制造業上市公司管理層激勵與財務績效分析

周火劍 廖希萍 中國人民大學

在經濟全球化發展和全球公司治理規范的趨同背景下，對管理層的激勵作為一種公司治理機制在全球范圍內得到了廣泛的推廣。近幾年，我國制造業上市公司也開始積極探索和實施激勵機制。但是從當前發展實際情況來看，上市公司管理層激勵機制沒有和社會主義市場經濟體制發展相適應，突出表現為激勵機制以固定收入為主，在發展的過程中和公司未來發展相關的長期激勵比例不夠，無法更好的激勵管理層長期為提升公司價值而努力工作，也在無形中加大了上市公司經營短期化機會主義行為的發生，不利于制造業上市公司的穩定發展，嚴重影響了證券市場的發展。股權激勵的出現能解決以上問題，實現股東和管理者權責關系的平衡。從發展實際情況來看，我國對股權激勵的研究起步較晚，主要集中在公司績效的發展關系上，且研究結構不一致。為此，文章結合相關理論，就制造業上市公司管理層激勵與財務績效關系問題展開探究。

一、管理層激勵相關問題研究

（一）激勵的理論基礎

1.人力資本理論

對于 企業發展來講最為重要的人力資本是管理層的才能。在知識經濟時代，人力資本和非人力資源在企業的 地位發生了變化，人力資本的地位超過非人力資本的地位，物質資本在企業管理發展中的地位不斷降低，人力資本成為影響企業經營績效的重要力量。在對人力資本日益重視的情況下是在承認勞動在企業經營發展中占據十分重要的地位和作用。在現代企業管理中不注重勞動資本的企業將無法實現長遠的發展。

管理層擁有股權在本質上是承認了管理層對企業的剩余索取權，激勵中的股權激勵在某種程度上是對人力資本理論的一種肯定，將股權激勵和人力資本價值體現結合在一起能夠幫助企業獲取更廣泛的發展空間。

2.委托代理理論

委托代理理論主要是研究在特定信息結構下委托人和代理人的契約關系。 現代企業的股權分布比較分散，股東無法直接參與和從事某種經營活動，在發展的過程中需要聘請專門的人員來進行經營管理， 由此企業內部在經營者和股東之間形成了一種代理關系。但是在股東和經營者關系不對稱的影響下出現了委托代理問題。委托代理關系在本質上可以被認為是一種契約關系，代理人為了委托人的利益和請求會采取相應的行動，同時，委托人需要向代理人予以相應的報酬。

（二）股權激勵

股權激勵是企業激勵機制中的一個重要組成，具體是指在發展的過程中上市公司將本公司發行的股票或者其他股權性的權益授予給公司的高層管理人員，在產權的約束作用下來引導高管人員將個人收益和公司發展長遠利益充分結合在一起，為完善公司治理和推動公司長遠發展提供重要支持。

股權激勵作為一種獨特的分配制度，和產權制度結合的薪酬管理模式隨著現代企業的發展而不斷發展，在具體實施應用的過程中能夠解決因為委托代理所產生的一系列道德風險。

從實施股權激勵上市公司發展實際情況來看，在公司績效考核方面，大部分都是由董事長和管理層共同簽訂協議，并根據每年年底的業績情況來考核管理層， 應用最為廣泛的是凈利潤激勵。在激勵對象方面，實施股權激勵上市公司的激勵對象包含公司董事人員、公司的監事人員、公司的高級管理人員等。在不同類型公司發展中具體的激勵對象也不同，其中制造企業的激勵對象涵蓋整個公司發展的各部門人員，包含公司董事會、董事會的管理人員、公司發展重要的業務骨干。股權激勵所涉及到的金融品種主要為股票。

（三）管理層激勵、內部控制和公司績效

管理層激勵主要是指通過激勵的方式來實現對管理層行為的有效引導。內部控制主要是指通過監督和制衡的方式來避免企業內部管理出現道德風險。激勵和制衡是當前公司治理的重要手段。首先，現代企業所有權和經營權在分立的情況下會使得企業內部形成所有者和管理者互相委托代理的關系，由此為管理層激勵和內部控制提供了重要契機支持。其次，管理層激勵和內部控制在企業發展中的作用具有一致性的特點，管理層激勵具有十分重要的約束作用，在報酬績效契約的影響下，管理層的報酬深受公司經營發展業績的影響，管理層在為公司發展創造價值的情況下才能夠享有相應的報酬。最后，管理層激勵和內部控制實施的最終目標都是提升公司的經營效果，公司管理層激勵、內部控制和公司績效的獲取呈現出一種正相關的關系。

二、制造業上市公司管理層激勵情況分析

（一）總體報酬水平存在比較明顯的行業差異

當前，制造業上市公司高級管理層年度總體貨幣收入存在比較明顯的行業發展差異，其中，總體收入最低的是造紙業，收入最高的是高新科技行業。

（二）人均貨幣收入較低，行業差異顯著

上市公司高級管理層人均月貨幣收入較低，均為37502.45元，其中，收入最低的是制造業中的造紙業，均為16111.44元，最高的是高新技術行業，均為59486元。從總體收入來將，各個行業管理人員收入和行業發展景氣度存在密切的關聯。

（三）領取報酬的管理人員比例較少

上市公司管理人員從公司獲取報酬的人員比例較低，均為50%的比重，有一半左右的高級管理者在公司處于一種白干活的境地。而導致零報酬現象的原因具體表現在以下幾個方面：第一，管理人員是由主管部門任命的，隸屬于國家干部，在工作中不從公司領取相應的報酬。第二，管理人員從母公司或者集團公司獲取相應的報酬，在上市公司發展中處于一種掛職的狀態。第三，較多的上市公司聘請了專門的董事，因而不從公司中領取報酬。

（四）報酬結構不合理，形式單一

當前，世界范圍內比較成熟的報酬結構在美國，基本工資占據總體報酬的42%比例，獎金占據總體報酬的19%比例，股票期權占據了28%的比例，其他福利占據了11%的比例。2018年度上市公司年度人均薪酬為17.20萬元，較上年同比增長8.8%，整體薪酬水平較高主要由銀行及非銀金融板塊上市公司帶動。房地產業高管年度報酬的均值超過1000萬，遙遙領先；從公司層面看，泛海控股最高，年度薪酬總額為1.26億元，最低的是SST前鋒，為47.66萬元，而其他員工的薪酬較低，公司報酬結構主要由現金、短期激勵，長期激勵組成，結構不合理，形式單一。

（五）總體持股數量較少，行業差異明顯

當前，我國上市公司高級管理人員的總體持股數量較少，持股所占比例較低，且總體持股比例呈現出比較明顯的行業差異。經過一系列統計結果發現，高級管理人員持股數量在所有調查研究水平以上的行業包含紡織行業、金融行業、高科技行業、家電行業等。

三、制造業上市公司管理層激勵與財務績效的研究背景和基本假設

（一）研究背景

在兩權分離之后，委托代理問題成為制約公司研究的熱點。上市公司股權激勵能夠在一定程度上緩解代理問題，使得上市公司股東和管理者能夠站在同一戰線上。股權激勵的具體實施原理如下所示：制造業上市公司在發展的過程中獲取公司的發展股權，并以股東的身份參與到企業的發展決策中，和企業共同分享和承擔發展風險，密切關注企業的發展情況。在股權激勵的不斷深化發展下，企業管理人員持股現象變得更加普遍，我國實施股權激勵上市公司在發展的過程中體現出以下的特點：第一， 管理層持股決策角度。上市公司實施股權激勵人均持股數量較少，管理層的持股比例較低，一些管理層甚至存在零持股的發展現象。第二，從行業發展角度上來看，現有實施股權激勵的各上市公司發展存在較大的差異，表現為在高新技術企業實施股權激勵比例超過傳統制造行業。一些高新技術企業注重通過長期的股權激勵來吸引更多的人才參與企業發展建設。第三，從地區分布角度來看，股權激勵實施公司一般集中在經濟發展較快的地區，比如北京、上海、廣州，擴散范圍十分有限。第四，從公司發展規模角度來看，當前，我國實施股權激勵的上市公司在公司發展建設規模方面存在一定的差異，實施股權激勵的公司企業主要集中在民營企業、高新科技產業、國有控股中小企業等。第五，領取報酬的管理人員所占比例較小。上市公司管理人員從公司獲取報酬的人員比例較低，平均僅僅為50%的比例，公司的一部分高管在工作中處于零報酬的處境。這種表現在很大程度上體現出我國行政性委托-代理的后果，充分體現了企業經營者收入分配制度實施的市場性。

當前我國對股權激勵的研究起步較晚，主要集中在公司績效的發展關系上，且研究結構不一致。為此，文章結合相關理論，就制造業上市公司管理層激勵與財務績效關系問題展開探究。

（二）研究假設

1.公司績效影響制造業管理層的持股比例，且公司績效和管理層的持股比例呈現出正相比關系。國外多個學者認為股權結構本身是內生的，在發展的過程中企業賦予管理者 較多的股權，盡可能實現管理者和股東權益的一致。在企業處于發展良好狀態的時候，企業管理者需要予以股東更多的股權，由此使得企業發展出現了比較明顯的股東持股控權的現象。在這種情況表大股東一般不會受到公司績效的發展影響，但是小股東的發展深受公司績效的影響。結合以上的分析，提出基本假設：公司績效影響制造業管理層的持股比例，且公司績效和管理層的持股比例呈現出正相比關系。2.公司經營績效和高級管理層年薪呈現出顯著的正相關關系。按照代理理論的規定，在公司代理和股東之間信息不對稱的時候，股東就需要和經理簽訂報酬績效契約，從而實現個人利益獲取的最大化。在報酬績效契約模式的影響下，公司經理所獲取的報酬深受公司經營績效的影響。3.公司經營績效和高級管理層的持股比例呈現出區間效應。在高級管理層擁有公司剩余索取權利越來越大的情況下，其個人福利水平就會和公司的經營業績呈現出密切的關聯性。

四、制造業上市公司管理層激勵與財務績效的實證研究

（一）樣本的選取和數據來源

在樣本選擇時候要遵循以下幾個原則：1、經過查看公司資料總結出該公司在發展的過程中批準和實施了管理股權激勵機制。2、管理層股權激勵受眾群里主要包含公司董事、高級管理人員、核心技術及業務人員、以及公司認為應當激勵的對公司經營業績和未來發展有直接影響的其他人員等。

文章研究選取的樣本年數據是深圳、上海制造業上市公司2015年到2018年數據進行實證分析，從樣本數據中篩除掉不符合規定的樣本數據信息，將剩下符合規定的樣本年數據信息進行統一整理，合計樣本數為1800個，之后應用專業的SPSS 21.0軟件對數據信息進行處理。

（二）變量的選取

公司績效是實證研究中的被解釋變量，主要應用每股發展收益和總資產收益率來進行衡量。公司管理層的持股比例是解釋變量。公司發展規模、第一大股東持股比例是控制變量。應用加權平均的凈資產收益作為公司經營的績效變量，應用高級管理人員的總體年薪報酬作為報酬變量，應用公司高級管理人員的總體持股數量占據公司總比來作為持股變量，應用公司的總股本來作為企業的發展規模變量。

（三）模型的打造

根據假設①應用多元非線性回歸方式來對區間效應進行假設，采取如下的方法進行驗證分析：PER=β+βMER +βMER2+βMER2α123+β4SIZE+β5DAR +β6FSR +ε（PER是公司績效，β0-6代表的是方程的回歸系數）（1）。根據假設②構造 以下的線性模型：ROE=+（2）。

對于假設③可以打造如下的線性模型：AC=α+δ1ROE＋δ2SIZE+δ3MSR+3）

在公式中IND代表的是行業發展的虛擬變量，是多個行業發展的虛擬變量，對于以上線性回歸統計分析模型采取最小二乘法的方式進行綜合統計分析。

（四）實證分析

1.相關變量的描述性分析

管理層持股描述性分析情況如表一所示，根據表一發現：實驗研究的參照對象都是PER，從2015年到2018年的樣本數值分別為512、597、661、1800，平均數值分別為0.6816、0.1119、0.6873、0.0917等，標準差分別為0.1777、0.2110、0.1531、0.1798，方差分別為0.032、0.2110、0.1531、0.1789，最大數值分別為0.78、0.92、0.91、0.97，最小數值均為0.000001%。在具體操作的時候不同企業、管理層的持股比例不同，但是均值都被基本控制在9.62%左右，隨著經濟的恢復，管理者的持股比例不斷提升。

公司績效的描述性分析如表二所示，根據表二發現，2015年變量EPS、ROA的樣本數均為542，平均數值分別為0.236、0.3391；標準差平均數值為0.5007、0.6498；方差平均數值為0.348、37.046；樣本的最大值分別為5.8、11.5762；樣本的最小值分別為-2.72、-97。2016年變量EPS、ROA的樣本數均為597，平均數值分別為0.3861、0.7481；標準差平均數值為0.5866、0.5976；方差平均數值為0.344、21.138；樣本的最大值分別為4.09、23.7816；樣本的最小值分別為-2.56、-97。2017年變量EPS、ROA的樣本數均為661，平均數值分別為0.5257、1.0774；標準差平均數值為0.5797、4.4663；方差平均數值為4.9、17.6553；樣本的最大值分別為4.9、17.6553；樣本的最小值分別為-2.88、-92。由此可見，在2015年到2018年期間，公司的ERS數值呈現出一種上升的發展趨勢，基于ERS指標主要是用來反映企業的盈利能力，因而指標越高則是說明企業的盈利能力越強。從實際操作情況來看，該指標充分體現了整個企業的總資產增值能力，指標數值的高低和企業的盈利能力之間呈現出一種正相關的關系，從三年的數值來看，雖然行業總體公司的業績呈現的是一種上升的發展趨勢，但是各個企業之間的發展仍然存在較大的差距，而出現這種差距的原因是各個企業的經營方針、管理政策、市場占有率不同。

表一：管理層持股的描述性分析表

表二：公司績效基本描述性分析表

（五）樣本的回歸分析

第一，公司績效的回歸性分析。按照上文提到的公式模型（1）計算發現變量的回歸系數基本上通過了1%比例的顯著性比例水平，在經過一系列的調整之后R2的數值為0106，整個模型對樣本的解釋力度得到了大幅度的提升，F的數值也達到了1%的顯著性水平，整個模型的打造顯示出良好的擬合性，能夠較好的說明公司管理層持股和公司績效發展關系。經過分析發現，公司績效和管理層的持股比例呈現出的是一種非線性關系，各個系數指標情況均通過了1%的顯著性水平。為了能夠在此基礎上進一步驗證每股收益和總資產收益率對整個結果的影響， 以ROA作為數據分析因變量來對所有數據信息進行回歸分析處理，根據回歸分析結果標識，以ROAU作為公司基本績效的回歸結果和EPS的分析情況基本保持在一致的狀態。 第二，管理層的持股回歸分析。根據研究結果發現，公司管理層持有股的比例內生性在這次研究中沒有得到驗證。在社會主義市場經濟發展不完善的影響下，管理層持股依賴公司的制度和大股東的想法，具有外生性的特點，由此證明文章的實證分析否定了基本假設。第三，年薪報酬產生的激勵。按照公式（2）的規定計算出ROE=0.4634＋0.0000003AVC+，R2=0.0000056,標準誤差為82.18，F的數值為0.83。根據回歸分析情況來看，雖然變量AC的相關系數為正，但是t數值的統計量僅僅為0.21，充分證明了公司高級管理人員的年薪報酬和公司經營績效沒有體現出一種正相關的關系，對之前的假設情況進行了 否定。而導致上市公司高級管理人員年報酬和公司經營績效不存在正相關關系的原因包含以下幾種：①上司公司高級管理人員的薪資報酬較低，所持有的薪資報酬不足以激勵企業員工。②受傳統思想理念的影響，一些高級管理人員對于自己本應該獲取的報酬沒有積極去爭取。

PER=β+βMER+βMER2+βMER2+βSIZE+βDAR+βFSR+εα123456（PER是公司績效，β0-6代表的是方程的回歸系數）（1）第四，持有不同數量股份的激勵+“區間效應”的檢驗分析。根據公式3和假設分析，高級管理人員的總體股份比例在[0,0.01%]區間范圍內的樣本公司有146家，高級管理人員的總體股份比例在[0.01%，0.05%]區間范圍內的樣本公司有365家；高級管理人員的總體股份比例在[0.1%-100%]區間范圍內的樣本公司有158家；高級管理人員的總體股份比例在[0,0.01%]區間范圍內的樣本公司有122家，持股變量MSR的關聯系數和之前的假設分析呈現出一種相反的狀態，說明高級管理人員持股數量和上市公司的經營績效不存在區間效應，且高級管理人員持股比例越高，其和上市公司的經營業績關聯性也就越差。

結束語：綜上所述，經過驗證分析證明，公司高級管理人員的年薪報酬和公司經營績效沒有體現出一種正相關的關系，在社會主義市場經濟發展不完善的影響下，管理層持股依賴公司的制度和大股東的想法，具有外生性的特點。在新的歷史時期，制造業公司在發展的過程中首先需要引領企業管理人員 正確認識自己的年薪報酬，進一步鞏固和完善制造業上市公司和公司管理層之間的報酬契約關系，采取管理層薪酬激勵的方式來提升企業的財務績效。同時，上市公司資產規模和企業績效也存在一定的影響關系，為此，需要上市公司在必要的情況下提升資產規模，優化現有資產結構，從而不斷提升整個企業的經營發展績效，促進企業長遠發展。