民企高管持股比例与公司业绩关系研究

第33卷 第3期长江大学学报(社会科学版)

Vo l 33No 32010年06月

Jo ur nal of Y ang tze U niversity(So cial Sciences)

Jun.2010

收稿日期:20100320

作者简介:梁菁(1989 )女,湖北荆州人,学生。

民企高管持股比例与公司业绩关系研究

梁 菁 王 林

(北京师范大学经济与工商管理学院,北京100875)

摘 要:采用多元回归与一元回归相结合的方法,选择239家在沪深两市上市的制造业民营公

司2008年数据,对企业绩效与高管持股比例之间的相关性进行分析,发现在多元回归模型下高管持股比例与会计绩效指标ROA 成线性相关,在一元回归模型下二者成倒U 型关系。

关键词:民营上市公司;高管持股;公司业绩;制造业

分类号:F830.9 文献标识码:A 文章编号:1673-1395(2010)03-0147-02

一、样本选取

研究对象为制造业民营上市公司定位于2008年12月31日之前在沪、深两市正式挂牌交易的制造业民营公司。据此选定符合要求的制造业民营上市公司共396家。剔除ST 、*

ST 、S *

ST 、高管层没有持股、数据不全的公司,最终得到有效数据239家。使用统计软件STA TA9.1、SPSS17.0与Ex cel 进行统计分析。根据委托代理理论、利益趋同效应与壕沟效应和已有研究成果,假设民营上市制造业高管持股比例与公司业绩之间的关系是呈倒U 型的,进行统计分析。

确定的候选业绩指标包括公司绩效指标及企业市场价值指标。对各待选会计指标的描述性统计,见表1。因ROA(总资产收益率)的变异系数最小,选择ROA 作为衡量公司业绩的指标。

表1 业绩指标的描述性统计

统计量

每股收益

净资产收益率总资产收益率基本每股收益变异系数 1.756052

2.380316

1.546858

1.796117

二、控制变量选择

(1)公司规模,可选指标Asset(资产)、lnA sset 。一方面,规模大的公司容易利用规模效应;另一方面,公司规模过大可能会加大管理负担,故公司规模

的作用有待考证。(2)负债比率(Debt )。负债越高,偿债风险越高。(3)风险(Beta)。它反映企业亏损的可能。(4)净营运资金水平,可选指标NWC (净营运资金)、CA (现金比率))。净营运资金能降低企业风险,但营利性较差。故净营运资金与资产回报率间的关系有待考证。(5)资金周转率(AT R)。是企业尤其是制造业企业资金运用效率衡量的重要指标。控制变量(1)、(4)的描述性统计,见表2。由表2可看出,lnAsset 、CA 的变异系数相对较小,故选择lnAsset 、CA 作为控制变量。

表2 控制变量指标的描述性统计

统计量资产资产对数值净营支资金现金比率变异系数

1.450943

0.042022 2.410379

1.271881

三、统计分析

直接以ROA 为因变量进行一元和多元回归分析,如表3。

第一,多元回归结果。从总体显著性水平上看,3个模型F 值均在1%的显著性水平上显著。RE SET 检验F 值分别为在10%的显著性水平下不能拒绝模型未误设的假设。V IF 检验结果model 1和m odel 2不存在多重共线性,model 3的共线性程度较高。model 1的所有自变量包括均通过t 检验,m odel 2的M RS 2没有通过t 检验。综合,以下选择m odel 1进行多元回归分析。回归结果表明,MRS

(高管持股占总股本比例)与ROA间相关系数为0 0004275,p值为0 028,在5%的水平上显著。因M RS的系数非常小,只有0.0004275,故MRS与ROA之间是微弱的正相关。

表3 以ROA为因变量的回归结果

独立变量model1model2mo del3mo del4model5model6 L nAsset0.02818860.02840610.0282159

(0.000***)(0.000***)(0.000***)

CA(%)-0.00081919-0.000774367-0.000759935

(0.009***)(0.013**)(0.015**)

Debt(%)-0.002716576-0.002685825-0.002657973

(0.000***)(0.000***)(0.000***)

A T R0.64451190.62113650.6193536

(0.000***)(0.000***)(0.000***)

Beta-0.0691844-0.0671143-0.0673335

(0.003***)(0.003***)(0.003***)

M R S(%)0.00042750.00126220.00270850.00022150.00164570.0035644

(0.028**)(0.028**)(0.049**)(0.303)(0.018**)(0.034**)

M R S2-0.0000142-0.0000755-0.000024-0.0001051

(0.123)(0.159)(0.031**)(0.110)

M R S3 5.96e-077.89e-07

(0.245)(0.210)

常量-0.4350474-0.443834-0.44265030.04455250.03922480.0366968

(0.000***)(0.000***)(0.000***)(0.000***)(0.000***)(0.000***)

样本个数239239239239239239

修正R20.34720.35110.35210.00030.01560.0180 F0.0000***0.0000***0.0000***0.30340.0578*0.0639* V IF 1.88 4.5674.79

R ESET(F)0.64900.59190.51640.08140.95420.3714

注:*表示在10%的水平上显著;**表示在5%的水平上显著;***表示在1%的水平上显著。

第二,一元回归结果。从总体显著性水平上看, model5与mo del6的F值在10%的显著性水平时通过F检验,m odel4未通过F检验。比较mo del5与model6的RESET检验结果,在10%的显著性水平下不能拒绝模型未误设的假设。mo del5的MRS与M RS2均通过了t检验,而m odel6的MRS2与M RS3未能通过t检验。综合,选择m odel 5进行一元回归分析。model5的回归结果表明, MRS与ROA间相关系数为0.0016457,在5%的水平上显著;MRS2与ROA之间相关系数为-0 000024,在5%的水平上显著。说明M RS与ROA呈倒U型关系。并且,0.0001%

四、分析结果讨论与建议

(一)分析结果

第一,高管持股现状。所有观察值的持股平均水平较小,为17.3783%。从高管持股的描述性统计可以看出,二分位点为3.448%;并且,样本中239家公司中有127家的高管持股比例均小于5%。很多公司的高管都没有持股,被筛选掉的数据有近100家公司是属于此情况。所以,高管持股水平偏低,零持股!和低持股!现象严重。随着高管持股比例上升,ROA先上升;当达到34.2854%时,ROA 达到最高值;当高于34.2854%再继续上升时,ROA 下降。

第二,现状成因分析。在一定的持股水平上,高管持股是一种将经理人与企业利益绑定在一起的有效激励方式。但是,当高管持股超过一定的比例,使得其对企业控制权过高,会削弱监督力度和绩效压力,容易造成经理人的短期行为,不利于公司绩效的提高。实证研究[1]结果表明:高管持股比例超过50%,与ROA的关系为负相关。民营企业在这一区间大多数是以业主个人产权为基础的家族式经营

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