股权结构激励制度与经营绩效

　　

　　2015年5月，xxxx印发我国实施制造强国战略第一个十年的行动纲领——《中国制造2025》，纲领中指出了当今国际发展格局和国内发展环境所发生的重大变化，表明了我国制造强国任务的必要性和紧迫性，提出了我国制造业发展中“创新驱动、质量为先、绿色发展、结构优化、人才为本”的五项基本方针和“市场主导，XX引导”、“立足当前，着眼长远”、“整体推进，重点突破”、“自主发展，开放合作”的四点基本原则。因此，对于中国制造2025概念上市公司管理方案的研究有利于从公司内部角度为企业发展提供理论参考，帮助其优化内部发展动力，进而推动行业发展。

　　我国国有企业股份制改革之后，企业之间股权的集中度和控股股东性质存在较大差异，多年的研究也充分表明了股权结构与企业经营绩效的关联性。企业所有权与经营权的分离使得企业所有者与经营者之间产生代理问题，而股权与薪酬激励是解决企业代理问题的重要手段。

　　从研究成果角度来看，学术界对于股权激励制度与股权结构的研究成果发表数量年年攀升，但是绝大多数成果为针对全体行业的研究，针对我国制造业公司股权激励制度、股权结构和经营绩效的研究目前并不充分。因此，对制造业公司股权激励制度与股权结构的研究具有重要意义。

　　在国外研究方面，学者对于股权结构的研究多从持股机构性质角度入手。Miyajima Hideaki等(2015)从机构投资者角度探究了股权结构对当地公司经营绩效的影响，基于关于1990-2008财政年度主要股东的综合数据库，通过检验股权和绩效之间的关系发现，尽管银行和保险公司的股权持有比例对企业价值和公司收益有负面影响，但国内外机构投资者的股权持有比例却对其具有正向影响。Al Sa’eed(2018)以安曼证券交易所（ASE）上市的制造公司为例，分析了2011年至2015年期间这些制造公司的年度财务报告和其他相关数据，研究发现股权结构是企业绩效的良好预测指标。

　　在国内研究方面，学者对股权结构与经营绩效之间的关系呈现形式观点不一。李佳宾,蒋伟(2011)则通过实证研究发现公司经营绩效与国有股比例之间的关系呈正U型，而法人股比例与经营绩效之间呈正相关关系；徐文学,陆希希(2014)和刘霞(2017)则分别立足于饮料制造公司和制造业上市公司角度，通过回归分析发现公司经营绩效与股权集中度之间的关系呈正U型，印证了“壕沟防御效应”和“利益协同效应”假说；梁笑(2014)和葛骏(2016)则从技术创新角度论证了股权结构对技术创新型制造企业的影响关系，前者的研究表明国有股权对制造企业技术创新具有消极影响，不利于企业生产经营，但股权集中度积极影响企业技术创新和经营绩效，而后者通过实证研究得出了相反的研究结果，股权集中并不利于技术创新型企业的发展；郝紫琪(2018)通过构建多元回归模型发现股权集中度正向影响企业经营绩效，但国有股持股比例并不利于企业经营绩效的提升。

　　在国外研究方面，Edmans等(2017)通过回顾有关高管薪酬的理论和经验文献，发现尽管学术界对高管薪酬制度进行了数十年的研究，但仍有许多悬而未决的问题。一些甚至看似基本的问题在很大程度上仍未得到答案，例如公司业绩报酬的因果关系等。

　　在国内研究方面，研究人员对公司激励制度对经营绩效有何影响也存在争议。徐慧(2009)通过横向与纵向分析比较同行业不同激励制度公司的经营绩效，发现股权激励制度的实施对公司经营绩效有显著影响，但其影响效果呈边际递减趋势且其影响指标较为单一；李梓嘉(2011)利用2005-2009年上市公司财务数据进行纵向比较，通过因子分析法和相关分析，得出了公司股权激励制度对经营绩效并无显著影响的结论；金美珠(2013)则选取制造业上市公司数据，通过回归分析证明了股权激励制度的有效性，且存在“激励相容效应”和“防御堑壕效应”，股权激励制度的效果随管理层持股比例的变化而发生改变；邱婷(2014)通过案例分析法与杜邦比率分析，研究得出了公司股权激励制度有利于公司经营绩效提升的结论；郑卫军(2016)基于创业板上市公司年报数据，通过回归分析和中介变量效应检验法，研究发现高管股权激励对公司经营绩效的积极影响显著，且恰当的股权激励有助于激励高管合理配置企业资源，提高创新意识进而提高企业经营绩效；沈雯婕(2017)通过假设检验构建回归模型发现适当的薪酬差距有利于企业经营绩效的提升，但其效果受到股权集中度和高管持股比例的影响。

　　此外，王海涛(2012)则专门针对国内外关于上市公司股权激励的研究进行了系统性全面分析，并对股权激励模式的选择进行了探讨。他通过对比统计发现，国内外学者较少涉及对股权激励模式的选择的分析，但大多数学者均支持“股权激励制度有效”观点。

　　经整理，我们可以看出国内外对于股权结构与经营绩效、股权和薪酬激励制度与经营绩效的研究热度较高，但国内外学者研究角度存在明显差异，且研究结论存在分歧，对于制造业公司的研究也涉及较少。因此，本文针对我国国情，结合实际意义，旨在对“中国制造2025”概念上市公司股权激励制度、股权结构与经营绩效进行实证分析，探究其相互关系，进而提出可行性建议。

　　在内容上，本文利用中国制造2025概念上市公司财务数据，通过对其股权结构、激励制度与经营绩效的分析，构建回归模型进行回归分析，进而分析得出中国制造2025概念上市公司股权结构、激励制度与经营绩效之间的关系，并根据结果为有关公司的管理提出可行性建议。

　　在结构方面，本文采用经典的实证研究文献结构，结合现有理论与文献研究进行理论分析与假设提出，然后从研究样本与数据来源、变量定义、模型构建三方面阐述本文的研究设计，接下来进行实证研究，包括描述性统计分析与回归结果与分析，并进行稳健性检验，最后根据研究结果提出研究结论以及理论启示与政策建议，并提出本次研究中存在的不足与展望。

　　本文主要采用比较分析法与回归分析法进行研究。一方面，通过横向与纵向比较分析所选样本的股权结构与激励制度、经营绩效情况；另一方面，通过构建多元计量模型，利用数据进行回归分析，分析探索各个变量之间的关系。

　　股权结构在一定程度上决定了企业的管理机制，并因此对其经营绩效产生影响。本节从股权集中度与股东结构两方面入手，对二者与经营绩效的关系做出理论分析，并提出相应假设。

　　当公司所有权与经营权未分离，公司的经营管理者一般就是公司的实际控制人，由于利益趋同，在此时股权的集中在一定程度上有助于公司经营绩效的提升[孟颖.新三板挂牌企业股权结构与经营绩效关系研究[D].华东师范大学,2016.]。当二者发生分离，分散的股权会导致股东决策存在短视投机的可能，而在股权集中情况下，大股东会充分考虑决策的长期效益，有利于企业经营绩效的提升[安烨,钟廷勇.股权集中度、股权制衡与公司绩效关联性研究——基于中国制造业上市公司的实证分析[J].东北师大学报(哲学社会科学版),2011(06):46-52.]。

　　此外，在已有研究方面，陈珩,贡文竹(2010)通过对上海制造业上市公司的股权结构与经营绩效进行实证分析发现，公司股权集中度对公司经营绩效具有正向影响；安烨,钟廷勇(2011)利用混合面板数据模型研究发现公司经营绩效与股权集中度之间的正相关关系在股权性质不同的公司中均可体现。因此，基于以上分析，本文提出假设1：

　　H1：股权集中度对经营绩效有显著正向影响。

　　现有关于股东结构和经营绩效的文献多倾向于研究国有股比例与法人股比例两方面。从持股动机方面讲，法人持股更倾向于从中获取收益、延伸产业链，对所持股的公司有经营向好的期望，加之法人具有企业经营经验，有利于被持股公司经营绩效的提升[孟颖.新三板挂牌企业股权结构与经营绩效关系研究[D].华东师范大学,2016.]。而国家持股在诸多分析中均认为对企业经营绩效具有不利影响，但是结合我国国情来看，国家持股的企业有着较为突出的政策优势，在目前的市场经济条件下，可以避免过度的市场竞争，有利于企业经营绩效的提升[陈珩,贡文竹.股权结构与公司绩效的实证研究——基于沪市制造业上市公司的数据[J].财会通讯,2010(24):40-42.]。

　　在已有研究方面，韩雪(2013)[韩雪.创业板上市公司股权结构对公司绩效影响的实证研究[D].辽宁大学,2013.]和陈珩,贡文竹(2010)[陈珩,贡文竹.股权结构与公司绩效的实证研究——基于沪市制造业上市公司的数据[J].财会通讯,2010(24):40-42.]以不同例证分别发现法人股比例与国有股东持股比例对上市公司经营绩效具有正向影响。因此，基于以上分析，本文提出假设2、假设3：

　　H2：国有股比例对经营绩效有显著正向影响。

　　H3：法人股比例对经营绩效有显著正向影响。

　　2.2激励制度与经营绩效

　　良好的激励制度可以在一定程度上解决公司的“代理问题”，高管激励主要分为薪酬激励以及股权激励两种方式。本节从薪酬激励与股权激励两方面入手，对二者与经营绩效的关系做出理论分析，并提出相应假设。

　　公司薪酬激励制度的实施可以有效解决“代理问题”，通过薪酬与企业绩效挂钩降低“代理问题”发生所形成的成本，进而使得公司的经营绩效的得以提升[蒋航程,赵丹.高管人员薪酬与上市公司经营绩效相关性分析——来自沪、深A股市场制造业上市公司的经验证据[J].财会通讯(学术版),2007(09):5-7.]。在理论研究方面，蒋航程,赵丹(2007)、范作冰,刘振宇(2020)均以A股上市公司为例通过构建多元回归模型分析发现公司高管薪酬与经营绩效呈正相关关系。因此，基于以上分析，本文提出假设4：

　　H4：薪酬激励对经营绩效有显著正向影响。

　　股权激励计划同薪酬激励一样可以在一定程度上解决“代理问题”。但是在我国目前的市场条件下，股权激励制度处于初步发展阶段，在计划制定与实施方面存在一定的衡量标准和监管方面的问题，使得在股权激励计划实施后会导致公司高管为谋求自己的利益而做出短视行为，进而对公司经营绩效产生不利影响[王艳征.上市公司股权激励与公司绩效关系的实证研究[D].山东大学,2016]。在研究成果方面，吴晓兰(2011)[吴晓兰.我国上市公司股票期权激励效果及其影响因素研究[D].华中科技大学,2011.]利用A股已实施股权激励的上市公司面板数据回归分析发现我国高管持股的增加并不利于公司经营绩效的提升。因此，基于以上分析，本文提出假设5：

　　H5：股权激励对经营绩效具有显著负相影响。

　　本章将从研究样本的选择与样本数据来源、变量选择与定义、模型构建三个方面对本文实证研究的设计进行阐述。

　　本文选取中国A股市场上“中国制造2025规划”概念板块的上市公司作为研究对象，将其截至2018年12月31日的当年年度数据作为研究样本。“中国制造2025规划”概念板块上市公司的选定主要依据锐思金融数据库中的概念板块分类。由于上市时间不同等原因，本文在收集数据后将当年核心数据不全的公司剔除。因此，本文最终筛选了178家上市公司数据作为研究样本。

　　本文所用的实证研究数据主要有以下三方面来源：(1)核心变量中的经营绩效（ROE）、股权集中度（Z指数）、股权结构（国有股比例、法人股比例）、薪酬激励以及控制变量中的资产总计、资产负债率，主要来源于目标上市公司所披露的年度报告以及新上市公司所披露的招股意向书及招股说明书；(2)上述变量中的部分数据，如资产总计中部分数据源于公司在披露年报后发布的更正公告以及季报中对于上年年末数据的更正事项；(3)核心变量中的股权激励以及控制变量中的独立董事比例和董事长学历数据则来源于锐思金融数据库对上市公司组织治理结构的整理。

　　本文实证研究的变量选取、符号说明以及变量定义如表3-1所示。

　　变量类型变量名称变量符号单位变量定义

　　被解释变量经营绩效ROE%净利润/期末股东权益*100%。

　　解释变量股权集中度Z/Z指数，第1大股东持股比例/第2大股东持股比例，该指数越大，股东力量的差异越大

　　国有股比例StateShr%公司国有股/公司总股数*100%

　　法人股比例LPShr%公司法人股/公司总股数*100%

　　薪酬激励M_paid万元管理层人均薪酬=薪酬总额/领薪酬的管理层人数

　　股权激励M_Incstk/1-表示当年实施股权激励计划，0-表示当年没有实施股权激励计划

　　控制变量企业规模Size亿元企业资产总计

　　资本结构ZFrate%负债合计/资产合计*100%

　　独立董事比例IndDirR%独立董事人数/董事会人数*100%

　　董事长学历Edu/1-表示硕士及以上学历，0-表示本科及以下学历

　　首先，在被解释变量选取方面，本文选取净资产收益率（ROE）作为经营绩效的衡量标准。净资产收益率是根据上市公司当年实现的净利润以及期末股东权益计算得出的衡量财务指标，是衡量企业盈利能力的经典指标。

　　其次，在解释变量选取方面，本文共选取了5个解释变量用以衡量目标上市公司的股权结构以及激励制度。

　　在股权结构方面，本文首先选取Z指数作为股权集中度变量的衡量指标，Z指数是指上市公司第1大股东的持股比例与第2大股东的持股比例之比，该比值越大说明上市公司股东力量的差异越大；其次，本文选取了国有股比例与法人股比例以衡量上市公司的股东结构。

　　在激励制度方面，本文首先选取管理层人均薪酬作为薪酬激励制度的衡量标准，该指标是利用上市公司所披露的当年高管薪酬总额除以领薪酬的管理层人数计算所得，单位为万元；其次，由于2018年度我国上市公司实施股权激励的公司较少[根据德勤于2019年7月发布的《2018-2019年度中国A股上市公司高管薪酬及长期激励调研报告》，A股上市公司中，共有371家上市公司于2018年公告股权激励计划且当年未公告终止计划。（P21）]，包括样本上市公司中也仅有15家公司于2018年实施了股权激励计划，因此本文以虚拟变量衡量公司是否在当年实施了股权激励计划，以体现不同公司的股权激励情况。

　　最后，在控制变量选取方面，根据有关文献(范作冰等,2020[范作冰,刘振宇.高管激励对企业经营绩效的影响研究[J].杭州电子科技大学学报(社会科学版),2020,16(01):26-32.]；周杰等,2017[周杰,薛有志,尚志文.制造企业服务化、技术创新产出与企业经营绩效关系研究[J].山西财经大学学报,2017,39(09):46-57.]；郑蕾,2011[郑蕾.上市公司高管团队对公司绩效的影响研究[D].天津大学,2011.])，本文选取上市公司企业规模、资本结构以及董事会特征作为控制变量。其中，企业规模以上市公司披露的上年年末资产总计（Size）作为衡量标准，单位为亿元；资本结构以根据负债合计和资产总计之比求得的资产负债率（ZFrate）作为衡量标准；董事会特征则选取独立董事比例（IndDirR）以及董事长学历（Edu）两个变量作为衡量标准，其中独立董事比例为独立董事人数与董事会人数之比，董事长学历以其是否为硕士及以上学历进行划分，故为虚拟变量。

　　为验证第二部分所提出的假设，本文建立以下三个模型。其中，𝑐为截距项，𝛽𝑗(𝑗=1,2,3……)为变量系数，𝜀为残差项，包括了可能影响上市公司经营绩效的其他因素。

　　为验证假设1、假设2、假设3，本文构建模型一：

　　为验证假设4、假设5，本文构建模型二：

　　由于上文所列的模型一与模型二都只是分别考虑了股权结构和激励制度对经营绩效的影响，并没有考虑二者同时作用于经营绩效时的情况，因此为了同时考虑二者对经营绩效的影响，本文构建模型三，将所有被解释变量同时回归：

　　本章将从描述性统计与回归结果两方面进行实证分析，并对回归模型中变量的多重共线性以及回归结论的稳健性进行检验分析，以确保研究结论的可靠性。

　　本文将筛选过后的178家“中国制造2025规划”概念板块的上市公司数据录入到Eviews软件中，并进行描述性统计。最终，主要变量的描述性统计结果如表4-1所示，其他变量的描述性统计结果如表4-2所示。

　　在主要变量方面，通过表4-2可以发现各个变量均存在不同公司差异较大的情况，总体来说，在经营绩效方面，“中国制造2025规划”概念板块上市公司整体经营绩效与行业水平以及A股市场水平持平；在股权结构方面，样本上市公司第一大股东力量总体来说较强，而在股东结构中，样本上市公司整体国有股比例较低，法人股比例较高；在激励制度方面，样本上市公司的薪酬激励程度处于整个A股上市公司中的平均水平，但是股权激励比例则略低于行业平均水平。

　　表4-1主要变量描述性统计结果

　　

　　首先，在经营绩效方面，“中国制造2025规划”概念板块上市公司整体经营绩效与行业水平存在差距，但内部经营绩效差异较大。截至2018年，样本上市公司的年度净资产收益率中位数约为7.797%，这一指标在整个A股市场为7.158%[数据来源：RESSET金融数据库]。根据《2018年度中国制造业A股上市公司价值创造年度评价报告》统计数据可以算得，截至2018年上半年，我国制造业A股上市的公司的年度平均净资产收益率约为5.58%[根据《2018年度中国制造业A股上市公司价值创造年度评价报告》中统计，截至2018年上半年，中国制造业A股上市公司的净资产为9.85万亿元，净利润为0.55万亿元，根据公式净资产收益率=净利润/期末股东权益*100%可以粗略估计出我国制造业A股上市的公司的年度平均净资产收益率约为5.58%。]，以同样的算法可以算得，样本上市公司的整体净资产收益率为5.64%[样本总体净资产收益率=样本净利润之和/样本净资产之和*100%，数据来源：RESSET金融数据库]。对比可见，样本上市公司的经营绩效处于行业平均水平。但是也不乏有企业的净资产收益率最高可达到47.37%，最低可至-501.74%，相差549.11个百分点，可见样本公司内部经营绩效差异较大。

　　其次，在股权结构方面，“中国制造2025规划”概念板块上市公司的第一大股东力量总体来说较强，但不同样本上市公司之间的第一大股东力量差异较大，而在股东结构中，样本上市公司整体国有股比例较低，法人股比例较高，但既存在法人完全控股情况，也存在国有股成分或法人股成分为0的公司。在股权集中度方面，样本上市公司Z指数平均值为6.31，最大值高达100.12，最小值低至1，可见“中国制造2025规划”概念板块上市公司的第一大股东力量总体来说较强，但不同样本上市公司之间的第一大股东力量差异较大。在股东结构方面，样本上市公司的国有股比例均值为1.859%，最高比例可达81.429%，但也存在许多公司无国有股成分，可见样本上市公司国有股比例总体较低；而样本上市公司的法人股比例均值为14.117%，最高比例可达100%，同样存在无法人股成份的公司，可见“中国制造2025规划”概念板块上市公司的法人股比例总体与国有股比例情况对比来说较高，即存在法人完全控股情况也存在无法人股比例成分的公司。

　　最后，在激励制度方面，“中国制造2025规划”概念板块上市公司的薪酬激励程度处于整个A股上市公司中的平均水平，但不同样本上市公司的激励水平存在着较大差异，而样本上市公司的股权激励比例则略低于行业平均水平。在薪酬激励方面，样本上市公司管理层人均年度薪酬为44.731万元，处于整个A股市场上市公司高管年度平均薪酬的平均水平[根据证券时报·数据宝统计数据显示，2017年A股上市公司高管人均薪酬约为44.72万元。l]；样本上市公司最高人均薪酬为275.761万元，最低人均薪酬为6.558万元，差值达269.203万元，可见“中国制造2025规划”概念板块的上市公司薪酬激励的差距也较大。在股权激励方面，根据本次所收集数据统计可知，178家样本上市公司中仅有15家上市公司于2018年实施了股权激励计划，占比约为8.43%，而有关数据显示这一比例在整个A股市场上为10.42%[截至2018年12月31日，A股市场上共有上市公司3562家（不包括已退市公司），利用第三章脚注所提到的A股上市公司中共有371家上市公司于2018年公告股权激励计划且当年未公告终止计划这一数据，可以粗略算出2018年A股市场上与10.42%的上市公司实施了股权激励计划。]，可见“中国制造2025规划”概念板块的上市公司在实施股权激励计划方面略低于市场平均水平。

 

　　此外，在其他控制变量方面，通过表4-2可以发现，在企业规模方面“中国制造2025规划”概念上市公司中不同公司规模差异较大，且整体规模较小；在资本结构方面，资产负债率整体处于较为适宜的水平，但上市公司中存在过高负债以及过低负债情况；在董事会特征方面，“中国制造2025规划”概念板块上市公司董事会独立性总体符合要求，且董事长总体学历较高。

　　在企业规模方面，样本上市公司资产总计平均值为85.617亿元，远低于A股市场上市公司平均水平（676.98亿元[该数据为作者通过RESSET金融数据库(http://www.resset.cn)整理的2018年度3788家A股上市公司资产合计算得的算术平均值，3788家公司2018年度资产合计约为676.98亿元。]），最大值可高达2006.03亿元，最低值可低至2.218亿元，二者相差2003.812亿元，可见“中国制造2025规划”上市公司中不同公司规模差异较大，且整体规模较小。

　　在资本结构方面，样本上市公司资产负债率均值为39.984%，低于A股上市公司平均水平（44.91%[该数据同样为作者通过RESSET金融数据库(www.resset.cn)整理的2018年度3788家A股上市公司资产合计和负债合计，利用公式资产负债率=负债合计/资产合计*100%算得的3788家上市公司资产负债率的算术平均值。]），但处于适宜水平[根据MBA智库百科，从企业角度来说，资产负债率的适宜水平一般认为是40%—60%。]，比率最高可达97.338%，最低至6.492%，二者相差90.846%，可见“中国制造2025规划”概念板块上市公司中存在过高负债以及过低负债情况。

　　在董事会特征方面，样本上市公司独立董事比例均值为38.147%，说明“中国制造2025规划”概念板块上市公司的董事会独立性总体上符合要求且较为独立[根据国家有关法律法规的规定，我国上市公司独立董事比例不应小于1/3。]，在董事长学历方面，180家样本上市公司中，共有98家公司董事长为硕士及以上学历，占比约54.4%，说明“中国制造2025规划”概念板块上市公司董事长总体学历较高。

　　为检验本文模型变量之间是否存在多重共线性，确保回归结果的可靠性，本文采取方差膨胀因子法对变量的多重共线性进行测算，即将各个自变量分别作为因变量，将其他变量作为自变量相互回归，利用回归结果所得到R2使用公式(4-1)计算得出各个变量的方差膨胀因子VIF，并观察方差膨胀因子是否在要求范围内。

　　VIFj=11−Rj2，j=1,2,3……

　　最终回归结果所得R2以及计算所得的方差膨胀因子如表4-3所示。由表可知，本文模型所用的九个自变量的方差膨胀因子均远小于10，故经经验，本文模型所涉及的各个自变量之间不存在严重的多重共线性。

　　

 

　　第三章构建的三个模型的最终回归结果如表4-4所示。

　　从模型整体角度分析，根据回归结果的各项检验指标中可以看出，本文所构建模型可以较好的解释样本上市公司经营绩效的变化，并且从整体上来讲是显著的，且残差项不存在一阶序列自相关。首先，三个模型的R2处于0.15~0.18之间，并且调整R2处于0.13左右，说明三个模型可以较好的解释样本上市公司经营绩效的变化；其次，三个模型的F统计量均在1%的显著性水平上显著，说明三个模型从整体来说是显著的；最后，三个模型的DW值均在1.91~1.93之间，在2附近，且模型回归数据为横截面数据，故三个模型的残差项不存在一阶序列自相关。

　　首先，在模型一中，股权集中度变量(Z)在15%的显著性水平上显著，且系数为正，说明股权集中度对样本上市公司的经营绩效(ROE)变化具有显著的正向影响；并且国有股比例(StateShr)与法人股比例(LPShr)均在1%的显著性水平上显著，且变量系数均为正，说明随着样本上市公司的国有股比例以及法人股比例的增加，其经营绩效是显著增加的。

　　

 

　　

 

　　注：***、**、*分别代表在1%、5%、15%的显著性水平（双尾）

　　其次，在模型二中，样本上市公司高管薪酬激励变量(M_paid)与股权激励变量(M_Incstk)对经营绩效变量(ROE)的影响均在15%的显著性水平上显著，但高管薪酬激励变量(M_paid)的系数为正，股权激励变量(M_Incstk)的系数为负，说明样本上市公司高管激励薪酬变量对期经营绩效变量具有显著的正向影响，但股权激励变量的变化对其有显著的负向影响。

　　最后，在模型三中，样本上市公司的股权集中度变量(Z)、国有股比例变量(StateShr)以及法人股比例变量(LPShr)的显著性与系数正负性均与模型一、模型二的回归结果相同，但高管薪酬激励变量(M_paid)和高管股权激励变量(M_Incstk)的显著性发生了变化，在模型三中高管薪酬激励变量(M_paid)和高管股权激励变量(M_Incstk)对样本上市公司经营绩效不具有显著影响，由于在第三节变量的多重共线性检验中，本文已经得出了各个变量不存在多重共线性的结果，因此本文采取逐步回归法将模型三中多余变量“企业规模变量(Size)”剔除后得到了修正后的模型三，

　　使用修正后的模型三回归之后，本文最终得到了表4-5中的结果。

　　从表4-5中可以看到，在剔除企业规模(Size)变量后，不仅模型回归后的的R2、调整R2、F统计量与DW值没有明显变化，而且样本上市公司的，高管薪酬激励变量(M_paid)P值由0.3354缩小到0.1846，高管股权激励变量(M_Incstk)的P值由0.1550缩小到0.1335，其余自变量的P值也无发生明显变化，这说明修正后的模型三中，高管薪酬激励变量(M_paid)和高管股权激励变量(M_Incstk)的显著性明显提升，对样本上市公司的影响分别在18.46%和13.35%的显著性水平上是显著的，基本具有显著性，且系数正负性与模型二结果相同，因此可以基本表明样本上市公司高管薪酬激励变量对经营绩效的影响是显著为正的，但其显著性会由于股权结构变量的引进而变得不足。

　　

 

　　综上所述，在解释变量方面，样本上市公司股权集中度变量(Z)、国有股比例变量(StateShr)、法人股比例变量(LPShr)以及高管薪酬激励变量(M_paid)对经营绩效变量(ROE)有显著的正向影响，股权激励变量(M_Incstk)对经营绩效变量(ROE)有显著负向影响，但是，激励制度变量的显著性会由于股权结构变量的引入而变得不足，验证了第二章所作的假设一、假设二、假设三、假设四以及假设五。

　　此外，在控制变量方面，样本上市公司的企业规模变量(Size)对经营绩效并无显著影响，而独立董事比例(IndDirR)与资产负债率(ZFrate)对经营绩效有显著的负向影响，且董事长学历(Edu)对经营绩效有显著的正向影响。由表4-4、4-5可以明显看到，在前三个模型中，企业规模变量(Size)均不显著，说明样本上市公司的企业规模的变化并不能显著影响其经营绩效，而独立董事比例(IndDirR)、资本结构变量(ZFrate)以及董事长学历(Edu)于四个模型中均在5%的显著性水平上显著，说明样本上市公司资本结构变量与董事会特征变量的变化对其经营绩效均有显著影响，并且根据其变量系数可知，独立董事比例(IndDirR)与资产负债率(ZFrate)对经营绩效有显著的负向影响，而董事长学历(Edu)对经营绩效有显著的正向影响。

　　为检验本文模型回归结果的稳健性，确保本文实证结论的可靠性，本节利用变量替换法对回归结果进行稳健性检验。

　　在本节的稳健性检验中，我们使用第一大股东持股比例(CR1)替代Z指数(Z)以衡量样本上市公司股权集中度变量，用投入资本回报率(ROIC)[投入资本回报率=(息税前利润*(1-所得税/利润总额)*2/(期初投入资本+期末投入资本)*100%，与净资产收益率一样具有衡量企业盈利能力的作用。]替代净资产收益率(ROE)以衡量样本上市公司经营绩效。[第一大股东持股比例(CR1)与投入资本回报率(ROIC)两个新变量的数据来源为RESSET金融数据库。]此外，我们还对模型二进行了修正，将多余变量“企业规模变量(Size)”剔除。最终回归结果如表4-6所示。

　　根据表4-6中的回归结果我们可以看到，模型整体上是显著的，且不存在一阶自相关性，可以较好的解释样本上市公司经营绩效的变化。从自变量角度看，样本上市公司股权集中度变量(CR1)、国有股比例变量(StateShr)、法人股比例变量(LPShr)以及高管薪酬激励变量(M_paid)对经营绩效变量(ROIC)有显著的正向影响，股权激励变量(M_Incstk)对经营绩效变量(ROIC)有显著负向影响，但是，激励制度变量的显著性会由于股权结构变量的引入而变得不足，这一结果与本章第二节回归结果相同。

　　综上所述，本文模型回归结果具有稳健性，实证结论较为可靠。

　　表4-6自变量为投入资本回报率(ROCI)的稳健性检验回归结果

　　

 

　　对于制造业公司经营绩效的研究有利于从公司内部角度为企业发展提供理论参考，帮助其优化内部发展动力，进而推动行业发展。但是已有文献对针对我国制造业公司股权激励制度、股权结构和经营绩效的研究目前并不充分。《中国制造2025》是我国制造强国战略第一个十年的行动纲领，因此，本文旨在通过实证分析，探究我国制造业公司股权结构与激励制度其对经营绩效影响，进而为“中国制造2025”纲领相关公司激励制度的制定与股权结构的调整提出可行性建议，助力我国制造企业解决发展中的有关问题，响应我国制造强国战略。

　　本文以2018年“中国制造2025规划”概念上市公司的横截面数据作为研究样本，从描述性统计与实证回归方面对其经营绩效、股权结构以及激励制度进行分析，并且得出了以下结论：(1)“中国制造2025规划”概念板块上市公司在经营绩效方面，整体经营绩效与行业水平以及A股市场水平持平；在股权结构方面，第一大股东力量总体来说较强，而在股东结构方面，样本上市公司整体有较低的国有股比例和较高的法人股比例；在激励制度方面，薪酬激励程度处于整个A股上市公司中的平均水平，但是股权激励比例则略低于行业平均水平。(2)“中国制造2025规划”概念板块上市公司股权集中度、国有股比例、法人股比例以及高管薪酬激励对经营绩效具有显著的正向影响，而股权激励对经营绩效具有显著的负向影响。(3)“中国制造2025规划”概念板块上市公司高管薪酬激励以及股权激励对经营绩效的影响效果会受到股权结构因素的影响。

　　为更好的促进制造业企业经营发展，帮助其优化内部发展动力，助力中国制造2025规划，响应我国制造强国战略，基于前文实证分析所得出的结论，本文针对制造业企业股权结构的调整与激励制度的制定两方面提出以下三点建议：

　　第一，适当加强第一大股东的控制力。根据本文研究结果可以发现，第一大股东的控制力量对样本上市公司的经营绩效具有显著的正向影响，第一大股东力量越大，净资产收益率越高。但是本文仅考虑了在线性模型下股权集中度对经营绩效的影响，而根据多个学者(刘霞,2017[刘霞.股权集中度和制衡度对上市企业绩效的影响——基于制造业上市公司的实证检验[J].河北企业,2017(09):72-74.]；徐文学等,2014[徐文学,陆希希.股权集中度与制衡度对上市公司绩效的影响——基于饮料制造业上市公司的实证检验[J].企业经济,2014(03):185-188.])的研究发现，股权集中度对经营绩效的影响在一定条件下呈“U”型，因此在加强第一大股东控制力的同时应当遵循适度原则。

　　第二，国家应适当持股制造业企业，平衡好企业的国有股比例与法人股比例。根据本文研究结果可以发现，国有股比例和法人股比例对经营绩效均具有显著的正向影响，随着国有股比例以及法人股比例的增加，样本上市公司的净资产收益率越高。因此在实际当中不应当过分增加或减少两种性质的控股成分。在我国目前的市场经济条件下，适当的国家控股有助于缓解上市公司的市场竞争压力，更好的响应国家政策，当然随着经济的发展也应作出适当的调整。因此国家对制造业企业应适当持股。

　　第三，重点选择薪酬激励作为高管激励的主要方式。本文的研究结果表明，样本上市公司的高管薪酬激励程度对经营绩效具有显著的正向影响，而股权激励对经营绩效具有显著的负向影响。在我国目前的市场经济条件下，股权激励制度尚未发展成熟。因此，制造业企业在选择高管激励方式以处理“代理问题”时，应当重点选择薪酬激励的方式，在制定股权激励的激励计划是应当酌情考虑。在逐步摸索出一套较为成熟的股权激励方案后则可以将股权激励与薪酬激励方式并重使用。

　　在数据选取方面，本文实证研究所选取的数据为单个年份的横截面数据，并未扩大样本量选择面板数据进行研究，存在一定程度上的样本不充分性。在研究深度方面，由于样本限制，本文在研究发现样本上市公司高管薪酬激励以及股权激励对经营绩效的影响效果会受到股权结构因素的影响这一结论后并未进行深入探讨其形成原因，希望在未来的研究中，可对此进行深入探讨

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