【摘要】本文以2004年1076家上市公司的截面数据为样本，选用ROE、Tobin’s Q作为公司绩效指标，通过对混合样本和分组样本采用多种方法进行实证分析，较为全面、细致地研究了管理层持股与公司绩效的关系。研究发现：（1）管理层持股与公司绩效存在显著的相关关系；（2）第一大股东性质对公司绩效有影响，在国家控股公司中管理层持股机制并没有发挥出很好的激励效用。；（3）管理层持股比例的高低影响公司绩效，且在一定范围内，管理层持股比例公司绩效正相关；（4）表征公司绩效的两个指标ROE和Tobin’s Q随着管理层持股比例的增加，呈现出不完全一致的变化趋势。
【关键词】管理层持股 公司绩效 相关性 实证分析
1 引言
1.1 研究背景与动机
自从1932年Berle和Means的划时代经典著作《现代公司与私有财产》问世以来，企业的所有权及控制与其经营绩效之间的关系就一直是学术界研究的热点。关注的焦点在于现代公司应当设置怎样一种契约或机制，给代理人提供激励和约束，进而降低委托代理过程中产生的代理成本(Agent Cost)，以使股东利益最大化。管理层持股就是一种协调管理层与股东利益的关键治理机制。
中国实行管理者股权激励机制始于1999年5月武汉的3家上市公司，到2004年12月31日为止已经有数百家上市公司对经营者进行了股权激励。相比西方发达国家引入股权激励的时间与所取得的显著效果，我国起步较晚，相关学者针对管理层持股与公司绩效的关系尽管进行了大量的研究，对公司管理提出了不少宝贵的建议，但我们不得不承认目前我国国内在相关领域的研究尚与国外研究成果存在一定的差距。
针对我国目前对管理层持股与公司绩效关系的探讨现状，我们试图沿着前人的研究，在国内目前的法律环境、制度背景和国有股权一股独大的市场环境中，通过对1076家中国上市公司的实证分析，研究我国公司的管理层持股比例与公司绩效之间的相关关系，为我国目前国企改革的深化和管理层激励机制的建立提供实证依据。本文除第一部分为引言外，第二部分做出研究设计，第三部分进行实证分析并得出了相应的结果，第四部分总结本文的结论。
1.2基本理论回顾与文献综述
沿着Berle和Means的思路，西方学者Jensen和Meckling(1976)最早开始了对管理层持股与公司绩效关系的正式研究，并提出了“利益汇聚假说”（Convergence-of-interests），研究认为，由于管理层持股汇聚了管理者和股东利益，因此管理层持股比例应该与公司绩效正相关。与此相对立的观点——Fama和Jensen（1983）提出的“管理者防御假说”则认为如果管理层持股比例太高，就有可能控制董事会从而侵占其他投资者的财富，从而减少公司价值。从1985年以来，学术界对管理层持股采用新的分类标准进行了新的思考，结果依然是见仁见智。许多研究表明所有权集中与公司的市场价值之间存在非单调关系。Morck(1988)等采用1980年《财富》500强中371家公司作为样本，以托宾Q值衡量公司绩效，以拥有的股份不少于0.2%的董事们的持股比例之和衡量管理层持股比例，持股比例在0-5%之间正相关，5%-25%之间负相关，大于25%又正相关。McConnell 和 Servaes(1990)以美国1976年1173家公司和1986年1093家公司为样本，采用二次方程进行研究，他们发现托宾Q值随管理层持股比例的增加而增加，但持股比例达到40%~50%后，与托宾Q值随着该变量增加而减少。 Hermalin 和 Weisback(1991)研究了134美国纽约证券交易所公司，以CEO持股额来衡量管理层持股，发现持股比例在0-1%之间正相关，1%-5%之间负相关，在5%-20%之间又正相关，大于20%又负相关。还有一些学者将这一问题的研究转向了内生性问题，Demsetz 和 Lehn(1985)通过对1980年美国511家公司的样本研究证明，公司的所有权结构是一个内生变量，是公司追求价值最大化的结果，而与公司绩效无关。
中国正处于经济转型期，虽然上市公司处于特殊环境和条件下，但是近几年来不少学者在这一领域也作了卓有成效的探讨。多数研究表明管理层持股与公司绩效之间并不存在显著的相关性。袁国良等（2000）发现国家控股的上市公司的经营绩效与公司管理层持股比例之间基本不相关，即使非国家控股上市公司，二者的相关性也很低。魏刚（2000）在研究上市公司高级管理人员持股水平偏低和“零持股”现象比较普遍后认为，高管人员持股数量与公司的经营绩效（ROE）不存在“区间效应”。于东智和谷立日（2001）对1999年上市公司的研究表明，高层管理人员持股与公司绩效（ROE）虽然成一定的正相关关系，但不具有统计上的显著性。胡铭（2003）、常健（2003）和詹虹（2003）也分别得出了相似的结论，即处于不同持股权比例区间分段回归的相关系数均不具有统计上的显著性。另一些学者则认为二者之间存在一定的相关性。许小年（1997）对沪深两市300多家上市公司股本结构和公司效益的统计分析表明，国有股比重高的公司效益较差，法人股比重大的公司效益较好，个人股比重和公司效益基本无关。周业安（1999）从影响融资能力的角度分析发现法人股比例与净资产收益率之间有正相关关系。吴淑琨（2002）研究表明，股权集中度、内部持股比例与公司绩效（总资产利润率ROA）呈显著性倒U型相关关系。张宗益，宋增基（2002）认为公司绩效与经理持股比例存在立方关系。湛新民，刘善敏（2003）选用加权平均的ROE值为衡量上市公司的主要经营绩效指标，发现“零持股”比例有上升之势，持股比例与经营绩效有显著性弱相关关系。但目前我国国内对此问题的实证研究多源于国外学者的结论，很少考虑我国管理层持股比例普遍偏低的样本实情。在相关性研究方面，由于我国管理层持股比例较低，其所采用方法得出的结论不具有很强的说服力。对此，我们在国内研究的基础上，针对我国的特殊国情，采用2004年上市公司数据，对我国目前研究所采用的混合样本进行分组研究，使用多种方法更为细致地探讨了目前我国管理层持股与公司绩效的关系。
2 研究设计
2.1 样本选取
本文的数据主要来源于色诺芬数据库，以2004年为研究窗口，应用沪深两市上市公司的截面数据，结合中国国情进行实证分析。为了保证所收集数据的有效性，尽量减少其它因素对数据的影响，我们依据以下标准对原始样本进行了筛选：
（1）由于金融企业所应用的企业会计制度等与非金融公司明显不同，为了统一口径，我们剔除掉金融上市公司。
（2）由于标有ST的公司是交易所将对其股票交易实行特别处理上市公司，因而ST公司的经营绩效不能与其他样本做一般处理。因此，我们剔除标有ST的上市公司。
（3）考虑到公司正常经营情况下财务指标波动的正常范围，我们剔除各种财务指标值太异常的公司，如资产负债率大于0.9或小于0.1的上市公司，净资产利润率大于1或小于-2、以及主营业务利润率小于-0.6或大于1.6的上市公司，以剔除极端值对统计结果的影响。
（4）由于在Tobin’s Q作为业绩衡量指标时,中国股市浓厚的投机色彩,以及中国上市公司二元股权结构的存在,为了防止Tobin’s Q的高估影响到其作为公司市场业绩指标的有效性，我们剔除了样本中Tobin’s Q大于4的公司。经过对样本的筛选剔除后，我们选取了剩余的1076家上市公司作为研究的初始样本。
2.2 变量说明
本文涉及的变量包括独立变量、解释变量和控制变量（表1），分别分析如下：
2.2.1 独立变量
根据我们研究的目的我们选取公司的经营业绩评价指标净资产收益率(ROE)、反映公司市场价值的业绩变量Tobin’s Q为独立变量。
其中， ，是能够反映资本收益能力的国际性通用指标和杜邦系统中的核心指标，其综合能力强，可从色诺芬数据库中得到。
由于市场是公司绩效的最好的评估师,以个人分散决策为基础的市场机制对公司的各种信息具有强大的解释和综合能力，因而公司市场价值的指标Tobin’s Q能够反映出公司的经营绩效。
公司市场价值是公司所有财产所有权的市值,即股票和债务的市值。股票总市值可以从色诺芬数据库得到，我们用债务账面价值来确定债务的市场价值。在我国，公司财务报告中揭示的资产未按重置成本估值，一般是按照历史成本进行估值。因此我们选用公司总资产的账面价值代替公司重置成本。最终我们研究的自变量Tobin’s Q的计算公式为：
2.2.2 解释变量
我们的研究主要是针对公司管理层持股与公司经营绩效的关系，因而我们选取管理层持股比例（DIR）作为样本的解释变量。我们对管理层的界定是：包括董事长、监事会主席、总经理及高层管理人员（不重复计算两个职务是同一人的持股比例）。其持股比例的数据来源是色诺芬数据库中的公司治理结构情况。计算公式为：
2.2.3 控制变量
我们选取公司规模（SIZE）作为样本的控制变量。由于国内现有的研究在模型上基本都采用线性方程,很多都不设控制变量,这意味着研究结果很可能会有偏差。而影响业绩的因素很多,如果不把它们纳入方程,单单用管理层持股作为因变量所得出的结论是不能令人信服的。根据我们前期对样本数据的处理，我们推测公司规模影响公司绩效，我们选取公司总资产的自然对数为公司规模，作为此次研究的控制变量。
表 1 变量说明
变量 变量名称 变量符号 变量说明
独立变量 净资产收益率 ROE 净资产收益率=
托宾Q Tobin's Q
解释变量 管理层持股比例 DIR 其中，管理层包括董事长、监事会主席、总经理及高层管理人员（不重复计算两个职务是同一人的持股比例）
控制变量 公司规模 SIZE 公司总资产的自然对数值，即
2.3 研究方法
目前国内很多相关研究大都集中于对样本全体的回归分析。为了获得满意的回归结果以及解释，很多论文采用了管理层持股比例的高次进行回归，却并没有很好地解释这样做的依据。本文从分析方法上作了较大的改进，不仅从样本全体进行回归分析及检验，而且从各个角度对样本进行了处理加工后又作了一系列的分析，从而得出了我们的最终结论。
本文用到的分析方法主要有对混合样本的回归分析及检验、方差分析、分组后进行分析（主要包括按照第一大股东的性质分组以及按管理层持股比例等值、等距分组）等。
2.3.1 相关性分析
从样本全体出发，我们首先对本文的研究对象进行了相关性分析及假设检验， 利用SPSS11.5等统计软件得出了一定的结果，从而引导我们一步步深入研究。
2.3.2 回归分析
在对样本进行了相关性分析并对研究对象作了一定的机理分析之后，本文确定了最终的回归模型──以公司经营绩效各指标（Tobin's Q、ROE）为独立变量，管理层持股比例（DIR）为解释变量，公司规模（SIZE）为控制变量的线性回归模型：
2.3.3 方差分析
为了从更细更深的地方挖掘研究对象之间的相互关系，本文对样本进行了方差分析及假设检验。经过一定的试验分析之后，最终将解释变量管理层持股比例确定为六组：管理层零持股、管理层持股比例在0～00001、0.0001～0.001、0.001～0.01、0.01～0.1以及0.1以上。对六组样本的均值变化趋势及其差异显著性的分析有助于我们结论的得出。
2.3.4 分组分析
在进行方差分析中，可能会出现由于极值的存在而影响研究结果的情况，为了避免以上情况的出现，我们还按照各种依据对样本进行了分组研究，限于篇幅，本文中只交待了其中几种。进行分组分析有利于去除研究方法本身存在的误差，从而得出更加正确的结论。
2.4 描述性统计
在本文所选取的样本中，管理层零持股公司共482家，占样本的44.8%，ROE、Tobin’s Q均值分别为0.045、1.563，管理层持股公司共594家，占样本的55.2%，ROE、Tobin’s Q均值分别为0.035、1.513，而样本总体的ROE、Tobin’s Q均值分别为0.035、1.512。可以看出，各样本标准方差较小，极差较小。详见表2：
表 2 描述性统计量
样本 独立变量 样本容量 均值 Min Max 标准差
混合样本 ROE 1076 0.03973 -1.87457 0.40575 0.16243
Tobin's Q 1.53450 0.37488 3.93972 0.51809
管理层不持股样本 ROE 482 0.04534 -1.86522 0.34255 0.16400
Tobin's Q 1.56267 0.81987 3.92828 0.50569
管理层持股样本 ROE 594 0.03517 -1.87457 0.40575 0.16114
Tobin's Q 1.51164 0.37488 3.93972 0.52725
3 实证分析及结果
3.1 混合样本分析
3.1.1 相关性分析
在确定了最终的样本数据之后，为了确定管理层持股比例与公司经营绩效之间的关系，我们首先对样本数据进行了相关性分析。所得结果如下（表3）：
表 3 相关性检验
ROE TOBIN'S Q
管理层持股比例 Pearson相关系数 0.0804 0.1657
P值 0.0083*** 0.0000***
样本容量 1076 1076
注：***表示在0.01的水平上显著
分析结果显示，ROE与Tobin's Q值与管理层持股比例的相关关系在0.01的显著性水平上比较显著；而且二者相比，后者的相关性更加大一些（相关系数为0.1657）。从相关性分析可初步得出管理层持股与公司绩效具有相关性，且关系显著的推断。
3.1.2 回归分析及检验
目前我国国内的一些相关论文借鉴国外的研究结论，选取了管理层持股比例的二次方乃至三次方进行回归，模型多为：
但结合本文所选取的样本进行进一步分析之后，我们发现这样的回归模型并不完全合适。尽管高次回归模型能够单方面得到较好的回归结果及较高的拟合优度，但却在某种程度上歪曲了研究对象之间的关系，而且这样做也并没有理论支持。因而，鉴于上文中我们所得出的相关性结论，我们最终选取了较简单而又相对合理的回归模型：
其中，管理层持股比例（DIR）为解释变量，公司规模（SIZE）为控制变量。
为了更真实的看出管理层持股比例对公司经营绩效的影响，我们选取管理层持有股份公司的样本数据进行分析。利用SPSS11.5软件，可得出如下结果（表4）：
表 4 回归分析T检验
独立变量 自变量 系数 标准误 T统计量 P值 Adj.R2
Tobin's Q 常数项 7.19 0.50 14.42 0.0000*** 0.224
DIR 0.94 0.25 3.79 0.0002***
SIZE -0.27 0.02 -11.46 0.0000 ***
ROE 常数项 -0.71 0.17 -4.22 0.0000*** 0.045
DIR 0.32 0.08 3.83 0.0001***
SIZE 0.03 0.01 4.41 0.0000***
注：DIR表示管理层持股比例；SIZE表示公司规模；***表示在0.01的水平上显著。
不难发现，我们的回归模型对样本数据拟合得较好，对Tobin’s Q与ROE的回归拟合优度分别为22.4％与4.5％。同时对两个模型的T检验结果表明，管理层持股比例与公司规模对公司绩效的影响非常显著。对于Tobin’s Q值而言，管理层持股比例与之成正相关关系，而与公司规模则成负相关；对于ROE值则不同，管理层持股比例和公司规模都与之成正相关关系。回归分析可以进一步证明我们的推断：管理层持股与公司绩效相关，且相关性显著。
为了更进一步探究管理层持股比例与公司经营绩效之间的关系，以下我们将会将样本数据进行细分研究，包括按第一大持股股东性质类、按管理层持股比例分类以及将样本等距分组等。
3.2 按第一大股东性质分类分析
为了将公司第一大股东性质这一因素纳入到我们的考虑范围之内，我们对样本按第一大股东性质分为国家股、法人股和个人股。其中法人股包括国有法人股、境内法人股和一般法人股。由于个人股公司数量较小，在统计学意义上不具备代表性，我们分别对195家国家控股公司及713家法人股这两种持股人性质样本进行分析，并逐步深入探讨管理层持股与公司经营绩效之间的关系。
我们仍以净资产收益率ROE、Tobin’s Q两个指标来表示上市公司经营绩效，作为独立变量，以管理层持股比例作为解释变量。
通过对国家控股样本初步统计分析，按管理层是否持股分组研究管理层持股对公司绩效的影响，可以得到以下结论（表5）：
表 5 描述性统计量
Group Statistics
独立变量 管理层持股比例 N 均值 标准差 标准误
ROE >0= 0TOTAL 12372195 0.0285 0.0549 0.0383 0.1300 0.0969 0.1193 0.0117 0.0114 0.0085
Tobin's Q >0= 0TOTAL 12372195 1.3865 1.5250 1.4376 0.4168 0.5155 0.4594 0.0376 0.0608 0.0329
这195家公司ROE 、Tobin’s Q的均值分别为0.0383、1.4376，其中有123家公司管理层持股，而72家公司管理层不持股。管理层持股与零持股的公司的ROE均值分别为 0.0285、0.0549，管理层持股与零持股的公司的Tobin’s Q均值分别为 1.3865、1.5250，且标准差较小。
接着对样本进行独立样本T检验（显著性水平 ），
：管理层持股公司与零持股公司ROE（Tobin’s Q）均值相同
：管理层持股公司与零持股公司ROE（Tobin’s Q）均值不相同
分析检验结果发现：比较两组ROE，在接受两组方差相等的前提下比较ROE均值，其T统计量的p值大于0.05，接受原假设 ，说明管理层持股与零持股公司的ROE不存在显著性差异。而比较两组Tobin’s Q，在接受两组Tobin’s Q方差相等的前提下比较Tobin’s Q均值，其p值为0.0418，小于0.05，拒绝原假设 ，可以判断出管理层持股与零持股公司的Tobin’s Q存在显著性差异（见表6）。
表 6 独立样本T检验
独立样本T检验
Levene's Test for Equty of Variances 均值相等假设的T检验
F统计量 p值 T统计量 自由度 p值 Mean Difference 标准误 95% Confidence Interval of the Difference
Lower Upper
ROE Equal variances assumed 0.0463 0.8298 -1.4923 193 0.1373 -0.0263 0.0176 -0.0611 0.0085
Equal variances not assumed -1.6088 182 0.1094 -0.0263 0.0164 -0.0586 0.0060
Tobin's Q Equal variances assumed 2.3110 0.1301 -2.0487 193 0.0418** -0.1385 0.0676 -0.2719 -0.0052
Equal variances not assumed -1.9388 125 0.0548 -0.1385 0.0714 -0.2799 0.0029
注：DIR表示管理层持股比例；SIZE表示公司规模；**表示在0.05的水平上显著。
经上述比较分析可以发现，对于国家控股公司，管理层持股公司的Tobin’s Q均值与零持股公司存在显著性差异，且均值低于零持股公司。我们推断这主要是因为对于国家控股公司，由于股权分置、一股独大、二职合一等因素的影响，并且没有健全的法律法规和完善的监督机制，管理层持股可能产生更为严重的内部人控制问题，导致更加严重的代理风险和管理层道德风险。在股权分置的中国证券市场上，上市公司国有股不能流通，处于相对控制地位的国有股股东减持股份以规避集中持股的风险就比较困难。虽然国有股减持一部分股份给管理层，但管理层持股比例却很低，因而管理层持股的激励作用并不能在一定程度上发挥。以上说明对于国有股较为集中的公司，在目前我国管理层持股比例较低的情况下，国有股减持等增加管理层持股的激励手段并不能有效改善公司绩效。
同样的方法分析当第一大股东为法人股时的713家公司，可得到结论：管理层持股对ROE和Tobin’s Q没有显著性影响。在这组分类中管理层持股与公司绩效没有表现出显著性相关关系。（见附表1）。
3.3 按管理层持股比例分组（方差分析及检验）
3.3.1 按管理层持股比例等值分组
我们将管理层持股的公司按照管理层持股比例的高低分为五组，即持股比例在0～0.0001，0.0001～0.001，0.001～0.01，0.01～0.1及0.1以上共五组，同时结合管理层零持股的这一组样本一起进行方差分析。
首先计算各组样本数据的平均值及方差，并画出分布直方图（以ROE值为例）。
图 1 以ROE值为例的分布直方图
由图1易知，在大样本情况下，各组样本数据的分布直方图都不太偏离正态曲线，可以认为服从正态分布；而且方差相差不是很大，认为近似相等也不会影响我们的研究结果；另外，我们所选样本均来自于沪深两市的上市公司，完全可以认为样本独立，不存在相互影响。Tobin’s Q值的分布曲线与以上情况类似（附表2）。因此，在此基础上我们可以对样本数据进行方差分析。
我们利用统计软件SPSS11.5对我们样本的Tobin’s Q值与ROE值进行的方差分析结果如下（表7）：
表 7 方差分析
独立变量 变差源 方差和 自由度 MS F统计量 P值
Tobin's Q 组间 21.7373 5 4.3475 17.4349 0.0000***
组内 266.8078 1070 0.2494
Total 288.5451 1075
ROE 组间 0.4040 5 0.0808 3.0925 0.0089***
组内 27.9587 1070 0.0261
Total 28.3628 1075
注：***表示在0.01的水平上有显著性差异。
同时可得到各组样本的各项指标的相关描述统计量值（表8、表9）：
表 8 各组描述性统计量
独立变量 组别 样本数量 均值 标准差 标准误
Tobin's Q 012345Total 4822582513019361076 1.5627 1.4825 1.4424 1.3024 2.2282 1.9991 1.5345 0.5057 0.5003 0.4478 0.3068 0.8456 0.6267 0.5181 0.0230 0.0311 0.0283 0.0560 0.1940 0.1045 0.0158
ROE 012345Total 4822582513019361076 0.0453 0.0139 0.0400 0.0613 0.0795 0.1089 0.0397 0.1640 0.2094 0.1202 0.0437 0.0368 0.0420 0.1624 0.0075 0.0130 0.0076 0.0080 0.0084 0.0070 0.0050
注：其中第0组为管理层零持股公司，第1组管理层持股比例为0.0001～0.001的公司，以此类推。
表 9 分组比较
独立变量 组别 0 1 2 3 4 5
Tobin's Q 0 0.0377** 0.0020*** 0.0057*** 0.0000*** 0.0000***
1 0.0377** 0.3651 0.0618* 0.0000*** 0.0000***
2 0.0020*** 0.3651 0.147 0.0000*** 0.0000***
3 0.0057*** 0.0618* 0.147 0.0000*** 0.0000***
4 0.0000*** 0.0000*** 0.0000*** 0.0000*** 0.106
5 0.0000*** 0.0000*** 0.0000*** 0.0000*** 0.106
ROE 0 0.0117** 0.673 0.5997 0.366 0.0231**
1 0.0117** 0.0681* 0.1284 0.0877* 0.0010***
2 0.673 0.0681* 0.4958 0.3047 0.0171**
3 0.5997 0.1284 0.4958 0.7007 0.2343
4 0.366 0.0877* 0.3047 0.7007 0.5224
5 0.0231** 0.0010*** 0.0171** 0.2343 0.5224
注：***表示在0.01的水平上存在显著差异；**表示在0.05的水平上存在显著差异；*表示在0.1的水平上存在显著差异。
表7中各项数据显示，F检验的p值分别为0.0000和0.0089,均小于显著性水平0.01，因而可以判断出管理层持股比例对Tobin’s Q及ROE均有显著影响。
由表8及表9中的数据可知，Tobin’s Q及ROE均值存在一定的变化趋势。当管理层由不持股到持股持股比例较低时（0~0.01），Tobin’s Q显著性降低。而随着管理层持股比例增加（至0.01~0.1）,Tobin’s Q呈现出显著性增加。接着当持股比例进一步增加时，Tobin’s Q 又有降低的趋势。而ROE则有不同的变化趋势：当管理层由不持股到持股比例很低时（0~0.0001），ROE显著性降低，接着，随着管理层持股比例的增加，ROE呈现出逐渐增加的趋势，但不显著。由此，我们可以推断管理层持股比例大小可能与公司绩效相关，且很可能在一定范围内正向相关。根据Tobin’s Q和ROE的变化趋势我们可以看出，两个公司绩效评价指标的变化趋势大致相同：随着管理层持股比例的增大，都存在着先降低后增大的变化，只是变化趋势的拐点不同，指标的降低和增大的持续区间不同。同时这也能从侧面表现出管理层在持股比例的不同阶段对公司绩效的侧重点不同。
3.3.2 按管理层持股比例等距分组
在对上述样本进行方差分析的过程中，我们注意到各组间的样本数量有些失衡，例如，第1、2、3组的样本数量都大于200，而后三组的样本数量平均还不到30。为了克服以上缺点，平衡各组样本数量以消除各组中极值对我们研究结果的不良影响，我们对管理层持股的594个样本数据进行了等距分组分析，以更准确地判定管理层持股比例对公司绩效的影响。
随机剔除四个样本之后，将全部按照管理层持股比例排列顺序等距分为5组，每组样本容量为108。对这五组作的初步统计分析结果如下：
表 10 等距分组描述性统计
组别 DIR Tobin's Q ROE
Min Max Min Max Min Max
第一组第二组第三组第四组第五组 0.0000010.0000310.000090.0001910.000569 0.0000306250.000090.0001903510.0005580.535377481 0.877160.9248690.7646950.3748780.869535 3.0170573.1940653.4390973.0966683.93972 -0.88031-1.03882-0.62965-0.76814-0.12881 0.4057450.2211570.2548210.2114590.225179
注：变量DIR表示管理层持股比例；ROE表示净资产收益率。
由表10可以看出，除第五组样本的管理层持股比例极差较大外，从其他各组以及从总体分组的各个指标值情况来看，分组较好，各组的指标值的范围较为合理。接下来，我们又对这几组数据进行了深入分析。下表列示了这五组数据与管理层零持股公司数据的部分分析结果（表11）：
表 11 各组均值
组别 ROE Tobin's Q
012345 0.04534 0.01881 0.02096 0.02935 0.04068 0.08185 1.56267 1.52189 1.42281 1.48237 1.43111 1.70063
Total 0.04148 1.53465
为了使结果更为直观清晰，同时能够包含更多的信息量，我们利SPSS11.5软件作出了箱线图（图2）：
图 2 箱线图
由表中的数据、箱线图，及结合按管理层持股比例等值分组结果，两种分组方法可以得到基本相一致的结论：(1)当管理层持股比例很小时（0~0.0001），ROE较小，与零持股公司存在较为显著的差异。随着管理层持股比例的不断增加，ROE呈现出增长趋势，但不具有显著性。（2）当管理层持股比例由零增长到0.0001~0.001时，Tobin’s Q呈现出显著降低趋势。但当管理层持股比例达到0.01时，随着管理层持股比例在一定范围内继续增加，Tobin’s Q呈现出增长趋势。
4 研究结论及局限性
4.1研究结论
经过上述多方面的实证研究，并深入了解我国证券市场的运行状况，我们可以得出以下结论：
（1）通过对样本总体1076家上市公司的相关性分析及回归分析，研究结果表明管理层持股与公司绩效呈现显著性相关。
（2）通过按第一大股东性质对上市公司进行分组研究，进一步探讨了国家控股上市公司及法人控股上市公司管理层持股与公司绩效的关系，研究表明，目前管理层持股比例普遍较小，在国家股控股公司中管理层持股机制并没有发挥出很好的激励效用。
（3）通过将样本细致分组深入探讨了持股比例大小与公司绩效的关系，研究表明，当管理层持股比例很小时，公司绩效与管理层零持股公司存在显著性差异，且其管理层持股没有充分发挥激励效用。但当持股达到一定比例时，管理层持股与公司绩效呈现正相关关系，但不很显著。
（4）表征公司绩效的两个指标ROE和Tobin’s Q随着管理层持股比例的增加，呈现出不完全一致的变化趋势：随着管理层持股比例的增加，两个指标变化趋势的拐点不同，降低和增大的持续区间不同。这可能在一定程度上反映了在委托代理关系中，管理层在不同时期（持股比例不同），对公司绩效追求的侧重点有所不同。
4.2研究局限
本文的研究证实了管理层持股与公司绩效相关的假说，同时也通过更深入细致的研究探讨了第一大股东性质及管理层持股比例大小对公司绩效的影响。但是，由于我国股权激励机制刚开始起步，管理层持股数量普遍较小，而且上市公司信息披露监管制度还不够健全，这些都导致我们的研究结果具有一定的局限性。局限性表现在：
（1）本文采用统计学的方法对管理层持股比例与公司经营绩效之间的相关关系进行了实证研究，得出二者之间存在显著性相关关系的结论，但并不能证明二者之间的因果关系，不能得到管理层持股是公司绩效提高的原因的论断。
（2）由于目前我国上市公司管理层持股的比例普遍很小，我们的回归模型只能解释管理层持股与公司绩效是否存在显著的相关关系，不能利用其根据管理层的持股比例大小对公司绩效进行推断与预测。
（3）在我国特殊的经济环境下，公司绩效受到多方面因素的影响，我们不能通过简单的数据分析来找到持股比例与公司绩效的强烈对应关系。但随着管理层持股比例的进一步增大，将更有利于我们以后的定量研究。
（4）本文的研究方法可能仍存在需要改进的地方；同时，控制变量的选取也不够全面，例如本文中未引入财务杠杆作控制变量。
今后，随着我国证券市场的不断稳健发展，我们将对此问题进行更深一步研究，继续多角度探讨管理层持股与我国上市公司绩效的关系，以期为我国公司治理决策提供有效依据。
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[17]Morck, R., Shleifer, A. and Vishny, R.W.(1988) Management ownership and market valuation: an empirical analysis, Journal of
附表1：法人股独立样本T检验结果：
独立样本T检验
Levene's Test for Equality of Variances 均值相等假设的T检验
F统计量 p值 T统计量 自由度 p值 Mean Difference 标准误 95% Confidence Interval of the Difference
Lower Upper
ROE Equal variances assumed 0.0006 0.9804 -0.4817 711 0.6302 -0.0066 0.0136 -0.0333 0.0202
Equal variances not assumed -0.4808 700 0.6308 -0.0066 0.0136 -0.0334 0.0202
Tobin's Q Equal variances assumed 0.3998 0.5274 -1.2984 711 0.1946 -0.0503 0.0387 -0.1263 0.0257
Equal variances not assumed -1.3010 710 0.1937 -0.0503 0.0386 -0.1261 0.0256
附表2：
来源：中华财会网中央财经大学工作站
作者：闫绪奇 高雨 张惠梓 白鸽 金鑫
