創業板上市公司管理層持股對績效影響程度的實證分析

摘要：文章以我國2011年創業板上市公司財報數據為樣本，通過分析管理層是否持股、持股比例、成長能力等因素與公司績效的相關關系，研究管理層持股對公司績效的影響程度問題。實證分析表明，在創業板上市公司中管理層持股的公司在績效表現上要好于管理層未持股的公司，公司績效與管理層持股比例未呈現出顯著的線性相關關系，且前者受后者的影響程度隨后者所處比例區間的變化而變動。研究結論表明，創業板上市公司管理層持股比例會影響公司績效，前者對后者的影響程度呈區間效應。

關鍵詞：創業板上市公司；管理層持股；公司績效

一、 引言

本文旨在對創業板上市公司管理層持股和公司績效之間的互動關系進行研究，分析創業板上市公司管理層持股比例的區間效應對公司績效的影響程度，為深入研究創業板上市公司的管理層持股現象提供借鑒和參考。

二、 文獻回顧與研究假設

Berle與Means（1932）在《現代公司和私有財產》中開創性地提出了公司所有權和經營權分離理論；Jensen和Meekling（1976）基于代理理論首次提出了管理層持股和公司價值之間的關系，他們認為經理人持股數量少會造成特權消費等現象，從而降低公司價值；此后大批國外學者開始研究代理成本與管理者持股問題。我國上市公司年報于1999年開始要求披露管理層持股行為，不少學者也開始關注其與公司價值的關系。國內外學者基于不同的研究背景和研究對象，針對管理層持股與公司績效的研究結論各不相同，主要觀點如下：

（1）無關論。Demsetz（1983）認為公司績效主要受其所在市場影響，而非由管理層持股等股權決定，即兩者之間不存在相關關系；Tittenbrun（1996），研究了80余篇產權與績效的文獻后發現公司價值與管理層持股無關，而與公司所在市場的競爭程度相關。魏剛（2000）收集了1998年A股上市公司年報數據樣本，通過分析管理層持股與資本回報率之間的關系，發現管理層持股比例偏低、持股定位不清等問題，認為管理層持股數量與資本回報率無顯著相關。

（2）相關論。Mehran（1995）對隨機選出的153家制造業公司連續兩年的數據進行分析，發現管理層持股能激勵高管提升績效，說明兩者之間存在正相關關系。Morck（1988）發現所處不同區間的管理層持股比例對公司績效影響不同，在正、負相關之間切換。Cui和Mak（2002）對美國研發型上市公司進行研究，發現管理層持股比例與公司市值之間呈現W形變動關系。程柯（2011）選取了679家A股上市公司，基于超產權理論研究了管理層持股與績效之間的關系，發現兩者之間存在倒U型激勵效應。

結合文獻觀點與我國創業板上市公司現狀，提出以下假設：H1，管理層持股比例大于0的公司績效高于管理層持股比例為0的公司績效；H2，公司績效與管理層持股比例之間存在區間效應；H3，管理層持股比例受公司績效影響。

三、 模型設計與實證分析

1. 樣本數據。本文所用研究數據均來自于國泰安經濟金融研究數據庫，選取樣本為2011年已在創業板上市的公司，在刪除數據缺失的公司后，最終收集到281家公司作為樣本。考慮到創業板上市公司2010年末數量較少，且2012年末財務數據公布情況尚不齊全，因此本研究以281家樣本公司的2011年年末數據為主，部分驗證使用了2012年年末數據。

本文所用統計軟件為SAS9.2。

2. 變量設計與描述性統計。在已有研究中，多數文獻將經理人持股等同于管理層持股，但對于其具體范圍的界定則比較籠統，比如是否包含董事、監事等；多數文獻將公司績效等同于公司價值，所采用的指標主要包括凈資產收益率、資產回報率等指標。

本文所指“管理層”是指上市公司董事、監事（包括獨立董事）、董事會秘書、總經理、副總經理、財務負責人以及其他高級管理人員；“管理層持股”是指上述人員持有本公司股票的行為，管理層持股數量在高管有兼任情況時不重復計算持股數量。本文所指“公司績效”體現為公司價值，將凈資產收益率作為公司績效的衡量指標，將托賓Q值作為參考指標。借鑒前人文獻，公司績效受管理層是否持股、管理層持股比例、成長能力、企業規模、資產結構、償債能力、資本結構、股權集中度等因素影響，而管理層持股比例也可能受公司績效及成長能力等因素影響。

現將本文選取的變量、變量符號及其定義羅列如下：凈資產收益率（ROE）=凈利潤÷股東權益；管理層持股比例（PM）=管理層持股數÷總股數；管理層是否持有本公司股份（MO），管理層持有本公司股數為零時取0，管理層持有本公司股數大于零時取1；成長能力（GROW），即營業收入增長率=（本年營業收入-上年營業收入）÷上年營業收入；企業規模（SIZE）=總資產的自然對數；資產結構（TAR）=（存貨+固定資產）÷總資產；償債能力（DEBT）=流動資產÷流動負債；資本結構（DAR）=負債總額÷資產總額；股權集中度（TOP）=前10大流通股股東持股數÷總股數；托賓Q值（Q）=市場價值÷（資產總額-無形資產凈值）；管理層持股比例平方（PMS）=PM×PM。對2011年281家創業板上市公司的上述變量進行描述性統計分析，分析結果如表1所示。

基于281家創業板上市公司2011年年報數據，得出部分指標分析結論：

（1）公司績效。平均凈資產收益率為10.08%，95%的樣本公司凈資產收益率在0.62%和19.54%之間（10.08%±4.73%×2），說明盈利能力有較大區別。

（2）管理層持股。管理層是否持股均值達到0.89，即281家企業中管理層持股的有250家（281×0.89），管理層持股現象高達89%；管理層持股比例均值為33.64%，大于前十大流通股持股比例均值的10.02%，說明管理層持股數遠大于流通股股權集中的股東持股數，對于那些不愿同時承擔經營管理風險和所有權風險的管理層股東，過了限售期會部分減持就不足為奇，深入研究的關鍵還需要進一步積累數據。兩個指標說明了管理層持股現象普遍存在，且管理層持股比例較高。

（3）成長能力。營業收入增長率均值為29.02%，說明創業板上市公司總體上成長能力較好。

（4）企業規模。平均資產總額為11.72億元，最大值為58.96億元，最小值為2.92億元。資產總額取對數后，總體差異不大。

（5）資產結構。存貨與固定資產占總資產的比例均值為20.76%，資產擔保價值并不高，說明通過擔保資產進行負債融資的能力并不強。

（6）償債能力。流動資產與負債的比值平均為9.362，說明創業板上市公司償債能力較強。

（7） 資本結構。負債總額與資產總額的比值平均為16.91%；托賓Q均值為2.563，說明我國創業板上市公司企業負債率并不高。

3. 管理層是否持股與績效的相關性。為觀測ROE與其他各變量之間的相關性，對281家樣本公司的上述變量做雙變量Pearson相關檢驗，結果如表2所示。

分析結果說明，按相關系數大小依次是：成長能力、股權集中度、管理層持股比例的平方。管理層持股比例與凈資產收益率的相關性，強于企業規模、資產結構、償債能力、資本結構等其他變量。

為了檢驗假設，將281家樣本公司按管理層持股數大于0和等于0分為兩組。其中，管理層持股的公司為250家，管理層沒有持股的公司為31家，分別比較凈資產收益率等指標的統計結果。比較結果如表3所示。

對比兩組數據可見：管理層持股公司的凈資產收益率均值10.11%比管理層無持股公司的凈資產收益率均值9.85%高出2.63%；管理層持股公司的托賓Q值均值2.56比管理層無持股公司的托賓Q值均值2.298高出11.4%，成長能力均值高出4.09%。即管理層持股公司的會計績效指標（ROE）和市場績效指標（托賓Q值），均高于管理層無持股公司的會計績效指標和市場績效指標，在市場績效指標中體現得更明顯。

以上分析表明管理層持股比例大于零的創業板上市公司績效高于管理層持股比例等于零的創業板上市公司績效，且結果是穩健的。因此，驗證了H1：管理層持股比例大于零的公司績效高于管理層持股比例為零的公司績效。

4. 管理層持股比例與績效的回歸分析。上述分析可知，管理層持股比例與凈資產收益率呈現相關關系。但兩者是否線性相關，以及管理層持股比例是否能顯著解釋公司績效？管理層持股比例對績效的影響程度多大？本文依據對上述變量的分析，采用逐步回歸的方法進行驗證。

先選定凈資產收益率為因變量，選取管理層持股比例的平方為自變量，再選取成長能力、資產結構、企業規模等上述指標作為控制變量，進行逐步回歸（逐步回歸過程略）。需要說明的是，此處選用管理層持股比例的平方是為了下一步研究中將以管理層持股比例進行分區間回歸。獲得重新構建的最優方程為：ROE=α+β1×PMS+β2×GROW+ε，回歸結果如表4所示。

從以上回歸結果可以看出，凈資產收益率與管理層持股比例的平方、成長能力存在整體性顯著關系。考慮到管理層持股比例的平方與凈資產收益率之間存在非線性關系，結合現有文獻在研究過程中對管理層持股比例的劃分方式及上述統計結果，現將管理層持股比例進行分段回歸分析。

以管理層持股比例作為按比例分段的條件規則，依據逐步回歸最優方程結果，選定管理層持股比例的平方、成長能力作為自變量，做比例分段回歸。將管理層持股比例（PM）分0%、1%、5%、10%、30%、50%五擋，按前述所得方程ROE=α+β1×PMS+β2×GROW+ε進行回歸，結果如表5所示。

表5中PM的前五檔分段值中，當PM小于50%時，方程均通過F檢驗，估計參數均通過t檢驗；當PM超過50%時，PMS的估計系數t檢驗結果不顯著。

保留PM大于50%的樣本（N=88），以ROE為因變量進行回歸（過程結果略），可發現ROE受GROW和TOP影響最大；進一步對大于50%的持股比例按10%的區間進行分段回歸，并未發現相關系數具有顯著性（過程結果略）。PM大于50%時估計參數并不顯著，從經濟意義上分析，管理層持股比例超過50%表明管理層實際控制公司，兩權分離現象被減弱。

通過以上數據分析仍可得出，管理層持股比例估計系數隨管理層持股比例的平方（PMS）呈現同向變動，如圖1所示。

由此可見，凈資產收益率與管理層持股比例的平方、成長能力存在著一個整體性顯著關系；根據方程方差分析中的F值大小進行判斷，管理層持股比例在50%以下的各比例段均通過F檢驗。當管理層持股比例在10%～50%之間時，其估計參數值大于其他比例區間，說明在此區間管理層持股比例對公司績效的影響較大。即針對逐步回歸方程ROE=α+β1×PMS+β2×GROW+ε，0%

5. 管理層持股比例與其他因素的回歸。以上分析驗證了管理層持股比例在50%的區間內對公司績效產生影響，影響程度呈現區間效應。那么公司績效是否也會影響管理層持股比例？本文試圖找出創業板上市公司管理層持股比例的影響因素，并驗證其是否受公司績效影響。沿著前述的思路，對281家樣本公司上述變量的2011年末數據進行逐步回歸：選定管理層持股比例為因變量；選取凈資產收益率為自變量，選取成長能力、資產結構、企業規模等上述指標作為控制變量，進行逐步回歸得到最優方程為PM=α+β1×SIZE+β2×TAR+ε，結果如表6所示。

可以看出，通過2011年末數據進行相關變量逐步回歸得出的最優方程中，并不包含公司績效變量，最優方程表明管理層持股比例受企業規模、資產結構的影響更大，而不受公司績效等其他因素影響。因此，用2011年當年度的管理層持股比例數據無法驗證其是否對當年公司績效的影響。那么2011年末ROE是否能解釋2012年管理層持股比例或管理層減持比例呢？選取上述281家樣本公司2012年年末的管理層持股比例數據，設定其變量為PM2012，針對樣本公司2012年度管理層減持比例△PM（=PMt-PMt-1）進行分析，如表7所示。

創業板上市公司2012年減持的家數為148家（占53%），增持的家數為133家（47%）。以2011年的ROE作為因變量，△PM或PM2012作為自變量進行回歸分析，同樣未發現顯著結果。因此，無法驗證H3：管理層持股比例受公司績效影響。

四、 研究結論

在我國創業板上市公司中，管理層持股比例大于0的公司績效顯著大于管理層持股比例為0的公司績效；當該比例在0～50%區間時，管理層持股比例、成長能力可以較好地解釋公司績效，公司績效受該比例的影響程度隨管理層持股比例上升而上升；當該比例超過50%時，管理層持股比例無法解釋公司績效。即管理層持股比例小于50%時，凈資產收益率與管理層持股存在相關關系；當該比例大于50%時，未發現兩者存在相關關系。因此，50%是管理層持股比例能否顯著解釋公司績效的分界點。

實證結果表明了創業板上市公司績效受管理層持股影響，明確了管理層持股比例分界線及其與公司績效的區間效應關系，有助于進一步研究創業板上市公司管理層持股問題。

參考文獻：

1. 劉芍佳，李驥.超產權論與企業績效.經濟研究，1998，（8）.

2. 魏剛.高級管理層激勵與上市公司績效.經濟研究，2000，（3）.

3. 程柯，程立.市場競爭強度、管理層持股與公司績效——基于內生性視角的經驗證據.產業經濟研究，2011，（5）.

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5. Harold Demsetz. The Structure of Ownership and the Theory of the Firm. Journal of Law and Economics，1983，（6）.

6. Huimin Cui and Y.T.Mak. The relationship between managerial ownership and firm performance in high RD firms. Journal of Corporate Finance，2002，（8）.

作者簡介：魏榮，中國人民大學商學院會計系博士生。

收稿日期：2013-07-28。