銀行業A股企業管理層持股與公司績效的研究分析

李勇?陶璇

摘要：銀行業通過其特有的金融產品和服務帶動經濟增長，使GDP持續穩步增長，因此銀行業業績的增加對國民經濟起到牽一發而動全身的作用。本文通過分析A股上市的銀行業企業管理層持股與公司績效的關系，運用GMM聯立方程模型得到：一是銀行業管理層持股與公司績效呈線性相關，二是銀行業管理層持股與公司績效具有雙向促進作用。

關鍵詞：管理層持股 公司績效 GMM模型

在2017年全球銀行100強排名中，四大行排名均進入前十。透過世界百大銀行榜能看到銀行業在我國的發展，金融行業取得了令世界矚目的成就，但實際上也存在一定的問題。在A股上市的銀行業中，高管持股比例位于行業倒數，但短期薪資水平是行業領先水平。這種不合理的薪酬結構對銀行業甚至整個資本市場的發展產生了潛在危險。而通過賦予其一定的公司股權，讓其有利益分配的參與感，將自己的使命與公司的利益結合起來，強化自身勞動積極性與熱情，這樣管理層利益與公司利益相一致，從而帶動企業績效持續穩定增長。

一、理論分析與假設

國內外學者在研究管理層股權激勵與公司績效關系時，都認為管理層持股對公司績效有影響，但得到的結論卻有差異。國外學者研究發現，管理層持股對公司績效有促進作用，且這種相關呈倒“U”型，而國內學者在研究時得出的結果多數卻是呈線性相關。分析其原因不難發現，由于國外的管理層持股比例較大，在呈現拐點時，管理層的持股比例為30%，這也是基于成熟的市場;而我國上市公司高管持股雖然股份制改造，高管持股框架已經基本形成，但仍改變不了管理層持股數很少這一現狀，多數公司管理層持股比例在10%以下，因此得出的線性相關也就不足為奇。因此本文基于我國金融行業的特點，提出以下假設：

H1：銀行業管理層持股與公司績效呈線性相關。

以上的假設是基于外生性考慮的，并沒有考慮兩者之間互相影響的可能性。實際上，當管理層持股時，其身份發生變化，對外是公司經營者，對內是公司所有者。當以經營者的身份來體現時，管理層持股能夠進行激勵從而提高公司業績;作為所有者，業績的提高也使得管理層能夠獲得更多的股權作為獎勵手段。基于此，本文提出另一個假設：

H2：銀行業管理層持股與公司績效具有雙向促進作用

二、研究設計

（一）樣本選取與數據收集

本文的樣本來自于2008-2016年間在滬深兩市上市的銀行。根據Resset金融數據庫的分類標準，本文數據選取來源于證監會行業分類標準2012版。為了增強結論的可信度，本文剔除了連續3年虧損的上市公司，暫停上市和退市的企業，最后獲得了25家銀行9年的數據，共225個樣本。

（二）變量設定

公司業績指標是一個綜合指標，本文用主成分分析將凈資產收益率、凈利潤、資產負債率比、總營收和每股收益標準化，得到一個綜合指標P，這樣一個綜合指標衡量公司業績提高了績效的準度;管理層持股比例用MSR表示;同時用國有股占比（GY）、股權集中度（H10）、可持續增長率（SGR）、總資產對數（SIZE）和總資產周轉率（STS）為控制變量。

（三）模型設定

根據前文假說，建立如下模型：

基于假設，即管理層持股與績效的內生性考慮，用OLS線性回歸就顯得不合適。因為OLS的假設前提是自變量對因變量沒有影響，在分析時能看出假設2是合理的，此時的績效P對持股比例具有反饋效應，這種反饋效應就是內生性的體現。因此，可以用聯立方程的方式來控制內生性，此時模型如下：

Pit=α+MSRitβ1+GYitβ2+SIZEitβ3+H10itβ4+TSTitβ5+SGRitβ6+ε

（a1）

Qit=α+MSRitβ1+GYitβ2+SIZEitβ3+H10itβ4+TSTitβ5+SGRitβ6+ε

（a2）

MSRit=α+Pitβ1+GYitβ2+SIZEitβ3+H10itβ4+TSTitβ5+SGRitβ6+ε

（a3）

MSRit=α+Qitβ1+GYitβ2+SIZEitβ3+H10itβ4+TSTitβ5+SGRitβ6+ε

（a4）

其中i代表界截面樣本數，t代表時間樣本數，ε代表隨機誤差項。

三、實證分析

（一）描述性分析

在表3-1中，P為7.06;Q為托賓q值，是原始數據;MSR代表管理層持股情況，從下表看到其最大值為7.19%，最小值約等于0，平均值1.68%，說明銀行業管理層的持股數仍然較小，股權激勵仍有很大的改善空間。

（二）回歸分析

上表3-2銀行業GMM對聯立方程的回歸結果能夠看出，管理層持股比例與公司績效P具有雙向互動關系。持股比例MSR對P有促進效應，MSR的回歸系數為2.1281，在1%的顯著性水平下為正。MSR^2的系數為負，即對績效P呈倒U型，但是不顯著，說明管理層持股比例與績效P呈線性正相關。

在聯立方程中，當以管理層持股比例MSR為因變量，P為自變量時，P在1%的顯著性水平下對MSR有反饋效應。在描述性統計中，銀行業MSR的均值為1.68%，最大值為7.19%，說明在0—7.19%下，銀行業管理層持股比例與績效P是線性相關關系，且作用是雙向的。

Q作為績效指標時時用來檢驗模型的準確性，這一模型下仍能得到管理層持股比例對績效指標有正向促進效應，且二者是良性互動的結論。

四、結論及建議

本文通過對A股25家銀行2008-2016年來管理層持股比例與公司績效的研究，發現二者存在互動效應，并通過實證研究得到以下結論：銀行業管理層持股比例與公司績效指標P具有雙向互動關系，管理層持股比例對績效具有正向促進作用。在銀行業管理層持股比例均值在1.68%的情況下，持股比例的增加仍能對績效有積極影響。但也必須看到，在實證模型中，持股比例系數為2.12，說明這種積極效應帶來的結果并不明顯。這很可能是由于銀行業股權激勵不顯著導致。

基于回歸結果得出的結論，本文提出以下3點建議：一是加大管理層長期股權激勵力度。上文研究看到，銀行業管理層持股與公司績效呈現雙向良性互動關系，在我國現階段銀行業管理層持股的現狀下，賦予管理層更多的股權，會帶來績效的增加。因此要想帶來績效的提高，適當給予管理者更高比例的股權是一種有效的方式。二是完善銀行業公司績效評價體系。本文實證研究部分能看到，選取不同的績效指標，管理層持股的激勵結果對績效影響不同，因此在衡量激勵效應時，不能用一個Q值或者其他單一指標來說明。在最終考察績效指標時，市場價值和后續發展潛力都會作為依據，這樣能對激勵效果帶來更全面的評價。三是優化資本市場布局，完善成熟的金融市場。我國銀行多為國有企業，而國有企業經營效率低下一直是為大眾所詬病。通過加強市場監督，減少各種市場行為，明確國有資本的權力與責任，增加金融行業風險吸收能力增加人才隊伍建設，加大力度培養管理人才，培養一批屬于我們自己的企業家，從而提高銀行業經營效率。

參考文獻：

[1]李春玲，任莉莉.我國上市公司股權激勵實施效果的影響因素研究—基于股權激勵方案設計的視角[J].企業經濟，2014（9）：63-67.

[2]Mehran H. Executive compensation structure，ownership，and firm performance[J]. Journal of Financial Economics，1995，38（2）：163-184.

[3]Cui H，Mak Y T. The relationship between managerial ownership and firm performance in high R&D firms[J]. Journal of Corporate Finance，2002，8（4）：313-336.

[4]吳淑琨.股權結構與公司績效的U型關系研究—1997～2000年上市公司的實證研究[J].中國工業經濟，2002（1）：80-87.

[5]白天.基于股權激勵機制的上市公司經營績效分析[J].價值工程，2016（1）：31-34.

[6]陳冬華，梁上坤，蔣德權.不同市場化進程下高管激勵契約的成本與選擇：貨幣薪酬與在職消費[J].會計研究，2010（11）：56-64.

[7]丁文文.上市公司管理層持股與公司績效關系的實證分析[J].中國市場，2016（37）：74-76.

[8]胡旭微，張琛，陳寧泊.中小板上市公司管理層持股與公司績效的關系[J].經營與管理，2013（7）：101-103.

[9]Harjoto MA ，Mullineaux D J. Ceo Compensation And The Transformation Of Banking[M]//Journal of Financial Research. 2003：341-354.

[10]韓麗平.上市公司管理層持股比例與公司業績關系實證研究[J].財會通訊，2014（9）：25-28.

[11]楊蓉，楊喚詞.金融行業上市公司高管薪酬問題：公平與效率[J].上海金融，2011（10）：102-106.