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工商管理毕业论文
关于学习上市公司员工持股与绩效分析(二)
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查看 管理机制不灵活,这些会对企业的财务绩效产生负面的影响;本文设“国有股比例”为另一个控制变量,以反映上市公司政府背景的差异,消除体制因素对上市公司财务绩效的影响。
(三)研究假设与模型构建
1.研究假设
依据公平理论,组织中个体的工作动力,不仅受到其所得报酬的绝对值的影响,而且还受到报酬的相对值的影响。所谓相对值,既指个人所付出的劳动及所得到的报酬与他人的横向比较的结果,也指个人上前付出的劳动及所得到的报酬与自己过去的纵向比较的结果。因此,管理层人员能否受到激励,不仅仅由他得得到了什么而定,更重要的是,由各自所得与他人所得相比是否公平而定。如果某一管理层人员获得的相对报酬与管理团队的其他人员大致相当,他就会认为这是公平合理的而心情舒畅,从而保持较高的工作效率并愿意合作,进而提高组织绩效;如果莫一管理层人员获得的相对应报酬比其他人明显药膏,则会令其兴奋,产生很强的激励,但其他人员会及其抵制,组织的整体绩效又可能反而下降;如果某一管理人员获得的相对报酬比其他人明显要低,他就会满腹怨气,甚至消极怠工,进而对组织绩效产生消极的影响。管理层持股作为一项激励措施,持股计划的设计应该使管理团队感知公平,否则激励效果会下降,甚至适得其反。如果整个管理层只有少数几个人持股或者持股比例差距过大,就容易使管理层部分人员产生不公平感。基于上述分析,本文提出以下假设:
H1 管理层持股比例对上市公司财务绩效存在正向影响
H2 管理层持股离散度对上市公司财务绩效存在负向影响
依据委托代理理论,管理层中的董事会成员、监事会成员和经理层成员之间存在不同的委托代理关系。在董事会成员、监事会成员和经理层成员三者不重叠、交叉的情况下,董事会成员具有双重角色,对公司的股东来说他们不是代理人,而对公司经理层来说他们有是委托人;监事会成员行使监督的职能,直接向股东大会负责,也是公司股东的代理人,对于公司的股东,董事会和监事会,经理层成员则完全是代理人的身份。因此,上市公司董事会成员、监事会成员和经理层成员具有各不相同的利益函数,股权激励对三类管理层人员的作用机理不同,对财务绩效的影响也应该有所不同。由于上市公司监事会成员的持股数量在整个管理层持股在所占的比重相对很小,并且与其他类型的管理层人员相比,经理层人员的委托代理成本更高,持股激励的效果应该最为小著。基于上述分析,本文提出以下假设;
H3经理层持股比重对上市公司财务绩效存在正向影响
2.模型构建
H1:CPF=β0+β1SR+β2 SI+β3SO+ ΣβjINi+ε
H2:CPF=β0+β1DS+β2 SI+β3SO+ ΣβjINi+ε
H3:CPF=β0+β1OP+β2 SI+β3SO+ ΣβjINi+ε
综合:CPF=β0+β1MR+β2 SR+β3DS +β4OP+β5 SI+β6SO+ ΣβjINi+ε,其中MR为管理层持股比例=管理层持股总数/股本总数
三、实证检验
(一)管理层持股结构单因素回归分析
1.管理层持股比例
将管理成持股人比例这一结构性变量为解释变量纳人回归方程进行统计分析,发现调整后的R2仅有0.027,F检验技师在0.1的水平上也不显著也就是说回归无效;管理层持股人比例的回归系数为0.001,显著性也无法达到0.1的最低要求,见表2.表3。因此,本文的假设H1:管理层持股人比例对上市公司财务绩效存在正向影响没有得到任何验证。可能的原因是,在上市公司的管理层中只是少数核心成员对公司的运作和发展起关键性的作用,而非核心成员的象征性持股由于数量很少激励作用几乎不存在,管理层持股的覆盖面并不对上市公司是财务绩效产生影响。
2.管理层持股离散度
将管理层持股离散度这一结构性变量作为解释变量人回归方程进行统计分析,判定系数R2达到0.129,调整后的R2也达到0.050,表明回雪效果非常好,同时F检验在0.1的水平上呈现显著,从另一个角度说明回雪效果比较理想;管理层持股离散度的回雪系数为-0.163,T检验在01的水平上呈现显著,这说明管理层持股离散度对上市公司的财务绩效存在负向影响,见表4、表5。因此,本文的假设H2:管理层持股离散度对上市公司财务绩效存在负面影响得到了验证。结合前文对管理层持股人比例与财务绩效的分析可以得出这样的结论:整个管理层中有多人持有上市公司的股份并不重要,管理层中核心成员的持股是重点,并且核心成员的持股数量相互之间的差距不宜太大,否则会对公司的财务绩效造成负面的影响。
经理层持股比重
将经理层持股比重这一结构性变量作为解释变量纳入回方程进行统计分析,发现判定系数R2仅为0.030,同时F检验不显著,也就是说回归无效;经理层持股比重的回雪系数为-0.051,显著性无法达到0.1的水平,见表6、表7。因此,本文的假设H3:经理层持股比重对上市公司财务绩效存在正向影响没有得到任何经验证。我们认为,出现这种结果的原因可能是经理层、董事会和监事会三方之间的委托代理关系实际上错综复杂,不少经理层人员同时也是公司董事会的成员,甚至整个管理层就是一个利益共同体,这就使得逻辑上的三类管理层人员之间的委托代理关系实际上难以区分清楚。
表2管理层持股人比例单因素回归模型总体参数表
R2 调整后R2 F值 F检验的显著性水平
0.109 0.027 1.339 0.204
表3管理层持股人比例的回归系数及显著性检验表
非标准化回归系数 标准回归系数
变量 t值 显著性概率
B值 标准误差 Beta值
常数项 0.023 0.133 0.175 0.861
管理层持股人比例 0.002 0.163 0.001 0.011 0.991
表4 管理层持股离散度单因素回归模型总体参数表
R2 调整后R2 F值 F检验的显著性水平
0.129 0.050 1.628 0.191
表5 管理层持股离散度的回归系数及显著性检验表
非标准化回归系数 标准回归系数 变量的 t值 显著性概率
B值 标准误差 Beta值
常数项 0.220 0.172 1.275 0.204
管理层持股离散度 -0.858 0.488 -0.163 -1.758 0.081
表6 经理层持股比重单因素回归模型总体参数表
R2 调整后R2 F值 F检验的显著性水平
0.111 0.030 1.372 0.187
表7 经理层持股比重的回归系数及显著性检验表
非标准化回归系数 标准回归系数 变量的 t值 显著性概率
B值 标准误差 Beta值
常数项 0.042 0.136 0.309 0.758
经理层持股比重持- 0.054 0.090 -0.051 -0.596 0.552
表8管理层持股结构因素回归模型总体参数表
模型 R2 调整后R2 F值 F检验的显著性水平
仅以持股比例为解释变量 0.131 0.052 1.661 0.083
持股比例基础上增加结构
0.179 0.177 1.747 0.046
性因素作为解释变量
表9 管理层持股结构多因素回归系数及显著性检验表
非标准化回归系数 标准回归系数
模型 变量 t值 显著性概率
B值 标准误差 Beta值
仅以持股比例为解释变量 管理层持股比例 1.184 0.638 0.159 1.856 0.066
持股比例基础为增加结构 管理层持股比例 1.300 0.638 0.175 2.037 0.044
性因素作为解释变量 管理层持股离散度 -1.569 0.717 -0.299 -2.187 0.031
管理层持股人比例 -0.342 0.234 - 0.203 -1.466 0.145
经理层持股比重 -0.087 0.089 -0.083 -0.972 0.333
管理层持股结构多因素回归分析
将三个结构性变量和管理层持股比例均纳入回归方程,考察结构性因素有否在比例因素的基础上,更深入地解释管理层持股的财务绩效之间的关系,见表8、表9。
从以上多因素回雪结果中可以看到,包含结构性回素的回归方程的判定系数R2比不包结构性因素的回归方程高出37%,而调整后的R2更是增加了48%,同时,回归方程F检验的显著性水平也首次从0.1提升到0.05。这些指标都说明了管理层持股结构的重要性,在研究管理层持股与财务绩效的关系中,不应该忽视结构因素,不应该只考虑持股比例的高低。
从表9中可以看到,管理层持股离散度与管理层持股比例两个变量回归系数的显著性都达到了0.05的水平;而且管理层持股离散度的回归系数竟然达到了-0.299,在绝对值上比管理层持股比例的回归系数更高。这不仅意味着仅管理层持股离散度一个变量就能解释财务绩效近9%的变异,还说明管理层持股离散度的负面影响超过了管理层持股比例对财务绩效的正向影响。另外,增加结构因素后管理持股比例的回归系数有所提高,但不明显,说明了管理层持股比例对财务绩效影响的稳定性,遗
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