制度环境改善有助于提高管理层持股效率吗?——基于2002－2010年股权分置改革前后的实证检验

周 靖

(华中科技大学经济学院，湖北 武汉 430074)

一、引 言

所有权与经营权的分离是现代股份公司的重要特征，由于经营者与所有者的目标效用函数不同，以及信息不对称的存在，两权分离必然产生委托代理问题［1］。如何恰当设计委托代理契约来约束公司管理层的经营行为，使委托人和代理人的利益偏差最小化一直是公司治理理论和实务的热点和难点。Jensen and Meckling［1］认为，代理问题产生于公司管理者不是公司剩余权益拥有者的事实，如果经营者称为公司剩余收益的拥有者，那么经营者与所有者的目标效用函数趋同，则可较大程度的弱化代理问题。因此，传统的最优契约理论认为，通过设计合理的激励机制，尤其是股权激励机制是解决委托代理问题的有效手段，管理层股权激励与企业的经营业绩正相关［2］［3］［4］［5］［6］。

不过，在管理层持股与企业经营业绩的研究中并不总是支持最优契约理论。企业管理层持股也许会强化管理层“内部人控制”的动机，也即管理层权利论［7］。当管理层持有较多公司股份时，其影响董事会的能力逐渐增强并有可能俘获董事会，便由此获得管理层权利租金。那么，这种情况下，管理层持股并不能有效地解决委托代理问题，管理层持股激励不是提高企业经营绩效的有效手段，而成为代理问题的来源和管理层寻租的工具，这可能会引发过度支付问题［8］、盈余管理问题［9］和信息披露问题［10］。经验研究也表明，管理层持股与企业经营业绩存在非线性的关系［11］［12］;彭程和范文垚［13］、“倒 U 型”关系［14］、甚至负相关关系［15］［16］。

事实上，管理层持股激励效率存在较大分歧原因可能受到外部宏观制度环境的系统性调节影响［17］。La Porta et al.［18］最早开始将宏观制度环境与管理层持股效率的研究联系在一起，通过对美国上市公司的经验数据发现，完善的制度环境能够降低所有权与经营权分离的代理成本，缓解企业利益相关者之间的利益冲突，优化公司的治理效率。对于中小投资者而言，法律机制越健全的地区对中小投资者的保护力度越大，中小投资者越能通过用脚投票的方式发挥其对公司治理的作用。可见，宏观制度环境的改善对管理层持股有效应的影响显得尤为重要。不过，已有的文献较少将管理层持股绩效与宏观制度环境的改善联系起来。辛清泉和谭伟强［19］将国有企业市场化改革的制度背景与国有企业管理层薪酬契约设计结合在一起，他们研究发现，国企市场化改革对管理层薪酬契约设计的业绩影响起到正向的调节作用，其中，市场业绩比财务业绩的作用更加突出。

在处于市场化转轨过程中的中国，宏观制度环境的波动会更大，其对管理层持股激励效率的影响可能会更加突出。中国于2007年基本完成股权分置改革，中国的A股市场逐步迈入全流通时代。股权分置改革的制度背景为本文的管理层持股激励效率的研究提供了一个天然的实验。在中国股权分置改革之前，流通股股东与非流通股股东持股成本和流通权存在较大差异，客观上造成了两类股东的歧视待遇及不公正的对待。这种制度安排也使得非流通股东并不关心公司股价的涨跌，背离流通股股东的利益，股票的定价与公司的市场价值并无直接关联，那么，经营者持股的业绩效应也就不明显。股权分置改革是中国证券市场制度环境建设的一个重要里程碑，有助于完善证券市场制度和优化上市公司治理结构，促进市场健康发展。在股权分置改革之后，完善的市场机制有助于抑制管理层的内部控制动机，增加管理层寻租的经营成本，有利于公司长期稳定的发展［20］。

我们使用中国大陆A股1282家上市公司2002－2010年的平衡面板数据，从经验上考察了股权分置改革这一重要的制度环境的改善对管理层持股经营业绩的影响。我们的研究结果表明，在股权分置改革前，管理层是否持股以及持股比例对上市公司经营业绩的相关性较弱，无论使用总资产收益率指标、权益收益率指标还是销售利润率指标。不过，当把股权分置改革置于模型中，管理层持股对企业经营业绩表现出显著的正相关，且其对财务业绩的敏感性也增强。制度环境是管理层持股对上市公司经营业绩影响的重要调节因素，其中对总资产收益率的调节效果最好，净资产收益率次之，销售利润率最差。

总的来说，本文在以下两个方面进行了创新:(1)在企业绩效的衡量上，我们分别使用销售净利率、总资产收益率和净资产收益，较之前单一的绩效衡量而言，我们更加全面衡量企业经营绩效;(2)在管理层持股与企业经营绩效的研究中加入制度环境的因素，使其相关性更加显著。文章剩下部分的结构安排如下:第二部分为数据来源与研究设计;第三部分为实证结果与分析;最后一部分为研究结论与对策建议。

二、数据来源与研究设计

(一)样本选取

本文研究股权分置改革这一重要制度环境对管理层持股绩效的调节作用，因此，样本数据集需要建立在以微观的上市公司财务数据与地区宏观环境的数据基础上。我们选取2002年至2010年中国A股上市公司为研究样本，数据来源于CSMAR数据库、WIND数据库和THFD数据库。为提高估计结果的准确性，我们对样本进行了如下的筛选:(1)删除在统计逻辑上明显错误的样本，如企业总产值为负，从业人数为负，总资产小于所有者权益数值;(2)剔除金融行业的上市公司;(3)删除截止2010年12月31日还未进行股改的样本;(4)删除统计信息不全的样本，如缺少下文所描述的衡量值。(5)数据库中存在部分无法使用上述4项筛选程序剔除的异常样本，如销售利润率为－10000，而这些异常样本对结果的合理性存在较大影响。由此，为克服离群值的影响，我们对样本进行头尾各1%的Winsorized缩尾处理。最后，我们得到的样本包括1282家上市公司，有效样本点为10766个。

(二)变量定义

1.调节变量:股权分置改革(POST)。在计量模型中，如果被解释变量与解释变量的关系是另一个变量的函数，则该变量就是模型估计中的调节变量。管理层持股与企业绩效的关系应受到股权分置改革的影响，因此，本文以是否进入股权分置改革作为调节变量，在调节变量的处理上，有两种处理方法，一是将其作为与解释变量的交互项引入方程，通过系数判定调节的效果;二是将调节变量作为分组的依据，对两组样本分别进行估计，然后比较其估计系数判断调节的效果。本文采用第二种处理方法，将是否股权分置改革作为样本分组的依据。

2.解释变量:管理层持股。我们使用两个方面的指标来衡量管理层持股，一是管理层是否持股(DMAN)，用以反映管理层持股的上市公司经营绩效与管理层不持股上市公司经营绩效的区别，用虚拟变量来衡量，当上市公司管理层持股时，DMAN取值为1，否则取值为0;二是管理层的持股比例(PMAN)，用以衡量在管理层持股的上市公司中，管理层持股比例与上市公司经营绩效的关系，我们使用董事、监事及高级管理人员持股总额占企业总股本的比重来衡量PMAN。

3.被解释变量:经营绩效。为全面衡量公司的经营绩效，本文分别使用销售净利率(ROS)、净资产收益率(ROE)和总资产收益率(ROA)来衡量企业经营绩效。

4.控制变量。为提高模型估计结果的准确性，我们引入以下控制变量:(1)企业规模(SIZE)，使用资产总额的自然对数来衡量;(2)资产负债率(LEV)，为负债总额与资产总额的比重;(3)管理层薪酬总额(PAY)，为董事、监事及高级管理人员薪酬总额的自然对数;(4)成长性(GSALES)，使用销售收入的同比增长率来衡量;(5)股权集中度(TOP1)，使用第一大股东持股比例来衡量;(6)行业平均Tobin's Q值(INDTOBIN)，为公司所处行业的平均Tobin's Q值;(7)地区经济发展程度(GDP)，公司所在地区年度工业生产总值的自然对数。变量的统计性描述如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计

(三)模型设定

本文研究股权分置改革对管理层持股激励效果的影响，包括两个方面的内容，一是制度环境的改善对管理层是否持股对公司经营业绩的调节影响，二是制度环境改善对管理层持股比重对公司经营业敏感程度的调节关系。因此，构建如下两个计量模型:

其中，被解释变量Performance指公司经营业绩，我们分别使用销售净利率(ROS)、净资产收益率(ROE)和总资产收益率(ROA);CONTROL为控制变量集合，包括企业规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、成长性(GSALES)、股权集中度(TOP1)、行业平均Tobin's Q值(INDTOBIN)以及公司所在地区经济发展程度(GDP)。下标i表示企业，t表示年份，ε为残差项。参考bebchuk and fried［8］的研究，我们在管理层持股比例的经营绩效模型(2)中控制了管理层现金薪酬的影响。

三、实证研究结果

表2报告了模型1的估计结果。由表2所示，在股权分置改革前，管理层是否持股变量DMAN在ROS、ROA和ROE模型中的估计系数分别为－0.009、－0.006和－0.009，且只有ROA模型的显著性水平达到5%，表明在股权分置改革前，管理层是否持股对上市公司的经营业绩不存在显著的相关关系。事实上，在中国股权分置的时期，上市公司长期存在“同股不同权”现象，流通股与非流通股定价机制相去甚远，流通股股东与非流通股股东目标函数也存在较大分歧，管理层持股激励的业绩效应也较大的削弱。不过，在股权分置改革后，管理层是否持股变量DMAN在ROS、ROA和ROE模型中的估计系数分别为0.006、0.004和0.011，且ROE模型的显著性达到5%，ROA模型的显著性为10%。这表明在股权分置改革后，管理层是否持股与上市公司经营业绩的正相关性增强，股权分置改革起到了正向调节的作用。另外，从difference系数检验可知，这种正向调节作用均通过1%的显著性检验。这足以表明，宏观制度环境的改善能够形成有效的公司法人治理机制，降低所有权与经营权分离产生的代理成本，也减少了委托代理的信息不对称成本，对经营者持股与企业业绩之间产生正的调节效果。

表2 制度环境对管理层是否持股与企业业绩的调节影响

为进一步研究制度环境改善对管理层持股效率影响的具体程度，我们使用方程(2)对模型进行估计，表3报告了模型2的估计结果。由表3所示，在股权分置改革前，管理层持股比例变量PMAN在ROS、ROA和ROE模型中的估计系数分别为0.064、0.046和0.065，虽表现出较强正相关性，但模型的显著性水平都较低，ROS和ROE模型的系数都没有通过10%的显著性检验。不过，在股权分置改革后，管理层持股比例变量PMAN在ROS、ROA和ROE模型中的估计系数和显著性均大幅增加，估计系数分别为0.140、0.071和0.142，且都在1%的显著性水平下显著，管理层持股比例变量PMAN系数的差异性检验分别为0.0253、0.0777和0.0755，且都通过1%的显著性水平检验。这表明当管理层持股每增加1%的水平，股权分置改革对销售净利率、总资产收益率和净资产收益率的调节效果就分别增加2.53%，7.77%和7.55%。股权分置对总资产收益率的调节效果最大，其次为净资产收益率，最后为销售净利率。总的来说，模型(1)和(2)的估计结果均表明，股权分置改革是一个重要的制度变量，能有效的约束管理者的违约行为，对管理层的持股实行有效的激励。

表3 制度环境对管理层持股比例与企业业绩的调节大小

四、研究结论

管理层持股可以一定程度上矫正了所有权与经营权分离后公司管理者与所有者目标函数偏离问题，促使股东与管理层的利益趋于一致，提升公司的市场价值。不过，股权激励有效性与否还受到宏观制度环境的调节影响，完善的制度环境可以对管理层持股企业的绩效产生正向交互影响。本文使用中国上市公司的近10年的面板数据的研究结论证实了我们的推论。研究结果显示，在股权分置改革前，管理层是否持股以及持股比例对上市公司经营业绩的相关性较弱，无论使用总资产收益率指标、权益收益率指标还是销售利润率指标，最优契约理论结论并没有得到验证。不过，在制度环境改善之后，管理层持股对企业经营业绩表现出显著的正相关性，其中总资产收益率调节效果最大，净资产收益率次之，销售净利率最小。

中国的股权分置改革虽已经基本完成，但与股改密切相关的股票定价问题还远未完成。其实，股票的自由流通和交易是管理层持股绩效提升得以发挥的重要前提，股票价格能够有效反映公司的价值和信息。在有效证券市场上，股票价格是约束股东行为的重要的外部治理机制。在全流通的市场环境下，企业价值将逐步和市值统一，管理层的代理行为将受到自我约束，其利益也将受股价波动的影响，与公司长远利益趋于一致。因此，只有在股票定价功能完善的前提下，才能实行真正意义上的管理层持股激励机制，这也是中国股权分置改革圆满完成的特征。

需要指出的是，本文仅考虑了股权分置改革这一种制度环境对管理层持股与绩效相关关系的影响，并未考虑其他制度因素，如市场环境、产业政策等相关制度的影响，这也是本文今后重点的研究方向。

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