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第1篇：股權激勵的影響范文

《企業會計準則第11號―股份支付》是一項新的準則，其針對的是日益增加的股權激勵計劃，規范了以股權為基礎的支付交易的確認、計量和披露。股份支付是指“企業為獲取職工和其他方提供服務而授予權益工具或者承擔以權益工具為基礎確定的負債的交易”，其實質仍然是職工薪酬的組成部分，但與《職工薪酬》準則規范的職工薪酬適用不同的計量原則。現行準則中，股權激勵不進利潤表，屬于報表附注的事項，新準則與國際準則接軌（并且與香港2005年的修訂準則一致），其實施將對有股權激勵計劃的上市公司形成重大影響，這種影響在一般普通投資者的意想之外，本文以案例的方式，解析股權激勵計劃的會計處理，提示投資者關注股權激勵計劃對公司當期利潤和資產負債表的影響。

但是，需要特別提示的是：雖然股權激勵計劃對等待期的當期損益形成重大影響，但對公司估值的影響并不重大。一來，上市公司雖然在股權認購價格上給予管理層一定折讓，但激勵計劃有利于管理層穩定、有利于提升營運效率，有利于公司長遠平穩發展，是被證明了的行之有效的提升公司價值的手段；另外，會計處理的過程，是增加當期費用，減低了當期可分配利潤，但權益項下同時增加了“資本公積”，公司凈資產沒有重大變化。只是，A股市場投資者歷來重視當期利潤，與當期和下一期每股凈利潤對應的PE是最直觀最常用的指標，投資者一般不深究企業之間會計信息的差異和準則變化對會計信息的影響，因而如果某公司的股權激勵計劃對當期利潤形成了重大不利影響，引發股價波動是必然的，專業投資者可適當關注其中的機會。

股份支付包括兩大類：以權益結算的股份支付和以現金結算的股份支付，權益結算的支付又細分為新增股份支付和存量股份支付。權益結算的股份支付，要求以授予日權益工具的公允價值為基礎計量，不確認后續公允價值的變動；現金結算的股份支付，以計量日權益工具公允價值為基礎計量，后續公允價值變動計入當期損益。

一、 以權益結算的股份支付

(一) 會計處理的規定和相關概念

A，會計處理規定的重點：

1， 換取職工提供的服務，以授予日權益工具的公允價值計量

2，授予日可立即行權的

-基于假設：職工之前的服務獲得了授予的權益工具

-授予日會計處理：費用=可行權數量*授予日的公允價值

-行權日之后，不再對已確認的相關成本或費用和所有者權益總額進行調整

3，存在可行權條件的

-基于假設：職工在等待期中的服務獲得了授予的權益工具

-授予日不做會計處理

-等待期會計處理：累計費用=預計可行權數量*授予日的公允價值

-行權日之后，不再對已確認的相關成本或費用和所有者權益總額進行調整

B，相關概念：

-授予日，是指股份支付協議獲得批準的日期

-等待期，是指可行權條件得到滿足的期間

-預計可行權數量，可行權權益工具數量的最佳估計

-行權日，是指職工和其他方行使權利、獲取現金或權益工具的日期

(二)虛擬案例講述

假設案例：上市公司A，20×2年1 月1日，向200名管理人員每人授予100 份認股期權，可行權條件為自授予日起連續工作滿三年，服務期滿后可以每股4元的價格購買100股A公司股票。公司估計該期權在授予日的公允價值為3元（公允價值是考慮行權價格、有效期、標的股份現行價格、股價預計波動率、股份預計股利、期權有效期內的無風險利率等，用期權定價模型計算得出）。

第一年內，有20名管理人員離開了A公司，因而A公司估計三年中離開的管理人員比例將達到20%；第二年又有10名管理人員離開，公司將管理人員服務未滿三年離開的比例修正為15%；第三年又有15名人員離開。

對于以上過程，會計處理如下：

1. 授予日不是立即可行權的股份，授予日不做會計處理

2. 等待期資產負債表日

3．費用和資本公積的計算過程如下表：

4. 會計處理

（1）20×2 年12 月31 日

借：管理費用 16000元

貸：資本公積―其他資本公積 16000元

（2）20×3 年12 月31 日

借：管理費用 18000元

貸：資本公積―其他資本公積 18000元

（3）20×4 年12 月31 日

借：管理費用 12500元

貸：資本公積―其他資本公積 12500元

5.行權日

為了方便處理，假設20×6 年12 月31日（第五年末），155名管理人員全部行權，A公司股票面值為1元，管理層認購價格為4元。

20×6 年12月31日

借：銀行存款62000元

資本公積―其他資本公積46500

貸：股本15500元

資本公積―資本溢價93000

上述案例來自于財政部新會計準則體系培訓班教材，數據稍作改動。通過這個案例可以看出，股票期權授予時，不需要進行會計處理，在等待期內的每個資產負債表日，對可行權權益工具數量進行最佳估計，按照授予日的公允價值，將當期取得的服務計入相關成本或費用和資本公積；三年后，期權可以被執行了，但企業在可行權日之后不再對已確認的相關成本或費用和所有者權益總額進行調整；行權日，企業根據實際行權的權益工具數量，計算確定并轉入股本和股本溢價。

(三)上市公司中已公告的激勵計劃

目前已公告股票激勵計劃的公司有G萬科、G深振業、G伊利、G老窖、G 金發、G成大、G博瑞、G華僑城等，其中，G萬科用于股權激勵計劃的股份，來自于市場回購，有關會計處理下面再講述，G深振業用于股權激勵計劃的股份，由大股東提供，不影響上市公司自身，其他六家公司的計劃，其他處理可以參照上述案例，只是上市公司的激勵計劃更復雜，行權時間長，限制條件多，從而公允價值的計算更復雜（需要專家的幫助），等待期可行權數量的最佳估計也很困難。

為了讓投資者更進一步了解，本文將G金發的股權激勵計劃作適當的簡化，模擬一下各個時點的會計處理，但市場變化萬端、公司管理情況復雜，這些因素都將影響相關數據，所以本文的模擬只具有一定的參考性。

G金發的股權激勵計劃簡述：

a.金發科技向激勵對象定向發行2275萬股金發科技股票；

b.期權的授予日―基本可確認為2006年9月4日；

c. 期權自授予之日起滿一年后方可行權；

d.股票期權的行權價格為18.46元；

e. 獲授和行權條件，除一般性規定外，需滿足：金發科技上一年度凈利潤較前一年度增長達到20%；金發科技上一年度扣除非經常性損益 后的加權平均凈資產收益率不低于15%（行權條件為18%）；

f.行權安排，自股票期權激勵計劃授權日一年后,滿足行權條件的激勵對象可以在可行權日行權。激勵對象應當分期行權。激勵對象首次行權不得超過獲授的股票期權的20%,剩余獲授股票期權,激勵對象可以在首次行權的90日后、股票期權的有效期內選擇分次行權,但第一年的累計行權比例不得超過獲授份額的30%,第二年的累計行權比例不得超過獲授份額的60%,第三年的累計行權比例不得超過獲授份額的100%。 激勵對象必須在授權日之后三年內行權完畢,在此時期內未行權的股票期權作廢。

1 .公允價值

國泰君安研究所金融工程部李關崢認為，該期權計劃在進入可行權日后，除定期報告和重大事件前后的數天時間不能執行外，其他日期均為執行日，因此可以用美式期權的定價方法來計算其公允價值的近似值，可用控制變量法對激勵期權進行定價。基于行權價18.46元，正股價21.3元，波動率50%，利率2.5%，執行期2007年9月4日～2009年9月4日等假設下，G金發權證理論價值為8.7 元/份。為謹慎起見，后續計算使用的公允價值為7元/份。

2. 其他假設

估計授予和行權條件均能夠滿足；等待期為三年（行權期內，每年都要滿足利潤等條件）；估計第二年、第三年、第四年行權數額分別為30%，30%和40%，實際行權與估計一致，管理層全部行權，期間沒有人員離開；雖然管理人員分散行權，但公司一年只在年終調整一次股本。

3. 會計處理

（1） 授予日―2006年9月4日，不做處理

（2）2006年12月31日

借：管理費用等 47775000元

貸：資本公積―其他資本公積 47775000

（3）2007年12月31日

借：管理費用等 47775000元

貸：資本公積―其他資本公積 47775000元

借：銀行存款 125989500元

資本公積―其他資本公積47775000元

貸：股本 6,825,000

資本公積―資本溢價166939500元

（4）2008年12月31日

借：管理費用等 63700000元

貸：資本公積―其他資本公積 63700000元

行權的會計處理同2007年度。

(5）2009年12月31日

借：銀行存款 167986000元

資本公積―其他資本公積 63700000元

貸：股本 9100000元

資本公積―資本溢價 222586000元

實際的情況會遠比模擬處理復雜，公司在季度的資產負債表日便需要會計處理，結轉股本也是一年數次,期間管理層發生變動，最佳估計的可行權數量也會變化。

通過上述的模擬可以看出，《企業會計準則第11號―股份支付》的實施，將極大地影響對G金發2007年的凈利潤，占2007年預測稅前利潤3.5億元的13.6%，如果公司集中在2007年將股權激勵納入成本費用核算（2006年本準則不適用），這項影響將達到凈利潤的20%以上。

按照相關假設，國泰君安研究所金融工程部李關崢計算得出的G老窖的認股期權的公允價值為8.7元/份，滿足最近三個年度的利潤指標便可以行權，因而等待期為三年，即使三年均勻分攤費用，每年分攤的部分也高達6900萬元左右。

當然，因為“權證的公允價值”是新鮮事物，公司完全可以壓低這個數字來減少對當期損益的影響，這對公司本身來說問題不大，但不同公司對期權“公允價值”估算的重大差異，會降低公司間會計信息的可比性。

二、以現金結算的股份支付

1. 虛擬案例講述

假設案例:20×2 年1月1日，B 公司為其200名中層以上管理人員每人授予100份現金股票增值權，這些人員從授予日起必須在公司連續服務三年，即可自20×4 年12月31日起根據股價的增長幅度獲得現金，該增值權應在20×6 年12月31日前行使完畢。

B公司估計，該增值權在負債結算之前的每一資產負債表日以及結算日的公允價值和可行權后的每份增值權現金支出額如下表：

第一年B公司有20名管理人員離開，B公司估計三年中還將有15名管理人員離開；第二年又有10人離開，公司估計還會有10人選擇離開；第三年又有15名管理人員離開；第三年末，假設有70 人行使股票增值權取得了現金；第四年末，有50 人行使了股票增值權；第五年末，剩余35 人全部行使了股票增值權。

其中 （3）=（1）-上期（1）+（2）

2、會計處理

（1）授予日20×2 年1 月1 日，不做處理

（2）20×2 年12月31日

借：管理費用等 77000元

貸：應付職工薪酬――股份支付 77000元

（3）20×3年12月31日

借：管理費用等 83000元

貸：應付職工薪酬――股份支付 83000院

（4）20×4 年12月31日

借：管理費用等10500元

貸：應付職工薪酬――股份支付 10500元

借：應付職工薪酬――股份支付 112000元

貸：銀行存款112000元

（5）20×5年12月31日

借：公允價值變動損益 20500元

貸：應付職工薪酬――股份支付 20500元

借：應付職工薪酬――股份支付 100000元

貸：銀行存款 100000元

（6）20×5 年12月31日

借：公允價值變動損益 14000元

貸：應付職工薪酬――股份支付 14000元

借：應付職工薪酬――股份支付 87500元

貸：銀行存款 87500元

權益結算的股份支付，要求以授予日權益工具的公允價值為基礎計量，不確認后續公允價值的變動；而現金結算的股份支付，以計量日權益工具公允價值為基礎計量，后續公允價值的變動，計入當期損益。

一個簡單的以現金支付的股票期權計劃，其對以后數年（直至增值權失效）的當期利潤，均形成影響，尤其等待期的影響比較重大，公司利潤表因此將比以往有更大波動。所以，有類似計劃的公司，不僅要在期權計劃設計環節征詢專家意見，以后還要不斷與投資人溝通，解釋計劃的執行對利潤影響的幅度，以減少股價不必要的波動。

三、上市公司的有關計劃

目前已公告的股權激勵計劃，還沒有以現金結算的，這類激勵計劃不涉及股本的變化，不影響股權結構，只是激勵幅度與公司市值掛鉤，相應的會計處理比較簡單，在境外很常見（虛擬股權激勵計劃，或稱股票增值權計劃）。估計將來陸續出臺激勵計劃的上市公司，有相當部分會選擇這種方式。

四、 企業回購股票進行股權激勵

《公司法》第143條允許公司以回購股份形式獎勵職工，收購資金從公司的稅后利潤中支付。按照回購股份的全部支出，借記“庫藏股”科目，貸記“銀行存款”科目。資產負債表日，借記成本費用，貸記“資本公積――其他資本公積”科目。

職工行權時，按照企業收到的股票價款，借記“銀行存款”等科目，同時轉銷等待期內的資本公積中累計確認的金額，結轉資本溢價。

G萬科的股權激勵計劃，便是用回購股份作為激勵來源的，公司委托深國投，已累計購入25452018股，對應 2006年度預提激勵基金141706968.51 元，這部分預提費用基本上可以確認為當期股權激勵成本，從而減少每股稅前利潤0.035元左右。從中期資產負債表看，這項預提沒有入賬，因而影響將發生在下半年。2007年和2008年，公司仍然將預提這部分費用，預提的數額符合以下標準:

a.當凈利潤增長率超過15%但不超過30%時，以凈利潤增長率為提取百分比、以凈利潤凈增加額為提取基數，計提當年度激勵基金；

b.當凈利潤增長比例超過30%時，以30％為提取百分比、以凈利潤凈增加額為提取基數，計提當年度激勵基金；

c.計提的激勵基金不超過當年凈利潤的10%。

第2篇：股權激勵的影響范文

【關鍵詞】股權激勵，影響因素，文獻綜述

一、問題的提出

現代企業的所有權和經營權分離，股東與公司實際的管理者之間的信息不對稱造成了問題，而激勵是解決問題的基本途徑和方法，部分公司因為不完善的治理結構、嚴重的問題動機選擇股權激勵。同時，與國外類似，我國一些上市公司選擇股權激勵是出于對人力資源的需求。但是股權激勵制度也存在著潛在問題，安然事件引起了大家對股權激勵的進一步思考。特別是2003年美國微軟公司和花旗集團先后宣布放棄股票期權激勵制度，把對股權激勵效應的質疑推向了。大量的研究結果也表明，股票期權這種激勵制度存在著副作用（David J. Denis（2006），Kumar和Langberg（2007）等）。在我國，也存在高管利用股權激勵為自身謀求福利、輸送利益的現象，典型的例子包括伊利股份、凱迪電力等（呂長江等，2009）。

二、文獻回顧與評價

（一）股權激勵效果分析

1.股權激勵積極論。公司采用股權激勵的核心宗旨是通過激勵對象與企業利潤共享、風險共擔，使激勵對象有動力按照股東利益最大化的原則經營公司，減少或消除短期行為。從理論角度分析，恰當的激勵方式使高管與股東利益一致時，可以降低成本（Berle和Means（1932）及Jensen和Meckling（1976））。陳勇，廖冠民（2007）實證分析發現實施股權激勵后， 上市公司的業績總體上略有提升， 但并不顯著。國內外學者從多個角度研究股權激勵的積極效果，具體如下：

（1）高管持股比例對公司的業績有著顯著的相關性。David Aboody、Nicole Bastian Johnson和Ron Kasznik（2010）研究指出，股票期權重定價對公司價值的影響因激勵對象不同而效果不同，管理層的股票期權重新定價才會提高公司業績。

（2）在信息不對稱時，股權激勵會對高管行為產生一定影響，使高管在決策時偏向有利于股東利益最大化目標的選擇，有效避免高管的短視行為，協調公司高管行為與股東利益。Smith 和Watts（1982），Dechow 和Sloan（1991），Murphy 和Zimmerman （1993） 都提到了視野假說。

2.股權激勵消極論

與上述學者的觀點不同，有學者認為股權激勵并不能解決公司信息不對稱下的委托問題，反而由于高管尋租行為的存在，使股權激勵成為委托的一部分。他們觀點主要分為三類，具體觀點如下：

（1）高管持股比例與公司業績不顯著相關，甚至有負面影響。代表的觀點有魏剛（2000） 認為經營者持股與公司經營績效之間也不存在顯著的正相關關系；張小寧（2002） 利用2000年上市公司數據分析了總經理報酬與公司業績沒有線性關系；顧斌、周立燁（2007）通過對剔除行業影響后的上市公司高管人員股權激勵效應進行實證研究， 指出目前我國上市公司高管人員股權激勵的長期效應不明顯。

（2）股權激勵可能促使高管進行信息操作、盈余管理甚至財務欺詐操縱利潤和股價，加重問題。Yermark（1997）、Aboody 和Kasznik（2000） 發現，公司在股票期權授予日更有可能推遲公布利好消息，進行信息操作，這樣管理層就可以在低價的時候確定行權價。Yisong S.Tian（2003）研究發現過多的股權激勵導致經營者舞弊。羅富碧（2012）研究我國上市公司發現，：中國上市公司股權激勵與公司舞弊負相關，但不顯著。

（二）股權激勵效果的影響因素分析

1.股權激勵方案設計的影響。現有觀點認為激勵對象、激勵條件、授予數量和激勵期限等因素都會影響股權激勵效果。丁漢鵬（2001）分析得出，企業全員持股不會成為股權激勵的主流形式，股權會收入對企業價值貢獻最大的那類人力資本。呂長江（2009）認為：激勵條件和激勵有效期對于股權激勵方案的激勵效果影響重大，構成劃分福利型公司和激勵型公司的標準。吳育輝、吳世農（2010）研究表明，股權激勵方案的績效考核指標設計寬松的企業，有利于高管忽的和形式股票期權，體現出明顯的高管自利行為。

2.公司特征的影響。這類因素主要包括公司規模與成長性、大股東的控制權等。吳育輝和吳世農（2010）收集了我國82家上市公司的股權激勵計劃草案，分析發現公司財務狀況好壞、行業差異和規模大小對高管自利程度并無影響，如果高管有機會利用盈余管理等手段進行尋租行為，股權激勵效果會大打折扣。吳育輝和吳世農（2010）的研究發現，從公司治理角度來看，大股東持股比例對擬實施股權激勵公司的高管自利行為有一定的約束作用，但這種約束行為的約束作用有限。

3.高管特征的影響。Chourou 等（ 2008）認為對年齡大的高管進行股權激勵的效果并不好，股權激勵是一種長期激勵機制，很難對臨近退休的管理者產生作用，臨近退休的管理者更偏好于現金報酬。呂長江（2011）支持了chourou的觀點。

三、結論與啟示

1.結論。關于股權激勵的效果問題上，學術界沒有達成統一一致的結論，原因是股權激勵的最終效果受到很多內生和外生因素的影響，股權激勵計劃的設計不同、在不同的具體制度環境甚至不同的目的都會影響股權激勵的效果。

2.啟示。在分析股權激勵效果的文章中，大部分的文章都是大樣本調查。如今中國的市場化程度不斷提高，企業治理水平不斷上升，從可比性角度來說，我認為針對同時期具體案例的透徹研究更有意義。可以將股權激勵計劃提出的原因與最終得到的結果進行深入探究，剖析影響目的實現的原因。這些實現激勵效果的影響因素或者激勵失敗的原因都更值得別的企業的借鑒。

參考文獻：

第3篇：股權激勵的影響范文

關鍵詞：上市公司 經營者股權 激勵政策

加強經營者股權激勵事項的完善進行力度的提升，使經營者與股權所有者能夠很好地聯系在一起，不斷融合更加新穎的思路，在進行長期的建設發展過程中，找到創新的思路，彌補原有的不足之處，使自身的發展能夠步入正軌。

一、樣本分析

首先來說，我們要想對經營者股權激勵政策的影響進行詳細研究，就要站在更高的層面，將全面的建設規劃細節認識清楚，找到更多的企業單位，在進行融合發展過程中，使自身的建設效果能夠呈現出來。

我們對目前上市的多個公司進行探查，找到相當786家A股上市公司，加強融合性的建設滲透原則，利用平行數據的統計研究的重要方法，將樣本中的股權的影響關系闡述出來，并且將全面的信息進行有效分析，找到股東與直接經營者之間的關系，將董事的股權關系與長期合作者的股權利益進行相應對照，找到自身發展的建設基礎是什么，認清高層管理干部的專屬范圍，并且將全面的建設的信息進行融合運用，找出先進的思想與經濟建設標準之間的關系，使全面的建設環節與經濟經營事項的全面的技術進行相應的融合，捕捉到自身的發展建設的關系重點。

二、經營者股權激勵影響的具體研究

（一）理論分析階段

我們對相應的樣本進行有效研究，將理論性的東西進行融合運用，把握較好的比較原則，找到新穎的建設方案，使全面的建設信息能夠突出出來，不斷融合，不斷創新。這就要求設計者與理論分析人員能夠站在更高的層面，全面分析融合的各項元素，將實際抽樣調查的上市公司的經營者股權數據進行有效觀察對比，找到可行實施方案，將人力資本、委托事項進行有效觀察，找到自身建設發展的力度，認清內部與經營者股權利益之間的關系，通過調查我們發現，在內部的經濟經營大環境中，全面得經營者股權的建設關系是多向性的，在進行層次性的建設過程中，我們應該將這兩個內容進行相應融合，不斷創新，才能使經營者股權的全面提升打好基礎；另外，將企業理論、分配理論、風險理論進行全面融合，找到經營者在進行全面的建設發展過程中存在的多種靈性的關系與矛盾，找到互相融合與互相排斥的原因，要將全面的建設標準突出出來，不斷迎合更加創新的建設思路，發現經營者股權的重要性就在于，在實施過程中，既帶動公司的經濟建設不斷提升，而且能夠把握重點，使自身的經營價值發揮出來，如果能夠站在更加新穎的角度出發，就會使全面的建設信息進行融合，使自身經營能力得到有效提升，并且使其他股權人也能夠得到更多的利益。

（二）實證分析階段

運用實證分析，首先，要提出假設，找到經營者股權進步的突破口，在進行融合性的建設發展過程中，將設計指標中的建設意見進行融合發展，找到經營者股權是否真正能夠對其他經濟事項起到激勵的作用，如果是，我們就要觀察其對其他股權的激勵力度處在一個什么樣的水平上；在長期的建設發展過程中，融合現有的建設方案，找到更加突出的建設標準，不斷促進更加優良的建設意見與建議的提出，才能使整個建設力度提升上來；對假設做出相應的檢驗，觀察檢驗效果中的可用信息，真正將內部的經營者股權的各項信息的提升與發展建設的標準進行融合對比，找到相應的結果，在結果中找到自身的不足之處，并且按照全面規劃建設全新思路，使自己的經營者股權的效益能夠找到更好的經驗教訓，使自身能夠得到更好的發展。

三、結論描述分析

較好的經營者股權的實施方案，是建立在穩固的公司發展上的，如果真正將內部與外部的建設信息融合，經過長期的發展建設，找到自身的不足之處，經營者股權的變動過程中，如果有較好的提升，在完善的信息帶動下，可以使整體的經營范圍進行有效拓展，找到自身的發展建設創新辦法，做到互相融合的全面發展方向，使經營者股權帶來的效益不斷提升，才能真正將全新的管理建設技術進行相應融合；對不同的經營者股權進行分析，可以得出不聽的結果，但是如果沒有更加優良的建設的信息做后盾，在全面的整合過程中，就不會又更大的提升，不論是全面的經營者股權提升信息，還是局部的股東效益的提升，都不會有更大的進步。

所以，我們一定要將全面的經營者股權信息進行比較，不但要找到內部對外部的影響，而且要善于總結經驗教訓，在將來的發展建設過程中，才能夠一帆風順，不斷突破。

四、結束語

對上市公司的經濟經營與投資建設的各個細節事項進行有效研究，找到建設發展的重點環節，并且根據自身的需要，將這些擁有部分部分股權的股東的利益看重，極大關注他們的綜合利益的提升，將他們的利益與公司的全面經濟利益進行有效結合，找到自身的缺陷，使全面的建設效果能夠充分呈現出來，為自身的建設發展做出相應的貢獻。

參考文獻：

[1]張維迎.企業理論與中國企業改革$北京I北京大學出版社.2008.09.04

第4篇：股權激勵的影響范文

一、股權激勵與公司績效分析

隨著經濟的發展與進步，股權激勵在我國上市公司的應用越來越廣泛，股權激勵得到如此重視，源于其深厚的理論基礎。從委托理論的角度來分析，身為委托人的股東希望公司業績良好從而能夠獲得較多的剩余收益，而身為人的高管人員卻有可能因為想要追求自己的利益而不努力工作，甚至通過操縱日常經營活動的事項來獲取私有收益。股東不可能時時刻刻對管理層進行監督，因此管理層與股東之間因為信息不對稱會造成問題，由此產生的成本不利于企業的長遠發展。解決問題的方式有兩種：一種是有效的外部市場環境約束，一種是企業內部治理結構的改善。由于我國資本市場發展尚不完善，外部市場規制方面的約束較弱，因此，企業內部治理的完善更加有利于解決委托問題。

因此，股權激勵以授予經營者一定股份的形式，使高管人員的利益緊密結合公司利益。即便是出于自利的目的，管理層也會為了公司整體績效的改善而努力工作，在股權激勵方案設計的合理的情況下，管理層通過對公司經營業績的努力獲得剩佘收益，這樣一來，即便是考慮信息不對稱因素，股權激勵也有助于緩和股東與管理層的矛盾，使管理層與企業在共同承擔風險的同時也共同享受收益。從人力資本理論的角度來說，股權激勵使管理層人員擁有企業的剩余價值索取權，高管人員也同時扮演了企業股東的角色，因此，在日常管理經營中，就會減少一些損害公司價值的行為，例如一些短期收益強卻不利于公司長遠發展的投資項目等。

二、大股東控制權與股權激勵效果分析

大股東的收益包括與企業共享的收益和大股東私人收益兩方面。共享的收益是指大股東為企業整體業績的提升努力，重視企業剩余價值的索取，在這種情況下，大股東通過其控制權對企業日常生產經營活動進行監督，避免損害公司整體價值的行為出現，對高管人員的行為也會進行較嚴格的管制，在這種情況下，企業的整體業績會得到改善，所有與企業利益有關的人，都會分享到企業價值提升的好處，因此這種收益是“共享”的。私有收益是指比起剩余收益，大股東更加重視通過關聯交易、資產侵占等方式獲取私人利益，這種情況下，企業可能因為大股東的自利被“掏空”，大股東無心監管公司曰常經營活動，此時管理層的自利行為可能也不會得到監督約束，長此以往，企業整體價值會下降，除了大股東外，其他利益相關者也不會得到好處，因此稱之為“私有”收益。

大股東控制權作用到股權激勵會有兩方面影響。一方面，大股東憑借其控制力，通過對管理層的監督，促進管理層對其職責的履行，當管理層因自利行為要侵害公司利益時，大股東可以抑制其對公司績效的侵害，此時大股東的作用表現為“監督”。另一方面，當大股東憑借其控制力通過關聯交易等手段對公司資金進行占用，侵占上市公司財產，甚至對上市公司進行掏空時，管理層的努力會被大股東掠奪，管理層會缺少努力的動機，股權激勵效果自然不好，這種情況下，大股東對股權激勵效果的影響就主要表現為“沖突”。

三、優化方法與策略

1.保持適當的股權集中

通過分析我們可以看出，我國民營企業的大股東監督效果較好，可見，適當的大股東控制是有利于企業的發展的。對于民營企業的大股東控制權削減，不能盲目進行。對于國有企業的大股東監督作用，還要繼續加強。目前我國投資者保護機制尚不健全，相關法律也有待完善，過分分散的股權可能會使企業缺少實際控制人，導致經理人控制企業，其自利行為必然不利于企業的良好發展。因此，保持適當的股權集中，通過大股東的監督來實現對管理層的監督，保護中小投資者的利益是十分必要的。在大股東持股比適當的情況下，大股東可以憑借其控制力，充分發揮監督作用，對管理層進行有效制約。為激勵大股東的監督意愿，可以建立大股東聲譽機制，對于有良好聲譽的大股東，還可以給予適當的優惠政策，調動大股東參與經營管理、監督管理層的積極性。充分發揮大股東的正面監督作用，使公司業績達到最大化。

2.完善國有上市公司治理結構

雖然，我國上市公司大股東對股權激勵的監督效應較明顯，但是實證結果說明國有企業的大股東監督效果比民營要弱。原因可能在于，一方面，國有企業所有者缺位，國有大股東對企業的經營管理無法真正全面深入的參與，導致管理層自利行為無法受控，另一方面，國有企業可能承擔保障民生、就業等責任而有較高的預算軟約束，盈利目的性沒有非國有企業強，國有大股東的監督就較弱。因此，需要對國有控股上市公司的治理結構進行調整。首先，政府是國有上市公司的大股東，國有上市公司的高管并不一定是通過經理人的市場競爭篩選出來的，這就導致國有企業高管在能力等方面可能有所欠缺。另外，由于國有企業的特殊性質，很多高管對于企業的盈利目標并無很高追求，反而更注重政治職位升遷，在這種情況下，股權激勵很難使其將自身的利益與企業的經營業績掛鉤。

第5篇：股權激勵的影響范文

Abstract： This article is designed to find out whether the equity incentive of the listed companies affects their structure capital by 61 samples in 2010 by Eviews. Study shows that there is exist significantly relation between them. Listed companies are trying to take the equity incentive， to some extent， reducing the company's capital liabilities rate， and optimizing the capital structure.

關鍵詞： 上市公司；股權激勵；資本結構；實證研究；資產負債率

Key words： listed companies；equity incentive；capital structure；empirical research；capital liabilities rate

中圖分類號：F275.1 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2012）32-0154-02

0 引言

資本結構理論是財務理論中的重要內容，它對研究企業治理結構、盈利能力以及企業價值等方面都具有重要意義。合理的資本結構不僅有利于企業執行能力的提高、企業相關利益者權利義務的實現，而且與企業績效、企業管理行為等也具有深刻的內在聯系，為公司資本結構決策和投融資提供理論指導。當經理人以打工者的身份參與公司活動時，其負債融資的動機會十分強烈，因為通過負債融資的擴大，會增加經理人個人利益，但是這樣會形成較大的財務風險。而股權激勵機制可以有效的調節高層管理者的行為決策，因為當經理人持有公司股票時，在一定意義上也成為了公司的老板，其融資決策行為也會發生很大變化，也就會對公司的資本結構內涵、投融資產生必然的影響。實行股權激勵的理論依據之一是委托理論，即所有權與經營權的分離，為解決“道德風險”和“逆向選擇”問題，需要通過一定的方式讓公司高管層持股，從而達到高管層與股東利益目標一致的目的。

自2005年12月31日中國證監會《上市公司股權激勵管理辦法》（以下稱為管理辦法）以來，我國已有172家上市公司實施股權激勵機制，占上市公司總數的8.48%。由于《管理辦法》規定，上市公司全部有效的股權激勵計劃所涉及的股票總數，累計不得超過公司總股本的10%，所以我國大多數上市公司的股權激勵額度選擇在5%-10%之間。上市公司實施股權激勵機制后，企業資本結構也產生變化，這對我們分析股權激勵機制的實施效果也具有指導作用。研究上市公司實施股權激勵機制與企業資本結構相關關系，對于規范企業管理行為、優化公司治理結構、改進公司管理模式、提高公司經濟效益以及社會資源配置效率，都具有重要的指導意義。

1 文獻回顧及研究假設

1.1 文獻回顧 國外學者中，Firend和Lang （1988）研究發現，資本結構隨著股權激勵比例的增加而減少。Mehran（1995）隨機抽取了1979-1980年的124家制造公司作為研究樣本進行研究，研究表明在激勵計劃中，高管薪酬與資本結構正相關。Berger、Ofek和Yermack（1997）選用1984-1991年的8年間的434家非金融和非公用事業公司的3085個觀察值為研究對象，研究管理者壕溝與資本結構的關系，發現CEO股票持有比例與資本結構正相關。Moh’D、Perry和Rimbey（1998）以1972-1989年的311家非管制制造企業為樣本研究，發現：內部人和機構投資者持股比率與資本結構負相關。證明了較高內部人持股比例使高管控制公司財務政策和追求自身利益。

國內學者中，李晉（2007）認為公司成長性與資本結構之間呈正相關關系，而盈利能力與資本結構之間呈負相關關系，經營現金流量與財務杠桿之間呈正相關關系。陳曉丹（2009）闡述了我國上市公司資本結構的幾個基本特征：首先，股權融資在融資中所占的比例過高。其次，企業債券融資在融資中所占比例太低。從資本結構的優序融資理論上來看，企業有將內部資金作為投資主要資金來源的偏好，然后才會考慮債務資金和新的股權融資。鄭鳴和徐璐（2010）研究了我國上市公司期權激勵的影響因素，文章以2006-2009年A股上市公司為樣本，結果表明當公司成長機會越多、機構投資者持股比例越高時，上市公司選擇期權激勵的概率就會越高：當公司規模大、風險高、股權集中、現金流充沛以及監管嚴格時，上市公司選擇期權激勵的概率就會越小。徐鹿和孟慶艷（2011）對我國上市公司管理層股權激勵現狀進行了分析研究，結果表明，我國實施股權激勵的上市公司數量很少，激勵額度偏高，激勵模式比較單一，大多都以股票期權為主，行業集中性教強，而且負債水平偏低。

綜觀國內外研究，對上市公司資本結構影響因素分析的研究成果，體現在宏觀經濟因素、行業因素、公司特征因素和公司治理因素方面的都有，股權激勵機制就屬于公司治理因素，這方面成果也很多，但現有股權激勵機制影響資本結構的研究成果結論并不統一。

1.2 研究假設 根據已有的研究成果，本文提出以下假設：

假設一：高管持股比例越高，企業的資本結構越合理，從而資產負債率越小。資產負債率是衡量資本結構的重要指標，同樣，高管持股比例也是激勵機制的重要指標。實施股權激勵機制后，公司的資本結構應該得到了優化。管理者的風險態度變化，持股越多越會減少負債。

假設二：股權集中度與資本結構之間呈正相關關系。已有研究表明高管持股比例的提高將加大它們負債程度，充足資金擴大生產。因此股權集中度與資本結構之間是正相關的。

假設三：獨立董事比例與資本結構水平之間呈正相關關系。對于實施股權激勵機制的上市公司，直觀上獨立董事比例可能對公司的資本結構產生正向影響。

2 研究樣本和指標選取

本文收集了截止2010年12月31日我國實施股權激勵機制的上市公司數據，同時剔除了金融業公司和數據殘缺公司的數據，共61個樣本。數據覆蓋制造業、信息技術業、房地產業、批發和零售貿易、農林牧漁業、建筑業、社會服務業及綜合類等幾大產業群。本文數據主要來源于銳思數據庫、中國證券報和中國統計年鑒。

本文建立多元線性回歸模型，其變量主要有以下幾個指標：資產負債率（因變量），高管持股比例（自變量），股權集中度和獨立董事比例（控制變量）。本文關注股權激勵與資本結構之間的關系，選擇高管持股比例作為股權激勵的指標，選擇資產負債率作為資本結構的指標。這是因為資產負債率為負債總額與資產總額之比，能夠從總體上概括出企業的資本結構現狀，而且此指標的計算數據可以直接從財務報表中得到。指標解釋如下：

①資產負債率（資本結構指標）=總負債/總資產

②高管持股比例（股權激勵機制指標）=高管持股數/總股數

③第一大股東持股比例（股權結構指標）=第一大股東出股份額/總股份

④獨立董事比例（董事會指標）=獨立董事人數/董事會人數

3 實證分析

3.1 分析過程

①多元線性回歸模型。

以股權激勵實施時間為參照，其他變量時間選取與股權激勵實施時間最接近的數據，取得數據為61組。模型如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ε；

經過檢驗，發現X2系數不顯著，且T檢驗未通過，所以將X2刪除。再次做資產負債率、股權激勵額度和股權集中度的回歸模型。則X1、X3、C的F和T檢驗通過，表明模型從整體上看資產負債率與解釋變量之間存在負相關關系，模型可用。

②實證模型結果。

Y=42.94690-0.659152X1+0.230352X3+ε；

由于F=13.23123>F0.05（2.58）=3.15，T0.025（58）=2.0，從實證模型可以看出，以高管持股比例作為激勵比例與資產負債率之間存在負相關的關系，驗證了前文的假設一。股權集中度與資產負債率之間存在正相關的關系，驗證了前文的假設二。由于獨立董事比例與資產負債率之間的可決系數很小，且沒有通過T檢驗，所以本文在模型設定過程中將X2刪除了，獨立董事比例對資本結構的不存在影響，與前文的假設三相悖。

3.2 統計性分析 在我國的上市公司中，以制造業公司數量上占優，所以本文從上市公司中選取制造行業企業的資產負債率均值作為參考指標。從實施股權激勵機制的公司中選取數量上最有代表性的制造業的樣本公司，將它們的資產負債率的均值與行業的均值進行比較后發現，我國實施股權激勵機制的上市公司的資產負債率明顯低于同行業的平均水平，這與本文上文的模型結果相一致，說明了實施股權激勵機制可以降低公司的資產負債率。股權激勵機制對經理人起到了約束作用，可以優化公司的資本結構，加強債權人對公司的監管治理。

3.3 實證結果分析 股權激勵比例與資產負債率存在負相關的線性關系，還要注意：一、由于《管理辦法》規定：上市公司全部有效的股權激勵計劃所涉及的股票總數，累計不得超過公司總股本的10%，所以我國大多數上市公司的股權激勵比例選擇在5%-10%之間；二、激勵比例與資產負債率之間存在負相關是由于高管持股比例會優化資本結構，降低公司負債。經理人由打工者身份轉變為一定意義上的老板，會降低公司的資產負債率，優化公司的資本結構；三、資產負債率并不是越低越好，它存在一個合理區間。上市公司實施股權激勵機制以后，公司資本結構由大規模負債的資本結構轉變為適度負債的資本結構。適度的負債可以降低企業的綜合成本率，因為債務利息率通常低于股票股利率，而且債務利息是在所得稅前扣除。而過高的資產負債率，會增加公司的財務風險，不利于股東權益。適度的負債還可以獲得財務杠桿利益，增加上市公司價值。

4 結論

本文將資產負債率作為資本結構的重要指標，將高管持股比例作為股權激勵機制的重要指標，將股權集中度和獨立董事比例作為控制變量設定模型，進行實證研究。通過模型的設定及檢驗，本文發現股權激勵機制與資本結構之間存在負相關關系，即實施股權激勵機制在一定程度上能夠降低公司的資產負債率，優化資本結構。股權集中度與資本結構之間存在正相關關系，獨立董事比例與資本結構之間不存在關系。本文又對制造業做了統計性分析，分析結果驗證了前文的模型結果，證實了股權激勵機制與資本結構之間存在負相關關系。當然，股權激勵機制在我國實施時間較短，實施的上市公司數量有限，且很多上市公司的激勵計劃并沒有到行權時間，所以可供研究的樣本數量有限，對結果有一定影響。

參考文獻：

[1]陳曉丹.對我國上市公司資本結構存在的問題的探討[J].中國商貿，2009，（13）：212-213.

第6篇：股權激勵的影響范文

股權激勵是一種通過經營者獲得公司股權形式給予企業經營者一定的經濟權利，使他們能夠以股東的身份參與企業決策?分享利潤?承擔風險，從而勤勉盡責地為公司的長期發展服務的一種激勵方法。股權激勵是一種長期性的政策措施。以下主要結合上市公司股權激勵對公司股票價格產生的影響進行資本市場如何應用股權激勵進行分析研究。

二、股權激勵對股價影響的研究方案設計與結果

（一）研究方案設計

本文主要采用比較分析的方法對股權激勵對股價的影響進行分析，通過對同一時期幾家上市公司股價變化進行對比，分析其變化幅度；將某一公司在實施股權激勵措施前后的股價進行對比分析。從以上兩相對比分析中分析股權激勵措施對股價的影響以及影響效應的大小。由于股價是受到多方面因素影響，在本次研究中我們假定將行業和股權激勵作為研究變量的前提下其他的外部因素不產生影響。在此前提下從實施了股權激勵方案的上市公司中選取24家作為分析對象，對其股權激勵措施實施前后一段時間內的股價變化進行監測記錄。股權激勵對股價影響的指標主要是從短期內的股價漲幅變化以及長期下的振幅變化（振幅=[成交均價―收盤價]/收盤價）反映出來的，這兩項指標也是本次研究主要的依據。

（二）研究數據分析

從對下列10家上市公司股權激勵措施條件下股價變化的分析中可以看出，納入統計的上市公司對股權激勵措施在短期股價變動反映上相當明顯，例如蘇泊爾和有研硅股的超額收益率甚至分別達到了93.46%和51.46%，詳見表一。從股權激勵措施公布后的一段時間內的股價變化來看，股權激勵措施公布對于股價有一定的推動的作用，但是這一長期的影響與同行業的整體股價上漲也是具有很大關系的。因此，可以說股權激勵對股價的長期影響并不是很大。

表1 不同行業股價變動情況對比分析（原始數據來自花順軟件的基本數據，后經統計處理）

上市公司 股權激勵計

劃公布日 披露日

前股價 披露日

后股價 實際股

價變動 同行業股

價變動 超額收

益率

有研硅股 2006/12/26 10.92 19.93 82.51% 31.05% 51.46%

寶鋼股份 2006/12/19 5.86 9.15 56.14% 22.42% 33.72%

泰豪科技 2006/12/14 8.20 11.75 43.29% 29.54% 13.75%

中興通訊 2006/10/25 55.86 69.14 23.77% 6.15% 17.62%

晨鳴紙業 2006/10/11 8.74 10.25 17.28% 3.38% 13.90%

博瑞傳播 2006/7/27 16.15 18.64 15.42% -2.57% 17.99%

蘇泊爾 2006/4/7 7.01 15.93 127.25% 33.79% 93.46%

廣州國光 2006/4/11 10.00 15.11 51.10% 31.27% 19.83%

伊利股份 2006/4/24 17.85 29.39 64.65% 22.48% 42.17%

瀘州老窖 2006/6/6 11.11 13.55 21.96% 1.95% 20.01%

三、股權激勵措施對股價的影響分析

（一）股權激勵措施對股價短期的影響分析

根據研究結果顯示，上市公司的股價在股權激勵措施公布后出現了較為明顯的上漲，短期內投資者將資金投向該類企業主要是由于對實施股權激勵措施的上市公司具有良好的業績期望和信心，實施股權激勵措施從投資者角度來看是業績提升的一項有效措施，因此對股價的上升有一定的推動作用。究其原因主要有以下幾點：

第一，上市公司經營中采取的“壓緊彈簧”措施，有的上市公司會在實施股權激勵措施之前有計劃的對公司的經營收益率通過各種方法進行降低處理，這樣做的目的在于使投資者的預期有所降低并為公司制定較低行權價提供有利條件。在公布實施股權激勵措施后，就能夠贏回投資者對收益的期望和信心，此時股價就會有相應的提升，公司也能夠從中獲利。

第二，管理者掌控信息，上市公司的高級管理層對于證券投資信息的掌握本身就比普通投資者更加全面、及時和準確，因此作為上市公司股權激勵措施的制定者制定政策措施對于普通投資者來說具有投資引導的作用，在投資者看來上市公司的股權激勵措施包含著未來可能產生收益的一些信息，而這些信息是由于經營者的掌握，才有該措施的制度實施。

（二）股權激勵措施對股價長期的影響分析

相對于短期內股權激勵措施對股價的影響不同，股權激勵措施對上市公司股價的影響在該措施公布之日起的一年時間內所產生的影響并不具有一致性，有的上市公司股價出現了高于同類股價的上漲幅度，有的卻也出現了落后于同行業股價上漲的幅度，雖然整體上股價在股權激勵措施公布后都有上漲，但是原因卻是復雜的，不能單一的將其歸功于股權激勵措施的公布實施。股權激勵措施的實施可能在某些公司被股票期權化，這樣反而會給公司帶來一些不利消息和影響，因為實施股票期權后公司的每股收益都會被稀釋，相應的股東權益也被稀釋。因此，股權激勵所帶來的業績提升的也有可能被消極的因素取代。

第7篇：股權激勵的影響范文

關鍵詞：超產權論；股權激勵；公司績效

中圖分類號：F243.5 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）11-0020-07

一、研究的意義與基礎

（一）研究意義

本文旨在研究超產權論下公司治理對于公司績效的影響。公司治理是一套完善的激勵和監督機制。從激勵的角度來說，公司治理使得管理層與股東的利益相一致；從監督的角度來說，公司治理可以防止管理層損害股東利益。因此，有關公司治理的傳統研究也是從這兩個角度來進行的。管理層股權激勵、產權結構是從激勵機制的角度來考察的；董事會結構、股權集中度是從監督的角度來考察的。這些變量都在不同程度上描述并反映了公司的治理水平。然而，管理層股權激勵、產權結構、董事會結構、股權集中度這些與公司績效相關的變量不僅僅是原因，也是結果。換言之，公司治理與公司績效是內生性的關系，二者相互制約，相互影響。超產權論則從市場競爭的外生性角度考察這一問題。超產權論認為，只有在市場競爭較為激烈的情況下，公司治理才能對公司績效產生積極而正面的影響。

傳統的產權論與超產權論實際上是從兩個不同的角度來考察同一問題，即企業績效的決定因素。傳統的產權論立足于企業的內部機制，而超產權論則是從企業的外部環境出發。在轉軌經濟下，對于“企業績效決定因素”這一問題的研究尤為重要。首先，公司制度與市場經濟是共生發展的。從新制度經濟學的角度來看，公司制度表現為價格機制的替代，替代的標準取決于交易費用。公司績效從另一個角度來看即是節省的交易費用，而較低的交易費用可以在很大程度上促進經濟的發展。因此，市場經濟的發展不僅依賴于價格機制的形成，也取決于公司制度的發展。其次，轉軌經濟當中生產要素所有權與使用權的轉變較為常見。這種激勵機制的轉變能否奏效也是亟待解答的問題。最后，“轉軌”在企業的微觀層面表現為管理制度的融合與轉變。股權激勵等激勵與監督機制在企業層面發揮的作用也不容忽視。

本文將通過對我國上市公司內部機制（股權激勵、產權結構等）與外部環境（市場結構）的研究來回答這些問題。

（二）文獻綜述

1.國外研究現狀

對于股權激勵和公司績效之間的關系，學者們最初提出了兩種假說。Jensen和Meckling（1976）認為，隨著管理層持股比例的升高，管理層與股東之間的利益會趨向一致，從而降低成本，提高公司績效。這就是“利益一致性”假說（convergence of interests hypothesis）。與之相對應的，Fama和Jensen（1983）提出了“管理層防御”假說（managerial entrenchment hypothesis）。其觀點為，隨著持股比例的提高，管理層的控制權變大，使得兼并和收購難以進行，從而降低了公司績效。考慮到兩種假說同時存在，Morck，Shleifer和Vishny（1988）對股權激勵與公司績效間的非線性關系進行了驗證。利用《財富》500強的橫截面數據，通過分段函數的方法回歸，得出的結論是，當董事會持股比例在0%～5%之間時，公司績效隨之上升；持股比例為5%～25%時，公司績效隨之下降，超過25%后繼續上升。這一結論驗證了兩種假說的存在。在其后的研究中，McConnell和Serveas（1990）利用二次模型也驗證了非線性關系的存在。在以上的研究中，學者們并沒有對股權激勵和公司績效間的內生性關系進行處理。在其后的研究中，通過對內生性關系的控制，學者們得出了不同的結論。Agrawal和Knoeber（1996）的研究發現，不考慮內生性、使用最小二乘法（OLS）進行回歸時，持股比例與公司績效是正相關的；但考慮內生性、使用兩階段最小二乘法（TSLS）時，二者之間的關系就不顯著了。Himmelberg等（1999）的研究指出，在考慮到公司間的異質性以及固定效應后，持股比例與公司績效的關系變得不顯著。

對于競爭環境和公司績效間的關系，Martin和Parker（1997）對英國企業私有化后的績效進行比較后發現：在壟斷市場上，企業私有化后的平均效益改善并不明顯；在相對競爭的市場上，企業私有化后的平均效益顯著提高。從這一點出發，學者們發現，企業內部治理機制的改變，如產權結構的變動，其根本原因在于競爭。

2.國內研究現狀

國內的學者從我國股權激勵的現狀出發進行分析。如周建波和孫菊生（2003）的研究發現，主要是國家股股東在推動對經營者進行股權激勵。實行股權激勵的公司，股權激勵前業績普遍較高，存在選擇性偏見。王華和黃之駿（2006）利用固定效應模型、廣義最小二乘法（GLS）和廣義兩階段最小二乘法（TSGLS），選取高科技上市公司為研究對象，驗證了股權激勵與公司績效之間的倒U型曲線關系。

基于我國產權改革的現狀，結合英國私有化的經驗，劉芍佳和李驥（1998）提出了超產權論。他們認為，要改善企業自身的治理機制，基本動力是引入競爭。對于企業的管理層而言，其收益不僅有剩余收益的索取權，也包含了控制權。完善的治理機制應該一方面能夠使管理層與股東的利益相一致，另一方面能夠懲罰與股東利益不一致的行為。對于前者而言，股權激勵就可以起到這樣的效果，而對于后者而言，競爭是低成本的監督機制。在競爭相對激烈的環境中，企業經營的風險加大，管理層更有可能失去控制權。而這也就體現出了引入競爭的必要性。

對于績效的考察，也可以從產業的角度來進行。劉小玄（2003）通過比較產業數據證明國有產權結構與具有壟斷特征的市場有較大相關性。這即是從中觀的角度證明了內部治理結構與外部競爭環境的相關性。而本文則將從公司的微觀層面來進行。

（三）論文結構

本文內容的主體為第二部分，即實證分析。其中涉及樣本的選擇與數據來源、研究假設、變量設計、回歸模型和回歸分析。基于研究假設，本文從公司的內部治理結構和外部競爭環境兩個角度對公司績效的影響因素進行考察。在第三部分中，總結研究結論并提出相關建議。

（四）不足與創新

由于本文的研究需要引入行業變量，而行業相關統計數據的資料來源主要是年鑒，在這樣的情況下，研究可能受到數據的影響。中國工業經濟統計年鑒中對于行業的劃分僅限于39個大類，沒有細分行業的數據，因此，在市場集中度的計算上可能存在偏誤。并且，本文樣本的選擇為我國的上市公司，但由于行業數據的使用，僅選擇了我國上市公司中的工業企業。對于這一樣本的選擇，可能存在著樣本選擇的偏誤。對于39大類行業劃分的另一個問題在于無法處理跨行業的公司，如江泉實業。根據江泉實業2010年的年報，其主營業務收入中來自電力行業的營業收入為197，749，940.25元，來自建筑陶瓷業的營業收入為165，725，698.07元。對于這樣的公司，很難將其劃入某一特定行業當中，因此，只能從樣本中剔除。

除行業變量的數據受限外，在影響公司績效的其他變量上也可能存在著數據方面的問題。在衡量管理層持股時，由于隱性持股的存在（如四川長虹），可能導致研究結論的偏差。并且，由于研發費用和廣告費用在我國的財務報表中被包含在管理費用或銷售費用當中，選用無形資產進行替代的方法也可能導致偏差。

除以上不足之外，本文也存在著可改進的地方。本文僅僅從一個側面對于超產權論進行驗證，即管理層的股權激勵是否依賴于外部的競爭環境。超產權論也可以從同一企業的角度出發，研究外部環境的變動相對于內部治理結構是否起到更為決定性的作用。這樣就可以得出更為全面而綜合的結論。

本文的創新之處在于將內外兩個視角觀察企業績效的研究融合起來。有關公司治理的研究在對待外部環境的影響時，主要選用行業的虛擬變量或是用環境易變性這樣的指標對其進行衡量。本文立足于我國轉型經濟的現狀，認為外部環境變量當中最為重要的是競爭。公司外部競爭環境與內部激勵機制之間的關系是本文研究的最為主要的問題。

二、實證分析

（一）樣本選擇與數據來源

本文的數據均來自于Wind數據庫、CSMAR數據庫以及中國工業經濟統計年鑒（2010年）。股權激勵對于公司績效的影響不僅表現在不同公司之間，還表現在同一公司隨時間的變化，因此，本文選取我國上市公司2007—2009年（共3年）的面板數據。由于需要計算各個行業的集中度，限于數據來源，本文中的樣本僅為上市公司中的工業企業。在所有的工業企業當中，依照以下幾個標準對數據進行整理：

1.由于公司業績受到異常變動，將ST公司從樣本中剔除。

2.由于制度差異的存在，剔除發行B股的企業，僅保留A股企業。

3.由于集團公司以及跨行業公司的存在，對于其所處行業難以界定，將其從樣本中剔除。

4.在比照中國工業經濟統計年鑒和證監會公布的行業分類時，對于行業分類存在矛盾的樣本予以剔除。

最后，共獲得32個行業3年2028個樣本。

（二）研究假設與回歸模型

Jensen和Meckling（1976）提出 “利益一致性”（convergence of interests）假說，認為隨著持股比例的提高，管理層與股東的利益趨于一致，從而起到降低成本、提高公司績效的作用。與“利益一致性”假說相對，Fama和Jensen（1983）提出了管理層防御效應（managerial entrenchment effect），其觀點為，較高的持股比例會鞏固管理層在公司當中的地位，對于公司的并購較難實行，從而違背了股東利益最大化的原則。

結合以上兩個研究，Morck，Shleifer和Vishny（1988）采用財富500強中的橫截面數據，利用分段回歸的方法，驗證了以上兩種效應的存在。其結論為：當董事會持股比例從0%上升至5%時，公司績效（Tobin’s Q）隨之上升；持股比例為5%至25%時，公司績效隨之下降；超過25%時，公司績效就會持續上升。其后，McConnell和Servaes（1990）也利用二次模型證明了以上兩種效應的存在。本文則在以上學者研究的基礎上提出假設。

假設1：管理層股權激勵與企業績效之間存在倒U型的曲線關系。

在以上的研究中，學者主要從企業內部激勵機制的角度來考察。對于外部環境的影響，學者們也進行了相關研究。如Demsetz和Lehn（1985）通過企業利潤率和股票收益率的波動性來反映環境易變性。其他學者也通過加入行業代碼的虛擬變量來反映行業特征。在外部環境的影響因素中，結合我國所處的經濟現狀而言，競爭可能是一個相對重要的變量。Martin和Parker（1997）在對英國的私有化改革研究后發現，在市場競爭較為激烈的情況下，企業私有化后的平均效益得到了顯著的提高；在市場相對壟斷的情況下，企業私有化后的績效改善并不明顯。國內的研究，如劉芍佳和李驥（1998）提出了超產權論，認為要使企業改善自身治理機制，基本動力是引入競爭。從實證的角度來說，假設需要能被驗證才有意義。因此，從超產權論這一基本假設下，推演出一個可以被驗證的假設，即管理層股權激勵的作用依賴于市場競爭程度。

基于以上觀點，本文在傳統企業績效與股權激勵的研究中加入市場競爭程度的變量。

假設2：股權激勵的效果依賴于市場競爭程度，市場集中度越低，股權激勵與公司績效間的正向關系越明顯。

（三）變量設計

本文研究不同市場結構下，管理層持股對公司績效的影響，因此，主要變量為公司績效、管理層持股以及市場結構。對于公司績效的衡量，選擇Tobin’s Q作為指標。Tobin’s Q的含義即為單位資產所能創造的價值，其中包含了管理層的能力及其努力程度。除此之外，Tobin’s Q也反映了企業的研發及營銷能力，因此，需要加入其他控制變量。本文采用郎咸平（2002）對于Tobin’s Q的計算方法，其中考慮到了中國上市公司中的非流通股。具體計算方法為：Tobin’s Q=（年末流通股市值+非流通股凈資產金額+負債合計）/年末總資產。①

對于管理層持股比例②（EOWN），其計算公式為：管理層持股比例=管理層持股數量/總股本。SQEOWN為EOWN的平方。

市場結構可以反映市場競爭的激烈程度，而市場集中度則直觀地表達了同一市場中企業間的壟斷與競爭程度。因此，選擇市場集中度（CR5）作為衡量指標，即市場中前五大企業所占有的市場份額（根據銷售額計算得出）。

對于控制變量的選擇，需要從企業的自身特征進行考慮。根據有效市場假說，市價無偏而及時地反映了企業的價值。財務報表中的資產在一定程度上反映了企業價值，但存在其局限性，企業在其制度上的價值并沒有得到完整的反映。企業的制度，具體而言，包含決策機制以及執行機制。考慮到企業的決策機制，選擇董事會結構作為其衡量指標。具體而言，選擇獨立董事比例（INDEPD）作為控制變量，即獨立董事個數/董事會人數。而執行機制則包含激勵以及監督機制，除管理層持股比例以外，結合我國目前轉軌經濟的現狀，加入產權結構（STATE）以及股權集中度（H10）作為控制變量。根據Demsetz和Lehn（1985）的研究，股東對于管理層的監督取決于環境的易變性。也就是說，在環境的易變性增加的情況下，與業績掛鉤的薪酬能夠降低監督的交易費用。因此，產權結構和股權集中度應是與管理層持股比例相關的。除此之外，企業的資產特征也影響了監督的成本。固定資產比例較大的公司易于監督，而無形資產比例較大的公司則難于監督。（Himmelberg等，1999）因此，加入固定資產比例（FAA）和無形資產比率（IAA）作為控制變量。為了更好地衡量企業間的異質性，根據Agrawal和Knoeber（1996）的研究，選取企業規模（LNA）、資產負債率（DEBT）作為控制變量。具體變量設計見表1。

根據以上研究假設和變量設計，建立如下方程：

方程1：

方程2：

（四）回歸分析

1.描述統計分析

對方程中的主要變量和控制變量進行描述統計分析，結果見表2和表3。管理層持股比例（EOWN）的均值為3.519%，而中位數為0.002%，這說明數據是嚴重右偏的。樣本中的大多數公司對于管理層的股權激勵仍維持在較低的水平，并且，各個公司間的差異很大。王華和黃之駿（2006）所選取的樣本為2001—2004年的高科技企業，其中，持股的平均比例為0.027%，中位數為0.013%。雖然本文樣本中的平均值（3.519%）較高，但中位數（0.002%）卻相對較低，可見，只是部分企業提高了股權激勵的比例，多數企業仍沒有采用這一激勵制度。McConnell和Servaes（1990）的樣本選擇為1976年和1986年的美國上市公司，其平均持股比例分別為13.9%和11.84%。對比我國上市公司的數據可知，在運用股權激勵方面，我國仍處在相對低位的水平上。從表2的數據也可以看出，管理層持股比例在逐年下降。由于本文中所選樣本為2007年年底前上市的公司，管理層持股具有鎖定期，在鎖定期之后的拋售可能造成了管理層持股比例的降低。

比較我國上市公司中工業企業的Tobin’s Q，從2007到2009年，平均值均大于中位數。這說明Tobin’s Q的數據是右偏的，較多的企業集中在平均值以下。王華和黃之駿（2006）的研究所采用的數據為2001年至2004年上市公司中高科技企業，其總樣本Tobin’s Q的均值為1.42。高科技企業所具有的研發能力應該會帶來較高的企業績效，但其實際值卻低于2007—2009年我國上市公司中工業企業的均值。一個合理的解釋是，2001—2004年我國上市公司的市值存在被低估的情況。作為控制變量，獨立董事比例和股權集中度反映了股東對于管理者的監督程度。與王華和黃之駿（2006）的研究數據相比，二者都沒有表現出較大的差異。

產權結構（STATE）這個變量反映了公司的實際控制人。大約72%公司的實際控制人為政府或政府的資產管理部門。劉芍佳等（2003）研究發現，國有股與法人股的分類不能清楚地界定公司的產權。2001年，中國84%的上市公司最終仍由政府控制，而非政府控制的比例僅為16%。通過對比兩組數據可以發現，我國轉型經濟的特征決定了產權結構的不斷變化，產權的私有化仍在進行。

2.回歸結果分析

（1） 內部治理結構

表4的第一列只選用了2009年EOWN和SQEOWN兩個變量對Tobin’s Q進行回歸，回歸結果表現出了倒U型的關系（拐點在0.168%），但并不顯著。可以將以上結果與McConnell和Serveas（1990）的研究結果對比，McConnell和Serveas選用了的1976年和1986年在美國證券交易所和紐約證券交易所上市的公司，回歸結果均為倒U型的曲線，兩次回歸的調整后的 R平方分別為6%和2.7%，并且結果顯著。而本文第一列回歸結果調整后的R平方僅為0.3%。由此可以看出，相比之下，股權激勵在我國并不是主要的公司治理手段。

在第二列的回歸分析中，主要解釋變量包括了管理層持股比例（EOWN）、獨立董事比例（INDEPD）、股權集中度（H10）和產權結構（STATE），規模（LNA）、資產負債率（DEBT）、固定資產比率（FAA）和無形資產比率（IAA）作為控制變量。從回歸結果可以看出，二次項前的系數并不顯著，并且EOWN的系數顯著為負。也就是說，在其他變量一定的情況下，公司績效會伴隨著管理層的持股比例而下降。根據公司治理的相關理論，激勵機制加強，公司績效應有所改善。對于這種情況的一個合理解釋是沒有考慮到股權激勵和公司績效間的內生性關系。然而，McConnell和Serveas（1990）的研究在沒有控制內生性的情況下也得出了倒U型的曲線關系。在這種情況下，另一個可能的解釋是存在其他的激勵機制。這種激勵機制應具有兩種性質中的一種：（1）可以被量化，但在公開的管理層持股比例信息中不易被發現。（2）不可以被量化。

2011年7月5日，四川長虹的高管籌集自有資金6 800萬元成立虹揚投資，計劃在未來幾年內在二級市場購買四川長虹的股票。但實際上，高管的自有資金只有2 000萬元，4 800萬元來自于綿陽市地方政府的股權激勵。① 在這種情況下，實際的股權激勵數據可能并不準確。第二種情況即是這種激勵制度不可以被量化。管理層的權利包括收益權和控制權。管理層的在位收益可能不僅限于薪酬，也包括一些資源的使用權。綜合以上兩種情況的特征，可以推測在產權結構為國有的情況下，易于發生以上兩種情況。基于以上的判斷，選用產權變量（STATE）對管理層持股比例（EOWN）回歸，結果如下。

EOWN = -15.481*STATE + 15.734 R Square=0.236

（-15.246）① （19.169）

由回歸結果可得，產權結構與管理層持股比例顯著負相關，并且，其回歸方程的R平方為0.236。這也證明了上文中的兩種推測，在實際控制人為政府或政府的資產管理部門時，可能存在隱性持股的情況，并且，管理層的在位收益中薪酬只占有了較少的一部分。

在表4第二列的回歸當中，獨立董事比例（INDEPD）和股權集中度（H10）的系數都在5%的水平上顯著，分別為1.559和-0.57。王華和黃之駿（2006）的研究結果顯示，獨立董事比例對公司績效的影響顯著為負，無論是通過GLS還是2SGLS方法進行回歸。由于獨立董事并不參與公司的經營，因此，其對公司績效的改善主要體現在對于管理層的監督上。本文所得出的顯著的正相關關系可能說明：相比之下，公司治理環境較為惡劣的情況下，加強監督機制有助于改善公司績效。對于股權集中度的研究，Demsetz和Lehn（1985）得出的結論是股權集中度與會計利潤率之間沒有顯著關系。依據管理學的相關理論來判斷，不同的股權集中程度應適合處于不同階段的公司。在公司的早期發展中，較為集中的股權有利于提高決策的效率，從而有助于公司的快速成長；在公司發展的穩定期當中，較為分散的股權有利于降低決策的風險。Demsetz和Lehn（1985）選取的樣本當中公司規模的分布可能較為平均，但在本文所選取的樣本中，規模較大的公司占有了較大的比重。這也解釋了股權集中度（H10）的系數為負的原因。

在控制變量中，固定資產比率（FAA）和無形資產比率（IAA）前的回歸結果證實了Himmelberg等（1999）的研究。相比于固定資產，Tobin’s Q變量對于無形資產的敏感程度更大。由于無形資產不能在資產負債表中更好地反映，其價值更多地被反映在市價當中。因此，在其他條件一定的情況下，無形資產所占比例較高的公司，績效也越好。相比較于國外的研究，其選用的數據主要為廣告費用和研發費用占總資產的比例，但在我國的財務報表當中，由于這兩項費用被包含在管理費用或是銷售費用中，沒有單列，因此，以無形資產替代。

以上利用橫截面數據比較了不同公司間股權激勵對于公司績效的影響，然而，這種影響關系也可以從時間序列的角度來考察。當一家公司使用股權這種激勵手段時，其績效隨時間的變化也可以反映出這種影響關系。因此，表4的第3列和第4列即是在考慮時間的固定效應的情況下，利用面板數據進行回歸的結果。在表4的第3列回歸中，管理層持股比例（EOWN）和管理層持股比例的平方（SQEOWN）與公司績效間都在1%的水平上顯著，并且表現出了倒U型的曲線關系。倒U型曲線的拐點出現在47%的水平上，也就是說，當管理層持股比例小于47%時，公司績效隨持股比例提高而上升；當持股比例大于47.52%時，績效隨之下降。這驗證了“利益一致性”效應和“管理層防御”效應的存在。當然，在這個回歸當中，僅僅考慮到了股權激勵這一個變量，并不全面。在表4的第4列回歸當中，加入了公司內部治理結構的相關變量，管理層持股比例與公司績效間的關系就不顯著了。這說明，治理結構應是一套相關的體系，管理層持股比例只是治理結構優劣的一種表現形式。

（2）外部競爭環境

為了驗證假設2，在本文假設1（管理層持股比例與公司績效間的倒U型曲線關系）的基礎上，加入市場集中度（CR5）和市場集中度與管理層持股比例的交叉項（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）。

從表5的第1列回歸結果可以看出，管理層持股比例（EOWN）以及交叉項（CR5*EOWN和CR5*SQEOWN）的作用并不顯著，但市場集中度（CR5）對于公司績效有著顯著的正向關系。當市場集中度增加，也就是壟斷程度加大時，公司績效上升。但這并不足以驗證假設2。管理層持股比例和公司績效間也沒有表現出倒U型的關系，這一回歸結果也可以通過表4第4列的回歸反映出來。考慮到這樣的情況，不考慮管理層股權激勵與公司績效間的曲線關系，重新利用變量對公司績效回歸，結果如第三列所示。變量CR5和CR5*EOWN分別在5%和1%的水平上顯著，變量EOWN在10%的水平上顯著，且其系數為負。交叉項（CR5*EOWN）的系數為負，其含義為，當市場壟斷程度加大，即CR5增加時，管理層持股比例對于公司績效的負面影響更加明顯。這一結果從另一個側面反映出了周建波和孫菊生（2003）的研究，即在一定情況下，股權激勵成為了管理層為自己謀利的工具，并沒有起到激勵管理層從而提高公司績效的作用。

從以上兩個個回歸結果也可以看出，產權結構變量（STATE）均不顯著。這表明在考慮到企業內部治理機制和外部競爭環境下，產權結構對于公司績效的作用并不明顯。

三、結論與對策

本文主要圍繞著公司內部的治理機制和外部的競爭環境展開的。就內部的治理機制而言，驗證了管理層股權激勵對于公司績效的影響存在區間效應；就外部的競爭環境而言，驗證了管理層股權激勵的效果依賴于企業外部的競爭環境。

在驗證假設1時，可以發現管理層股權激勵的內生性，即股權激勵與公司績效存在互動的關系。除股權激勵之外，本文還考察了其他有關公司治理的變量，如董事會中的獨立董事比例、股權集中度和產權結構等。獨立董事比例與股權集中度與公司績效之間分別表現出了正向和負向的關系。這說明，在我國現有的公司治理體制下，較強的監督機制有助于降低人成本，從而提高公司績效。這也從一個側面說明了Demsetz和Lehn（1985）的觀點：在企業的外部環境易變性較大的情況下，監管能夠創造價值。

本文實證研究的第二部分對超產權論予以驗證，結論是管理層股權激勵的效果依賴于企業外部的競爭環境，但外部競爭環境并不能起到決定性作用。超產權論的立足點在于完善治理機制只是提高績效的一種手段，關鍵在于引入競爭機制。本文與超產權論有著看似矛盾的觀點。超產權論認為，對于同一企業而言，競爭可以作為一種激勵機制使得企業績效提高。本文得出的結論是，市場競爭加劇時，企業績效降低。這兩個看似矛盾的結論實際上并不矛盾。超產權論是從長期的視角來觀察，根據競爭機制的淘汰原則，存活下來的企業肯定具有較好的績效。而本文則是根據某一時點的數據來觀察。根據微觀經濟學的基本理論，壟斷能夠帶來超額利潤，即“租”，也就是較高的企業績效。

基于以上的研究結論，本文的政策建議集中于公司內部治理結構和外部競爭環境的改善。治理結構的選擇應是相互匹配的體系。股權激勵作為一種激勵制度并不是無條件地有效，當管理層持股比例上升到一定水平時，防御效應就會凸顯出來。并且，在相對競爭的環境中，股權激勵才能起到積極的作用。從另一角度來說，處于環境易變性較大的公司，股權激勵更能發揮正面的作用。除股權激勵之外，股權集中度和獨立董事比例也能對公司績效起到一定的影響作用，但考慮到二者的內生性，在操作上存在一定的阻礙。相比于企業內部的治理結構，外部的競爭環境對公司績效也起到了影響作用。但在綜合考慮內外部影響因素后，產權歸屬并不重要。因此，在國企轉制的過程中，產權的變革處于相對次要的低位，引入競爭機制和內部治理結構的變革更為重要。

參考文獻：

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第8篇：股權激勵的影響范文

本文對上市公司股權激勵與非效率投資問題的研究文獻進行綜述。隨著我國證券市場的發展與完善，企業的投資率逐年上漲，但是投資效率卻沒有相應上升。在我國上市公司中，非效率投資現象確實存在，且比較普遍，主要表現為投資不足與投資過度。管理層作為決策的直接發出者，可以說是企業過度投資的源頭，所以國內外專家學者致力于從股權激勵角度，探索股權激勵對非效率投資行為的影響機制，以期為非效率投資治理提供依據，有著十分重要的理論與實踐意義。

[關鍵詞]

管理層；股權激勵；非效率投資；抑制作用

一、引言

21 世紀以來，我國為了促進經濟發展實行積極的財政政策，使得企業投資規模迅速上升，但是較高的投資率卻不能帶來高的投資效率。如何對上市公司高層管理人員進行激勵，充分發揮他們的工作積極性，在現有的能力和條件下為社會做出更大的貢獻，這是一個理論界和實業界都普遍關注的課題。但是總的看來，大量學者對非效率投資的研究主要集中在公司治理、股利政策、資本結構、會計穩健性方面，股權激勵對非效率投資影響的研究比較少，所以探索股權激勵對非效率投資行為的影響機制，以期為非效率投資治理提供依據，有著十分重要的理論與實踐意義。

我國1999年開始推行股權激勵計劃，并且有相當數量的上市公司實施了股權激勵方案。股權激勵作為一種長期激勵機制顯著地影響高管人員的投資決策，股權激勵是否有抑制非效率投資的效果，不同的學者給出了不同的研究結果，目前主要有四種觀點。

（一）認為股權激勵會進一步擴大上市公司的非效率投資

羅富碧和杜家廷（2008）對我國上市公司高管人員股權激勵與投資決策之間交互作用及內生關系進行了實證檢驗，得出結論，認為實行股票增值權公司的投資量較其他激勵模式公司的投資量更大，我國上市公司高管人員股權激勵對投資有顯著的正影響，相應地也會增加企業的非效率投資規模。但是，僅憑非效率投資是企業總投資的一部分就順勢推出股權激勵也將擴大企業非效率投資的規模是不嚴謹的。股權激勵帶來的投資規模擴大也可能是有效投資單方面帶來的。

（二）認為股權激勵對非效率投資的影響不顯著

趙璇（2009）認為管理層持股對企業非效率投資行為有一定的治理效應，但模型回歸結果并不理想，這與我國上市公司管理層持股不普遍且持股比例低有關。

簡建輝和何平林（2011）研究表明公司過度投資水平和公司的經理人股權激勵情況沒有顯著關系，原因可能是我國上市公司股權激勵制度剛開始推出，實施股權激勵的公司和股權激勵力度都很有限，該制度體系有待建立健全。

（三）認為股權激勵能有效抑制上市公司的非效率投資

唐雪松（2007）通過研究得出獨立董事持股和經理層持股對企業過度投資行為的作用是不同的，經理層持股對上市公司過度投資行為具有較好的抑制作用，而獨立董事持股卻并未在制約過度投資行為中發揮預期的作用。

（四）股權激勵對上市公司非效率投資的抑制作用取決于公司的控股權性質

強國令（2012）從股權分置制度變遷的角度研究管理層股權激勵有效性及內在機理，強調以2005年股權分置改革為結構斷點進行Chow檢驗，發現股權激勵治理效應回歸方程在2003—2009年全樣本期間發生了顯著的結構性變化，股權分置改革改善了管理層股權激勵的治理效應，減少了過度投資。進一步研究表明，股權分置制度變遷對國有公司管理層股權激勵效應影響顯著，緩解了公司問題，但是對非國有公司沒有顯著影響。

二、總結

目前我國對于管理層激勵的研究多集中于管理層激勵與企業業績的關系，而選取投資行為這一新視角的研究還不是很多，且很多是從管理層的單一薪酬結構研究薪酬激勵對企業投資行為的影響，沒有將高管持股情況融合進去一起做全面的分析。另外。控股權性質是否會影響股權激勵抑制過度投資的作用，以及如何影響，上市公司的股權性質改革對股權激勵效應有沒有影響也有待進一步研究。

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[10]簡建輝，余忠福，何平林.經理人激勵與公司過度投資——來自中國A股的經驗證據[J].經濟管理，2011（04）

第9篇：股權激勵的影響范文

企業在發展的過程中，常會出現股權變動的問題，而股權變動會對處理合并會計報表產生一定的影響。在股權出現變動后，如何進行合并會計報表的工作，是企業會計工作者最需要解決的問題。正確的處理合并會計報表，可以有效保障會計信息的準確性和有效性。然而就我國目前相關的股權變動的合并會計報表處理規定來看，這些規定中存在一定的不足，還有待完善， 只有在充分分析企業股權變動對處理合并會計報表影響的基礎上，才能夠正確的處理合并會計報表，從而保障企業的發展。

股權增加后合并會計報表處理的分析

投資企業所持有的股份出現增加的情況，主要是由兩個原因造成的，其一是由非控制轉為控制，其二就是由控制轉為進一步控制。

投資企業由非控制轉為控制情況下對合并會計報表處理的影響。就目前我國的企業會計準則中的規定來看，在投資企業由非控制轉為控制時，其在處理合并會計報表的過程中，需要在股票購買的當天對原有所持股票的份額進行重新的計量，而計量需要根據股票購買的當天的公允價值來進行計算，一般而言，公允價值與賬面價值會存在一定的差額，而這兩者在計算的過程中，所產生的差額，需要計入到當期的投資收益中；而在購買股票當天，公司所本身持有的股票與其他綜合收益相關，就需要將與公司所持股份相關的其他綜合收益作為股票購買當日的當期收益。

但是值得注意的是，如果在將其他綜合收益轉化為購買日當期收益，需要考慮到交易是否已經實現，如果實現，就可以直接計入到當期收益中，但是如果交易并沒有實現，就需要重新對合并會計報表進行處理，從而使得持股比例的增加形成可控的情況。

投資企業由控制轉為進一步控制情況的合并會計報表處理。一般來說，母公司本身會持有一部分的股份，而在此基礎上所持有的股份出現增加，就會使得投資企業由控制轉為進一步控制的情況。在股票購買的交易日中，需要將母公司所新獲取的股票資本與子公司在購買日所獲得的凈資本的差值計入到資本公積中，或者可以留存到收益中。而值得注意的是，兩者的差值在一定情況下，需要計入到商譽之中，通常來說，資產在出現負債階段，商譽在購買當日進行確定，然而子公司的相關合并會計報表中，卻并沒有對商譽進行體現。母公司的合并會計報表中，應該對子公司的資產總體情況有一定的反應，就算是出于實體理論狀況的考慮，也應該將購買當日的部分股權所包含的商譽體現在合并會計報表中。

由此可以看出，在股權發生變動之后，所體現出的商譽價值應該包括原投資享有數以及新增投資享有數兩個方面的內容，只有將兩者相加才能夠真正體現出商譽的價值。

股權減少后合并會計報表處理的分析

公司所持有的股權縮減后，其主要表現為兩種情況，一種是公司在資產減少后依然具有控制權，而另一種情況就是公司的資產減少后，會失去控制權。

不喪失控制權情況下合并會計報表的處理。一般而言，不喪失控制權情況下進行的交易，主要是在所有者之間進行交易的，而這種交易并不會涉及到合并會計處理的問題，同時也不需要對交易過程中出現的損失和收益進行統計和確認，其也不會對商譽有所改變。在交易實現的當天，需要對合并會計報表進行有效的編制，而在合并會計報表中，所要進行的長期股權投資，會由個別報表的成本法轉為權益法，值得注意的是，所要進行的調整工作需要按照公司原本所持有的股份比例進行轉換計算。

從這就可以看出，在不喪失控制權情況下，合并會計報表中應該對個別報表的損益情況轉化為所有者權益，另外，還要對公司原有的商譽進行有效的保持，這樣才能夠充分實現控制權的穩定和持有。

喪失控制權情況下合并會計報表的處理。在對投資進行處理的過程中，會使得投資單位受到影響，而這種影響會使得投資單位的控制力轉化為重要影響力，在現行的會計準則相關規定中，在喪失控制權的情況下，合并會計報表中應該體現出剩余股權，根據股權喪失當日的公允價值進行重新計算。而在對股權處置的過程中所產生的對價需要與剩余股權公允價值相加，然后在減去原來持有的股權，按照相關比例進行計算，計算出子公司原來持有股權凈資產的份額，將其計入到控制權喪失的當期投資收益中。

事實上，雖然投資人失去了控股權，但不是處置了全部投資。所謂實現也不是全部實現，只是部分實現。因此，在合并報表上反映其全部股權實現收益有虛計收益的嫌疑，只反映轉讓股權那部分收益即可。由于股權在出售時，在個別會計報表上已確認了處置損益，在合并報表中不必另行調整。如果采用權益法，則應將其調整為以購買日被投資單位可辨認凈資產公允價值持續計算應享有的份額。在編制合并會計報表時，不需要對由于出售股權而成為非子公司的資產負債表進行合并，只需在合并會計報表附注中披露該子公司成為非子公司對合并財務報表狀況以及前期相關金額的影響即可。