新能源上市公司股权激励对财...响——基于多时点DID模型_李志学.pdf

2023年第3期NORTHERN ECONOMY AND TRADE新能源上市公司股权激励对财务绩效的影响基于多时点 DID 模型李志学，袁徐洁（西安石油大学 经济管理学院，西安 710065）摘要：财务绩效能够反映企业一段时间的经营效果，股权激励可以通过加大高级管理人员的持股比例，进而有效缓解公司委托代理问题，将股权激励与财务绩效相结合，有助于管理层作出正确决策。本研究选取我国 2006-2020 年沪深A 股新能源上市公司为样本，通过构建多时点的双重差分模型，分析股权激励政策在新能源行业的实施效应。回归结果表明，在新能源行业上市公司实施股权激励政策未能发挥较好的效果，与企业财务绩效呈负相关关系。该研究能够为新能源上市公司股权激励政策制定方案提供借鉴，以帮助其制定促进企业发展更有利的决策。关键词：股权激励；新能源；财务绩效中图分类号：F272.92；F406.7文献标识码：A文章编号：1005-913X（2023）03-0078-07收稿日期：2022-10-18基金项目：国家社会科学基金项目(16XJY007)作者简介：李志学(1962-)，男，陕西咸阳人，教授，博士，研究方向：环境资源经济评价与管理；袁徐洁(1999-)，女，陕西渭南人，硕士研究生，研究方向：环境资源经济评价与管理。一、引言近年来，我国股权激励制度不断完善。2005 年，股权分置改革任务已基本完成，并于 2006 年 1 月启动执行了 上市公司股权激励管理办法（试行），该制度的发行标志着股权激励制度在我国正式落地，也给上市公司实施股权激励制度打开了一个全新的局面。而后 2016 年 8 月，上市公司股权激励管理办法 正式颁布实施，2018 年 10 月，新 中华人民共和国公司法 将股权激励制度第一次写入公司法，这些政策都为各公司开展股权激励工作提供了更加完善的基础条件与体制保证。12020 年，党的十九届五中全会对发展战略性新兴产业、构建新发展格局作出了重要战略部署，为新能源产业的发展明确了方向。新能源产业作为“十四五”规划中大力发展的战略性新兴产业，是实现“碳达峰”“碳中和”的主旋律。由于传统能源日益短缺，新能源的开发和利用引起了全世界的关注，颁布政策鼓励新能源发展的国家日益增多，新能源产业发展规模不断扩大。在此背景下，更多的学者投身新能源领域的研究，他们通过对新能源行业各种实施政策及其效应的研究，以帮助管理者更清晰地了解公司内部治理并作出正确决定，进而推动新能源企业整体的健康发展。股权激励政策是一项鼓励经营者和公司共治、共担、共建的机制模式，现已成为企业管理的主要管理手段。因此，本研究探讨股权激励政策对新能源行业公司财务绩效的影响具有重要意义。二、文献综述和研究假设（一）文献综述目前，国内外关于股权激励与企业财务绩效之间的研究，大多聚焦于员工持股与财务绩效之间的相关性方面。本研究在对有关文献进行分类整理时，发现学者研究公司实施股权激励计划对财务绩效的影响，主要表现出三种关系：正相关关系、负相关关系和不相关关系。1.正相关关系正相关关系是多数研究者提出的看法，以 Jens-enand，Meckling（1976）所提出的“利益趋同假说”为代表，他们指出股权激励可以将管理人员的关注点较多地放到企业长远发展上，从而可以有效抑制管理层短期行为的发生，并通过降低代理成本进而提高公司绩效。2Aboody，Kasznik，Mary 等（2010）以1 364 家上市公司为样本，研究发现通过股权激励计划分配给高管一定的股权后，所产生的激励效果会使公司业绩明显增加。3金融与资本782023年 第3期北方BEIFANGJ INGMAO经贸我国目前进行此方面研究的学者大多也都认为股权激励与公司绩效之间存在正相关性。叶建芳和陈潇（2008）结合我国企业实际情况，使用最小二乘法研究了高科技行业，并得出结论：高管持股比例对企业价值有积极影响。4王志华、牛登云（2022）以 2007-2020 年我国沪深 A 股上市公司为研究样本，设置了多层次股权激励指标，运用 PSM-DID 模型进行实证检验，研究发现实施股权激励计划对公司绩效有显著的促进作用。52.负相关关系尽管大多数学者发现实施股权激励政策与公司财务绩效呈正相关关系，但也有一些学者从不同的视角出发，研究发现股权激励将对企业财务绩效产生负面影响。得出呈负相关关系结论的典型文献大多基于 Fama 和 Jensen 提出的“防御假说”。Fama和 Jensen（1983）认为，管理层在公司的地位会随其持股比例的增多而相应地提高，这可能会对利益相关者（如董事会和其他股东）的选择和决定产生不利影响，并且很难提高公司的价值。6Kwansa，YunSong，Sharma 等（2014）分析了酒店业高管持股与公司财务业绩之间的关系，结果表明，在餐厅部门，股权激励与公司财务业绩之间存在负线性相关关系。7国内也有部分学者持本观点：刘浩、孙铮（2009）认为，如果激励对象能够高度控制激励价格，如高级管理者，股权激励就极易失去约束高管的能力，当他们把持了股票价格，并为了谋求自身利益而出现短期行为，那么股权激励将不会促进公司业绩的提升。8卢轶遐（2017）选择了 247 家上市公司 2010-2014年的数据作为样本，使用 PSM方法进行实证分析，并从管理层机会主义角度出发，研究表明，从分子样本看股权激励与企业绩效呈负相关关系。93.不相关关系另有学者通过研究发现，公司是否实行股权激励机制与公司绩效的相关性微弱甚至无关。HaroldDemsetz,Kenneth Lehn（1985）选择 511 家上市公司作为样本，发现企业管理层持股比例与公司绩效无显著关系。10Himmelberg，Hubbard，Palia（1999）在Demsetz和 Lehn（1985）研究的基础上运用实证分析，使用面板数据表明，在控制公司相关指标之后，无法得出结论：管理者所有权的变化将影响公司的业绩。11Krivogorsky（2006）以 2000-2001 年在美国境外注册的 87 家欧洲公司为样本，研究发现，在欧洲大陆公司的管理所有权水平与盈利能力之间没有密切的关系。12我国学者常树春（2016）通过对生物医药行业上市公司进行一系列实证分析，结果表明，生物医药行业的股权激励机制与公司财务绩效并不存在显著的相关性。13邹靖（2016）选择 535 个国有上市公司为研究对象，以其 2009-2013 年财务数据为样本，通过运用 PSM-DID 实证方法得出结论：股权激励对国有企业绩效的影响并不显著。14（二）研究假设通过对国内外学者关于股权激励实施效应的研究加以总结，发现理论界关于股权激励是否能提高公司业绩尚未形成统一看法，现代公司治理中多采用股权激励方式提升管理层等关键员工的创新意愿和动力，帮助克服委托代理问题弊端，大多数学者基本上支持了股权激励措施对财务绩效的正面影响这一结论；但是，也有越来越多的学者通过分析股权激励机制内外部因素或者从机制设计的角度出发，采取更细致可靠的实证研究，指出股权激励措施也可能导致高管为了寻求自己的利益出现短视行为，他们可能会倾向于利用其权力来影响股权激励计划的设计，反而会对企业财务绩效没有影响，甚至会产生负面效应。此外，通过整理相关文献，发现鲜有研究利用模型检验实施股权激励对新能源行业上市公司财务绩效的影响，本研究将选取 2006-2020 年新能源行业上市公司作为样本，提出基于大多数学者观点的假设：新能源行业上市公司实施股权激励与企业财务绩效呈正相关关系。三、研究设计（一）变量定义与模型构建1.变量定义目前，衡量企业绩效的方法主要有两种：托宾 Q值和单一财务指标。托宾 Q值衡量方法被广泛应用于美国企业，由于目前我国证券市场并不完善，波动很大，在如此震荡性的证券市场中，无法分辨市792023年第3期NORTHERN ECONOMY AND TRADE表 2相关变量定义及说明变量符号变量说明P主成分分析法计算得出Dit实施股权激励记为 1，反之为 0Size企业资产总额自然对数State国企为 1，其他为 0Lnwage前三名管理层薪酬总额的自然对数Board Independence总经理是否兼任董事长，兼任则设为 1，否则为 0Year年份固定效应Id个体固定效应Eps净利润/年末普通股股份总数Roa净利润/平均资产总额Roe净利润/平均股东权益变量名称财务绩效综合得分是否实施股权激励企业规模产权性质管理层薪酬两职合一年份个体每股收益总资产报酬率净资产收益率变量类型被解释变量解释变量控制变量衡量企业绩效的相关变量场的表现与个股的表现，因而不少研究者认为以托宾 Q 值作为评价公司的市场价格无法真实体现公司业绩。另外，由于反映上市公司企业绩效的会计指标数量众多，若只以单个指标来评价会有不少问题，很容易造成对个别指标的过高或过低评估，导致对企业绩效评估不准确的结论，有失公正，也缺乏合理性，从而无法体现上市公司的总体经营情况。因此，参考已有研究，现从企业发展、偿债、营运、盈利四个维度选取 8 个经营绩效指标，采用综合指标法，通过主成分分析法构建经营绩效指标评价体系，以此来全面衡量实施股权激励的新能源公司财务绩效水平（具体指标如表 1 所示）。表 1全面绩效评价选取 8 项指标指标名称单位总资产增长率%营业收入增长率%流动比率%产权比率%流动资产周转率%总资产周转率%总资产报酬率%营业净利率%指标符号X1X2X3X4X5X6X7X8发展能力偿债能力营运能力盈利能力根据表 1 所列示的 8 项财务绩效指标，采用主成分分析方法计算新能源上市公司的财务绩效综合得分。具体主成分分析方法与常树春学者 2016年对生物医药行业的研究方法相同，鉴于篇幅所限，此处仅列示了主成分分析结果。根据成分得分系数矩阵求出各个因子得分，得分函数如下所示：FAC1=0.543X1+0.544X2+0.009X3+0.02X4-0.01X5+0.006X6+0.007X7-0.021X8FAC2=-0.014X1+0.01X2-0.087X3-0.113X4+0.52X5+0.547X6+0.081X7-0.109X8FAC3=0.007X1-0.023X2-0.041X3+0.093X4-0.007X5-0.037X6+0.517X7+0.667X8FAC4=0.007X1-0.022X2+0.598X3-0.663X4-0.107X5+0.136X6+0.127X7-0.211X8在上述 4 个公共因子得分的基础上，乘以其方差贡献率的总和，得出企业财务绩效的综合得分公式，以此来代表企业的财务绩效，综合得分函数 P为：P=（21.136FAC1+20.866FAC2+18.162FAC3+15.47FAC4）/75.635=0.2794FAC1+0.2759FAC2+0.2401FAC3+0.2045FAC4此外，相关文献表明，企业绩效除了受到股权激励的影响，还受到其他多方面因素的影响，因此参考已有研究，将企业规模（Size）、产权性质（State）、两职合一（BoardIndependence）、管理层薪酬（Lnwage）设为控制变量，将主成分分析法得出的财务绩效综合得分作为被解释变量（具体变量见表 2）。金融与资本802023年 第3期北方BEIFANGJ INGMAO经贸2.模型构建基于以上主成分分析法得出的财务绩效综合得分，将股权激励视作准自然实验，将实施股权激励计划的企业作为处理组，其他企业视为控制组，由于公司股权激励计划实施是分批次进行的，是一个渐进过程，故选取多时点双重差分模型，15实证检验新能源上市公司实施股权激励计划对财务绩效的影响，模型如下：P=1Dit+i+t+（1）P=1Dit+2control+i+t+（2）其中，核心解释变量 Dit 在多时点 DID 模型中表示企业在某年是否实施股权激励的虚拟变量，具体意义为：第 i 个企业在 t 年及以后期间实施股权激励记 1，代表处理组；反之为 0，代表控制组。根据多时点双重差分的基本思想，需要重点关注 Dit的系数 1，其测度了股权激励对企业财务绩效的实际影响，1 0 表示股权激励提升了企业财务绩效，即原假设成立；相反，则抑制了财务绩效，假设不成立。control 为一系列的控制变量；i代表控制个体固定效应；t代表控制时间固定效应；代表随机扰动项。（二）数据来源与描述性统计1.数据来源为了得出更具说服力的结果，现以 2006-2020年为时间窗口，按照新浪财经新能源概念板块的分类，将 393 家新能源上市公司纳入研究范围，建立了大样本、长时间跨度的回归模型。并结合国泰安数据库股权激励计划板块提供的数据，在 393 家新能源公司中有 167 家于 2006-2020 年实施过股权激励计划。以原始数据为基础，对样本做如下筛选：剔除 ST、PT公司；对个别连续变量进行了上下 1%的Winsor 处理；剔除主要财务数据缺失的样本；剔除宣告股权激励计划但实际上因各种原因未实施的样本。对样本经过上述处理后，同时鉴于实施股权激励政策具有一定的滞后效应，最终选取 380家沪深 A 股新能源上市公司 2008-2021 年的财务数据，共整理出 3 717 个总样本，其中处理组包括1 054 个样本，控制组包括 2 663 个样本。2.描述性统计将已实施股权激励的处理组样本与尚未实施股权激励的控制组样本进行对比，能够直接观察到新能源上市公司股权激励的实施效果，并利用Stata17.0 统计软件分析处理组和控制组在每股收益、总资产报酬率、净资产收益率以及主成分分析法所得到的财务绩效综合得分 4 项指标的差异（结果如表 3、表 4 所示）。表 3处理组相关变量描述性统计结果Dit=1ObsMeanSDMinMedianMaxEps10540.40430.788-4.444.3189.015Roa10540.03710.070-.609.0388.399Roe10540.06440.132-.625.0745.301P10540.32310.478-12.168.3432.850表 4控制组相关变量描述性统计结果Dit=0ObsMeanSDMinMedianMaxEps26630.36840.704-5.845.2575.738Roa26630.03430.072-.959.029.816Roe26630.06140.134-.666.065.381P26630.31600.682-15.167.3058.783根据表 3 和表 4 的描述性统计结果，处理组在几个衡量财务绩效的指标方面平均值均大于控制组，说明股权激励对企业经营业绩具有促进作用，但是在业绩稳定性方面，通过比较两组每股收益指标的方差可以看出，处理组并不稳定。因此，从盈利水平来看，处理组的确比控制组表现更为出色，但是平均值在两组数据之间差别非常微弱，且处理组每股收益指标稳定性方面表现不佳，所以描述性统计结果并不能证明假设成立，须通过更进一步的实证检验。四、实证结果及分析（一）双重差分模型1.平行趋势检验应用 DID 模型前需进行平行趋势检验，只有满足了平行趋势，DID 的结果才能准确。平行趋势检验要求实验组和控制组在政策应用前维持相同的发展趋势，以保证政策的应用是造成二者变化的唯一因素。由于所选样本股权激励计划有效期均在 10812023年第3期NORTHERN ECONOMY AND TRADE年以内，对早于该计划实施的前 10 年的观察值合并到计划实施前第 10 年，晚于实施股权激励计划后 10 年的观察值合并到实施该计划后的第 10 年，并且以实施股权激励计划前 1 年的观察值作为基准组并剔除基准组数据（平行趋势检验见图 1）。图 1平行趋势检验图根据图 1 所示的平行趋势检验结果，在股权激励政策实施以前，置信区间均包含 0，处理组与控制组企业之间财务绩效综合评分数据没有显著区别，而 0 期及以后的置信区间从第一期开始不包含 0，表明股权激励计划授予后，处理组与控制组样本差距逐渐显著，但到第 7 期又开始接近 0，考虑是因为绝大多数公司股权激励计划有效期是 6 年。总体而言，政策实施以后，样本数据显著，满足平行趋势假设，多时点 DID回归结果较为稳健。2.多时点 DID回归一个企业的财务绩效受很多因素影响，如资产规模、独立董事的独立性以及企业的性质等。由于这些因素的存在，仅仅通过划分企业是否实施股权激励这一项目，显然不足以证明企业财务绩效的变化是由实施股权激励政策所引起的。而双重差分模型（DID）主要用于判断政策执行的有效性，是通过比较政策执行节点前后的执行样本和未执行样本的差异来判断政策执行是否有效。但传统的双重差分模型（DID）只适用于政策在同一时点作用于不同个体的情况，而不同公司的股权激励计划并不是在同一时点实施的，因而传统的双重差分模型无法评价不同时间节点股权激励计划的经济效果，所以，为解决这一问题，有必要引入多时点的双重差分模型。研究使用 Stata17.0 软件对模型 1、模型 2 进行双重差分模型的分析（回归结果如表 5 所示）。表 5多时点 DID 回归结果模型被解释变量（1）P（2）PDit-0.102*-0.105*（-2.83）（-2.89）Size-0.004（-0.10）State-0.077（-0.95）Lnwage0.051*（1.69）Board Independence0.025（0.72）Constant0.467*-0.120（13.47）（-0.12）Observations3,7173,717R-squared0.0340.035Number ofid380380ControlsNoYesYear EffectYesYesid EffectYesYes*p0.01，*p0.05，*p0.1表 5 中（1）（2）列分别代表未加入控制变量和加入控制变量以后对 P 进行回归得到的结果，根据多时点 DID 回归结果显示，用 P 衡量新能源行业上市公司财务绩效时，Dit的系数分别为-0.102、-0.105，并且无论是否加入控制变量，在 1%的水平下均显著；此外，在加入控制变量以后，股权激励强度每增加1%，则企业绩效减少-10.5%，这表明未实施股权激励的样本绩效比实施股权激励的样本表现好，并且控制变量后仍然是显著的。因此可以得出结论：新能源行业上市公司股权激励与企业财务绩效呈负相关关系，实证结果拒绝了本研究原假设。这可能与多数学者得出的结论相悖，究其原因：一方面，现有文献大多数是对同一公司实施股权激励政策前后的纵向对比，或者对实施股权激励政策的样本与未实施样本企业绩效差异的横向对比，而本研究分析了 2006-2020 年长时间跨度，且处理组针对新能源行业实施股权激励计划之后的金融与资本822023年 第3期北方BEIFANGJ INGMAO经贸表 6模型 3-5 回归结果模型被解释变量（3）Eps（4）Roa（5）RoeDit-0.073*-0.010*-0.020*（-1.65）（-2.19）（-2.52）Size0.083*0.0020.006（2.52）（0.43）（0.83）State-0.090-0.0060.005（-1.17）（-0.59）（0.22）Lnwage0.335*0.031*0.071*（7.95）（6.74）（8.17）BoardIndependence0.098*0.0050.001（2.19）（0.80）（0.05）Constant-6.078*-0.422*-1.042*（-6.65）（-3.84）（-5.49）Observations3,7173,7173,717R-squared0.0820.0700.080Number ofid380380380ControlsYesYesYesYear EffectYesYesYesid EffectYesYesYes*p0.01，*p0.05，*p0.1样本，而控制组则选择从未实施过的样本与实施过股权激励计划，但截止评价绩效却是当年从未实施过的样本，所以在样本选择上与其他学者有所差异；另一方面，根据“防御假说”，管理层在公司的地位会随其持股比例的增多而相应地提高，而新能源企业作为新兴行业，对公司员工的技术创新能力提出了较高的要求，假如实施股权激励计划，管理层可能会过多关注其自身经济利益，而对公司员工的自主创新水平缺乏必要的监督，从而不利于公司整体的经营，对公司财务绩效产生负面影响。（二）稳健性检验在基准回归中，衡量公司绩效的变量选取了主成分分析法的全面绩效评价结果，得出结论：新能源行业上市公司股权激励与财务绩效呈负相关关系，接下来将用代表公司盈利水平的指标每股收益（Eps）、总资产报酬率（Roa）和净资产收益率（Roe）衡量公司绩效，通过稳健性检验进一步验证实证结果是否具有稳健性。分别构建模型（3）-（5）。Outcome（Eps Roa Roe）=1Dit+2control+i+t+（3）-（5）上述模型除被解释变量外，均与模型（2）相同，须重点关注 Dit的系数及显著性。稳健性检验结果如表 6 所示。表 6 中的（3）（4）（5）列分别代表对 Eps、Roa、Roe 被解释变量的回归结果。从表中可以看出，用这三者衡量公司绩效时，Dit 的系数分别为-0.073、-0.01、-0.02，并且 Roe 和 Roa 在 5%的水平上是显著的，Eps 在 10%的水平上是显著的，该回归结果说明，实施股权激励确实会抑制新能源行业上市公司的财务绩效，证明了本研究回归结论的稳健性。五、总结与启示（一）总结本研究使用主成分分析法、描述性统计、多时点 DID 及稳健性检验等实证方法，以全面分析我国沪深 A 股新能源上市公司实施股权激励计划对企业财务绩效的影响。首先，采用主成分分析法构建经营绩效指标体系，得出公司财务绩效的综合得分公式；其次，通过描述性统计分别对处理组和控制组几个衡量绩效的指标进行对比分析，结果显示实施股权激励计划的样本的确高于未实施的样本，但是在业绩的稳定性方面，实施股权激励计划的新能源上市公司 Eps 并不稳定；再次，研究运用多时点DID回归模型，回归结果显示新能源行业上市公司实施股权激励与财务绩效呈负相关关系；最后，使用替换被解释变量的方法重新匹配样本以检验回归结果是否具有稳健性，进一步验证了回归结果：新能源行业上市公司实施股权激励与企业财务绩效呈负相关关系，因此本研究原假设不成立。这一结论从新能源行业实证分析的角度证明了“防御假说”存在的合理性，也与学术界 Fama 和 Jensen，刘浩、孙铮等学者的观点相符。本研究的主要贡献在于：使用了主成分分析法计算得到的财务绩效综合评分来衡量企业的财务绩效，能够避免使用单一指标衡量带来的片面问题；并运用多时点 DID 模型，从横向和纵向切实分析了股权激励政策在新能源上市公司中真正的实832023年第3期NORTHERN ECONOMY AND TRADE施效果，能够为新能源行业上市公司及政策制定方提供参考。（二）启示首先，研究的描述性统计结果初步显示：股权激励促进了新能源行业上市公司的财务绩效水平，但随后通过更可靠的实证回归分析，结果却表明股权激励计划抑制了新能源行业上市公司的财务绩效，与企业财务绩效呈负相关关系。因此，简单的描述性统计去横向对比不同样本的平均值不能对统计结果提供准确的解释，为了衡量某个政策实施的效果，引入双重差分模型是一个非常正确的选择，多时点的双重差分模型能够做到对企业横向和纵向两方面的对比，利用模型来有效地控制研究对象之间的事前差别，可以把政策所影响的实际效果真正分离出来。其次，股权激励是企业为了缓解委托代理问题，通过让高级管理者持股来激励其更好地投身企业建设，在中国不少高新技术企业都取得了较好的实施效果，但研究对其在新能源行业中的实施效应加以分析，结果表明实施效果并不理想，这一问题极有可能是机制设计自身的局限性。这也正是本研究存在的局限性：仅仅得出了股权激励计划没有促进财务绩效这一结论，但是尚未分析到更深层次的原因，即没有对激励方案的各要素进行更细致的研究。因此，未来的研究应该更加贴切制度本身，剖析股权激励政策具体的内部要素，寻找股权激励与财务绩效之间的关系究竟是通过什么桥梁来实现的，探索是激励期限或是激励模式等某个具体要素对公司财务绩效产生了不利影响，从而帮助企业管理者提出与企业内部条件相适应的股权激励方法，以降低股权激励机制负面效应的产生机率，并最终实现股权激励的激励目的。参考文献：1倪艳，胡燕.股权激励强度对企业绩效的影响以A 股上市公司为例J.江汉论坛，2021(4):17-27.2Jensen M C,Meckling W H.Theory of the firm:Managerial behavior,agency costs and ownership structureJ.Journal offinancial economics,1976(4):305-360.3 DAVID ABOODY,RON KASZNIK,MARY ELLENCARTERReviewer.ExecutiveCompensationandFinancial AccountingJ.The Accounting Review,2011(2):735-741.4叶建芳，陈潇.我国高管持股对企业价值的影响研究一项来自高科技行业上市公司的证据J.财经问题研究，2008(3):101-108.5王志华，牛登云.现代股权激励制度的实施效果研究基于 PSM-DID 的实证检验J.商业会计，2022(8):27-32.6EugeneF.Fama,Michael C.Jensen.SeparationofOwnershipandControlJ.Journal of LawandEconomics,1983(2):301-325.7Francis A.Kwansa,Yun Song,Aparna Sharma,YawenGong.Link Between Executive Stock Ownership andCorporate Financial PerformanceJ.The Journal ofHospitality Financial Management,2014(2):111-112.8刘浩，孙铮.西方股权激励契约结构研究综述兼论对中国上市公司股权激励制度的启示 J.经济管理，2009(4):166-172.9卢轶遐.股权激励对企业绩效的影响基于管理层机会主义视角的考察 J.商业经济研究，2017(22):108-111.10HaroldDemsetz,Kenneth Lehn.The StructureofCorporate Ownership:Causes and Consequences J.Journal ofPolitical Economy,1985(6):1155-1177.11 Charles P.Himmelberg,R.Glenn Hubbard,Darius Palia.Understanding the determinants of managerial ownershipand the link between ownership and performance J.Journal ofFinancial Economics,1999(3):353-384.12 Victoria Krivogorsky.Ownership,board structure,andperformanceincontinentalEuropeJ.InternationalJournal ofAccounting,2006(2):176-197.13 常树春，杨明慧，程麒.生物医药行业上市公司股权激励绩效研究 J.财会通讯，2016(5):43-45.14 邹靖.股权激励政策提升了公司绩效吗?来自国有上市公司的经验证据 J.财会通讯，2016(6):33-36.15 文秀勤.股权激励与企业全要素生产率关系研究基于我国 A 股上市公司的实证分析J.价格理论与实践，2021(4):33-36.责任编辑：王旸金融与资本84