【摘要】本文以国有企业中的央企为研究样本，对国务院国资委发布的《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》中提到的考核指标以及其他可以反映企业业绩的指标进行因子分析和主成分分析，得出一个综合的考核企业经营业绩的指标。然后，对这一综合指标和企业高管层持股比例的关系进行相关性分析，试图分析央企高管层股权激励与企业业绩之间的关系。

　　【关键词】高管层；中央企业；股权激励；企业业绩

　　一、本文相关概念界定

　　（一）中央企业的界定

　　中央企业简称“央企”，通常指由国务院国有资产监督管理委员会监督管理的企业，是由国家直接创办、领导的企业。广义的中央企业包括三类：一是由国务院国资委管理的企业；二是由银监会、保监会、证监会管理的企业，属于金融行业；三是由国务院其他部门或群众团体管理的企业。狭义上讲，中央企业是国资委监督管理的企业。本文所涉及的中央企业是狭义的中央企业，是国资委网站上公布名单的中央企业。

　　（二）高管层的界定

　　本文研究的高管层包括年报摘要中披露的董事、监事与其他高级经理人员，具体包括董事长、副董事长、董事、监事、总经理、副总经理、总裁、副总裁、总会计师、总经济师、总工程师、财务总监等。

　　（三）国企高管层的约束机制

　　国有企业作为一种生产经营组织形式，同时具有营利法人和公益法人的特点。本文使用《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》中规定的央企负责人经营业绩考核办法作为国企高管层经营业绩的约束机制。其中，考核公共绩效的核心指标用经济增加值，考核经营绩效的财务绩效指标是利润总额和净资产收益率。

　　（四）国企高管层激励机制

　　国有企业高管层激励机制的形式有很多种，包括：薪酬激励、股权激励、控制权激励、行政晋升、声誉激励等。本文主要采用股权激励机制进行实证分析。

　　二、样本选择、数据来源及统计方法的选择

　　（一）样本选择

　　在样本的收集过程中，没有发现被ST、PT的公司。因此，本文的样本为2006年实行股权激励的上市中央企业。

　　（二）数据来源

　　本文数据来自于巨灵数据库和国泰君安数据库。所选择的企业业绩评价指标部分来自于2006年国务院国有资产管理委员会发布的《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》。

　　（三）统计方法的选择

　　本文利用SPSS作为分析软件，首先对可以反映中央企业绩效的相关财务指标进行主成分分析及因子分析，得出一个可以反映中央企业绩效的综合指标。再将这一综合指标作为因变量，将高管层持股比例作为自变量，在控制某些可能影响公司绩效的变量的情况下对因变量和自变量的相关性进行偏相关分析。如果偏相关分析的结果证明了两者呈现显著的相关关系，便对因变量和自变量进行回归分析，得出两者的相关系数。

　　三、实证分析

　　（一）假设的提出

　　国内外许多学者研究过股权激励机制与公司业绩之间的关系，但对于两者之间关系的观点并不统一，仍然存在争议。一种观点认为，二者之间存在正相关关系；另一种观点认为，二者之间不存在正相关关系或正相关关系不显著。持第一种观点的代表人物有Hall、Jeffrey Liebman、Morck、Shleifer and Vishny、李增泉、周建波和孙菊生等；持第二种观点的代表人物有Demsetz、Lehn Palia（2001）、袁国良和魏刚等。在二者存在正相关关系的观点中，对二者的相关性又存在着两种观点：一种认为是线性相关；另一种则认为二者曲线相关。

　　在以上分析的基础上，本文提出以下3个假设：

　　H1：在研究样本中，高管层持股比例与企业业绩呈显著的线性正相关关系。

　　H2：随着高管层持股比例的增加，其与企业业绩的正相关性越显著。

　　H3：样本中高管层持股比例的平方与企业业绩之间

　　呈二次曲线正相关关系。

　　（二）模型的建立

　　本文建立了检验企业业绩综合指标的模型，分别给予《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》中规定的考核企业经营业绩的财务指标以及能够反映企业经营业绩的其他财务指标以不同权重，由此综合出考核中央企业经营业绩综合指标的模型，即中央企业综合业绩评价模型1，具体如下：

　　设主因子F（综合业绩）表示为变量fj（各相关财务指标）的线性组合：

　　F=β₁f₁+β₂f₂+Λ+β_jf_j（j=1,2,Λ,m）（1）

　　其中，F表示以因子分析法计算的公司业绩的综合评价指标值；βj表示第j个因子方差贡献率与累计方差贡献率的比率；fj表示第j个因子。

　　对于检验公司业绩与高管层持股比例之间的关系主要设计了以下回归模型：鉴于公司业绩不仅仅是取决于高管层持股比例，可能会受诸多复杂因素的影响，本文考虑了控制变量。模型2表示实施了股权激励后的公司业绩与高管层持股比例和相关控制变量之间的关系。本文的假设之一是两者之间呈二次曲线关系，因此本文加入了高管层持股比例的二次方作为自变量，建立模型3。

　　Fi=α_i+β₁×ROM_i+ContralVariable_i+ε_i

　　（i=1，2，3...）（2）

　　Fi=α_i+β₁×ROM_i+β₂ROM2_i+ContralVariable_i+ε_i

　　（i=1，2，3...）（3）

　　其中，下标i为样本公司，α_i为每个样本公司的固定效应，ROM_i为检验变量，代表中央企业高管层的持股比例，ContralVariable_i为控制变量，分别为公司规模（SIZE）、资产负债率（DEBT）和股东平均持股数（AS），ε_i为误差项。

　　（三）对中央企业业绩评价模型的因子分析和主成分分析

　　首先，对《中央企业负责人业绩考核暂行办法》中确定的5个考核指标以及反映企业业绩的其他7个指标进行KMO and Bartlett's Test，分析这些变量间的信息重叠程度即相关度，检验结果确定他们是否适合因子分析法。若可以使用因子分析法，再对这些指标进行因子分析，分析哪些指标对综合业绩的影响较大。其次，利用主成分分析法赋予这些与综合业绩关系密切的因子不同的权重。最后，根据因子分析得出的指标和主成分分析得出的各指标的权重，计算评价企业业绩的综合因子得分函数。KMO and Bartlett's Test的结果如表1所示。

　　表1 KMO检验和 Bartlett 检验结果说明，巴特利特球度检验统计量的观测值是513.392，相应的概率p接近0，显著性水平α为0.05，由于概率p小于显著性水平α，应拒绝零假设，认为系数矩阵与单位阵有显著差异。同时，KMO统计量的值为0.698，接近于0.7，这说明各变量间信息重叠的程度较好，根据Kaiser给出的KMO度量标准可知原有变量适合进行因子分析。对各因子进行主成分分析，提取出最能解释因变量的主因子。各因子解释原有变量总方差的情况如表2所示。

　　表2第一组数据项（第2至第4列）描述了初始因子解的情况。第一个因子的特征根值为6.222，解释原有12个变量总方差的51.848%，累积方差贡献率为51.848%；第二个因子的特征根为2.345，解释原有12个变量总方差的19.541%，累积方差贡献率为71.390%。依次类推，在初始解中由于提取了12个因子，因此原有变量的总方差均被解释。第二组数据项（第5至第7列）描述了因子解的情况。可以看出，由于提取的4个因子共解释了原有变量总方差的89.241%，接近于90%。总体上，原有变量的信息丢失较少，因子分析效果较为理想。

　　根据表3中所列的前4个主成分，再按照各因子对应的方差贡献率为权数计算综合因子得分函数如下：

　　F = 0.5809f1 + 0.2190f2 + 0.1125f3 + 0.0876f4

　　其中，f1代表利润总额P，f2代表净利润NP，f3代表国有资产保值增值率ROA，f4代表企业的EVA值。即F=

　　0.5809×P+0.2190×NP+0.1125×ROA+0.0876×EVA

　　（四）高管层持股比例与企业业绩的线性相关性分析

　　在控制了公司规模、资产负债率、股东户均持股数这3个指标的情况下，以高管层持股比例作为自变量，企业业绩作因变量进行偏相关分析，结果如表4所示。

　　在表4中，在资产负债率、公司规模、股东户均持股数作为控制变量的条件下，公司综合业绩和高管层持股比例间的偏相关系数为-0.0295，呈极弱的负相关关系。这说明高管层持股比例对公司综合业绩的线性影响非常弱，高管层持股比例与公司业绩呈极弱的负相关关系。由此可以得出假设1不成立。

　　（五）高管层持股比例分区间与企业业绩的相关性分析

　　通过以上的分析可知，在存在控制变量的情况下，高管层持股比例与公司业绩呈现极弱的负相关关系。考虑到高管层持股比例比较分散，所以在研究高管层持股比例与企业综合业绩的相关性时，本文把高管层持股比例分为4个区间，分别研究在这4个区间内的相关关系。这4个区间分别为：0 < X≤0.001%，0.001% < X≤0.003%，0.003% < X≤0.01%，0.01% < X。这4个区间内对高管层持股比例与企业业绩的相关性分析如表5—表8所示。

　　4个区间的偏相关系数分别是-0.1072、0.0758、0.1896、0.000，并不是依次递增的。系数的绝对值都小于0.3，这表明，在前3个区间内，高管层持股比例与公司综合业绩之间存在微弱的相关关系，在第4个区间内两者之间不存在相关关系或相关关系极小可以忽略不计。因此，可以得出假设2不成立。

　　（六）高管层持股比例的二次方与企业业绩的相关性分析

　　通过对公司规模、资产负债率、股东户均持股数进行控制，把高管层持股比例平方之后与企业业绩的相关性进行偏相关分析。分析结果如表9：

　　表9中，在资产负债率、公司规模、股东户均持股数作为控制变量的条件下，公司综合业绩和高管层持股比例间的偏相关系数为-0.0545，系数的绝对值接近于0，即两者之间存在微弱正相关关系。说明高管层持股比例的二次方对公司综合业绩没有显著影响。由此可知，假设3也不成立。

　　四、结论与政策性建议

　　根据上述分析，本文得出以下结论：

　　第一，中央企业中，高管层持股比例与企业业绩的相关性很微弱，没有呈现出高度的相关性。

　　第二，在按照高管层持股比例不同对其进行分区间讨论时，发现中央企业中，并不是高管层持股比例越多公司绩效就越好。

　　第三，对高管层持股比例的二次方与企业业绩的相关性进行分析的结果显示，高管层持股比例的二次方与企业业绩不存在显著相关关系，即高管层持股比例与公司综合业绩之间不存在二次的曲线正相关关系。

　　由于中央企业数量较少，其中实施股权激励的企业数量更少，导致样本量相对来说较少。在衡量企业经营业绩的指标选择时，对因子的选择上存在一定的主观性。另外，本文的数据选择是根据公司年报中披露的公司董事会成员和高管层的相关信息进行收集的，存在上市公司披露不足所导致的误差。因此，以上的结论尚存在一定的局限性。

　　就目前实际情况看，即使在已经试点了股权激励的中央企业中，高管层持股比例相对于整个市值而言也是微不足道的。因此，股权激励的全面应用还有很大空间。但要发挥股权激励机制的正效应，避免股权激励机制可能的消极影响，应该要注意把握以下几点：

　　第一，完善资本市场和经理人市场，提高资本市场的有效性。经营者长期激励制度特别是股权激励制度的实施效果，在很大程度上取决于市场环境的完善程度。必须完善资本市场，通过加强监管、强化信息披露，使股票价格尽可能准确地反映企业的盈利能力和经理的经营管理水平，提高证券市场的有效性。

　　第二，规范企业治理结构。对中央企业来说，最核心的问题就是建立规范的董事会，完善公司法人治理结构，这是股权激励有效实施的前提。目前，大部分中央企业法人治理结构还需进一步完善。在这种情况下，股权激励必须与公司治理结构的完善进程相适应。

　　第三，激励和约束应该配套。股权激励是公司治理结构完善的重要方面，但不能片面强调激励作用，在推出股权激励的同时，也要有相应的惩治措施。

　　第四，从中央企业股权激励试点中反映出的问题可以看出，目前尚存在股权激励实施条件过宽、业绩考核不严、预期收益失控等问题。因此，就我国当前的经济环境及中央企业性质的特殊性而言，股权激励机制在我国企业特别是中央企业中的应用需要慎重。特别是在当前金融危机冲击的情况下，中央企业更应该慎重使用股权激励机制。

　　【主要参考文献】

　　［1］ 潘亚岚，丁淑洪.国内外高管层股权激励的绩效研究综述［J］.财会月刊 ，2008，（02）.

　　［2］ 李增泉.激励机制与企业绩效［J］.会计研究，2000，（01）.

　　［3］ 潘亚岚，丁淑洪.国内外高管层股权激励的绩效研究综述［J］.财会月刊，2008，（02）.

　　［4］ 童晶骏.关于我国上市公司股权激励效应的实证分析［J］.理论探讨，2003，（9）.

　　［5］ 国务院国有资产监督管理委员会业绩考核局.企业价值创造之

　　路——经济增加值业绩考核操作实务［M］.经济科学出版社，2005.