高管持股与公司财务绩效关系的研究——以交通运输业上市公司为例

No.6，2018TotalNo.502高管持股与公司财务绩效关系的研究

—以交通运输业上市公司为例——

孙红燕

（安徽外国语学院国际经济学院，安徽

合肥

231201）

[摘要]通过选取沪深两市2014-2016年73个交通运输业上市公司作为研究样本，运用描述性分析、相关性分析以及回归分析对高管持股的高管持股比例、股权集中度以及股权制衡度三个衡量指标与财务绩效净资产收益率和总股权集中度与样本公司总资产净利率之间在5%的水平上呈显著的资产净利率之间的关系进行了实证研究。得出结论：股权集中度与样本公司净资产收益率之间在10%的水“U”型关系，而另两个指标与总资产净利率之间的关系均不明确；平上呈显著的正相关关系，而股权制衡度与净资产收益率之间呈正相关关系。高管持股比例与净资产收益率之间的相关关系不明确。因此交通运输业上市公司可适度增加高管持股比例以促使其提高企业经营绩效。[关键词]高管持股；财务绩效；交通运输业[中图分类号]F0[文献标识码]

A[文章编号]1009-6043（2018）06-0140-03Abstract:Thestudyselects73transportationindustrylistedcompaniesinstockmarketsofShanghaiandShenzhenfrom2014to2016astheresearchsample,analyzesempiricallythreeperformanceindicatorsintermsofseniorexecutivesshareholdingownershipratio,ownershipconcentrationandequitybalancedegreebymeansofdescriptiveanalysis,correlationanalysisandregressionanalysis,andtherelationshipbetweenfinancialperformancereturnonequityandnetprofitratiooftotalassets.Itisfoundthatownershipconcentrationandnetinterestrateofthesamplecompany'stotalassetsat5%levelwassignificantly\"U\"shapedrelationship,whiletherelationshipamongtheothertwoindicatorsandthenetinterestrateofthetotalassetsarenotclear.Itwasasignificantpositivecorrelationbetweenequityconcentrationandreturnonequityofthesamplecompanyat10%level,whileequitybalancedegreeandreturnonequitywerepositivelycorrelated.Thecorrelationbetweentheshareholdingratioofseniorexecutivesandthereturnonnetassetswasunclear.Therefore,listedcompaniesinthetransportationindustrycanincreasetheshareofseniorexecutivestoimprovetheirbusinessperformance.Keywords:seniorexecutiveshareholding,financialperformance,transportationindustry根据委托代理理论，两权分离所产生的问题会使虽然对于高管持股与公高管持股影响公司财务绩效，

司绩效的关系很早就有学者开始研究，但是通过对国内外相关文献的研究发现，从交通运输业上市公司的角度来研究高管持股与公司绩效的关系几乎没有。通过将交通运输业上市高管持股细化为高管持股比例、股权集中度以及股权制衡度三个衡量指标来研究

以此进一步明确高管持股其与公司财务绩效的关系，

股权集与交通运输业上市公司财务绩效之间的关系，

希望得中度以及股权制衡度对企业财务绩效的影响，

出的结论对即将实施股权激励的交通运输业上市公司提供一定的借鉴[1]。

一、理论分析

根据利益趋同假设，只有让管理者也拥有剩余索取权才会使得股东与管理者的目标趋于一致。所以减少代理成本的有效方法就是让管理者持股，使管理者利益趋

偏离价值最大同于公司利益。随着管理层所有权的上升，化的成本将会下降，即管理层持股有利于降低代理成本，改善企业财务绩效。但是如果过度增加管理者的所有权，其控制企业的权力就会增加，随之受外界约束的程度将减弱，管理者就会追求自身利益最大化而损害企业价值。同时，管理层持有的股份越多，企业被并购的风险越低，控制权市场对管理层的约束力度越弱[3]。

二、数据来源与样本选取

(一)数据来源

本研究所需的企业财务数据资料均来自国泰安数据库，利用Excel办公软件以及SPSS19.0统计软件对所有数据资料进行处理。

(二)样本选取

选取了2014-2016年交通运输业上市公司作为研究经筛选后取样本，剔除了ST及财务数据不全面的公司，得沪深两市交通运输业上市公司样本共计73个。

[作者简介]孙红燕(19-)，女，安徽合肥人，教师，会计师，硕士，研究方向：财务会计。[基金项目]安徽外国语学院校级重点科研项目：股权结构对交通运输业上市公司财务绩效的影响研究(Awky2017024)。-140-

孙红燕:高管持股与公司财务绩效关系的研究———以交通运输业上市公司为例三、研究设计

(一)变量选择及解释

通过考虑数据的可获取性，所涉及的研究变量及具体含义如表1所示。

表1研究变量含义表符号

含义

计算公式

变量类型ROEit净资产收益率公司i第t年当期净利润/（期初股东权益+期末股东权益）因变量ROAit总资产净利率公司i第t年当期净利润/平均总资产因变量BSPit高管持股比例公司i第t年高管持股股数/总股本数×100%自变量OCit股权集中度公司i第t年第一大股东持股数/总股本数×100%

自变量OBit股权制衡度公司i第t年第一大股东持股数/第二至第五大股东持股数之和自变量SIZEit公司规模公司i第t年总资产取自然对数控制变量LEVit资产负债率公司i第t年负债总额/资产总额

控制变量CSit

资本结构

公司i第t年长期负债总额/所有者权益总额

控制变量GROWit企业成长性

公司i第t年（本年营业收入-上年营业收入）/上年营业收入

控制变量

(二)研究假设及模型的构建

为了检验股权结构对交通运输业上市公司财务绩效的影响，设计了净资产收益率和总资产净利率两个因变量，来分别研究股权结构中高管持股比例对上市公司财务绩效的影响。

根据相关原理设计以下模型。其中：i表示公司，t表示年份，μ为残差

ROAit=a0+β1BSPit+β2OCit+β3OBit+β4SIZEit+β5LEVit

+β6CSit+β7GROWit+μit

ROEit=a0+β1BSPit+β2OCit+β3OBit+β4SIZEit+β5LEVit

+β6CSit+β7GROWit+μit

四、实证分析

(一)描述性统计分析

运用SPSS19.0对主要变量进行描述性统计分析，2014-2016年总体样本描述性统计分析结果如表2所示。

表2全部样本描述性统计N

极小值极大值均值标准差净资产收益率219

-1.925800

1.949614000.07500.236636997总资产净利率219-0.208859007.249306000.07521457080.481539828高管持股比例2190.000000000.0813000.001031100.009048735股权集中度21914.00000078.5500000042.693504114.416831082股权制衡度2190.38705900327.291667008.240800228323.68703980223公司规模2198.4408370011.3504960010.05958760.578427871资产负债率219

0.08427900

1.279614000.45303810050.19077581113资本结构219-0.0759420011.970458000.59133273520.99425353990企业成长性

219

-0.81059500

70.51976300

0.4107684155

4.77290060350

有效的N（列表状态）219

根据上述全部样本描述性统计结果，首先，从净资产收益率来看，其最大和最小值分别是194.96%和-192.59%，均值为6.%，说明样本公司总体净资产收益率较低。而从总资产净利率来看，其最大和最小值分别是724.93%和-20.88%，均值为7.52%，说明样本公司总资产净利率较低。综合来看，交通运输业上市公司之间的财务绩效相差较大。其次，从高管持股比例来看，其均值为0.1%，最大和最小值分别是8.14%和0，标准差为0.65%。说明样本公司之间的高管持股比例存在较大的区别，同时高管持股数量总体较少。时从股权集中度和股权制衡度来看，其最大值分别是78.55%和327.29，最小值分别

是14.%和0.39，标准差分别是14.42%和23.69，由此可见，交通运输业上市公司的股权集中度和股权制衡度最大和最小值相差较大，存在高管持股现象，并且公司之间的高管持股数量存在较大区别。但是从股权集中度来看，最大值为78.55%，最小值为14.%，均值为42.69%，说明大部分交通运输业上市公司存在股权高度集中的问题。而从样本公司股权制衡度来看，最大值为327.29，最小值为0.39，均值为8.24，标准差为23.69，说明交通运输业上市公司存在股权高度集中的现象，影响公司股权结构的合理性。最后，从企业成长性来看，其最大和最小值分别是70.52和-81.06%，均值为41.08%，标准差为4.77，说明样本公司之间的成长性有较大差距，发展不均衡，少数公司发展迅速，多数公司则发展较缓慢，出现两极分化态势。

通过对样本数据的描述性分析，可以基本了解我国交通运输业上市公司高管持股与公司财务绩效的总体分布情况。从整体上来看，交通运输业上市公司的三项指标存在一定的差异，需要对差异的原因、影响因素和彼此之间的相互作用关系进行进一步分析。

(二)全部样本回归分析

将73个样本企业2014-2016年财务数据全部进行回归，具体回归结果如表3所示：

表3模型汇总(ROA)模型RR2调整R2标准误差ROA

0.206

a

0.043

0.011

0.48625735859

表4Anovab(ROA)模型

平方和df均方FSig.回归

2.22070.3171.341

0.232a

ROA

残差49.02110.236

总计

52.110

218

由表3和表4可看出，模型判定系数R2为0.043，调整后的R2为0.011，回归分析的R2较低，说明模型的拟合优度较差，说明用来衡量高管持股比例的三个指标与用来衡量企业财务绩效的总资产净利率之间并不是简单的线性关系，即不能用高管持股比例的高低来衡量总资产净利率的高低，二者可能呈现非线性关系或者不能用该三个指标来衡量高管持股比例与企业财务绩效的关系。于是假设高管持股比例与交通运输业上市公司财务绩效呈“U”型关系，引入“股权集中度2”、“股权制衡度2”“高管持股比例2”三个指标进入模型，

假设模型如下：ROAit=a0+β1OCit+β2OC2it+β3SIZEit+β4LEVit+β5CSit

+β6GROWit+μit

ROAit=a0+β1OBit+β2OB2it+β3SIZEit+β4LEVit+β5CSit

+β6GROWit+μit

ROAit=a0+β1BSPit+β2BSP2it+β3SIZEit+β4LEVit+β5CSit

+β6GROWit+μit

再进行回归，得到如下结果：

表5改进后的模型汇总(ROA)模型RR2调整R2标准误差1

0.247

a

0.061

0.034

0.48048111493

由表5可知，β1=-0.775，β2=0.734，模型判定系数R2为0.061，调整后的模型通过了在5%水平上的F检验，

-141-

商业经济第2018年第6期

表6改进后的Anova（b

ROA）模型

平方和df均方FSig.回归

3.16860.5282.287

0.037a

1

残差48.9432120.231

总计

52.110

218

表7股权集中度与交通运输业上市公司总资产净利率(ROA)之间关系的回归模型非标准化系数标准系数B标准误差Beta

tSig.(常量)1.7870.6102.9290.004股权集中度-0.0260.012-00.775-2.20.025股权集中度平方0.0000.0000.7342.1450.033公司规模-0.1280.060-0.151-2.1490.033资产负债率0.30.2230.1381.50.114资本结构-0.0310.041-0.063-0.7590.449企业成长性

-0.004

0.007

-0.044-0.1

0.522

说明模型拟合优度较高，建立模型较理想，回归方程有效，具有统计上的显著性。说明股权集中度与总资产净利率之间呈现“U”型关系。

表8改进后的模型汇总(ROA)模型RR2调整R2标准误差2

0.205a

0.042

0.015

0.48530250720

表9改进后的Anova（b

ROA）模型

平方和df均方FSig.回归

2.18060.3631.3

0.166

a

2

残差49.9302120.236

总计

52.110

218

根据以上回归结果可知，R2为0.042，调整后的R2为0.015，R2的值较低，同时改进后的模型没有通过显著性检验。同理根据回归结果得出，改进后的高管持股比例模型也没有通过显著性检验，说明交通运输业上市公司的股权制衡度以及高管持股比例与其公司财务绩效总资产净利率之间的关系不明确也不显著。

根

据

模

型

ROEit=a0+β1BSPit+β2OCit+β3O-Bit+β4SIZEit+β5LEVit+β6CSit+β7GROWit+μit，同理可检验衡量高管持股的三个指标与企业净资产收益率之间的关系。根据回归分析，得出如下结果：

表10模型汇总(ROE)模型RR2调整R2标准误差ROE

0.610a

0.372

0.351

0.162271335

表11Anovab(ROE）模型

平方和df均方FSig.回归

4.50070.317.879

0.000a

ROE

残差7.5872110.036

总计

12.087

218

表12股权集中度与交通运输业上市公司净资产收益率(ROE)之间关系的回归非标准化系数标准系数模型tSig.B标准误差Beta

(常量)-0.6990.231-3.0250.003股权集中度0.0020.0010.1051.6770.095股权制衡度0.0000.001-0.048-0.8150.416高管持股比例1.2602.0220.0350.6230.534公司规模0.0580.0240.1422.4240.016资产负债率0.4900.0880.3975.40.000资本结构-0.1780.016-0.751-10.9420.000企业成长性

0.001

0.003

0.0130.234

0.815

根据以上回归结果可知，

模型判定系数R2为0.372，调整后的R2为0.351，即模型ROEit=a0+β1BSPit+β2OCit+β3OBit+β4SIZEit+β5LEVit+β6CSit+β7GROWit+μit说明了因-142-

SHANGYEJINGJINo.6，2018

变量方差35.1%的变化，并且模型通过了在1%水平上的F

检验，说明模型拟合优度较高，建立模型较理想，回归方程有效，具有统计上的显著性。

从回归模型统计结果可以看出，股权集中度与交通运输业上市公司财务绩效的衡量指标净资产收益率在10%水平上具有显著的正相关关系，即股权集中度越高，交通运输业上市公司净资产收益率越高，财务绩效水平越好，股权集中度对企业净资产收益率影响最大。而股权制衡度以及高管持股比例与净资产收益率之间的关系没有通过显著性检验。其中，股权制衡度与净资产收益率之间的相关系数为正，T检验值虽然较低，但是概率在50%以上，说明股权制衡度与净资产收益率之间呈正相关关系。而高管持股比例与净资产收益率之间的T值较低，但是概率低于50%，说明高管持股比例与交通运输业上市公司净资产收益率之间的相关关系不明确。

五、实证结论

通过以2014-2016年73家交通运输业上市公司为研究对象，构建模型，具体分析了衡量高管持股比例的三

个指标股权集中度、股权制衡度以及高管持股比例与交通运输业上市公司财务绩效的衡量指标总资产净利率与净资产收益率之间的关系。以及股权集中度、股权制衡度以及高管持股比例分别对上市公司财务绩效的具体影响。通过实证检验得出如下结论：

股权集中度与交通运输业上市公司总资产净利率之间在5%的水平上呈显著的“U”型关系，而股权制衡度以及高管持股比例与总资产净利率之间的关系均不明确。同时，根据回归分析结果显示，股权集中度与样本公司净资产收益率之间在10%的水平上呈显著的正相关关系，而股权制衡度与净资产收益率之间虽然T检验值较低，但是概率在50%以上，说明股权制衡度与交通运输业上市公司净资产收益率之间呈正相关关系。高管持股比例与净资产收益率之间的相关关系不明确。

综上所述，可适当增加高管持股比例，提高股权集中度，使得管理层同时具有经营者和股东的双重身份，在加强企业经营管理的同时也能使得股东对于自身利益的保护，同时还能够促使管理层提高企业经营绩效，实现股东财富最大化，促进企业价值的提高。但是交通运输业上市公司在增加高管持股比例时，也要注意适度原则，尽量减少管理层持股过高带来的不利影响，过高的持股比例会出现大股东为谋取自身利益而损害中小股东利益。[参考文献]

[1]维.上市公司高管持股与公司绩效关系研究———以创业板上市公司为研究对象[D].西安建筑科技大学，2015.

[2]张宗益，

宋增基.上市公司股权结构与公司绩效实证研究[J].数量经济技术经济研究，2003(1)：128-132.[3]夏爱华.我国上市公司高管持股与企业绩效关系研究[D].长沙理工大学，2008.

[责任编辑:潘]