盧啟金 （廣西職業(yè)技術(shù)學(xué)院商學(xué)院 廣西南寧 530226）

一、引言

在上個(gè)世紀(jì)末，增加高管持股被認(rèn)為是一種有效且積極的治理手段，但受到股票市場(chǎng)和勞動(dòng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的雙重作用，高管持股并未對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生顯著的作用。Claudio Loderer，Kenneth Martin（1997）發(fā)現(xiàn)公司績(jī)效對(duì)高管持股規(guī)模有顯著的影響，但是沒(méi)有證據(jù)支持高管持股越多，則公司績(jī)效水平越高。但是隨著委托-代理效應(yīng)的產(chǎn)生，上市公司為了解決委托代理所帶來(lái)的管理層和公司所有者之間的利益矛盾，開(kāi)始大力推行上市公司股權(quán)激勵(lì)，上市公司高管持股的比重不斷增加，同時(shí)高管持股對(duì)公司績(jī)效的作用逐漸明顯化，John E.Core，David F.Larcker（2002）基于公司的“目標(biāo)持股計(jì)劃”，得到提高管理層的股權(quán)水平可有效改善公司績(jī)效，即增加公司管理層的持股比例，能有效提高公司績(jī)效水平。2016年，《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》正式實(shí)施后，上市公司高管持股成為常態(tài)，這種情況下，結(jié)合公司股本集中度，研究公司高管持股特征對(duì)公司績(jī)效的影響，對(duì)當(dāng)前公司的內(nèi)部治理、績(jī)效提升均具有現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前已有的研究假設(shè)中，對(duì)于高管持股特征與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的相關(guān)性研究中，學(xué)者就公司績(jī)效所采用的衡量指標(biāo)不同，因此所得到的結(jié)論不同。Apostolos Dasilas，Stergios Leventis（2013）通過(guò)研究雅典證券交易市場(chǎng)發(fā)現(xiàn)，公司的內(nèi)部管理層持股情況以及股權(quán)集中度均會(huì)有效提高公司股票收益，進(jìn)而提高公司整體績(jī)效水平。而Chamu Sundaramurthy等（2005）通過(guò)對(duì)比高管和機(jī)構(gòu)持股的公司績(jī)效差異，發(fā)現(xiàn)高管持股并未對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。到本世紀(jì)，企業(yè)的委托-代理模式逐漸普遍起來(lái)，越來(lái)越多的企業(yè)開(kāi)始實(shí)行高管股權(quán)激勵(lì)，但是仍然有學(xué)者基于委托代理理論認(rèn)為高管持股不會(huì)對(duì)績(jī)效產(chǎn)生明顯作用。Francis A.Kwansa等（2014）認(rèn)為高管持股與績(jī)效之間沒(méi)有明顯的正相關(guān)，甚至出現(xiàn)了輕微的負(fù)相關(guān)，沒(méi)有支持“代理理論”。此外部分學(xué)者從高管持股的變動(dòng)特征進(jìn)行分析，認(rèn)為高管持股變動(dòng)率與公司績(jī)效之間存在顯著的相關(guān)性。孫紅燕（2018）通過(guò)分析得出股本總數(shù)與公司績(jī)效之間負(fù)相關(guān)，同樣并未得到高管持股與公司績(jī)效具有顯著的相關(guān)性。而黃運(yùn)旭（2018）基于當(dāng)前許多上市公司實(shí)行的“員工持股激勵(lì)方案”，從內(nèi)部治理的角度證實(shí)了員工持股對(duì)公司績(jī)效具有積極作用。辛佩珊（2020）通過(guò)對(duì)伊利股份2006—2009年間股權(quán)激勵(lì)方案實(shí)施效應(yīng)的分析，認(rèn)為有效的股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，高度綁定股東利益和管理者利益，可以提高公司績(jī)效。在基于高管持股的增減所引起的持股變動(dòng)方面，大部分學(xué)者支持高管持股減持會(huì)對(duì)公司績(jī)效造成負(fù)面影響。趙淑芳（2018）以創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對(duì)象，驗(yàn)證高管持股增持會(huì)促進(jìn)公司績(jī)效水平的提升，高管持股減持會(huì)對(duì)公司績(jī)效水平產(chǎn)生消極影響?；诟吖艹止勺儎?dòng)性，當(dāng)前公司的高管持股減持量較大，由高管持股增持帶動(dòng)的高管持股變動(dòng)率較小，而高管持股的大量減持會(huì)導(dǎo)致高管持股變動(dòng)率的大幅度提升。董竹、馬鵬飛（2019）基于內(nèi)部控制角度，認(rèn)為當(dāng)公司的內(nèi)部控制機(jī)制較好，在利益趨同效應(yīng)下，公司的高管持股能夠?qū)究?jī)效產(chǎn)生積極作用。綜上，本文提出如下假設(shè)：

H1：高管持股特征對(duì)公司績(jī)效有顯著的影響。

H1-1：高管持股總比例對(duì)公司績(jī)效具有積極影響。高管持股比例越高，則公司績(jī)效水平越高。

H1-2：高管持股變動(dòng)對(duì)公司績(jī)效具有消極影響。高管持股變動(dòng)比例越高，則公司績(jī)效水平越低。

基于對(duì)股本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的相關(guān)性研究可以得出，在大部分行業(yè)中，股本結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)均會(huì)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生影響。當(dāng)前大部分學(xué)者分析股本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的相關(guān)性時(shí)，主要是從股權(quán)集中度的角度進(jìn)行分析。其中有部分學(xué)者通過(guò)實(shí)證驗(yàn)證得到股本集中度與公司績(jī)效不存在顯著的相關(guān)性，即股本結(jié)構(gòu)不會(huì)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生顯著的影響。但大部分學(xué)者則得到股權(quán)集中度對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有顯著的影響。Peterson Kitakogelu Ozili、Olayinka Uadiale（2017）調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在發(fā)展中國(guó)家，高股權(quán)集中度的商業(yè)銀行的資產(chǎn)收益率較高，而股權(quán)分散的銀行的資產(chǎn)收益率較低。換言之，股權(quán)集中度越高，資產(chǎn)收益率越高，股權(quán)集中度對(duì)資產(chǎn)收益率具有積極的作用?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：股本集中度與公司績(jī)效正相關(guān)，前十大股東持股比例越高，則公司績(jī)效水平越高。

目前，在股本結(jié)構(gòu)對(duì)于高管持股與公司績(jī)效的調(diào)節(jié)效應(yīng)方面，尚未有具體的實(shí)證研究結(jié)論。陳爽等（2017）將股權(quán)集中度和高管持股同時(shí)作為解釋變量，認(rèn)為股權(quán)集中度與高管持股之間存在正相關(guān)性，同時(shí)二者可同時(shí)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生積極的影響。Shantanu Banerjee、Swarnodeep Homroy（2018）從股本結(jié)構(gòu)的角度，提出股本結(jié)構(gòu)會(huì)影響管理層激勵(lì)和公司的績(jī)效水平。雖然公司的績(jī)效會(huì)因?yàn)閼?zhàn)略設(shè)定而存在差異，而戰(zhàn)略設(shè)定又受到管理激勵(lì)的影響。但整體上而言，可以通過(guò)股本結(jié)構(gòu)的調(diào)整來(lái)調(diào)整管理層股權(quán)激勵(lì)，提升公司績(jī)效水平。從這一層面來(lái)看，股本結(jié)構(gòu)在高管持股總量與公司績(jī)效的關(guān)系中發(fā)揮積極的作用?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)：

H3：股本集中度在高管持股特征與公司績(jī)效中具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H3-1：股本集中度正向調(diào)節(jié)高管持股總比例對(duì)公司績(jī)效的積極影響。

H3-2：股本集中度負(fù)向調(diào)節(jié)高管持股變動(dòng)對(duì)公司績(jī)效的消極作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)。本文以深滬兩市A股上市公司作為研究對(duì)象。觀測(cè)期設(shè)定為2017—2019年，同時(shí)按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行剔除：（1）剔除ST樣本公司；（2）剔除在2017—2019年相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本公司。最終確定1 058家A股上市公司為研究對(duì)象，樣本總量為3 288個(gè)。本文數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，具體使用SPASS 25.0軟件處理數(shù)據(jù)，由于本文研究的各變量指標(biāo)的計(jì)量單位不一，對(duì)連續(xù)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化處理。

（二）指標(biāo)說(shuō)明。

1.因變量。以公司績(jī)效為因變量，當(dāng)前大部分研究多會(huì)使用企業(yè)的盈利指標(biāo)、運(yùn)營(yíng)指標(biāo)或是單一的收益性指標(biāo)作為測(cè)量指標(biāo)，本文具體使用資產(chǎn)收益率作為測(cè)量指標(biāo)。

2.自變量。基于當(dāng)前高管持股具有增持和減持的情況，本文從高管持股的總量和變動(dòng)兩個(gè)方面反映高管持股特征，設(shè)定高管持股總比例和高管持股變動(dòng)率兩個(gè)自變量。

3.調(diào)節(jié)變量。本文研究基礎(chǔ)為公司的股本集中度，且主要基于公司的內(nèi)部治理環(huán)境研究高管持股特征對(duì)公司績(jī)效的影響，因此選擇股本集中度作為調(diào)節(jié)變量，用于反映持股集中和集中治理程度。

4.控制變量。本文選擇公司規(guī)模、公司運(yùn)營(yíng)情況和債務(wù)情況作為控制變量。

具體的變量說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)明表

（三）建立模型。針對(duì)高管持股特征、股本集中度與公司績(jī)效的關(guān)系假設(shè)，建立多元回歸模型（1）：

為分析股本集中度對(duì)高管持股結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，針對(duì)假設(shè)3，分別建立多元回歸模型（2）和（3）。

分析股本集中度對(duì)高管持股總比例與公司績(jī)效關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，引入股本集中度與高管持股總比例的交互項(xiàng)，建立多元回歸模型（2）：

當(dāng)δ顯著時(shí)，說(shuō)明股本集中度在高管持股總比例與公司績(jī)效關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

分析股本集中度對(duì)高管持股變動(dòng)與公司績(jī)效關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，引入股本集中度與高管持股變動(dòng)率的交互項(xiàng)，建立多元回歸模型（3）：

當(dāng)β顯著時(shí)，說(shuō)明股本集中度在高管持股變動(dòng)與公司績(jī)效關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)。由表2可知，公司績(jī)效的均值為0.1126329，且最小值大于0，說(shuō)明樣本公司均處于總資產(chǎn)可獲得收益的狀態(tài)，但是從標(biāo)準(zhǔn)差可以得到，當(dāng)前樣本公司的公司績(jī)效的差異性仍然較大。此外，高管持股比例的均值為0.21%，可以看出當(dāng)前樣本公司的高管持股比例整體偏低，高管持股變動(dòng)率的均值為0.08466，與高管持股比例比較而言，高管持股變動(dòng)率與高管持股比例的均值比率為40%左右，可見(jiàn)實(shí)際上大部分樣本公司的高管持股變動(dòng)率偏高。從股本集中度的測(cè)量指標(biāo)的均值可知，大部分上市公司的前十大股東的持股比例之和超過(guò)50%，說(shuō)明當(dāng)前樣本公司的持股相對(duì)較為集中。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

為進(jìn)一步明確高管持股特征，使用方差分析對(duì)高管持股比例、高管持股變動(dòng)率在財(cái)務(wù)統(tǒng)計(jì)時(shí)間方面的差異性進(jìn)行檢驗(yàn)。高管持股方面呈現(xiàn)出動(dòng)態(tài)變化性和非平穩(wěn)性特征。高管持股比例、高管持股變動(dòng)率均在不同年份中呈現(xiàn)出明顯的差異性，其中不同年份的高管持股比例在0.01的水平上表現(xiàn)出顯著的差異性，不同年份的高管持股變動(dòng)率在0.05的水平上存在顯著差異。結(jié)合高管持股比例和高管持股變動(dòng)率的年均值可知，高管持股在整體上表現(xiàn)出逐年遞減的趨勢(shì)，即高管的總持股量在總股本量中的比重逐年降低。而高管持股的變動(dòng)率則逐年遞增，即高管持股的年度變動(dòng)量與總股本量的比值逐年增大，說(shuō)明當(dāng)前大部分上市公司的高管持股量的持減量大于增長(zhǎng)量。詳見(jiàn)表3。

表3 高管持股比例、高管持股變動(dòng)率的方差對(duì)比結(jié)果

（二）相關(guān)性分析。使用皮爾遜相關(guān)系數(shù)對(duì)所有變量進(jìn)行相關(guān)性分析，得到的相關(guān)性分析結(jié)果如表4所示。公司績(jī)效與高管持股總比例和高管持股變動(dòng)率分別在0.01的水平上存在顯著的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)分別為0.293和-0.059。而公司績(jī)效與股本集中度在0.01的水平上存在顯著的正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.204，公司績(jī)效分別與公司規(guī)模、運(yùn)營(yíng)情況、債務(wù)情況在0.01的水平上存在顯著的正相關(guān)。此外其他變量之間的兩兩相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均不超過(guò)0.4，說(shuō)明當(dāng)前各變量之間不存在顯著的多重共線性問(wèn)題。

表4 各變量相關(guān)性分析結(jié)果

（三）回歸分析。

1.高管持股特征、股本集中度與公司績(jī)效的回歸分析。建立高管持股總比例和高管持股變動(dòng)性、股本集中度與公司績(jī)效的回歸模型，對(duì)高管持股特征、股本集中度與公司績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行測(cè)試。模型（1）的測(cè)試結(jié)果如表5所示。模型（1）為逐步回歸模型，在模型（1）-1中，控制變量可以解釋公司績(jī)效3.7%的變化量，且F值顯著，說(shuō)明整個(gè)模型有意義，其中公司規(guī)模、運(yùn)營(yíng)情況對(duì)公司績(jī)效具有顯著的正向影響，即公司規(guī)模越大，運(yùn)營(yíng)情況越好，則公司績(jī)效水平越高。

表5 回歸模型分析結(jié)果

在模型（1）-2中，公司績(jī)效為因變量的模型R為0.108，調(diào)整后的模型R為0.106，意味著控制變量和高管持股比例以及高管持股變動(dòng)率可以解釋公司績(jī)效的10.6%的變化原因。對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)模型通過(guò)F檢驗(yàn)，也即說(shuō)明當(dāng)前模型的變量中一定存在會(huì)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生影響的變量，根據(jù)模型中解釋變量的回歸系數(shù)分析可知，高管總持股比例對(duì)公司績(jī)效具有顯著的正向影響，當(dāng)高管總持股比例增加1個(gè)單位，則公司績(jī)效水平提高0.302，此外高管持股變動(dòng)比例對(duì)公司績(jī)效具有顯著的負(fù)向影響，即高管持股量的變動(dòng)性越強(qiáng)，則對(duì)公司績(jī)效的抑制作用越大。這是由于高管持股變動(dòng)性中包含了高管持股總比例的持減量，而高管持減量的增加會(huì)抑制公司績(jī)效的影響。綜合高管持股的總量和高管持股變動(dòng)兩個(gè)變量對(duì)公司績(jī)效一正一負(fù)的影響，可知，當(dāng)高管持股穩(wěn)定且小幅度增加時(shí)，有利于公司績(jī)效水平的提升。

在上頁(yè)表5模型（1）-3中，調(diào)整后R進(jìn)一步增加至12.7%，說(shuō)明加入的股本集中度這一變量對(duì)公司績(jī)效具有正向的調(diào)節(jié)作用。同時(shí)結(jié)合高管持股總比例以及高管持股變動(dòng)的回歸系數(shù)，模型（1）-3進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1-1和假設(shè)1-2，同時(shí)最終具體分析可知：股本集中度的回歸系數(shù)在0.01的水平上顯著，且符號(hào)為正，則意味著股本集中度會(huì)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生顯著的積極影響關(guān)系，這與部分學(xué)者的研究結(jié)論一致，如賈佩雷、黃陽(yáng)（2019）通過(guò)實(shí)證驗(yàn)證認(rèn)為上市公司的前十大股東持股比例越大，則公司績(jī)效水平越高。即公司的股本越集中，則該公司的績(jī)效水平越高，因此本文所提得到的股本集中度與公司績(jī)效的關(guān)系結(jié)論符合公司發(fā)展的現(xiàn)實(shí)情況，同時(shí)根據(jù)分析結(jié)果，假設(shè)2成立。

2.股本集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。以公司績(jī)效為因變量，以高管持股總比例、股本集中度為自變量，同時(shí)引入交互項(xiàng)“高管持股總比例*前十大股東持股比例”得到模型（2），以高管持股變動(dòng)率、股本集中度為自變量，同時(shí)引入交互項(xiàng)“高管持股變動(dòng)率*前十大股東持股比例”得到模型（3），得到的回歸分析結(jié)果如表6所示。模型（2）得到的R變化量為0.083，同時(shí)交互項(xiàng)“高管持股總比例*前十大股東持股比例”的回歸系數(shù)在0.01的水平上顯著，但是股本集中度的回歸系數(shù)不顯著，說(shuō)明股本集中度在高管持股總比例與公司績(jī)效中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，但是股本集中度的主效應(yīng)不顯著。模型（3）得到的R變化量為0.063，同時(shí)交互項(xiàng)“高管持股變動(dòng)率*前十大股東持股比例”的回歸系數(shù)在0.01的水平上顯著，說(shuō)明股本集中度在高管持股變動(dòng)率與公司績(jī)效中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。但是引入交互項(xiàng)之后，模型（2）中高管持股總比例對(duì)公司績(jī)效的影響發(fā)生變化，由正向變?yōu)樨?fù)向影響，模型（3）中高管持股變動(dòng)率對(duì)公司績(jī)效的影響由消極轉(zhuǎn)為積極。這是由于在模型（2）和模型（3）中引入交互項(xiàng)之后，兩個(gè)模型均出現(xiàn)了嚴(yán)重的共線性問(wèn)題，模型（2）中“高管持股比例”和“高管持股比例*前十大股東持股比例”兩個(gè)變量的VIF值均超過(guò)了30，模型（3）中“高管持股變動(dòng)比例”和“高管持股變動(dòng)比例*前十大股東持股比例”兩個(gè)變量的VIF值超過(guò)了15。為消除多重共線性對(duì)模型分析結(jié)果造成的影響，使用嶺回歸方式進(jìn)一步檢驗(yàn)股本集中度在高管持股特征與公司績(jī)效關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體結(jié)果見(jiàn)表7。

表6 股本集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)的線性回歸分析結(jié)果

表7 股本集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)的嶺回歸分析結(jié)果

嶺回歸分析消除了變量中多重共線性的影響，得到的測(cè)試結(jié)果支持股本集中度在高管持股特征與公司績(jī)效關(guān)系中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)這一結(jié)論。其中模型（4）的測(cè)試結(jié)果顯示“高管持股總比例*前十大股東持股比例”的回歸系數(shù)仍然在0.01的水平上顯著。且該模型中，高管持股總比例的回歸系數(shù)為0.0811（p＜0.01），即支持高管持股總比例與公司績(jī)效的正相關(guān)結(jié)論。模型（5）中高管持股變動(dòng)率的回歸系數(shù)符號(hào)為“-”，同時(shí)在0.01的水平上顯著，支持高管持股變動(dòng)率與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)這一結(jié)論，且“高管持股變動(dòng)率*前十大股東持股比例”的回歸系數(shù)在0.01的水平上顯著，可知假設(shè)H3-1、H3-2均成立。另外，在我們的研究中作為控制變量的企業(yè)規(guī)模和公司運(yùn)營(yíng)情況、債務(wù)情況與公司績(jī)效的關(guān)系與大部分現(xiàn)有的研究結(jié)論一致。按照當(dāng)前上市公司的發(fā)展而言，一般規(guī)模越大的公司其績(jī)效水平越高，即公司規(guī)模與公司績(jī)效正相關(guān)。此外公司的運(yùn)營(yíng)情況越好，則公司能通過(guò)運(yùn)營(yíng)產(chǎn)生的利潤(rùn)越高，進(jìn)而提升公司的整體績(jī)效水平?，F(xiàn)階段，基于債務(wù)情況與公司績(jī)效方面的影響因素的研究方面，已有學(xué)者得到公司債務(wù)水平越高，則公司績(jī)效水平越高，其中張英、陳敏（2019）驗(yàn)證了資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)。這一結(jié)論符合當(dāng)前公司發(fā)展的常態(tài)。

五、結(jié)論

本文以深滬兩市A股上市公司數(shù)據(jù)分析了高管持股特征與公司績(jī)效的關(guān)系，在控制了公司規(guī)模、運(yùn)營(yíng)情況、債務(wù)情況的影響后，研究得到高管持股總比例與公司績(jī)效正相關(guān)，高管持股變動(dòng)率與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)?？梢?jiàn)在委托代理理論下，穩(wěn)步增加高管股權(quán)激勵(lì)力度，提升高管持股總比例，并降低高管持股的減持量，對(duì)公司績(jī)效水平具有積極作用。而上市公司股本集中度能促進(jìn)高管持股總比例對(duì)公司績(jī)效的積極影響，且能抑制高管持股變動(dòng)率對(duì)公司績(jī)效的消極作用。