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一、研究背景
（一）数据背景
Choice金融数据统计显示：2015年上半年，2780家上市公司的总负债为143.24万亿元，而资产总额为167.63万亿元，平均负债率为85.45%。据Wind资讯统计：2015年一季度，资产负债率超过100%的企业有18家，比2014年年报披露时的数量增加了3家，这意味着这些上市公司已资不抵债。
债务融资在一定程度上降低企业资本成本的同时，也增加了财务风险。这种风险会给企业造成生产经营和发展的不确定性，进而影响企业绩效的稳定。如何优化资本结构，确定合理的债务融资水平，使企业资金达到良性循环，进而提高企业绩效，需要企业管理者去解决。
（二）政策背景
国家出台的《上市公司股权激励管理办法》《上市公司执行企业会计准则监管报告(2007)中的“股权激励”部分(2008)》《关于进一步明确股权激励相关政策的问题与解答》等法规，使得上市公司实施股权激励计划成为可能。
仅2012年1月，就有数十家上市公司股权激励计划获得证监会无异议备案，监管部门审批周期明显缩短，说明未来股权激励将成为A股上市公司常态化的操作。由于我国股票一级市场与二级市场存在巨大的价差、薪酬结构不合理（缺乏中期激励或长期激励）、股权激励福利色彩浓重等原因，因而难以判断股票剩余索取权产生的激励效应是否实现。
资本结构与高管持股比例的变化，在一定程度上会影响企业绩效。因此，根据我国上市公司的数据，对资本结构、高管持股比例与企业绩效之间的关系进行了研究。
二、文献综述
（一）关于资本结构的研究
1．资本结构与企业绩效存在显著正相关关系
以Frank、Goyal( 2003)为代表的学者认为，用账面数据计算的财务杠杆与公司绩效呈正相关的关系。
王景( 2010)以2003-2008年我国51家房地产行业的上市公司为样本，进行的研究表明，负债水平高的企业，经营效益也比较好。
2．资本结构与企业绩效存在显著负相关关系
Booth等(2001)通过对10个发展中国家样本数据的分析发现，其中9个发展中国家的资本结构与企业绩效之间，都存在着高度显著的负相关关系。
冯根福、蒋文定、黄建山对我国234家A股上市公司研究的结果，也支持了这一观点。
3．其他观点
Margaritis、Psillaki( 2010)认为，资产负债率与企业绩效并不是简单线性关系，而是呈现倒U型。
陈龙( 2011)的研究表明，资产负债率在O一57%时，资本结构与企业绩效呈正相关关系，资产负债率超过57%时，资本结构与企业绩效呈负相关关系。
（二）关于管理层持股与公司业绩关系的研究
1．管理层持股与公司业绩存在显著正相关关系
Mehran (1995)发现，CEO持股比例与企业业绩之间，存在显著的正相关关系。
刘国亮、王加胜( 2000)经过实证检验证明，管理层持股比例（指前五位管理者持有的公司股份占公司总股本的比例）与企业经营绩效正相关。
2．管理层持股与公司业绩呈分段线性关系
McConnell、Servaes( 1990)研究发现，高管持股会产生两种效应：一种是当高管持股比例在0%一5%或大于25%时，利益趋同效应占主导，与企业托宾Q值正相关；另一种是当高管持股比例处于50/0一25%范围内，壕沟防守效应占优势，与托宾Q值负相关。
3．其他观点
徐大伟、蔡锐、徐鸣雷( 2005)发现，当管理者持股比例在O一7.50%的范围内，上市公司经营绩效（净资产收益率）与管理层持股比例正相关；在7.50%一33.35%之间时，表现负相关；在大于33.35%时，又恢复为正相关。
（三）关于资本结构与高管持股之间的关系研究
Friend、Lang(1998)通过对高管人员调解资本结构的能力进行实证分析发现，持股市值高的高管人员，具有较强的调解资本结构的欲望和能力。冯福根、马亚军(2004)的研究也表明，上市高管人员出于自利，具有调解资本结构的动机。公司资本结构的设计、财务风险控制等决策和实施，受到高管持股的影响。
综上所述，近年来的研究主要集中在资本结构企业绩效之间、高管持股与企业绩效之间，对高管持股与资本结构之间关系及在此基础上对企业绩效影响的研究相对较少。因此，本研究选择A股上市公司作为研究对象，通过实证分析的方法，探索资本结构、高管持股与企业绩效三者之间的关系。
三、研究假设
（一）高管持股与上市公司的绩效
由于管理者与股东之间存在着信息不对称，管理者与股东之间的报酬绩效契约不完全，因此，管理者存在道德风险和逆向选择问题。实现高管利益与公司利益一致目的最常见的做法，是实行高管持股激励计划。
Jensen、Meckling(1976)认为，公司的价值取决于内部股东所占有的股份比例。随着持有公司股份的增加，内部股东与外部股东的利益将趋向一致，并将减少其可能侵害外部股东利益的行为（内部股东拥有对经营管理决策权的投票权，外部股东没有）。他们的“激励相容论”表明，高管持股可较好地调动其积极性，能够减缓委托代理成本，提高企业绩效。
基于以上观点，提出假设：
Hl:公司绩效与高管持股比例存在显著正相关关系。
（二）资本结构与上市公司的绩效
资本结构，是指包括权益资本和债务资本的内部结构。优序融资理论认为，企业债务融资优于权益融资。
Myers (1977)、Jensen(1976)认为，在企业拥有剩余现金时，管理者宁愿投资于一些净现值为负的项目，也不会将这些剩余现金返还股东，而债务融资会使公司的自由现金流减少，从而抑制管理者的投资冲动和激励，会使管理者放弃一些正净现值项目。
基于以上理论和学者的观点，提出假设：
H2:公司绩效与资本结构存在显著的负相关关系。
（三）高管持股与公司资本结构
高管持股赋予了管理者双重的角色——股东、管理者，这也就决定了高管的追求目标也具有双重性。高管在作为股东时，会追求股权的增值性收益；作为管理者时，会追求个人效应的最大化。因此，持股的高管比普通的“股东”或“管理者”，在企业中具有更多的利益取向，其对资本结构的敏感性和调节资本结构的欲望，也比这两者之间的任何一个都要强烈。
冯根福、马亚军( 2004)认为，上市公司高管人员出于自利，具有调节公司负债水平的动机。在一定程度上，上市公司的实际资本结构水平，是受到高管自立约束下的“最优”。持股高管的财务选择和融资偏好行为，终将对企业的绩效产生影响。
基于以上观点，提出假设：
H3:高管持股会加剧资本结构对公司绩效的负相关关系。
四、样本选取与模型分析
（一）样本选取与数据来源
在样本选取中遵循的原则：一是选取于2009年12月31日之前在沪深A股主板市场完成上市的公司为初始样本；二是选取的公司需保证在2010-2014年持续经营，若有一年及以上的数据缺失，则剔除该样本；三是为保证结果的可靠性，剔除ST类上市公司。对某一特定公司来讲，如果其有一年及以上标记为ST，则剔除该公司2010-2014年所有数据；四是剔除数据披露不完整的上市公司；五是剔除金融类企业；六剔除同时发行A、B股或A、H股的公司。共筛选出640家2009年底之前上市的公司，对其2010-2014年期间共3200个样本数据进行分析。
研究所用数据，均来自国泰安数据库(CSMA R)中上市公司年报。
（二）变量定义及模型
1．变量定义
(1)公司绩效。由于采用托宾Q值（即企业市价<股价>÷企业的重置成本）衡量公司绩效，能有效克服财务指标法的一些系统性缺陷，所以，采用托宾Q值衡量公司绩效。托宾Q值用TobinQ表示。
(2)高管持股及资本结构。高管持股(Mana)，是指高管总持股数与总股数之比；资本结构( Lev)，是指负债总额与资产总额之比。
(3)控制变量。根据以前的理论和实证分析结果，表明公司规模（公司期末总资产的自然对数Size）、股权集中度(前五大股东权益占股东权益之比Ss)、未流通股比例(未流通股份÷总股数Nts)、公司成长能力(净利润增长率Npgr)也会对公司绩效产生影响。
2．基本模型
针对以上变量进行设计分类，并对其与公司绩效之间的关系进行了研究。因此，基本模型为：
其中，Mana为调节变量、Manait×Levit为交互变量，目的是考察高管持股是否能调节资本结构对公司绩效产生影响。
（三）实证检验与面板数据分析
1．单位根检验
选取2010-2014年5个年度的相关面板数据作为样本，首先对样本进行单位根检验，以确定样本数据在序列中是否具备平稳性。使用ADF法（ADF-FisherChi-square），进行单位根检验的结果表明，所有变量的P值都小于0.05，说明选取的变量在时间序列都是平稳的。因此，不需要再进行协整检验。
2．描述性统计分析
根据表l对2010-2014年每年样本的相关变量描述性统计结果，可得出结论：托宾O值，从2010年2.8165，下降到2014年的1.9549；而资产负债率，从2010年的0.4735，上升到2014年的0.4827，债权融资的比例不断上升。可见，企业绩效与资本结构的变化趋势是反方向的。
五年间的最大值与最小值差异显著，部分企业资产负债率过高，而一部分企业债务融资过少，没有充分利用负债这一杠杆求取企业绩效的提高。但从五年间的标准差不断递减可见，高资产负债率和低资产负债率的上市公司在不断调整各自的资本结构，使之趋于合理。
高管持股比例的中位数在五年间逐年递增，分别为0.000109、0.000115、0.000245、0.000264、0.000307。说明股权激励在越来越多的公司得以实施，并得到公司所有者的认可。但五年中高管持股的最小值是0，说明“零持股”现象严重，而五年中高管持股的最大值都在60%以上，可见，高管持股比例差异显著。
3.Pearson相关性分析
使用SPSS20.0，对样本数据进行自变量相关性检验，以检验变量之间是否存在多重共线性问题，如表2所示。
表2列示了托宾Q与自变量和控制变量的pearson相关系数。高管持股与托宾Q值得相关系数是0.204，显示高管持股与托宾Q值正相关；资产负债率与托宾Q值得相关系数是- 0.480，显示资本结构与托宾Q值负相关。这说明，有高管持股的企业业绩比没有高管持股的企业业绩好，资本结构与公司绩效负相关。由此可知，各自变量间存在一定程度的相关性，但各变量两两之间的相关系数不超过0.6，在后面回归过程中产生自相关的可能性却不大，说明可进行多元线性回归分析。
4.Hausman检验与分析
使用Hausman检验确定模型的类型。模型一不考虑高管持股、高管持股×资本结构两个因素对公司的影响；模型二在模型一的基础上，加入变量高管持股；模型三在模型二的基础上，加入交乘项（高管持股×资本结构）。而这3个模型的Hausman检验结果，都呈现P值显著小于0.05，拒绝原假设随机效应模型，应使用固体效应模型对面板数据进行分析。
5．回归分析
为了控制异方差和序列相关性问题，采用的估计方法，是按截面加权的广义最小二乘法(EGLS)。随着变量的加入，模型原有变量的符号保持不变，同时，大小也非常稳定。上市公司资本结构、高管持股对企业绩效影响的实证分析结果，如表3所示。
从表3可见，以托宾Q值为被解释变量的3次回归，模型修正后拟合优度都在0.8以上，说明3个模型的拟合优度很好，解释变量与因变量有较强的相关性，现有的自变量能很好地解释模型。
(1)3个模型的F统计量都在0.05水平显著，回归方程极其有效。DW(Durhin-Watson stat)值在2附近，说明不存在自相关问题。
(2)3个模型的托宾Q值，都与资产负债率、公司规模、未流通股份比例和股权集中度显著相关，并且P值都小于0.05，唯有公司成长性这一指标与公司绩效之间关系不显著。具体而言，3个模型回归结果中的资产负债率与托宾Q值的相关系数，都为负数且P值小于0.05；资本结构与公司绩效关系显著并呈现负相关的关系。这个结果与张兆国等(2007)、邓莉等(2007)的研究结果是一致的，而且这一结果与假设H2 -致。
(3)模型2表明，当模型中包含调节变量高管持股时，各变量的显著性及符号仍然不变。从表3可见，高管持股与托宾Q值的相关系数为0.441665，表明高管持股对提升公司绩效有着积极的影响，并且其对应的P值小于0.1，表明高管持股对公司绩效的影响显著。这一结果与假设Hl一致。
(4)模型3在模型2的基础上，增加了Mana×Lev这一交互变量。通过回归分析发现，Mana×Lev与公司绩效显著负相关。表明高管持股与资本结构的配合效应为负，不利于提升公司绩效。这一结果与假设H3一致。
五、结论与建议
（一）结论
1．相关性分析结果
公司绩效与高管持股、资本结构、公司规模、非流通股份占比，以及公司成长性之间存在显著的相关关系。
2．多元线性回归模型结果
资本结构与公司绩效之间负相关，说明债务对企业绩效的约束较差，负债对公司的制约作用未发挥出来。
3．高管持股与公司绩效正相关
高管作为重要的人力资本，承担着企业持续经营发展战略目标确定和发展规划制定的重大责任，凭借其前瞻能力、分析和创新能力、决策和组织能力主导着企业的发展方向，能够迅速地将资源潜在优势，转化为市场竞争的现实能力，以创造价值和绩效。
4．高管持股与资本结构的配合效应为负
高管持股加剧了资本结构与公司绩效之间的负向影响，说明作为企业所有者和经营者的高管，可能为了维持既得的控制权，会偏向于债务融资。而在债务融资约束力较差的情况下，过多的负债将会使经营者放弃收益为正的投资项目，从而造成公司绩效下滑。
（二）建议
1．企业应建立强有力的偿债保障机制
通过这种机制，保障债务融资约束作用得以实现，从而减少高管用于其个人私利的自由资金流量，削弱高管低效投资的选择空间，抑制高管的过度投资行为，发挥债务融资的约束作用。针对高管通过虚假业务合同、担保、借款、关联交易等方式，转移公司财产、逃避债务的行为，债权人要对高管及关联企业进行财产追索、法律追究。
2．加强对高管持股人员的监督
高管持股在一定程度上有利于提升企业绩效，但是高管人员在调节资本结构上，可能过分追求自身利益，进行违规交易、内幕交易等行为，而偏离其他股东的利益。因此，应通过独立董事、外部审计等制度，加强对高管持股人员的监督。[http://www.001lunwen.com/help/48915.html 提供论文代写和代写论文服务]
3．实现高管人员竞争机制市场化
通过加强对高管人员的培训，实现高管人员竞争机制市场化，让有能力的高管人员通过市场进入公司。
总之，应建立公司价值最大化目标的权利制衡机制，提高企业的竞争力和绩效水平。