吴淑珍：上市公司高管股权激励对供应商授信周期的影响研究
上市公司高管股权激励对供应商授信周期的影响研究
— — 基于我国上市公司供应商授信周期视角的经验证据
暨南大学管理学院 吴淑珍
摘要：本文选取了2006年 1月 1日至 2013年 12月31日之间公告股权激励实施计划的 A股上
市公司作为研究样本，分析了我国A股上市公司的高管股权激励强度对供应商授信周期的影响。研
究发现，当上市公司对高管股权激励的强度越高时，企业供应商的授信周期越长。进一步研究发现，
不同激励动机下的股权激励方案对供应商授信周期的影响不同。激励型公司供应商的授信周期与股
权激励强度存在显著的正相关关系，即激励型公司的股权激励强度越高，企业供应商的授信周期越
长。然而这一现象在福利型公司中并不显著，福利型公司供应商的授信周期与股权激励强度不存在
明显的相关关系。
关键词：股权激励 福利型公司 激励型公司 供应商授信周期
一
、 引言
Shleifer与Vishny(1997)以及La Poaa等(2000)的研究指
出，如果投资者所处的法律保护环境较弱，那么多数企业
核心代理问题将是如何限制公司内部人侵害外部投资者
的利益。股东为了自身利益总会做出一些使财富从债权人
向自己这一方转移的决策，这也是股东和债权人之间利益
冲突的主要体现。在当债权人发现这种利益被损害的情形
时，将采取适当的措施来保护 自身利益。而股东能否预知
债权人的反应，决定了其能否有效缓解这种冲突。股东与
债权人之间的潜在冲突主要表现为两种，这两种冲突分别
是Jensen与Meckling(1976)提出来的“资产替代效应”以及
Myers(1977)提出的“投资不足”问题。债务期限结构理论认
为，债务期限结构的选择在一定程度上可以缓解代理冲
突。债务期限结构被认为是债务契约的一项非常重要的内
容，它规定了债权人和债务人所拥有的权利和应履行的义
务。而 自从Jensen和Meckling(1976)提出著名的产权结构 、
代理成本与企业价值理论，学界就一直不断地研究和探讨
关于高管股权激励是否能够改善公司的治理效果、降低企
业的代理成本并提高企业价值的问题。关于股权激励与债
务期限的研究，国外学者Datta和Marchica研究了管理层激
励对债务期限结构的影响，而我国学者姚明安和徐志平
(2008)的研究认为管理层持股降低了管理层与股东之间
的代理成本 ，他们认为管理层所持有的股票股比例越多
时 ，企业的债务期限就会越短 ，且这种关系在高信用评级
的企业中尤其突出。然而，无论是国内或国外的研究，目前
学者们对此尚未得到一致的结论，并且，他们将视线聚焦
在债务期限结构，并没有关注股权激励是否对供应商授信
期限这一具体的、可视为一种期限很短的债务融资也存在
着某种影响。这也正是本文研究的出发点。
二、文献综述
(一)股权激励与代理成本 公司制企业的出现使企
业所有权与经营权相分离。然而 ，由于信息不对称的存在 ，
企业的实际经营管理者几乎可以掌握企业的全部信息，而
企业的所有者和其他利益相关者 由于不能直接参与企业
的经营与运作，故而处于信息的劣势。股东与经理层之间、
股东与债权人之间以及大股东与小股东之间的利益冲突
问题 日益突出，企业的代理成本问题较为严重。信息不对
称和激励不足通常被认为是产生代理冲突的根本所在 ，许
多学 者如Befle和Means(1932)，以及Jensen与Meckling
(1976)的研究认为对管理层实施股权激励在一定程度上
是能够起到激励作用的，进而使高管与股东的利益保持一
致，激励高管提高公司业绩。经理人激励机制降低了企业
的代理成本。Murphy在1986年的研究认为，管理层薪酬契约
是降低企业代理成本的重要途径 ，而其中的股权激励具有
更好的激励效果。Tzioumis(2008)的研究也指出，当管理层
持有一定比例公司的股票时，公司的代理成本将会降低。
以上学者的研究结果均表明，上市公司对高管实施股权激
励计划，对公司高管进行激励可以减少代理成本。我国学
者在股权激励与代理成本方面的研究也取得了一定成果。
廖理等(2004)研究得出，对于那些存在着高代理成本的企
业，对于该类企业的现金股利支付，管理层持股存在着显
著的提升作用 ，但是对于那些代理成本低的企业来说管理
层持股的作用却并不明显。在此基础上 ，他们将样本进行
分类，存在国有股公司为一类 ，不存在国有股公司为一类，
最终得出了与上述相似的结论，即对于含有较高国有股比
例企业的管理层持股与现金股利支付存在正向相关关系。
周中胜(2008)研究认为，自由现金流引起的代理成本问题
刘佑铭(2012)的研究也发现企业在实施股权激励后，不仅
公司委托代理成本有所下降，公司绩效的平均值也有了一
定程度的上升。
(二)股权激励与企业资本结构 Jensen和Meckling
(1976)研究发现，由于存在利益冲突，公司股东与经理人
之间存在着权益代理成本，而股东与债权人之间存在着负
债代理成本，且两类代理成本随着资本结构的变化而此消
彼长。Richard(1990)的研究也证实了这一点，他发现当企业
披露其股权激励方案时，股票市场通常会有正面反映，而
IlI佘通孔 2016年第9期
债券市场的反映却是负的。同样，John(1993)发现 ，当经理
人薪酬与企业业绩挂钩时是会降低股东与经理人之间利
益冲突的，但是却加剧了股东与债权人之间的利益冲突。
股东与经理人之间建立起来的有效薪酬契约可以减少股
东与经理人之间的代理成本，而Jensen与Meckling f 1976)也
提到了这一点，认为股东是存在剥夺债权人利益的动机
的，他们通过选择投资那些有着较高风险的项 目去实现这
一 目的，即前述的资产替代问题。这就使得在减少股东与
经理人之间权益代理成本的同时，增加了股东与债权人之
间的负债代理成本。债权人为了保护自身利益，可以通过
经理人薪酬契约传递的信息来制定合理的贷款额度、信贷
期限、贷款利率等。公司经理即内部人直接参与企业的运
营与管理，对于企业的内部信息(如管理层激励问题)容易
获得，相反，外部投资者却无法获得这一信息，当外部投资
者在意识到这一问题的前提下 ，企业该如何安排其融资策
略，Majluf和Myers在1984年对此作出了研究。“优序融资理
论”强调公司融资次序有较明显的先后之分，即：企业所需
的资金首先依赖于内源资金；当企业的内源资金不足以满
足企业所需时，债务融资作为一种外部资金将成为企业次
优的选择 ；而外部股权融资因为具有较高的成本，其将被
作为一种融资形式的补充来源。信息不对称下，债权人作
为外部人处于信息劣势，为保护自身利益而产生的负债代
理成本最终将由股东承担。在企业资产负债率比较高的情
况下，为了平衡股东与经理人之间、股东与债权人之间的
两种代理成本 ，股东可能倾向于降低经理人薪酬与公司业
绩的敏感性 ，即以提升权益代理成本的代价来降低负债代
理成本 ，实现最优资本结构。
(三)股权激励与债务期限结构 对于资产替代问题，
债权人是否能够识别管理层薪酬合约传递的信息并作出
理性的应对措施 ，理论界也给出了相应的研究结论。Billett
等(2009)的研究发现，当企业授予公司高管股票期权时，
股东能够获得正的异常收益 ；当授予高管的股票期权相对
于股票的收益波动越敏感 ，债权人的收益此时则越趋于
负。Daniel等(2004)考虑到对于股权激励对高管风险偏好
的影响，债券市场是能够充分体现这一点的，他们的研究
发现股权激励可以影响公司的债务成本。Datta(2005)的研
究表明，高管持股的比例与债务期限呈现相反关系，也就
是说管理层持股比率越高，则其更倾向于选择短期贷款。
Berlin(2006)的研究也指出，债权人只愿意对风险高的公司
提供短期融资贷款。Brockman，Martin和Unlu(2010)通过对
1992—2005年的6825家公司的研究发现，短期债务比例与股
权激励绩效敏感性呈显著负相关。此外 ，他们还发现短期
债务具有减轻由股权激励引发的债权人代理成本的作用。
上述的分析主要关注的是银行融资、债券融资期限结构与
经理人薪酬激励的关系。然而经理人薪酬激励对供应商授
信期限也会产生影响。供应商授信期限相比银行借款有其
特殊性。从债务期限结构上来说，供应商授信期限比银行
借款期限又短的多。Myers(1997)的研究表明，借款周期越
短，用停止续贷的手段来达到可信威胁的目的将会变得更
加容易。因为债权人可以通过在续贷过程中对公司的决策
进行复核，以阻止高风险的、有损债权人利益的项 目。而对
于期限结构长的借款 ，由于借贷双方的信息不对称 ，会使
公司完全处于经理人的控制之中，债务人很可能通过“资
产替代”等方式来侵占债权人的利益。综上述分析，我们可
以进行以下猜想：供应商授信期限作为一种期限很短的债
务融资，是否可以更加快速和准确地展现债权人对债务人
激励政策的反映。
三、理论分析与研究假设
美国辉瑞公司在1952年推出了世界上第一份股权激励
计划，这成为股权激励制度的开端。在健全的法律体系和成
熟资本市场的基础上，西方国家的学者对股权激励及其他
财务理论的研究亦比我国成熟。对正处于新兴加转轨时期
的中国而言，在运用西方经济理论的同时必须考虑我国的
制度背景。借鉴于外国股权激励的经验 ，近年，我国上市公
司也对股权激励做了不少尝试，并且迅速发展。2006年1月1
El，《上市公司股权激励管理办法(试行)》正式实施。不久
后，国资委与财政部联合颁布了《国有控股上市公司(境内)
实施股权激励办法》和《国有控股上市公司(境外)实施股权
激励办法》两项办法，再加上《公司法》、《证券法》的修订实
施以及股权分置改革的顺利进行，进一步推进了我国股权
激励制度的发展。虽然在我国已有许多企业开始重视和运
用股权激励这样的长期激励方式，但是，目前我国非常多的
企业对高管进行薪酬激励仍在使用年薪这种短期的、现金
式的激励方式。并且，上市公司实施的股权激励计划也存在
着许多漏洞，如行权价格制定的过低 、激励条件过于单一 、
激励有效期限设置的较低等，这就使得管理层便于对会计
信息或其他信息进行操纵，行权期限过低还可以使管理层
尽早获得股权激励收益。我国学者对于此研究的结论也大
不相同。对此，吕长江(2009)认为上市公司股权激励计划既
存在“激励效应”又存在“福利效应“。他认为“股权激励按激
励条件的动机分为两种，一种是真正激励激励对象按股东
最大化原则经营企业，另一种是机会主义地为激励对像谋
求福利。”其考察的股权激励的对象仅仅为高管，因为高管
有能力利用股权激励制度为自己谋福利。
从债务融资方面来说-，目前，我国债权人利益的司法
保护制度尚不健全，当债权人利益很可能被侵占时，债权
人是否能通过债务人公布的信息提前做好应对措施来降
低利益损失的可能性呢?此外 ，不发达的债券市场使得我
国企业的债务融资的来源主要依靠银行借款。然而中国银
行大多数是国有控股，与政府的关系密切，银行追于某种
压力，并不能完全依据企业的实际状况进行借款。陈骏
(2012)发现，国企由于存在着“天然的政治关系”能够在一
吴淑珍 ：上市公司高管股权激励对供应商授信周期的影响研究
定程度上消除债务期限约束的负面影响，相反随着债务期
限约束的弱化高管激励强度将逐渐增强。而对于公司的供
应商而言 ，其并没有来自政府的压力 ，供应商会根据公司
的具体状况来制定企业的信用政策。由本文推出假设1。
假设1：在其它因素不变的情况下，高管股权激励强度
越高。则供应商授信周期越长
鉴于目前我国股权激励方案推出时间短 ，股权激励制
度还不健全，对于股权激励是否能真正起到激励的作用，
学术界还没有达成一致的意见。不支持高管持股具有激励
效应的，如宋增基等(2005)研究了经营业绩与高管持股之
间的关系，他们发现这两者之间是基本不存在相关关系
的。陈勇等(2005)以不同年份的数据研究也得出类似的结
论。吕长江(2011)研究指出“股权激励计划的推出，既抑制
了投资不足的问题 ，也抑制了投资过度的问题 ，但总体而
言，我国企业实行的股权激励制度对股东与管理层之间的
利益冲突存在一定程度的缓解作用，并通过减少企业的非
效率投资这一 间接途径达到了降低企业代理成本的 目
的。”本文采用吕长江(2009)的方法，将股权激励方案按激
励条件划分为“激励型公司”和“福利型公司”。对于福利型
的公司，由于并未起到真正的激励作用，其股权激励方案
向外界传达的信息并未被利益相关者所采纳 ，鉴于此，供
应商很可能不会对没有激励作用的股权激励方案作出反
应。因此提出假设2。
假设2：在其它因素不变的情况下，对于福利型的公
司。股权激励与供应商授信周期无明显的相关关系
而对于激励型公司，虽然也存在资产替代效应 ，但是
因为股权激励能够起到真正的激励效应，使得经理人更加
勤勉地工作 ，这有利于企业整体价值的提高，进而增加债
权人的价值，鉴于此，供应商有可能延长其收款期限，以获
得与被供货方的长期合作。因此提出假设3。
假设3：在其它因素不变的情况下，对于激励型的公
司。股权激励与供应商授信周期呈正向变动关系
四、研 究设计
(一)样本选取与数据来源 本文选取了2006年1月1
日至2013年12月31日之间公告股权激励实施计划的A股上
市公司作为研究样本。时间区间的选择是由于我国《上市
公司股权激励管理办法》在2006年1月1日才开始正式实
施。数据来源于国泰安CSMAR数据库、巨潮资讯公布的有
关A股上市公司年度报告。在数据的整理过程中，以下公司
被排除在外：一 、由于监管的特殊性 ，剔除金融保险行业；
二、数据不全的公司。为了避免数据缺失而对影响结论的
可靠性与一致性产生影响，因此剔除；三、绩效异常的sT、
等类型公司。最后得到了有效样本390家，其中属于激励
型公司235家，属于福利型公司为155家。本文采用STATA统
计分析软件进行数据分析。
(二)变量定义
(1)被解释变量。本文研究的是高管股权激励对供应
商授信周期的影响，故本文的被解释变量为供应商授信周
期。供应商授信期限可以看作一种期限很短的债务融资，
其反应速度快于银行或债券融资，具有较强的灵活性。本
文将其作为解释变量，考察债权人对债务公司实施高管股
权激励计划的反应，并进一步区分激励型和福利型公司，
考察两种股权激励动机下债权人是否存在不同的反应。应
付账款周转率反映了公司免费使用供货企业资金的能力，
因此，本文选取应付账款周转率APRT作为衡量供应商授信
期限的变量，应付账款周转率越小。应付账款周转天数越
长，则供应商授信期限越长。
(2)解释变量。本文的解释变量为高管股权激励 ，借鉴
胡国强(2014)的研究，本文将股权激励强度EBI； 定义如下：
sT— ：Q 堕 !量Q巳! ± 曼! ! ± 曼! ! 2 LJ
一
0．01×Priee×(S0Dtion+RStock+HStock)+Caspay
其中，SOption与RStock分别定义为CEO所持有的股票
期权与限制性股票数；HStock为CEO经营持股数；Price为股
票价格；Cashpay定义为CEO所取得的现金薪酬总额。ESI值
越大，则表明高管股权激励强度越高。各变量的定义与计
算 见表1。
表1 变量定义
变量类型 变量名称 符号 变量定义
被解释变量 应付账款周转率 APTR t年销售成本，平均应付账款额
解释变量 股权激励强度 ESI 由模型(2)计算得到
公司业绩 ROE t年净资产收益率
现金流能力 CASHFlo~ 土期经营现金净流量／期初总资产
资产负债率 LEV 期初总负债／期初总资产
公司规模 SIZE 期初总资产的自然对数
控制变量 债务成本 LOANCost 上期利息支出总额／上期期未有息债务总额
资产增长率 rAGR 年末资产相对t年初的增长率
财务灵活性 F1exibititv 期初流动资产总额／期初总资产
两职合一 CEOPower 董事长与总经理为同一人时为1，否则为0
年份效应 YEAR 以2006年为基准，设置年份哑变量
行业效应 Industry 以综合业为基准，设置行业哑变量
(3)激励型公司与福利型公司划分。为了验证研究假设
2、假设3，本文将实施股权激励的公司划分为“激励型公司”
与“福利型公司”两种类型的公司。借鉴吕长江(2009)的方
法，他们按照激励条件和激励有效期限界定激励型公司和
福利型公司，并用市场反应CAR证实划分标准的合理性。具
体做法是通过对比行权指标与前三年相应指标及通过考察
激励有效期限来区分福利型公司和激励型公司，即，激励条
件大于前三年任一年或大干前三年的平均值或激励有效期
大于五年的，均将其定义为激励型公司，否则定义为福利型
公司。(本文按照其方法，选择净利润、营业收入增长率 、净
资产报酬率三个企业常用的财务指标作为激励条件，以股
权激励计划的有效期作为激励有效期，当选择的指标有一
条满足以上条件时，即将该公司确认为激励型公司，否则为
福利型公司。)最后得到了有效观测值390个 ，其中属于激励
型公司的有235个，属于福利型公司为155个。
财佘通孔 2016年第9期
(三)模型构建
为了考察公司股权激励对上市公司供应商授信周期
的影响，我们从上市公司应付账款周转率与高管股权激励
的角度构建如下模型：
AP吓Ri =13o+13lESI+132ROE+133CASHFlow+134LEv+135SIZE
+136LOANCost+137TAGR+13~lexibility+139CEOPower+e (1)
其中，模型因变量APTR表示年度应付账款周转率；ESI
表示股权激励强度；其余为控制变量。B。为常数项，13,-13 为
回归系数，8为误差项。
五、实证分析
(一)描述性统计 全样本的描述性统计参见表2，从
中可以看出，应付账款周转率APTR最小值约为0．65，最大
值约为34_31，均值约为5．55，说明各公司的应付账款周转
率是存在一定差异的。其中一个原因可能是由企业所在行
业的差异导致了应付账款周转率差异较大。另外，当所供
货企业处于市场重要地位时，为了能够获得长期供货合
作，供应商很可能选择延长收款期限来获得与企业的长期
合约；而当供货方处于卖方市场谈判实力增强或认为被供
货方有存在损害己方利益时，很可能缩短收款期限来实现
快速回款。股权激励强度ESI的最小值为0．0001，最大值为
0．97，均值约为0．45，各公司虽然实施了股权激励 ，但实际
的激励强度差异较大。当进一步具体地区分激励型和福利
型公司进行描述性统计时(此处省略表格)，两种类型公司
的股权激励强度的均值差异并不大，均值差异小于0．05，这
说明激励型和福利型公司股权激励强度并不因为激励动
机的不同而存在着较大差异。其他变量除了公司业绩ROE、
现金流能力CASHFlow以及资产增长率TAGR差异较大意
外，其余变量的差异均在合理范围内，在此不再一一描述。
全样本的主要变量相关性分析结果(此处省略表格)表明
Pearson相关系数与Spearman相关系数以及显著水平基本相
似。股权激励强度 、资产负债率、债务成本 、财务灵活性与
企业应付账款周转率显著负相关，各变量之间相关系数都
小于0．5，说明共线性问题不大，后面的回归分析中各变量
的VIF因子(全部小于5)进一步说明了多重共线性的影响
不大。
表2 各变量的描述性统计
变量 观测值 均值 最小值 最大值 标 准差
APTR 390 5．685 0．649 34．310 5．548
ESI 390 O．448 0．001 0．970 0．375
R0E 390 11．83O 一13．420 36．460 7．485
CASHF1OW 390 4．346 -20．070 27．480 8．842
LEV 390 0．368 0．024 0．900 0．205
SIZE 390 21．650 19．950 25．390 1．134
L0ANCost 390 -0．022 -0．525 0．054 0．085
rAGR 390 24．880 —16．830 227 32 760
Fiexibilitv 390 0．668 0．203 0．979 0．169
CE0Power 390 0．354 0 1 0．479
(二)回归分析 样本的回归分析见表3。从表3可以
看出，对于假设1，全样本组中股权激励强度在0．1的水平下
与应付账款周转率显著负相关，即股权激励强度在0．1的水
平下与应付账款周转天数显著正相关。这正验证了假设1，
高管股权激励强度越高，则企业供应商的授信周期越长。
对于假设2，福利型公司这一组中股权激励强度与应付账
款周转率无明显的相关关系，即股权激励强度与应付账款
周转天数并无明显的相关关系。因此，可以得出对于福利
型的公司，股权激励与供应商授信周期无明显的相关关
系，假设2成立。对于假设3，激励型公司这一组中股权激励
强度在0．05的水平下与应付账款周转率显著负相关，即股
权激励强度在0．05的水平下与应付账款周转天数显著正相
关。因此，对于激励型公司，高管股权激励强度越高，则企
业供应商的授信周期越长。假设3成立。此外，由回归分析
结果可以看出，三组样本的财务杠杆LEV、财务灵活性
Flexihility均与应付账款周转率显著负相关。这可能是由于
企业的应付账款较高而流动负债也随之增高，从而使得企
业的资产负债率较高，故应付账款周转率与资产负债率之
间显著负相关。需要注意的是 ，在全样本组和激励型公司
组中债务成本LOANCost与应付账款周转率在0．O1的水平上
显著负相关 ，而在福利型公司组中，两者并没有显著的相
关关系。这一结果表明，实施股权激励方案的公司，尤其是
股权激励目的为激励型而非福利型的企业，其从银行或债
券市场融资产生的债务成本与企业供应商授信周期存在
明显的正相关关系。这一点也恰好验证了不同类型债权人
对企业的股权激励方案所传达出来的信息认可的一致性。
表3 多元回归模型回归结果
全样本 激励型 福利型
APTR A R AP，rR
ESI —lJ526* -2．466** -0．992
(一1．95) (一2．41) (一0．66)
ROE 0．053 0．134木，} 0．049
(1．25) (2．22) (0．60)
CASHFlow -0．O3l -0．003 -0．113
(一0．84) (一0．07) (一1．55)
LEV -7-359 -5．088* 一11．
(一3．62) (一1．93) 24O 半
SIZE 0．099 0．042 (一2．94)
(0．32) (0．11) 0．446
L0ANCost 一15． -20． (0．69)
810 O90 -10．330
TAGR (一3．94) (一3．95) (一1．37)
O．003 -0．0l9 0．011
Flexibility (0．35) (一1．47) (0．95)
- 8．194 -8．7O5 -8．547**
CE0Power (一3．85) (一3．18) (一2．08)
0．471 1．571籼 -0．750
(0．84) (2．21) (一0．67)
1O．12O 10．980 10．530
N (1．27) (1．19) (0．71)
A di 390 235 155
R—squared 0-310 0．285 0．308
注 ：t statistics in parentheses， p<0．1， p<0．05， 水 p<0．01
六、结论
企业债务期限问题影响到企业财务政策的制定以及
(下转第 74页)
47
肖 明 崔 超 ：金融化对我国非金融上市公司绩效的影响研究
表4 ROE分组样本回归结果
模型 (1) 模型(2)
变量 全样本 非国有企业 国有企业 全样本 非国有企业 国有企业
PFA 0．1585# 0．2451 O．0608
(5．02) (5．57) (1．27)
PFA2 -0．1012"** 一O．1818$ O．0369
(一3．22) (一4．26) (0．73)
PFAR O．0467 0．0537*** O．O432 {
(13．57) (10．89) (8．94)
PFAR2 —0．0076*** 一0．009l$ 一0．0o67
(一8．97) (一7．41) (一5．7)
LEV 一0．1674"** -0．089l 一0．2592*** 一0．1787"** -0．1023'** 一0．2738"*~
(一16．37) (一6．42) (一l6-22) (一17．67) (一7．58) (一l7．02)
OIGR 0．0398*** 0．0388*** 0．0370*** 0．0412'** 0．04O4 } 0．0384***
(24．2) (17．86) (14．79) (24．68) (18．51) (14．9)
LNTA 0．0O99 0．0o96％ O．0l14 0．0122'** 0．01l5# 0．0134"**
(3．77) (2．63) (2．64) (4．56) (3．16) (3．06)
0C O．1513 { 0．1294"** 0．19O6 0．1592"** 0．1257 0．1910'**
(11．39) (7．28) (8．48) (11．94) (7．14) (8-35)
BS —O．0o10 一0．0006 一0．0016'** 一0．oo09$ 一O．00o2 一0．()o17
(一2-28) (一1．01】 (一2．71) (一1．95) (一0_3) (一2．72)
Constanl —O．184 一0．2620*** 一0．1382 一0．1915 ％ 一0．2646*** 一0．1431
(一3．21) (一3．24) (-1 47) (一334) (一3．25) (-1．52)
行业 控制 控制 控制 控制 控制 控制
年度 控制 控制 控制 控制 控制 控制
N 14612 7695 6917 13927 7417 65lO
AdjR O．1193 O．104l 0．1464 0．1374 0．1239 0．1602
F 51．70 23．60 33．38 5737 27．44 34．55
注：括号内为 t值，}、 和 书丰 分别表示在 10％、5％和 1％的水平上显著
六、结论
本文选取2007—2014年我国A股非金融上市公司样本
(上接第 47页) tt．^·●·．“··●·_“·-●·⋯·-●_·¨··●·-．_‘_．··_'·
数据，分析了非金融企业金融化对绩效的影响并得到以下
结论 ：(1)国有企业金融资产持有比例低于非国有企业，但
是其金融收益占利润总额的比例却大于非国有企业。导致
该现象的原因可能是国有企业金融资产收益率高于非国
有企业，也可能是由于国有企业虽然经营资产投资比例高
于非国有企业，但是经营资产的收益率却很低 ，导致金融
收益在利润总额中的比例高于非国有企业。(2)金融化程
度与企业绩效间存在倒U形关系，过低和过高的金融化程
度都不利于企业绩效的实现。该结论对非金融企业经营提
出了一定要求，即非金融企业应适当进行金融资产投资，
但不应过多。从企业绩效的角度来看 ，非金融企业存在最
优的金融资产持有比例，高于或低于该金融资产持有比例
都不利于企业绩效的最大化。
’ 参考文献：
[1]逢金玉：《金融服务实体经济解析》，《管理世界》
2012年第5期。
[2]陆岷峰、张惠：《金融产业资本与实体经济利润合
理分配研究》，《经济学动态))2012年第6期。
[3]张晓朴、朱太辉：《金融体系与实体经济关系的反
思》，《国际金融研究))2014年第3期。
(编辑 彭文喜)
企业的盈利水平，同时也会影响企业股东的利益甚至是管
理层的某些决策，进而涉及到公司财务 、公司治理等相关
问题。而高管股权激励动机是否出于真正激励 目的、激励
效果是否有效也是上市公司进行公司治理需关注的重要
问题。供应商授信周期作为一种特殊的、更短暂且灵活的
债务期限，它的选择直接影响着企业的应付账款金额，进
而影响企业的经营策略、财务策略的选择。本文以2006年1
月1日至2013年12月31日期间公告股权激励实施计划的A
股上市公司作为研究样本，研究了高管股权激励对供应商
授信周期的影响。研究发现，上市公司的股权激励强度在
一 定程度上影响着供应商对其授信周期的选择，并且这一
现象在公司股权激励的目的是真正用于激励高管按股东
最大化原则经营的企业更为显著。公司高管股权激励动机
的不同，影响着公司供应商对于授信周期的选择 ，进而影
响企业的财务政策及盈利水平。制定具有真正激励 目的的
股权激励方案有利于企业延长支付供应商债务，从而有可
能缓解企业的财务压力及降低股东与债权人之间的代理
成本
74
参考文献：
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