市值管理的效果范文篇1

关键词：股权激励公司业绩实证研究

一、问题提出与文献回顾

2005年4月29日，证监会了《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》，该通知的颁布为我国上市公司实施股权激励做好了铺垫。2005年12月31日证监会又《上市公司股权激励管理办法（试行）》，这标志着股权激励制度正式进入我国。

我国股权激励的相关研究起步很晚，而且从之前国内的相关研究成果来看，股权激励与公司业绩的相关性呈现出多种关系。但近年来实施股权激励制度的公司越来越多，实施的时间也越来越长，可以利用的样本数据越来越多，为进一步研究我国上市公司股权激励与公司业绩的相关性提供了良好的基础。在我国股权激励实践中，为研究经理人持股水平、独立董事比例、公司规模等有关的各个因素对经理人股权激励效果是否有影响，本文使用上市公司披露的2012年度年报中的相关数据，对股权激励与公司业绩的相关性进行研究分析。

（一）国外研究现状

西方学者对公司高级管理层股权激励与公司业绩之间的相关性已经作了大量的实证研究，但是研究结果却不尽相同。

1.股权激励与公司业绩呈线性正相关。JensenandMurphy通过对73家列入《财富》500强的公司在1969-1983年的数据进行分析发现，在股票期权和内部股票所有权方面，管理层持股对管理者均有明显的激励效果。Kaplan的研究也表明，管理层持有一定的股权对企业的经营业绩有明显的正面激励效果。Mehran对1979-1980年随机抽样的153家制造业公司进行研究，研究显示CEO的激励报酬是提高公司绩效的动力，公司绩效与CEO的持股比例正相关。

2.股权激励与公司业绩非线性正相关。Morck，Shleifer和Vishny研究1980年《财富》500强中的371家美国大型企业，以持有公司股份大于或等于0.2%的高管层的持股比例之和衡量高管层持股比例，公司业绩用托宾Q值代替，研究结果是高管层持股比例在0%-5%时，托宾Q值与高管层持股比例呈正相关关系；高管层持股比例在5%-25%时，托宾的Q值与高管层持股比例呈负相关关系；而当高管层持股比例进一步增大时，托宾Q值与高管层持股比例呈现出与第一个区间相同的结果。McConnell和Servaes认为公司价值是其股权结构的二次函数，其研究同样是以托宾Q值作为公司价值指标，选取1976年的1173家和1986年的1093家公司作为研究样本，结果表明企业内部人持有股份与公司价值之间是一种倒U型的曲线关系，其研究结果得出的拐点位于持股比例为40%-50%之间，当内部股东的持股比例从无到有并逐步增加时，托宾Q值随其不断上升，在内部股东持股比例达到40%-50%之间时高管层持股比例与托宾Q值存在负相关关系。

3.股权激励与公司业绩无关或负相关。Demsetz和Lehn以1980年美国511家公司为研究样本，对各种股权集中度进行回归，发现管理层持股与公司绩效之间不存在显著的相关关系。Himmelberg、Hubbaul和Palia拓展了Demsetz和Lehn的研究，加入了一些新变量解释管理层持股比例，结果表明管理层持股比例并不显著影响公司绩效。

总的来说，尽管西方学者在实证研究的结果存在差异性，但西方主流研究表明，经营者持股比例与绩效间的关系是显著的正相关关系。

（二）国内文献综述

1.股权激励与公司业绩线性正相关。刘运国选取深市中小企业板上市公司2005年至2007年年报为样本数据得到以下结论：（1）已实施管理层股权激励的公司绩效明显要好于没有实施管理层股权激励的公司。（2）连续三年分年度的实证分析表明，中小企业板上市公司管理层股权激励与公司业绩间具有显著的正相关线性关系。陈笑雪选取了872家上市公司2006年和2007年数据作为研究样本，用每股收益率、收益回报率和托宾Q值作为被解释变量。研究表明，虽然上市公司中管理层持股比例普遍偏低，但激励效用显著。

2.股权激励与公司业绩非线性正相关。孙堂港选取2008年9月前在沪深两市上市并实施了股权激励计划的63个样本公司。研究表明，管理层持股比例介于4%和7%之间时，管理层持股比例与公司绩效呈显著的正相关关系，但介于0到4%和7%到10%时，管理层持股比例与公司绩效呈负相关关系。

3.股权激励与公司业绩无关或负相关。王秋霞、陈晓毅选用截止到2006年底已经实施股权激励计划的9家上市公司2005年到2006年的数据，研究结果表明样本公司实施股权激励后的绩效并没有显著的提高，反而有所下降，但下降并不显著。夏宁分别从2005年和2006年选取863家和845家上市公司的数据作为研究样本，选取了净资产收益率作为被解释变量，管理层持股总数、持股比例、总经理持股总数、总经理持股比例等作为解释变量，企业规模作为控制变量。研究结果表明，公司绩效与管理层股权激励没有显著的相关性。

综上所述，国内外学者在管理层股权激励与企业业绩相关性方面并没有一个统一的结论，争论一直存在着，但上述国内学者的研究主要利用了2006、2007年的相关数据。随着股权激励在我国不断地发展，实施股权激励的公司越来越多，本文利用2012年的数据，对股权激励与公司激励的相关性关系进行实证研究。

二、研究方法与评价指标选择

（一）研究假设的提出

假设1：管理层持股比例与公司业绩正相关。按照委托理论，如果经理人持有一定比例本公司的股票，那么其股东身份必然有效降低股东所面临的经理人成本。股东利用经理人持股的方式使股东与经理人的利益趋同，都旨在以企业价值最大化矫正经理人的短视心理，减少短期行为，通过削弱内部人控制，降低委托成本，以约束被激励人的行为从而达到保证企业长远发展的目的。

假设2：独立董事人数所占董事会比例与公司业绩正相关。影响公司业绩的因素不仅仅是股权激励，还有很多因素也同时在影响着公司的业绩。独立董事的制度安排也会对公司业绩产生影响。根据委托理论，独立董事在公司治理过程中至少可以发挥两方面作用：一是监督，作为专职的调停人和监督人，激励和监督管理者之间的竞争，降低管理者对剩余索取者权益的侵害；二是提供专业性建议，改善公司的经营管理。两方面作用的发挥均有利于公司业绩的提高和股东权益的增加。

假设3：资产负债率与公司业绩负相关。公司股东与经理人之间存在着委托关系，而当公司向债权人借入资金之后，公司的债权人与公司也存在委托关系。当经理人被授予期权之后，为了最大化公司价值，他们势必会选择高风险的投资项目，而高风险的项目使债权人的资金风险增加。而债权人的收益是固定的，如果投资成功，债权人并不会获得更多的收益，但是投资一旦失败，债权人很有可能无法收回本金。因此，当经理人为了获得股权利益而选择了高风险的项目时，债权人的利益会受到伤害。公司的财务杠杆越高，债权人的成本也会越高。债权人需要花费更多的成本去监督债务人的行为，往往会提高贷款利率或限制公司的投资，这样公司的成本增加，公司的业绩也会受到影响。

假设4：企业规模与公司业绩正相关。公司规模也会对企业的经营业绩产生较大的影响。企业绩效除了受经理的努力程度影响外，它还受经理所掌握资源的影响。企业经营规模的增加，有利于降低长期平均成本，提高经营效率，进而具备大规模生产经济性，在激烈的市场竞争中赢得成本优势。如果同等程度的激励刺激同等程度的努力，那么对于相同的持股比例必然导致不同规模企业的绩效不尽相同。

（二）变量设定

1.被解释变量。国外学者大多采用托宾Q值来衡量公司的综合绩效，托宾Q=企业市价（股价）/企业的重置成本。但是在我国由于没有足够的数据信息来计算我国上市公司总资产的重置成本，因此无法使用托宾Q值。国内的学者一般选取净资产收益率来衡量公司的业绩，净资产收益率=扣除非经常性损益后的净利润/净资产。本文也选取净资产收益率作为被解释变量。

2.解释变量。本文研究股权激励与企业经营业绩之间的关系，因此将企业高管层持股比例（MSR）作为解释变量。高管层持股比例是高管层所持本公司股份之和占企业总股本的比例。上市公司年报中均披露了公司高层管理人员持股数量信息，这样的数据更易获得也更为真实客观。这里的高层管理人员包括公司年报中披露的董事长、董事、监事、总经理、副总经理和财务主管等。这一指标体现了公司对高管层的激励程度以及高管层对企业所有权的控制程度。

3.控制变量。根据上文描述，公司的独立董事、资本结构和企业规模都会对公司业绩产生影响，因此把它们引入作为本文的控制变量。本文以独立董事人数占董事会的比例的大小代表独立董事制度对公司业绩影响的大小，以资产负债率代表公司的资本结构，以总资产的对数代表企业规模。本文各变量的符号及计算方式如下页表1所示。

（三）样本的选取

本文要考察股权激励与公司业绩之间的相关性，因此所选样本为已经实施股权激励的上市公司。利用大智慧股票软件找出了实施股票期权的上市公司，剔除了ST公司、金融类上市公司和数据不完整的公司，选取了沪深两市主板的83家已经实施股权激励的公司作为样本。通过查阅这83家公司2012年度的年报，分析整理出了相关数据。

三、实证分析

（一）描述统计分析

本文用EXCEL对所选取的样本公司进行描述性统计分析。如表2所示。

表2显示净资产收益率的最小值为负数，也就是有些公司在2012年发生了亏损，这将会对之后进行的回归分析的结果产生影响，因此，在此将净资产收益率小于零的万泽股份（000534）、杭萧钢构（600477）、中创信测（600485）、浙大网新（600797）4家公司剔除。

（二）回归分析

1.回归分析模型的建立。本文在研究上市公司管理层股权激励与公司业绩的相关性时，以净资产收益率作为被解释变量（ROE），以高管持股比例作为解释变量（MSR），以独立董事人数比例（IDP）、资产负债率（Debt）和企业规模（Size）作为控制变量，采用的线性回归分析模型为：

ROE=β0+β1MSR+β2IDP+β3Debt+β4Size

2.回归结果分析。在将净资产收益率小于零的两家公司进行剔除之后，最终有79家公司作为回归分析样本。本文利用EViews计量软件，采用最小二乘法进行回归分析，得出了以下结果：

本文采用实施股权激励的上市公司数据对模型进行参数估计，模型R2为0.862743，R2的调整值为0.827701，可决系数较高。模型整体检验的F统计量为61.205130，在5%水平显著。自相关的DW检验值为2.088291，说明模型基本不存在自相关，满足回归模型的线性假说要求。

回归结果表明：

（1）管理层持股比例与公司业绩之间的相关系数为0.072697，P值为0.0059，在5%的检验水平下显著，说明管理层持股与公司业绩之间呈微弱的正相关。假设1成立。经理人持股和授予经理人股权激励都是为了降低公司的成本，当经理人持股比例低时，持股和股票期权是互补关系，更多的股权激励使经理人持股水平提高，其股东身份能有效降低股东所面临的经理人成本。但是实证分析结果表明，两者之间的相关性十分微弱，这与理论的描述还是存在着一定的差距。

（2）独立董事人数比例与公司业绩之间的相关系数为-0.031924，P值为0.0481，在5%的检验水平下显著，说明独立董事人数占董事会比例与公司业绩之间呈微弱的负相关。假设2不成立。在我国的公司治理结构中，独立董事人数只占董事会的1/3。在欧美国家，独立董事的人数必须在董事会中占大多数。这样才可以保证独立董事的权利，使他们具有更大的发言权。同时独立董事并不参与公司的日常经营，只是在召开董事会的时候出席，这样一来就导致了信息不对称，他们无法获得管理层那么全面的公司信息，而且他们对公司的了解可能也不是特别深，独立董事的建议也有可能不被管理层所采纳。这些现象都可能导致独立董事的存在并未达到设立独立董事的初衷。

（3）资产负债率与公司业绩之间的相关系数为-0.175456，P值为0.0165，在5%的检验水平下显著，说明资产负债率与公司业绩之间呈微弱的负相关。假设3成立。说明债权人为了保护自身的利益不受到侵害，会加强对债务人的监管，导致债务人不能对高风险高收益的项目进行投资，对债务人公司的业绩造成一定的影响。

（4）企业规模与公司业绩之间的相关系数为0.033223，P值为0.0262，在5%的检验水平下显著，说明企业规模与公司业绩之间呈微弱的正相关。假设4成立。这意味着公司规模的扩大有利于公司业绩的提高，公司的规模越大，管理层所能利用的资源也就越多，并且能在激烈的竞争中获得规模成本优势，降低成本，提高公司业绩。

根据上页表3，得出了回归方程：

ROE=-0.528693+0.072697MSR-0.031924IDP-0.175456Debt+0.033223Size

四、结论

（一）管理层持股比例与公司业绩正相关

本文发现管理层持股比例与公司业绩的相关程度十分微弱，这也许和样本公司平均持股比例偏低有关。现有的研究显示，当持股比例偏低时，激励效果并不显著。随着股权激励计划的推进，股票期权持有者行权，管理层持股比例的上升，该种情况应该会得到改变。

（二）独立董事人数占董事会比例与公司业绩呈负相关

本文发现样本中的很多公司的独立董事人数仅占董事会人数的1/3，说明上市公司设立独立董事很有可能只是为了满足监管部门的法律要求，独立董事并没有发挥他们的作用。而且独立董事毕竟受聘于公司，这对他们的独立性也可能存在一定影响。而且由于独立董事与管理层之间的信息不对称，独立董事可能并不了解公司真正的经营状况，很难对公司提出有价值的建议，因此对公司业绩的提升没有起到帮助作用。

（三）公司资产负债率与公司业绩呈负相关

这一结果与委托理论相一致。股东授予管理层股票期权之后，管理层为了提高公司业绩而使自身获得更多收益，会去投资一些高风险的项目，这样会影响债权人的利益。为此，债权人势必会加强对公司的监督，限制管理层的投资决策，而管理层失去投资机会会对公司业绩带来负面影响。

（四）企业规模与公司业绩呈正相关。

公司规模越大，经理可以利用的资源越多，在生产方面也能达到规模效应，从而提高公司业绩。

参考文献：

1.刘运国.中小企业板上市公司管理层股权激励与公司业绩相关性研究[D].江苏：苏州大学，2009.

2.陈笑雪.管理层股权激励对公司绩效影响的实证研究[J].统计管理，2009，（2）：63-69.

3.孙堂港.股权激励与上市公司绩效的实证研究[J].产业经济研究，2009，（3）：44-50.

市值管理的效果范文

关键词：特殊性退市制度；投资者；政策性效果

中图分类号：F832.5文献标识码：A文章编号：1003-5192（2016）01-0062-06

Abstract：Theresearchisbasedontwoangles，oneisthevolatilityoftheunsystematicriskforlistedcompanies；theotheroneisthevaluationforcompanies’shareprice.Bysampling209A-shareSTcompanieslistedinShanghaiandShenzhenfrom1998to2013，wediscusstheimplementationconsequenceofthepolicyonSTthoroughlyandmeticu-lously.Theresultsshowthatafterthecontrolofthefixedeffectsaboutthecompanies’characteristics，industryandtime，theimplementationoftheSTispositivelyrelatedwiththeunsystematicriskoflistedcompanies，isnegativelyrelatedwiththestockvalueofcompanies.Afterintroducingtheearningsmanagementvariablesthatcanreflectthebehaviorofcompanies’managers，earningsmanagementactivitieshaveaweakeffectondecreasingtheunsystematicrisk，onthecontrarytheearningsmanagementactivitiesincreaseSTpolicyeffectsinsmallincrementsontheunsystematicrisk.ThusweconcludethatSTpolicyplaysawarningrole，protectstherightsandinterestsofinvestors，achievesagoodpolicyeffect.Theinvestmentdecision-makingbehaviorofinvestorsinChinahasgraduallyinclinedtobereasonable.Theeffectoftraditionalfinancialpackagingmethodsisnotincreasinglyobviousforinvestors.

Keywords：specialdelistingsystem；investors；policyeffect

1引言

中国退市制度正式推行始于2001年，至今已有14年。期间退市制度改革一直都是中国证券监督管理委员会（以下简称证监会）不断探究的课题。2014年2月7日中国证监会审议通过了《关于改革完善并严格实施上市公司退市制度的若干意见》，10月19日，上海证券交易所了新修订的《股票上市规则》，标志着中国证监会启动了新一轮的退市制度改革。通过研究退市制度改革过程，保护投资者合法权益，引导投资者合理投资是政府文件出台的中心思想。有别于国外的中国特殊处理（SpecialTreatment）制度（以下简称“ST”制度）也是基于中国股票市场制度不健全、发展历程短、易出现金融风险的现状，为更好地保护投资者的合法权益而制定的。因此，中国特殊性退市制度的政策性目标旨在保护投资者特别是中小投资者的合法权益，引导其合理投资。

然而，国内学术界关于ST制度的讨论主要集中在ST制度对上市企业可能带来的影响，尤其是ST制度中连续两年亏损即被“戴帽”，连续三年亏损暂停上市的特殊处理政策。在这种严厉的特殊处理政策背景下，为保住上市“壳”资源，最典型的就是迫使企业进行财务包装[1]。财务包装是指管理者为避免退市通过操纵企业财务报表中的盈余部分来掩盖实际亏损[2]。因此，有关ST制度同上市公司行为关系的研究成为学术界关注的重点，而较少关注ST政策的实施效果，更鲜有学者研究ST制度是否保护了投资者的合法权益，引导了投资者的合理投资。鉴于此，本文从政策制定者的角度出发，研究ST政策的实施是否对投资者起到警示性作用，实现了退市制度有效性的政策效果。另外，对一个严重依赖政府管制的不太成熟的市场来说，基于政策效果的检验可能比政策机理的讨论更有意义[3]。

本文以1998年至2013年具有时间连续性的209家ST上市企业为研究样本，探讨长期以来ST制度对上市公司非系统性风险和股票市值的影响，以此来推断投资者是否意识到了ST制度的警示性作用，并探究投资者为此采取的有关行动，以期为政策的实施效果提供参考。

2文献回顾与研究方法设定

通过整理相关文献发现，相对于众多的基于公司财务预测和公司治理角度的研究，有关ST制度实施后市场对ST公告做出反应的研究要少得多。最早进行此方面研究的是王震，其运用典型的事件研究方法考察上市公司被特殊处理后市场的反应情况，构建市场模型回归分析ST公告的（-40.+40）事件窗口内的累计超额收益的变化情况，判断市场对ST公告的反应程度[4]。但是这种研究只局限于短期价值估计，并没有分析长期价值估计结果。姜国华和王汉生[5]通过构造一个既能反映公司盈利能力又能反映盈利波动率的公司盈亏模型，实证检验了ST制度会造成长期财务健康的企业受短期财务压力的影响而被迫摘牌，某种程度上验证了ST政策的不合理性。然而他们的研究是以企业的角度分析ST制度存在的合理性以及由此产生的消极性后果，结论虽有建设性意义，但抛开了政策制定者本身的初衷。张海燕和陈晓[3]针对ST股票的炒作现象提出“投资者是理性的吗”的疑问，通过对ST公司交易特性和价值的分析，发现被实施ST的上市公司的股价波动明显偏离市场大势，形成自己的交易格局，并在此基础上探讨了投资人对ST公司的价值判断。她的研究是为数不多的有关ST制度政策性效果的直接性探讨，但是有关ST公司交易特性的分析仅限于数据的描述性统计，缺乏充分的实证检验，说服力不足。本文试图从ST公司股票价格信息含量和公司价值两方面入手，采用时间序列内一次甚至多次被实施ST的公司为研究样本，引入政策虚拟变量，构建一个能反映长期价值估计结果的回归模型，以此来探究ST制度是否对投资者起到了警示性作用，达到了政策实施效果。

2.1股票价格信息含量与非系统性风险

根据资本资产定价模型（CAPM），股票价格的波动通常受到系统性风险（SystematicRisk）和公司特有风险（Firm-specificRisk）的影响，市场层面和宏观经济层面的信息可能会带来系统性的波动，而公司层面的信息会产生股票价格有别于其他股票价格的特有波动[6]。Durnev等[7]认为股价的波动更能反映公司基本价值信息，并在Roll研究的基础上衡量了公司特质收益率波动程度；Wurgler[8]指出丰富的公司层面信息可以使投资者充分地区分公司之间经营效率的差异，从而将资金投入到最有价值的企业上。

ST标识的实际意义代表公司的财务状况不佳，存在财务亏损现象，间接增加了公司的特有信息含量及公司的非系统性风险，公司股票价格也会出现个性化波动。由此推断，股票价格个性化波动的出现表示投资者意识到了ST标识的警示性作用。

本文用股票非系统风险的大小代表股票价格信息含量的多少[6，9]。股票非系统风险的估算使用Fama-French三因素模型估计。该模型为

2.2公司市值与ST政策

理性投资者在利用有限资金进行投资时，会对投资项目预先估值。现金流波动程度低、盈利稳定的上市企业通常会受到投资者的青睐，公司的市场价值相对较高[12]。现有研究中，公司所有制结构[13]、家族企业控制[14]、所有权与控制权分离[15]也是影响公司市值的重要因素，但是对于众多的中小投资者而言，上市公司的财务状况才是影响其进行股价估值的首要因素。因此，反映上市公司财务状况的ST标识成为投资者判断公司投资价值的重要依据。由此可以推断，如果ST公司的市场价值被低估，ST标志发挥了预期的警示性作用。

本文参考张海燕和陈晓[3]的研究，从较长期的资本估值角度研究ST政策的影响。在已有的有关公司价值研究的文献中，大多数学者采用托宾Q值（Tobin’sQ，托宾Q值=市价/账面价）衡量公司价值。我国上市公司只有部分股在市场中流通，相比全体股票而言，流通股所占比例较小。因此，采用托宾Q值计算公司市值会降低估计精确度，影响模型回归的准确性。本文旨在发现ST政策是否影响到了投资者对ST公司的价值判断。因此，借鉴宋军和吴冲锋[16]有关公司市值的研究，采用上市公司每股净资产（B）/股票价格（P）代表投资者进行价值判断的变量（简称“BP”），比值越大表示公司价值越大。

影响投资者对公司股票价值判断的因素还有公司规模（Size），资本结构（Leverage），经营效率（Growth）等指标[17，18]。非系统性风险也是影响投资者进行价值判断的一个重要变量[12]。因此在模型中我们又加入了公司非系统性风险变量。同“模型一”一样，也同时控制了行业固定效应（Ui）和时间固定效应（Vt）。综上，我们设定“模型二”（4）式来检验ST政策虚拟变量对公司市值的影响

3样本选取和描述性统计

3.1样本选取与数据来源

本文以沪深两市主板A股市场中一次甚至多次被实施ST的公司为研究样本，通过整理原始样本（1998～2013年所有被ST的A股主板上市公司），剔除时间段内退市和暂停上市的ST公司，共整理出209家符合模型要求的ST公司。为提高估计结果的准确性，我们对样本进行了细分，即实施ST之前（STprev=1），实施ST期间（ST=1）、实施ST之后（STpos=1）以及未实施ST期间，细分样本观察值个数分别为242个、716个、221个、2174个。我国于1998年开始实施ST制度，因此样本开始时间点为1998年，由于历年上市公司的财务报表公布于4月底或5月初，受数据可得性的影响，样本截止日期为2013年。数据主要来自于Wind数据库，少量数据来自于东方财富网。

3.2关键变量的描述性统计

本文对四个具有代表性的统计变量加以分析，分别是非系统性风险lnσ2it、股票平均换手率Turnover、可操纵性应计利润DACit以及投资者进行价值判断的变量BP。分析表明，ST=1、STprev=1、STpos=1时样本的非系统性风险均值和中位数（3.54和3.56、3.53和3.54、3.62和3.52）高于未实施ST期间样本的均值和中位数（3.28和3.25），ST政策的实施增加了上市公司的非系统性风险。受其影响，ST=1时公司的市场价值被低估，BP均值和中位数分别为0.08和0.07，明显低于未被实施ST期间的样本均值和中位数（0.28和0.24）。ST政策起到了判断投资标的是否有价值的作用。

换手率代表了投资者对股票的关注程度，也表明投资者在获悉公司特有信息的基础上采取的实际行动[19]。统计发现，STprev=1时换手率最高，均值和中位数分别为3.68和2.33，其余时间公司换手率差异不大，表明上市公司即将被实施ST时或者刚被实施ST时，股票换手率比较大，受关注程度比较高。ST政策的短期性警示作用比较明显[20]。

盈余管理活动向股票市场传递误导性信息，易损害投资者的利益[21，22]。因此，有必要探讨公司经营者对ST政策的反应程度。本文参考Jones[23]提出的可操控性应计利润计算方法，计算了209家ST公司的可操控性应计利润。发现STprev=1时，企业的盈余管理动机最强烈，均值达到3126，高于其它三个样本，说明企业将被ST时盈余管理程度最强。换手率和盈余管理最明显的时期都发生在公司被ST的前一年里，说明企业通过盈余管理的方式并未降低投资者对其股票的关注度，盈余管理活动传递误导信息的作用效果减弱。

4实证结果

4.1ST政策对公司非系统性风险的影响

表1归纳了模型一1998年至2013年间面板数据回归结果。在（1）列中我们只回归了STit的情形，发现STit与lnσ2it在5%的水平上显著正相关，说明上市公司被ST期间，ST标识的存在增加了公司的非系统性风险。当我们依次增加STprevit和STposit虚拟变量时（（2）列至（4）列）发现STit依然在5%的水平下显著正相关，STprevit和STposit在1%的水平下显著正相关，说明ST政策实施前一年、实施期间和摘帽后的一年里都会增加公司的非系统性风险。就系数大小而言，STposit>STprevit>STit，表明ST政策在实施的前一年和后一年里对公司的非系统性风险影响最大，结果与关键变量描述性统计得出的结论一致。由此可知，ST政策的实施起到了增加公司特有信息含量的作用，公司股票价格出现了个性化波动。Turnoverit与lnσ2it在1%的水平上显著正相关，说明投资者关注度的提高会增加公司的非系统性风险。以上结果说明，ST政策的实施增加了公司特有信息含量，此时投资者对ST公司股票价格波动的关注度会增强，或者说，投资者采取了应对措施，领会到了ST政策的警示作用。

4.2ST政策对公司价值的影响

表2归纳了模型二1998年至2013年间面板数据回归结果，同模型一的回归方式一样，（1）至（4）列的结果显示，变量STit的系数始终在1%的水平下显著为负，说明上市公司被实施ST期间，其价值会被低估。另外，由（2）至（4）列的结果发现，STprevit的系数在1%的水平下显著为负，说明投资者对上市公司即将被ST时就已经低估了其股票价值。STposit的系数在10%和5%的水平下显著为负，说明即便ST公司摘帽，其股票价值并不会很快恢复到原来的水平，但是此时ST标识对其股票价值的影响不及被戴帽前和实施ST期间影响显著。由此可知，价值低估现象会随着公司财务状况的趋好或者摘帽而逐渐消失。这一结果说明，投资者在投资过程中考虑到了ST标识的财务警示作用，对被实施ST的公司赋予了较低的价格。

5从内生性的角度进一步验证ST政策实施效果

上述分析主要从投资者行为的角度进行了统计性分析和实证检验。由于投资者关注是一种稀缺资源，受时间和精力的限制，投资者不可能考虑到所有的信息量，因此投资者的行为很容易受到外界环境（如“噪音”）的影响[24]。为了更准确地验证ST政策的实施效果，我们引入盈余管理变量，试图从内生性的角度验证ST政策的实施效果。

我们在模型一的基础上加入了可操纵性应计利润（以下简称DACit）变量，试图探究在控制了DACit变量时ST政策是否对投资者起到了警示作用。实证结果显示，DACit的系数为负，降低了公司的非系统性风险，虽然达到了企业盈余管理的目的，但是效果并不显著。原因可能是企业的盈余操纵空间有限亦或是投资者提防了管理层采取的财务包装手段。另外，我们在加入DACit变量后，相比表1的实证结果，STit、STprevit和STposit的影响系数小幅度变大，说明企业盈余管理活动的介入间接增强了ST政策的风险警示效果。以上结论表明企业盈余管理活动并未达到财务包装的目的，反而增强了ST政策的风险警示功能。可以推断，ST政策的实施并未因企业的盈余管理行为而受到影响，传统的财务包装手段很难再影响到投资者的投资判断，此结论进一步验证了ST政策的实施效果。

6结论与启示

本研究采用1998年至2013年具有时间连续性的209家ST上市企业为研究样本，详细分析了ST政策对企业非系统风险和公司市值的影响效果。研究发现，在控制了公司规模、资本结构、资产运营绩效、股票换手率、关联交易等变量的基础上，ST政策的实施加剧了ST公司的非系统性风险，尤其是在政策实施前一年和摘帽后一年的效果最明显，能够反映投资者关注度的股票换手率也呈现正效应；通过进一步分析ST政策与公司价值的关系发现，ST政策的实施对公司价值产生了负效应，即投资者赋予了ST公司股票较低的价格。为了从内生性的角度验证ST政策的实施效果，我们引入了盈余管理变量，结果发现盈余管理活动对降低企业非系统性风险的作用不显著，相反却增加了ST政策对企业非系统风险的影响效果。综上，我们认为ST政策的实施确实起到了警示作用，保护了投资者的权益，对合理投资形成了引导；我国投资者的投资决策行为逐渐趋向理性，企业经营管理者的传统财务包装手段很难再影响到投资者的投资判断。

通过本文的研究结论我们认为，虽然中国特殊性退市制度从诞生以来备受争议，但是其在规范金融市场秩序、引导资本合理流动、提高投资者风险意识等诸多方面发挥了重要作用，政府应当坚定不移地执行和完善中国特殊性退市制度。另外，为了更好地保护投资者合法权益，实现特殊性退市制度的政策效果，监管机构还应从以下几方面采取相应措施。首先，加强企业信息披露。信息披露不仅仅是传统意义上的财务信息公开，还应包括企业治理结构、委托关系、影响企业发展战略的董事会重大决策等重大事项的公开，使投资者尽可能多地了解被投资企业的相关信息。其次，加强对披露虚假信息企业的惩罚力度。严厉的退市制度下存在企业盈余管理活动，从而误导投资者投资决策，应当严厉打击披露虚假信息行为，提高市场信用水平和投资者的投资信心，降低“噪音”等外界环境对投资者投资判断的影响。最后，监管机构应在培养投资者风险意识方面发挥作用。中国特殊性退市制度旨在警示投资者慎重选择被投资的上市企业，但是中国证券市场仍处于初级阶段，投资者的投资决策难免不会受到外界“噪音”等信息的干扰，因此培养投资者风险意识，提高投资者分析、研判市场信息的能力就显得尤为重要。

参考文献：

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市值管理的效果范文篇3

对于上市公司高管薪酬与企业绩效关系的研究，国内和国外的众多学者已经通过了大量实证分析得出研究成果。众多国内外的学者对于高管薪酬与企业绩效研究的结论不一致，大致可以分成正相关、弱相关、负相关、无关论的几种论点，绝大多数学者认为呈正向相关。国内学者陈旭东和谷静（2008）运用OLS回归方法发现高管薪酬与企业绩效、规模、成长性呈显著的正相关，郑雪娇和吕康银（2011）以及刘绍娓和万大艳（2013）等学者也都得出了正相关的结论，在对银行业的研究上陈峰（2011）运用PCA方法进行实证分析也同样得出前3名高管薪酬与银行绩效正相关。而关于负相关的研究中，刘志杰和朱静雯（2011）根据2010年传播与文化产业24家上市公司的年报数据，发现该行业上市公司高管薪酬与公司绩效表现为弱负相关性，年度报酬并没有发挥其应有的激励作用反而在这一方式的激励下热衷于扩大规模忽视长远发展。同时高管薪酬高，也是权利的象征，对公司来说同样是一个威胁。

2.研究设计与样本选取

2.1研究假设

在这项研究中，本文选择了一个调整变量，并探讨高管薪酬与公司绩效之间的相关性，并提出以下假设：

（1）上市公司的前三名高管年度平均薪酬与企业绩效呈正相关关系；（2）上市公司的前三名高管年度平均薪酬与企业规模正向相关。

根据管理理论，我们可以知道，公司规模越大时，就会产生更复杂的组织结构，相应的管理的次数就会越多，每个管理人员的薪酬水平都会有或多或少的差异。该组织的管理层次建立的越多，高管就会有更大的行政权力，对企业资源的控制也就越多。这时高管为使企业绩效增加会带来的风险的增加，同时使得高管对增加薪酬的欲望不断扩大，如果在这时意识到两者的相关性，使高管薪酬的增加依照企业绩效的好坏来判定，那么就能在相当大的程度上使得高管的积极性更高。

2.2样本选取和数据来源

由于要保证研究的结果能更有效地反应上市公司现阶段的实际情况，并能更好地提出建议，且具有一定宽度的样本覆盖的保证，因此本文样本数据选取2014年沪深两地所有上市公司的年报数据。筛选的原则如下：（1）排除没有披露会计年报的企业；（2）上市不满三年的企业；（3）排除ST、PT类上市公司，因为这些企业的财务数据异常；（4）排除其他数据缺失的上市公司。

本文样本公司的财务数据来自巨潮资讯网、CSMAR数据库。时间选取为2014年，计算过程利用SPSS21.0统计软件。

2.3研究方法

本文采用实证研究，即结合统计分析和定性分析。通过提出研究假设来设计变量和选取研究样本，对样本上市公司数据进行分组，因企业规模的不同分为大中小三个层次，使用SPSS21.0软件对这三种不同规模的企业分析其高管薪酬与企业绩效的相关性。

2.4变量定义

2.4.1因变量

企业绩效：有很多指标可以衡量企业绩效，本文采用的指标为净资产收益率。又可将净资产收益率称为股东权益收益率（=净利润/平均股东权益），反映了股东权益的收益水平，它数值越高，则表明投资收益越高。

2.4.2自变量

高企层管理人员是指高级经理人或高级管理团队，并对企业负有全面责任。包括董事长、总经理、副总经理、财务主管、董事会秘书，但不包括独立董事。

高管薪酬在此主要指可量化的因素，例如高管人员年度薪酬。同时，由于中国上市公司一般只披露前三名高管人员总薪酬，因此本文定义高管薪酬主要是以高管人员年度薪酬最高的前三名管理人员的报酬总额，并对其取平均值后即为本文所采用的自变量，表示为AC（averagecompensation）。

2.4.3调节变量

公司规模：文中将样本公司的规模根据其总资产的大小分为三种类别：第一类是指总资产在100亿元以上的大型企业；第二类是公司的总资产大于等于40亿元，且低于100亿元的中型企业；第三类为总资产少于40亿元的小型企业。

3.实证研究

在本文中，采用相关性分析的研究方法。在描述高管薪酬与企业绩效二者间的关系时会引进协方差，但当采用不同的测量维度来测量二者之间的关系时，它们的协方差则表现出极大的差异。因此，为避免上述情形的发生，本文采用定量描述线性相关程度大小的常用指标―Pearson线性相关系数。

Pearson相关系数计算公式：

r=∑（xi-x）（yi-y）∑（xi-x）2?∑（yi-y）2

3.1不同企业规模的上市公司高管薪酬与企业绩效的相关性

从表3-1得知中国A股上市公司和大中型企业和小企业的数量较为平均，前三名高管年度平均薪酬的均值随着企业规模的大小而正向变动，其中大型企业的均值最大，为335.152万元，而小型企业仅为138.1663万元。并且，在相应企业规模的平均薪酬最小值中，大型企业中的最小值均高于中小型企业，相应的最大值亦是如此。总的来说，不同规模的企业其前三名高管年度平均薪酬在相应企业规模内的最大值以及最小值的大小与企业的规模成正比。

这里的均值指样本上市公司所对应的不同企业规模前三名高管年度平均薪酬的各自的平均值，这里的最小值和最大值是指对应企业规模前三名高管年度平均薪酬中的最小值与最大值。与假设二的上市公司的前三名高管年度平均薪酬与企业规模正向相关的假设一致，该假设支持分析所得出的结论。

3.2高管平均薪酬与企业绩效相关性分析

在样本企业中，针对不同企业规模的前三名高管年度平均薪酬与企业绩效分别进行相关性分析，结果如下：

由表3-2、3-3、3-4可以得出，小型企业的企业绩效与前三名高管年度平均薪酬不存在显著相关关系，而大型企业和中型的前三名高管年度平均薪酬与企业绩效之间呈显性正相关关系，即高管年均薪酬越高企业绩效越好。结果与之前假设一的二者呈正相关关系的结论相一致。

4.结论与建议

4.1结论

由表4-1可知，大型企业前三名高管年度平均薪酬的均值最高为333.5152万元，中型企业的前三名高管年度平均薪酬为203.8198万元，处于大型企业与小型企业之间，中型企业的前三名高管年度平均薪酬为203.8198万元。从相关性角度分析，大型企业和中型企业的前三名高管年度平均薪酬与企业绩效呈显著性相关关系，其相关系数分别为0.200与0.177。且大型企业的平均净资产收益率是最高的，相关系数也是相较于中小型企业而言更加趋近于1。所以我们认为薪酬越高的企业其绩效就越好。

4.2建议

根据结论，高薪酬具有高的企业绩效，因此在对于提升企业绩效上，金钱上的激励是一个基础性的因素。只有满足高管在金钱方面的基本需求，那么在其他激励机制所产生的效果才更为可观。由此提出以下建议：

（1）企业应将高管薪酬激励机制纳入企业战略规划的范围内加以考虑，将其作为基础性的激励机制，制定出合理的薪酬结构，并配合其他激励机制来提升企业绩效。

市值管理的效果范文篇4

一级指标

二级指标

三级指标

评价对象

评价方式和流程

指标任务

备注

项目执行

健康档案（5分）

电子健康档案建档率（2分）

区级和机构

采用直接核分和现场评价方式：

1.根据区级常规数据监测报送情况进行直接核分。

2.至社区卫生服务机构对现场抽查的健康档案进行现场评价，核查是否为有效档案，用“有效档案比”来校正区级提供的电子健康档案建档数量。

3.市区级评价结果进行复核，数量复核误差≤5%，采用绝对值。

区级电子健康档案建档率≥75%

1.分值比重：直接核分0.5分，现场评价1.5分。

2.无效档案认定：无效档案指居民健康档案个人基本信息表中空项超过三项及以上的档案。

健康档案合格率（3分）

机构抽查

采用现场评价方式：

1.至社区卫生服务机构对现场抽查的健康档案进行现场评价，核查档案真实性及是否合格。

2.市区级评价结果进行复核，质量复核误差≤10%，采用绝对值。

区级健康档案合格率≥90%

1.分值比重：现场健康档案合格率核查2分，复核误差核查1分。

2.不真实档案数直接判定为不合格档案。

高血压患者健康管理（6分）

高血压患者健康管理任务完成情况（2分）

区级和机构

采用直接核分和现场评价方式：

1.根据区级常规数据监测报送情况进行直接核分。

2.至社区卫生服务机构对现场抽查的高血压患者健康档案进行现场评价，核查是否为有效管理档案，用有效管理档案比校正机构和区级提供的高血压患者健康管理数量是否分别完成区级和市级年度分配管理任务。

3.市区级评价结果进行复核，数量复核误差≤5%，采用绝对值。

参照市级和区级下发高血压患者管理任务的红头文件为准进行现场评价。

1.分值比重：直接核分0.5分，现场评价1.5分。

2.有效管理档案认定：有效管理档案指年内有一次及以上面对面随访记录的高血压患者健康管理档案。

高血压患者规范管理率（4分）

机构抽查

采用现场评价方式：

1.至社区卫生服务机构对现场抽查的高血压患者健康管理档案进行现场评价，核查提供健康管理服务的真实性及规范性。

2.市区级评价结果进行复核，质量复核误差≤10%，采用绝对值。

高血压患者规范管理率≥60%

1.分值比重：现场高血压患者规范管理率核查3分，复核误差核查1分。

2.不真实管理档案直接判定为不规范档案。

糖尿病患者健康管理（6分）

2型糖尿病患者健康管理任务完成情况（2分）

区级和机构

采用直接核分和现场评价方式：

1.根据区级常规数据监测报送情况进行直接核分。

2.至社区卫生服务机构对现场抽查的2型糖尿病患者健康档案进行现场评价，核查是否为有效管理档案，用“有效管理档案比”来校正机构和区级提供的2型糖尿病患者健康管理数量是否分别完成区级和市级年度分配管理任务。

3.市区级评价结果进行复核，数量复核误差≤5%，采用绝对值。

参照市级和区级下发2型糖尿病患者管理任务的红头文件为准进行现场评价。

1.分值比重：直接核分0.5分，现场评价1.5分。

2.有效管理档案认定：有效管理档案指年内有一次及以上面对面随访记录的2型糖尿病患者健康管理档案。

2型糖尿病患者规范管理率（4分）

机构抽查

采用现场评价方式：

1.至社区卫生服务机构对现场抽查的2型糖尿病患者健康管理档案进行现场评价，核查提供健康管理服务的真实性及规范性。

2.市区级评价结果进行复核，质量复核误差≤10%，采用绝对值。

2型糖尿病患者规范管理率≥60%

1.分值比重：现场2型糖尿病患者规范管理率核查3分，复核误差核查1分。

2.不真实管理档案直接判定为不规范档案。

项目效果

健康档案应用（4分）

健康档案动态使用率（4分）

机构抽查

采用现场评价方式：

1.至社区卫生服务机构对现场抽查的健康档案（重点核查高血压、糖尿病、老年人等重点人群的健康档案）动态使用情况进行现场评价。

2.市区级评价结果进行复核，质量复核误差≤10%，采用绝对值。

健康档案动态档案使用率≥55%

1.分值比重：现场健康档案动态使用率核查3分，复核误差核查1分。

2.不真实档案直接判定为无动态使用。

慢性病患者管理效果（4分）

高血压患者血压控制率（2分）

机构抽查

采用现场评价方式：

1.至社区卫生服务机构从其管理的高血压患者中随机抽查一定数量，现场核实其血压控制情况。

2.市区级评价结果进行复核，质量复核误差≤10%，采用绝对值。

血压控制率≥50%

1.分值比重：现场血压控制率核查1.5分，复核误差核查0.5分。

2.不真实管理档案直接判定为血压不达标。

2型糖尿病患者血糖控制率（2分）

机构抽查

采用现场评价方式：

1.至社区卫生服务机构从其管理的2型糖尿病患者中随机抽查一定数量，现场核实其血糖控制情况。

2.市区级评价结果进行复核，质量复核误差≤10%，采用绝对值。

血糖控制率≥45%

市值管理的效果范文篇5

关键词:财务管理;资本市场;资金价值

中图分类号:F275文献标志码:A文章编号:1673-291X(2007)06-0089-02

一､资本市场对公司财务管理的制约作用

在全球经济一体化的条件下,资本市场是统一开放的市场体系中最基本的组成部分,并成为市场经济一种内在的原动力｡资本市场上流动的资金是公司进行生产经营活动的必要条件,没有足够的资金,公司的生存､发展就没有保障,因此,公司作为市场竞争的主体,其财务管理活动同理财环境――资本市场形成了一种鱼水关系,如果把财务管理比作鱼,那么资本市场就是水,两者相互依存,相互制约,构成了公司财务管理的主要特征｡能否及时､足额地筹措资金,积极有效地投放使用资金,已成为公司发展的头等大事｡

1.资金是公司生存和发展的保证

资金是公司经济运行的血液,是公司进行生产经营活动的必要条件,没有足够的资金,公司的生存和发展就没有保障,公司资金如同人体的血液,循环正常,人体才能行动自如,精力旺盛,公司资金周转顺畅,公司才能充满活力,生机勃勃｡公司没有资金,也就无从求利,血液缺乏,人体就会死亡,资金短缺,公司就会倒闭｡公司建立与发展的过程,也就是资金的循环与运动过程,这个过程包括资金筹集､资金运用､资金耗费､收益实现与分配等四个环节,而其中资金的筹集则是公司再生产能否正常进行的前提和基础｡在经济生活中,由于资金周转不畅而倒闭破产的公司也不在少数,比如,在不到20年里迅速成长为中国民营企业第一强的新疆德隆集团,于2004年宣告破产｡德隆倒闭的直接原因就是没有平衡好资金计划,导致资金链断裂｡由于德隆产业投资回报周期长短搭配不当,持续的并购和后续管理费用都只能靠融资解决,最终带给德隆的是巨大的资金压力｡德隆的实业多以传统产业为主,资金回收缓慢,而德隆的融资都是短期的,这样的短贷长投,导致德隆的现金只能是入不敷出,资金链断裂是其管理模式的必然结果,外部金融环境的变化只是问题演变为危机的导火索而已｡

2.资本市场是公司融通资金的主渠道

资本市场是市场体系不可缺失的组成部分,没有完备的资本市场,就不可能有运转正常的市场体系｡作为公司财务管理的筹资､投资活动,必须运用资本市场来配置有限的社会资源及协调供求关系,资本市场的发育程度及运作规则,时时在左右公司的理财活动｡资本市场为公司各种长､短期资金的相互转化提供了媒介和场所,在资本市场中,公司可以根据需要,将暂时闲置的现金购买股票､债券,在需要现金时,也可以将股票､债券在资本市场上出售,收回投资以取得现金,还可以通过资本市场贴现远期票据,满足公司对短期资金的需要｡资本市场这种转化功能,起到了调剂资金余缺,加速资金周转,提高经济效益的作用｡并且资本市场通过多种金融工具,为资金供求双方提供了多种多样的选择机会,以适应不同的筹资与投资需求｡

对需要资金的公司来讲，可以根据公司自身的经营状况和资金需要的性质，通过发行股票和债券，有选择性地在资金市场上筹集足够的资金，提高筹资效益；对有充足资金的公司来讲，也可以通过购买股票､债券等,进行长期投资,这样就可以在保证资金的流动性和安全性的同时,又能获利,或者达到影响和控制其他企业,以实现公司长远发展战略的目的｡经过近十年的快速发展,我国的资本市场有了相当的规模,尤其是股票市场,以2006年末为例,股票投资者达到8100万户,上市公司总数达到1378家,股票总市值突破9万亿大关｡根据测算,2006年我国的GDP已超过20万亿,沪深股市总市值已占当年GDP的45%,而在2005年年底,这一数据还仅有18%,与美国､日本等经济发达国家相比,这一比率还较低,我国的股市还具有巨大的发展潜力,随着经济的不断发展,公司对资本市场的依赖性只会越来越强｡

二､资金价值是财务管理与资本市场联系的切入点

资金价值包括时间价值和风险价值,现代财务管理要求公司建立以资金价值管理为核心的财务管理体系,价值管理既可以用来推动价值创造的观念,深入到公司各个管理层,又与公司资本提供者的目标相一致,从而也有助于实现企业价值的股东财富的最大化｡

资金的时间价值决定了资金的市场利率,而资金利率则被人们称作经济领域的“晴雨表”和“气象台”,在这个信息系统中,市场利率与公司经营管理的关系最为密切,是公司选择资金来源､拟定筹资方案的依据,也是评价投资项目可行性的主要经济指标｡因为,只有当公司的投资收益高于市场利率时,公司才能收益大于成本,投资项目才是可行的｡同时,财务管理活动始终是在有风险的情况下进行的,风险在公司的经营过程中是时时存在的,风险可能带来超出预期的收益,也可能带来超出预期的损失｡如大量举债会加大公司的风险,运气好时赚得更多,但运气不好时会赔得更惨,甚至于让公司遭到灭顶之灾,甚至一些赫赫有名的跨国集团公司也往往不能幸免｡

因此,公司筹集资金､选择投资项目,要设法降低成本､优化资本结构,从而降低财务风险｡筹资､投资是财务管理的基础环节,只有以最低的资金成本,从不同的渠道筹措公司发展所需的资金,才能使公司在激烈的竞争中站稳脚跟,稳步发展｡财务管理部门应及时研究筹资､投资环境,把握筹资､投资最佳时机,为公司优化资金结构､缓解资金缺口､降低筹资成本､提高经济效益服务｡如果筹资的成本和风险低,公司就能以较少的资金成本获得更多的资金,从而能取得更多的利润｡资金成本是市场经济条件下,资金所有权和使用权分离的必然结果,资金成本是由资本市场的资金价值来决定的,资金成本的高低直接影响资金的使用效益｡如果公司的筹资､资金价值成本高于资金的报酬率,公司的经营就会陷入困境,投资就会失败｡

为了控制公司的财务风险,满足资金需要,公司在不同发展时期,应当权衡债务资本和股东资本的构成,从而采用不同的资金管理策略｡因为,适当利用债务资本可以降低公司资金成本,并通过财务杠杆的作用使每股盈余增加,进而使股票价格上升,但债务的过多增加也会给公司带来风险,又会使资金成本上升,导致股票下跌｡一般来说,股东资本大于借入资本较好,但也不能一概而论,产权比率高,是高风险､高报酬的财务结构,产权比率低,是低风险､低报酬的财务结构,公司最佳的资本结构是使公司价值最大化的资本结构｡在公司创立期,资金需求很大,内部积累一般满足不了资金缺口,公司的融资来源一般是风险的权益成本,可以通过发售股票的方式吸引风险投资者进行融资;而在公司成熟期,公司已经产生了大量的现金流,资金需求降低,应大量利用负债进行筹资,以利用财务杠杆效应,进行合理避税,公司也会提高股利支付率,把富余的资金分配给股东,以实现股东财富的最大化｡

三､以资本市场价值为基础进行绩效考核

公司财务管理在以资本市场为导向的前提下,公司的绩效考核基础和标准,也相应要转向以资金的价值为考核依据｡在以往的绩效考核指标中,多建立在会计利润指标上,会计利润是指公司在一定时期的经营成果,主要包括营业利润､投资净收益和营业外净收支,这是经过一定时期的总收入和与之相关的费用支出配而得来的,可简单表示为:会计利润=收益-支出｡从这一公式可以明显看出,会计利润指标有一定的局限性,它忽略了资金需求和资金成本｡

从资金价值的内在要求出发,资金价值管理则要求将管理与绩效考核的标准从会计利润转向以经济利润来衡量｡经济利润是公司投资成本收益超过加权平均资金成本部分的价值,或者公司未来现金流量以加权平均资金成本率折现后的现值大于零的部分｡其计算公式是:

经济利润=(投资资本收益率-加权平均资金成本率)×投资成本总额

市值管理的效果范文篇6

关键词:兼并与收购企业制度公司财务

深圳宝安集团于1993年9月通过其上海公司在证券市场购买了上海延中实业股份公司总股本19.8%的股权,由此拉开了我国利用证券市场兼并与收购的帷幕。国内也渐渐发展起一批致力于并购研究的学者。他们大多使用国外的理论和方法来研究我国的并购,其中不乏做出突出贡献的学者。由于美国和英国已经有大量的兼并与收购的事件,最近20年累积了大量的研究北美和欧洲兼并与收购的成果,并形成了一系列的关于并购的理论,所以国内学者都以此为基础来进行国内的研究。本文拟就国外关于并购的理论归纳为两大分析体系,一方面试图将众多的理论尽可能地统一,另一方面也为国内的并购研究提供清晰的框架。

以企业制度为基础的分析体系

自《企业的性质》和《社会成本问题》两篇论文获得认可之后,科斯的理论分析范式被其追随者广泛传播,并由此开创了新的一门经济学派—新制度经济学派。新制度经济学的核心在于“产权”和“交易费用”。产权制度是一种基础的经济制度,它构成了市场制度以及其他许多制度安排的基础。新制度经济学派就是从产权出发研究企业的形成和发展问题,获得了丰硕的成果,增加了人们对企业的认知。随着Jensen和Meckling(1976)从科斯的理论体系中引发出委托—理论,不少学者开始用新制度经济学的分析方法来研究企业的并购,其中有代表性的有委托—理论、自大假说、自由现金流量假说。

(一)委托-理论

Jensen和Meckling(1976)系统地阐述了委托-问题的含义。当管理者只拥有公司所有权股份的一小部分时,便会产生问题。这种部分的所有权可能会导致管理者的工作缺乏活力,或导致其进行额外的消费,因为大多数的花费将由拥有绝大多数股份的所有者来负担。在所有权极为分散的大公司中,单个所有者没有足够的动力在监督管理者行为所需的资源上进行大量的花费。

问题产生的基本原因在于管理者和所有者间的契约不可能无代价地签订和执行。由此而产生的成本包括:构造一系列契约的成本;委托人对人行为进行监督和控制的成本;保证人进行最优决策,否则将就次优决策的后果保证给委托人以补偿的契约签订成本;剩余损失,即由于人的决策和委托人福利最大化的决策间发生偏差而使委托人所遭受到的福利损失。剩余损失还可能是由于合约的完全履行成本超过其所能带来的收益而造成的。

问题可以从两个方面得到缓解。一个就是从企业内部的制度设计去缓解。Fama(1980)指出许多报酬安排可以使问题得到缓解。公司可以通过诸如奖金和执行股票期权等方式将管理者的报偿与经营业绩联系在一起。管理者拥有自己的声誉,且劳动力市场将会根据管理者在经营业绩方面的声誉来确定其工资水平。Fama&Jensen(1983)假设当一家公司的特征是所有权与经营管理权分离时,该公司的决策体系也应该将决策管理(创立与贯彻)从决策控制(批准与监督)中分离出来,以限制人个人决策的效力,从而避免其损害股东的利益。控制职能由股东选出的董事会来行使,它在包括董事资格、并购和新股发行等重大决策方面拥有审批权。

当企业内部机制不足以控制问题时,接管市场为这一问题的解决提供了最后一着外部控制手段(Manne,1965)。接管通过要约收购或权之争,可以使外部管理者战胜现有的管理者和董事会,从而取得对目标企业的决策控制权。Manne强调说,如果公司的管理层因为无效率或问题而导致经营管理滞后的话,公司就可能会被接管,从而面临着被收购的威胁。

(二)自大假说

Roll(1986)假定管理者由于野心、自大或过分骄傲而在评估并购机会时犯了过分乐观的错误。在接管过程中,竞价企业认定一个潜在的目标企业并对其价值(主要是股票价值)进行评估。当估价结果低于(股票的)市场价格时,便不会提出报价。只有当估价超过当前的市场价值时公司才提出报价并作为竞价企业进行接管尝试。

自大假说(HubrisHypothesis)暗含着一个很强的假设,即市场有很高的效率,股价反映了所有(公开和非公开)的信息;生产性资源的重新配置无法带来收益,且无法通过公司间的重组与合并活动来改善经营管理。从另一方面看,接管的效率理论是建立在某种形式的市场无效率假设基础之上的。因此,Roll自称自大假说可以起到比较基准的作用,且相对与其他需要进行比较的假设而言为零。

自大假说的提出,从一个侧面反映了企业的制度问题。首先,自大假说意味着管理者的决策违背了股东的利益。尽管管理者的意图是通过兼并来增加公司的资产,而采取的行动并不总是正确的。其次,该假设意味着公司控制权市场是无效的,收购企业的股东不能阻止管理者过于自信的收购企业的建议(殷醒民,1999)。

(三)自由现金流量假说

自由现金流量(FreeCashFlow)是超过所有投资项目资金要求量的现金流量,且这些项目在以适用的资本成本折现后要有正的净现值。Jensen(1986)认为与管理者和股东之间在自由现金流量支出方面的冲突联系在一起的成本是接管活动的一个主要原因。根据Jensen的理论,股东和管理者之间在公司的战略决策方面存在着严重的利益冲突。这些导致了成本的利益冲突永远也无法得到完善的解决。当成本很大时,接管活动将有助于降低这些费用。自由现金流量的支出可以在解决管理者和股东间的利益冲突方面发挥重要的作用。他说明了公司若想有效率和使股价最大化,自由现金流量就必须支付给股东。自由现金流量的支出降低了管理者所控制的资源量,从而削弱了他们的权力。另外,当他们为额外的投资寻求新的资本而进行融资时,就更可能会受到资本市场的约束。

以公司财务为基础的分析体系

(一)财务协同效应理论

Nielsen&Melicher(1973)发现当收购公司的现金流量较大而被收购公司的现金流量较小时,支付给被收购公司的作为兼并收益近似值的溢价也较高。这意味着资本从收购公司所在行业向被收购公司所在行业的重新调配。另外,并购发生的原因也可能是合并公司的负债能力要大于两公司合并前的负债能力之和。国外有经验研究证明兼并后企业的杠杆率确实有了显着的提高。并购活动的另一个可能原因是获得了在开办费和证券交易成本方面的规模经济。而国内上市公司买“壳”则节约了上市费用。

(二)“税盾”理论

一些并购活动可能是出于税收最小化方面的考虑。不过,税收方面的考虑是否会引起并购活动,取决于是否存在可获得相同税收好处的可替代的方法。虽然“税盾”在对并购活动的全面解释中并不发挥主要的作用,但“税盾”在并购中是非常重要的,低负债的一方并购高负债的一方将对低负债一方带来投资税收的节省。净营业亏损和税收减免的递延,增加了的资产基础,以及用资本利得来代替一般所得(具体措施需根据税法而定)都是兼并在税收方面的动机。即将发生的遗产税还可能会促使企业主在死亡之前将其私人企业出售。

(三)财富转移理论

Masulis(1980)指出杠杆收购带来的目标企业的财富增加大部分是从债券持有人和优先股股票持有人转移过来的。公司的市场价值是债券的市场价值和股票的市场价值之和。如果公司的总市场价值没有增加,而股票价值上升了,那么必然带来债券市场价值的下降。债券价值的下降反映了公司增加的违约风险。

McDaniel(1986)认为企业合并并不是所谓的帕累托最优,而是在公司价值最大化的可能性增加后,股东要么攫取了债券持有人的资本收益,要么使债券持有人承担了资本损失。最简单的例子就是,如果两家公司规模相同、公司资本结构相同,合并后的公司价值就等于两家公司之和。合并产生了共同承担风险的效果,也就减少了债券违约支付的风险,债券价格应当上升,而股票价格则应当下降,两者正好抵消。如果合并后公司的资产负债率提高,债券的履约风险就增加。所以,公司的利益分配从债券持有人转向了股票持有人。稍微复杂的例子中仍然可以看到财富转移的情况,不过程度不同而已。还有一种理论认为通过并购带来的公司财富的增加源于员工利益的减少。

(四)价值低估理论

q比例是公司股票的市场价值与代表这些股票的资产的重置价值间的比率。价值低估理论就是建立在资产的市场价值与其重置成本间的差异之上的。通货膨胀导致资产的当前重置成本大大高于历史账面成本,这导致了q比例的下降。如果一家公司想要增加生产特定产品的能力,它可以通过购买一家生产此类产品的公司来达到这个目的,而不用从头做起,因为从q比率来看,从市场上购买公司的价格比重新创建公司要更便宜一些。如果同行业其他公司的平均q比例低于1,公司通过购买其他公司来增加生产能力就比自己创建新公司有效。例如,如果q比例为0.7,且收购中在市场价值以上支付的溢价为20%,那么收购价格为0.7乘以1.2,等于0.84。这意味着平均收购价格仍比创建新公司的当前重置成本低16%。

解释并购的文献林林总总,也有其他无法纳入这两大体系的理论,比如差别效率理论认为并购可以使管理水平低的公司的效率得到提高,而经营协同效应理论则有助于解释横向并购和纵向并购。而上述的两大分析体系更适合解释混合并购。同一分析体系下可能存在逻辑和结论不同的理论,但其分析的基础却是一致的。不少国内外学者已经利用经验数据检验了结论不同的理论,但却从未有一种理论处于绝对优势。另外,国内的并购无论从并购目的和并购形式上来说,与国外都有很大的不同。比如陈信元、叶鹏飞和陈冬华(2003)通过对1993——2000年沪市上市公司的并购重组事件进行研究发现,并购重组与证监会对上市公司配股资格的管制密切相关,从而将并购重组的动因归结为“机会主义资产重组”。张新(2003)结合事件研究法和会计研究法,对1993—2002年的1216个并购事件是否创造价值进行了全面的分析,发现协同效应、自大假说和理论都有一定的解释力。他还提出我国经济的转轨加新兴市场的特征为并购提供了通过协同效应创造价值的潜力。李增泉、余谦和王晓坤(2005)研究了1998-2001年的416起上市公司并购非上市公司的样本,提出中国的并购中存在支持或掏空现象。有避亏或保配需求的上市公司会通过并购来短期提升业绩,从而使并购起着支持作用;而无避亏保配之忧的上市公司存在通过并购来掏空上市公司的现象。因此,如何在国外学者的理论基础之上进行研究创新以适合中国并购的国情,是我们为之不懈努力的方向。

参考文献:

市值管理的效果范文1篇7

董事会和CEO之间的关系一直是公司治理领域备受关注的问题。CEO作为经理层的领导人物，肩负着执行董事会具体决策与领导企业日常经营活动的重大责任，而董事会则履行着决策与监督职能。因此，董事会与CEO在职能、权力和责任方面相互作用与联系，董事会与CEO之间良好的关系，能够协调所有权与经营权相分离导致的各种委托问题，是公司最终业绩好坏的决定性因素之一。CEO在公司具体经营决策上具有绝对权力，而在一些战略决策中也具有重要的影响力，其经营能力和努力水平会在很大程度上决定公司业绩，而公司业绩决定了CEO薪酬和声誉的高低。当上市公司设置了CEO薪酬激励和职业契约时，CEO为了满足盈余门槛具有强烈的盈余管理的动机。如Malmendier和Tate（2009）研究发现，明星CEO为了满足市场的高业绩预期而操纵其盈余，上市公司的正向盈余管理程度较高，当CEO权力越大时，CEO操控盈余管理的倾向越明显。那么作为履行监督职能的董事会，其是否能有效遏制CEO盈余管理的倾向呢？随着2006年股权分置改革的基本完成，我国上市公司的大股东减持现象越来越多，导致上市公司股权结构趋于分散的状态，CEO实质上掌控上市公司的现象越来越多。因此，研究作为公司股东代表的董事会如何监督CEO的自利行为显得尤为重要。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

（一）文献回顾

1．CEO权力与盈余管理。盈余管理作为会计学理论研究的重要组成部分，一直是理论界和实务界的研究热点。公司管理层会通过操纵盈余来满足不同的盈余目标，如扭亏、大清洗、“保壳”以及再融资等等。随着我国市场化进程的不断推进，上市公司经过不断增发新股和并购交易，创始人股权比例逐渐下降，股权随之分散或多元化，而股权分置改革实现了上市公司股份的全流通，致使许多原非流通股股东能够减持其持有的股票，上市公司的股权结构日趋分散化。股权的分散将会导致以高管人员为代表的管理层在企业中的权力逐渐扩大，其地位逐渐提高，有些人事实上成长为企业的实际掌控者，不仅将企业所有者的权力逐渐架空，还使所有者与管理者之间出现严重的信息不对称。企业管理层掌握着财务信息，他们可以决定是否对外提供真实的信息。管理层为了自身的利益，往往会在会计准则允许的范围内采用最符合自己利益的会计政策，或“构造”真实的交易事项，对企业的盈余信息进行调整或控制。

2．董事会监督与盈余管理。作为公司治理核心内容之一的董事会能够有效地保护投资者利益，遏制管理层的盈余管理行为。文献中较多地研究了董事会的活动、规模和独立性等特征对公司盈余管理的影响，如公司的独立董事能够有效遏制公司管理层盈余管理行为，公司董事会规模越大，盈余管理行为发生的可能性越大。但张逸杰等（2006）研究发现，独立董事的比例和盈余管理的程度之间存在U型曲线关系，董事会独立性的增加在一定程度上减少了盈余管理［9］。杨清香等（2008）研究则发现，董事会规模与盈余管理的关系不确定，独立董事比例以及审计委员会与盈余管理之间的负相关关系并不显著，董事会会议频度则与盈余管理呈显著的正相关关系。周冬华和赵玉洁（2014）研究发现，不同的董事会特征对公司管理层的盈余管理遏制作用并不一致，董事会规模、董事长与总经理的双职合一、独立董事比例并没有对上市公司扭亏和大清洗盈余管理行为发挥出一致有效的遏制作用。综上所述，文献对董事会监管与盈余管理之间的关系并不一致，究其原因，上述文献都较少考虑董事会自身的监督能力这一内生变量。董事会监督遏制盈余管理的效果取决于上市公司董事会监督能力和管理层权力之间的角力结果。

（二）理论分析与研究假设

根据管理层权力理论，由于不完善的公司治理结构，管理者实质上成为了其薪酬制定的控制者，从而旨在降低成本的股权激励机制实际上成为了管理层寻租的工具。此外，为了掩盖寻租行为，管理层通常会进行盈余管理或操纵信息披露或其他伪装。虽然上市公司的薪酬业绩契约可以激励管理层为实现契约目标而努力工作，但也诱发了管理层从事盈余管理的动机。Healy（1985）研究发现，存在上下限的管理层奖金计划的上市公司，若当期盈利高于上限，管理层有动机降低当期盈余，以避免永久丧失这部分红利；若当期盈利低于下限，则管理层有可能采取“大洗澡”的盈余管理方式来获取奖金［15］。当CEO薪酬更多使用股票和期权激励时，管理层更倾向进行盈余管理，而且应计项目比较高的企业CEO更倾向执行期权以及出售股票［16，17］。随着CEO权力的增大，公司内部股东、董事会与高管的权力制衡将趋于失效，此时，董事会对他们的监督能力更加低下，CEO可能对董事们的选聘施加影响而控制董事会，限制董事会职能的发挥［17］。在董事会监督失衡的状态下，CEO利用盈余管理来满足其薪酬契约或者资本市场预期的可能性越大。基于此，提出研究假设1。假设1：CEO权力越大，上市公司盈余管理程度越高。在理论框架内，董事会与CEO的关系表现为董事会对CEO的监督控制。董事会通过选拔、聘任CEO、指定临时CEO、培养现任CEO的继任者；制定高管人员的薪酬、奖励CEO及其团队；审批公司中长期发展战略、监督战略实施来监督管理层以约束CEO的自利行为，遏制公司管理层机会主义行为的发生。但根据管理者霸权理论（ManagerialHegemonyTheory），当CEO权力过大时，董事会实际上被管理层支配，无法解决问题。因此，董事会对CEO的监督能力取决于董事会和CEO权力的角力结果。董事会稳定性特征可以作为量化董事会监督的有效性指标，公司董事会稳定性主要表现为董事会成员变动的频繁程度，并主要通过董事会规模变动或规模不变时董事会成员的更迭来表现。从具体形式来看，稳定性机制是利用内外部控制和声誉机制，通过董事会规模结构的调整和董事成员的任免和激励，监督、激励董事会有效运作，进而控制管理者的经营活动不偏离企业的长远规划和股东利益最大化目标，因此，董事会成员越稳定，其监督效果越明显［12］。董事会成员越稳定，很多先于CEO加入公司的董事会成员会继续留在公司，董事会被CEO架空的可能性越小，其监督公司管理层的效果越明显。基于此，提出研究假设2。假设2：董事会的稳定性有利于削弱CEO权力与盈余管理之间正相关关系。

三、数据来源及研究设计

（一）研究样本与数据来源选取

沪深A股主板市场（不含创业板）2007～2012年非金融类上市公司。样本筛选过程为：（1）剔除上市年限不足3年的上市公司；（2）剔除采用证监会2位代码行业分类后，年度行业数据不足10家的行业上市公司；（3）剔除财务数据缺失的上市公司。执行上述筛选过程后共收集到6835个样本数据。数据来源于CSMAR、CCER、WIND数据库，个别数据进行了手工收集，收集源于巨潮资讯和证券时报网站的年度财务报告。本文主要使用统计分析软件Stata12．0和SPSS15．0来处理相关数据并进行后续的计量分析。

（二）模型设计与变量定义

根据研究假设，采用多元回归方程检验CEO权力、董事会稳定性与盈余管理之间的关系，具体模型如式（1）和式（2）所示。其中被解释变量DA为盈余管理程度。当上市公司存在异常经营绩效的情况下，采用Jones模型（包括修正后的Jones模型）估计存在一定的偏误［18，19］。Kothari等（2005）针对此问题提出了业绩调整的方法，采用资产收益率来修正异常应计项目的估计方法，该模型发生错误的概率均低于修正后的Jones模型。因此，本文采用Kothari等（2005）业绩修正后的Jones模型来估算上市公司的盈余管理程度，具体如式（3）所示。式（3）中，TAijt为第j行业中第i公司在第t期的总应计项目，以营业利润减去经营活动现金流量的余额来度量；Aijt－1为第j行业中第i公司在第t－1期的资产总额；REVijt为第j行业中第i公司在第t期的营业收入较上年度的变动额；RECijt为第j行业中第i公司在第t期的应收账款较上年度的变动额；PPEijt为第j行业中第i公司在第t期的固定资产原值；ROAijt为第j行业中第i公司在第t期的资产报酬率；εijt为第j行业中第i公司在第t期的残差。对模型（3）进行分年度分行业回归得到参数估计值，并据此计算模型拟合值。根据被解释变量的实际值和拟合值计算残差，取其绝对值来度量盈余管理程度。解释变量CEO为CEO权力。本文对于CEO权力强度的度量参考Finkelstein（1992）［21］和权小峰、吴世农（2010）［22］的研究，他们认为，CEO的中心任务是处理不确定性，这就意味着权力基础在于有能力来处理内部和外部的不确定性。内部不确定性主要来自于董事会和其他高管人员，而外部的不确定性则主要来自于公司的目标和外部制度环境。因此，他们将CEO的权力具体划分为组织权力、专家权力、所有制权力和声望权力。将CEO权力从以上四个维度进行划分，并从每个维度各自选取两个虚拟变量来度量权力强度的大小，对上述四个维度和八个测度指标进行主成分分析，采用主成分分析结果来构建CEO权力的度量指标。具体指标的定义和解释如表1所述。解释变量Stability为董事会稳定性，借鉴Crutchley等（2002）的研究方法，采用衡量董事会成员的变动比例来度量，如式（4）所示。该稳定性指标的计算结果介于0～1之间，数值越大表明该公司的董事会越稳定，反之亦然。其中，Mj表示第j期的董事会人数，Sj表示第j期的董事会成员的集合。＃（Sj＼Sj＋i）表示原来属于第j期的董事会成员集合，但已不属于第j＋i期的董事会成员集合的人数。＃（Sj＋i＼Sj）表示属于第j＋i期的董事会成员集合，但不属于第j期的董事会成员集合的人数。根据姜付秀（2013）等相关文献，模型中还加入了财务杠杆、公司规模、盈利能力、增长率等公司层面的控制变量，以控制其他变量对盈余管理的影响。各控制变量的具体含义如下所示：财务杠杆LEV，采用公司的资产负债率来表示；资产规模Size，采用公司年度资产规模取自然对数来衡量；盈利能力ROA，采用公司的资产利润率来衡量；增长率Growth，采用前3年的主营业务收入增长率来衡量；扭亏动机NK，若上市公司上年度净利润为负，当年度净利润为正，则为1，否则为0；配股资格Ins，若上市公司前三年平均净资产收益率介于6％～7％之间，取值为1，否则为0；账面市值比MB，采用公司的每股净资产／（年末流通股市值＋非流通股×每股账面价值每股市价）来衡量；审计意见Opin－ion，若上市公司当年度被出具的审计报告为标准无保留意见，则为0，若为无保留意见加强调事项段或说明事项段，则为－1，若为无法表示意见，则为－2，否则为－3。会计师事务所Big4，若当年度上市公司审计事务所为四大会计师事务所，则为1，否则为0；公司性质SOE，采用实际控制人类别来划分公司的所有权性质，若为国有控制，则为1，否则为0；管理层持股比例Mshare，采用当年度管理层持股占总股本的比例来度量；独立董事比例OutDir，采用上市公司当年度独立董事占董事会人数的比例来度量。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计分析

根据研究模型中所涉及的主要变量，计算各变量的描述性统计量，结果如表2所示。研究发现，样本公司的盈余管理整体表现为正向盈余管理，盈余管理DA变量均值为2．7798，表明我国上市公司存在着向上的盈余管理现象，但该变量的最大值和最小值差异非常大，标准差为499．8228，变量存在极端异常值现象。采用主成分因子分析后，CEO权力的均值为－0．0777，中位数为－0．0534，总体上我国上市公司的CEO权力较小。董事会稳定性的均值为0．8355，中位数为0．8889，表明我国上市公司董事会稳定性较强，董事会成员的更迭并不明显。公司特征变量方面，各变量体现出一定的差异性。部分变量存在异常的极端值，后续回归处理时将对上述所有连续变量进行1％数值的缩尾（Winsorized）处理。

（二）回归结果分析

首先基于混合数据采用最小二乘法检验CEO对上市公司盈余管理的影响，回归结果如表3所示。表3列示了模型回归结果，其中模型1研究CEO权力对上市公司盈余管理的影响，模型2和模型3进一步将盈余管理划分为正向盈余管理和负向盈余管理，研究CEO权力对正向盈余管理和负向盈余管理的影响。表3中模型1表明，CEO权力与上市公司的可操控应计绝对值呈正相关关系，表明CEO权力越大，上市公司盈余管理程度越大。模型2表明，上市公司CEO权力与正向盈余管理显著正相关，模型3回归结果显示，上市公司CEO权力与负向盈余管理显著负相关，这表明，上市公司CEO权力越大，其会向上操控盈余以满足薪酬契约和资本市场对其的业绩预期。同样地，当上市公司业绩超过预期时，CEO也存在向下操控盈余的动机，以避免永久丧失这部分红利［15］。其他控制变量方面，公司资产规模Size、资产负债率LEV以及账面市值比BM与盈余管理程度显著负相关。其原因可能是，上市公司资产规模越大，资产负债率越高以及账面市值比越高，越容易受到监管机构监督，导致盈余管理程度下降。上市公司的资产净利率ROA与盈余管理程度显著正相关，与正向盈余管理和负向盈余管理都显著负相关，这表明上市公司资产净利率越高，向上进行盈余管理程度的可能性越低，但向下进行负向盈余管理来隐藏利润的可能性越高。上市公司的扭亏动机NK和再融资动机Ins与盈余管理程度显著正相关，而且正相关关系主要体现在正向盈余管理子样本中，这表明具有扭亏动机和再融资动机的上市公司，越可能向上盈余管理以达到监管机构的要求。产权性质SOE与盈余管理程度显著负相关，这表明相对于非国有企业，国有企业的盈余管理程度较低。表4回归结果表明，董事会稳定性Stability与盈余管理显著负相关，表明董事会成员越稳定，越有利于遏制上市公司的盈余管理行为，降低上市公司盈余管理程度。董事会稳定性与CEO权力的交乘项（Stability×CEO）与盈余管理显著负相关，表明董事会的稳定性能够有效削弱CEO权力与盈余管理之间的正相关关系，董事会成员越稳定，对CEO监督能力越强。进一步研究发现，这种监督能力主要体现在正向盈余管理子样本中，表明公司董事会成员对于CEO正向盈余管理行为要求比较严格，而对于CEO负向盈余管理行为可能持默许态度，因此监督效果并不明显。

（三）进一步研究：CEO权力、董事会稳定性与盈余管理———基于不同产权性质

在不同产权性质下，CEO对公司业绩的敏感程度不同，从而盈余管理的动机可能存在差异。与国有控股上市公司相比，非国有控股管理层进行盈余管理尤其是正向盈余管理的动机是比较强的［24］。同时，国有控股企业的CEO由控股股东单位委派，且大多数总经理同时兼任董事长，形成了高管自己聘用自己，自己监督自己的局面，这势必降低股东和董事会对高管的监督和约束，赋予了高管较大的控制权［17］。因此，根据管理者霸权理论，此时董事会实际上被管理层支配，董事会对CEO的监督可能流于形式。表6的回归结果显示，在非国有上市公司子样本中，董事会稳定性Stability与CEO权力的交乘项Stability×CEO与盈余管理显著负相关，表明董事会稳定性能够有效削弱非国有上市公司CEO权力与盈余管理之间的正相关关系，而这种监督机制主要体现在正向盈余管理子样本中。但我们并没有发现国有上市公司的董事会能够有效监督CEO权力对盈余管理的操纵，表明在国有上市公司中可能存在CEO控制董事会的现象，国有上市公司董事会监督能力较弱。

（四）进一步研究：CEO权力、董事会稳定性与盈余管理———基于CEO任期的视角

董事会监督CEO的能力也会随着CEO任期的变化而变化，在CEO任职早期，新上任CEO可能有强烈的动机专注于领导力发展以适应新的工作环境、熟悉公司竞争环境、发展新的工作关系、学习新的技能和知识来满足新职位的需求，而这些都要求CEO和董事会建立良好的合作关系，通过董事会的重重考验，得到董事会的认可［25］。因此，此时CEO相对董事会权力较弱，董事会能够有效地阻止这些任期较短的CEO牺牲股东的利益，去追求个人利益。而随着CEO任职时间的增长，说明CEO通过了董事会的绩效考察，其经营公司的能力得到了肯定，CEO获得了更多的公司经营运作的信息，掌握了更大的权力，董事会对CEO的约束力减弱。因此，在CEO任职晚期，CEO权力的显著增加使得其对董事会的控制力逐渐增强，董事会相对CEO权力较弱，董事会并不能有效监督CEO操纵盈余管理行为。表6的回归结果列示了不同CEO任期下CEO权力、董事会稳定性与盈余管理的回归结果。结果显示，在CEO任期较短（LowCEOTenure）的子样本中，董事会稳定性Stability与CEO权力的交乘项Stability×CEO与盈余管理显著负相关，表明董事会稳定性能够有效削弱任期较短时CEO权力与盈余管理之间的正相关关系，而这种监督机制仅体现在正向盈余管理情形，表明公司董事会能够有效监督CEO的正向盈余管理行为，但对于CEO负向盈余管理行为可能持默许态度。但未发现董事会能够有效监督任期较长的CEO对盈余管理的操纵，这表明随着CEO任期的增长，CEO相对于董事会权力越强，可能存在CEO控制董事会的现象，导致董事会对CEO的监督机制失效。

（五）稳健性检验

1．重新定义应计项目盈余管理指标。前文采用Kothari等（2005）模型计算了盈余管理程度，为了增强结论的稳健性我们又分别采用修正后的Jones模型重新计算公司的盈余管理水平，进行上述回归分析，研究结论保持不变。

2．重新定义CEO权力。前文采用了主成分因子分析法度量了CEO权力，由于本文研究的是CEO权力和董事会稳定性对盈余管理的影响，直接表现为CEO相对于董事会的权力。因此，采用CEO相对于前3董事会薪酬比例来度量CEO权力，该数值越大，表明CEO相对于董事会的权力越大。进行上述分析，研究结论保持不变。

3．重新定义了董事会稳定性。前文采用公司董事会成员的变动比例来度量，但该比例可能受到董事会正常换届的影响，董事会成员正常换届时，该比例越大。因此，为了避免董事会正常换届导致影响董事会的稳定性，本文手工整理了董事会离职人员中的任期和离职原因，扣除了任期到期后正常换届的董事会人员后，采用董事会成员非正常变动比例程度来重新度量董事会的稳定性，进行上述回归分析，研究结果不变。

五、研究结论

上市公司的盈余管理行为阻碍了真实会计信息的传递，误导投资者对公司真实价值的判断，损害了投资者利益并严重干扰了资本市场的正常运作。因此，遏制上市公司盈余管理行为一直是各国资本市场监管的重点内容。研究CEO权力和董事会稳定性对盈余质量的影响，结果发现：

（1）CEO权力越大，上市公司盈余管理程度越高，稳定的董事会能够有效削弱CEO权力与盈余管理之间的正相关关系，而这种监督机制主要体现在正向盈余管理中，董事会对于CEO的负向盈余管理行为并无明显的遏制作用；

（2）进一步划分不同产权性质后发现，上述研究结论主要体现在民营上市公司中，国有控股企业的CEO由控股股东单位委派，CEO相对于董事会的权力更强，董事会的稳定性并不能有效监督CEO的盈余管理行为。

市值管理的效果范文

[关键词]股权分置改革股权激励公司价值

对公司高级管理层（以下简称高管）进行股权激励是国内外学者在委托框架下研究公司治理的热点领域。国外对CEO激励的研究相当成熟，一般认为，管理层持有股票期权与股票，对管理者有正激励效果。但是，我国股权激励能否降低成本，提高公司价值，则存在争议。本文主要研究股权分置改革变化前后，高管股权激励与公司价值间的关系，以期考察我国股权激励实施的效果。

一、研究假设

Jensen等研究指出，管理层与公司所有者之间是具有利益冲突的关系。股权激励制可以解决经理与股东的冲突。当高管拥有公司索取剩余索取权的股份时，高管的利益就会与公司的尽可能趋于一致，股东与高管之间的冲突就会得到缓解。但是在我国,由于上市公司高管比例普遍很低，外部的接管市场极不发达，中国高管股权激励与价值的关系有正向关系，但可能关显著性较弱。由此,提出假设对高管实行股权激励，其持股比例与公司价值有较弱的正向关系。

一般而言，制度会影响成本冲突的表现形式与最终解决途径。股权分置改革后，我国资本市场制度制度环境发生较大变化，股权分置改革，解决了股权分置带来的长期影响中国资本市场健康发展的重大历史遗留问题，消除证券市场定价机制的扭曲，重建公司治理的共同利益基础，降低了企业完善公司治理的成本，推动证券市场的发展，有利于建立和完善管理层激励和约束机制，从而可能增强实施股权激励机制的有效性。所以，股权分置改革后，对高管实行股权激励更能产生积极的政策和市场效应作用，有利于减少成本，增加公司价值。由此,提出假说股权分置改革后，对高管实行股权激励对公司价值有较大的改善。

二、研究设计

第一，本文选定2001年～2006年宣告实行股权激励的上市公司作为研究对象。第二，考虑到金融业的特殊性，我们排除了准金融性公司。第三，根据本文所研究的问题，以及计算公司价值的方便，剔除含B股或H股的公司。本文最终选定的企业年样本为481个。治理数据来源于CCER数据库，财务数据与年报资料来自WIND资讯数据库。

根据上述分析，本文建立如下回归模型来检验本文的研究假设:

（1）

其中，MRS表示高管（TM）或董事会（DBM）的股权激励对象的持股比例，Implem表示股权分置改革完成与否的哑变量。Control_variable表示控制变量向量，主要有：总经理变更（CHANGE_C）；成长性（Growth）；公司规模（Size）与负债比例（Debt）等。用滞后一期是为了考虑内生性影响。

三、实证分析

下表是模型（1）进行OLS回归结果。其中回归方程中前两个的解释变量为高管持股比例，后两个方程的解释变量为董事会持股比例。

表中显示，在宣告实行股权激励的样本公司中，公司价值与高管持股比例在0.01显著水平下正相关,回归系数为0.062%。这表明，虽然高管团队总体持股比例较低，平均只有0.58%，但从长期来看，能起到一定的激励效果，初步证明利益一致假设，即高管权益报酬能减轻经理与股东间的冲突。但是，当考虑股权分置改革这个制度变量时，我们发现，无论是股权分置改革变量本身，还是它与高管持股比例的交叉项，都与价值在0.01与0.05水平下显著相关，并且模型的拟合度也有所提高，而高管持股比例与价值正相关，但不显著。这说明，股权分置改革这个中国资本市场的制度变革，在一定程度上消除证券市场定价机制的扭曲，降低公司治理的成本，提升了公司的价值，另一方面，股权分置改革，推动证券市场的发展，使市场更有效改善了股权激励机制实施的有效性。总之，这证实了我们的推断，对高管实行股权激励，有一定的激励效果，在外部制度环境改善后，激励效果明显提高。这也说明资本市场制度环境对公司治理的促进作用。

公司价值与董事会持股比例在0.01显著水平下正相关，回归系数为0.072，股权分置改革变量，及它与高管持股比例的交叉项，都与价值在0.01与0.05水平下显著相关。这进一步证实了假设1与2成立。值得注意，虽然董事会持股比例比高管持股比例低，但其激励效果却比高管激励效果好，说明目前总体持股较低的情况下，应对公司关键决策团队进行激励，以提高激励效果，当激励强度达到一定程度后，再扩大激励对象的范围。

控制变量中，规模与价值在0.01水平下显著负相关，说明规模越大的公司，冲突可能越严重。负债比例与公司价值负相关，但相关性较弱。主营业务收入增长比率则与公司价值显著正相关，表明成长性越好的公司，公司价值越高。而公司价值与总经理变更、两职设置状况及独立董事比例等不相关。

注:*,**和***分别表示在0.10,0.05,0.01水平上显著。为节省篇幅，控股股东持股比例两职设置状况、独立董事比例、Z指数、赫芬德尔指数、无形资产比、行业与年等变量省略。

四、研究结论

以中国2001年～2006年宣告实施股权激励的非金融类公司为研究样本，检验股权分置改革对股权激励的正向作用。研究结果表明，不考虑股权分置改革因素，公司价值与高管股权激励有显著的正向关系。当进一步研究股权分置改革后对激励效果的影响时，结果表明，股权分置改革后，高管股权激励对公司价值的改善较为显著。

本文股权分置改革对股权激励改善公司价值的实证研究填补了此方面研究不足。本文的研究也表明，在目前我国管理者股权具有使公司价值增加的正效应，建议上市公司应当适当增加高管持股比例，弱化高管的非经济激励，同时，建立与股权激励相对应约束机制。并且，建议有关部门积极进行资本市场的改革，以发挥外部市场对管理者的监督作用。

参考文献:

[1]Davies.J.R.,Hillier.D.,McColgan.P..Ownershipstructure,managerialbehaviorandcorporatevalue[J].JournalofCorporateFinance,2005,11(3)

[2]程仲鸣夏银桂:制度变迁、国家控股与股权激励南开管理评论[J].2008（4）

市值管理的效果范文篇9

【关键词】正反馈价值营销投资者关系管理

一、投资者关系管理和公司价值

投资者关系管理是指上市公司通过各种方式的投资者关系活动，加强与投资者和潜在投资者之间的沟通、增进投资者对上市公司了解的战略管理行为，是推动公司与投资者双赢的必要手段。它是公司已有投资者对公司的一种预期，反映了公司以其全部资源通过一定的方式结合起来进行市场运作时，作为一个整体而在出资人心目中的稀缺性程度。投资者关系活动的目的是通过充分的沟通避免信息不对称以及由此导致的逆向选择问题，维持公司与投资者之间的良好关系并通过有效管理创造关系价值，通过投资者对公司价值的发现及长期看好，使市场投资者对公司的认可程度与公司的内在价值达到趋同和回归，进而实现公司相对价值的最大化。

二、投资者关系管理的正反馈机制分析

1、正反馈机制

反馈是控制系统的一种方法，是将系统以往操作结果再次输入系统中，以便达到预定的系统功能。反馈控制系统也称闭环系统，是一种可控的循环，系统中信息流动是双向的。按照不同的控制目的，反馈又分为正反馈和负反馈，如果反馈信息使系统保持稳定性则称之为负反馈；如果反馈信息使系统不断变化，存在着相互助涨的力量，强化并放大原有的发展趋势，则是正反馈。因此，要使系统稳定就要建立负反馈机制，要使系统发展就可以利用正反馈的作用。

整个客观世界是不断发展的，促进这种发展的动力来自于正反馈机制。在满足特定反馈条件时，经一定的反馈周期和反馈途径，由系统末端发出脉冲式的利益流作用于系统始端，强化始端功能，进而强化中间功能及末端功能。整个系统功能提高后，一方面可降低系统内部利益的损耗，另一方面可从系统外部获取利益增量，两方面利益之和大于反馈利益。系统末端利益增大后，反馈利益会相应增大。依次循环，系统功能会逐步提高，系统利益会逐步增大，这就产生了系统自激的良性循环。若期望通过某种行为来达到某种目标，可通过设制一个带正反馈机制的系统来强化这种行为，从而实现预期的目标。

2、投资者关系管理的正反馈机理

其一，关系价值。从本质上看，投资者与公司之间内在关系产生的原因是双方的相互需求，关系的紧密程度取决于双方利益共同体的价值程度，关系价值越高，双方的依赖性就越强，共同创造的价值就越大。其二，投资者心理契约。该契约是投资者所设想的对企业的付出和企业应给予的回报。投资者心理契约的形成受外部因素及内部因素共同影响。投资者与企业之间是一种互惠互利的相互关系，双方均要有一定的付出，也需要一定的收益。当投资者认为其付出和回报等值时，那么投资者倾向于与企业保持一种长久、稳定、积极的关系。

3、投资者关系管理的正反馈效应

不论是理论还是实证均证明，投资者关系管理和公司价值存在正相关关系。

首先，投资者关系管理（因）水平的提升可以有效提高公司的市场价值（果）。投资者关系管理的实质是自愿性披露，让投资者在充分掌握企业的战略计划、经营状况和未来愿景等信息的前提下作出理性的投资决策，这不仅能够减少投资者的投资风险，也会降低信息不对称情况下逆向选择给企业带来的不利影响，有利于约束信息优势方的寻租行为，有利于委托人制定和实施有效的激励和监控机制，使委托人和人的利益相对一致，使投资者和潜在投资者在更深层次上了解公司的价值和潜在价值，从而提升公司治理水平，引导投资者理性地、长期地看待上市公司的发展前景，增强对公司的认同度，提升公司价值。

其次，公司市场价值（果）提升后会反过来促进投资者关系管理（因）水平的进一步提高。公司价值的提升使现有投资者受益，提高了公司在资本市场的声誉，并会吸引众多的潜在投资者购买公司股票；同时，外部投资者为了保护自身的利益，会进一步强化投资者对内部人的监督，会对公司的运作和管理提出建议，对公司决策产生积极的影响。当这些有利信息反馈回公司后，会促进上市公司的治理水平的提高，降低治理风险。

投资者关系管理和公司价值不仅相互促进、相互激励，而且强化和放大了原有的发展趋势，具有很强的正反馈特征。

三、构建基于公司价值、适用于投资者关系管理的正反馈价值营销体系

1、构建投资者关系管理价值营销体系的必要性

对于一个从产品经营过渡到资本经营的上市公司来说，它一方面向消费者销售产品或服务，另一方面还向投资者销售股票、债券或其他金融产品，以筹集企业发展所需要的资金。为了形成公司的竞争优势，势必在传统营销的同时，其还要积极开展面向投资者的价值营销活动。

作为新兴的资本市场，与西方发达国家比，我国上市公司开展投资者关系管理的时间较短，大多数上市公司投资者关系管理理念比较薄弱，缺乏长远持续的规划。随着我国监管部门相继出台了上市公司有关投资者关系管理的法规，上市公司不得不开展强制性的信息披露。然而基于我国国情，上市公司的信息披露带有极强的功利性，经营者只要对大股东负责就行，而忽视中小股东的利益，其选择性信息披露以及单向信息传递只是一种开环状态的一次性营销活动，急功近利且短视，很难让投资者形成长期的忠诚和信任。尤其一旦达到目标，则投资者关系管理就会陷入停滞状态，这有违投资者关系管理的初衷，也没有发挥投资者关系管理所具有的正反馈效应。

如果将开环营销转变为闭环系统，亦即具有正反馈机制的价值营销系统，则投资者关系管理可以避免和减少信息不对称以及由此引起的逆向选择问题，能够与投资者建立起牢固的关系价值共同体，引导投资者理性投资，使公司的运作进入一个不断自循环、生机勃勃向上发展的新质态。转贴于

2、正反馈价值营销体系的构建

构建基于公司价值、适用于投资者关系的正反馈价值营销体系，就是要以公司价值为导向，向目标客户传递公司层战略与价值，引导他们发现公司的整体性价值，形成有效预期的一种新发展起来的资本运作营销方式，其核心是建立信任惯性，并通过增加公司在资本市场中的认同度，进而在公司和投资者之间形成长期、稳定、成熟和有效的营销框架，提高企业价值，来保障公司的永续经营的融资机制。

正反馈价值营销体系（见图1）把传统营销中的市场调查、市场定位、营销策略和营销评估等方法应用到投资者关系管理之中，首先是将其外部环境和公司特征当作输入信号，通过投资者关系渠道和4P策略将公司的高质量信息传递给众多营销对象——机构投资者、个人投资者、媒体、分析师以及第三方机构，避免上市公司与投资者之间的信息不对称，达到提高公司在资本市场的可见度、透明度和声誉的目的，获得投资者忠诚度的提升，实现资本市场的公司价值创造以及上市公司与投资者的双赢；同时将公司营销效果作为输出反馈回输入端，促使经理层进一步改进公司战略、提升公司经营水平、优化公司治理。随后，公司的高质量信息流再次进入价值营销体系，开始新一轮良性循环。

正反馈的价值营销体系通过主动性信息披露，与投资者的关系可由被动、单向变为一个自愿、双向、以市场为导向的战略沟通，使投资者更加快捷地获取信息，增强投资者对上市公司的忠诚度和信任，吸引潜在投资者，从而提高企业在证券市场上的融资能力和融资规模。另外可以有效控制不良信息扩散的速度与范围，及时纠正实际情况与公众分析存在的较大偏差，并通过有针对性的沟通以化解质疑与责难，避免因公司形象受损、市场股价下跌对公司所造成的品牌价值流失和公司市场价值的大幅度缩水。上市公司主动性信息披露的信息越充分真实，则带来的营销效果越明显；反之亦然。

要使正反馈价值营销体系形成良性循环，即投资者关系对公司价值产生作用，其效用受公司所处的外部环境和公司的内部特征的影响。公司规模、流动性和治理制度等可以吸引机构投资者和分析师，解决公司可见度问题，公司的制度环境和规模、行业以及公司治理机制等因素都会影响到公司透明度和声誉。只有以公司股东利益一致、公司治理合理完善以及法律法规健全、监督有效作为前提，投资者关系管理才能成为实现公司价值的有效工具，投资者关系管理对公司市场价值的影响才能够最好地发挥作用。

四、结论和启示

通过构建正反馈价值营销体系，可以从机制上保证上市公司公司治理质量的提升，降低信息不对称，避免投资者低估公司价值，进而创造和实现公司价值。

随着我国资本市场的不断成熟，特别是在大力提倡保护股东利益尤其是广大公众股东利益、大力构建社会主义和谐资本市场的前提下，构建基于公司价值、适用于上市公司投资者关系管理的正反馈价值营销体系，将成为上市公司的必然选择。

参考文献

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市值管理的效果范文篇10

关键词：管理层持股CEO持股公司价值托宾Q国家持股比例

一、引言

出于对管理层激励等各种目的的考虑，管理层持股的现象越来越普遍，管理层持股与公司价值的关系讨论也成为公司治理研究的热点问题之一。大多数学者认为两者是相关的，但在两者呈何关系的问题上，观点差异较大。从外国文献来看，大部分研究认为管理层持股与公司价值呈非线性关系，有的学者认为呈分段线性关系，也有学者认为两者呈曲线关系。国内学者的研究多认为管理层持股与公司价值相关性很低或基本不相关。大部分学者都赞成管理层持股与企业的业绩存在必然的联系，Baker，Jensen和Murphy（1988）提出，一个企业要想运营良好，如何对管理者付酬是关键，而股权激励就是较好的选择。但Kole（1996）认为企业的经营成果与领导者持股的多少无关，但是经营成果直接决定了领导层持股的水平。部分学者支持领导层持股与企业的运营业绩之间互相影响的观点。Chung和Pruitt（1996）通过联立方程模型检验了二者的相关性，了Kole等所支持的的业绩决定管理层持股的结论。还有学者认为这两者之间为分段的线性相关关系，Morck，Vishny和Shleifer（1988）通过研究1980年至1987年的企业数据，得出当管理层持股的涨幅为0%～6%时，托宾Q上升；当涨幅为6%～26%时，托宾Q反而下降；当涨幅大于26%时，托宾Q上升。我国学者对于管理层持股比例与企业业绩之间的关系也存在不同的看法，但是大部分认为两者之间并无明显关联。韩亮亮、李凯、宋力（2006）通过实际数据也验证了企业的管理者持股的水平与企业的经营状况之间并无明显的正相关。韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）认为企业的管理层持股水平与企业经营业绩之间基本不存在相关关系，该结论与前述观点基本一致。李增泉（2010）经过研究表明，当企业的管理层持股的数量较少时对其无激励效果，只有当数额增大到足够多时，持股水平才会决定企业的运营状况。魏刚（2012）通过实例验证了企业的领导层层持股的水平与公司运行业绩之间为正相关关系。在分析过程中，大多学者采用单一方程来建模，有些人甚至未对变量进行约束，所以这些结果还有待进一步的检验。本文旨在围绕管理层持股与公司价值的关系这一问题，总结国内外有代表性的观点和实证研究结论，利用我国相关上市公司的数据，研究我国上市公司中管理层持股与公司价值之间的关系。

二、研究设计

（一）研究假设在管理层持股与公司价值的研究中，学者已归纳出并普遍接受的两个重要假设是利益趋同假设和掘壕自守假设。在管理层对公司只有管理权而无索取权的情况下，利用与所有者之间的信息不对称，管理层作决策时会从自身利益出发，可能会损害所有者的利益，成本随之产生。利益趋同假设认为管理层持股可以将管理层变成所有者，减少成本，提高公司价值。掘壕自守假说认为管理层持股会使管理者的权利过大，公司被兼并的可能性降低，从而引起外部监管的难度和成本上升，公司价值降低。学者普遍认为这两种假设同时存在，但根据管理层持股水平的不同，两种假设的影响程度有所不同。因此，提出假设：

假设1：管理层持股与公司价值呈非线性相关关系

在管理层中，CEO是主要的决策人，负责董事会决议的传达、公司战略的制定、及两者之间的信息沟通。与其他管理者相比，CEO在公司治理中所起的作用是举足轻重的，CEO持股对公司价值的变化更具影响力。因此，本研究提出假设：

假设2：CEO持股与公司价值显著相关，且相对于其他管理层占主导地位

假设3：其他管理层与公司价值显著相关

（二）变量定义（1）被解释变量——公司价值。在过去的同类研究中，学者多选用托宾Q作为公司价值的衡量指标，本研究也选用托宾Q衡量公司价值。流通股存在活跃的市场交易，因此选取2010年12月31日当天公司股票在沪深股市的收盘价来计算流通股的市场价值。非流通股由于不存在活跃的市场交易，市场价值很难衡量，因此本研究选用2010年12月31日摊薄后的每股净资产代替非流通股的市场价值。同理，选取2010年12月31日的截面数据，用公司负债的账面价值替代负债的市场价值，用公司总资产的账面价值衡量总资产的重置成本。（2）解释变量——管理层持股比例、CEO持股比例、其他管理层持股比例。本研究中对于管理层的范围界定如下，包括公司董事、监事、董事会秘书、总经理、副总经理、总裁、副总裁、财务总监、总工程师。以2010年12月31日为截面，用该时点的管理层持股总数除以总股数来计算管理层持股比例。CEO的范围包括总裁和总经理，同样选取2010年12月31日的数据计算持股比例。其他管理层持股比例为管理层持股比例减去CEO持股比例。（3）控制变量。本研究选取公司总资产账面价值的自然对数来衡量公司规模，选取2010年12月31日的截面数据。在国家持股方面，由于国有法人的实际控制者是国家，所以本研究将2010年12月31日国家持股数和国有法人持股数求和，用其占公司2010年初总股本的比例来计算国家持股比例。对于公司无形资产价值的衡量，Chun（1993）和Griffith（1999）都选用公司研发支出和广告支出为衡量标准。由于数据来源的局限性，本研究选用公司2010年年报中无形资产的账面价值。韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）也是以这一数据为依据来计算无形资产比重的。财务杠杆的衡量指标是资产负债比，本研究选取样本公司2010年年报中的相关数据来计算资产负债比。

（三）模型建立本研究建立如下回归方程：Firmvalue=α+？茁1X+？茁2X2+？茁3X3+rnControlvariablesn。

其中，Firmvalue代表公司价值，a代表常数项，β1、β2、β3代表回归参数，X、X2、X3代表解释变量及其平方项和立方项。本研究选取的解释变量包括管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO外的管理层持股比例。ControlVariables代表控制变量，本研究选取的控制变量包括公司规模、国家持股比例、无形资产价值、财务杠杆。rn代表相应控制变量的回归系数。

（四）样本选取和数据来源本研究以我国发行A股的上市公司为样本，选取数据主要为截面数据，时间分别为2010年1月1日和2010年12月31日。在样本公司中，有976家发行A股的公司披露了管理层持股的相关信息。为了减少其他因素对研究数据的干扰，本研究对样本进行了如下筛选：保证报告年度的完整性，本研究剔除了在2009年12月31日之后上市的公司样本，共17家，剔除尚未披露2010年年报的公司，共132家；为了避免A、B和H股之间的差异，本研究选取仅在A股上市的公司样本，剔除发行B、H股的上市公司98家；本研究剔除了ST、*ST的样本，共37家；通过分析发现，不存在净资产为负的样本。因此，本研究选取692家样本来研究管理层持股与公司价值之间的关系。样本数据全部来自Wind中国金融数据库。

三、实证检验分析

（一）描述性统计表（1）是对2010年样本公司相关变量的描述分析。从统计数据可以看出，在2010年管理层的持股比例平均为6.03%，中位数为0.03%，最大值为75.00%，吴淑琨（2001）对类似样本的研究表明，在1997年至2000年之间仅发行A股的样本公司管理层持股比例的平均水平均在0.10%以下，最大值为2.20%。在韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）对2004年截面数据的研究中，管理层平均持股比例为3.90%，最大值为96.39%。说明在最近10年，管理层持股在我国的发展迅速，而且持股比例也有了明显的提高。Griffith（1999）以财富500强公司为样本研究了1996年管理层持股的情况，中位数为7.35%。我国管理层持股水平明显低于这一水平，意味着我国管理层持股机制较外国公司而言还相对落后。2010年CEO持股比例的平均值为4.01%，中位数为0.00%，最大值为63.95%，说明样本公司中CEO持股比例依然较少，样本点在低比例处较为集中，但也有个别公司持有比例较高。在692家样本公司中有70家为2007年首发上市，其CEO持股比例的平均值为20.41%，最大值为63.95%，中位数为20.90%，对整个样本CEO持股水平影响较大，说明CEO持股在新上市公司中较为普遍，更多的公司在治理中接受股权激励政策。托宾Q的平均值为1.38，最小值为0.80，中位数为1.21，最大值为8.57，在韩东平（2007）的分析结果中，相应的托宾Q值分别为1.51、0.26、1.37、3.44，比较发现，平均值和中位数变化不大。

（二）回归分析管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO以外的管理层持股比例与托宾Q之间的关系为，一次项和立方项的系数为正，说明利益趋同假设在一定持股水平下起主导作用，平方项的系数为负说明掘壕自守假设在某一持股比例下起指导作用表（2）。从回归1可以看出，这两种假设在我国也同时成立，但相关性同样很微弱。由图（1）可见，托宾Q先随管理层持股比例的增长而上升，利益趋同效应在这一阶段的作用较明显；当管理层持股在20.89%和61.58%之间时掘壕自守假说的效应超过利益趋同效应，托宾Q随之下降；当持股比例超过61.58%后，利益趋同效应再次占主导地位，Q又开始上升。在显著性方面，回归方程的整体显著性较强，与回归1相似，同样也能证明假设1的成立。（2）由图（1）可见，在回归2中当CEO持股比例小于14.50%或大于45.42%时，托宾Q上升；当持股比在14.5%和45.42%之间时，托宾Q随CEO持股比例的上升而减小。回归2通过显著性为1%的检验，印证了假设2。以3次方的回归模型为例，CEO持股对托宾Q的影响力大于除CEO外的管理层持股对托宾Q影响，在一定程度上起主导作用。该分析结果与Griffith（1999）的研究结果相同。（3）由图（1）可见，在回归3中，持股比例在10.42%-36.10%之间时与托宾Q负相关，在其他范围内两者正相关，验证了假设3。综上所述，假设1、假设2、假设3得到了验证。管理层持股与公司价值呈显著非线性相关关系，CEO持股更具有影响力。3个回归方程都通过了5%水平的显著性检验，利益趋同效应和掘壕自守效应得到较充分的证据支持，这与Morck、Shleifer和Vishny（1988）、Griffith（1999）的结论相似，与Chun（1993）通过研究500强企业1976年的相关数据得出的结论不同。

四、结论与建议

（一）结论本研究分别以管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO外的管理层持股比例为解释变量，以国家持股比例、公司总资产账面价值的自然对数、无形资产账面价值占总资产的比例、资产负债比为控制变量，对公司价值托宾Q进行了非线性回归和显著性检验，结论如下：（1）管理层持股与公司价值存在非线性相关关系，同时利益趋同效应和掘壕自守效应得到有效证明，假设一成立。但回归分析的显著性不稳定，说明管理层持股的经济模式在我国尚未发展成熟。这与杨梅（2004）、韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）的研究结论相似。（2）CEO持股与公司价值存在显著的相关关系。与其他管理者相比，CEO持股可能存在主导作用，但CEO对企业经营管理的驾驭能力没有发挥出来。

（二）建议从以上实证分析可以看出，我国管理层持股政策尚未发展成熟。为了使该项政策在公司治理中发挥其应有的作用，提出以下政策建议：（1）发展并完善对管理层的股票激励制度。管理层的股票激励制度很早就被欧美企业引入了公司治理体系中，经过几十年的适应与调整，这一制度已经逐渐趋于完善。国外的大量研究证明管理层持股在低于一定上限时，与公司价值存在正相关关系。本研究没有发现二者存在明显的相关关系，主要原因是管理层持股在我国刚处于起步阶段。由于管理层持股制度尚未与公司整体的治理体系接轨，致使其没有发挥应有的效用。鉴于该所有权分配制度在外国企业有很明显的激励效果，我国企业应该根据自身的经营状况，建立适用的管理层持股制度，以进一步提高管理层提升公司价值的积极性，从而使股东利益最大化。（2）重视管理层持股在国有企业中的发展。由于国有企业长期拥有垄断优势，在公司治理方面思想保守，缺乏制度创新。制度的缺陷导致管理层因为私利而损害国家利益，造成国有资产流失的事件频频发生。而非国有企业能够及时学习并引入先进的制度，敢于创新，勇于实践。在我国，剔除垄断优势的影响，民营企业的发展较为迅速，经营业绩明显好于国有企业。随着我国经济市场化水平的提高，国有企业要想经得起市场的考验，就应该将管理层利益与公司利益相挂钩，使其为企业的业绩真正承担起责任。（3）制定相关的管理层监督制度。在外国的相关研究中，当管理层持股水平较高时，掘壕自守效应带来的负面影响就会起主导作用，致使公司价值下降。由于我国企业管理层持股水平大都集中在一个很低的水平，所以受到掘壕自守效应的影响有限。但由于我国公司治理制度不健全，监督机制漏洞较多，不能排除在低持股比例时，管理层持股与公司价值之间存在负相关关系的可能性。因此，在发展管理层持股机制的同时，企业也要注重加强对管理层的监管。（4）完善资本市场的有效性。由于资本市场的不完善，市场不能公正合理的评估公司价值。高估或者低估公司市值会导致对管理层经营绩效评价的扭曲，从而在一定程度上削弱管理层持股的激励效应。加强资本市场的有效性势在必行，要倡导理性的投资理念，提高投资者素质。政府要减少对企业的保护措施，使企业能纳入完全市场化的运行机制当中，独立经营，自负盈亏。同时要提高企业经营绩效信息的透明度，制定相应的措施强制披露，并提高信息的可理性，这样可以有助于市场对企业的正确估价。要完善兼并与收购机制，使企业被兼并的风险尽量保持在一个稳定水平，使管理层总是处于一定的外部压力下，对其行为产生一定的约束作用。

参考文献：

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[2]韩亮亮、李凯、宋力：《高管持股与企业价值——基于利益趋同效应与壕沟防守效应的经验研究》，《南开管理评论》2006年第4期。

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[6]Kole，S.R.，ManagerialOwnershipandFirmPerformance：IncentiveorReward，AdvanceinFinancialEconomics，1996.

市值管理的效果范文1篇11

关键词：上市公司；高管人员；薪酬激励；绩效

上市公司需要制定完备的薪酬激励契约，以约束和激励高管人员以最大化全体股东利益为目标而努力工作，避免其为了个人私利而损害股东的利益。本文根据目前上市公司高管人员薪酬激励的特点，实证研究高管人员薪酬激励的设计对上市公司绩效的影响，试图为上市公司设计合理的管理层激励模式提供理论借鉴和实践参考。这对于优化我国上市公司治理结构，提高上市公司股东财富和投资者回报，从而促进资本市场良性发展具有深远的现实意义。

1高管人员薪酬激励与上市公司绩效的实证研究

1.1实证研究设计

1.1.1实证研究假设

上市公司高管人员薪酬激励可以分为基于公司盈余的现金薪酬激励和基于股权激励的薪酬激励。以盈余为基础的管理者给予薪酬，从形式上可能更方便股东对管理者的行为作出评价，因为管理者是否能对公司盈余作出改善更容易被观察，但实质上公司盈余的改善也可能是利润操纵的结果。同时公司的盈余反映的是管理者过去行为所产生的结果，基于盈余的现金薪酬会激励管理者追求短期利益，当盈余结果没有达到公司既定的要求时，管理者有动机通过操纵利润以保证自己的既得利益不会受到损害。股票价格反映了对公司未来现金流量的预期，因此，股权激励在管理者薪酬和股东价值之间建立了更为紧密和直接的联系，使管理者的个人利益与公司未来价值成长连接在一起，从而会激励管理者考虑其当前的行为对公司未来价值的影响，促使其采取富有远见的行为。

有鉴于此，本文提出以下一个实证研究假设，即：

H：高管人员现金薪酬激励与股权激励对上市公司的绩效存在不同的影响，相比与现金薪酬激励，股权激励可以提升企业的绩效。

1.1.2实证研究方法

为对研究假设进行有效的实证检验，本文尝试以EVA作为上市公司绩效的评价变量，通过对高管人员现金薪酬激励和股权激励设定变量，采用构建Logistic回归模型，对现金薪酬变量与股权激励变量对上市公司绩效的影响进行回归分析。

1.1.3研究变量设定

基于本文的实证研究思路，本文设定了以下研究变量用于构建Logistic回归模型，并进行实证检验：

(1)上市公司继续的评价变量。本文选择经济增加值(Eco-nomicValueAdded，EVA)作为上市公司绩效的变量。EVA根源于一个基本的经济学概念，即剩余收益(residual，income)，在西方国家企业中被广泛采用，成为绩效管理和薪酬激励评价体系所考察的核心指标之一。在本文的研究中，通过计算研究样本的EVA，将EVA大于0的样本界定为实现了价值增值的公司，将EVA小于0的样本界定为未实现价值增值的公司。研究中因此设定一个虚拟变量Y，如果研究样本的EVA大于0，则Y值为1，否则Y值为0。如此设定变量的理由是，本文使用统计软件SPSSl1.5中BinaryLogisticRegression模块对样本数据进行分析，而SPSS软件默认对观测数量较多样本赋值为1，而在本文的研究中，EVA大于0的样本居多，因此设定EVA大于0时，Y值为1。EVA的计算公式为：

EVA=息前税后净营业利润一资本成本

=息前税后净营业利润一资本总额×加权平均资本成本

息前税后净营业利润由损益表调整得到，资本总额包括股权资本和债务资本；加权平均资本成本由股权资本成本和债权资本成本加权平均计算得到。

(2)高管人员现金薪酬激励(CASH)。根据上市公司年报中披露的信息，以报告期间上市公司中薪酬最高的前3名管理人员的薪酬总额为基数，取自然对数计算确定。取自然对数的目的在于消除样本观测数据量纲的差异。

(3)高管人员股权激励(STOCK)。在中国上市公司中，对高管人员的激励普遍是以现金薪酬激励为主。中国证监会于2006年1月4日了《上市公司股权激励管理办法》(试行)，同年1月和9月国务院国资委先后了《国有控股上市公司(境外)实施股权激励试行办法》和《国有控股上市公司(境内)实施股权激励试行办法》，使得中国上市公司实施股权激励有了法律依据，但是上市公司实施股权激励尚在试行之中，股权激励数据尚无法取得，因此。本文以持有上市公司股份高管在管理层中所占的比例作为股权激励的变量，即以管理层中持有上市公司股份的高管人数除以高管总人数作得到的比例作为该变量的赋值。本文中高管人员指上市公司总经理、副总经理、财务总监、运营总监，即上市公司年度报告中披露的高管人员构成。

(4)控制变量。同时为了控制年度系统性差异，本文以2004年度样本公司为参照系，设置两个虚拟变量YEAR05，YEAR06，当观测样本属于2005年度时，YEAR05为1，否则为0；当观测样本属于2006年度时，YEAR06为1，否则为0。

1.1.4研究样本的选取

本文选择2004年-2006年期间沪深两市全部上市公司为初选样本。然后对初选样本进行了以下筛选：①剔除掉了金融保险行业的上市公司，因为同其他行业相比，金融保险行业公司的经营特征和会计制度具有特殊性；②剔除掉当年新上市的公司，由于上市融资，公司规模和股本结构都会发生较大变化，这使得对上市前后财务数据的比较的实际意义减弱；③剔除掉全部ST及*ST上市公司。经过以上程序，本文最终确定了836个上市公司作为本文的研究样本。本文样本数据来源于中国证券市场数据库(CCER)和CSMAR中国上市公司财务数据库。

1.1.5回归模型的构建

根据上文设定的研究变量，本文构建以下Logistic回归分析模型，用于对研究假设进行实证检验：

Logit(Y)β0+β1×CASH＋β2×STOCK+β3×YEAR_05+β4×YEAR_06+ε

式中：Y：根据研究样本EVA是否大于0对研究样本的分组赋值；

β0，β1，β2，β2，β4：待估计的回归系数；

ε：残差项。

1.2实证研究的结果

表1列示了本文研究变量的描述性统计特征。从中可以发现，在全部3年观测样本中有60.1％的观测样本的EVA>0；而管理层中高管持股比例最高达到了100％，最少的为0，平均接近20％。

表2列示了回归分析的结果。从表2中可以看出，股权激励变量STOCK的回归系数为正，且用于显著性检验的Wald2统计量的值为5.194，P值为0.045，即在0.05的显著性水平下，股权激励变量STOCK通过了显著性检验，上市公司管理层中持有公司股份的高管人数所占的比例越高，上市公司实现价值增值的可能性越高；现金激励变量CASH的回归系数为主，但是用于显著性检验的Wald2统计量的值为0.982，P值为0.530，即在0.1的显著性水平下，研究变量未能通过显著性检验，即上市公司高管人员所获的现金激励的大小与上市公司价值增值情况之间没有直接的联系。此外，控制变量YEAR_05和YEAR_06均未能通过显著性检验，表明回归分析中不存在限制的年度系统性差异。

2结论

市值管理的效果范文篇12

关键词：高管薪酬企业绩效内生性

一、国内外研究回顾

关于高管薪酬与企业绩效之间关系的研究成果中，由于样本选择和对公司绩效度量的不同使研究结论存在较大的差异，目前尚未形成一致的结论。在高管薪酬与企业绩效关系上，JensenandMurphy(1990)、Kaplan(1994)、Tosi(2000)、AggarwalandSamwich(1999)等认为两者相关性很小；HallandLiebman(1998)、HamdMehran(1995)等则认为二者存在着强烈的正相关关系。从1998年开始，我国上市公司的年报中首次披露了高级管理人员持股及年度报酬的有关信息。因此，我国对高层管理人员报酬的计量研究最近几年才开始起步。魏刚(2000)、李增泉(2000)、杨瑞龙和刘江(2002)等认为经理薪酬和企业业绩不存在显著的正相关关系；而陈志广(2002)、刘斌和刘星(2003)、张俊瑞等(2003)、乐琦(2006)、唐建琴和李连军(2007)、杜兴强和王丽华(2007)等研究结果表明我国上市公司的经营绩效与公司高管人员的年度薪酬水平存在显著的正相关关系。近年来虽然薪酬与绩效的相关性得到了改善，但大多数文献集中于研究薪酬与绩效的单方面影响，关于薪酬与绩效的内生性检验却很少，到底是薪酬影响绩效还是绩效影响薪酬，还是两者互相影响，这将是本文所要研究的问题。现有相关文献研究结果表明高管薪酬与绩效的关系不显著，其中重要原因之一是因为影响高管薪酬的因素众多，可能没有控制其他因素的影响，相关变量的遗泼最终影响了高管薪酬与绩效的显著性，为了提高研究的准确性，本文引入了大量影响薪酬的控制变量来研究薪酬与绩效的关系，然后在此基础上对薪酬与绩效进行内生性检验。

二、研究设计

(一)研究假设理论认为，当公司经理与股东之间存在。信息不对称时，股东会与经理签订薪酬――绩效契约，经理的薪酬将由企业的经营业绩来决定。因此，公司经理会通过提高企业经营业绩来提高自己的薪酬。

假设1：高级管理人员年度薪酬与公司经营绩效应存在显著的正相关关系

由于高级管理者不断追求自身利益的最大化，当其持有企业的股票越多时，越将视企业为利益共同体，为之努力工作，促使利润增加，提高企业绩效，从而获得更高的薪酬补偿。

假设2：高级管理人员的年度薪酬与其持股比例正相关

一般认为，如果出现两职兼任的情况，那么CEO更有可能任命支持他们的董事，并且有能力让董事会接触对其有利的信息，即CEO更有可能影响董事会设计薪酬的过程，因此也更有可能获得更高的薪酬。

假设3：高级管理人员的年度薪酬与两职兼任之间存在正相关关系

由于我国的上市公司大部分是由国有企业改制而来，因此，国有股在大部分上市公司中占有相当的比重。国有股的比重越大，理论上对上市公司的监控程度应越高，越能约束高管人员的自利行为，使其不能随意地增加其薪酬。

假设4：高级管理人员的年度薪酬与国家的持股比例负相关

由于我国上市公司高管普遍实行职务消费报销制度，这种制度很容易使职务消费奢侈化，甚至成为上市公司高管的灰色收入，如豪华的办公室装修、公车私用等。可见，在职消费实际上是高管的隐性收入，是高管薪酬的替代变量。

假设5：高级管理人员的年度薪酬与上市公司的在职消费呈负相关关系

除了上述因素以外，高管人员的薪酬还会受到企业的财务杠杆、规模与成长性的影响，因而在研究高管人员的薪酬与业绩关系问题时，需要控制这些变量的影响。

(二)样本与数据本文选择沪深两市2005年A股上市公司的横截面数据作为研究对象，在选择样本时，建立如下的样本筛选标准：剔除了业绩过差的ST和PT公司；新上市公司的业绩容易出现非正常性的波动，而且公司内部各方面的运行机制还不够健全和完善，所以剔除了新上市公司；剔除了金融行业上市公司；剔除以上变量指标数据不完备的公司。最后得到了1145家有效样本。数据来源于深圳国泰君安公司的CSMAR数据库，所有的数据处理由Excel和Eviews3.1软件完成。本文对样本总体进行了描述性统计，见(表1)：描述性分析结果显示，上市公司高管人员总货币性薪酬的均值为1685166，最大值为21888000，最小值为39900，标准差为1717022，说明上市公司高管人员的薪酬水平参差不齐，各公司之间的差距十分显著；高管人员持股比例的均值仅为0.03％，最大值为32％，最小值为0，表现出“低端多，高端少”的特点，高管持股比例较低，激励强度不够，其余变量的具体情况详见(表1)。

(三)变量与模型本文借鉴前人的研究以净资产收益率作为企业绩效的衡量指标，由于我国高层管理人员持股制度还不够完善，现金报酬目前还在高管总体薪酬中占绝对重要的地位，因此本文采取全部高管人员年度现金报酬(对数形式)作为报酬变量。值得说明的是，本文考虑到与企业高管人员在职消费有关的费用项目例如办公费、差旅费等，这些费用一般都计人管理费用之中，因此本文以管理费用(对数形式)作为高管在职消费的变量。具体的变量说明见(表2)。根据上面提出的假设以及所设置的变量，本文首先采用普通最小二乘法(OLS)，构造了高管薪酬与企业绩效的多元线性回归模型：

LnComp=c(1)+c(2)・ROE+c(3)・lnSize+c(4)・1nCharge+c(5)・Finaleve+c(6)・Growth+c(7)・NO+c(8)・MO+c(9)・ual+U

三、实证结果及分析

(一)多元线性回归结果及分析利用普通最小二乘法对薪酬与绩效的多元线性回归模型进行回归的结果见(表3)：从回归结果来看，高管薪酬与绩效显著正相关，假设一得到了支持，这说明某种程度上我国的高管薪酬已体现出与企业绩效挂钩的特征，企业绩效对高管人员薪酬的约束作用显现。另外，影响高管薪酬的其他因素，企业规模、成长性、财务杠杆、国有股持有比例均通过了显著性检验，假设得到了支持。虽然高管的在职消费也通过了显著性检验，但是高管薪酬与在职消费(对数形式)的关系并未按预期呈现负相关关系，二者之间呈正相关关系，且在1％的水平下通过了显著性检验。究其原因，本文认为，由于我国披露制度缺乏硬约束以及披露内容不科学，在职消费以管理费用来衡量这一方法不太准确，管理费用涵盖的范围太大，并不能完全代表企业高管的在职消费

水平，因此，高管薪酬与在职消费之间没有呈现出预期的关系。高管持股比例以及两职兼任均未通过显著性检验，说明我国激励制度尚不健全，没有达到应有的激励效果。

(二)薪酬与绩效的生性检验通过薪酬与绩效的回归结果可知，二者呈显著的正相关关系，但问题的关键是：到底是薪酬影响绩效还是绩效影响薪酬?理论认为高的薪酬能够激励高管努力工作，从而取得良好的工作业绩；有效的薪酬激励机制应该是按绩定薪，绩效越好薪酬越高，薪酬与绩效之间应该是互相促进互相制约的关系，因此引出了本文的第二个问题，薪酬与绩效之间是否存在内生性问题?对此本文首先假设高管薪酬与绩效之间存在双向因果关系，构建了如下联立方程模型：

在联立方程中高管薪酬与企业绩效是内生变量，由系统本身决定，其余的均为外生变量。相关研究表明高管持股比例与企业绩效之间存在着非线性关系，因此又在联立方程中的企业绩效方程中加入高管持股比例的平方(MO2)。对于联立方程模型的联立性运用Hausman检验法进行检验，其基本思路是：首先，对ROE与联立方程中所有外生变量进行回归，计算残差变量；其次，将残差值代人高管薪酬方程，作为一个自变量进行回归；最后，对回归参数的显著性进行判别，如果显著，则联立方程成立。Hausman检验结果：

LnComp=11.34***+1.86ROE-1.808ω-0.3481nSize+0.509InCharge***+2.17Finaleve-0.435Growth-0.22NO*+1.705MO+0.048Dual

Hausman检验结果表明，残差值与LnComp的相关系数为-1.808，没有通过显著性检验，说明联立方程不存在联立性，高管薪酬与企业绩效并不存在双向因果关系，采用OLS而不是2SLS即可实现对方程的较好估计，高管薪酬与企业绩效之间不存在内生性，我国上市公司对高管人员的薪酬激励机制尚不健全。

四、结论及建议