高管股权激励与机构投资者持股对企业绩效的影响-以制造业上市公司为例

引言在全球产业链深度调整与中国经济高质量发展的双重驱动下，制造业作为国民经济的核心支柱，其转型升级与创新能力提升成为关键议题。然而，当前中国制造业上市公司普遍面临两大瓶颈：一是创新动力不足，核心技术受制于国际竞争；二是公司治理效率低下，代理成本高企导致资源配置失衡。在此背景下，股权激励与机构投资者持股作为缓解委托代理矛盾、优化治理结构的重要机制，逐渐成为学界与业界的关注焦点。关于高管股权激励与企业绩效之间关系的研究目前极为丰富。然而，有关高管股权激励与机构投资者持股如何交互作用于企业绩效的研究甚少。此外，机构投资者的异质性是否对激励效果产生差异化调节，亦缺乏系统性探讨。本文旨在通过理论分析与实证检验，揭示高管股权激励与机构投资者持股对制造业企业绩效的独立影响、协同效应，为行业治理优化与政策设计提供科学依据，具有理论意义和实践意义。本文的研究架构是以研究高管股权激励、机构投资者持股与企业绩效的关联为起点，聚焦研究背景及意义，厘定本研究的核心课题，回顾并评价国内外相关文献，搭建理论根基，对文中涉及的关键概念进行定义解析，并分析所凭借的理论框架，以此来支撑后续的相关分析，依靠以上论述，提出科研假设，厘定变量的范围，制订实验模型，采用实证办法证实变量间的关联，基于所获结论提出相应的策略意见。本文采用了文献分析跟实证研究两种方式，意在深入探索并全面把握高管股权激励、机构投资者持股与企业绩效之间的关联度，通过大量翻阅国内外有关股权激励体系、股权激励对业绩的影响效果以及机构投资者在公司治理当中角色发挥等方面的研究文档，本研究对既有的成果进行了全面回顾与总结。依托初步假设，研制了主效应与调节效应模型，来衡量高管股权激励对提升企业绩效的影响，研究对象细分成机构投资者持股以及具有机构投资者异质性现象的企业，重点对制造业背景下的企业进行分析，研究高管股权激励怎样影响企业绩效，同时添加控制变量，以保证研究结果的精准无误和可靠可信，本文主要采用的实证分析途径包含但不限于描述性统计分析、相关性分析、多元回归分析、稳健性检验以及异质性分析，力求从不同角度全方位剖析所关注问题的内在规律。本文的创新点在于突破了传统单一变量分析框架，首次将高管股权激励、机构投资者异质性与制造业行业特性纳入统一研究体系，揭示“激励—监督—资源”协同机制的理论逻辑。一、相关概念及理论本章首先将对主要变量的概念进行界定，再具体阐释本研究所依托的三个理论，作为后文的理论支撑。（一）概念界定股权激励设计股权激励机制意在消除所有权与管理权之间的委托代理问题，其核心点是为管理层提供有股权、期权和股票增值权在内的激励方式，依靠这一安排，管理层可凭借股东角色参与企业超额利润的共享，以此实现利益的统一。作为长期激励机制，该制度通过降低信息不对称程度、调和委托代理冲突，对企业长期价值的实现具有显著的积极意义。尽管广义的股权激励对象可扩展至其他员工，但本文的研究范围限定于上市公司高级管理人员（含所有高管）的股权激励。从制度本质看，股权激励通过利益绑定强化管理层与所有者的目标一致性，成为推动企业可持续发展的重要治理工具。机构投资者机构投资者按照定义范围可被细分为广义类与狭义类两种。狭义机构投资者特指以专业投资股票市场并获取收益为核心业务的金融机构；广义机构投资者则涵盖通过自有资金或募集个人投资者资金进行组合投资、以实现资本增值为目标的中介组织。本文采用学界普遍认可的广义界定，即机构投资者既包括自有资本投资主体，也包含受托管理资金的投资机构。依据独立性、持股稳定性及集中度等特征，机构投资者可进一步细化为以下类型：（1）压力抵制型与压力敏感型：前者指与被投企业无直接商业联系、独立性较高的投资者（如证券投资基金），后者则因存在业务往来易受企业影响（如关联金融机构）；（2）稳定型与交易型：按照行业持股稳定值中位数来确定基准，那些持股变动幅度比该标准低的投资者会被归为稳健型投资者，而持股变动幅度超过这个范围的投资者则会被看作是交易型投资者；（3）集中持股与分散持股：把持股比例3%确定为一个关键节点，当持股比例超过3%时就被视作主要机构投资者，而低于3%的话则被定义为次要机构投资者，这样一种分类体系可用来探索不同规模的机构投资者对企业治理所产生的有差异性的效应，为相关研究提供了一个视角。3．企业绩效企业绩效是一个包含组织层面与管理层个体贡献的复合概念，通常涵盖两大维度：其一为企业经营绩效，即企业在一定时期内通过资源整合与运营活动实现的综合成果，具体体现为偿债能力、营运效率、盈利能力、可持续发展潜力及风险应对能力等多维度指标；其二为经营者业绩，即管理层在任期内通过战略决策、资源配置与创新实践对企业价值增长产生的直接贡献。二者具有动态互促关系：经营绩效的提升依赖于管理层业绩的优化，而卓越的经营者业绩亦能推动企业整体绩效的持续改善。本文采用该综合性界定，企业绩效的含义同时包含企业经营绩效和经营者业绩两部分，以更全面地揭示企业运营质量及其驱动机制。（二）相关理论1．委托代理理论委托代理理论的起源可追溯至英国经济学家AdamSmith对股份制公司中利益冲突的早期观察。此后，美国学者BerleandMeans在其经典著作《现代公司与私有财产》中首次系统阐释了委托代理问题。他们指出，股份制公司作为生产力发展与生产社会化进程的必然产物，其核心特征在于所有权与经营权的分离。这种分离虽推动了专业化管理与规模经济效应，但也引发了结构性矛盾：掌握经营权的职业经理人缺乏内在动力将企业长期价值最大化作为决策目标，也无外在约束机制促使其优先维护股东利益。由此，两权分离在提升生产效率的同时，也可能因激励错位与监督缺位导致代理成本攀升，形成企业价值损耗的潜在风险。本文借助该理论可以再次验证分析高管股权激励对制造业上市公司企业绩效的影响问题。2．信息不对称理论信息不对称是指在交易过程里，交易双方获取信息的程度呈现出差异，致使信息分布不均衡，当面对同一事物时，一方比另一方掌握更多信息，获取信息优势，而另一方则处于信息劣势状态，在当下的金融市场当中，企业股东、管理层以及其他市场参与者的活动，都受到信息不对称的深刻影响。本文依据信息不对称理论，剖析其引发委托代理问题的缘由，并且剖析专业机构投资者凭借自身独特优势减轻信息不对称现象的作用机制。3．成本收益理论成本收益理论济学，强调理性决策主体通过权衡行动的成本与收益以实现效用最大化。该理论的核心在于：任何经济行为的选择均需满足预期收益高于投入成本，其本质是以最小化代价获取最大化回报的理性分析框架。在公司治理领域，这一理论为解释股东参与治理的决策逻辑提供了重要视角。作为权益资本提供者，股东虽具备监督管理者、参与决策的权利，但其是否选择积极行权取决于治理收益与成本的动态平衡。治理收益主要体现在经由对公司治理结构给予优化、促使内部管理效率得到提高以及让经营环境得以改善之后，所引发的股票价格上升、市场声望提高以及长期价值得以实现的情况；治理成本则涵盖参与决策的时间成本、监督管理的资源消耗以及因专注治理而放弃的其他投资机会成本。只有当治理收益显著超过成本时，股东才有动力主动介入企业治理。本文基于成本收益理论，剖析机构投资者参与企业监督的决策动机及其对高管股权激励效果的调节作用。文献综述为剖析高管股权激励、机构投资者持股和企业绩效之间的联系，本章节回顾并概括了国内外关于股权激励机制、其对业绩表现的影响以及机构投资者在公司治理体系中作用等学术文献，这能为后续实证研究提供文献支撑和理论框架。（一）股权激励与企业绩效的相关文献国外对于股权激励与绩效关系展开研究的时间较早，在这方面所进行的实证研究也比较完备，与之形成对比的是，我国在2006年《上市公司股权激励管理办法》颁布之后，才有学者开始关注股权激励这一领域，当下围绕股权激励主要存在着两种不同的观点。1．股权激励与企业绩效存在线性相关的文献对企业绩效的成果评价是公司决策是否发挥作用的评判关键。JensenandMeckling（1976）利益协同假说被提出，借助发挥股权激励长期性和延续性的优势，让管理者获取一定比例的公司股权，此措施对统一各方目标有益，能有效缓和委托与代理之间的冲突，促进企业价值提升[1]。Ismailetal（2019）研究结果显示，采取股权激励策略可有效降低关键人才的离职率，这会对企业长期价值的增长带来积极作用[2]。众多专家持有不一样的观点，他们觉得股权激励举措对于企业绩效的提升效果不太明显，甚至有时候还可能会成为一种妨碍。BhagatandBoltion（2014）依靠对100家上市企业十年间高级管理层持有股份展开实际调研，此项研究说明一个关键情况：要是股份分配过度分散，企业股东便难以达成团结，在这种情形下，管理层有可能滥用权力致使企业业绩受损，实施针对管理层的股权激励策略并不恰当[3]。国内学界广泛探讨了股权激励与企业绩效之间的关联。陈笑雪（2009）所做实证分析揭示，进行股权激励这一举措本身可带来正面的激励成效，而与分配给管理层的持股比例高低无关，这一发现说明，不论持股比例多少，实施股权激励计划一般会促进企业积极表现[4]。肖曙光、杨洁（2018）针对此的研究，凭借2011-2016年间在沪深股市进行过股权激励的全部A股上市公司数据集，借助面板向量自回归模型开展实证分析，说明了股权激励在间接助力企业绩效提高的同时，也促进了企业动态的优化进程[5]。刘旭与康进军（2020）该研究挑选了在2013年向高级管理人员以及关键技术研发人员授予股权的185家上市企业当作样本，收集并且分析了这些企业在2014年至2018年期间的相关财务指标数据，构建了面板模型，研究得出的结果显示，股权激励的力度和之后公司的业绩呈现出正向的关联，特别说明的是，同时给予高管限制性股票以及股票期权的激励策略在推动公司发展方面作用更为突出[6]。赵雪梅等（2024）经运用元分析方法开展研究后可发现，股权激励措施会对企业财务表现产生正向影响[7]。然而李怀建等（2022）研究结果说明，薪酬激励对于高管激励机制以及公司业绩而言，呈现出较为十分突出的积极作用，与之形成对比的是，股权激励的引入所带来的影响却是负面的[8]。2．股权激励与企业绩效存在非线性相关的文献一些学界的人士点明，股权激励跟企业绩效的关联并非单一的线性关系，而大概呈现出区间效应的属性，McConnell跟Servaes（1990）研究表明，高管所持有公司的股份与托宾Q值呈现倒U形的关联，这显示股权激励机制对提升企业绩效的效果存在特定的界限和效果区分度[9]。Khanetal.（2014）在排除内生性因素之后，研究揭示了管理层持有股份与绩效之间的非线性、而非单向相关性，呈现出先增后减的变化模式[10]。国内学者也发现了类似的非线性关系。李维安与李汉军（2006）的研究针对1999年至2003年民营上市公司的股权激励计划展开，他们发现此类激励举措对不同持股比例下的企业绩效有显著效果，股权激励的效果并非放之四海而皆准，而是只有在特定的持股比例范围以内才会发挥积极功效[11]。吴娟与俞静（2017）针对2007至2012年实施股权激励的上海证券交易所上市公司2012年度财务报表数据展开分析，从股权激励程度的层面视角，发现企业绩效呈现“N”形的起伏变化趋势，也就是伴随着股权激励水平的上升，企业绩效先经历下降后经历上升，采用股权激励计划的企业，整体绩效表现比未采用的企业更佳[12]。（二）机构投资者的相关文献1．投资者异质性的相关文献机构投资者的多样性主要体现于持股比例的差异、持股自主性的程度、持股的持久稳定性以及持股的聚集水平等维度。Brickleyetal.（1988）按照机构投资者和其投资目标公司之间有没有商业关联这一标准，把这些投资者划分成抗拒压力型以及敏感压力型这两种类型[13]。Koh（2006）依据所持股份的比例，可将机构投资者划分为高持股与低持股机构投资者[14]。Chenetal.（2006）依据持股周期的具体时长以及持股份额的实际大小情况，可把机构投资者细致地划分成长期高持股和短期低持股这两种不同类型的机构投资者[15]。牛建波等（2013）依据机构投资者持股行为的特征，可将其细分为稳定型与交易型机构投资者[16]。Clifford（2009）基于持股的集中度，可将机构投资者区分为集中型与分散型两类机构投资者[17]。2．机构投资者作用的相关文献许多学者认为机构投资者能够发挥积极的治理作用。Johnetal.（2019）研究揭示，机构持股明显增强了企业的社会担当意识[18]。Noviantietal.（2020）机构投资者的持股行为对高层管理人员的积极性起到了激发作用，使得企业的运营绩效得到了一定程度的提升[19]。国内学者也支持机构投资者的积极治理效应。佟岩等（2017）以2006至2013年间深沪两市通过定向增发实现整体上市的公司为样本，使用双重差分模型研究发现，机构投资者能够抑制非效率投资[20]。李越冬等（2017）依据机构持股具有的"有效监督"假说和"利益冲突"假说，研究发现机构投资者能够改善内控缺陷[21]。李安泰等（2022）研究揭示，机构投资者通过在并购前提供专业咨询并提升并购后公司的表现，显著降低了上市企业面临商誉减值的可能性，同时有效减少了导致资本市场系统性风险的关键因素[22]。何冰清（2023）此次研究选取了中国A股上市公司在2017年到2021年期间的非平衡面板数据，借助多元回归模型探寻机构投资者持股比例对企业发展成效所产生的影响，研究最终得出的结果显示，机构投资者的持股状况与企业的经营绩效呈现出正向的关联关系[23]。张鲜华等(2024)在针对2010年至2021年期间3526家A股上市公司的25625个年度数据点展开详细分析之后，可以明确发现机构投资者的持股行为有切实有效的作用，可减少代理问题，促使内部控制机制得到改善，让公司治理功能得以强化，对持有股份的企业实现持续增长带来积极的影响[24]。有部分学者认为机构投资者在公司治理中表现消极。孟涛等（2015）以2011年至2012年间出现过度投资行为的A股上市公司为案例展开分析，本文重新从内生性方面探讨机构投资者对公司治理效能产生的影响，研究结果说明，虽然机构投资者持股比例有所上升，但这事实上并未抑制过度投资现象，反而有可能使这种行为加剧，对中小股东利益造成损害[25]。曹丰等（2015）通过对2003年至2013年期间中国A股上市公司的分析，探究了机构投资者持股比例与股价崩盘风险之间的关联性，结果表明机构投资者的持股量与股价崩盘的风险呈现正向联系[26]。此外，胡亚峰等（2022）研究发现，压力敏感型机构投资者持股降低了现金持有价值，具有负向治理效应[27]。实证研究设计在前一部分，本文针对所探讨概念与理论的基本原理做了详细阐述，基于此阐述，解析并演绎出研究假设，随后围绕这些假设开展数据筛选与变量设定工作，并构建相应模型，以此呈现本文的研究框架与设计。（一）理论分析及研究假设1．高管股权激励与企业绩效的关系信息不对称理论指出，管理者与所有者之间存在显著的信息差异。管理者因直接参与企业日常运营与战略决策，掌握更多内部信息，而所有者则依赖管理层披露的信息进行决策，这种信息不对称为管理层谋取私利创造了空间。委托代理理论进一步表明，两权分离下，管理层可能因目标偏离而损害企业长期价值。为缓解此类代理问题，股权激励通过将管理者转化为股东，形成利益共同体。具体而言，股权激励使管理层分享企业剩余收益，促使其关注长期价值而非短期利益。有很多学者认为当管理者持有股权时，其个人利益与企业价值趋同，从而会减少消极怠工、非理性投资等情况，并提升风险承担意愿与创新投入。通过综合理论解析，股权激励机制能够在调节委托与代理间的冲突、减少代理成本的基础上，促进企业绩效的整体提升。因此，本文提出假设：H1：高管股权激励能够显著促进企业绩效的提升。2．机构投资者持股和高管股权激励与企业绩效的关系多方参与是完善公司治理的关键。然而，我国中小投资者因能力与资源限制难以有效监督，而机构投资者凭借其专业能力、持股规模及信息优势，被赋予监督上市公司治理、维护中小股东权益的重要角色。其作用机制体现在以下三方面：第一，规模效应与监督动力。机构投资者持股份额较高，其收益与企业绩效直接挂钩，因而有强烈动机通过提案、投票等方式参与治理，营造高质量治理环境。根据成本收益理论，其监督的边际成本随持股比例上升而降低，而治理收益显著高于成本，促使其积极介入监督。专业能力与信息优势。机构投资者依靠自身有的专业分析能力以及资源整合方面的优势，有能力识别并应对管理层所呈现出的机会主义倾向，借助有效的制衡机制对其决策行为加以规范。第三，协同效应与激励强化。机构投资者的监督行为可放大股权激励效果。例如，机构投资者可能要求将股权激励与研发投入、ESG表现等长期指标挂钩，从而增强激励的约束性与导向性。综上，机构投资者通过监督制衡、资源整合与风险共担，能显著增强股权激励机制对企业运营绩效的推动效果。因此，本文提出假设：H2：机构投资者持股能够增强高管股权激励与企业绩效之间的正向关系。3．不同性质的机构投资者持股和高管股权激励与企业绩效的关系稳定型机构投资者以长期持股为特征，注重企业可持续发展，是公司治理中重要的利益相关者。其长期持股使其能够持续跟踪企业运营，熟悉管理层决策模式与战略导向，从而有效识别异常行为。通过降低信息不对称，这类投资者可约束管理层机会主义倾向，促使其聚焦长期价值创造。稳定型投资者通过提供长期资本支持与参与制度建设为企业创造高透明度的治理环境。在此环境下，股权激励的“利益绑定”效应被放大：管理层需兼顾短期业绩与长期战略目标，避免激励措施沦为短期套利工具。与稳定型不同，交易型机构投资者以短期套利为核心目标，通过频繁买卖获取价差收益。由于其持股周期短，缺乏动力投入资源监督管理层，因此无法积累足够信息以识别代理问题。而且其追求短期股价波动收益，与管理层通过股权激励实现的长期价值目标存在冲突。稳定型机构投资者通过长期监督、资源支持与治理环境优化，能够强化股权激励与企业绩效的正向关系；而交易型投资者因目标短视与监督缺位，难以对激励效果产生积极影响。因此，本文提出假设：H3：相较于交易型机构投资者，稳定型机构投资者能够显著增强高管股权激励与企业绩效之间的正向关系。（二）样本选择及数据来源本文以2021年至2023年间上市的制造业公司为案例分析对象，数据主要收集自国泰安（CSMAR）数据库。为了确保后续实证分析工作的顺畅进行，已对数据进行了精心挑选：（1）剔除了ST、ST*类上市公司样本。（2）剔除了存在缺失值的相关变量数据。（3）鉴于剔除行业为保险业、金融业的上市公司。（4）剔除不存在本文包括的九类机构投资者。（5）为了降低极端数值与其他数值之间较大差异给分析结果带来的影响，本文在数据处理阶段针对主要连续性变量设定了范围限制，具体是在1%至99%的分位数区间内开展了缩尾操作，经过这一操作流程，最终得到了总计5987个适合用于后续检验的观测样本，本次研究采用的计量分析工具是Stata。（三）研究变量设计 1．被解释变量总资产净利润率（ROA）：参考大多数学者的研究，以总资产净利润率（ROA）为核心衡量指标来评估企业绩效，体现了企业整体利用全部资产创造收益的能力。该指标通过将企业报告期内的净利润与平均资产总额相除计算得出，其经济内涵在于揭示企业每单位资产所创造的净收益水平，能够全面评估管理层对资产配置和运营效率的把控能力。2．解释变量高管股权激励（EI）：系统回顾国内外有关高管股权激励的学术文献之后可以发现，该领域研究主要集中于定量和定性这两个方向，在采用定性研究方法的学者里，多数着重探讨股权激励体系的结构设计、不同激励方案的优劣比较，以及激励政策实施前后对企业运营产生的影响等制度性议题；而本文的研究旨趣在于探究股权激励水平这一量化维度的影响效应，因此选择采用定量研究范式，通过可量化的指标来精确捕捉高管持股比例这一关键变量。通常采用高管持股数量与公司总股本的比值来进行量化测度。这一指标反映了公司高层管理人员通过持有股权与股东利益形成捆绑的程度，其核心价值在于通过所有权结构的安排来缓解委托代理问题，使管理者的个人利益与企业长期价值增长趋于一致。3．调节变量（1）机构投资者持股（InsInvestorProp）：由于机构投资者的种类多样且有些类型的界定尚不清晰。本文汇总九类机构投资者持股比例用以评估机构投资总体水平，这九类机构包括证券投资基金、保险公司、社保基金、合格境外机构投资者即QFII、证券公司、信托公司、财务公司、银行以及私募基金，计算方式为把上述机构持有的股份总数在其流通股中的占比相加，得出一个能反映机构投资者整体参与度的指标。（2）机构投资者持股稳定性（Stable）：本文借鉴了牛建波等（2013）及李争光等（2014）的研究路径，通过时间与行业的双维度评估机构投资者的持股稳定性，进而将它们区分为稳定性较高的机构投资者与侧重于交易活动的机构投资者两大类。具体计算过程如下：首先，从时间序列角度，评估各上市公司的机构投资者持股比例的波动性指标。具体方法是：以当前年度（t年）的机构持股比例（通常采用机构持股数占流通股比例）作为分子，以该公司过去三年（t-3年至t-1年）机构持股比例的标准差作为分母，计算得出稳定性指标（Invest）。这个指标值越大，表明机构投资者持股越稳定；反之则表明持股波动较大，属于交易型特征。其次，在行业维度上，对稳定性指标进行行业相对比较。具体步骤是：首先计算同行业（通常采用证监会行业分类标准）所有公司在t年的Invest指标的中位数，然后将每家公司的Invest指标值与行业Invest中位数进行比较。如果某公司的Invest值高于行业Invest中位数，则判定该公司的机构投资者属于稳定型；反之，若低于行业Invest中位数，则判定为交易型。本研究将稳定型机构投资者赋值为1，交易型机构投资者赋值为0。4．控制变量（1）企业规模（Size）：对企业绩效的影响呈现双重效应，既可能产生积极推动作用，也可能带来负面制约作用。从正向影响来看，规模较大的企业通常拥有更为雄厚的资源储备、稳健的资本实力和成熟的市场运作经验，这不仅增强了企业识别和把握优质投资机会的能力，还使其能够通过规模经济效应降低单位生产成本，从而提升整体盈利水平。同时，多元化经营的大型企业具备更强的风险抵御能力，可以通过业务组合分散经营风险，维持业绩的稳定性。然而，企业规模的扩张也可能对绩效产生抑制作用，当组织规模超过最优边界时，容易引发管理效率下降、决策链条延长、市场反应迟缓等问题，这些都会对经营绩效造成负面影响。基于现有研究成果的考量，本研究采用总资产的自然对数作为企业规模的代理变量，这一指标既能有效捕捉企业体量的关键特征，又符合学术界通用的衡量标准，确保了研究结果的可比性和可靠性。（2）资产负债率（Lev）：该指标作为评判企业清偿长期债务能力以及潜在风险的关键准则，一般其数值需保持在1以下，一旦超出此界限，企业就有可能面临资产无法覆盖负债的状况，合理的债务负荷可激发杠杆效应，给企业的运营表现带来积极的促进作用，然而倘若债务水平过高，就会加大财务风险，当企业运营风险处于稳定状态时，过高的债务负担会使总风险上升，妨碍公司绩效的提升与增长。（3）现金净流量（Cf）：所反映的是特定时间段之内现金及其等效流通资产净额的具体变化状况，将其作为评估指标，其作用呈现出正负两个方面的特性，从正面角度而言，现金净流入量增长幅度越大，就意味着企业的资金流转更加高效且有十足弹性，这样的趋势预期可推动企业未来业绩实现提升，不过要是现金净流量超出了合理范畴，那么就有可能致使企业在管理方面过于宽松，增加不必要的随意性支出。（4）独董占比（Poid）：的设置基于独立董事能够以客观立场对企业管理层的经营决策实施监督这一特性。在中国上市公司治理体系里，法律设定了独立董事的比例标准，来借助该机制对管理层那些可能给企业发展价值带来负面效应的行为加以约束，推动决策过程朝着科学且有效的方向发展。（5）总资产周转率（Turn）：作为衡量企业资产利用以及运营效率的核心指标，该指标的数值可体现企业当下资产的操作效能与创收潜力，要是总资产周转率处于较高水平，那就意味着企业可更为有效地管理资产，将资产投入的价值与收益实现最大化。通常而言，营运能力较强的企业在整体绩效表现上也会更为出色。（6）固定资产比率（Fix）：因行业特性而呈现出显著差异，是众多学者衡量企业实体投资规模与方向的重要指标。这一指标的影响具有双重性：一方面，企业若能精准把握投资方向，加大有效投资力度，将有望促进绩效的显著提升；另一方面，若企业投资决策失误，陷入非效率投资的困境，则可能对企业绩效产生不利影响，阻碍其持续增长。（7）年度控制变量（Year）和个体控制变量(Id)：为了提高模型的解释能力和准确性，借助消除年度以及个体因素对研究结果的潜在影响，在回归模型里引入了年度控制变量和个体控制变量，就是将年度控制变量与个体控制变量纳入回归模型，以此来消除年度及个体因素对研究结果可能产生的潜在影响，提升模型的解释力与准确性。表3SEQ表\*ARABIC\s11描述性统计变量类型变量符号变量名称计算方法被解释变量ROA总资产净利润率净利润/总资产余额解释变量EI高管股权激励高管持股数/总股本变量类型变量符号变量名称计算方法调节变量InsInvestorProp机构投资者持股本文包含的九类机构投资持股比例之和Stable机构投资者持股稳定性将稳定型机构投资者赋值为1，交易型机构投资者赋值为0控制变量Size企业规模企业年末总资产的自然对数Lev资产负债率总负债/总资产Fix固定资产比率固定资产/期末总资产Cf现金净流量经营活动产生的现金流量净额/总资产Poid独立董事比例独立董事人数/董事会人数Turn总资产周转率营业收入/期末总资产的平均余额Year年度控制变量控制年度差异的影响Id个体控制变量控制个体差异的影响模型设计1.固定效应模型本研究采用双向固定效应模型进行实证分析。基于前述理论框架和研究假设，本文构建如下计量经济模型，用于验证假设H1，旨在系统考察高管股权激励对企业绩效的影响程度。ROA=α0+α1EI+∑α2Controlsi,tμi+δt+ε​（3-1）其中，i、t分别代表行业和年份。ROA为被解释变量，代表企业绩效；EI为核心解释变量，反映高管股权激励；Controlsi,t为控制变量集合；μi、δt分别表示行业和年份固定效应，用于调节行业特性和时间演变等无法直接观察到的影响因素；ε为随机误差项，揭示模型中未捕捉到的额外随机变量。2.调节效应模型本研究采用调节效应模型进行实证分析。基于前述理论框架和研究假设，本文构建如下计量经济模型，用于验证假设H2，旨在系统考察机构投资者持股稳定性在高管股权激励与企业绩效之间的影响程度。ROA=β0+β1EI+β2InsInvestorProp+β3EI*InsInvestorProp+∑β4Controlsi,tμi+δt+ε​（3-2）其中，i、t分别代表行业和年份。ROA为被解释变量，代表企业绩效；EI为核心解释变量，反映高管股权激励；Controlsi,t为控制变量集合；μi、δt分别表示行业和年份固定效应，用来对行业特点以及时间走向等难以直接观测到的因素加以控制，它作为随机误差成分，呈现出模型当中未能被解析出来的额外随机性。实证结果分析（一）描述性统计分析表4-1刊载了本研究核心变量的描述性统计特征。首先，依照统计得出的数据，总资产净利润率（ROA）算出的均值为0.051，这反映样本企业凭借资产运作获取净利润的能力处在中等水平，标准差测得0.063，说明了公司之间盈利能力的显著差别。最低值呈现为-0.182，说明有部分企业在资产运营过程中出现了较严重的亏损现象，中位数为0.050这个数值，与均值相仿，说明多数公司的盈利局面维持相对稳定，最高值为0.220这个数值，呈现了部分企业在资产使用效率上的卓越水准。就高管股权激励（EI）而言，其平均计算得出的值为0.042，体现样本企业对高管实行股权激励的程度偏低，其标准差为0.041，说明各企业之间高管股权激励政策的差异较小，最低比例呈现为0，显示出部分企业未推行高管股权激励计划。中位数呈现为0.030，平均值以上未达，这说明多数企业在高管激励事宜上采取了相对审慎的态度，最大值为0.223这个数值，暗示了部分企业对高管采用了较高的股权激励方案。机构投资者持有股份的平均占比数值为36.711%，说明了机构投资者在所有样本企业中的参与水平普遍偏高。标准差为24.304这个数值，反映出各企业在机构投资者持股比例上有明显的差异，其最小值为0，说明部分企业未得到机构投资者持股，中位数为35.225个百分点，虽比平均值稍有降低，但仍呈现了样本企业里机构投资者持股比例的分布情形，大部分公司在机构投资者持股占比上体现出相对稳定的特质，达到的最高值为97.536%，这说明某些企业中的机构投资者持股占比极为可观。机构投资者持股稳定性相关指标平均值为0.424，表示样本内公司的机构投资者持股整体稳定性处于中间水平，中位数显示出更低水平，这跟平均值形成差异对比，表明机构投资者的持股更多偏向交易类特质，而不是采用稳定型投资策略，除上述之外，关键变量均处在合理范围，不用额外说明。表4SEQ表\*ARABIC\s11描述性统计VarNameObsMeanSDMinMedianMaxROA59870.0510.063-0.1820.0500.220EI59870.0420.0410.0000.0300.223InsInvestorProp598736.71124.3040.00035.22597.536Stable59870.4240.4940.0000.0001.000Size598722.3191.09320.16622.15825.662Lev59870.3960.1710.0600.4000.768Turn59810.6540.3310.1400.5922.037Cf59870.0580.065-0.1290.0550.234Poid598738.2155.53333.33036.36057.140Fix59870.2070.1200.0140.1860.555（二）相关性分析由表4-2的相关性统计数据可以看出，高管的股权激励计划（EI）与企业业绩（EI）显示出显著的正相关走向，而机构投资者所持股份的比例（InsInvestorProp）及其稳定程度（Stable）也和企业盈利比率（ROA）有着显著的正相关关系，这跟理论预测相契合，证实了本研究的实用价值，选定的控制因子，涉及公司规模（Size）、负债比率（Lev）等，跟核心指标的关系同样相当显著，说明这些控制因子的选择是恰当合理的，各个变量彼此间的相关系数都在0.5以下，指出变量之间未出现严重的多重共线性问题，这进一步增强了模型解释力和预测能力，为研究高管股权激励对企业绩效的影响提供了坚实的基础。表4SEQ表\*ARABIC\s12相关性分析ROAEIInsInvestorPropStableSizeLevTurnCfPoidFixROA1EI0.037***1InsInvestorProp0.181***-0.110***1Stable0.111***-0.107***0.559***1Size0.056***0.0150.415***0.214***1Lev-0.350***0.074***0.094***0.035***0.468***1Turn0.270***0.068***0.215***0.122***0.216***0.222***1Cf0.512***0.0090.145***0.063***0.083***-0.190***0.256***1Poid-0.024*-0.010-0.063***-0.021-0.0140.007-0.017-0.0091Fix-0.062***-0.030**0.061***-0.0050.078***0.115***0.093***0.146***-0.0111***pstar<0.01,**p<0.05,*p<0.1回归分析表4-3报告了机构投资者持股在高管股权激励与企业绩效之间的回归。由表4列（1）控制个体、年份的情况下，计算得出核心变量（EI）的估计系数为0.145，该结果在1%的显著性水平上得以验证，说明它和企业绩效（ROA）呈现正相关联系，详细数据在表4中的第（2）部分可看到，在顾及个体差异、时间因素以及引入控制变量后，核心解释变量（EI）跟企业绩效（ROA）的回归系数调整到0.106，照样在1%的显著性水平上展现出正相关联系，不论控制变量存不存在，高管采用的股权激励措施可显著提升企业绩效，进而提升企业盈利的本事。表4SEQ表\*ARABIC\s13固定效应回归结果(1)(2)ROAROAEI0.145***0.106***(5.40)(4.50)Size0.027***(8.76)Lev-0.165***(-15.35)Turn0.122***(17.79)Cf0.158***(10.72)Poid0.000(0.60)Fix-0.087***(-6.65)_cons0.045***-0.564***(34.94)(-8.04)idYesYesYearYesYesN56265617R20.6190.734调节效应1．机构投资者持股的调节效应检验表4-4揭示出机构投资者持有股份在高管股权激励和企业业绩之间的调节效果，就表5列（2）的分析而言，发现机构投资者持股和高管股权激励的互动因素（Ins*EI）与以ROA衡量的企业业绩表现呈正向关联，即便这种关联性在统计学层面未呈现显著水平，这表明，核心变量（EI）的估计系数为0.145，通过了1%水平的显著性检验，与企业绩效（ROA）存在正相关关系，即两者之间的协同效应对企业绩效有一定的积极影响。表4SEQ表\*ARABIC\s14调节效应检验结果(1)(2)ROAROAEI0.106***0.094**(4.50)(2.19)InsInvestorProp0.000***(4.13)Ins*EI0.001(0.56)Size0.027***0.024***(8.76)(7.84)Lev-0.165***-0.162***(-15.35)(-15.16)Turn0.122***0.119***(17.79)(17.56)Cf0.158***0.159***(10.72)(10.80)表4-4调节效应检验结果（续）(1)(2)ROAROAPoid0.0000.000(0.60)(0.72)Fix-0.087***-0.082***(-6.65)(-6.27)_cons-0.564***-0.526***(-8.04)(-7.44)idYesYesYearYesYesN56175617R20.7340.7362．机构投资者持股稳定性的调节效应检验表4-5研究呈现了机构投资者持股稳定性在高管股权激励对企业绩效影响过程里的协调效能，详细的分析结果见表格6第（2）列，机构投资者持股稳定性和高管股权激励的复合效应（Stable*EI）与企业绩效（用ROA表示）有显著的正相关关系，该关联性在5%显著性水平得到证实，这表明，稳定型机构投资者持股在高管股权激励与企业绩效之间起到了积极的调节作用。由于这类投资者通常具有长期投资视野和更强的治理参与意愿，他们的存在能够强化高管股权激励对企业绩效的正面影响。具体而言，稳定型机构投资者不仅能够通过更有效的监督减少高管机会主义行为，还能促使股权激励方案更加注重长期业绩而非短期股价表现。表4SEQ表\*ARABIC\s15调节效应检验结果(1)(2)ROAROAEI0.106***0.080***(4.50)(2.99)Stable-0.000(-0.04)Stable*EI0.095**(2.57)Size0.027***0.027***(8.76)(8.72)Lev-0.165***-0.165***(-15.35)(-15.43)Turn0.122***0.121***(17.79)(17.88)Cf0.158***0.159***(10.72)(10.82)Poid0.0000.000(0.60)(0.67)Fix-0.087***-0.087***(-6.65)(-6.64)_cons-0.564***-0.561***(-8.04)(-8.01)idYesYesYearYesYesN56175617R20.7340.735稳健性检验1．替换被解释变量本文借鉴其他学者的研究，将资产收益率（ROA）调整为解释变量，纳入模型后重新进行回归分析，如表4-6所示，由结果可知，无论是否加入控制变量，高管股权激励（EI）均与资产收益率（ROA)存在正相关关系，并在1%水平上显著，模型通过检验，具有稳定性。表4SEQ表\*ARABIC\s16替换被解释变量的回归结果(1)(2)ROEROEEI0.311***0.229***(4.64)(3.69)Size0.066***(7.25)Lev-0.321***(-10.02)Turn0.240***(15.79)Cf0.237***(6.66)Poid0.000(0.29)Fix-0.160***(-5.43)_cons0.066***-1.416***(20.17)(-6.85)idYesYesYearYesYesN56255616R20.5360.6432．替换解释变量本文参考学者陈德球（2023）的研究，选用管理层股权激励（Incentive）替换原先解释变量，将股价上涨1%所带来的管理层所持股票及股票期权价值增长部分与总薪酬的比例，作为衡量股权激励效果的指标。相关分析数据见表4-7，无论是否加入控制变量，管理层股权激励（EI）均与资产收益率（ROA)存在显著正相关关系，模型通过检验，具有稳定性。表4SEQ表\*ARABIC\s17替换解释变量的回归结果(1)(2)ROAROAIncentive0.025***0.012**(4.08)(2.44)Size0.027***(8.76)Lev-0.163***(-14.96)Turn0.122***(17.78)Cf0.158***(10.61)Poid0.000(0.47)Fix-0.090***(-6.96)_cons0.043***-0.559***(20.00)(-8.03)idYesYesYearYesYesN56265617R20.6180.733异质性分析1．不同区域的异质性分析高管的股权激励计划对所在企业绩效的影响也许展现出地域差异，这一现象的出现主要是各地经济发展水平、市场化程度、政策环境及企业治理体系的差异所致，本文按照企业的地理位置，对企业重新划分为西部、中部和东部三个区域后进行分析，也把相关回归结果列进了第4-8表之内。参照这些回归数据，不管处于西部、中部也或是东部地区，高管股权激励（EI）跟企业绩效（ROA）均呈现显著的正向关联，跟中西部地区相比，东部地区的这种关联性明显更强，具体呈现为处于1%的统计显著性水平时，东部地区里，EI与ROA的回归系数为0.102，而且该关联性的显著水平更高，在东部区域，高管的股权激励对企业绩效提升的作用更明显，高管股权激励（EI）对企业绩效（ROA）促进作用大于中西地区。表4SEQ表\*ARABIC\s18不同区域的异质性分析西部中部东部ROAROAROAEI0.142**0.109**0.102***(2.52)(2.44)(3.52)Size0.0010.027***0.029***(0.07)(3.89)(8.50)Lev-0.131***-0.138***-0.167***(-4.35)(-5.96)(-13.06)Turn0.147***0.103***0.123***(6.37)(9.10)(14.74)Cf0.107***0.224***0.151***(3.04)(6.85)(8.33)表4-8不同区域的异质性分析（续）西部中部东部ROAROAROAPoid-0.0010.001**0.000(-1.56)(2.02)(0.74)Fix-0.087*-0.157***-0.077***(-1.81)(-4.83)(-5.14)_cons0.043-0.596***-0.611***(0.14)(-3.73)(-7.87)idYesYesYesYearYesYesYesN5058234263R20.7870.8020.7172．不同盈利能力的异质性分析高管层的股权激励机制对所在企业绩效影响也许呈现差异化状况，也就是说对业绩表现好的企业与业绩表现差的企业的作用效果不同，基于这一理论考量，把资产收益率（ROA）的平均值当作划分依据，把企业区分为高盈利类别与低盈利类别，并借助回归分析做进一步探究。有关回归分析的具体结果见表4-9，分析结果说明，处于高盈利能力的企业情境中，高管股权激励（EI）跟企业整体绩效（ROA）的关系表现出微弱但未达统计意义的正向联系，处于低盈利能力的企业情形中，这种关联体现得更明显，尽管其同样未达到具有显著性的水平，高管股权激励（EI）与企业绩效（ROA）的回归显著正相关，这说明对于低盈利能力企业，高管股权激励更能促进企业绩效提升，主要原因可能在于这类企业往往面临更严峻的生存压力和管理挑战，股权激励通过将高管利益与企业长期价值绑定，能够更有效地激发其变革动力。当企业绩效处于低位时，高管通过努力提升业绩获得的边际收益更大，激励效果更为明显。表4SEQ表\*ARABIC\s19不同盈利能力的异质性分析高盈利能力低盈利能力ROAROAEI0.0210.091***(0.90)(2.98)Size0.010***0.030***(2.65)(5.97)Lev-0.056***-0.173***(-5.58)(-11.55)Turn0.094***0.088***(13.71)(9.08)Cf0.139***0.071***(9.84)(3.26)Poid0.000-0.000(0.83)(-0.05)Fix-0.084***-0.071***(-5.44)(-3.92)_cons-0.171**-0.636***(-2.05)(-5.42)idYesYesYearYesYes表4-9不同盈利能力的异质性分析（续）高盈利能力低盈利能力ROAROAN25282634R20.7590.5863．不同机构投资者持股的异质性分析本研究把机构投资者的持股结构进行细分，把该持股结构细分为稳定型与交易型两大类，并再次针对其进行回归分析，回归所得到的结果显示，不管是稳定型机构投资者持股的背景，也或是交易型机构投资者持股的背景，高管股权激励（EI）跟企业绩效（ROA）均体现出显著的正向关联。深入比较表4-10里的相关系数以及T值，我们发现稳定型机构投资者的持股对这一关联关系的影响表现出更强显著性，在高管股权激励（EI）带动企业绩效（ROA）上扬的过程中，稳定型机构投资者的持股发挥的积极作用更明显。表4SEQ表\*ARABIC\s110不同机构投资者持股的异质性分析稳定型投资者交易型投资者ROAROAEI0.122***0.102***(3.37)(3.35)Size0.016***0.034***(3.38)(8.00)Lev-0.126***-0.174***(-7.08)(-12.31)Turn0.105***0.136***(10.95)(13.18)Cf0.162***0.143***(7.43)(6.79)Poid-0.001**0.001*(-2.57)(1.67)Fix-0.089***-0.083***(-5.11)(-4.17)_cons-0.292***-0.729***(-2.65)(-7.65)idYesYesYearYesYesN20993047R20.8280.729五、研究结论及对策建议（一）研究结论本文主要基于研究结果得出以下结论：第一，高管获取的股权激励与企业业绩呈现出清晰的正向相关性，也就是说高管获取的激励等级越高，说明企业的绩效情况越优，肖曙光、杨洁（2018）等学者的研究对这一观点予以支持，反映出实施股权激励机制，从根本上破除了管理者只凭借职位拿固定薪酬，无法共享公司经营成果的传统格局。这样做有助于防止管理层借职务便利追求一己私利，由此损害企业的价值，股权激励的引入给管理层的领导风格及经营方式造成了深远影响，它提升了管理层对企业身份的赞同与责任理念，促使管理者从躲开风险转向积极担当风险，进而更聚焦于企业绩效的提高。第二，机构投资者的持仓可提高高管股权激励对企业绩效提升的积极作用，在上市公司里，当机构投资者持有较高比例股份时，这种作用体现得较为明显，实证分析说明，机构投资者依靠自身的专业能力、资金实力以及信息优势，可切实地承担起企业外部监督者的职责，他们积极参与公司管理活动，期望达成这一角色定位，并且坚信此行为可带来积极成效的目标，实践已证明这是可行且有效的。第三，相较于交易型机构投资者而言，稳定型机构投资者可强化高管股权激励与企业绩效之间的正向关联，依据机构投资者持股稳定性这一维度呈现出的差异，在实证分析过程中我们得以发现，稳定型机构投资者在提升股权激励与绩效的联系方面，相较于交易型机构投资者更为有效，这一现象说明，稳定型机构投资者可充分运用自身固有优势，还可以在较长时间内持续优化这些优势，对企业的参与度以及管理层的监督活动产生更为积极的作用。（二）对策建议本部分根据前文提出如下相关建议：第一。在合规框架内，适当加大高管的股份持有量，优化激励策略。上市公司实施股权激励计划与其运营表现呈现出正向关联。通过遵循法律规范与行业标准，精确调整股权激励的力度，适度增加高管的持股比例，旨在显著增强对高管团队的激励效果。第二，本文通过实证分析揭示，企业在股权激励方面，机构投资者的持股比例越大，其对提升企业绩效的作用也越显著。随着我国经济增速放缓，市场环境愈发复杂，企业面临着发展挑战与管理压力，持续优化业绩增长成为战略重心。在此背景下，吸引并壮大机构投资者队伍，被认为是一种切实可行的战略举措。第三，差异化发展机构投资者，引导持股理念。国内的机构投资者有着多种不同的类型，各自拥有独特的投资策略和倾向，研究实证说明，那些以稳定性作为核心导向的机构投资者，在提高高管股权激励与企业绩效的关联程度方面，相较于相对侧重短期交易的机构投资者，有着更为出色的表现，需要希望能够推动机构投资者与投资标的企业之间形成纯粹的投资关系，特别要对长期稳定导向的机构投资者给予特别支持。政府以及政策监管部门要深入了解不同类别的机构投资者的特点，完善并制定出契合各类投资者需求的法规政策，加大开放程度让机构投资者可更多地参与证券市场，明确机构投资者在上市企业治理中的实际角色与需求，消除其参与内部管理时面临的法律和实践方面的障碍，为机构投资者在证券市场的活跃运作营造坚实的法律基础以及优越的市场环境。此外，机构投资者自身也需加强建设，提高能力和素质，只有具备相应治理能力，才能有效参与上市公司监管，提升公司价值。结论本研究选取中国境内的制造业上市公司作为案例对象，全面剖析高管层面的股权激励措施、机构投资者的持股状况以及二者差异性对企业发展成效的作用路径。基于理论推导和实际验证的双重方法论展开分析，得出以下核心结论：首先，高管股权激励对企业绩效具有明显的积极影响，这一发现已被证实。表明股权激励通过利益绑定机制缓解了委托代理矛盾，促使管理者从风险规避转向价值创造。研究进一步揭示了股权激励对制造业企业的特殊意义：在技术迭代加速的背景下，激励机制的优化能够有效激发管理层的创新意愿，从而推动企业突破技术瓶颈。其次，本文突破了传统单一变量分析框架，揭示了机构投资者持股的调节效应。研究发现，机构投资者通过专业监督、资源整合与治理环境优化，强化了股权激励与企业绩效的正向关系。本研究不仅验证了机构投资者的治理效能，更通过异质性分析发现，稳定型机构投资者因其长期投资视野和深度参与治理的特征，对激励效果的提升作用显著优于交易型机构投资者。这一发现为理解机构投资者异质性提供了新的理论视角。然而，本研究仍存在一定局限性：其一，样本时间窗口限于2021-2023年，可能无法充分捕捉经济周期波动对研究结论的影响；其二，企业绩效的衡量主要依赖财务指标（ROA、ROE），对非财务维度（如创新产出、ESG表现）的考察不足。未来研究可从以下方向深化：一是扩展样本时间跨度与行业覆盖范围，检验结论的稳健性；二是引入动态面板模型，捕捉股权激励与机构投资者持股的时序交互效应；三是结合质性研究方法，挖掘不同类型机构投资者参与治理的具体路径。这些拓展将为企业治理实践与政策制定提供更具前瞻性的理论支持。参考文献[1]JensenMC,MecklingWH.Theoryofthefirm:Managerialbehavioragencycostsandownershipstructure[J].SocialScienceElectronicPublshing,1976,3(04):305-360.[2]ZuriadahIsmail,NoorLelaAhmad.IncentiveeffectsofgrantingEquity-basedpaymentonreducingtopexecutiveturnover[J].ResearchinWorldEconomy,2019,10(05):34-37.[3]BhagatS,BoltionB.Financialcrisisandbankexecutiveincentivecompensation[J].JournalofCorporateFinance,2014,25(02):313-341.[4]陈笑雪.管理层股权激励