1. 引言
在企业的成长轨迹中，高层管理人员扮演着不可或缺的核心角色，他们的管理才能能否得到充分地发挥，对于企业的整体绩效起到了决定性的影响。高管拥有企业的经营权，会考虑如何在短期内获得更大的回报，而股东则希望企业长期稳定发展以获得更好的收益，所以高管可能出于自身利益，选择对公司及其股东利益造成损害的项目，为解决此类两权分离产生的委托–代理问题，企业会对高管实施监督，也会采取股权激励方案。实施恰当的股权激励能提高企业高管的工作积极性，增强高管工作的创造性和主动性。股权激励并非一蹴而就，而是需要企业从战略角度出发，精心设计和执行。合理设定激励方案才能更好地激发员工的工作热情和创造力，促进企业的创新与发展。这种长期激励机制，既能增强员工的归属感和忠诚度，又能提高企业的竞争力和市场地位。在日益激烈的市场竞争中，股权激励成为企业吸引人才、保持竞争优势的重要手段之一，所以高管股权激励是在公司治理中值得深入研究的问题。
在20世纪80年代，股权激励在西方的企业中已经得到了广泛的应用，并带来了积极的效果。随着我国从计划经济向市场经济的转变，我国的股权激励策略也步入了一个快速增长的阶段，由最初的试点走向全面推广，股权激励在我国的发展逐渐趋于完善。关于高级管理人员的股权激励与公司业绩之间的联系，学者们持有各种观点，其中一些人认为股权激励可以有效地提高公司的业绩，另一些则认为两者不相关或负相关，基于此，本文收集了2009~2022年A股上市公司数据，分析高管股权激励与企业绩效的关系，研究不同产权性质下股权激励对业绩的影响是否相同，机构投资者持股在高管股权激励与企业绩效关系中是否具有调节作用，代理成本、企业创新和内部控制是否存在中介作用，为上市企业制定高效的股权激励政策提供参考，从而促进企业绩效提升和长期发展。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 文献回顾
管理层股权激励。沈真真等(2024)认为股权激励计划实施后高管货币薪酬显著增加，股权激励不会替代原来的货币薪酬，反而会刺激货币薪酬的进一步上涨，股权激励实施后管理层不能立即获得报酬，因此无法替代稳定的货币薪酬[1]。邱强等(2018)的研究指出，管理层风险偏好与公司风险存在显著关联。具体而言，风险偏好型管理层更可能选择股票期权作为激励方式，而风险厌恶型管理层则倾向于限制性股票。进一步研究发现，在控制管理层风险偏好的影响后，股票期权仍能发挥风险激励作用；相比之下，限制性股票并未表现出明显的风险激励效应[2]。李博文、陆正飞(2023)认为股权激励中执行董事获授比例越大，公司越倾向于选择折价力度大、获利水平高的限制性股票作为激励工具，且当被激励董事干预股权激励设计的能力更高、动机更强时，上述作用更为显著。提高董事会及薪酬委员会的独立性，强化机构投资者和审计师的监督有助于约束执行董事参与股权激励设计时的机会主义行为[3]。
股权激励与创新。吴卫红等(2024)认为高管股权激励会增大管理层权力，使其更有动力追求个人利益，对创新产出有不利影响，而核心员工股权激励能够促进企业创新产出[4]。程昱(2024)研究发现股权激励可以显著提升企业创新水平，适当扩大股权激励差异有利于调动企业成员的竞争积极性，增强对企业创新的促进作用[5]。刘张发(2024)研究发现核心员工股权激励能提高创新产出，其提高创新产出主要体现为提高了创新质量，而不是提高了创新数量[6]。李连伟(2024)研究发现实施股权激励计划显著提高了国有企业研发投入，并且在股票流动性低、行业竞争程度高、混改程度高以及处于成熟期的国有企业表现更为显著[7]。程昱等(2023)发现在医疗器械行业中，业绩型股权激励可以促使企业提高创新水平，业绩型股权激励对企业创新的促进作用会受到情境差异的影响[8]。
股权激励的正向促进作用。王姝勋、郑雨桐(2024)研究发现股票期权激励有助于减少企业违规行为，降低盈余管理和提高内部控制质量是股票期权激励减少企业违规行为的潜在作用机制[9]。王京等(2023)研究发现高管股权激励会抑制企业转移性环境治理投入，增加其实质性环境治理投入，提高企业环保积极性，提升运营效率和抑制管理层短视是高管股权激励抑制转移性环境治理投入、增加实质性环境治理投入的重要机制[10]。张楠等(2023)的研究表明，实施股权激励能够推动企业更积极地披露企业社会责任(CSR)报告。然而，股权激励对CSR报告披露质量的影响呈现倒U型关系：当高管持股比例处于适度区间时，对披露质量有显著的提升作用；而持股比例过高或过低，均难以有效提高披露质量。因此，股权激励并非总是提升企业CSR报告披露质量的“助推器”[11]。汤超等(2023)的研究指出，实施股权激励计划能够显著提升企业的出口产品质量。进一步的异质性分析发现，这一促进作用在以下情境中更为突出：当企业自身面临较大的不确定性时、当产品出口到不确定性较高的国家时、对于异质性较强的产品，以及在机构投资者持股比例较低的企业中[12]。徐宁等(2023)的研究表明，推行股权激励有助于推动企业进行数字化转型。同时，企业内部冗余资源和外部环境动态性这两项因素，在股权激励影响数字化转型的过程中，均发挥着正向调节作用[13]。
根据文献研究，大多文献认为股权激励能提高员工的积极性和工作动力、促进企业发展，通过优化公司的投资决策与研发强度，有利于长期竞争力的创新行为，还能稳定核心团队、优化治理结构，从而从整体上增强企业的创新活力、市场竞争力和可持续发展能力，最终驱动企业实现高质量成长。
2.2. 理论分析
高管股权激励通过利益绑定机制，将高管收益与企业长期绩效深度挂钩，弱化短期投机动机。从委托代理理论看，其可降低股东与高管间的代理成本，激励高管聚焦技术研发、战略布局等长期价值创造行为。同时依据人力资本理论，股权激励认可高管人力资本价值，提升其工作积极性与忠诚度，减少核心人才流失。最终，高管决策与企业发展目标趋同，推动运营效率与盈利能力提升，实现企业绩效增长。
从成本维度来看，高管股权激励可降低企业代理成本，提高企业绩效[14]。一方面，股权激励通过利益趋同效应，将高管与股东目标深度绑定，大幅减少股东对高管的监督成本与代理成本，避免高管因追求短期私利引发的非效率投资、在职消费等行为，降低企业内部治理的隐性交易损耗；另一方面，持有股权的高管更倾向于聚焦企业长期价值创造，主动优化供应链管理、精简冗余流程，削减上下游合作中的谈判成本与履约成本。同时，股权绑定增强高管忠诚度，降低核心人才流失导致的招聘、培训等重置成本。交易成本的全方位下降，推动企业资源向核心业务倾斜，最终转化为盈利能力与运营效率的提升。
从创新维度来看，高管股权激励可激励企业创新，提高企业绩效。创新活动具有投入大、周期长、风险高的特性，传统薪酬机制难以覆盖高管承担的创新风险，而股权激励将高管收益与企业长期价值绑定，打消其对创新失败的顾虑，驱动其主动加大研发投入、布局前沿技术。另外，持股高管更注重企业核心竞争力培育，会推动建立灵活的创新激励制度，激发研发团队活力，加速科技成果转化落地[15]。持续的创新产出能帮助企业抢占市场先机，形成差异化竞争优势，最终转化为盈利能力与绩效水平的提升。
从公司治理来看，高管股权激励可强化内部控制，提高企业绩效。其一，股权激励赋予管理者剩余索取权，使其身份从单纯的经营者向所有者与经营者双重角色转变，倒逼其以企业长远存续发展为导向，主动摒弃粉饰报表、非理性投资等损害企业根本利益的行为，从决策源头规避内控执行缺位的漏洞；其二，持股后的管理者更重视内部治理规则的完善，推动搭建权责清晰的授权审批流程、全链条风险管控体系与独立有效的监督核查机制，激活监事会与审计委员会的监督动能，破解内部人主导企业决策的治理难题。严密的内控体系可保障企业运营合规高效，优化资源配置精度，最终促成经营绩效的稳步提升[16]。
综上所述，高管股权激励可以为企业降低交易成本、提高创新能力、强化内部控制，这种正向反馈为提高企业绩效奠定了坚实基础。据此，本文提出如下假设：
H1：在其他条件不变的条件下，高管股权激励有助于提高企业绩效。
H2：高管股权激励通过降低交易成本、提高创新能力、强化内部控制等方式提升企业绩效。
3. 研究设计
3.1. 样本选择与数据来源
20世纪90年代初我国开始引入股权激励，2006年1月发布《上市公司股权激励管理办法(试行)》，股权激励自2009年开始进入成熟推广期，为了使数据准确可靠，本文研究样本选择2009年到2022年的A股非金融类上市公司，之后剔除了ST类公司，在去除样本缺失值时，为了不受极端值影响而在全部连续性变量上进行了1%水平的缩尾。迪博风险管理数据库(DIB)提供了关于内部控制质量的数据，而国泰安数据库(CSMAR)则是其他所有变量数据的来源。本论文采用Stata17.0对数据进行处理与分析。
3.2. 变量与模型设计
3.2.1. 变量选择
被解释变量：企业绩效。当前，国内的大部分文献都选择使用总资产收益率或者净资产收益率衡量企业绩效，本文选用总资产收益率作为衡量标准，并用净资产收益率进行稳健性检验。
解释变量：高管股权激励。为更好地研究高管股权激励对企业绩效的影响，本文使用管理层持股比例作为解释变量[17]，即高管持股/流通数。
控制变量：参考以往的文献研究，本文以企业规模、年龄、产权性质、资本密集度、每股现金净流量、营业收入增长率、两职合一、董事会规模、独立董事占比、资本保值增值率、第一大股东持股比例为控制变量。
变量的定义及具体说明如表1所示。
Table 1. Variable definitions and descriptions
表1. 变量定义及说明
变量属性 |
变量名称 |
变量符号 |
衡量方法 |
被解释变量 |
总资产收益率 |
roa |
净利润/总资产余额 |
解释变量 |
管理层持股比例 |
share |
高管持股/流通数 |
控制变量 |
产权性质 |
Prop |
国有控股取1，否则为0 |
企业规模 |
Size |
企业总资产取自然对数 |
年龄 |
life |
企业年龄取自然对数 |
资本密集度 |
capit |
总资产/营业收入 |
每股现金净流量 |
ncfps |
现金及现金等价物净增加额本期值/实收资本期末值 |
营业收入增长率 |
Opera |
营业收入增长额/上年营业收入总额 |
两职合一 |
Concur |
董事长与总经理是否为同一人，0表否 |
董事会规模 |
Board |
董事会董事数量取自然对数 |
独立董事占比 |
Direct |
独董数量与董事规模之比 |
资本保值增值率 |
pitalac |
所有者权益期末值/所有者权益期初值 |
第一大股东持股比例 |
LHR |
公司持股最多股东的状况 |
3.2.2. 实证模型
本文通过构建回归模型的方法对高管股权激励与企业绩效之间的关系进行实证检验和分析，具体模型如下：
本文采用2009~2022年面板数据进行分析，基本回归方程如下所示：
(1)
其中，roa为总资产收益率，share为管理层持股比例，Control为控制变量，同时模型中控制了年份和企业固定效应。如果解释变量share的系数为正且显著，则高管股权激励与企业绩效正相关。
4. 实证结果
4.1. 描述性统计
表2是模型中所有相关变量的描述性统计情况，总资产收益率的最大值和最小值差异较大，均值为0.037，标准差为0.094，总资产收益率整体波动较小；在我国高管人员持股比例的平均值为30.1%，最小值为0，股权激励存在较大的差异；企业规模、年龄、资本密集度的均值分别为22.22、2.002、2.860，营业收入增长率均值为1，企业间的差别很大；观察董事会结构，样本中29.8%的企业存在两职合一的情况，董事会的平均规模为2.123，而独立董事在董事会中的占比平均为37.56%。
Table 2. Descriptive statistics of sample data
表2. 样本数据描述性统计
变量 |
样本数 |
均值 |
中位数 |
最小值 |
最大值 |
标准差 |
roa |
40,460 |
0.0372 |
0.0397 |
−4.946 |
0.786 |
0.0943 |
roe |
40,378 |
0.0155 |
0.0714 |
−186.6 |
2.324 |
1.651 |
share |
42,039 |
0.301 |
0.000400 |
0 |
9.856 |
0.675 |
Prop |
36,009 |
0.374 |
0 |
0 |
1 |
0.484 |
Size |
36,153 |
22.22 |
22.02 |
14.94 |
28.64 |
1.326 |
life |
35,887 |
2.002 |
2.197 |
0 |
3.466 |
0.946 |
capit |
40,455 |
22.62 |
1.919 |
0.0719 |
677400 |
3412 |
ncfps |
40,460 |
2.860 |
0.0512 |
−10760 |
40652 |
291.7 |
Opera |
39,937 |
1.000 |
0.126 |
−29.48 |
9291 |
48.64 |
Concur |
40,091 |
0.298 |
0 |
0 |
1 |
0.458 |
Board |
40,640 |
2.123 |
2.197 |
1.099 |
2.890 |
0.200 |
Direct |
40,640 |
37.56 |
36.36 |
0 |
80 |
5.583 |
pitalac |
40,446 |
1.302 |
1.074 |
−45.82 |
803.4 |
4.577 |
LHR |
40,679 |
34.66 |
32.36 |
0.290 |
100 |
15.26 |
4.2. 基准回归结果
表3第(1)列将高管股权激励(share)对企业绩效(roa)做回归，同时控制了时间固定效应和个体固定效应，由结果可知股权激励与企业绩效在1%的水平上显著正相关，也就是企业引入股权激励计划可以促进企业财务绩效提高，这对假设1进行了初步验证，该结果与大多数文献研究一致。此外可以看出企业规模较大、成长性越高的A股上市公司实施高管股权激励对企业绩效提升的作用更为明显。产权性质与财务绩效有着很强的负向相关关系，说明国企与非国企股权激励对企业绩效的影响可能有很大区别。企业年龄与企业绩效呈显著的负相关关系，两职合一与独立董事占比对企业绩效的影响呈不显著的正相关，第一大股东持股占比与企业绩效呈显著正相关。
Table 3. Results of multiple regression analysis
表3. 多元回归分析结果
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
|
roa |
roe |
roa |
roa |
share |
0.0068*** |
0.0104*** |
|
|
|
(0.0014) |
(0.0028) |
|
|
Share2 |
|
|
0.0263*** |
|
|
|
|
(0.0055) |
|
L.share |
|
|
|
0.0027* |
|
|
|
|
(0.0015) |
Prop |
−0.0106*** |
−0.0331*** |
−0.0101*** |
−0.0109*** |
|
(0.0034) |
(0.0099) |
(0.0034) |
(0.0038) |
Size |
0.0107*** |
0.0323*** |
0.0108*** |
0.0120*** |
|
(0.0013) |
(0.0033) |
(0.0013) |
(0.0015) |
life |
−0.0205*** |
−0.0313*** |
−0.0205*** |
−0.0243*** |
|
(0.0013) |
(0.0028) |
(0.0013) |
(0.0013) |
capit |
−0.0095*** |
−0.0209*** |
−0.0095*** |
−0.0098*** |
|
(0.0005) |
(0.0013) |
(0.0005) |
(0.0005) |
ncfps |
0.0048*** |
0.0108*** |
0.0048*** |
0.0050*** |
|
(0.0003) |
(0.0008) |
(0.0003) |
(0.0004) |
Opera |
0.0036*** |
0.0114*** |
0.0036*** |
0.0035*** |
|
(0.0004) |
(0.0012) |
(0.0004) |
(0.0005) |
Concur |
0.0003 |
0.0009 |
0.0003 |
−0.0001 |
|
(0.0014) |
(0.0035) |
(0.0014) |
(0.0016) |
Board |
−0.0004 |
−0.0041 |
−0.0006 |
−0.0043 |
|
(0.0044) |
(0.0122) |
(0.0044) |
(0.0049) |
Direct |
−0.0001 |
−0.0004 |
−0.0002 |
−0.0002 |
|
(0.0001) |
(0.0003) |
(0.0001) |
(0.0002) |
pitalac |
0.0014 |
0.0037* |
0.0014 |
0.0012 |
|
(0.0008) |
(0.0022) |
(0.0008) |
(0.0007) |
LHR |
0.0004*** |
0.0013*** |
0.0004*** |
0.0005*** |
|
(0.0001) |
(0.0002) |
(0.0001) |
(0.0001) |
N |
33781 |
33781 |
33781 |
26993 |
r2_a |
0.4294 |
0.2967 |
0.4296 |
0.4217 |
注：*、**和***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，下表同。
4.3. 稳健性检验
4.3.1. 替换被解释变量
将财务绩效由总资产收益率(roa)衡量变为由净资产收益率(roe)衡量，回归结果如表3第(2)列所示，股权激励与企业绩效仍在1%的水平上显著正相关，表明回归结果具有一定的稳健性。
4.3.2. 替换解释变量
将高管股权激励衡量方法由高管持股/流通数改为由高管持股/总股数，回归结果如表3第(3)列所示，高管股权激励与企业绩效依然在1%的水平上显著正相关，与所有回归结果一致。
4.3.3. 滞后一期解释变量
将高管股权激励滞后一期后再进行回归，如表3第(4)列所示，高管股权激励与企业绩效仍显著正相关，对高管实施股权激励能有效提升企业绩效，回归结果具有可靠性。
4.3.4. 倾向得分匹配检验
本文为减少样本选择偏差，通过倾向得分匹配法对样本进行筛选后再重复回归检验。将dummy设为企业对高管是否实施股权激励的虚拟变量，1表示实施了股权激励的实验组，0表示对照组。表4第(1)列是匹配前高管股权激励与企业绩效做回归的结果，匹配前对高管进行股权激励与企业绩效显著正相关，但可能存在样本偏误，所以表4第(2)列是采用最近邻匹配法，为实验组匹配基本特征最相近的对照组后再进行的回归。由结果可得，倾向得分匹配后高管股权激励与企业绩效仍显著正相关，对高管实施股权激励有利于企业业绩的提高，结论未发生实质性的变化[18]。
Table 4. Propensity score matching
表4. 倾向得分匹配
|
(1) |
(2) |
|
roa |
roa |
dummy |
0.0028** |
|
|
(0.0014) |
|
share |
|
0.0074** |
|
|
(0.0029) |
Prop |
−0.0107*** |
−0.0170*** |
|
(0.0034) |
(0.0061) |
Size |
0.0106*** |
0.0125*** |
|
(0.0013) |
(0.0026) |
life |
−0.0230*** |
−0.0202*** |
|
(0.0011) |
(0.0021) |
capit |
−0.0095*** |
−0.0021** |
|
(0.0005) |
(0.0008) |
ncfps |
0.0048*** |
0.0033*** |
|
(0.0003) |
(0.0009) |
Opera |
0.0036*** |
0.0001 |
|
(0.0004) |
(0.0001) |
Concur |
0.0002 |
−0.0007 |
|
(0.0014) |
(0.0026) |
Board |
−0.0007 |
0.0018 |
|
(0.0044) |
(0.0108) |
Direct |
−0.0001 |
−0.0000 |
|
(0.0001) |
(0.0002) |
pitalac |
0.0014 |
0.0174*** |
|
(0.0008) |
(0.0066) |
LHR |
0.0004*** |
0.0005*** |
|
(0.0001) |
(0.0001) |
N |
33781 |
19576 |
r2_a |
0.4288 |
0.2912 |
4.4. 异质性检验
4.4.1. 不同所有制企业股权激励对企业绩效的影响
产权性质不同，实施高管股权激励计划对企业绩效的影响可能就不同，本文将企业分为国有企业和非国有企业。表5第(1)列是非国企下高管股权激励与企业绩效做回归，第(2)列则是国企中对高管实施股权激励与企业绩效的回归结果，由结果可知，非国有企业实施高管股权激励对企业绩效有显著正向影响，而国有企业则影响不显著，这证实了假设2。股权激励将非国企的股东利益与高管利益进行捆绑，起到了风险共担、利益共享的功能，非国企的股东更看重企业业绩的提升，所以股权激励方式对非国有制企业的高管有着更大的激励作用，且在国有企业中，高管持股比例限制通常比较严格，高管持股率一般都很低，而且零持股情况也很常见，因此研究结果并不显著[19]。
4.4.2. 不同股权制衡度下股权激励对企业绩效的影响
股权制衡度是指企业不同股东之间所持有的股权比例的分布情况，股权制衡度通常反映了公司股权结构的分散或集中程度，股权制衡度越高，表明股东之间存在相互制衡和约束的关系，本文采用第十大股东股权占比与第一大股东股权占比之差除以第一大股东股权占比计算股权制衡度。表5第(3)列是对股权制衡度大于其中位数的组进行回归，表5第(4)列是对股权制衡度小于其中位数的组进行回归的结果。由表可知，股权制衡度较高的组实施高管股权激励对企业绩效有显著正向的影响，而股权制衡度较低的组影响不显著。这主要是因为股权的互相制约，减少了控制股东的权力，也减少了高管合谋现象；股权制衡削弱了大股东的权力，高管的经营决策权就会相对加强，股权带来的激励作用会得到发挥[20]。
Table 5. Test for heterogeneity
表5. 异质性检验
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
|
roa |
roa |
roa |
roa |
share |
0.0048*** |
0.0098 |
0.0067*** |
0.0029 |
|
(0.0015) |
(0.0072) |
(0.0018) |
(0.0018) |
Prop |
0.0000 |
0.0000 |
−0.0054 |
−0.0071 |
|
(.) |
(.) |
(0.0042) |
(0.0063) |
Size |
0.0173*** |
0.0029 |
0.0181*** |
0.0040** |
|
(0.0018) |
(0.0019) |
(0.0022) |
(0.0016) |
life |
−0.0199*** |
−0.0115*** |
−0.0181*** |
−0.0183*** |
|
(0.0017) |
(0.0021) |
(0.0019) |
(0.0016) |
capit |
−0.0105*** |
−0.0080*** |
−0.0100*** |
−0.0089*** |
|
(0.0007) |
(0.0007) |
(0.0007) |
(0.0006) |
ncfps |
0.0048*** |
0.0032*** |
0.0043*** |
0.0005 |
|
(0.0004) |
(0.0008) |
(0.0005) |
(0.0005) |
Opera |
0.0051*** |
0.0018*** |
0.0050*** |
0.0016*** |
|
(0.0007) |
(0.0005) |
(0.0008) |
(0.0005) |
Concur |
0.0001 |
0.0009 |
0.0006 |
−0.0011 |
|
(0.0018) |
(0.0020) |
(0.0021) |
(0.0017) |
Board |
0.0010 |
0.0007 |
−0.0057 |
0.0001 |
|
(0.0066) |
(0.0052) |
(0.0074) |
(0.0051) |
Direct |
−0.0002 |
−0.0002* |
−0.0000 |
−0.0003** |
|
(0.0002) |
(0.0001) |
(0.0002) |
(0.0001) |
pitalac |
0.0010 |
0.0101 |
0.0008* |
0.0461*** |
|
(0.0006) |
(0.0065) |
(0.0005) |
(0.0047) |
LHR |
0.0007*** |
0.0001 |
0.0013*** |
0.0005*** |
|
(0.0001) |
(0.0001) |
(0.0002) |
(0.0001) |
N |
20937 |
12768 |
15676 |
17683 |
r2_a |
0.4357 |
0.4750 |
0.4560 |
0.5188 |
4.5. 调节效应
为了探究机构投资者持股对高管股权激励与企业绩效的关系是否具有调节作用，本文设定了以下模型：
(2)
其中，share为管理层持股比例，share × Invest为高管股权激励与机构投资者持股的交乘项，表6第(1)列中interact即为高管股权激励与机构投资者持股的交乘项，由表可知交乘项显著为正，同时高级管理人员的股权激励系数也在1%的水平上显著为正，这表明机构投资者的持股行为在高管股权激励与企业绩效之间起到了调节作用，即高级管理人员的股权激励可以有效地提高企业业绩，并且这种激励效果会随着机构投资者的持股比例上升而增强,原因是机构投资者持股能对企业管理层起到监督作用，增强其市场信心和认可，提高企业的稳定性和长期投资价值[21]。
Table 6. Adjustment effects of institutional investor holdings
表6. 机构投资者持股调节效应
|
(1) |
|
roa |
share |
0.0105*** |
|
(0.0016) |
Invest |
0.0006*** |
|
(0.0000) |
interact |
0.0001* |
|
(0.0001) |
Prop |
−0.0119*** |
|
(0.0034) |
Size |
0.0079*** |
|
(0.0013) |
life |
−0.0168*** |
|
(0.0012) |
capit |
−0.0094*** |
|
(0.0005) |
ncfps |
0.0044*** |
|
(0.0003) |
Opera |
0.0034*** |
|
(0.0004) |
Concur |
0.0002 |
|
(0.0014) |
Board |
−0.0031 |
|
(0.0044) |
Direct |
−0.0001 |
|
(0.0001) |
pitalac |
0.0012 |
|
(0.0008) |
LHR |
0.0001 |
|
(0.0001) |
N |
33740 |
r2_a |
0.4368 |
4.6. 机制检验
4.6.1. 高管股权激励、代理成本与企业绩效
本文使用管理费用与销售费用之和与资产总额的比值衡量代理成本(cost)，如表7第(1)列所示，成本显著下降，高管股权激励降低了企业代理成本。高管股权激励通过建立利益趋同效应，使高管与股东的长远目标紧密绑定，形成稳固的利益共同体，有效降低了因目标不一致而产生的代理问题，大幅减少了股东对高管的监督需求及相关成本。随着信息不对称的减少与内部博弈过程的简化，企业的整体交易成本得以全方位下降。节省的管理与协调资源得以重新聚焦，引导企业将核心资源更精准地投向战略业务与创新领域。由此带来的决策协同性与资源配置优化，最终直接转化为企业盈利能力的增强与整体运营效率的显著提升(焦媛媛等，2025) [22]。
4.6.2. 高管股权激励、创新能力与企业绩效
本文使用创新投入的对数衡量创新能力(RD)，如表7第(2)列所示，企业创新投入显著增加。股权激励赋予高管长期收益分享权，使其目标与企业长远发展深度契合，进而更注重研发、技术迭代等长期价值领域的资源投入。创新活动的高风险、长周期特性曾让高管顾虑失败风险，而股权激励弱化了短期业绩考核压力，打消了这一顾虑。这会驱动高管主动加大研发资金与人力投入，推动科技成果加速转化落地，帮助企业形成差异化竞争优势，最终转化为盈利能力与绩效水平的显著提升(秦捷等，2025) [23]。
Table 7. Mechanism verification
表7. 机制检验
|
(1) |
(2) |
(3) |
|
cost |
RD |
Score |
share |
−0.0055* |
0.2111*** |
0.0462* |
|
(0.0032) |
(0.0763) |
(0.0250) |
Prop |
−0.0172*** |
−0.5098** |
−0.0161 |
|
(0.0067) |
(0.2580) |
(0.0669) |
Size |
−0.0442*** |
1.2171*** |
0.2262*** |
|
(0.0051) |
(0.1177) |
(0.0250) |
life |
0.0074** |
−1.1148*** |
−0.1959*** |
|
(0.0031) |
(0.1133) |
(0.0248) |
capit |
0.0450*** |
−0.2014*** |
−0.1186*** |
|
(0.0046) |
(0.0377) |
(0.0102) |
ncfps |
−0.0019** |
−0.0972*** |
0.0124* |
|
(0.0009) |
(0.0252) |
(0.0072) |
Opera |
−0.0011 |
−0.0669* |
0.0328*** |
|
(0.0027) |
(0.0360) |
(0.0108) |
Concur |
−0.0037 |
0.0504 |
0.0525* |
|
(0.0033) |
(0.0907) |
(0.0274) |
Board |
0.0157 |
0.6364* |
−0.0085 |
|
(0.0126) |
(0.3259) |
(0.0952) |
Direct |
0.0002 |
0.0123 |
0.0003 |
|
(0.0002) |
(0.0084) |
(0.0027) |
pitalac |
−0.0021*** |
0.0056* |
0.4133*** |
|
(0.0007) |
(0.0032) |
(0.0292) |
LHR |
0.0002 |
−0.0054 |
0.0083*** |
|
(0.0004) |
(0.0075) |
(0.0016) |
N |
32444 |
32422 |
33772 |
r2_a |
0.5298 |
0.7623 |
0.2735 |
4.6.3. 高管股权激励、内部控制与企业绩效
本文使用迪博内部控制指数衡量内部控制水平(Score)，如表7第(3)列所示，企业内部控制水平显著提升。股权激励通过赋予管理者剩余索取权，将其个人利益与公司长远发展紧密联结，从而形成有效的内生约束机制。持有股份的管理者为保障自身权益增值，会主动抑制短期逐利行为，避免损害企业根本利益，转而专注于完善内部治理结构与规则。这一过程推动企业构筑系统化的内控体系，确保运营合规、决策透明、资源精准配置。随着内部治理水平的持续提升，企业运营效率与风险防控能力显著增强，为经营绩效的稳步增长和可持续发展能力的夯实奠定坚实基础，最终实现企业价值与核心竞争力的双向提升(王凡林等，2012) [24]。
5. 研究结论与建议
5.1. 研究结论
本文主要研究了高管股权激励对企业绩效的影响，收集了2009~2022年中国A股非金融类上市公司的面板数据，实证检验了高管薪酬激励与企业绩效的关系，研究结果发现：(1) 高管股权激励能够显著提升企业绩效，并进行了系列稳健性检验证实结果的可靠性和稳健性。(2) 在非国有企业中，高级管理人员的股权激励对公司的业绩产生了显著的正面效果，但在国有企业中，这种影响并不明显；股权制衡度较高的企业实施高管股权激励对企业绩效产生显著正向影响，而在股权制衡度较低的企业中影响不显著。(3) 机构投资者持股在高管股权激励与企业绩效中存在正向调节作用。(4) 在高管股权激励与企业绩效的关系中，内部控制治理起到了一定的中介作用，通过实行高管股权激励可以增强企业的内部控制治理效果，增加企业业绩提升的可能性；高管股权激励通过降低财务杠杆比率促进绩效提升，资本结构调整在高管持股与企业绩效之间发挥着部分中介作用。
5.2. 政策建议
在深入思考和探索如何改善企业经营水平，进而显著提升企业财务绩效的过程中，我们必须高度重视高管股权激励措施所带来的积极影响与潜在风险。股权激励作为一种有效的激励机制，能够极大地激发高管团队的积极性与创造力，促使他们更加专注于企业的长期发展和战略目标的实现。然而，与此同时，我们也必须清醒地认识到，过度的股权激励可能会诱使部分高管在面对巨大利益诱惑时，采取过于激进或极端的投资策略，进而引发一系列连锁反应，最终可能导致企业财务状况恶化，甚至陷入危机[25]。
因此，企业在实施股权激励计划时，务必综合考量多方面因素，包括但不限于企业的产权性质、现有规模、所处的内外部环境、所属行业的生命周期阶段等。对于大型企业和非国有企业而言，由于其具有较强的抗风险能力和较高的成长潜力，可以适度提高股权激励的水平，以充分激发高管的潜能。而对于那些资产规模相对较小、资源有限的上市公司以及国有企业，则应当采取更为灵活多样的股权激励方式，如股票期权、限制性股票、业绩股票等，旨在广泛调动全体员工的工作热情与创新能力。
此外，为了确保股权激励制度的有效性和公平性，企业还需致力于构建一套更加科学、合理的激励体系。这不仅要求激励方案的设计要精准对接高管的贡献与期望，还需强化企业内部控制机制，通过提升内控质量水平，及时发现并修补管理中的薄弱环节，从而构建起完善的风险管理体系。这一系列举措将有助于企业在追求短期业绩增长的同时，兼顾长期稳定发展，实现可持续的价值创造。
除了内部机制的完善，企业还需借助外部力量，共同维护良好的市场环境。这意味着，一方面，政府及相关监管机构应加大对市场的监督力度，定期或不定期地对企业的财务状况进行审计与审查，确保信息的透明度与真实性；另一方面，企业可主动引入外部独立董事制度，利用这些独立且专业的第三方力量，对高级管理人员的决策行为进行有效约束与监督，最大限度地减少高管在追求个人利益时可能采取的不当行为，为企业的健康发展保驾护航[26]。
5.3. 研究不足及展望
本研究基于现有的文献资料，对高管股权激励与企业绩效之间的关系进行了进一步的补充和完善。这为企业高管股权激励的策略制定和执行提供了理论基础，但在某些方面仍存在不足和进一步的研究空间。首先，目前对于高级管理人员的股权激励、公司的业绩表现、股权制衡度以及机构投资者持股等多个因素的衡量方式还有待进一步研究；其次，影响企业绩效的因素众多，本文的探讨不够完善；第三点，本研究选择了A股上市的公司全行业作为样本，并没有将其细分到具体的行业，因此得出的结论在代表性方面略显不足，未来的研究还可以进一步探索[27]。