.1%的 样本数达到了81.08%。2.零 持股现象依然严重，2006年 至2008年上市公司高管零持 股比例分别为35.50%、 36.20%和33.91%。3.区间分 布极不均匀，主要表现出“低 2008样本数量488643832251439所占比率33.9144.685.7715.64100

2006-2008所占总比率105.61137.6418.5738.18300所占平均比率35.245.886.1912.73100

表2变量的描述性统计

年份统计指标EPSROEMSRSIZEDARRFTA

平均值0.4410.17#.21 .720043.39Q.48% 中值0.4110.73.73 .581945.13.07%

2006年N=114

最大值1.8231.36?.00#.81526.3696.36% 最小值-1.12-64.95%1.14.283679.86%-24.40% 标准差0.390.064519.57%0.86270.17291.5109 平均值0.6113.51(.28 .390642.36B.24% 中值0.5112.31".24 .282543.08.10%

2007年N=187

最大值4.4243.79?.05#.475289.38p3.03% 最小值0.020.50%1.01.95612.72%-83.59% 标准差0.500.074523.13%0.79380.17730.9003 平均值0.4610.23'.68 .923738.49H.51% 中值0.3810.80".49 .744838.64.89%

2008年N=225

最大值5.8975.05x.38%.360591.47#76.43% 最小值-0.80-35.12%1.04.23722.10%-77.02% 标准差0.600.101622.46%0.96840.18631.8795 平均值0.5111.38&.92 .690040.93?.77% 中值0.4311.30 .88 .529241.66.86%

合计N=526

最大值5.8975.05?.05%.360591.47#76.43% 最小值-1.12-64.95%1.01.95612.10%-83.59% 标准差0.530.0946322.20%0.91760.18161.5159

的业绩最佳。SIZE也会影响到经营者薪酬的高低。因此需要将 SIZE列为变量之一。DAR在数值上等于公司负债总额与账面总资 产之比，即资产负债率，该指标反映了公司的资本结构及债务的治 理作用。固定资产增长率（RFTA）反映了企业成长的一个方面，在有 效的资本市场上，企业成长性越大，投资者对其未来预期越好，从 而企业的市场价值表现就越好。 （三）模型设定

根据以上变量定义及理论假说，可以构建如下回归方程： ROE=α0+α1MSR+α2MSR2+α3MSR3+α4SIZE+α5DAR +α6RFTA+ε（1）

EPS=α0+α1MSR+α2MSR2+α3MSR3+α4SIZE+α5DAR +α6RFTA+ε（2）

其中αn（n=0，1，2，3，4，5）为相应自变量的系数。 （四）样本选取

本文以2006—2008年沪深两市上市公司为研究窗口，剔除了 ST、*ST、PT和在此三年终止上市的公司。全部数据来自于CCER 2006至2008年高 管持股比例情况如表1所示。

端多，高端少”的局面。例如 2006—2008年平均持股比例 区间0%—0.1%的样本为 81.08%。而0.1%-1%和1% -100%这两个区间只占到 18.92%。4.较高高管持股比例 的上市公司三年来有所增加， 分别为9.03%、13.51%和 15.64%。

从上面描述的统计结果来 看，我国上市公司高管持股比 例普遍偏低，零持股现象严重，高管持股比例较低时，对企业 的业绩影响比较小，所以本文 选取沪深两市2006-2008年 高管持股比例高于1％的上市 公司作为研究对象。 （五）样本的描述性统计 根据以上所选取的样本， 对各变量进行描述性分析，结 果如表2所示。

由表2看出，剔除了高管 持股比例较低的上市公司之 后，样本公司之间的差距还是 很大的。1.尽管本文选取高管

持股比例大于1%的上市公司为样本，但是经过统计，样本高管 持股比例均值只有26.92%，仍然偏低，最高的高管持股比例可 以达到95.05%，说明我国上市公司持股比例差异大且普遍偏 低。2.2007年上市公司每股收益和净资产收益率的平均值最大，分 别为0.61和13.51%，而2007年上市公司固定资产增长率的均值 最低，为42.24%，这可能与我国2007年的“牛市”有关。3.近三年 平均固定资产增长率的标准差为最大；平均公司规模次之；平均资 产负债水平的标准差为最小。4.资产负债率稳中有降，其平均值分 别为43.39%、42.36%和38.49%。说明我国上市公司长期偿债能 力有所增强。

三、研究结果及分析

本文分别采用净资产收益率（ROE）和每股收益（EPS）作为被 解释变量，高管持股比例及各控制变量作为解释变量，运用 SPSS13.0统计软件对选取样本做多元线性回归分析，回归结果如 表3所示。

从表3可以看出，对同样的持股比例数据，两个业绩指标的回 归结果存在着较大差别。当以ROE作为公司业绩衡量指标时，

99 （色诺芬）中国证券市场数据库及巨灵数据库。

FRIENDSOFACCOUNTING

公司治理

表3回归分析结果

因变量

自变量

BTSig.BTSig.

ROEEPS

常数项-0.209-2.050.041**-2.974-5.680.000*** MSR0.3642.6070.009***0.5780.8070.42 MSR2-1.041-2.4090.016**-1.42-0.6410.522 MSR30.8812.430.015**1.3260.7130.476 SIZE0.0152.9820.003***0.1786.8570.000*** DAR-0.048-1.9140.056*-0.68-5.3240.000*** RFTA0.0020.8460.3980.0181.3070.192 Adj-R20.0280.089 F3.4889.488

注：***表示在0.01水平上显著，**表示在0.05水平上显著，*表示在0.10水平上显著。 除RFTA外的其它指标系数均通过了显著性检验，其中MSR与 SIZE指标系数的t参量通过了在0.01置信水平上的检验；MSR2 和MSR3指标系数的t参量通过了在0.05置信水平上的检验；而 DAR指标系数的t参量仅通过了在0.10置信水平上的检验。当采 用EPS作为公司业绩衡量指标时，仅SIZE和DAR的系数通过了 在0.01置信水平上的显著性检验。决定调整系数分别为0.028和 0.089。

分析回归分析的结果，公司业绩ROE与高管持股比例存在显 著的三次曲线关系，以上假设成立；SIZE与两个业绩指标存在显著 正相关关系；而DAR与ROE指标存在较弱的相关关系，与EPS不 存在显著相关关系；RFTA与两个业绩指标不存在显著相关关系。

考察回归方程（1）的三次函数的性质，得出方程： EPS=-0.209+0.364MSR-1.041MSR2+0.881MSR3+0.015IZE -0.048DAR

其驻点分别为26.99%与50.74％。当PMS处于（1%， 26.19％）区间时，公司业绩水平随着高管持股比例的增加而降 低，这反映我国上市公司高管人员持股比例偏低，不能产生有效 的激励作用。过低的持股比例，无法把高管人员的利益与公司的 利益紧紧地连在一起。当PMS处于（26.19％，52.58％）区间时， 公司业绩水平随着高管持股比例的提高而提高；当高管持股比 例达到了一定的程度，“利益趋同”作用成为影响高管行为的主 导理论，高管与股东的利益将会向趋同的方向发展，开始更多地 关心企业价值的最大化，为了公司长期发展贡献更多的努力，且 所持股票的比例越高，这种驱动力就越明显，从而高管持股与公 司业绩之间存在着一种持续的正相关关系。当PMS继续提高到 52.58％以上时，公司业绩水平再次随着高管持股比例的增加而 降低，“掘壕自守”作用开始显现出来，高管会有更大的权力来控 制企业，而受外界约束的程度减弱，压力变小，会更多地追求自 身的利益，而偏离价值最大化的目标，此时公司业绩与持股比例 之间就会呈负相关。

综上所述：上市公司高管持股比例对公司净资产收益率的影 响比对每股收益的影响较大。这反映出高管持股对我国上市公司 股东利益的保护，相对于公司利润的增长较强。因此，在考察高管 持股对上市公司的影响时，应在进一步保护股东权利的前提下，加 强对利润指标的考核。而以净资产收益率（ROE）作为公司业绩指 标时，当PMS处于（26.19％，52.58％）区间时，两者呈正相关关系； 100

【参考文献】

［1］刘国亮，王加胜.上市公司股权结构、激励制度及业绩的实证分

析［J］.经济理论与经济管理，2000（5）：40-45. ［2］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，2001（1）：23-29.

［3］徐大伟，蔡锐，徐鸣雷.高管持股比例与公司业绩关系的实证研

究—基于中国上市公司的MBO［J］.管理科学，2005（8）. ［4］Berle，A.&Means，C.G.TheModemcorporationandprivate

property［M］.NewYorkMaxmillan，1932：183-186.

［5］Demsetz，H.，Lehn，K，Thestructureofcorporateownership：

Causesandconsequences，JournalofPoliticalEconomycono- my93，1155-1177.

［6］Morck，R.，A.Shleifer，Vishny，R.W.Managementownership

andmarketvaluation：anempiricalanalysis［J］.JournalofFi- nancialEconomics，1988（20）：293-315. 四、研究局限

由于存在各种主客观的原因，本文仍然存在一定的局限性，主 要表现在以下几个方面：一是使用的是我国上市公司高管持股比 例大于百分之一的小样本，与大样本相比，由于选取数据有限，只 能在高管持股比例一定区间行业有一定的论证，但不宜做大范围 的推广和应用。二是在分析过程中把高管持股比例作为外生变 量，仅研究了不同持股比例对公司业绩的影响，但是一些研究的 结果显示，高管持股比例与公司经营业绩也是互动的关系，不同 的公司业绩也对高管持股比例产生一定的影响。三是通过相关 分析与偏相关分析发现上市公司的综合财务业绩受到诸多因素 的影响，本文只选择了三个控制变量，而财务业绩的影响因素又 极为复杂，存在着遗漏某些重要因素的可能性，从而对研究的信 度与效度产生一定的负面影响。因此在后续的研究中加入控制 变量非常必要。●

除这一区间之外，两者呈负相关关系。这说明高管持股作为上市公 司管理人员的一项激励机制，仅在一定范围内有效率。但是当前我 国绝大部分公司的高管持股比率在26.19％以下。因此，我国的上 市公司要根据实际情况，选择适合自身特点的股权激励模式，积极 探索本公司更加合理的高管持股水平。

会计之友2010年第6期下