原创《基于联立方程的公司股权激励和绩效关系实证》：本文是一篇关于股权激励论文范文，可作为相关选题参考,和写作参考文献。
股权激励是指公司股东授予公司的經理人员和雇员股份形式的利益,来激励经理人员和雇员为实现股东或企业价值最大化的一种长期激励方式,在多种激励方式中股权激励最符合企业追求长期发展的理念,被越来越多的运用.
Chung 和 Pruitt、Knoeber 和 Agarval（1996）分别开展研究,研究即发现对管理层进行股权激励与公司的绩效之间存在交互影响的关系.吴淑琨（2002） 在研究股权结构与公司绩效的关系中,也研究发现实施股权激励的管理层持股比例与公司业绩呈倒“U”型的显著相关关系.葛军（2007）通过回归分析与统计分析对样本数据进行分析,研究发现合理的股权激励能够显著的提高公司绩效,但股权激励与公司绩效关系没有呈线性关系,随股权激励比例变化,其对公司绩效的影响程度随之变化,在国有控股和非国有控股公司间股权激励对公司绩效的影响存在明显的差异.王辉、韩亮亮（2006）、孙堂港（2009）、章雁 （2010）等通过回归分析发现,不考虑所有影响因素对管理者股权激励水平与上市公司绩效之间相关性的影响时,管理者股权激励比例与上市公司绩效之间存在曲线关系,以及区间效应,但各学者研究的相关关系发生变化的分段区间有所不同.肖淑芳（2012）通过研究股权激励、股权集中度与公司绩效关系中发现,在考虑了内生性的情况下,公司绩效对股权激励有显著的正向影响.
一、模型构建
联立方程的一般形式为：
η等于Βη+Γξ+ε （1）
其中η是内生变量,ξ是先决变量,ε是方程的随机扰动项.
结构式联立方程系统可以写成：
BY+ΓZ等于υ （2）
Y表示内生变量矩阵,Z是先决变量矩阵,Γ是先决变量的结构参数矩阵, B是内生变量的结构参数矩阵, υ表示结构性扰动项矩阵,其中,
二、模型应用
(一)变量定义
本研究的变量设定见表1.
表1 变量定义列表
变量名称代表指标简称
内生变量公司绩效通过主成分分析得到Fp
股权结构高管持股比例一次方MS
二次方MS 2
三次方MS 3
外生变量控制变量公司规模总资产自然对数LnA
资本结构资产负债率D/A
(二)样本选取与数据选择
本研究选取我国通讯行业、制造业中的食品饮料行业、服装纺织三大行业的共70家沪深A股上市公司2010-2014年的全部相关面板数据,经过对数据缺失和错误情况的剔除,共得到350个有效样本.
(三)联立方程的建立
采用单位根检验中的ADF检验各个变量的ADF检验的统计量的值均小于判断标准值,构建联立方程模型,见式（3）、式（4）.
（3）
（4）
(四)实证结果
从描述性统计结果见表2.说明样本公司的资本结构较为合理.从股权性质来看,非国有最终控股公司实施股权激励占比例较大,公司的绩效水平相对较高,说明股权性质对股权激励的实施效果可能存在一定程度的影响.
表2 描述性统计结果
变量极小值极大值均值标准差
F_p-163.722498.4449.15236.99
MS.0040.68.733.95
LnA13.7627.6921.342.36
D/A3.541654.5359.27151.29
表3是利用三阶段最小二乘法进行参数估计,对式（3）、式（4）的估计结果.
表3对联立方程（3）（4）估计结果
方程变量系数系数值显著性水平
方程（3）调整后的R方为0.8739常数α10-3.3983220.0071
Fpα110.0155550.0000
LnAα120.1643880.0047
D/Aα13-0.0024660.0069
方程（4）调整后的R方为0.9600常数α20119.38580.0088
MSα2113.714480.3705
MS 2α22-2.6240580.3680
MS 3α230.0931830.1383
D/Aα240.1710260.0000
LnAα25-4.8608330.0226
表3表明高管持股比例与公司绩效指标是显著相关的,但是当方程中引入的平方项、立方项同时出现在方程中时,显著相关关系消失,说明引入多次项存在不合理之处,于是减少多次项再进行估计,见式（5）、式（6）,估计结果见表6.
（5）
（6）
表6对联立方程（5）（6）估计结果
方程变量系数系数值显著性水平
方程（5）调整后的R方为0.8739常数α10-3.3983220.0071
Fpα110.0155550.0000
LnAα120.1643880.0047
D/Aα13-0.0024660.0069
方程（6）调整后的R方为0.9595常数α2098.065960.0238
MSα21-8.0997920.0625
MS 2α221.6997830.0000
D/Aα230.1757300.0000
股权激励论文参考资料：
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