信息技術行業管理層持股與上市公司績效的實證分析

蔡純冰 孫潔

摘要：在我國的信息技術行業，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行業21家A股上市公司為樣本，取得7年共103個樣本數據，通過構建計量模型進行多元線性回歸分析，研究國內信息技術行業管理層持股比例與上市公司績效的關系。實證結果表明，管理層持股和公司績效正相關，但線性關系不顯著。其他的影響因素中，公司規模、公司債務水平與公司績效存在負相關關系，而公司的主營業務利潤增長率與公司績效有顯著的正相關關系。對此，我國政府以及信息技術行業的上市公司應進一步探索完善股權激勵制度，充分發揮股權激勵對公司績效的激勵效用。

關鍵詞：管理層持股;公司績效;信息技術行業

一、引言

2004年2月初，國務院頒布《國務院關于推進資本市場改革開放和穩定發展的若干意見》，明確提出“積極穩妥解決股權分置問題”。2005年4月29日中國證監會發布《關于上市公司股權分置改革試點有關問題的通知》，標志著股權分置改革試點工作正式啟動。近年來，我國股權分置相關政策法規的進一步完善使上市公司的管理層持股激勵日益普遍。

隨著互聯網時代的到來和經濟全球化的發展，信息技術行業在社會發展、科技創新中發揮著越來越重要的作用。如何建立有競爭力的股權激勵制度，從而有效激勵人才，為股東創造更大的價值，成為當今信息技術行業關注的熱點。

本文將以我國信息技術行業上市公司的數據為考察樣本，運用實證分析方法驗證我國信息技術行業上市公司管理層持股比例和公司績效之間的相關關系，以便為信息技術行業的企業制定管理層激勵方案提供實證依據。

二、文獻綜述

近年來，國內外許多學者研究了上市公司管理層持股比例與公司績效的關系。Mehran（1995）對1979一1980年中隨機抽樣的153家制造業公司進行研究，發現CEO持股比例與企業績效之間存在顯著的正相關關系。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系，發現管理層持股比例和托賓Q值之間存在顯著的正線性相關性。

國內學者的實證研究也發現了管理層持股與公司績效之間的關系。吳淑琨（ 2002）研究了我國1997— 2000 年上市公司實際數據，表明持股比例與公司績效呈顯著的倒U 型相關關系。徐承明和淮衛東（2003）對1998一2001年2653個上市公司的管理層持股與公司業績的關系進行研究，發現公司績效與董事長、總經理的持股比例呈正相關關系。

本文運用實證分析方法驗證我國信息技術行業上市公司管理層持股比例和公司績效之間的相關關系，以便為信息技術行業的企業制定管理層激勵方案提供實證依據。

三、研究方法與模型設計

本文以2007—2013 年間滬深兩市信息技術行業21家A股上市公司為樣本，取得7年共103個樣本數據，用SAS9.2、EVIEWS5.0進行多元線性回歸分析，研究國內信息技術行業管理層持股比例與上市公司績效的關系。為信息技術行業的企業制定管理層激勵方案提供實證依據，豐富現有的上市公司股權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《企業會計準則》，為了使樣本數據可比，本文選取2007年—2013年滬深兩市信息技術行業（根據證監會行業門類代碼I-信息傳輸、軟件和信息技術服務業定義）A股上市公司為樣本，剔除了變量數據缺失或不全的公司，得到21家上市公司共7年的數據，共計103個樣本。

本文數據資料來源于中國證券監督管理委員會網站、上海證券交易所網站、深圳證券交

易所網站以及銳思金融數據庫。本文借助SAS9.2、EVIEWS5.0和EXCEL2007統計分析軟件進行數據處理和統計分析。

（二） 變量說明

1.被解釋變量：公司經營績效（ROE）

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

凈資產收益率（ ROE） =公司稅后凈利潤/平均凈資產，代表股東投入資本的收益水平，凈資產收益率越高的企業，其經營狀況越好。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）=管理層持股數之和/ 公司總股本* 100%

3.控制變量：

為了保證實證結果的準確性，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營績效的因素： 公司規模（ SIZE）、債務水平（ DEBT ）、主營業務利潤增長率（GMOP）。

其中：

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

2）債務水平DEBT= 總負債/ 總資產。適度的債務融資可以提高公司的經營績效，因此引入控制變量債務水平。

3）主營業務利潤增長率GMOP= （ 當年主營業務利潤-去年主營業務利潤）/ 去年主營業務利潤*100% 。主營業務利潤增長率反映了公司的成長性，會對公司經營績效產生影響。

（三）建立回歸模型

如上所述，本文以凈資產收益率作為回歸模型的被解釋變量來度量公司的經營績效，以管理層持股比例為解釋變量，以公司規模、債務水平和主營業務利潤增長率為控制變量，建立多元線性回歸模型，來檢驗信息技術行業管理層持股比例與公司績效之間的關系。

回歸模型如下（其中，α為殘差）：

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

β4GMOP + α

四、統計分析

（一）變量描述性統計分析

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年金融危機引起信息技術行業業績普遍下滑。同為信息技術行業，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公司不同發展階段的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作數據多元回歸分析得到表2所示的統計結果：

解釋變量MSR（管理層持股比例）得到的T統計量為1.582482，在顯著性5%的設定下，得到概率為0.1166，表明在信息技術行業中，管理層持股比例與公司績效有一定的正相關性，但不顯著。控制變量SIZE（公司規模）與公司績效之間有一定的負相關性，可能是由于隨著公司規模的擴大，導致公司內部結構變得更加復雜、信息傳遞速度慢、管理官僚化等弊端，這些弊端抵消了規模效應帶來的優勢。控制變量DEBT（負債水平）的T統計量為-1.621686，與公司績效有一定的負相關性，但不顯著。而GMOP（主營業務利潤增長率）在給定5%的顯著性水平下可以通過檢驗，說明主營業務利潤增長率與公司的績效的相關性較大。

下面對變量進行異方差、自相關和多重共線性檢驗。檢驗統計量如表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、研究結論

通過以上研究表明，在信息技術行業，管理層持股比例與公司績效之間有一定的正相關性，但不具有統計意義上的顯著性。在股權分置改革過程中，由于產權結構和企業治理結構的變化，管理層持股產生了激勵相容效應，使管理者與股東的利益“一榮俱榮，一損俱損”，增強了管理者提高公司績效的動力。目前我國信息技術行業的企業創立時間較短，管理層持股與公司績效之間的相關性從目前可得數據來看尚未達到一定的顯著性水平。

公司規模和負債水平與公司績效之間有一定的負相關性。隨著公司規模的擴大，公司內部結構變得更加復雜，產生信息傳遞速度慢、管理官僚化等弊端，這些弊端抵消了規

模效應帶來的優勢。而負債水平過高將導致公司經營不穩定，利息支出大，可能面臨公司破產的威脅，這些都會對公司績效產生負面影響。

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

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