股權激勵效果分析精選(九篇)
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第1篇：股權激勵效果分析范文
關鍵詞：投資基金；績效評估；利率
引言
中國自1998年發行證券投資基金以來，基金業取得了良好的發展。2004年中國證券投資基金以前所未有的增長速度擴張，截止到2006年中國基金總值占整個市場流通股本的30%左右，基金市值達到了8500億元，基金公司的表現越來越受到投資者的關注。從我國基金業的發展來看，目前整個基金業的發展是以證券投資基金的發展為主體的，由于作為一種金融創新的基金被賦予了強大的生命力與制度優勢，從而得到了迅速的發展，同時基金市場對于金融市場以及全球的經濟有著重要的影響。而在基金規模迅速擴張的同時，基金市場的投資風險也在不斷加大，基金的業績表現也時起時落。由流動性過剩所導致的投機行為對投資者帶來了較大的風險，因此央行在07年通過一系列的貨幣政策(如加息和提高存款準備金利率)來調整市場流動性風險。利率調整無疑會對基金公司產生一定的影響，因為基金公司必須相應的提高自己的業績才能獲得投資者的喜愛，而基金公司在加息的背景下為了保持或者提高自己的業績會對原有的投資組合和投資策略進行一定的調整。利率調整對基金公司績效的影響問題已成為目前實務界(基金公司)和理論界倍受關注的問題。
很多學者對基金的績效評價問題作了研究，如文獻[4]、[5]、[6]、[7]，傳統的基金績效評估的指標上有三種：夏普指數、詹森指數、特雷納指數。
上述三個傳統的評價指標都是經風險調整的收益指標，其中夏普指數和特雷納指數能在整體上評估基金業績，但不能分析基金業績優劣的原因。而詹森指數雖涉及到基金的選股能力，但對于基金的擇時能力卻未能加以分析。基金的風險調整收益反映了基金的整體績效表現，而基金的綜合績效表現是由基金的擇股能力和擇時能力的高低決定的。詹森指數對這兩種能力的貢獻無法區分，而且基金經理的擇時活動將會導致詹森指數失效。本文選擇可以評價基金的擇股能力和擇時能力的T-M模型和H-M模型作為評價指標，以深市和滬市最早發行的六支封閉式基金和最早發行的六支開放式基金作為樣本，通過實證分析得出：在利率變動前后，基金的擇股和擇時能力有明顯的變化，并且大部分基金表現出的擇股和擇時能力在5%的置信水平下是不顯著的，說明基金經理對市場的把握還有欠缺。
一、模型選擇
本文選用T-M模型和H-M模型，因為這兩種模型可以評價基金的擇股能力和擇時能力，可以更好的評價基金的綜合業績表現，模型如下：
二、研究樣本與數據的確定
1.研究對象和數據來源
本文分別對深市和滬市最早發行的六支封閉式基金和最早發行的六支開放式基金進行研究分析。這十二支基金分別為封閉式基金：基金開元，基金普惠，基金同益，基金金泰，基金安信，基金裕陽和開放式基金：華安創新，南方穩健成長基金，華夏成長基金，國泰金鷹增長基金，鵬華行業成長基金，易方達平穩增長基金。評價期為2006年1月1日至2007年6月30日，研究分析以樣本數據的每日為頻率，共358個交易日，由于在此期間，央行四次加息，且后兩次加息時間差較小，為了能更好的進行分析，本文將研究區間分成2006年1月日至2006年8月19日，和2006年8月20日至2007年6月30。所有數據都來源于萬德資訊。
2.市場基準組合
在進行績效評估的過程中需要選取一個市場基準組合作為評價標準。一般可以用市場指數來代表這個基準組合。但是由于我國滬，深兩市的指數分開計算，而投資基金的投資組合中包含了滬深兩市上市的股票和債券。同時，根據《證券投資管理暫行辦法》所有相關規定，證券投資基金必須以不少于20%的比例投資于國債。因此，本文綜合滬深兩市的指數以及國債建立市場基準組合：40%隨滬市大盤指數變動，40%隨深市大盤指數變動，20%投資于06年第一期憑證式3年期國債，其收益率為3.14%，則基準組合收益率可表示為：
三、實證分析的結論與建議
綜上通過兩種模型的比較分析，從總體上看，利率變動前后封閉式基金受利率變動對擇股能力影響較大，部分基金擇時能力影響較大，這種變化可能與封閉式基金的特性和投資策略有關。而開放式基金中部分基金受利率變動對擇股和擇時能力影響較大，可能與開放式基金的投資策略以及基金的申購，贖回機制有關。利率作為一種影響基金業績評價的外部因素，它的變動會使得基金公司為了繼續吸引投資者而調整投資策略和投資組合，但是不論利率如何變動，從封閉式基金和開放式基金所表現出的擇股和擇時能力中我們可以看出，沒有一支基金可以完全通過顯著性檢驗，說明基金公司的經理對未來市場的整體走向把握還有欠缺。
(二)建議
本文的研究方法只是基金績效評估的方法之一，研究的結論只能給基金參與者提供一些參考意見。由于我國的證券市場并不是有效市場，證券市場的系統性風險較大，信息披露制度還很不完善，市場本身還有較大的缺陷。因此應當通過加強立法和監管，完善信息披露制度，切實提高證券市場的效率。同時加快建立科學完善的基金業績評價體系，并以其為標準定期公布基金的業績，是市場監管者當前的重要任務之一。中國證券市場要發展機構投資者，要使得基金業有更好的發展，證券市場自身的完善是當務之急。作為銀行以外的主要融資渠道，證券市場的發展和成熟關系到中國整個資本市場的成長，因而加快對股指期貨，股票期權，利率期權，等金融衍生工具的研制和開發是當務之急。在我國目前金融產品有限，缺乏避險工具以及非賣空機制下，基金面臨著較大的風險，難以發揮：“專家理財，分散投資”的優勢。因此，只有基金具備了有效的風險規避工具和機制，才能穩步向前發展。
參考文獻：
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第2篇：股權激勵效果分析范文
關鍵詞：股權激勵 福利效應 個人所得稅 費用觀
一、股權激勵的產生
在現代公司制企業中，企業所有者個人的管理才能已經很難滿足現代企業的高速發展，企業的管理層級和管理跨度進一步加大，也進一步促進了經理人市場的發展，同時人力資本在企業中的作用也日益突顯出來。
并且公司所有權和經營權分離，導致了信息的不對稱，公司的所有者不能獲得經營者那樣同等的關于企業的信息，就很有可能會出現道德風險，即經營者的利益與企業股東的利益不一致，經營者為了自身利益的最大化，往往會做出不利于企業股東的相關決策，產生委托問題，增加企業的委托成本。股權激勵是一種以公司股票為標的，對公司的董事、高管、核心員工及其他人員進行長期激勵的方式。股權激勵旨在達到經營者和企業股東的利益一致，緩解公司所有者和管理者之間的委托問題。目前， 股權激勵主要有三種形式：股票期權、股票增值權、限制性股票。目前，股票期權是最主要的一種股權激勵的方式。從上世紀八十年代起，股權激勵在西方國家的上市公司中開始盛行。
二、股權激勵在我國的實施現狀及面臨的問題
2006年，我國頒布了《上市公司股權激勵管理辦法》和《國有控股上市公司（境內）實施股權激勵試行辦法》，這兩個辦法的頒布，標志著我國上市公司股權激勵的正式開始，至今還只有6年多的時間，相比于西方國家，實施股權激勵的時間還很短，也很不成熟。因此，在很大程度上是借鑒了西方國家的相關規定。
盡管股權激勵的初衷是為了減少成本，激勵員工追求企業價值最大化。但在具體的實施過程中卻出現了不少問題，使得這種激勵效果大打折扣。
首先，我國上市公司的股權結構不同于英美等西方國家，英美等國家的股權結構相對分散，委托問題比較突出，分散的股權難以制衡管理層的權力。而我們國家股權結構比較集中，可能會出現“一股獨大”，這樣似乎有利于減少矛盾，加強監督和制衡。但是，我國是一個以公有制經濟為主體，多種所有制經濟相結合的經濟體制性質，國有控股帶來的突出問題是所有者的缺位，使得公司的控制權轉移到了管理層手中，容易形成內部人控制，內部人利用其對公司的控制可以制定出對自己非常有利的股權激勵制度。根據以往的研究我們發現，管理層的權力越大，公司推出的股權激勵計劃所設定的行權價格越低。并且在實施股權激勵的公司中有相當一部分激勵對象行權的門檻偏低，并且激勵有效期的時間小于5年，這就使得原本的激勵作用變成了為管理層謀取福利的工具。
第二，所得稅的相關規定影響了股權激勵的效果，所得稅法規定激勵對象在期權行權日就要繳稅，但是在行權日持有期權的激勵對象又很難做到馬上減持，激勵收益和稅基沒有匹配。因此，所謂的收益都是“鏡中花，水中月”，沒有真正實現，對激勵對象來說還是一筆很大的負擔，無奈之下，借錢行權已經成為了一種比較普遍的現象。這樣就會削弱高管及其他激勵對象的積極性，迫使他們立即拋售股票來繳稅，還可能會造成高管的機會主義行為，嚴重影響到股權激勵的效果。
第三， 針對股權激勵的會計處理有費用觀和利潤觀兩種，目前國際上對股權激勵的會計處理以費用觀為基礎， 包括國際會計準則委員會的《國際財務報告準則第2號――以股份為基礎的支付》和美國財務會計準則委員會的《財務會計準則公告第123號―― 以股份為基礎的支付（修訂） 》。費用觀認為應將股票期權確認為費用。而利潤觀認為，股權激勵是指接受激勵的對象對企業剩余價值的分享，應該確認為企業的利潤分配。按照國際上的做法，我國的股權激勵的會計處理采用的是費用觀，即在我國的股權激勵中，將股票期權確認為費用。這就使得行權當年企業的會計利潤受到影響，管理層的業績也受到影響，股權激勵的效果隨之降低。
此外，受金融危機和國際經濟環境的影響，我國股市以滬市為例，從07年滬指突破6000點到跌到現在2300多點，而我國上市公司也正是從06年正式開始實行股權激勵，因此股價的這種大幅下跌，使得激勵對象的行權動機也大大減少了，進一步影響了股權激勵的效果。
三、相關建議
為了確保上市公司的股權激勵能真正起到作用，發揮激勵效果，調動核心員工的積極性，而不是為內部控制人謀取福利。作為實施股權激勵的公司應該要改善激勵條件和激勵有效期。并且公司在設置股權激勵計劃時，應綜合考慮授予價格、激勵條件、激勵有效期、授予數量、授予人數等變量。當然，要達到滿意的股權激勵效果，還需要國家相關政策的支持，在實現社會公平前提下， 所得稅制度可以適當引入一些減免的優惠政策， 以使股權激勵制度得到更大范圍的推廣， 也有利于利用此項制度使高管的視野更有長期性，有利于實現股權激勵制度的長期激勵效果。
參考文獻：
[1]呂長江，鞏娜.2009.股權激勵會計處理及其經濟后果分析――以伊利股份為例.會計研究
[2]肖淑芳，張晨宇，張超軒然.2009.股權激勵計劃公告前的盈余管理――來自中國上市公司的經驗證據.南開管理評論
[3]呂長江，鄭慧蓮，嚴明珠，許靜靜.2009.上市公司股權激勵制度設計：是激勵還是福利？管理世界
第3篇：股權激勵效果分析范文
關鍵詞:經營者;股權激勵;公司價值
Abstract:Establishing and perfecting the enterprise operator option motivation mechanism is one of the important ways that deepen the reform of state-owned enterprise and enhance the vitality of enterprise. The state-owned shareholder (holding state-owned capital injection) and the circulation stock shareholder (medium and small shareholder-owned stock) have different effects of stock option motivation in the operator-owned stock. And， the operator-owned stock has the strongest motivated function， and is advantageous to improve the enterprise achievements and promote the enterprise value; state-owned capital under the principal-agent relationship is easy to present the question which investors lack the protection mechanism， expanding the distance of principal-agent relationship and the degree of information asymmetrical， and causing the low enterprise efficiency; under the environment of circulation stock shareholder motivation， the split of stock option fluidity has fundamentally harmed the uniform benefit among shareholders of listed companies， possibly weakening the motivation of the operator-owned stock and state-owned stock. On the basis of previous research， this paper sums up the results， chooses the machinery， equipment and measuring appliance of manufacturing industry of listed companies as the research samples， explores the above issues from the empirical point of view， and draws the conclusion.
Key words:operator;stock option motivation;enterprise value
現代產權制度下所有權與經營權相分離成為企業的最基本特征，從某種意義上講股東的所有權一般表現為剩余索取權，而經營者則憑借所擁有的專門知識和經營信息，掌握著企業的控制權。在歐美等成熟的資本市場中，將股權激勵和企業價值相聯系是企業管理體現激勵機制和解決兩權分離問題的一種重要途徑。股權激勵可以促進企業經營者與股東形成共同一致的利益，被譽為企業激勵的“金手銬”。
隨著我國股權分置改革的成功推進，資本市場在制度層面上發生了深刻的變化，但仍處于逐步完善的過程中，各上市公司也積極探索用股權激勵方式來激發高層管理人員的工作積極性和創造性。證監會《上市公司股權激勵規范意見》的公布，也反映了政府部門對股權激勵計劃的支持，更引起了投資者對股權激勵計劃的關注。股權分置改革后，激勵機制發生了從靜態目標到動態目標的變化，非流通股股東的股票可以上市進行流通轉讓，可以實現其溢價收益，國有股股東的利益也將受到股價波動的影響，并與流通股股東利益趨向一致。因此，公司價值逐漸實現市場化，大股東和小股東的利益逐漸重疊，這樣就會改善公司治理結構，對提升上市公司價值起到非常重要的作用。
大股東在利益的驅使下會有更好的監督與激勵動機，并得到充分有效的發揮。此時，上市公司對管理層的激勵不再是形式上的安排;小股東也開始有了一定的權力，可以參與公司的治理。通過股權激勵將投資者和管理層的利益聯系起來，使管理層也擁有公司的所有權，從而極大地調動管理層的積極性和創造性，實現自己和股東財富的保值和增值，促使我國資本市場上微觀主體內部激勵機制的強化，內部運行狀況的改善以及 “內部人控制”現象的消除，使公司成為真正意義的市場主體，并通過市場化的競爭和發展，一步步走向成熟。實施股權激勵不僅與公司的產權有關，還與其他的法律、監管等方面有關系，同時還需要有一個完善的市場機制。在國內尚不成熟的外部市場環境下，經營者股權激勵能否顯著有效，與公司價值到底表現為何種關系?這一系列問題都有待于檢驗。本文在總結前人研究成果的基礎上，選擇制造業機械、設備、儀表次類上市公司為研究樣本，從實證的角度對上述問題進行探索，得出結論。
一、文獻回顧
(一)國外文獻回顧
從實證研究的角度看，國外學者對管理層股權的激勵效果有著不同的看法，代表性的觀點有以下四類:
1.顯著的激勵效果。Jensen和Meckling(1976)在其關于成本的奠基性論文《企業理論:經理行為、成本和所有權結構》中，從外生性角度研究經營者股權與企業價值關系，認為經營者持股能有效降低成本，經營者股權與企業價值正相關。Hall和Liebman(1998)認為經營者報酬和企業業績強相關，原因是股票期權具有強激勵作用，經營者報酬結構中增大股票期權的比重，經營者報酬和企業業績的相關性顯著增加。
2.不顯著的激勵效果。Jensen和Murphy(1990)用回歸方式估計了現金報酬、購股權、內部持股方案和解雇威脅所產生的激勵作用，得出的結論是:大型公眾持股企業的業績和經理報酬有微弱的相關性。Rosen(1992)關于經理報酬實證分析的結論是，經理報酬對股票收益的彈性在0.10-0.20之間，也就是說，股票收益率從10%漲到20%，該企業的經理報酬將增加1%。此外，Holderness和Sheehan(1988)及Loderer和Martin(1997)的研究顯示企業價值與經營者股權結構無相關關系。上述研究結果表明，經營者報酬對企業業績表現出不顯著的激勵效果。
3.區間性的激勵效果。第三種代表性觀點認為，隨著高管人員持股比例的提高，對企業業績會產生兩種完全相反的效應:利益趨同效應和利益侵占效應。利益趨同效應指的是持股會使高管人員的利益與股東的利益趨于一致，在一定的持股比例范圍內與企業價值存在著一種持續的正相關關系;利益侵占效應指的是如果此比例超出一定的范圍，則資本市場的監督與激勵效果變弱，業績與持股比例之間就會呈負相關。
Morck(1988)用Tobin’s Q值、董事會成員持股比例分別作為企業績效、經理人員持股的衡量指標進行實證研究，結果表明，持股比例在0-5%的范圍內，Tobin’s Q值與董事持股比例正相關;在5%-25%的范圍內，Tobin’s Q值與董事持股比例負相關;超過25%二者又正相關。進一步表明，當持股比例在0-5%之間及大于25%時，利益趨同效應大于利益侵占效應，而在5%-25%之間時，后者大于前者。McConnel和Servaes對Tobin’s Q與經理持股比例、經理持股比例平方的關系進行了線性回歸分析，發現Tobin’s Q值與經理持股比例在0-50%范圍內顯著正相關，而與經理持股比例平方顯著負相關。Stulz(1988)則用模型證明，企業績效最初隨經營者持股比例的增加而增加，而后開始下降。其原因是經營者股權的增加有利于增強股東監控動力，同時也可能阻礙企業控制市場機制的有效發揮，從而降低企業績效。
4.其他。還有一些研究文獻表明，股權激勵只是為了解決監督困難的問題，與企業價值并不存在任何關系。
(二)國內文獻回顧
由于我國的證券市場還處在逐步完善的過程中，國內學者對上市公司經營者股權激勵的實證研究也處在激勵機制計量研究的初級階段，但歸納起來主要有三類:
1.顯著的激勵效果。周兆生(2003)以上市公司的經濟增加值以及凈資產收益率作為企業績效指標，分別檢驗了上市公司總經理年薪報酬、股權凈收益以及職務任免形成的三種激勵效應。檢驗的結果表明年薪報酬、股權凈收益及職務變動都與企業績效呈正相關性，且激勵效果明顯。
2.不顯著的激勵效果。魏剛(2000)、楊瑞龍和劉江(2002)等利用我國上市公司的年報數據，研究了上市公司高級管理層的激勵狀況、高級管理層激勵與企業業績之間的敏感性、高級管理層報酬與企業規模、國有股股權比例之間的相關關系。結果顯示，近年來我國上市公司高級管理層激勵效果不顯著，經理報酬和企業業績不存在顯著的正相關關系，與高級管理人員持股比例不存在顯著的負相關關系，與企業規模存在顯著的正相關關系，國有股比例對高管報酬存在一定的負面影響，原因是我國上市公司管理者的持股量過低，因而激勵效果差。
3.區間性的激勵效果。黃之駿(2006)從內生性視角研究中國上市公司經營者股權激勵的影響因素及其與企業價值的相關性問題。遵循內生性的研究思路，選取高科技上市公司為研究對象，以2001-2004年的原始數據為基礎構建均衡的平行數據，并以此為研究樣本，采用廣義最小二乘法、固定效應模型、廣義的兩階段最小二乘法、HAUSMAN檢驗以及聯立方程來控制和檢驗企業的外生因素和內生因素(董事會組成)對經營者股權激勵和企業價值所造成的內生性影響，得到了眾多與前期研究差異較大的結論:(1)當考慮到企業可觀測和不可觀測的外生因素對經營者股權激勵水平的影響時，企業負債水平對股權激勵有正向影響，但不顯著。當以Tobin’s Q值表示企業價值時，在外生因素的影響下，經營者股權激勵與企業價值之間仍然存在強烈的區間效應，即經營者股權激勵水平與企業價值之間存在倒U型關系，隨著經營者股權水平的上升，企業價值出現先升后降的趨勢。當經營者股權比例為12.89%時，企業價值達到最大值。(2)在考慮到經營者股權激勵的內生性影響下，經營者股權激勵和企業價值之間依然存在顯著的區間效應。該結果表明經營者股權激勵和企業價值之間存在穩定的關系。
二、研究設計
(一)樣本選擇與數據處理
本文選取2006-2008年滬、深兩市262家制造業機械、設備、儀表次類上市公司為研究樣本，所采集的上市公司價值和股權激勵相關指標的數據資料來源于中國證券監督管理委員會網站、巨潮資訊網站、上海證券交易所網站以及深圳證券交易所網站。在數據整理過程中，首先剔除數據不全的企業，其次剔除首次發行新股的上市公司，截至2008年首次發行新股不滿3年的上市公司，因其數據不完整，不能滿足本研究的要求，故全部剔除。最后，在無綱量化過程中，剔除出現極端值的企業，得到最終的有效樣本197家。
(二)變量選取
1.解釋變量——股權激勵。根據本文研究需要，更好地解釋股權激勵對公司價值的影響，采用經營者(包括董事、監事、董事會秘書和經理)持股比例(EOWN)作為股權激勵的變量指標，計算公式為:EOWN=經營者持股數之和/公司總股本。
2.被解釋變量——公司價值。公司價值以Tobin’s Q值表示，考慮到中國上市公司存在非流通股的實際情況，采取郎咸平(2002)的計算方法。計算公式如下:
Tobin’s Q=企業總資本的市場價值/企業總資本的重置成本= (年末流通市值+非流通股凈資產金額+長期負債合計+短期負債合計)/年末總資產=(企業年末股價×流通股數量+每股凈資產×非流通股數量+企業負債合計)/年末總資產
3.控制變量。考慮到國有股、流通股也具有不同的股權激勵效果，引入國有股比例、流通股比例加以反映。此外，還考慮債務融資、企業規模、企業成長性、企業資產結構、企業風險對公司價值的影響，分別引入資產負債率、年末總資產自然對數、總資產增長率、無形資產比例、BETA系數值相應指標加以反映。
(三)模型建立
本文采用多元回歸分析對上市公司經營者股權激勵與公司價值的關系進行實證研究。根據上文的分析，建立以下多元回歸模型:
Tobin’s Q=β0+β1EOWN+β2STATE+β3LTG+β4DEBT+β5SIZE+β6GROWTHA +β7IAA+β8RISK+ε
三、實證結果分析
(一)描述性統計分析
根據表1、表2可知， 2006-2008這3年中，公司Tobin’s Q的均值為2.1748，且逐年下降，最大值為5.7621，最小值為0.8916，標準差為0.3755，中位數也逐年變小。經營者持股比例的均值為0.4845%，亦逐年下降，最大值為2.1609%，最小值為0，標準差為0.1043;從年度變化看，中位數有轉折。究其原因，可能是與2006-2008年的“牛市”向“熊市”的轉變有關。同時，我們還發現，各上市公司國有股比例的均值為35.8208%，其中最大值為70.6201%，最小值為0，標準差為0.1926，持股水平差距較大;資產負債率均值為0.4366，其中最大值為0.8727，最小值為0.0617，標準差為0.1891，債務融資水平差距較大;總資產增長率也是相差很大，均值為0.1614，最大值為2.5581，最小值為-0.4298，標準差為0.2408;無形資產比例則更低，均值僅為0.0472;BETA系數均值為0.9154。
(二)線性回歸分析
通過表3的回歸結果分析表可以看出，經營者持股比例的回歸系數為0.8639，在5%的顯著性水平上通過檢驗，并且符號為正，說明經營者持股有利于提升公司價值，經營者持股比例與公司價值存在顯著的正相關關系;國有股比例的回歸系數為-0.0043，但沒有通過顯著性檢驗。流通股比例的回歸系數為0.0024，在10%的顯著性水平上通過檢驗，符號亦為正，說明流通股比例對公司價值有影響，并與公司價值呈顯著的正相關關系。
就債務融資水平來說，資產負債率對公司價值產生顯著的負相關作用;而總資產增長率則對經營者股權激勵產生顯著的正相關關系，在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明公司傾向于實施股權激勵，以留住經營管理人才;總資產自然對數的回歸系數為0.7602，在5%的顯著性水平上通過檢驗，說明與公司價值呈正相關關系。此外，無形資產比例和BETA系數均對公司價值有負向作用;無形資產比例的回歸系數為-0.0516，但沒有通過顯著性檢驗。
四、結論及對策建議
根據實證結果的理論分析，經營者決策是影響公司價值的決定性因素之一，股權激勵對經營者行為產生重要影響，從而對公司價值產生顯著的激勵效應。為了進一步建立健全經營者股權激勵機制，改善公司治理的市場機制，給出以下建議:
(一)宏觀層面的建議
實證研究表明，經營者股權激勵對公司價值的影響較為顯著和穩定，我們更應該關注經營者股權激勵。公司要想讓經營者股權激勵發揮出應有的作用和效果，就必須加速推進市場化改革，為推行經營者股權激勵營造一個公平、透明的外部環境。主要包括:
1.發展和規范資本市場。現代資本結構理論認為，資本結構會影響經營者的工作努力程度和行為選擇方式，從而影響公司市場價值。在債權融資和股權融資中，債權融資具有更強的激勵作用，但我國上市公司承擔著較多的政策目標和社會負擔，它和國有銀行不存在根本利益上的制約關系，所以這種關系顯得有些“虛擬化”。另外，我國資本市場不夠完備，而上市公司的公司治理結構又極具特殊性，使得股東對公司的監控能力很弱，經營者便從自身利益出發，利用股權融資，以實現自身效用最大化。因此，必須改善我國的資本市場，以資本市場替代國家融資，使其向規范化、理性化方向發展。
2.建立較為完善的經理人市場。現代企業理論認為，經營者的勞動分為才能和努力程度兩個方面，前者只能通過選拔機制來實現，后者可以通過有效的激勵方式。一般來說，經營者的能力決定了激勵的效果，要使激勵機制真正對經營者發揮激勵作用，經營者必須有足夠的才能，因此經營者選擇的公開化和市場化是必須的。此外，經營者才能的識別成本很高，因此需要通過使經營者職業化，以及系統的培訓來提高其素質，降低其識別成本來提高選拔的效率，完善經理人市場。
(二)微觀層面的建議
本文選擇制造業機械、設備、儀表次類上市公司為研究樣本，對經營者持股影響公司價值進行實證分析，但實際上，不同公司和行業具有不同的文化特征，這也是制定經營者股權激勵計劃時要考慮到的因素之一。各公司只有塑造具有自身特色的文化，同時樹立新的人才資本運營觀，才能使公司內部文化和經營者的價值觀真正融合到一起，才能最大限度地發揮他們的知識技能和創新潛力，把公司的目標當成自己的奮斗目標而努力工作，實現經營者股權激勵的最優水平。所以在制定經營者股權激勵計劃時應考慮公司自身特征，采取以點帶面、逐步推廣的做法。
參考文獻
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第4篇：股權激勵效果分析范文
【關鍵詞】 高新技術上市公司； 股權激勵； 公司業績； 自主創新
隨著股權激勵相關規定的出臺，股權激勵在國內越來越受到重視。特別是高新技術企業，都把股權激勵視為調動企業技術和管理人員的積極性和創造性、推動企業自主創新能力建設、促進企業做大做強的重要杠桿。但是縱觀目前國內的文獻，雖然關于股權激勵和公司業績的研究文獻很多，但是涉及到高新技術企業的研究文獻少之又少。而且隨著我國對自主創新的越來越重視，高新技術企業的地位也越來越重要。那么，這些高新技術上市公司中，股權激勵實施的情況如何？實施股權激勵是否有助于提升公司業績？實施股權激勵的持股比例對公司業績又有什么樣的影響？基于以上問題，本文以高新技術上市公司2009年度報告為依據，通過考查其已的股權激勵計劃，對高新技術上市股權激勵與公司業績之間的關系進行實證研究。
一、文獻回顧
國內外關于股權激勵和公司業績的研究文獻都比較多，主要有兩種觀點。一種是認為股權激勵與公司業績呈正相關關系。如Jenson&Meckling（1976）根據利益一致假說，認為市場價值隨著管理人員持股而增加。Mork（1988）通過對董事會持股與Tobin’s Q關系的研究發現，當持股比例在0%~5%之間時，持股比例與Q值正相關；持股比例在5%~25%之間時，持股比例與Q值負相關；當持股比例超過25%時，持股比例與Q值又正相關。我國一些學者的研究也得到類似的結論。如葛文雷和荊虹瑋（2008）、潘穎（2009）等的研究表明公司業績與股權激勵比率明顯正相關。但也有一些學者的研究支持另一種觀點，即股權激勵與公司業績不相關。如魏剛（2000）、李增泉（2000）、顧斌和周立燁（2007）等的研究發現股權激勵對公司業績的激勵作用不明顯。
縱觀這些文獻可以發現，一是有些文獻混淆了管理層持股與股權激勵，將管理層持股等于股權激勵，但事實上，管理層持股不一定是因為實施了股權激勵計劃，而有可能是通過管理層收購、管理層購買等方式實現的。二是研究多采用2005年以前的數據為依據，而真正意義上的股權激勵是于我國上市公司2005年進行股權分置改革后實施的，關于股權激勵的相關法規也是于2006年后才相繼出臺。三是文獻基本上都是考查持股比例對公司業績的影響，研究持股比例與公司業績是否具有正相關關系，但筆者認為這并不全面。四是關于股權激勵與公司業績的研究，沒有針對高新技術企業的數據。基于以上原因，筆者以已經被認定為“高新技術企業”的上市公司為研究對象，結合自2005年1月1日至2009年12月31日已經披露的股權激勵計劃，既考查實施股權激勵與否對公司業績是否有影響，也考查實施股權激勵的比例對公司業績是否有影響。
二、理論分析與研究假設
根據委托理論，由于所有權與控制權的分離，人會存在道德風險及偷懶行為和機會主義以及逆向選擇問題，從而導致委托人（股東）與人之間存在利益不一致。而通過對人即管理人員進行股權激勵，讓管理人員分享公司的剩余索取權，使其預期收益與公司業績緊密相連，從而有效地解決委托問題。因此提出假設1：公司業績與是否實施股權激勵正相關。
當管理人員持股比例越大時，擁有的剩余索取權份額就越大，根據利益一致假說，管理人員的利益與公司的利益就越趨于一致。從而管理人員更傾向于采取有利于公司業績的決策，從而達到個人財富的最大化。因此提出假設2：公司業績與管理人員持股比例正相關。
三、研究設計
（一）樣本選擇和數據來源
自《高新技術企業認定管理辦法》于2008年頒布后，2008年1月1日至2009年12月31日共427家上市公司獲得認定（僅考慮上市公司自身受到認定不考慮其下屬公司受到認定的情況）。通過考查這427家高新技術上市公司實施股權計劃的情況，其中有15家提出過股權激勵計劃但之后又停止實施，為了不影響數據的準確性也予以刪除，共得到412家上市公司的樣本。其中，提出了股權激勵計劃的共計43家，其中已實施的和股東大會通過的共27家（包括已實施的26家和股東大會通過的1家，后續為了簡便都稱為已實施的），董事會通過的16家。高新上市公司所有數據都來源于銳思數據庫（resset），股權激勵數據來源于wind數據庫。所有數據采用EXCEL和SPSS16.0進行處理而得。
（二）模型設計
建立如下回歸模型進行分析：
模型1：
模型1主要檢驗假設1；模型2通過考查已實施的股權計劃中持股比例對公司業績的影響，主要檢驗假設2。
（三）研究變量及其說明
研究變量及其說明如表1。其中，被解釋變量選用廣泛采用的平均凈資產收益率（ROE）作為公司業績的衡量標準。被解釋變量SI01表示是否實施股權激勵；被解釋變量MSR表示股權激勵的持股比例。需要說明的是，股權激勵計劃處于董事會表決通過狀態的，因其由董事會表決通過后很大程度上會實施，但在后續的股東大會和主管部門審核中可能會對其計劃如持股比例等進行修訂，因此在是否實施股權激勵變量的設置中將董事會通過狀態的設為1，但在考查持股比例對公司業績的影響時將其排除。
此外，模型中同時考慮將股權集中度（SH）、資產負債率（D/A）、資產規模（SIZE）和行業（INDUi）設置為控制變量。其中行業控制變量INDUi的設置中，由于涉及到制造業的上市公司比較多（共359家），因此將其按次類行業代碼進行設置，而房地產業、交通運輸業、傳播與文化、批發與零售、綜合類都分別只有1家或者2家，因此合并為其他類進行反映。其中INDU5代表信息技術業，INDU6代表建筑業，INDU7代表采掘業，INDU8代表社會服務業，INDU9代表其他類，INDU10至INDU19分別代表制造業中次級行業食品與飲料、紡織服裝與皮毛、木材與家具、造紙與印刷、石油化學塑膠塑料、電子、金屬與非金屬、機械設備與儀表、醫藥與生物制品和其他制造業。
四、實證檢驗
（一）描述性統計
1.高新技術上市公司股權激勵概況
從總體來看，412家上市公司中，了股權激勵計劃的共計43家，占整個高新上市公司的比例為10.44%，說明我國高新技術上市公司實施股權激勵的比例還比較低。從年份來看，除了2007年由于實行上市公司專項治理活動暫停審批外，已實施的2006年（8家）和2008年（7家）的家數持平，而2009年實施的有11家，與之前年份相比大幅增加。從而可以看出各上市公司對股權激勵計劃持歡迎態度，并且從董事會預案通過的情況分析也可以得到類似的結論。
2.凈資產收益率對比（表2）
通過比較已實施的（不包括僅董事會通過的）和所有高新技術上市公司的凈資產收益率可以發現，實施了股權激勵的高新技術上市公司凈資產收益率均值為13%，顯著高于全部高新技術上市公司的凈資產收益率水平10%。
3.高新技術上市公司已實施的股權激勵計劃情況
從持股比例來看，實施的27家高新技術上市公司中，持股比例最高的9.94%，持股比例最低的是0.81%，平均持股比例是4.94%。由于我國規定實施股權激勵的比例在0%至10%之間，與國外相比，我國的持股比例偏低。
從表3可以看出，實施了股權激勵的上市公司主要分布在信息技術業和制造業，而建筑業、采掘業、社會服務業、制造業中的食品與飲料、木材與家具、造紙與印刷等行業都沒有上市公司實施股權激勵。可見實施了股權激勵的高新技術上市公司體現了一定的行業特征。
（二）回歸結果分析
1.是否實施股權激勵與股權激勵持股比例的回歸結果
從表4模型1的回歸結果可以看出，是否實施股權激勵與凈資產收益率在10%上顯著，說明高新技術上市公司的公司業績與是否采取實施股權激勵這一措施顯著正相關，符合假設1。從行業來看，除了采掘業（INDU7）、木材與家具（INDU12）兩個行業與凈資產收益率不具備顯著相關性外，其他行業都與凈資產收益率顯著相關，且相關系數都為正值。此外，公司規模與公司業績也顯著正相關，資產負債率與公司業績顯著負相關，即公司規模越大越有助于提高公司業績，資產負債率越低越有助于提升業績。
從模型2的回歸結果可以看出，所有實施了股權激勵的上市公司凈資產收益率與持股比例正相關，但并不顯著，說明持股比例的提高雖對提高公司業績有一定的正向影響，但不顯著，可以考慮是否存在區間效應。在所有股權激勵實施的行業中，除紡織服裝與皮毛、金屬與非金屬兩個行業外，其他行業都與公司業績顯著正相關。此外，公司規模與公司業績也顯著正相關，但資產負債率的負相關關系并不顯著。
2.股權激勵持股比例的進一步分析
通過散點圖，可以發現持股比例在6%附近呈現明顯的區分。因此我們將模型2簡化成如下模型：ROE=α+β1MSR+ε，并將持股比例劃分為［0%，6%）和［6%，10%］兩個區間分別進行檢驗。
當管理人員持股比例在［0%，6%）之間時，樣本公司17家。
ROE=0.038+0.03MSR+ε
（0.502）（1.374）
Adj-R2 0.053，F值1.888
當管理人員持股比例在［6%，10%］之間時，樣本公司9家。
ROE=-0.12+0.03MSR+ε
（-1.43）（3.027）
Adj-R2 0.505，F值9.162
從上面的回歸結果可以看出，持股比例與公司業績呈現一定的區間效應，在［6%，10%］區間是顯著正相關，在［0%，6%）正相關但不顯著。出現結果的可能性是因為我國上市公司股權激勵的比例規定在（0%，10%］之間，超過6%屬于比較高的持股比例，因此體現出持股比例越高越有利于提升公司業績。
五、研究結論與啟示
從上文的分析可以看出，公司業績與是否實施股權激勵顯著正相關，但在進一步考查公司業績與股權激勵實施的持股比例關系上，發現其正相關關系并不顯著，只有在［6%，10%］區間公司業績與持股比例顯著正相關。這說明上市公司實施股權激勵對其業績有顯著影響，即上市公司實施了股權激勵有助于提升業績，股權激勵是一項有效提升業績的激勵機制。但是并不是實施股權激勵的持股比例越大，越有助于提升業績，只在一定的區間才體現這種關系。
然而，雖然高新技術上市公司實施股權激勵顯著提升其業績，且對股權激勵計劃也持歡迎態度，但是實施股權激勵的比例還比較小。因此，一方面要鼓勵高新技術上市公司結合自身情況積極引入股權激勵計劃，另一方面上市公司自身和管理部門也要采取相應措施，以便股權激勵計劃的有效實施：
（一）完善公司治理結構
若高新技術上市公司要實施股權激勵，首先要完善公司治理結構。公司治理結構完善，“三會”運作規范，才能有效在實施股權激勵的各環節發揮相應的作用，才能有效避免在實施股權激勵過程中可能存在的自定薪酬、激勵成本過高等問題。
（二）結合自身情況設計合理有效的股權激勵計劃
高新技術上市公司結合自身情況設計有效的股權激勵計劃時，一方面要考慮自身所處行業的競爭性、公司規模等情況，另一方面要考慮設計合理的股權激勵條款，如持股比例的多少、業績考核標準的設計等。
（三）管理部門加強監管和支持力度
股權激勵計劃有助于高新技術上市公司吸引和留住人才，激發技術和管理人員的積極性和創新，從而有助于提升其自主創新的能力和核心競爭力。特別是目前提倡自主創新的背景下，中關村和東湖高新示范區都先后開展了股權激勵試點。但是目前關于股權激勵的相關政策還不夠完善。因此，管理部門一方面要加強監管，另一方面要加大對高新技術上市公司以及試點企業的支持和指導力度，以便股權激勵既規范也有效地運作。
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第5篇：股權激勵效果分析范文
關鍵詞：股權激勵 費用觀 利潤分配觀 每股收益
一、股權激勵會計處理的理論基礎
股權激勵的模式多種多樣，其中股票期權在國際上是一種最為經典、使用最為廣泛的股權激勵模式。早期的股份支付交易主要指股票期權，由于股票期權的性質比較特殊，因此一直以來都是國際上公認的會計難題。股票期權應在會計報表內加以確認已經形成了一致觀點，但是應予以費用化還是應作為利潤分配在資產負債表中確認還存在分歧，股票期權是否作為一項費用列入運營成本一直存在著很大的爭議。
利潤分配觀認為，股票期權的實質是經理人對企業剩余收益的分享，應將其確認為利潤分配。股權激勵所產生的費用，既沒有導致資產的流出，也沒有導致負債的增加。而且，由于員工提供的勞務往往不滿足資產的確認條件，因此勞務的消耗也不能視作資產的消耗。因此，應將股票期權確認為企業的利潤分配，而非確認為費用。盧燕（2008）認為這樣的會計處理將不影響利潤表，也不會導致每股收益被重復降低。經理人通過股票期權進行利潤操縱的動機大大減少，進行盈余管理的可能性也消失了。
費用觀認為，股票期權是企業為補償經理人將來要提供的服務而發生的一項經濟利益的讓渡，根據配比原則，應將股票期權交易相關支出在經理人提供服務的期間確認為企業的一項費用，并作為企業的成本列入利潤表。具體來說，授予經理人的股票期權是有價值的，此價值體現為經理人所提供的服務的價值。企業將股票期權授予經理人，從而獲得經理人未來將提供的服務這項資源。當經理人實際提供服務時，相當于企業消耗了這一項資源，勞務這種資源是立即被消耗的，因此應確認為企業的一項費用。另外，股權激勵起到了契約的作用，是員工薪酬的一個重要組成部分，應當屬于薪酬費用項目（Guay、Kothari和Sloan，2003）。我國學者方慧等也贊成“費用觀”，方慧（2003）認為經理人股票期權的經濟實質是一項服務交易，本質上是為購得經理人服務、激勵高管層為公司長期發展工作而給予的薪酬。
國際會計準則委員會2004年的《國際財務報告準則第2號――以股份為基礎的支付》（IFRS 2）及相關實施指南和解釋公告等相關規定要求企業將經理人股票期權按公允價值確認為費用。美國財務會計準則委員會2004年12月的修訂后《財務會計準則公告第123號――以股份為基礎的支付（修訂）》（SFAS 123），要求企業將授予雇員股票期權的公允價值確認為費用。2006年2月15日，我國財政部了《企業會計準則第11號――股份支付》規定了我國公司股權激勵的具體會計處理方法，準則采用了國際通行的做法，規定要“記入相關的成本和費用，相應增加資本公積”，確立了我國企業會計股份支付業務的會計處理應遵循以公允價值為基礎，股份支付交易費用化的確認計量原則，費用化原則與國際會計準則趨同。
本文贊同費用觀的看法，因為作為經濟利益讓渡的股票期權的價值是企業為了獲得服務應當付出的代價，而這個代價是以股票或股權來支付的，應當作為職工薪酬的一部分在會計報表中確認為費用，并按照公允價值計量。
二、股權激勵費用化對業績的影響
股權激勵是一種長效激勵機制，其激勵作用能有效降低成本，提高公司的業績，但同時其作為一項費用也會降低公司的業績，尤其是在授予管理層較大數額股票期權時，對公司業績具有相當大的影響。我國學者呂長江、鞏娜（2009）認為費用化將對利潤總額和凈利潤指標產生影響，對上市公司的業績產生影響，并且根據股權攤銷年限和集中程度的不同，對業績的影響也不同。伊利集團2007年年報顯示：2006年11月，伊利共授予激勵對象5 000萬股股票期權，這些期權公允價值為每股14.779元，伊利股份將總額7.3895億元的激勵費用在兩年內加速分攤導致了2007年1.1499億元巨虧和營業利潤971萬元的虧損。
可以看出，股權激勵是一把雙刃劍，費用化處理對公司凈利潤造成的影響說明股權激勵計劃在發揮激勵效應的同時也會給公司帶來不利影響，期權費用化的要求在執行股權激勵計劃的前期會極大地影響企業的利潤。所以上市公司必須要按照相關法律法規的規定，合理規劃計劃的激勵份額與幅度，合理對費用進行攤銷，降低股權激勵計劃帶來的不利因素。另外因為股權激勵著眼于企業的長遠發展，其激勵效益的發揮需要一個較長的過程，并不會對企業的經營狀況產生猛烈的影響，但是計入當期損益的卻是一筆龐大的期權費用，因此執行股權激勵計劃的企業前期對外報告的財務報表上利潤極有可能出現大幅下滑，甚至出現由盈轉虧的現象。財務報告使用者在對其進行財務分析時要理性看待這種現象，分析利潤表時注意披露的股票期權執行情況，關注期權費用處理對當期利潤可能產生的影響，應該著重從剔除股票期權對利潤的影響后來分析企業的經營情況，切莫只看表面不進行實質分析。
三、不同股權激勵形式對每股收益的影響
每股收益（Earnings per Common Share，EPS）是衡量上市公司盈利能力的重要財務指標，綜合反映公司的獲利能力。我國《企業會計準則第34號――每股收益》中要求公司要考慮稀釋性潛在普通股對基本每股收益的影響。股票期權是我國企業發行的潛在普通股之一，其轉換為已發行普通股增加的普通股股數=擬行權時轉換的普通股股數-行權價格×擬行權時轉換的普通股股數÷當期普通股平均市場價格。當普通股股價處于不同的價位水平，股票期權對每股收益所產生的稀釋作用也不盡相同。在其他條件不變的情況下，EPS稀釋程度與股票市價有密切關系。股票市價越高，回購的行權股數就越少，真正流通在外的行權股數就越多，股票期權對每股收益的稀釋作用就越大。當股票市價等于行權價時，行權股數全部被回購，此時行使股票期權不會帶來任何現金流入，所以基本每股收益與稀釋每股收益相等，股票期權不會產生稀釋作用。
作為股份支付兩種代表性方式，股票期權和現金股票增值權都增加了企業的費用，降低企業利潤，進而影響其每股收益，導致每股收益下降。在現金股票增值權方式下，激勵對象沒有獲得真正意義上的股票，不改變股本總額及原有股權結構，不會對公司的股份結構造成影響，也不會產生股權稀釋效應。而股票期權方式下，企業在行權日根據行權情況確認股本和股本溢價，不僅影響了每股收益，還影響了稀釋性每股收益，對公司業績產生影響，在一定程度上弱化了股票期權的激勵效果。股票期權將引起公司股權結構的改變，隨著股票期權占原股本比例的逐漸提高，原有股東的權益所受到的沖擊也就越來越大，由于引入新的股東，原有股東的控制權可能被削弱。因此，在我國上市公司應當考慮適宜的公司治理環境來啟用合適的管理層股權激勵方案，注意采用以權益結算的股份支付方式帶來的稀釋效應的影響。
四、不同股權激勵形式對現金流的影響
不同的股權激勵模式對企業的現金流量產生重要的影響。實行權益結算方式的股票期權的公司在行權日將收到相應的款項，不僅不會減少企業的現金流，相反將導致企業現金流入。隨著激勵對象的陸續行權，公司將有更多的現金流入。相反，實行現金結算方式的現金股票增值權的公司根據行權情況來支付現金，這種方式一般會導致企業現金流出，但不影響企業的股權結構。
采用以股票的升值收益作為激勵成本的股票期權模式，有利于減輕企業的現金流壓力，且流動性限制的公司會有動機用權益性報酬代替現金報酬以減少現金支出。通過現金股票增值權發放的現金獎勵增加了公司現金流出壓力，如公司股票大幅上漲，可能會使公司無力兌現支付承諾，面臨一定的財務風險，故現金股票增值權適用于現金流充裕且發展穩定的公司，同時股東也會傾向于用現金股票增值權的激勵形式來解決問題。公司在執行現金股票增值權方案時，要適當安排好公司的現金流量。
股權激勵的選擇與企業的財務狀況密切相關，它們之間相互作用，相互影響。在實務中股權激勵的選擇方式應該考慮企業的財務狀況。股權激勵費用化的會計處理并不影響公司的實際經營狀況，但對公司業績會產生明顯的作用。股份支付的兩種結算方式對企業的稀釋性每股收益和現金流量影響各不相同，影響到管理人員的績效考核。以每股收益為業績指標的，應傾向于選擇以權益結算的股份支付方式。現金流較緊張時，應傾向于選擇以權益結算的方式，反之，可采用以現金結算的方式。總之，股權激勵方案設計人員應在充分了解各種股權激勵模式的情況下，通過對財務狀況影響的分析，充分考慮方案實施所能帶來的影響才能實現激勵效能的最大化。
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第6篇：股權激勵效果分析范文
關鍵詞：股權激勵制度盈余計量修正Jones模型
一、引言
國內外許多學者對股權激勵與盈余管理進行了研究.省略info.省略）公布的各上市公司定期報告。2006年初我國的《上市公司股權激勵管理辦法》、《國有控股上市公司實施股權激勵管理試行辦法》為股權激勵的實施提供了規范性規定，但由于文件的實施具有滯后性，經過2007、2008兩年時間，股改前遺留的問題基本得到解決，兩《辦法》的規定也已逐步滲透到我國上市公司中，股權激勵計劃的制定和實施等方面得到了一定程度的規范。所以本文在選取樣本時考慮到以上因素而未像其他類似實證研究一樣選取2006年公布股權激勵計劃的公司作為研究樣本。而且對2009年上市公司數據做實證分析的結果有較強的時效性。股權激勵樣本公司如（表1）所示。
（三）變量選取 理論與實證界對盈余管理的計量主要采用三種方法：特定應計項目法、管理后盈余分布法和總體應計利潤分離法。其中總體應計利潤分離法是國外對盈余管理研究時經常采用的計量方法。采用總體應計利潤分離法的目標就是在企業的利潤中“識別”出可操控性應計利潤，進而用可操控性應計利潤作為衡量企業盈余管理的指標。本文選擇使用應計利潤分離法中修正的Jones模型用以計算可操控性盈余。修正的Jones模型：其中，NDAit表示估計期非操縱性利潤，At-1表示t-1期末總資產數值，?駐REVit表示t期與t-1期主營業務收入的差額，?駐RECit表示t期與t-1期應收賬款的差額，PPEit表示t期期末固定資產總價值，IAit表示i公司第t年無形資產和其他長期資產，i表示第i家公司。原因如下：本文樣本選擇實施股權激勵的上市公司，它們分屬于不同行業，所以從行業角度講，不具備共性，故不宜使用特定應計項目法；本文的結論不僅要得到公司是否采用了盈余管理，并且還要得到采用盈余管理的手段及程度如何。所以管理后盈余分布法也不能滿足這一要求；修正Jones模型發生第一類、第二類錯誤頻率較小，從收入操縱等方面的檢測能力比其他各種模型更為突出。而且，國內外文獻當中計算公司盈余時通過各種模型的比較分析發現，修正Jones模型相對于其他模型較為適合我國的證券市場。此外，引入以下控制變量：第一，公司規模。一般認為規模較大的公司治理結構較完善，管理者盈余管理的能力大大受到限制，所以公司規模越大，盈余管理強度反而會比較弱；第二，資產負債率。通常情況下，具有高資產負債率企業的高管相比于低資產負債率的企業高管有更大的動機進行盈余管理，因為債務契約剛性使他們更加擔心違反后對他們帶來的負面影響，所以他們更趨向于盈余管理；第三，很多激勵草案中的行權條件涉及到對凈資產收益率的要求，所以將凈資產收益率作為一控制變量。
（四）模型構建 本文構建如下模型：DAi=a0+a1RATIOi+a2QUALITYi+a3Q+a4MODEi+ a5LNSIZE+a6DEBTi +a7ROEi+Sit。
其中：DAi代表利用修正的Jones模型計算出的樣本公司可操控性應計利潤；RATIOi表示高層管理者股權激勵程度，用股權激勵數量占總股本的比例來衡量；QUALITY 表示第一大股東性質，i=“1”表示國有控股，i=“0”表示非國有控股；Q表示股權制衡程度，用第二到第四大股東持股比例之和除以第一大股東持股的商衡量；MODE 表示股權激勵模式，i=“1”表示采用限制性股票，i=“0”表示采用股票期權；LNSIZE表示公司的規模，用總資產的自然對數衡量；DEBT 表示公司的資產負債率；ROE表示公司的凈資產收益率。
三、實證結果分析
（一）描述性統計 將選取的樣本根據上市公司股權激勵草案的時間劃分為2008年數據組和2009年數據組。需要說明的是，把股權激勵方案的公告日作為實證研究的基準點是因為：股權激勵方案的關鍵時點雖為授予日、行權日以及出售日，但從我國股權激勵實施的進程階段來看，大多數尚處于授予階段，并且根據《上市公司股權激勵管理辦法》規定，“行權價格不得低于股權激勵計劃草案摘要公布前一個交易日公司標的股票的收盤價與股權激勵計劃草案摘要公布前30個交易日內公司標的股票平均收盤價二者的較高者”，由此可見，管理層首選并且進行實質性盈余管理的時點是激勵草案的公告日。根據，運用SPSS軟件可得到2008年和2009年的αi、?茁1i、?茁2i值，并依次代入修正的Jones模型中，計算出不可操控利潤。再利用DAit=TAit-NDAit可分別計算出2008、2009年可操控性應計利潤。（表2）顯示的是2008、2009年實施股權激勵的上市公司可操控性應計利潤DA 的統計描述。從2008數據可以看到可操控性應計利潤均值是0.0103，表示實施股權激勵計劃的上市公司盈余在公布的前一年為正；從2009數據樣本組可操控性應計利潤的均值是0.0019，表示實施股權激勵計劃的上市公司高管在計劃公布的當年對盈余進行了向下的調整，這為上市公司為實施股權激勵制度而進行盈余管理提供了數據支持。
（二）樣本的T檢驗從（表3）可以看出2008年至2009年可操控性應計利潤的均值下降很快，而樣本組中所有上市公司盡管公司性質各不相同、所處行業不同、經營環境有所差異，但向下調整盈余的行為卻一致，因為他們都公布了股權激勵草案，實施了股權激勵計劃。對2008年數據組和2009年數據組進行配對樣本T檢驗證明股權激勵制度引起盈余管理行為。以2008年數據組作為2009年數據組的對照組考慮了以下幾點：第一，以往實證研究在做配對樣本T檢驗時通常選用與樣本公司所處行業相同且公司規模等特征相似的公司作為對照樣本，這樣做具有一定缺陷。例如一般做T樣本檢測時通常會用到回歸計算，如果樣本公司所處的行業屬于壟斷或特殊行業，那么同一行業中與樣本類似的公司數量可能會少于30個，則不能滿足統計上對數據數量的要求，所以只能把這樣的公司從樣本中剔除，這樣做就減少了樣本數量，影響檢驗結果；第二，以2008年的DA數據作為2009年DA數據的對照組一方面可以避免所采用方法的不足，另一方面，對于同一個公司來說在不同的時間（2008、2009）只因為同一變量（是否實施股權激勵）的改變而引起同一指標（DA）的變化，那么可以合理推測是改變的變量引起了指標的變化。這樣選取的對照樣本進行T檢驗分析結果在理論上更為準確。所以，樣本公司2008年計算出的DA便是實施股權激勵當年公司盈余的天然對照樣本。（表3）中p值為0.005遠遠小于顯著性水平0.05，通過了統計上的檢驗，也就是說實施股權激勵前后計量盈余管理的指標DA確實發生了顯著變化，利用對照組的天然優越性證明了由于實施股權激勵而引起盈余管理行為的存在，假設1成立。
（三）相關性分析（表4）是Spearman相關性分析的結果。從表中可以大致得到各個解釋變量和控制變量與因變量DA之間的關系。由于變量含有經濟意義，變量與變量之間會存在內生關系，所以要把數據帶入到公式中，才能驗證它們之間關系的強弱。
（四）回歸分析從（表5）可以看到，RATIO的系數為正，說明管理層持股比例越高，可操縱性應計利潤值越大，其值為0.764，說明兩者之間相關程度為76.4%，所以假設1成立；QUALITY的系數為0.091，通過了置信區間為90%的檢測，說明在其他條件相同的情況下國有控股公司進行盈余管理要比非國有控股公司盈余管理程度高9.1%，此結論支持假設2；Q的系數為負，這說明第二大股東持股比例的和與第一大股東持股比例的商越大，即股權制衡度越高可操控性應計利潤越小，假設3成立；MODE的系數為正0.01，說明在相同的條件下采用限制性股票比采用股票期權方式進行盈余管理程度高1個百分點；控制變量LNSIZE的系數-0.054通過了置信區間為90%的顯著性檢測，說明公司規模越大，管理層盈余管理的程度越弱；控制變量DEBT的系數為正0.194，說明公司的負債比重越大，越容易產生管理層盈余管理行為；ROE的系數雖為正，但未通過置信度為90%的統計檢測。
（五）獨立樣本T檢驗由于得到的MODE系數并未通過顯著性測試，考慮到模型中涉及到解釋變量之間可能會存在內生性的問題，故做以下檢驗：以實施股權激勵模式為標準將樣本分為限制性股票數據組和股票期權數據組，對兩個組的DA做獨立樣本T檢驗。獨立樣本T檢驗結果如（表6）、（表7）。（表6）為兩組數據的統計性描述，其中股票期權DA的平均值為-0.0039，而限制性股票的DA均值為0.0268，這說明實施股票期權上市公司股東向下做了盈余，但是幅度并不大。在進行獨立樣本T檢驗之前首先需要通過方差齊性檢驗，判斷兩個樣本的方差是否相等，由表7中F值及其對應的p值可知在顯著性水平為0.1下認為這兩種模式下DA方差有顯著性差異，因此T檢驗的結果應該看表7中第二行方差不等時，也就是“方差不等”這一行T統計量的相伴概率為0.557，大于顯著性水平0.1，從而推斷這兩個數據組的均值不存在顯著差異。通過以上統計分析得到的結論是：不論采用限制性股票方式還是選擇股票期權方式，未使DA產生明顯的差異，即兩種方式引發盈余管理的“效果相當”。結合（表5）得到的結果與由（表6）、（表7）的結果來看，并未完全支持假設4成立。
四、結論與建議
通過上述實證分析發現：實施股權激勵計劃能夠引發上市公司管理層盈余管理行為，公司授予管理層越多的股票，管理層越傾向于進行盈余管理。實施股權激勵計劃的公司管理者進行了盈余管理，但國有控股公司盈余管理比非國有控股公司顯著，股權制衡度低的公司盈余管理比股權制衡度高的公司顯著，采用限制性股票的公司盈余管理和采用股票期權的公司盈余管理水平相當。就此提出以下建議：在行權條件設定方面，可以適當引入新型的評價指標。以往股權激勵計劃中行權條件以財務會計指標中的凈收益作為一項重要指標，但容易被管理層采用盈余管理的手段對之加以“修飾”，因此建議引入EVA指標。這一新型的指標引用了經濟學中的機會成本概念，以各項財務會計指標為基礎，對凈利潤加以調整，可以較真實的反映股東財富增減變化，這一特征在理論上既能滿足股東對管理層監管的需要又能盡量避免管理層為行權而進行盈余管理活動。此外，股票的市場價格相對于財務會計指標而言會受到更多經濟因素的影響，不易被高管所操控。而財務會計指標所能反映的是短期的公司業績，但股票價格卻能衡量公司的長期發展。這一特點與股權激勵設置的初衷是相一致的，故在對激勵契約設計時建議考慮將股票價格作為行權條件。鑒于目前我國證券市場并未達到高度發達階段，所以在設置行權條件時將財務會計指標與股票市場價格結合使用才會使激勵契約的約束性與有效性發揮到極致。
參考文獻：
［1］羅富碧、冉茂盛、杜家廷：《高管人員股權激勵與投資決策關系的實證研究》，《會計研究》2008年第8期。
［2］肖淑芳、張晨宇、張超、軒然：《股權激勵計劃公告前的盈余管理》，《南開管理評論》2009年第12期。
［3］魏剛：《高級管理層激勵與上市公司經營績效》，《經濟研究》2000年第3期。
第7篇：股權激勵效果分析范文
一、限制性股票激勵文獻綜述
（一）國外研究 Smith（1990）發現，持股權對經營績效具有激勵效應。Franci、Smith（1995）和Palia、Lichtenberg（1999）認為管理層持有股權克服了管理上的短視行為，從長期看，該舉措提高了公司價值。Hall和Liebman（1998）計算了1980年～1990年478家美國大公司的CEO薪酬和股票市場價值之間的關系，發現股權激勵是一種比較有效的激勵方式。Hanson與Song（2000）指出管理層持股有助于減少自由現金流量的成本，從而增加公司價值。Angetal（2002）在一項研究中發現，近年來公司管理層薪酬與業績之間的關系有所增強。
（二）國內研究 吳敬璉（2001）指出，股權激勵是協調股東和經理人員根本利益的辦法。周建波、孫菊生（2003）對國內經營者股權激勵做了有關實證研究，認為：成長性較高的公司，經營業績的提高與經營者因股權激勵增加的持股數量顯著正相關。付強、吳娓（2005）對限制性股票獎勵、激勵股票期權與企業薪酬制度的選擇進行分析，認為：處于高速成長階段的企業更適合股票期權，處于成熟時期的企業更適合實施限制性股票激勵計劃。黃湛冰、萬迪（2005）對期權和限制性股票的行為因素進行了比較分析，認為：在長期激勵工具選擇上，限制性股票具有行為上的優勢。紀華、王克宇（2006）對現存的國內幾家限制性股票激勵計劃進行分析，提出了現行限制性股票激勵計劃存在的問題及對策和建議。付凌芳（2007）對限制性股票在我國的環境適應性進行了研究，發現：限制性股票激勵在我國的實施具備了法律、宏觀經濟環境和微觀經濟環境的實施條件，是適合我國上市公司的一種股權激勵方式，應該得到推廣實施。
二、限制性股票激勵機制構建的理論分析
（一）限制性股票激勵機制理論模型 限制性股票計劃，即向員工授予的一定數量公司股票，這些股票的通常在持有或者轉讓方面受到一定限制（如為公司服務滿5年）；或是在某些普通股東權利方面受到一定限制（如投票權）。員工可能在限制期內獲分發股息，也可以將股息委托一個信托基金管理。參見圖1：
限制性股票激勵作為股權激勵的一種方式。限制性股票的“限制”體現在兩個方面：第一，股票的獲得條件。限制性股票激勵對象必須在一定的時間內達到一定的業績條件（上市公司相關財務數據和財務或相關指標）后，才能得到相應份額的股票。第二，股票的出售條件，包括：激勵對象在職期間要出售其持有的限制性股票，必須符合國家相關法律法規以及上市公司本身的章程規定；激勵對象離職后，禁止出售其持有的限制性股票的時間限制。
（二）限制性股票激勵機制構建的關鍵因素 實施限制性股票激勵機制時需要考慮的關鍵因素如表1所示：
（三）限制性股票激勵機制優缺點 限制性股票的優點是留用員工的力度很大， 因員工可在限制期內獲分發股息，即使股價下跌仍可有收入；員工獲得的獎金額隨著公司的業績增加或減少，令參與計劃的員工與股東的利益更貼近；通常員工不需要投入資金；當限制期完結，如果公司選擇以股票分發單位的價值，將不需要付出現金。
限制性股票的缺點是：如果股價或股東價值下跌，員工仍可拿到比股東較大的回報；當員工獲得受限股票，股東的股東權益將被稀釋；當限制期完結，如果公司選擇以現金分發單位的價值，現金將外流。
三、限制性股票激勵機制的構建
（一）限制性股票來源 主要包括：
（1）有限責任公司。現行《公司法》規定中，只有關于股份有限公司回購股份可用于獎勵員工的規定，以及公司股東間股權轉讓和新發的操作規定，對于有限責任公司還沒有明文的規定。同時由于對于回購用于股權激勵的股票要在規定的時間內授予，因此還不能完全起到股權激勵庫存股票池的作用。
鑒于公司變更股本（新增）需要較為復雜的審批程序，因此建議對于激勵方案中所涉及的內部真實股票由原股東按持有比例轉讓。待公司法的更明細的規則頒布后，設立專門的庫存股用于長期激勵方案。
（2）股份有限公司。首次公發中預留股份，作為首批實施限制性股票計劃的股票。后期可采用定向增發的方式，但股票的年度稀釋率以控制在2%以內為宜，未來的總體稀釋率控制在15%以內。除了增發之外，也可通過庫存股帳戶回購股票。
（二）限制性股票定價 主要包括：
（1）有限責任公司：非流通股票，多采用凈資產為基礎的定價方法。凈資產定價可選擇：一是在每股凈資產基礎上適當溢價，這種適用于高成長性企業；二是在每股凈資產基礎上適當折價，適用于一般企業。對于溢價或折價的比例，一方面，由于股權是授予對本企業做過貢獻并且企業將長期依賴的管理層或員工骨干，無論是從對其以往貢獻的認可上還是企業長期利益上都需要給予一定的考慮；而另一方面，股權出讓者的利益需要給予保護，股票的價格也應適當反映市場的期望。采用凈資產定價方法所包含的假設是所有者平等地享有公司的權益，即權益的性質是相同的，操作上也較為簡便。
（2）國有控股有限責任公司：依據國資委的要求，國有股權的轉讓或國有企業的增資擴股的價格一般不應低于每股凈資產值，并且必須經過相應國有資產主管部門的批準；定價采用凈資產溢價。
（3）股份有限公司：流通股票，可采用市場價值定價。市場價值定價可選擇：市盈率定價模式，即根據企業的收益和市盈率確定其價值，通常以每股凈利潤為基礎乘以認可的市盈率定價；凈現值定價模式，即通過對企業未來現金流總值折現當前凈現值，從而確定企業的市場價值；相似上市公司對標定價，即以某一時刻上市公司股票二級市場價格為標準定價或某段時間內上市公司股票二級市場平均價格為標準定價。市場價值定價較好的反映了持有者為公司所創造的顯性和隱性價值，其增值權有利于激勵員工。?
（三）限制性股票計劃參與者資格 由于限制性股票激勵機制非普惠制福利制度，其覆蓋人員主要為企業管理層和少數的核心員工。國際上限制性股票激勵覆蓋的員工比例約為5%左右。一般參與對象為企業管理層和核心員工。企業管理層包括董事會成員、高級管理人員、監事會成員等，但不包括獨立董事；核心員工層主要為關鍵的運營、技術、開發、管理等人員。
（四）限制性股票計劃參與者權利 計劃參與者將獲得投票權，分紅權，增值權及增資擴股時同比例增股的權利。
（五）授予的業績指標 限制性股票激勵機制作為一種長期激勵工具，設計的目的就是在于將公司長期經營效果和管理層、員工利益結合起來，以驅動管理層、員工致力于公司的長期發展。因此，有必要在長期激勵的總量上（針對公司高管人員）引入績效指標的理念，即隨績效完成情況，確定長期激勵計劃所涉及的分配總量。
對于具體公司而言，其業績的好壞取決于兩方面因素：一是外部的整體市場環境；二內部的經營管理水平。因此，限制性股票授予的業績指標可以使用絕對業績指標為主并輔之以相對性業績指標來進行績效衡量。
相對性業績指標：與同行業其他公司比較三年后的排名，具體比較指標如：資產管理總量、利潤總量、行業綜合評價指數等。
絕對性業績指標：國際上通行的績效考核指標主要為利潤指標、EVA及現金流指標、回報指標和其它指標。利潤指標有：每股收益、EBIT、凈收益、營業收入等。EVA及現金流指標有：營業活動凈現金流量、EVA、MVA等。回報指標有：資產回報率（ROC）、凈資產回報率（RONA）、股東權益回報率（ROE）、投資回報率（ROI）等。
（六）退出規則 長期股權激勵的目的在于將參與員工在公司服務期間為公司的貢獻和公司的長期經營效果相掛鉤，可制定如表2所示的退出規則。
參考文獻：
［1］張優勤、龔凱頌、曹陽：《限制性股票激勵實施效果分析》，《財會通訊》2009年第9期。
［2］支曉強：《企業激勵制度》，中國人民大學出版社2004年版。
［3］鐘文芳：《上市公司實施股權激勵存在的問題探析》，《證券市場導報》2010年第4期。
第8篇：股權激勵效果分析范文
關鍵詞：股票增值權；上市公司；博弈
中圖分類號：F224.32 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）29-0136-03
引言
股權分置改革以來，我國上市公司的股權激勵已經從“初步嘗試”進入到“遍地開花”，對各種股權激勵模式的優劣選擇，開始成為市場關注的熱點。股票增值權作為一種相對新穎的股權激勵方式，自2000年首次在中國石化使用后，陸續有數十家上市公司先后嘗試使用。但究竟其實施的機制是否能完美解決委托人-人問題？本文以此為研究內容，通過對我國上市公司的股票增值權計劃進行分析，以期探尋適合我國上市公司股票增值權的最優方案。
一、股票增值權實施的博弈分析
（一） 股票增值權計劃
股票增值權也稱虛擬股票，是一種與股東價值增長掛鉤的虛擬股權激勵模式，指的是激勵對象即股票增值權的持有者在未來一定的時間和條件下，因公司業績提升、股票價格上漲等因素，可以獲得行權價與行權日二級市場股價之間差價的收益，增值收益由公司以現金方式支付。
股票增值權的設計原理與股票期權近似。股票增值權持有人將從公司獲得一筆現金，金額相當于股份期權計劃中執行期權獲得的股份增值收益。股票增值權的優點相當明顯，通過虛擬股權，激勵對象不實際購買持有股票，無須解決股票的來源，不涉及國有資產的分配，有利于獲得國有資產管理部門的認可。實施股票增值權激勵，有助于增強公司的凝聚力，提升員工的企業歸屬感，從而有效降低公司員工的短期行為，提升了公司的整體形象。
（二） 股票增值權的激勵對象
股票增值權的激勵效果是需要經過一段比較長的時間才能發揮作用，所以，我們對于授予對象的確認需要綜合兩個方面的因素：第一，長期激勵的需要。盡管職業經理人等公司高管的離職率不高，但是股票增值權也同時授予了核心技術工作人員或者工作業績突出的普通員工，引導這類員工注重激勵的長期性是非常重要的。在短期利益和長期利益的選擇中，更注重長期利益有助于公司的發展，同時也符合股東的目標。公司的經營決策層往往把握著公司長期發展的方向，他們對公司提供的服務也往往確定了公司長期利益的多寡，所以給予這部分員工相應的約束和激勵，至關重要。故股票增值權的激勵對象應主要為公司的執行高管。第二，人力資本市場的競爭。在生產要素中，人力資本在生產中所占的地位越來越重要。優秀的人力資源是稀缺的，經驗豐富、能夠為公司創造更多價值的職業經理人更是稀缺。一旦在公司發展的重要時刻，由于缺失合適的人力資本，帶來的損失是巨大的。在我國，公司如果僅依靠市場來配置人力資本，其發展是非常有限的。高管層相對穩定也是公司能持續正常經營的保障。股票增值權的長期性將大大提高高管或核心員工的跳槽成本，因而能有效約束激勵對象。另一方面，如果授予股票增值權的對象過于泛濫，并不利于公司的發展，“平均分配”并不是股票增值權實施的目的。例如，國美電器的股權激勵對象為105人，用友軟件更高為1 006人，這樣的股權激勵成為了公司福利。
股票增值權的受權人分享了股東未來利益增長的潛在好處，如果分享的比例過大，股東的利益不能保證，因此需要剔除那些即使沒有得到股票增值權激勵也能很好地完成工作的員工。即股票增值權的授予對象應適當選擇，不可太多或太少。我們必須合理設計激勵對象，把激勵對象規定在必要的范圍。由于各公司所處行業環境，股東分布，公司性質各不相同，我們可以參照：激勵對象的年齡，職務，對公司業務的重要程度等因素來判定選擇股票增值權的激勵對象。
（三）股東收益
股票增值權的收益是由公司的凈利潤支出，每一期的凈利潤既定，而股東們既希望通過此激勵計劃鼓勵員工更加努力工作，創造更多利潤，但是又希望自身獲得的收益不會因為此激勵計劃而被減少；激勵對象也希望自己的付出得到相應的回報。股東和激勵對象因此對凈利潤的分配形成了博弈。
假設1：激勵對象的收益由兩部分構成：一部分是勞動合同中規定的固定工資收入；另一部分是來自股票增值權的收益，這部分收入與公司的價值增長相關，表現為公司股票價格的上漲。即：W=f（n，e，z）+R（η，p′），其中，f（n，e，z）為工資收入，是關于年齡n、工作經驗e、職務z的遞增的函數，令L=f（n，e，z）。R（η，p′）其中R是股票增值權的收益，η為單個激勵對象獲得的股票增值權份額，p′為每一份股票增值權收益。
假設2：激勵對象工作的行動集合為G={c0，c1}?R+，c0
假設3：假設公司的股票價格是一個連續隨機變量x：ΩX，X=[x，x]?R+，每一份股票增值權的收益為：p′=p-x，p為股票增值權的授予價格。
對于任意的c∈G，對于所有的x∈X，f（x；0）>0連續函數j（·；c）是股票價格的概率分布密度函數，F（·；c）是股票價格的概率分布函數。
假設4：激勵對象工作努力程度h和相應得到的收益r的效用函數為：s（r）-q（h），該效用函數是r的嚴格遞增凹函數且連續可導。
激勵對象的期望效用為：
P1至少存在一個解，證明如下：
若要證明P1有解只需證明該最大化問題是一個緊集上的連續函數即可。因為s（·）是連續的，所以U（η，p，x，L；c）和S（η，p，x，L；c）也是連續的，設該最大化問題的可行集為A，
A{（η，p，x，L）：p，η≥0，L>0}，且使式（1）和（2）成立。
A是閉集而且有界：設點屬于A，當i∞時，，由S（η，p，x，L；c）的連續性可知，若點列使（1）和（2）成立，則極限（η，p，x，L）也滿足（1）和（2）。又因為對于所有的i，，則必有，又因為ηi為激勵對象獲得的股票增值權份額，故ηi>0，同時，ηi必定小于公司的總股本，則必有η>0。L為勞動合同規定的定值，且L>0，所以L是閉集。由以上對各個參數的取值范圍分析，A顯然是有界的（Jorge Gabriel Aseff，2001）。
（四） 博弈模型
假設公司每股收入為Φ1，并且全部由股票增值權的激勵對象創造，其中Φ1=τ·h+ξ，τ·h，τ為激勵對象的生產函數，τ為激勵對象的單位生產率，h為激勵對象工作努力的程度；ξ為控制變量，表示行業周期波動、政策條件等外部不可控因素對公司利潤的影響，服從正態分布（平新喬，2003）。激勵對象的收益W=L+R（η，p′）=L+η*p′，其中L為固定工資收入，η為股票增值權份額，p′為股票增值權的收益。假設W與公司的每股收益Φ1線性相關，即，ρ為每一份股票增值權的收益占每股收益的比例。其中L和η，這兩個變量是股東可以通過合同控制的。
激勵對象的非工資收益為：
在股東大會確定了授予激勵對象的股票增值權份額之后，激勵對象大多能估計自己可獲得的收益份額，也就會依此來決定自己應該對工作付出的努力程度h。由于L是在事先簽訂的合同中規定的，η也為既定值。假若ρ上升，會使得W增加，從而激勵其更加努力地工作，即h上升。因此，可以把激勵對象的努力程度h認為是ρ的單調遞增函數：h=h（ρ），h（ρ′）>0。股東的每股收益為：
由于0≤ρ
假定激勵對象的目標是經濟收益產生的效用最大化，因為ξ服從正態分布，所以，。
假設激勵對象非工資收益的效用函數形式為，其中β表示激勵對象對風險的規避程度，β≥0；收益y服從均值為E（y），方差為D（y）的正態分布，那么：
風險中性即效用的期望等于期望收益的效用，即μ[E（y）]=E[μ（y）]，因為由上可知，股東期望收益函數是單調遞增的一次函數，股東可以通過期望收益的最大化來達到期望效用的最大化。由于公司股東的收益函數：
由式（12）可以看出，股票增值權授予的份額與激勵對象的生產效率的平方成正比，這說明激勵對象的工作能力越強，其所獲得的股票增值權的份額越多。對于公司而言，核心的員工應該獲得其應有的收益。激勵對象的風險規避程度β與最優的ρ成反比，這是因為如果在工作中，激勵對象擔心未來公司股票的價格波動大，可能會下跌，不能獲得股票增值權的收益，會影響其目前從事的工作。因此，激勵契約要實現激勵和風險并重。但是，在實際中，激勵對象或許已經付出足夠的努力，卻由于受到行業因素或者大盤趨勢的影響，導致股票價格遠遠低于授予價格或者接近授予價格，最終無法客觀地實施激勵。所以，我們可以適當地在要求激勵對象承擔一定的風險的前提下，設置一些保障條款，從而到達股票增值權的激勵目標。
二、結論
從以上分析，我們可以得到：股票增值權利益的博弈雙方是激勵對象和股東。一方面，雙方都希望公司的業績優良，從而兩者都能獲得較好的經濟收益；另一方面，對于獲得的利益分配，兩者的訴求存在不同。因此，合理地設計股票增值權計劃的條款內容是有效解決這一問題的關鍵所在。
參考文獻：
[1] 張維迎.博弈論與信息經濟學[M].上海：上海人民出版社，2005：235-316.
[2] 鄭賢玲.股票期權制理論與實踐[D].北京：中國社會科學院研究生院，2001.
[3] 金巍鋒.我國上市公司股票增值權實施有效性研究[D]. 長沙：中南大學，2011.
第9篇：股權激勵效果分析范文
（一）國外研究 1954年，Dorfman和Steiner首次提出模型用于解釋企業研發費用支出的影響因素，隨后Griliches、Schmookler、Scherer對市場規模這一重要影響因素進行了分析，同時Scherer和Levin等人還發現企業擁有的技術機會和企業特有的技術專用型條件對技術創新活動有著同樣重要的作用。1992年Cohen和Klepper認為R&D的關鍵影響因素是不易被觀測的，他們推測存在一個共同的隨機過程，決定著被他們稱為“不易觀測的與R&D相關的技術能力”的概率分布。Chang Yang Lee（2002）追隨其研究，檢驗并深化了Co-
hen和Klepper的結論。Shijun Cheng（2004）的研究中發現，公司R&D的投入與CEO的薪酬成正相關關系，引入了研究公司內部治理機制對企業研發費用投入影響的新視角。
（二）國內研究我國學者對R&D 的研究角度及成果主要存在以下方面：第一，以中國科技年鑒數據為基礎，對R&D進行計量和研究，如張海洋（2005）發現在控制自主R&D的情況下，外資活動對內資工業部門生產率提高沒有顯著影響。第二，關于跨國公司在中國的研發投資研究，如薛瀾等（2002）、沈玉芳等（2004）對于跨國公司在中國的R&D行為進行了較廣泛的研究。第三，基于行業層面的研究，安同良、施浩（2006）對我國制造企業的R&D行為模式進行觀測與實證，吳延兵（2006）也是針對我國制造業R&D與生產率間關系進行了研究。第四，基于公司特征的研究如企業規模等因素。安同良等（2006）的研究表明，除行業因素以外，企業規模和所有制特征也是是影響我國企業創新活動的重要因素，張杰等（2007）研究表明我國制造業中，普遍存在自主技術創新的規模“門檻效應”。
本文對高新技術企業R&D 行為的深入分析是建立在大量微觀數據的實證觀測基礎上。本文的創新點在于運用大樣本、多變量觀測企業R&D行為機理，采用統計與計量分析方法，除了考察并觀測公司經營狀況這一傳統因素對企業R&D行為的影響外，還立足于公司治理機制角度，從微觀行為角度揭示出我國高新技術企業R&D活動的真實機理。
二、研究設計
（一）影響研發投入的因素及假設具體內容如下：
（1）影響研發投入的經營狀況因素。主要包括：
公司規模（SIZE）。公司規模越大，其抵御風險的能力越強，因此認為作為風險性投入的R&D 支出與公司規模呈現正相關關系。
資本結構（LEV）。財務杠桿過高，將會抑制企業的研發活動，并且考慮到債權人的限制以及避免對外披露研發項目的考慮，企業不太會通過貸款來進行研發，而更傾向于利用自有資金進行研發投入。
盈利能力（ROE）。由于研究開發活動具有規模經濟性，需要較大的資金支持，需要超額利潤的支持，因此，企業盈利能力越強，技術創新投入越多。
現金流量能力（LIQA）。企業的金融資源狀況，會影響企業從事R&D活動的傾向。金融資源的匾乏，會制約企業支持R&D活動的能力。如果企業可以支配的自由現金流量充足將使得研發活動成為可能。
（2）影響研發投入的公司治理機制因素。主要包括：
第一大股東持股比例（SHR1）。當第一大股東的持股比例達到了絕對控股水平時，控股股東掌握了公司的控制權，隨著作為公司經理人的控股股東持股比例的提高，所有權激勵將極大的降低成本，提高公司價值，本文假設在此期間，第一大股東的持股比例對公司價值提升的R&D投資有正向的影響。
股權制衡制度（SHR2-5）。擁有足夠股份的其他大股東可以在一定程度上限制第一大股東對其他股東的利益侵害，從而有利于公司整體價值的提升。可以假設，股權制衡的存在會促進有益于公司長期價值增長的R&D投資。
董事會結構（ID）。執行董事由于直接負責公司內部業務的決策與執行，掌握較多的內部信息，能更準確地評價公司的創新價值，也更可能從戰略和創新角度考慮公司的長期經營與發展。預計執行董事的比例與公司R&D支出成正向關系，獨立董事比例與公司創新活動成反向關系。
兩職兼任（PLU）。當管理者與董事會采取共同合作時，對于公司之后的績效會有提升的效果。即董事長與總經理兩職合一與公司R&D投資強度正相關。
股權激勵（IC）。高管是否持股與企業R&D投資正相關，說明對高管的股權激勵有利于增加公司的R&D投資。
（3）控制變量：借鑒以往的研究，本文以研發人員占職工總數比例（POR） 和無形資產占總資產比重（INA）作為控制變量，變量及具體指標及計算公式見表1。
（二）模型設計被解釋變量Y分別取為兩個比例式指標：研發費用與當期營業收入比值（RDGI）和研發費用與期末總資產比值（RDA）。以往學者關于治理機制中關于第一大股東持股比例及股權制衡對研發費用的作用方式有分歧-線性影響關系和U型影響關系。鑒于保證模型的穩定性及可靠性，本文采用四組模型，分別引進RDGI和RDA作為被解釋變量，引進第一大股東及第二到第五大股東持股比例的一次方和二次方作為解釋變量，建立如下模型：
模型一：Y=α0+α1SIZE+α2LEV+α3ROE+α4LIQA+?著
模型二：Y=?茁0+?茁1SHR*1+?茁2SHR*（2-5）+?茁3ID+?茁4PLU+?茁5IC+?著
模型三：Y=?酌0+?酌1SIZE+?酌2LEV+?酌3ROE+?酌4LIQA+?酌5SHR*1+?酌6SHR
*（2-5）+?酌7ID+?酌8PLU+?酌9IC+?酌10POR+?酌11INA+?著
（三）樣本選取及數據收集 本文選取的樣本對象是2008年或之前在深滬兩市上被認定為高新技術企業公告的上市公司，樣本數量為359家。從年度財務報表中，對被認定為高新技術企業359家上市公司的2008年研發費用進行手工收集。
在359家高新技術上市公司中，有32.7%的企業沒有在2008年年報中披露研發費用的支出。會計準則對披露的科目沒有強制性的統一規定，使得企業披露研發費用科目多種多樣。為統一研發數據來源以及盡量保留較多有披露研發費用的公司，本文保留的155家上市公司披露研發費用的科目包括：財務報表附注中的內部研究開發支出、支付的其他與經營活動有關的現金、管理費用，董事會報告中的研發支出，因為這四個科目均能較好的反映企業當期對研發的投入力度。剔除的公司包括：剔除無披露研發費用的117家上市公司；剔除87家在其他科目披露研發費用的上市公司。其他科目主要為專項應付款，該科目主要為政府撥款，企業在此處反映的資金有可能是政府發放技術補貼、獎勵金，存放在該科目一年甚至幾年都沒有實際用于研究開發。本文數據來源于巨潮咨詢網，聚源數據庫，國泰安數據庫。
三、實證結果分析
（一）描述性分析 描述性分析結果如表2所示，這155家上市高新技術企業的2008年R&D平均接近4000萬，但是不同的企業投入量的差異懸殊，因此在進行進一步數據分析時，剔除R&D最大的8家和最小的7家企業，保留140家企業，以消除極值的影響；我國企業的R&D占營業收入比例均值約為2.3%，占總資產比例的均值約為1.3%，遠低于發達國家的水平；類似的，研發人員占員工的比例與無形資產占總資產比例也是遠低于發達國家水平；企業的資產負債率、盈利能力和現金流量能力差異也是很明顯的；公司治理因素中，可以明顯看出我國一股獨大的現象，第一大股東持股比例均值約為35%，比例最大的接近80%；總經理和董事兼任的公司比例不高，僅為26%，而且我國股權激勵制度推行不夠廣泛，在155家上市公司中，僅有8%的企業實施了股權激勵機制。
（二）皮爾森相關系數檢驗 對描述分析中所列示的12個解釋變量進行皮爾森相關系數檢驗可知，一共有6對變量在5%的水平下顯著相關，但相關系數的絕對值均在0.22以下，不存在共線性問題；11對變量在1%的水平下顯著相關，除了兩組持股比例的一次方項與二次方項高度相關以外，其余的9組相關系數的絕對值均在0.39以下。因為持股比例的一次方項與二次方項置于不同的模型中，因此各變量之間不存在多重共線性問題。
（三）回歸分析 分別對兩個被解釋變量進行多元線性回歸，回歸結果如表3所示。
（1）回歸分析結果。由表3可知：
第一，無論是RDGI還是RDA指標，經營狀況對研發費用投入線性關系顯著，治理機制對研發費用投入的線性關系不顯著。從第一組與第二組，第三組與第四組的比較中看出，治理機制因素中持股比例的一次方與二次方對研發費用的影響區別不大。
第二，在四個模型中，調整后的R方值均不高，表明仍有重要的因素沒有考慮到，結論與前人研究“R&D的關鍵影響因素是不易被觀測”相同，但是在應用中不必對R方過分苛求，重要的是考察模型的經濟意義是否成立。
第三，從殘差項是否存在序列相關的角度來看，RDGI指標優于RDA指標。
第四，在所有模型中，所有解釋變量的VIF值均小于2，與前文的皮爾森相關系數檢驗結果相同，即模型中不存在多重共線性問題。
第五，所有解釋變量中，僅有企業規模一項對研發費用的影響顯著成立，但其參數估計值均為負數，與預期符號相反。
（2）回歸結果分析。對于上述的分析結果，相關的解釋如下：國內外的研發費用影響因素有很大的差異，生搬硬套國外研究中應用的解釋變量指標，對我國研發費用影響因素的分析貢獻不大。在前文的描述性分析中可知，我國高新技術企業上市公司的研發水平差異較大，而且整體水平較國外而言較低。發達國家的高新技術企業更注重企業自身核心技術的發明創造，研發費用受到企業自身的經營實力和內部治理機制完善水平的影響效果明顯。
首先，我國高新技術上市公司中，中小企業研發費用的投入力度更高，即研發費用的投入與企業規模負相關。面對日益激烈的市場競爭環境，中小企業如果沒能加強自身的技術實力，容易被大企業所兼并收購；而大企業而言，雖然投入的研發費用也較大，但其研發費用的投入增長沒能超越企業資產增長或營業收入的增長，大企業的業務規模擴展得更快。企業的負債能力、盈利能力和現金流量能力雖然對研發費用沒有顯著的線性影響關系，但可能以其他的函數方式產生作用。
其次，公司治理機制對研發費用的影響不明顯，可能是因為：董事會結構面臨政府不同程度的行政力量干預時，獨立董事的作用難以發揮，部分上市公司設立獨立董事的目的在于滿足國家相關法規的要求；兩職兼任及股權激勵在我國的普及程度沒有國外水平高；雖然我國公司一股獨大的現象明顯，但是缺乏遠見的股東未必能夠做出增加研發投入這一有利公司長期發展的決策；股權制衡制度影響受到第一大股東的牽制，未能發揮較好的作用。
再次，研發人員占員工總數的比例并未能作為解釋研發費用投入的有力因素，可能是因為我國高新技術企業相對于國外來說，企業所采用的技術中購進的比例較高，而不是通過自身的研發投入形成的；我國的高新技術企業很多屬于制造業企業，公司的固定資產相對于無形資產來說比重較大，所以無形資產占總資產的比重作用效果也不明顯。
四、結論與不足
本文以我國上市的高新技術企業為研究對象，套用國外學者相關研究的經驗，研究公司經營狀況因素和公司治理機制因素對研發投入的行為的影響，結論與國內外學者的研究結論存在差異：除了經營狀況因素中公司規模與研發費用投入顯著負相關外，其他因素的作用均不明顯，原因在于我國高新技術上市公司面臨的營運環境與國外同類公司很不同，導致企業的R&D決策不盡相同。
本文研究的不足在于：由于企業披露研發費用的不規范等問題，導致本文研究的樣本對象僅為140家高新技術企業上市公司，因此得出的結論有可能以偏概全，且本文截取的研發費用數據來自四個科目，數據來源不統一；因155家企業來自17個行業，較為分散，本文并未研究行業因素對研發投入的影響。而且由于本文所研究對象已經涵蓋了2008年所有的高新技術上市公司，并未能對樣本進行預測性檢驗。
參考文獻：
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