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时间:2018-11-20
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1、试论大股东利益侵占对股权激励实施效应的影响论文.freelstrom和Milgrom(1987)指出企业经理人的报酬应当与企业业绩呈现出某种程度的线性关系。Jensen和Murphy(1990)利用1969—1983年美国上市公司CEO的报酬数,得出高管报酬与公司业绩之间敏感度极低。Rosen(1992)指出虽然二者之问的敏感度极低,但是CEO收人仍随业绩发生巨大波动。此外,另一些研究则认为两者之间具有更高的敏感度,Hall和Liebman(1998)利用1980—1994年的数据估计出新的敏感度为,企业价值每变动1000
2、美元,CEO收入的变动大约25美元,这其中股票和股票期权的贡献为19.7美元。Kato和Long(2005)以中国上海、深圳上市公司为样本,对高管报酬与股东财富之间的关系进行了研究,结果表明中国上市公司的高管报酬与企业业绩存在显著的正相关关系。Lilling(2006)应用一阶差分矩估计和系统矩估计方法,消除了内生性和企业特性的影响,发现CEO收入与企业市值之间呈现出更为强烈的相关性。Giorgio和Arman(2008)以美国的“新经济”企业为样本,对其1996—2002年的面板数据进行了检验,结果亦表明高管报酬与企业业
3、绩的强相关性。国内学者关于股权激励与公司业绩之间的关系问题也进行了大量研究。魏刚(2000)、李增泉(2000)研究均发现,高管人员持股比例偏低,管理层持股没有发挥其应有的激励效应。于东智(2003)从董事会机制对完善公司治理的作用这一角度,对股权激励的效应进行了研究,研究表明董事会持股有利于公司绩效的提高。王华(2006)从内生性视角研究了上市公司经营者股权激励、董事会组成与企业价值之间的内生互动关系,研究表明经营者股权激励与企业价值之间存在显著的倒U型曲线关系。杜兴强和王丽华(2007)研究发现高层管理当局薪酬与公司以
4、及股东财富前后两期的变化、上期托宾Q的变化均成正相关关系,与本期托宾Q的变化成负相关关系,对股东财富指标回归显示出较弱的相关性。顾斌(2007)采用比较研究法,在控制了行业因素及宏观经济变量的影响后,通过纵向对比上市公司股权激励实施前后公司净资产收益率的变化,得出股权激励长期效应不明显这一研究结论。从国内外现有研究成果可以看出,大多数研究是基于分散股权结构下全体股东与经营者之间的委托代理关系这一理论基础。但是在集中的股权结构下,大股东的侵占成本已经取代所有者一管理者代理成本成为现代公司的主要矛盾。因此,本文主要基于大股东侵
5、占这一视角对股权激励效应问题展开研究。二、理论分析与研究假设(一)“壕沟防御效应”对股权激励效应的影响在高度集中的股权结构下,大股东无论在动机还是在能力上都有可能侵占小股东利益,引起代理成本增加和公司价值下降,即“壕沟防御效应”。唐宗明、蒋位(2002)、Jiang和SR*LSHC、MSR*INSIDE构面板数据计量模型2,对相关假设进一步检验。模l、2如下:其中,TQ为被解释变量,TQ=公司市场价格/司重置成本。代表截面数据的个体效应,基于面数据的个体效应是系统的、确定的,本文采了固定效应模型,并运用Hausman检验对
6、采用定效应模型的适用性进行了检验。MSR*LSHC的系数代表大股东侵占对股权激励效应的影响,R*INSIDER前的系数代表内部控制对股权激励应的影响。con表示一组控制变量,根据国内外者关于股权激励效应影响因素的研究结论,引入司资产规模、资本结构以及行业变量等进行控,具体变量定义见表1。(1)因变量。本研究所用因变量为托宾Q值Q-f)。选用TQ而非传统的净资产收益率等财务标对公司经营业绩进行评价是因为:首先,股权励的行权条件通常是建立在企业收益提高的基上的,ROE等收益指标容易受到经理人的操纵,计信息的可靠性无法保证。其次
7、,托宾Q值是公市场价格与其重置成本的比值,其具体计算公式:TQ=(年末流通股市值+非流通股占净资产的金+公司负债)/年末总资产,托宾0值的定义符合权激励具有长期性的特征,而且考虑了中小流通股东的利益。(2)解释变量。本文相关解释变量及控制变量义见表1。按中国证监会有关行业的划分标准,对上市公司所在行业进行了细分,剔除金融业,共设置12个行业哑变量。四、实证结果分析(一)描述性统计在对总体样本进行描述性统计的基础上,本文按照内部人控制的情况对样本进行了划分,分组后各变量的描述性统计结果见表2。从内部人控制角度来看,两职分离的
8、公司其To的均值大于两职兼任的公司,但差距不明显。而前者股权激励比率却大于后者,这说明两职分离的公司虽然MSR值相对较小,但是其股权激励效果好于两职兼任的公司。LSHC的最大值达到了281,且其标准差较大,这说明在目前股权集中的股权结构下,中小股东无法对大股东形成有效的制衡,高度集中的股权结果有可能对股
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